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摘 要：能源是区域经济发展的源动力。我国以消耗大量能源为代价的经济发展方式，既影响了能源安全，也使生态环境不断恶化。我国中部各省（山西省、河南省、安徽省、湖北省、湖南省、江西省）虽然地理位置相近，但在经济结构、能源消费结构以及资源禀赋等方面存在一定的差异。利用变异系数指标来分析中部地区的外商直接投资（FDI）和能源效率存在的区域差异，进而研究能源效率和FDI之间的关系。
关键词：外商直接投资;能源强度;变异系数
文章编号：1004-7026（2019）17-0041-03 中国图书分类号：F127 文献标志码：A
能源是人类社会生存的物质基础，是国家的重要战略资源。提高能源效率是减少对能源依赖的重要途径之一。中部地区人口众多，以第二产业为主的产业结构和以煤炭消耗为主的能源消费结构，造成了经济发展过多依赖能源，而能源利用效率不高，同时由于经济发展水平较为落后和自主研发投入规模小，进一步阻碍了中部地区能源效率的提升[1-2]。从国际视角，探讨中部地区FDI与能源强度的关系，对于提高中部地区能源利用效率，完成节能减排目标，缓解能源消耗带来的环境压力，具有非常重要的意义。
1 中部地区外商直接投资发展状况
改革开放40年来，我国经济稳步快速发展，技术水平快速提高。FDI成为我国经济发展的重要基础，为我国带来了大量资金、先进的技术和管理经验。2010年，河南省利用外资达到了422.87亿元，居中部6省之首。而山西省最少，为102.22亿元，比河南省少了320多亿元。1996—2003年，中部6省利用外资额上升较慢;而2004年—2010年，除了山西省，其他5省在利用外资方面快速上升。主要是因为随着对外开放水平的进一步提高，地方政府出台了相关的引资政策，同时基础设施的建设也吸引了外部投资。在2008年以后，河南省FDI快速发展，超过湖南省成为中部地区引进外资的“第一省”。可见，中部6省FDI之间存在一定的差异。
2 中部地区能源强度概况
我国地大物博，资源禀赋、能源消费结构和经济结构存在差异，决定了各地区之间在利用能源效率方面也存在一定差异。2011年全国单位GDP能耗为0.793 t标准煤/万元，与2010年相比降低了2.01%。就中部6省而言，单位GDP能耗最高的是山西省，其值为1.762 t标准煤/万元，即在中部6省中，山西省能源利用效率最低。单位GDP能耗最低的是江西省，其值为0.651 t标准煤/万元。由此可见，中部6省之间在能源利用方面也存在很大的差异。另外，由于我国产业结构是以工业为主，也是能源消耗的主要产业。在中部6省中，万元工业增加值能耗下降幅度最大的省份是安徽省，下降了9.54%;下降幅度最小的省份是山西省，下降了5.82%。
3 中部地区FDI和能源强度的区域差异研究
3.1 中部地区FDI和能源强度变异系数
3.1.1 变异系数介绍
变异系数是衡量资料中各观测值变异程度的统计量，是标准差除以均值得到的数值。变异系数的主要作用是消除了由于单位和均值不同造成的资料变异程度比较的影响[3]。变异系数的计算公式为：变异系数=标准偏差÷平均值。
3.1.2 FDI和能源强度变异系数计算
样本期内中部各省FDI总额的美元价，以各年人民币对美元中间汇率折算为人民币计价。国内生产总值和FDI都转变成以2000年不变价，能源强度（EI）是能源消费总量除以国内生产总值（2000年不变价），数据来源于历年的《中国统计年鉴》。应用变异系数计算公式分别得出FDI和能源强度历年的变异系数，其变化趋势如图1所示。
某类指标的变异系数越大，表明该类指标在地区间差距越大。结合图1可知，中部6省的能源强度变异系数有轻微的下降趋势，在一定程度上说明了中部地区间的能源利用效率差异在变小，即6个省份的能源利用程度在接近;中部地区的FDI变异系数波动较为剧烈，但整体上明显降低，说明随着改革开放的不断深入，中部地区开始重视吸引外资，积极承接东部地区的产业转移，在利用外资方面差距在逐年不断减小。因此，FDI变异系数和能源强度变异系数同时下降，在某种程度上说明二者的变化趋势具有一致性[4-5]。
3.2 中部地区FDI和能源强度变异系数关系的实证分析
以变异系数为基础，利用计量方法来确定FDI和能源强度之间是否存在長期的均衡关系和因果关系。
3.2.1 单位根检验
在实证建模分析中，将能源强度变异系数用字母EICV表示，FDI总额变异系数用字母FDICV表示。①考虑到异方差可能产生的影响，直接对EICV和FDICV取对数。将取过对数的EICV，记为LEICV;将取过对数的FDICV，记为LFDICV。②进行一阶差分，LEICV的差分记为△LEICV;LFDICV的差分记为△LFDICV。③利用Augmented Dickey Fuller（ADF）方法进行单位根检验，考察时间序列是否平稳。LEICV、LFDICV、△LEICV、△LFDICV的单位根检验结果见表1。
ADF检验的判断标准为：在原假设存在单位根的情况下，ADF统计量是负值，且绝对值大于临界值，表示该时间序列是平稳的。表1中的检验值显示：①能源强度变异系数和FDI变异系数的ADF统计量绝对值小于ADF临界值的绝对值，所以两者都是不平稳的。②能源强度变异系数和FDI变异系数的一阶差分的ADF统计量绝对值大于ADF临界值的绝对值，可以说明两者的一阶差分是平稳的，并且可以得出LEICV和LFDICV都是一阶单整I（1）序列的结论。③△LEICV和△LFDICV序列通过了单位根检验且具备同阶单整，这为后续两变量之间是否存在协整关系作进一步检验奠定了基础。
3.2.2 协整检验
协整的基本思想认为，尽管两个或者两个以上的变量中每个都是非平稳的，但它们的线性组合有可能相互抵消趋势项的影响，使该组合成为一个平稳的变量。协整理论为两个或两个以上非平稳变量之间寻找均衡关系，以及用存在的协整关系变量建立动态模型奠定了理论基础。由上文中的单位根检验，得到了LEICV和LIMCV序列都是一阶平穩的结论，因此采用E-G（Engle-Granger）两步检验法。建立回归方程;对回归方程中的残差进行单位根检验，检验结果见表2。
LEICV=-1.146 3+0.113 2LFDICV （1）
（-22.917 1） （1.908 4）
调整后的R 2=0.813，D.W=1.236。
由表2可知，e序列在5%的显著水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定e平稳序列，即e～I（0）。上述结果表明：LEICV和LFDICV之间存在协整关系。
3.2.3 格兰杰因果关系检验
由协整检验的结果可以得出能源强度变异系数序列和外商直接投资（FDI）变异系数序列之间存在协整关系的结论，但并不能判断出两者在波动中是因果关系还是互为因果关系，同样，若为因果关系，“谁为因，谁为果”也还需要进一步考证。用格兰杰（Granger）因果关系检验法对LEICV和LFDICV进行检验，探究在能源强度和FDI的长期均衡关系中，是能源强度变异系数引起外商直接投资变异系数的变动，还是外商直接投资变异系数引起能源强度变异系数的变动。分别取滞后期为1和滞后期为2，对LEICV和LIMCV进行格兰杰因果关系检验，检验结果见表3。
从表3可以看出，在滞后期为1时，对于LFDICV不是LEICV格兰杰原因的原假设，在95%的置信水平下，拒绝了原假设，可以认为LFDICV是LEICV格兰杰原因。而在滞后期为2时，LIMCV和LEICV都不是互为格兰杰因果关系。因此，通过格兰杰因果关系检验，可以得出如下结论：外商直接投资与能源强度之间存在单向的因果关系，且LFDICV是LEICV的格兰杰原因。究其原因，分析认为是在经济全球化背景下，外商直接投资推动了中部地区的技术进步，从而降低了能源强度，提高了能源利用效率。
参考文献：
[1]刘凤朝，潘雄锋，徐国泉.基于结构份额与效率份额的中国能源消费强度研究[J].资源科学，2007（4）：2-6.
[2]刘畅，崔艳红.中国能源消耗强度区域差异的动态关系比较研究[J].中国工业经济，2008（4）：34-43.
[3]叶素云，叶振宇.FDI对我国地区能源强度影响的经验研究[J].国际贸易问题，2010（9）：90-95.
[4]孙浦阳，武力超，陈思阳.外商直接投资与能源消费强度非线性关系探究[J].财经研究，2011（8）：79-90.
[5]苏素，王波志.FDI与中国省际能源消费强度间关系的动态分析[J].技术经济，2011（10）：66-71.
