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能源消费与工业生产：来自突尼斯的总量和分类证据
Mehdi Abid·Rafaa Mraihi
摘要：工业部门的能源因其与经济发展的直接关系而被认为是最重要的因素之一。本文研究了突尼斯1980-2007年能源消费与工业生产之间的因果关系。这项研究的主要贡献在于对工业生产和能源消费总量的关系及工业生产和石油、天然气、电力消费的关系进行实证研究。应用格兰杰因果关系技术，结果显示，无论是从短期还是长期来看，工业生产导致了天然气消费，但是在石油消费和工业GDP之间并不存在任何方向上的格兰杰因果关系。另一方面，从短期来看，存在工业GDP到能源消费总量的格兰杰因果关系，而从长期来看，中性假设是有支持的。此外，从长期来看，电力消费与工业GDP之间存在单向因果关系，但短期来看，中性假设是有依据的。在此基础上，文章提出了改进突尼斯工业部门能源政策的建议，以减少能源消耗，促进突尼斯的可持续发展。例如，为了减少能源消耗，建议用清洁能源和可再生能源代替化石燃料。此外，建议制定国家战略，限制陈旧工业和污染活动的迁移，以提高突尼斯能源效率。
关键词：协整；工业能源消费增长关系；突尼斯；向量误差修正
1引言
突尼斯是一个中等收入国家，也是北非工业化程度最高的国家之一。能源在供应链中发挥着非常重要的作用，因为它既是终端用户的最终商品，也是企业生产过程的投入(Sebri和Abid，2012)。我们使用分类的能源消费遵循Yang(2000)，他认为使用能源消费总量数据并不能反映一个国家对各类能源资源的依赖程度。此外，使用总的能源数据可能无法确定某一特定能源类型对工业产出的影响。使用分类的能源数据可以按能源类型比较因果关系的强度(Abid和Sebri，2012)。在总体和非总体水平上，能源消费与工业产出之间的关系已经得到了广泛的研究(例如，Thoma，2004；Wolde-Rufael，2004；Jobert和Karanfil，2007；Zamani，2007；Zachariadis，2007；Ziramba，2009；Kouakou，2011)。虽然这些研究有助于研究能源消费与工业国内生产总值之间的关系，但它们没有充分了解这种关系中集中的好处。
应当指出的是，这些实证研究的结果相当混杂，并综合成能源政策的四个假设(Jumbe，2004；Shiu和Lam，2004；Yoo，2005；Chen等人，2007；Mozumder和Marathe，2007；Squalli，2007；Apergis和Payne，2009；Belloumi，2009)。(1)增长假设提出了从工业能源消费到工业生产的单向因果关系；旨在减少能源消费的政策可以被认为是工业生产的限制因素。(2)守恒假设表明，如果因为工业生产与能源消费之间存在因果关系从而导致能源消费率上升，则工业生产率不会受到影响。(3)反馈假说认为工业生产与能源消费之间存在双向的因果关系，即工业生产与能源消费之间存在反馈交互作用。(4)最后，中立假设表明，针对任何一个变量的政策影响都不会转移到其他变量上。在这方面，我们的主要关心的是了解突尼斯的情况，关于工业国内生产总值与能源消费总量之间的关系以及每一类工业能源消费的政策影响。
根据Gross(2012)，Abid和Sebri(2012)，Sebri和Abid(2012)，如果将分类的能源消费与经济增长等具体的经济指标结合起来，可以更有效地分析能源消费与经济增长之间的关系。由于这一主题在现有文献和决策中的重要性，本文研究目标是调查突尼斯1980年至2007年工业部门能源消费与经济增长之间的总体和分类关系。这使得能够制定谨慎的能源政策，为能够促进工业生产及拉动经济增长的每一类能源提供具体的工具。
本文的其余部分组织如下。第2节对能源消费和工业增加值(IAV)之间的因果关系进行了文献综述，重点关注了分类型能源消费方面的内容。第3节介绍和分析了一系列突尼斯的经济增长、工业生产和能源消费的情况。第4节介绍了本文研究所采用的研究方法。第5节介绍了能源消费总量和分类能源消费量的估计结果。关于结果的讨论见第6节。最后，在第7节说明结论和政策含义。
2文献综述
自Kraft和Kraft(1978)的文章以来，适用于发达国家和发展中国家的实证研究已经导致了混合的、往往相互矛盾的结果。不同的方法和时期可以解释不同的结果、分析和结论。Hondroyiannis等人(2002)研究了能源消费、GDP和希腊居民消费价格指数(CPI)之间的联系。他们选取1960-1996年的年度数据。他们发现工业能源消费与GDP之间存在长期的双向因果关系，而住宅能源消费与GDP之间不存在因果关系。这意味着住宅能源需求是外生的，与GDP增长水平无关。Thoma(2004)发现1947-1974年美国按部门划分的电力消费量与工业生产指数之间存在协整关系。本研究对非协整关系采用普通VAR模型，但并不表示工业生产指数与用电量之间存在单向的因果关系。
Soytas和Sari(2007)使用协整和向量误差修正模型(VECM)检验了土耳其工业电力消费和制造业增加值之间的因果关系。研究结果表明，存在从工业用电量到制造业增加值的单向因果关系。Jobert和Karanfil(2007)从土耳其工业部门总体水平上分析了能源消费和经济增长之间的关系。他们的研究结果显示，在总体水平和行业水平上，这两个变量之间没有因果关系。Zachariadis(2007)研究了1960年至2004年期间七国集团国家按部门划分的国内生产总值和能源消费之间的关系。这些方法包括格兰杰因果关系、向量自回归模型(VAR)、向量误差修正模型(VECM)和自回归分布滞后模型(ARDL)。从短期来看，生产格兰杰造成商业部门和运输部门的能源消费。然而，他证明了能源限制不会损害工业生产，这使得工业部门没有必要制定能源消费政策。
工业能源消费和经济增长之间的关系已经被Bowden和Payne(2009)为美国，Costantini和Martini(2010)为经济合作与发展组织(经合组织)和非经合组织国家，Tsani(2010)为希腊，Cheng-Lang等人(2011)为台湾，Kouakou(2011)为象牙海岸所广泛研究。一般认为，经济增长对能源消费具有正向影响。工业部门产值在国内生产总值中所占份额的增加意味着需要更多的能源，以保持经济增长的步伐一致。一个国家改进机械设备以发展其工业部门的能力各不相同，这一事实可以解释能源消耗的强度。
然而，对于工业部门，Hondroyiannis等人(2002)，Zachariadis(2007)，Wolde-Rufael(2004)，Tsani(2010)，Cheng-Lang等(2011)，Bowden和Payne(2009)将GDP总量和最终能源消费量作为一对变量。我们认为，这种选择是不恰当的，因为工业部门增加值占国内生产总值的比重几乎可以忽略不计。因此，GDP总量所涵盖的经济活动范围与工业部门能源消费所涵盖的经济活动范围并不一致。两个变量不匹配的一个更技术性的原因是，GDP总量的价格指数与工业增加值的价格指数并不对应。
3能源、工业增加值与突尼斯经济增长
突尼斯国内能源消费演变的分析需要对每个经济部门的能源使用情况做出说明。1980-2007年期间，工业部门的能源消费量每年增长3.2%。它的能源消费最高，在2007年占国内能源总量的35%(580万吨油当量)。交通部门以31%的份额位居第二。图1显示了突尼斯所有经济部门的能源使用情况。
图1 按最终用途部门划分的能源消耗(千吨油当量)。
数据来源:国家节能局(NAEC 2009)
图1显示工业和运输部门比其他部门消耗更多的能源。然而，在一些发达国家，如法国和德国，住宅部门有更重要的能源消费。欠发达国家工业部门能源消费的重要性可归因于它们的发展模式，即更多地使用能源，特别是在经济增长的第一阶段。然而，在发达国家，由于其最高的人均GDP，消费者使用更多的能源，他们的住宅部门需要更多的能源。
为了改善能源效率，突尼斯制定了几项旨在降低工业能源强度的战略，即审计方案、鼓励使用GPL、提高工业企业管理人员的意识和发展热电联产。尽管有这些能源政策，突尼斯工业能源消费继续增加，特别是因为经济增长严重依赖于能源消费，尤其是可燃化石，以及可再生能源的准缺失。因此，可能产生许多负面影响，如能源进口的高成本和环境影响。
工业能源消费的分类分析使我们得出结论，石油产品比其他类型的能源使用更多。图2展示了不同能源类型的相对成本消费份额的演变。
图2 各类工业能源消费/工业增加值(千克石油当量/2000年不变美元)
数据来源：国家节能局(NAEC 2009)和世界发展指标(WDI 2013)
图3 增加值/国内生产总值
数据来源:《世界发展指标》(WDI 2013)
突尼斯工业的第一个能源来源是汽油和GPL。2007年，相对于IAV，石油和天然气支出(分别占46%和33.5%)比电力支出(19%)更为重要。然而，在1980-2007年间，石油的相对份额从78.7%下降到46%，天然气相对份额从9.6%上升到33.5%，电力相对份额从11.5%稍微上升到19%(图3)。
工业部门的能源强度(IEC/GDP)可分为两部分:
第一部分对应于单位工业增加值(IEC/IAV)所需的能源消耗。它可以被认为是“特定的能源消费”，并被解释为工业能源在单位增加值的消费。
第二个指标是IAV在GDP中的比重(IAV/GDP)，并被解释为工业活动在经济活动中的相对比重。它反映了结构的作用。
图4展示了突尼斯单位工业增加值能源消耗的演变情况以及与工业有关的结构的影响。
工业能源强度的分解分析表明，1980-2007年，单位能源消费比结构效应更为重要。它意味着工业能源消耗需要产生一个工业附加值。这比工业部门对突尼斯经济增长的贡献更为重要。在研究期间，由于碳氢化合物、磷酸盐和工业生产的减少，工业活动对国内生产的贡献下降了0.29%。此外，突尼斯的经济也取得了重大进步，高等教育部门的能源需求也得到了改善。然后，由于这些原因，工业对能源的使用也减少了0.7%。
图4 突尼斯特定能源消费和工业结构影响
数据来源:国家节能局(NAEC 2009)和世界发展指标(WDI 2013)
4研究方法
对于能源消费与经济增长关系的计量经济估计，需要使用初步的统计检验。首先，必须确定变量序列的单整阶数。我们可以使用不同的方法进行平稳性检验：常用的单位根检验法是ADF检验(Dickey和Fuller，1979)和PP检验(Phillips和Perron，1988)。ADF检验只考虑序列中自相关的存在，而PP检验还考虑了序列中存在异方差性的假设。
一旦我们确定了序列的单整阶数，下一步就是检验变量之间可能存在的协整关系。线性组合可以表达为：，其中和是和是常数且是固定的。本文研究采用Johansen(1988)协整检验的方法，该方法被认为比Engle和Granger(1987)的两步法更有效，尤其是在样本较小且变量数量较大的情况下。实际上，在同阶单整的变量之间可能存在若干个平稳的线性组合。在Johansen方法中，通过使用极大似然法估计自回归模型来确定协整空间的维数。这种方法的优点在于，首先可以对协整向量的参数进行线性约束的检验，其次可以考虑长期关系的若干规范。
如果残差序列是平稳的，那么我们可以估计一个向量误差修正模型。向量误差修正模型是专门用来检验突尼斯国内生产总值和人均能源消费(总量和分类量)之间的格兰杰因果关系的。由于向量误差修正模型的使用要求序列必须是协整的，因此检验序列的平稳性是非常必要的。如果一个序列具有均值、方差、协方差和自相关时间独立性，则称之为非平稳序列。一个非平稳序列要变为平稳序列，就必须进行差分。这第一步是必不可少的，因为因果关系检验对序列的平稳性非常敏感(Stock和Watson，1989)，而且大多数宏观经济序列是非平稳的(Nelson和Plosser，1982)。
当两个序列同阶单整时，我们进入下一步，检验协整的存在性。有许多可行的协整检验法。Engle和Granger(1987)的两步法具有很强的限制性。它只有在存在协整关系时才能应用。最常用的方法是Johansen(1988)，Johansen和Juselius(1990)在自回归表征基础上提出的Johansen协整检验。这个检验确定了协整向量的个数。它提供了两种不同的似然比检验方法：一种是基于迹统计量的检验方法，另一种是基于最大特征值的检验方法。
协整意味着两个序列之间存在因果关系，但并不表明因果关系的方向。我们使用向量误差修正模型来检测因果关系的方向。我们使用向量误差修正模型而不是VAR模型，因为VAR模型在协整关系存在的情况下是合适的。VAR模型可能揭示了变量之间的短期关系，因为当序列没有协整时，我们不能讨论长期关系。此外，向量误差修正模型能够区分变量之间的长期和短期关系，并且能够识别通常的格兰杰因果检验不能检测到的因素(Granger，1988)。Engle和Granger(1987)表明，如果两个序列是协整的，人均工业增加值(IVA)和人均工业能源消费(IEC)的向量误差修正模型可以表示为:
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(1) |
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(2) |
在方程1和2中，表示人均工业增加值，分别表示人均能源消费量及石油、电力和天然气能源消费量，而和是这些变量中反映其短期扰动的差异，是滞后数。另外，和ECT分别是差分算子和误差修正系数。同样，表示因变量在长期均衡中的偏差。解释变量系数(和)的意义被认为是短期因果关系的存在。
格兰杰方法研究两个时间序列之间的
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