本文關(guān)鍵詞：全要素能源效率與中國經(jīng)濟(jì)增長收斂性——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

中國人口?資源與環(huán)境２０１２年第２２卷第１期ＣＨＩＮＡＰＯＰＵＬＡＴＩＯＮ，ＲＥＳＯＵＲＣＥＳＡＮＤＥＮＶＩＲＯＮＭＥＮＴ

Ｖ０１．２２Ｎｏ．１２０１２

全要素能源效率與中國經(jīng)濟(jì)增長收斂性

——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

陳德敏１

張瑞２譚志雄３

（１．重慶大學(xué)可持續(xù)發(fā)展研究院，重慶４０００４４；２．重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶４０００４４；

３．重慶大學(xué)貿(mào)易與行政學(xué)院，重慶４０００４４）

摘要能源效率是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、減少能源消費(fèi)的關(guān)鍵政策參數(shù)．研究能源效率與經(jīng)濟(jì)增長收斂性關(guān)系。對于揭示能源效率在我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中的作用，指導(dǎo)能源發(fā)展戰(zhàn)略具有重要的理論和實(shí)踐意義。本文選�。保梗梗担玻埃埃鼓曛袊玻箓�(gè)省份的面板數(shù)據(jù)樣本。運(yùn)用ＤＥＡ方法測算全要素能源效率，發(fā)現(xiàn)全國以及區(qū)域能源效率經(jīng)歷了一個(gè)先上升再下降的過程．中國省域全要素能源效率差異顯著，但總體上各省份之間的差異呈現(xiàn)縮小趨勢；將能源效率納入內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。運(yùn)用ＩＶ、ＤＩＦＦ—ＧＭＭ和ＳＹＳ—ＧＭＭ方法證明中國經(jīng)濟(jì)增長條件收斂存在，能源效率系數(shù)顯著為正。說明能源效率促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長和收斂：運(yùn)用糾偏［ＳＤ＇ｑ估計(jì)方法分區(qū)域開展實(shí)證檢驗(yàn)，研究認(rèn)為。能源效率對東部和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長起到顯著的促進(jìn)作用。由此表明能源效率對經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)作用更為最著�；诖恕夷茉葱侍嵘龖�(zhàn)略重點(diǎn)應(yīng)放在東中部能源消費(fèi)集中地區(qū)。從而通過節(jié)能技術(shù)“溢出”效應(yīng)促進(jìn)西部地區(qū)能源效率的提升。以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的收斂。

關(guān)鍵詞全要素能源效率；經(jīng)濟(jì)增長：條件收斂；ＤＥＡ：動(dòng)態(tài)面板模型中圖分類鼉１：０６２．１

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼Ａ文章編號(hào)１００２—２１０４１２０１２ＪＯｌ一０１３０—０８

ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１００２—２１０４．２０１２．０１．０２１

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)年均１０％左右的高速

的節(jié)能潛力，對中國整體能源效率做了變異系數(shù)考察¨Ｊ。師博和張良悅從區(qū)域?qū)用婵疾熘袊茉葱拾l(fā)展趨勢，發(fā)

現(xiàn)西部顯示出發(fā)散特征，東部表現(xiàn)出趨同特征，而中部則

增長，綜合國力大大增強(qiáng)。與此相伴隨的一些經(jīng)濟(jì)社會(huì)問

題正在逐步累積，甚至有可能影響中國可持續(xù)發(fā)展。一是

粗放的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，能源利用效率低下導(dǎo)致能源消費(fèi)需

求猛增，據(jù)英國石油（ＢＰ）《世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，２０１０年，中國超過美國成為世界上最大的能源消費(fèi)國，能源消

有向東部收斂態(tài)勢卜１。李國璋和霍宗杰運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)方

法（ＤＥＡ）對各省份、三大區(qū)域及全國全要素能源效率進(jìn)行

研究，全國和東中部能源效率均呈現(xiàn)向一個(gè)穩(wěn)態(tài)收斂的發(fā)

展趨勢，而西部能源效率卻沒有表現(xiàn)出顯著的收斂趨

費(fèi)量占到全球２０．３％，這也同時(shí)預(yù)示著我國人口生存環(huán)境將面臨更加嚴(yán)峻的考驗(yàn)；二是地區(qū)差距不斷擴(kuò)大，改革

開放以來，除東部地區(qū)占全國總產(chǎn)出的比重上升外，中西

勢＂１。在研究能源效率與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異性的學(xué)者中。

齊紹洲等對中國東西部之間、中國與發(fā)達(dá)國家之間的經(jīng)濟(jì)

部地區(qū)生產(chǎn)總值的比重都有下降…。當(dāng)前，解決區(qū)域差距

問題，緩解能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的矛盾是實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)

增長和能源消費(fèi)強(qiáng)度之間的收斂性進(jìn)行了實(shí)證研究舊‘７１。張唯實(shí)在研究了能源效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的關(guān)系，認(rèn)為提高能源效率、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，對東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及縮小區(qū)域問的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異至關(guān)重要【８１。那么，能源效率變動(dòng)與我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差距縮

小是否存在顯著關(guān)系？為更加深入細(xì)致地考察能源效率

濟(jì)社會(huì)和諧發(fā)展的重要舉措。能源資源的可耗竭性特征使得經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長已不能僅僅通過增加能源消費(fèi)量來保障，能源效率的提升對經(jīng)濟(jì)增長的作用越來越強(qiáng)。Ｂｉｒｏｌ＆Ｋｅｐｐｌｅｒ指出能源消費(fèi)效率是在保持或者促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)減少能源消費(fèi)的關(guān)鍵政策參數(shù)舊ｊ。史丹假定中國能源效率存在條件收斂，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算了各省份

對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異的影響，本文以全要素能源效率作為

我國經(jīng)濟(jì)增長的收斂因素考慮，利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)

收稿日期：２０１ｌ一０７—２７

作者簡介：陳德敏．博士，教授，博導(dǎo)，主要研究方向?yàn)榭沙掷m(xù)發(fā)展規(guī)劃與政策。通訊作者：張瑞，博士生。主要研究方向?yàn)榄h(huán)境經(jīng)濟(jì)與管理。?１３０?

萬方數(shù)據(jù)

陳德敏等：全要素能源效率與中國經(jīng)濟(jì)增長收斂性

行實(shí)證研究，科學(xué)探索我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的收斂機(jī)制，為實(shí)現(xiàn)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供政策建議。

１研究方法與理論模型

１．１全要素能源效率指標(biāo)構(gòu)造與測算方法

ＪｉｎｌｉＨｕ和ＳｈｉｈｅｈｕａｎＷａｎｇ利用數(shù)據(jù)包絡(luò)法較早提出

了全要素能源效率（ＴｏｔａｌＦａｃｔｏｒＥｎｅｒｇｙＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙ，ＴＦＥＥ）

的概念，并將其定義為在除能源要素投入外的其他要素（如資本、勞動(dòng)力）保持不變的前提下，按照最佳生產(chǎn)實(shí)踐，一定的產(chǎn)出（如ＧＤＰ）所需的目標(biāo)能源投入量與實(shí)際

投入量的比值一１。因此，本研究采用Ｃｈａｒｎｅｓ，Ｃｏｐｐｅｒａｎｄ

Ｒｈｏｄｅｓ提出的ＣＲＳ（ＣｏｎｓｔａｎｔＲｅｔｕｒｎｓ

ｔｏ

Ｓｃａｌｅ）模型（圖１）。

圖１基于投入導(dǎo)向的ＣＲＳＤＥＡ模型

Ｆｉｇ．１

Ｔｈｅ“ＣＲＳ?ＤＥＡ”ｍｏｄｅｌｂａｓｅｄ

ｏｎ

ｉｎｐｕｔ－ｏｒｉｅｎｔｅｄ

Ａ、Ｂ、Ｃ、Ｄ為四個(gè)決策單元（ＤＭＵ），ＧＤＰ產(chǎn)出依賴于

能源（ｅｎｅｒｇｙ）和其他要素（ｏｔｈｅｒｓ）的共同投入，卜Ｓ’為現(xiàn)

實(shí)條件下的最佳前沿面。Ｃ、Ｄ在前沿面上是有效的，Ａ、Ｂ

存在效率損失。Ｂ’點(diǎn)是Ｂ點(diǎn)在前沿面上的投影，即為Ｂ改善的目標(biāo)點(diǎn)。決策單元Ｂ存在Ｂ’一Ｂ這一段的損失�？紤]到能源投入的冗余問題，Ａ點(diǎn)位于前沿面上的投影

Ａ’點(diǎn)可通過進(jìn)一步減少能源投入達(dá)到Ｃ點(diǎn)，而保持產(chǎn)出不變，因此對于決策單元Ａ而言，ＡＡ’和Ａ’Ｃ是點(diǎn)Ａ為到達(dá)目標(biāo)點(diǎn)Ｃ所要調(diào)整的能源投入量，即存在徑向調(diào)整量和

松弛調(diào)整量兩個(gè)部分。由此可將一個(gè)地區(qū)的全要素能源

效率定義為：

一¨＝鼉＝警小象

（１）ＥＡＤ¨＝ＥＬ¨＝ＥＡ¨一ＥＥ．。

（２）

其中，ＴＦＥＥ¨為全要素能源效率，ＥＴｉ．，為目標(biāo)能源投

入量，鮒ｉ．‘為實(shí)際能源投入量，ＥＬｉ．Ｉ為能源損失量，即為

萬方數(shù)據(jù)

翻¨與ＥＴ，．，的差值，ＥＡＤ“為能源消費(fèi)調(diào)整量，在數(shù)值上與

皿¨相等。假設(shè)有』、ｒ個(gè)決策單元ＤＭＵｙ（，＝ｌ，２，…，ｎ），每

個(gè)ＤＭＵ有Ｍ種輸入和Ｓ種輸出，用善ｆ＝（菇ｆ，％…戈＃）’和乃＝（乃，Ｙ２ｊ＂＂Ｙ，ｊ）７，（．『＝１，２，…，／＇ｔ）分別表示輸入和輸出向

量，Ａ，為ＤＭＵ的線性組合向量，５一表示剩余變量（投入過

剩），ｓ＋表示松弛變量（產(chǎn)出不足）。

ｍｉｎ［０一占（ｅ７’ｓ一＋ｅｒ￥＋）］

，薈Ａ，ｘｊ＋ｓ。＝‰

一

“?｛耋Ａ所一ｓ＋＝Ｙ０

（３）

曝卟一地。銣

設(shè)Ａ’，ｓ～，ｓ”，０‘為模型的最優(yōu)解，若０’＝ｌ，且

ｓ一＝Ｏ，ｓ～＝０，則ＤＭ∽為ＤＥＡ有效；若０‘＝１，而ｓ一，

ｓ”至少有一個(gè)不為零，則ＯＭＶ，為弱ＤＥＡ有效；若０’＜

ｌ，則ＤＭＵｊ為ＤＥＡ無效。在實(shí)際應(yīng)用中，各輸入量和輸出量都帶有一定的量綱，在不同量綱下，輸入量與輸出量的

數(shù)值不同，但決策單元的最優(yōu)效率評價(jià)指數(shù)與輸入量及輸出量的量綱選取無關(guān)。

１．２經(jīng)濟(jì)增長收斂性及其檢驗(yàn)方法

在經(jīng)濟(jì)增長研究中，曼昆一羅莫一威爾（ＭＲＷ）以及巴羅和薩拉一依一馬�。ǎ拢幔颍颍�，Ｓａｌａ．Ｉ．Ｍａｒｔｉｎ）最早把增長回歸

方程建立在增長模型之上。本文分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂的依據(jù)來自ＭＲＷ加入了人力資本的索洛一斯旺模型¨…。

生產(chǎn)函數(shù)為：ｙ（ｔ）＝Ｋ（ｔ）。Ｈ（ｔ）４［Ａ（ｔ）Ｌ（ｔ）］“”ｐ

其中，Ｙ是總產(chǎn)出，Ｋ是資本總量，Ｈ是人力資本的總量，Ａ是技術(shù)進(jìn)步因子，Ｌ是勞動(dòng)力總量，ａ是資本產(chǎn)出彈性，口為

人力資本的產(chǎn)出彈性，ｌ—ａ一．ＩＢ是勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性。

．

經(jīng)過推導(dǎo)后，可以得到自回歸經(jīng)濟(jì)增長模型：

ｙｉ．１＝Ｃｌｌｎｙｉ．ｏ＋ｃ２ｌｎｓＩ＋＋ｃ３ｌｎｓ＾＋ｃ４Ｉｎ（ｎｉ＋ｇｉ＋艿１）（４）其中，ｙ“表示經(jīng)濟(jì)增長速度，由此一般采用截面回歸

計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)。然而，相對于截面數(shù)據(jù)處理方法，面

板數(shù)據(jù)（ＰａｎｅｌＤａｔａ）模型對增長收斂的描述能夠解決異質(zhì)性問題，，更能接近現(xiàn)實(shí)狀態(tài)。面板數(shù)據(jù)不僅可以同時(shí)利用截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，而且能更好

地識(shí)別和度量單純的時(shí)間序列模型和單純截面數(shù)據(jù)模型所不能發(fā)現(xiàn)的影響因素，它能夠構(gòu)造和檢驗(yàn)更復(fù)雜的行為模型…Ｊ。邦德（Ｂｏｎｄ）、霍弗（Ｈｏｅｆｆｌｅ）和坦普爾（Ｔｅｍｐｌｅ）

對利用廣義矩估計(jì)（ＧＭＭ）對索洛（Ｓｏｌｏｗ）增長模型進(jìn)行

了動(dòng)態(tài)面板分析¨２１。模型形式為：

ｄｙｉ．Ｉ＝ｙ。＋（ａ—１）Ｙ‘．Ｉ．Ｉ＋Ｘｉ，‘盧＋叩‘＋ｎ．。

（５）

其中，△‰為對數(shù)形式的人均ＧＤＰ，ｔ表示每５年的一

個(gè)時(shí)期，毛．。表示該時(shí)期的解釋變量，對于Ｓｏｌｏｗ模型它包括對數(shù)投資率或儲(chǔ)蓄率ｓ“，對數(shù)形式的人口增長率與折舊率、技術(shù)進(jìn)步率之和（ｎ“＋ｇ＋６）。在擴(kuò)展的索洛模型

?１３１?

中，還包括人力資本的儲(chǔ)蓄率。觀測不到的田ｉ反應(yīng)初始效率水平，竹反應(yīng)所有國家共同面臨的生產(chǎn)率改變（時(shí)間

效應(yīng)）。為全面考察我國經(jīng)濟(jì)增長的收斂機(jī)制，本文中氣。

包括全要素能源效率（ＴＦＥＥ）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ＩＳ）、實(shí)際利用外資（ＦＤＩ）等。因此，建立如下計(jì)量模型：

Ｙ‘．１＝ｙＩ＋ａｉ．１一ｌ＋毛．屬＋田ｉ＋卟．１，ｉ＝１，…，Ｎ，ｔ＝２，…，Ｔ

（６）

其一次差分方程為：

ｄｙ‘．。＝ｙ。一ｙ。一ｌ＋（ａ一１）△ｙｉ．。一ｌ＋ｄｘｕＪＢ＋△王，ｉ。。，ｉ＝１，

…，Ｎ，ｔ＝３，…，Ｔ

（７）

其中，ｄ代表上一期對數(shù)人均產(chǎn)出Ｙ。一。對當(dāng)期人均產(chǎn)

出ｙ。的影響程度，實(shí)際上ａ＝ｅ一拙，當(dāng)ｎ＜ｌ時(shí)意味著Ａ＞

０，人均產(chǎn)出的長期增長率最終趨向均衡增長率，經(jīng)濟(jì)增長

呈現(xiàn)收斂。ｄ≥ｌ意味著Ａ≤０，人均產(chǎn)出的長期增長率出現(xiàn)加速現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)發(fā)散。ａ越小時(shí)，Ａ越大，人均產(chǎn)出的增長率趨向均衡增長途徑的速度越快，經(jīng)濟(jì)到達(dá)均衡增長的時(shí)間越短¨…。

在面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)中，如果解釋變量具有內(nèi)生性，采取固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型不能保證得出無偏的

參數(shù)估計(jì)。同時(shí)，一些影響經(jīng)濟(jì)增長的因素，比如說能源消費(fèi)、人力資本等解釋變量既可能是經(jīng)濟(jì)增長的原因，也可能是經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)果，這些解釋變量存在一定程度的內(nèi)

生性。因此，對于模型（６）采用工具變量法（ＩＶ）或者廣義

距估計(jì)（ＧＭＭ）更為可靠。Ａｎｄｅｒｓｏｎ和Ｈｓｉａｏ通過一階差

分并選用因變量２階滯后項(xiàng)及２階的差分滯后項(xiàng)作為工

具變量，給出了ＡＨ法，這種方法從理論上給出了系數(shù)的

一致估計(jì)，但不是有效的；Ａｒｅｌｌａｎｏ和Ｂｏｎｄ（１９９１）在ＡＨ

工具變量法的基礎(chǔ)上給出了差分的廣義矩估計(jì)法（ＤＩＦ．ＧＭＭ），該方法采用ｔ一２期前的因變量的滯后項(xiàng)作為因變

量一階差分滯后項(xiàng)的工具變量，從而得到一致且更為有效

的估計(jì)結(jié)果。然而，進(jìn)一步研究認(rèn)為差分ＧＭＭ估計(jì)量有限樣本的特性較差，較易受到弱工具變量的影響，從而使得估計(jì)時(shí)出現(xiàn)偏誤。Ａｒｅｌｌａｎｏ

ａｎｄ

Ｂｏｖｅｒ以及Ｂｌｕｎｄｅｌｌ

ａｎｄ

Ｂｏｎｄ提出了一種有效的方法．即系統(tǒng)ＧＭＭ（ＳＹＳ．ＧＭＭ）估計(jì)方法¨“１５】。其具體做法是將水平回歸方程和差分回歸方程結(jié)合起來進(jìn)行估計(jì)，在這種估計(jì)方法中，滯后水平作為一階差分的工具變量，而一階差分又作為水平變量的工

具變量。實(shí)踐證明，系統(tǒng)ＧＭＭ估計(jì)相對差分ＧＭＭ估計(jì)

方程來說有著更好的有限樣本特征，因此其估計(jì)結(jié)果更加

有效【ｌ６１。ＡｒｅＨａｎｏ

ａｎｄ

Ｂｏｖｅｒ及Ｂｌｕｎｄｅｆｌ

ａｎｄ

Ｂｏｎｄ同時(shí)提

出了兩種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)系統(tǒng)ＧＭＭ的工具變量是

否有效。一是稱為過度識(shí)別約束檢驗(yàn)，稱為Ｓａｇａ．檢驗(yàn)或

者Ｈａｎｓｅｎ檢驗(yàn)，主要用來判斷在估計(jì)過程中所使用的矩條件工具變量在總體上是否有效。二是自回歸（ＡＲ）檢

?１３２?

萬方數(shù)據(jù)

中國人口?資源與環(huán)境２０１２年第ｌ期

驗(yàn)，主要用來判斷殘差項(xiàng)在差分回歸或者水平方程回歸中是否存在序列相關(guān)。在Ｓａｒｇａｎ檢驗(yàn)中，原假設(shè)為工具變量有效，在ＡＲ檢驗(yàn)中，殘差項(xiàng)允許存在一階序列相關(guān)，但不允許存在二階序列相關(guān)。

２樣本與數(shù)據(jù)

本文以１９９５—２００９年中國２９個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本，澳門、香港和臺(tái)灣由于數(shù)據(jù)資料原因未予

考慮，西藏統(tǒng)計(jì)資料不全未包括在內(nèi)。此外，為了保持口徑統(tǒng)一，將重慶數(shù)據(jù)合并到四川省。數(shù)據(jù)資料主要來源于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文用到

的主要指標(biāo)如下：

①實(shí)際ＧＤＰ產(chǎn)出。本文選取各省、市、自治區(qū)的實(shí)際ＧＤＰ（單位：億元）作為產(chǎn)出指標(biāo)。為了剔除價(jià)格因素的影響，將原始數(shù)據(jù)按可比價(jià)統(tǒng)一折算成實(shí)際ＧＤＰ（１９９５＝

１００）。

②勞動(dòng)力指標(biāo)。借鑒李小平和朱鐘棣的研究方法，使用從業(yè)人員總數(shù)代替勞動(dòng)投入。當(dāng)年就業(yè)人數(shù)按照（當(dāng)年年末就業(yè)人數(shù)＋上一年年末就業(yè)）／２計(jì)算得到。

③能源消費(fèi)。能源消費(fèi)以歷年各省的能源消費(fèi)總量

表示，４種主要能源消費(fèi)量統(tǒng)一折算成標(biāo)準(zhǔn)煤（單位：萬噸

標(biāo)準(zhǔn)煤）。由于寧夏缺少２００１年能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)，因此

取前后兩年的平均數(shù)補(bǔ)齊。

④資本存量。本文參照單豪杰對資本存螢的估算方法，采用固定資本形成總額作為當(dāng)年投資指標(biāo)Ⅲ１；固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)根據(jù)《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算資料

（１９９２—１９９５）》、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料

（１９５２—２００４）》提供的１９５２—２００４年全國和分省的固定資本形成價(jià)格指數(shù)，計(jì)算出平減價(jià)格指數(shù)，對于缺省指數(shù)的年份，我們借用各省的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行替代，利用這一指數(shù)平減各年投資，折舊率選擇統(tǒng)一取

１０．９６％ｔｔｓ］。

⑤人力資本。人力資本是勞動(dòng)者通過長期投資獲得的素質(zhì)和能力，是決定長期經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)重要變量。在研究長期內(nèi)人力資本的影響，需要重視存量分析。本文采用教育積累作為人力資本積累的替代變量，教育程度用平

均受教育年限來反映。勞動(dòng)力平均受教育年限用勞動(dòng)力

受教育程度結(jié)構(gòu)指標(biāo)加權(quán)計(jì)算，賦值：文盲０年，小學(xué)６

年，初中９年，高中１２年，中專１４年，大專以上１６年。

使用ＤＥＡＩｒ２．１軟件，以ＧＤＰ產(chǎn)出作為輸出變量，資

３實(shí)證檢驗(yàn)與分析

３．１全要素能源效率分析

陳德敏等：全要素能源效率與中國經(jīng)濟(jì)增長收斂性

本存量、人力資本和能源消費(fèi)量作為輸入變攝，假定規(guī)模報(bào)酬不變，進(jìn)行輸入導(dǎo)向型ＤＥＡ分析，得出中國各省份

１９９５—２００９年能源消費(fèi)的目標(biāo)值，再根據(jù)各年能源投入實(shí)際值，利用全要素能源效率計(jì)算公式，得到各省份歷年全要素能源效率值，篇幅所限不再列出，根據(jù)計(jì)算結(jié)果繪制

了圖２和圖３。

根據(jù)計(jì)算結(jié)果，１９９５—２００９年中國整體全要素能源效

率值維持在０．７—０．８，在１９９５年至２００６年呈現(xiàn)緩慢上升

趨勢，最近幾年有所下降。上海市和廣東省的全要素能源效率值始終等于ｌ，意味著相對于其它省份而言，上海市和廣東省的相對能源效率最優(yōu)，在同樣產(chǎn)出水平下實(shí)現(xiàn)了

圖２

中國省際人均ＧＤＰ平均值與平均全要素能源

效率分布散點(diǎn)圖

Ｆｉｇ．２

Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ

ｓｃａｔｔｅｒ

ｄｉａｇｒｍｎｆ（Ｊｒａｖｅｒａｇｅｉｎｔｅｒ—ｐｒｏｖ

ｐｅｒ．ｃａｐｉｔａＧＤＰａｎｄｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｅｎｅｒｇｙｅｆｆｉｃｉｃｎｃｙ

圈３

中國省際平均全要素能源效率四分位圖

Ｆｉｇ．３

ｎｅ

ｑｕａｒｔｉｌｅｍａｐｏｆＣｈｉｎｅｓｅｐｒｏｖｉｎｃｉａｌｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒ

ｅｎｅｒｇｙｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ

注：西藏?cái)?shù)據(jù)缺失，重慶數(shù)據(jù)合并到四ｔＪｔｌ�。緢D由空間計(jì)量軟件Ｇｅｏｄａ０９５ｉ得出。

萬方數(shù)據(jù)

婦

最／ｌ，ｆｌ色源投入，這兩個(gè)省市共同組成了能源效率的最佳效率前沿面，其他省市距離該前沿越遠(yuǎn)，其效率值越低。除

上海和廣東一直處于前沿外，江蘇、浙江、福建、山東、海

南、廣西等省的全要素生產(chǎn)率靠近效率前沿面，而山西、貴州、青海、寧夏和新疆等省份離最佳前沿面的距離較遠(yuǎn)，意

味著無效損失較高，同時(shí)也是中國節(jié)能降耗的重點(diǎn)地區(qū)。

測算結(jié)果與魏楚、沈滿洪，楊正林等基本一致¨¨馴。由此可見，中國全要素能源效率在省際間的差距較為明顯，并且省域能源效率與所處地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間具有一定的空間依賴性和相關(guān)性。

根據(jù)三大區(qū)域劃分，結(jié)合全要素能源效率測算結(jié)果，呵以得出１９９５—２００９年中國三大區(qū)域的能源效率均值ｆ見圖４）。從能源效率均值的空間分布規(guī)律可以看，中國爾、中、西部能源效率分布呈現(xiàn)梯度變化，東部地區(qū)的平均ｉ彪源效率為０．８７，中部地區(qū)的平均能源效率為０．７３，而西。邵地區(qū)的平均能源效率只有０．６０，東部地區(qū)是全國能源放率最高的地區(qū)，明顯高于全國整體水平和中、西部地區(qū)能源效率，而西部地區(qū)能源效率最低，中部地區(qū)處于中間位置，這與劉立濤、沈鐳以及徐盈之、管建偉等學(xué)者的研究

結(jié)論一致¨“２２１。三大區(qū)域在變化趨勢方面也不盡相同，

乓中東、中、西部地區(qū)在２００５年之前大體保持上升趨勢，

圖４地區(qū)全要素能源效率

Ｆｉｇ．４

Ｔｈｅｒｅｇｉｏｎａｌｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｅｎｅｒｇｙｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ

圖５地區(qū)全要素能源效率變異系數(shù)

Ｆｉｇ．５

Ｔｈｅｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｏｆｖａｒｉａｔｉｏｎｏｆｒｅｇｉｏｎａｌｔｏｔａｌ

ｆａｃｔｏｒｅｎｅｒｇｙｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ

?１３３?

中國人口?資源與環(huán)境２０１２年第１期

２００５年之后開始下降，其主要原因是由于加速的重工業(yè)化進(jìn)程所致舊１。東部地區(qū)從１９９６年開始緩慢上升；中部地區(qū)在２００２年達(dá)到最高值之后，能源效率開始下降；西部地區(qū)與之類似，這與史丹等結(jié)論基本一致。同時(shí)也體現(xiàn)了中西部地區(qū)有一個(gè)“追趕前沿”不斷逼近前沿的動(dòng)態(tài)過程。從全要素能源效率的變異系數(shù)（圖５，即仃趨同）來看，變異系數(shù)逐漸變小，表明全國各省份能源效率差距逐步縮小。就地區(qū)而言，西部地區(qū)的變異系數(shù)始終最大，說明西部地區(qū)內(nèi)部的能源效率差距一直較大。中部地區(qū)的變動(dòng)在西部和東部之間，總體表現(xiàn)出差距縮小的趨勢，但２００５年后，能源效率差距有所拉大。東部地區(qū)內(nèi)部差異最小，且這種差異在相對穩(wěn)定地縮小，東部能源效率在２００６年前具有明顯的“俱樂部收斂”特征，近幾年差異性也有所拉大。

３．２能源效率與中國經(jīng)濟(jì)增長收斂性分析

在實(shí)證分析中，采用計(jì)量軟件Ｓｔａｔａｌ０．０對動(dòng)態(tài)面板模型（６）進(jìn)行估計(jì)。為穩(wěn)妥起見，我們給出了工具變量（ＩＶ）估計(jì)量、差分ＧＭＭ（一步和二步）估計(jì)量以及系統(tǒng)ＧＭＭ（一步和二步）估計(jì)量，并給出過度識(shí)別的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)

量（ＳａｒｇａｎＴｅｓｔ）和差分轉(zhuǎn)換方程的序列相關(guān)檢驗(yàn)（Ａｂｏｎｄ

ｔｅｓｔ

顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與實(shí)際產(chǎn)出之間的時(shí)滯性；④當(dāng)期全要素能源效率系數(shù)顯著為負(fù)，這可能是由于能源

表ｌ

Ｔａｂ．１

全要素能源效率與經(jīng)濟(jì)增長收斂實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

７ｎｌｅｅｍｐｉｒｉｃａｌｔｅｓｔｏｆｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｅｎｅｒｇｙｅ伍ｃｉｅｎｃｙ

ａｎｄｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈｃｏｎｖｅｒｇｅｎｃｅ

、，變量囂

Ｖａｒｉｓｂｌ８

４ＩＶ“

ＬＬ皿ｙ

。

差分廣義矩估計(jì)

ＤＩＦ．ＧＭＭ

系統(tǒng)廣義矩估計(jì)

ＳＹＳ—ＧＭＭ

一步法

Ｏｎｅｓｔｅｐ

兩步法

Ｔｗｏｓｔｅｐ

一步法

Ｏｎｅｓｔｅｐ

兩步法

Ｔｗｏｓｔｅｐ

ｏ．６７２’＿ｏ?７２８…ｏ?６５２…ｏ?９２６…ｏ．９３０…

（３．３４）

（２０．９１）（４．８１）

（１１．８０）

（８１．１１）（５．２７）

（６６．６６）（４．１２）

．．。０．０８３４皿Ｋ

（Ｏ．８３）

Ｌ

０．３７６‘‘‘０．３１５‘‘‘０．２８０’‘’０．２３７‘‘‘

（３．３８）

ｈＫ

（１．２６）

抽Ｌ

．．

？－１篡

一ｏ?１９０“０．０６５

ｏ?２６７…ｏ?２２４“‘

（一２．３６）（一０．７１）（一４．９５）（一３．９４）

一０．１０４

０．１２６”０．０９５”０．１１３”０．１３９…

（２．３２）

０．１８２¨

…０．０９５Ｌ眥

…

ＬｎＨ

（一０．８７）（２．０３）

０．０２４

（２．０８）

（４．６７）

Ｏ．１３８．．０．１６２‘＋＋

（１．４２）

一０．０７６

（０．３７）（２．１２）（一２．５１）（一５．９４）

—０．０７７

—０．０６０

０．０３０

０．０４４

…．０．０２９Ｌ血Ｈ

Ｌ

（一０．８０）（一１．１６）（一１．３０）（Ｏ．５１）

０．０１０

—０．０１４

０．０５７

（１．２２）

０．０４４’

（０．２５）（０．１４）（一０．２６）（１．０３）（１．７６）

ｆｏｒ

ＡＲ（１）＆ＡＲ（２））等。為考察不同時(shí)期能源效率對

經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響，引入時(shí)間虛擬變量Ｄ２００５（２００５

ＬａＦＤ一０：纛１）８０‘罷Ｆ０’淼ｊ‘０’＠０２１４＊。＊，’Ｏ＠．０２：４，＂，＊’

ＬｎＦ。Ｉ（－－０．０．０２０３２）ｉ０－２．．０１５４８＂）＊．；０“．０１０２７’）’’－（０－３．．０２６４３＂）＊‘－（０＿５．．０２４３９＊）＊‘

．．

１。

年及以后取值ｌ，２００５年之前取值０），具體結(jié)果如表１所

示。

一０．１０２（一０．６０）

０．０３７—０．１６５—０．０７６—０．１５４

（０．２３）（一０．７１）（一０．５７）（一０．８５）

ｏ?３０５’

根據(jù)估計(jì)結(jié)果，一階段差分ＧＭＭ未通過過度識(shí)別檢驗(yàn)（ＳａｒｇａｎＴｅｓｔ），其他均接受原假設(shè)，表明估計(jì)方法有效，ＡＲ（１）統(tǒng)計(jì)量值拒絕原假設(shè)，而ＡＲ（２）統(tǒng)計(jì)量值接受原假設(shè)，表明模型估計(jì)的殘差序列不相關(guān)。根據(jù)各變量的系數(shù)與顯著性水平可以得出：①ｌｎｙ。．。的系數(shù)在工具變量、兩階段差分ＧＭＭ以及系統(tǒng)ＧＭＭ（一步和兩步）估計(jì)方法下分別為０．６７２、０．６５２、０．９２６、０．９３０，均小于ｌ，且在統(tǒng)計(jì)

上顯著，表明人均產(chǎn)出的長期增長率最終趨向均衡增長

ＬＩＳ

ｏ?“８“ｏ?５６５‘ｊ‘ｏ?４９８－”曼２１ｉ

（ｉ．９８）

（３．３０）

（３．０９）

（１．５５）（Ｉ．６８）

Ｌ

ＴＦＥＥ－（－２０．０８．５１８＊）＊’－（－３０．１０．３１７＊）＊＋－（－５０．０９．４０９＊≈鬈咒－０．，０７．：０４＊）＊’ｍＥ

ｌ：＋品：躲０４７，０仨．０３，６６＂，＊翟０６０。＿ｏ；篇；‘

ｏｉ羔；’氣黑；‘０。．。０．６２３。＊，＊’ｏ．愛：ｉｏ．鬈�。欤�

０．１１６

０．７１４

０．４４８‘‘?０．４２０‘‘‘

２９０

３４８

３４８

３７７

３７７

Ｄ２００５

㈨（１．０４）（一０．３９）（一１．３５）（６．０５）（５．４２）

．０．０１３

Ｎ

率，即存在條件收斂；②物質(zhì)資本、勞動(dòng)力系數(shù)均為正數(shù)，

表明他們對經(jīng)濟(jì)增長有著明顯的促進(jìn)作用，滯后一期系數(shù)

州－，

一

。二薔。ｉ勰。ｉ譎。ｉ硫

２７４．７

２３．５１

３９．５１

３９．５１

有所變化，但基本一致，表明該階段如果在低收入地區(qū)和高收入地區(qū)增加投資或者勞動(dòng)力的情況下，經(jīng)濟(jì)增長速度會(huì)加快，這與１９９５年以來我國依賴投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長情況相符，也表明我國人口紅利的存在①；③ＦＤＩ當(dāng)期系數(shù)為正，表明經(jīng)濟(jì)增長與當(dāng)期ＦＤＩ的正向關(guān)系，但是對數(shù)ＦＤＩ滯后一期的系數(shù)為負(fù)，這可能是由于ＦＤＩ對經(jīng)濟(jì)增長的擠出效應(yīng)所致Ⅲ１，而工業(yè)化程度（ＩＳ）只有滯后一期的系數(shù)

ＡＲ（２，一。：；Ｚ，。：罷，。鬻，瑚；

晰ｇａｎ

．

一‘［Ｏ．ｏｏｏ］【１．ｏｏｏ］［１．ｏｏｏ］［１．ｏｏｏ］

注：１．ｔ檢驗(yàn)顯著性水平‘Ｐ＜ｏ．１，一Ｐ＜０．０５，…Ｐ＜０．０ｌ；

２．表中“（

）”內(nèi)數(shù)據(jù)為ｔ值；“［

】”內(nèi)數(shù)據(jù)為Ｐ值，Ｌ（?）表示

（?）的滯后一期；３．ＤＩＦ－ＧＭＭ采用ｘｔ｜ｌｂ０耐命令，ＳＹＳ－ＧＭＭ采用ｘｍｂｏｎｄ２命令．ＳＹＳ－ＧＭＭ

Ｔｗｏ

ｓｔｅｐ中采用穩(wěn)健型估計(jì)方法。

①１９８６年，中國進(jìn)入勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)低于５３％的人口紅利門檻，于學(xué)軍、馬蠢通、蔡肪等認(rèn)為人口紅利是２ｌ世紀(jì)中國跨越式發(fā)展的動(dòng)力。是未來中國經(jīng)濟(jì)增長的源泉。陳友華認(rèn)為人口紅利將一直持續(xù)到２ｌ世紀(jì)３０年代初。?１３４?

萬方數(shù)據(jù)

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  本文關(guān)鍵詞：全要素能源效率與中國經(jīng)濟(jì)增長收斂性——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

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