我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)影響關(guān)系的實(shí)證分析

胡 源

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，武漢430073；2.中原工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，鄭州450007）

0 引言

電力作為能源的一個(gè)重要組成部分，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著舉足輕重的作用。作為電力載體的電力工業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的重要基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略中的重要先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。電力的生產(chǎn)及充足供給為經(jīng)濟(jì)發(fā)展人民生活水平的提高和社會(huì)進(jìn)步提供了必不可少的條件，而電力供給的短缺將給國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人民生活帶來巨大的負(fù)面影響。電力行業(yè)是重要的基礎(chǔ)行業(yè)，電力消費(fèi)量被認(rèn)為是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的風(fēng)向標(biāo)，通常當(dāng)電力消費(fèi)量出現(xiàn)止跌回升的情況時(shí)，被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)重新復(fù)蘇的信號(hào)。經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)必須以一定的電力發(fā)展為基礎(chǔ)，電力和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必須協(xié)調(diào)發(fā)展。而我們要關(guān)心的是電力需求和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，到底是何種關(guān)系？這種關(guān)系能否用數(shù)量進(jìn)行刻畫呢？如果我們刻畫出了關(guān)系，我們就能對(duì)電力和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)，以保證電力和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處在一條協(xié)調(diào)發(fā)展路徑上，它是保證經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)態(tài)快速發(fā)展、提高民眾生活質(zhì)量的重要保障條件。

1 實(shí)證計(jì)量分析

1.1 模型變量的選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取自變量為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（單位：億元）,因變量為電力消費(fèi)量EC（單位：億千瓦小時(shí)）,為了避免異方差的出現(xiàn)，對(duì)變量EC和GDP進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，即lnEC和LnGDP。本文研究的時(shí)間為1978～2010年，其所選用數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（1978～2011）和《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》（1978～2011）。

考慮電力產(chǎn)業(yè)改革的特殊性，以我國電力改革的進(jìn)程為依據(jù)，把研究時(shí)間作為兩個(gè)階段的劃分，即1978～1984年為電力產(chǎn)業(yè)高度一體化垂直階段；1985～2010為我國電力改革實(shí)施階段。通過對(duì)比研究，可以更清楚揭示電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)變化。

1.2 1978～1984年我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)影響的計(jì)量分析

1.2.1 ADF檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整理論，一個(gè)時(shí)間序列如果不是平穩(wěn)的，很難由變量之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系來判斷計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的形式，由此得到的模型往往不能反映實(shí)際情況，用于預(yù)測(cè)決策等也會(huì)有較大的失真，通常被稱為“偽回歸”問題。因此，我們首先進(jìn)行平穩(wěn)檢驗(yàn)，如果序列是不平穩(wěn)的，則需要消除這種不平穩(wěn)性，然后進(jìn)行協(xié)整分析。

這里，采用Dicky-Fuller檢驗(yàn)，在進(jìn)行滯后階數(shù)選擇時(shí)，參照Philips和Perron的建議，將最高滯后階數(shù)選擇為Int[4(T/100)∧(2/9)]，為1階。借助于stata10軟件，得到如下結(jié)果：

表1 變量ADF的單位根檢驗(yàn)

從表1可以看出，無論是EC、GDP或是LNCE、LGDP的ADF統(tǒng)計(jì)值都大于各種顯著性水平下的臨界值，這表示我國電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在1978～1984年間時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，這也意味著1978～1984年間電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在協(xié)整關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)在長(zhǎng)期內(nèi)不存在均衡發(fā)展關(guān)系。

1.2.2 回歸分析以LGDP為自變量，LNEC為因變量，建立一元回歸模型：

運(yùn)用stata10經(jīng)計(jì)算得出如下結(jié)果：

（2）式顯示，經(jīng)濟(jì)增t統(tǒng)計(jì)量為18.45大于5%臨界值，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和電力消費(fèi)線性關(guān)系顯著，可以判斷1978～1984年平均每增加一單位國內(nèi)生產(chǎn)總值，可以帶動(dòng)0.5632單位的電力消費(fèi)，但這種關(guān)系長(zhǎng)期內(nèi)不會(huì)存在。

1.3 1985～2010年我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)影響的計(jì)量分析

1.3.1 平穩(wěn)性判斷

平穩(wěn)性的判斷一般可以先通過圖形進(jìn)行初步判斷。一般來說，一個(gè)平穩(wěn)序列在圖形上表現(xiàn)出一種圍繞均值不斷波動(dòng)的過程；相反，則表現(xiàn)出在不同的時(shí)段有不同的均值。圖1顯示了1985～2010時(shí)期單個(gè)序列的自相關(guān)圖。

圖1表明，時(shí)間序列值沒有圍繞均值上下振蕩，而是表現(xiàn)出持續(xù)的下降，因而初步判斷電力消費(fèi)和國內(nèi)生產(chǎn)總值序列非平穩(wěn)的。

圖1 EC和GDP自相關(guān)圖

同時(shí)，為了保證檢驗(yàn)的精確度，可以采用ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)主要通過幾個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，我們根據(jù)模型含有時(shí)間趨勢(shì)的情況，把模型設(shè)定為：

同樣參照Philips和Perron的建議，將最高滯后階數(shù)選擇為Int[4(T/100)∧(2/9)]，為3。將1-3階滯后項(xiàng)中分別回歸檢驗(yàn)方程，再根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定滯后階數(shù)為2。具體結(jié)果見下表2。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果表明EC和GDP的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF都不小于給出的顯著性水平1%-10%的ADF臨界值，因此，不能否定零假設(shè)，即序列是非穩(wěn)定的。

1.3.2 協(xié)整分析

因?yàn)樾蛄惺欠欠€(wěn)定的，應(yīng)當(dāng)在估計(jì)之前對(duì)其進(jìn)行差分，利用差分使得非平穩(wěn)序列平穩(wěn)化。為此我們需要先對(duì)EC和GDP序列取對(duì)數(shù)，為了方便我們?cè)谶@里用LnEC和LnGDP表示。檢驗(yàn)方程我們采用下列形式：

取對(duì)數(shù)后，重新進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果列于下表3。

表3 一階差分ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3顯示，經(jīng)過差分后的EC和GDP的單位根統(tǒng)計(jì)ADF都小于給出的顯著性水平5%的ADF臨界值，因此，否定零假設(shè)，即序列是穩(wěn)定的。而且EC和GDP都是一階單整的，我們表示為I(1),對(duì)于同階的E和GDP滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。利用用恩格爾-格蘭杰兩步法來檢查E和GDP之間是否存在協(xié)整關(guān)系。構(gòu)建如下協(xié)整等式：

進(jìn)行OLS回歸，得到如下回歸結(jié)果：

根據(jù)方程性質(zhì)，采用如下方程來對(duì)μt進(jìn)行檢驗(yàn)：

通過2階差分，得到如下結(jié)果：

表4 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從上面的結(jié)果可以看出，在10%臨界值水平上，ADF=-3.130＜-3.102，所以在10%水平上是顯著的。這時(shí)，我們認(rèn)為L(zhǎng)nEC和LnGDP是具有協(xié)整關(guān)系的。這種關(guān)系用數(shù)量關(guān)系表示為，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值1%，則電力用電量增加0.6022495%。

1.3.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

如前文所述，電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著一定的關(guān)系。電力是經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的一個(gè)重要保證。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也為電力發(fā)展提供了雄厚的物質(zhì)基礎(chǔ)和廣闊市場(chǎng)。但這是否意味著電力和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一種雙向關(guān)系呢？格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)這一問題可以做一個(gè)檢測(cè)，見表5。

表5 Granger檢驗(yàn)結(jié)果

可以看出，原假設(shè)“經(jīng)濟(jì)發(fā)展不是電力消費(fèi)的格蘭杰原因”的p值在滯后2期后是0.9%小于5%，在5%的顯著性水平下，必須拒絕原假設(shè)，所以我們認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展是電力消費(fèi)增長(zhǎng)的直接原因。同樣，原假設(shè)“電力發(fā)展不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因”的p值是0遠(yuǎn)小于5%，所以在5%的顯著性水平下我們可以拒絕原假設(shè)，從而認(rèn)為我國電力消費(fèi)的增長(zhǎng)可以直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，所以電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為原因，相互促進(jìn)。

1.3.4 誤差修正模型建立

誤差修正模型（Error Correction Model，簡(jiǎn)記為ECM）是一種具有特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，它的主要形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，稱為DHSY模型。誤差修正模型有許多明顯的優(yōu)點(diǎn)，一階差分項(xiàng)的使用消除了變量可能存在的趨勢(shì)因素，從而避免了虛假回歸問題；一階差分項(xiàng)的使用也消除模型可能存在的多重共線性問題；由于誤差修正項(xiàng)本身的平穩(wěn)性，使得該模型可以用經(jīng)典的回歸方法進(jìn)行估計(jì)等。這里，通過stata10的計(jì)算，得到短期的VECM模型：

從誤差修正模型可以看出，電力消費(fèi)的變動(dòng)受兩個(gè)部分的影響，一個(gè)是上年的用電量直接影響著下年的用電量，其影響系數(shù)為1.456573，也即上年用電量每增加1%，則來年會(huì)增加1.456573%，同時(shí)也受長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的影響，國內(nèi)生產(chǎn)總值國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，則電力用電量增加0.6022495%，對(duì)偏離均衡狀態(tài)的調(diào)整力度為0.276869，調(diào)整力度偏小。

1.4 1985～2010年我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)影響的脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用來分析每個(gè)向量的變動(dòng)或沖擊對(duì)它自己及所有其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響作用。第i個(gè)內(nèi)生變量的一個(gè)沖擊不僅直接影響到第i個(gè)變量，而且還通過VAR模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)傳遞給其他的內(nèi)生變量，脈沖響應(yīng)函數(shù)就是用來反映這些變量的變動(dòng)軌跡，顯示任意一個(gè)變量的擾動(dòng)是如何通過模型影響所有其他變量，最終要反饋到本身的過程。根據(jù)stata所提供的脈沖響應(yīng)分析方法，建立GDP和EC的兩個(gè)變量之間關(guān)系的一般沖擊反應(yīng)，規(guī)避正交化后反應(yīng)變量順序的依賴性，得到的脈沖響應(yīng)如圖2所示：

圖2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)對(duì)相關(guān)單一沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)圖

圖2中橫軸代表脈沖響應(yīng)的追蹤期數(shù)，設(shè)定模型為最長(zhǎng)8年，縱軸表示因變量對(duì)自變量的響應(yīng)程度，圖像曲線為因變量對(duì)自變量的響應(yīng)路徑。左圖表示是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)的響應(yīng)圖，右圖表示是電力消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的響應(yīng)圖。

圖2顯示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)的沖擊影響在前5期表現(xiàn)為正向影響，但影響程度略有下降，這表明電力改革初期，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的敏感性較差，但從第5期開始經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)的沖擊影響表現(xiàn)出明顯的增強(qiáng)響應(yīng)，即電力消費(fèi)隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度而快速加大，且表現(xiàn)出長(zhǎng)期的上升勢(shì)頭。從右圖可以看出，電力消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在短期內(nèi)是正向上升的，但從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，這種正向影響速度在遞減，可以說將來經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)不能單單依靠于電力消費(fèi)的增長(zhǎng)，電力消費(fèi)的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)不是決定性因素。

2 結(jié)論

本文考察了1978～1984年和1985～2010年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)的影響，得出如下結(jié)論：1978～1984我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而1985～2010則證明了我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間存在均衡關(guān)系。這可能與我國電力體制改革的進(jìn)程有關(guān)，1978～1984年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)囿于我國電力產(chǎn)業(yè)高度中央管理體制的桎梏并沒有對(duì)電力消費(fèi)產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)的影響，而1985-2010是我國電力產(chǎn)業(yè)規(guī)制改革的時(shí)期，電力產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的敏感度增加，電力消費(fèi)也隨之增加，且與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)保持著均衡協(xié)調(diào)關(guān)系。這種關(guān)系具體表現(xiàn)為國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，用電量就增加0.6022495%。這個(gè)結(jié)論說明我國目前還沒進(jìn)入電力消費(fèi)彈性系數(shù)大于1的時(shí)期。從國際范圍看，尤其是美國、日本等發(fā)達(dá)國家的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)看，電力消費(fèi)彈性系數(shù)大于1，是一些國家或地區(qū)工業(yè)化進(jìn)程中普遍經(jīng)歷的現(xiàn)象，這說明我國工業(yè)化進(jìn)程尚需進(jìn)一步推進(jìn)。Granger因果檢驗(yàn)說明二者存在雙向的關(guān)系，即電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為Granger原因。此外，誤差修正模型顯示，當(dāng)期電力消費(fèi)的增加受滯后一期電力消費(fèi)的正向影響，也受滯后二期電力消費(fèi)的反向影響。同時(shí)，當(dāng)期電力消費(fèi)的增加受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)滯后一、二期的正向影響，也受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)滯后三期的反向影響。

[1]朱小斌譯.時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)(上)-協(xié)整和自回歸條件異方差模型[J].外國經(jīng)濟(jì)與管理,2003,25(11).

[2]李濟(jì)英.電力工業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)互動(dòng)關(guān)系分析[J].經(jīng)濟(jì)師,2004,(4).

[3]王海鵬,田澎,靳萍.中國能源消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間協(xié)整關(guān)系與因果關(guān)系的實(shí)證研究一以電力行業(yè)為例[J].生產(chǎn)力研究,2005,(3).

[4]王海鵬,田澎,靳萍.中國電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變參數(shù)協(xié)整關(guān)系[J].華北電力大學(xué)學(xué)報(bào),2005,32(4).

[5]P Zhou,BW.Ang,K L Poh.A Trigonometric Grey Prediction Approach to Forecasting Electricity Demand[J].Energy,2006,31(14).