貴州省電力消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究

符建華，陳海飛

(湖北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430068)

1 引言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展與電力消費(fèi)之間存在著密切關(guān)系，電力產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是其經(jīng)濟(jì)繁榮的重要支撐。自2010年以來，貴州經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)著明顯加快發(fā)展態(tài)勢，經(jīng)濟(jì)增速連續(xù)10年全國前三，成功創(chuàng)造了趕超進(jìn)位的“黃金十年”。目前，貴州省正處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的快速期，電力消費(fèi)量有增無已，為了實(shí)現(xiàn)電力發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)，確保電力資源有效配置，應(yīng)全面了解貴州省電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，掌握電力消費(fèi)變化趨勢與電力行業(yè)高速發(fā)展的因素所在，使其為貴州省經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級提供指導(dǎo)意義。電力作為能直接消費(fèi)的二次能源，對改善人民生活水平起著重要作用，電力穩(wěn)定供應(yīng)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，優(yōu)化電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)電力行業(yè)與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，不光能積極落實(shí)國家“雙碳”戰(zhàn)略方針，還能為貴州的經(jīng)濟(jì)建設(shè)提供一定程度的政策參考。現(xiàn)結(jié)合貴州經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r并立足于貴州省省情，利用單根與協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型與格蘭杰因果檢驗(yàn)、H-P濾波分析，建立貴州電力消費(fèi)與貴州省GDP的關(guān)系模型，定量分析GDP與電力消費(fèi)關(guān)系[1]，助力貴州省電力工業(yè)發(fā)展的政策方針制定。

2 現(xiàn)階段貴州省GDP與用電量的特征

GDP的增長離不開電力能源的支持，隨著貴州經(jīng)濟(jì)的跨越式發(fā)展，全社會(huì)的用電量也隨之逐年攀高，2020年貴州全省電力消耗為1586.06億千瓦時(shí)，比2016年增加了344.29億千瓦時(shí)，增長率高達(dá)27.7%，同期GDP的增長率也高達(dá)30%，說明兩者之間存在密切關(guān)系。因此，將對貴州省的電耗強(qiáng)度和電力彈性系數(shù)進(jìn)行分析，以此來了解現(xiàn)階段貴州省GDP與用電量的特征。

由表1可見，2005—2020年貴州省電力消費(fèi)總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值年平均增量分別為8.32%和11.20%。平均電力彈性系數(shù)為0.716，平均電耗強(qiáng)度為2154.39千瓦時(shí)/萬元。電耗強(qiáng)度是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的一個(gè)重要指標(biāo)，又被稱為單位GDP電耗，能準(zhǔn)確反映電力能源的利用效率。2005—2014年貴州省電耗強(qiáng)度都在2000千瓦時(shí)/萬元以上，2015年首次降到2000千瓦時(shí)/萬元以下，并呈現(xiàn)逐年下降趨勢，這標(biāo)志著貴州省經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和能源利用效率不斷提高。電力彈性系數(shù)通常用來判斷電力消費(fèi)增率與經(jīng)濟(jì)增率兩者的協(xié)調(diào)水平，2005—2020年電力彈性系數(shù)在0.004～1.524間波動(dòng)，均值為0.716，意味著現(xiàn)階段貴州省電力消費(fèi)增加速度基本與GDP增長速度同步，2006年、2007年和2017年的彈性系數(shù)大于1，說明這三年貴州省電力消費(fèi)增長速度大于國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度，高耗能產(chǎn)業(yè)和重工業(yè)占比大。從當(dāng)年貴州省政府工作報(bào)告中了解到，當(dāng)年省政府均加速推進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)改革，使得電力替代了部分一次能源，一定程度上導(dǎo)致了電力消費(fèi)量劇增長彈性系數(shù)大于1。

3 貴州省電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)以2005—2020年為樣本期，考慮到通貨膨脹對物價(jià)影響，對國內(nèi)生產(chǎn)總值作出了調(diào)整，以2005年為不變價(jià)，經(jīng)濟(jì)增長選用貴州省國內(nèi)生產(chǎn)總值表示，電力消費(fèi)量則選用貴州省全社會(huì)電力年消費(fèi)總量來表示。選取的原始數(shù)據(jù)分別來自《貴州統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和貴州政府官網(wǎng)。

3.2 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列和電力消費(fèi)時(shí)間序列往往是非平穩(wěn)的，為防止“偽回歸”，將對lnGDP和lnE采用ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 模型變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表

文章將ADF檢驗(yàn)的顯著水平控制為5%，若原始序列l(wèi)nGDP與lnE不平穩(wěn)，將對原始序列進(jìn)行差分處理。由表2可知，檢驗(yàn)類型(C，T)中截距項(xiàng)C為0，時(shí)間趨勢線T為0時(shí)，二階差分序列!!lnGDP和!!lnE的ADF統(tǒng)計(jì)值-3.182和-3.752分別小于各自5%顯著性下的臨界值-1.971和-1.971。因此，二階差分序列!!lnGDP和!!lnE平穩(wěn)，下一步對經(jīng)濟(jì)增長和電力消費(fèi)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和短期誤差進(jìn)行修正。

3.3 EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)

經(jīng)差分處理后，lnGDP與lnE的二階差分是平穩(wěn)的，但由于原始變量lnGDP與lnE為非平穩(wěn)變量，要想進(jìn)一步對貴州省經(jīng)濟(jì)增長與電力消費(fèi)之間的長期均衡定量描述，還需對序列l(wèi)nGDP與lnE進(jìn)行協(xié)整分析。協(xié)整分析主要有EG兩步法和Johansen檢驗(yàn)法，由于文章只研究lnGDP和lnE兩個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系，因此，采用EG兩步法較為合理[3]，步驟如下:

首先，利用OLS法建立回歸方程，即:

(1)

方程殘差為:

(2)

lnGDPt=-1.3293+1.4175lnEt

(3)

從長期均衡關(guān)系方程中可以得到，經(jīng)濟(jì)增長與電力消費(fèi)呈正相關(guān)，且具有長期相互促進(jìn)作用。

3.4 ECM誤差修正模型

通過上述協(xié)整分析，序列l(wèi)nGDP和lnE存在協(xié)整關(guān)系，可以建立誤差修正模型[4]。誤差修正模型可以進(jìn)一步解釋非平穩(wěn)時(shí)間序列l(wèi)nGDP和lnE遇到的問題，提高其模型精確度，首先建立長期均衡關(guān)系：

lnGDPt=a0+a1lnEt+βt

(4)

則lnGDP一階自回歸分布滯后模型為：

lnGDPt=b0+b1lnE+b2lnEt-1+
b3lnGDPt-1+βt

(5)

對式(5)的分布滯后模型適當(dāng)變形得：

(6)

整理得：

ΔlnGDPt=b1ΔlnEt+
γ(lnGDPt-1-a0-a1lnEt-1)+βt

(7)

式中:

γ=b3-1a0=b0/(1-b3)

a1=(b2+b1)/(1-b3)

(8)

式(7)即為誤差修正模型，γ為修正系數(shù)，為誤差修正項(xiàng)，反復(fù)檢驗(yàn)，得到經(jīng)濟(jì)增長與電力消費(fèi)的誤差修正方程如下：

ΔlnGDPt=-0.005+0.285ΔlnEt-
0.203lnGDPt-1+0.261lnEt-1+βt

(9)

誤差修正方程式(7)表明，誤差修正項(xiàng)γ(lnGDP-a0-a1lnEt-1)和變量ΔlnEt共同影響了變量ΔlnGDPt短期波動(dòng)，由式(8)、式(9)得誤差修正系數(shù)為-0.203，說明了當(dāng)期對上期偏離程度的修正為-0.203，符合相反修正機(jī)制。修正后長期的協(xié)整方程系數(shù)a1為1.286，表示電力消費(fèi)每增長1.286%，經(jīng)濟(jì)增長1%，比未修正之前降低了0.131%。

3.5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

若A的變動(dòng)有利于預(yù)測B的變動(dòng)，則稱A為B的格蘭杰成因。[5]由表3可得，在10%的顯著下，lnE不是lnGDP的格蘭杰成因，P值為0.1988，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明電力消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長預(yù)測趨勢不明顯。而lnGDP是lnE的格蘭杰成因，P值為0.0931，通過顯著性檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)增長對電力消費(fèi)預(yù)測趨勢明顯。

表3 GDP與電力消費(fèi)量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

3.6 H-P濾波分析

H-P濾波是一種時(shí)間序列在狀態(tài)空間中的分解方法，相當(dāng)于對波動(dòng)方差極小化，分離其時(shí)間序列的波動(dòng)成分和趨勢成分，如圖1、圖2所示。[6]運(yùn)用H-P濾波分析，將lnGDP和lnE時(shí)間序列的波動(dòng)成分和趨勢成分分離開來，波動(dòng)成分表示為lnGDP-HP-C和lnE-HP-C，趨勢成分表示為lnGDP-HP-T和lnE-HP-T。觀察圖1可得，經(jīng)濟(jì)增長和電力消費(fèi)增長趨勢基本一致，且呈正相關(guān)關(guān)系，觀察圖2可得，經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)和電力消費(fèi)波動(dòng)的變化輪廓大致相同，經(jīng)濟(jì)增長的波峰波谷和電力消費(fèi)的波峰波谷基本對應(yīng)。

圖1 lnGDP與lnE序列的趨勢成分

圖2 lnGDP與lnE序列的波動(dòng)成分

4 結(jié)論

由貴州省電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究可知：①從EG兩步法協(xié)整分析看，貴州省全社會(huì)用電量與國內(nèi)生產(chǎn)總值兩者存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，電力消費(fèi)每增加1.417%，經(jīng)濟(jì)增長1%。②從變量lnGDP和lnE的誤差修正方程看，修正誤差系數(shù)為-0.203，當(dāng)期對上期偏離程度修正是-0.203，反向修正。修正后的長期協(xié)整系數(shù)比未修正之前低了0.131%，說明電力消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)的影響存在略微高估。③從格蘭杰因果關(guān)系看，貴州省國內(nèi)生產(chǎn)總值是社會(huì)用電量的格蘭杰成因，國內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)有利于預(yù)測社會(huì)用電量變動(dòng)，社會(huì)用電量不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰成因，兩者為單向格蘭杰因果關(guān)系。④從H-P濾波分析看，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長和社會(huì)用電量增長呈正相關(guān)的增長趨勢，國內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)成分曲線和社會(huì)用電量波動(dòng)成分曲線波峰波谷變化輪廓大致相同，進(jìn)一步佐證了社會(huì)用電量與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。