我國經濟增長對電力消費影響關系的實證分析

胡 源

（1.中南財經政法大學工商管理學院，武漢430073；2.中原工學院 經濟管理學院，鄭州450007）

0 引言

電力作為能源的一個重要組成部分，對經濟增長有著舉足輕重的作用。作為電力載體的電力工業(yè)是國民經濟的重要基礎產業(yè)，是國家經濟發(fā)展戰(zhàn)略中的重要先導產業(yè)。電力的生產及充足供給為經濟發(fā)展人民生活水平的提高和社會進步提供了必不可少的條件，而電力供給的短缺將給國民經濟發(fā)展與人民生活帶來巨大的負面影響。電力行業(yè)是重要的基礎行業(yè)，電力消費量被認為是中國經濟發(fā)展的風向標，通常當電力消費量出現止跌回升的情況時，被認為是經濟重新復蘇的信號。經濟的增長必須以一定的電力發(fā)展為基礎，電力和經濟增長必須協(xié)調發(fā)展。而我們要關心的是電力需求和經濟增長從長遠看，到底是何種關系？這種關系能否用數量進行刻畫呢？如果我們刻畫出了關系，我們就能對電力和經濟增長的數量關系進行動態(tài)預測，以保證電力和經濟增長處在一條協(xié)調發(fā)展路徑上，它是保證經濟的穩(wěn)態(tài)快速發(fā)展、提高民眾生活質量的重要保障條件。

1 實證計量分析

1.1 模型變量的選取和數據來源

本文選取自變量為國內生產總值GDP（單位：億元）,因變量為電力消費量EC（單位：億千瓦小時）,為了避免異方差的出現，對變量EC和GDP進行對數化處理，即lnEC和LnGDP。本文研究的時間為1978～2010年，其所選用數據均來自《中國統(tǒng)計年鑒》（1978～2011）和《中國能源統(tǒng)計年鑒》（1978～2011）。

考慮電力產業(yè)改革的特殊性，以我國電力改革的進程為依據，把研究時間作為兩個階段的劃分，即1978～1984年為電力產業(yè)高度一體化垂直階段；1985～2010為我國電力改革實施階段。通過對比研究，可以更清楚揭示電力消費和經濟增長關系的動態(tài)變化。

1.2 1978～1984年我國經濟增長對電力消費影響的計量分析

1.2.1 ADF檢驗

根據協(xié)整理論，一個時間序列如果不是平穩(wěn)的，很難由變量之間的統(tǒng)計關系來判斷計量經濟模型的形式，由此得到的模型往往不能反映實際情況，用于預測決策等也會有較大的失真，通常被稱為“偽回歸”問題。因此，我們首先進行平穩(wěn)檢驗，如果序列是不平穩(wěn)的，則需要消除這種不平穩(wěn)性，然后進行協(xié)整分析。

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

表1 變量ADF的單位根檢驗

從表1可以看出，無論是EC、GDP或是LNCE、LGDP的ADF統(tǒng)計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和經濟增長在1978～1984年間時間序列是非平穩(wěn)的，這也意味著1978～1984年間電力消費和經濟增長不存在協(xié)整關系，經濟增長與電力消費在長期內不存在均衡發(fā)展關系。

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：

運用stata10經計算得出如下結果：

（2）式顯示，經濟增t統(tǒng)計量為18.45大于5%臨界值，說明經濟增長和電力消費線性關系顯著，可以判斷1978～1984年平均每增加一單位國內生產總值，可以帶動0.5632單位的電力消費，但這種關系長期內不會存在。

1.3 1985～2010年我國經濟增長對電力消費影響的計量分析

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行初步判斷。一般來說，一個平穩(wěn)序列在圖形上表現出一種圍繞均值不斷波動的過程；相反，則表現出在不同的時段有不同的均值。圖1顯示了1985～2010時期單個序列的自相關圖。

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

圖1 EC和GDP自相關圖

同時，為了保證檢驗的精確度，可以采用ADF檢驗。ADF檢驗主要通過幾個模型進行檢驗，我們根據模型含有時間趨勢的情況，把模型設定為：

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

表2 ADF單位根檢驗結果

結果表明EC和GDP的單位根統(tǒng)計量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，即序列是非穩(wěn)定的。

1.3.2 協(xié)整分析

因為序列是非穩(wěn)定的，應當在估計之前對其進行差分，利用差分使得非平穩(wěn)序列平穩(wěn)化。為此我們需要先對EC和GDP序列取對數，為了方便我們在這里用LnEC和LnGDP表示。檢驗方程我們采用下列形式：

取對數后，重新進行ADF檢驗，結果列于下表3。

表3 一階差分ADF單位根檢驗結果

表3顯示，經過差分后的EC和GDP的單位根統(tǒng)計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，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),對于同階的E和GDP滿足進行協(xié)整檢驗的條件。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)整關系。構建如下協(xié)整等式：

進行OLS回歸，得到如下回歸結果：

根據方程性質，采用如下方程來對μt進行檢驗：

通過2階差分，得到如下結果：

表4 ADF單位根檢驗結果

從上面的結果可以看出，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，我們認為LnEC和LnGDP是具有協(xié)整關系的。這種關系用數量關系表示為，當國內生產總值1%，則電力用電量增加0.6022495%。

1.3.3 格蘭杰因果關系檢驗

如前文所述，電力消費和經濟增長存在著一定的關系。電力是經濟快速發(fā)展的一個重要保證。經濟增長也為電力發(fā)展提供了雄厚的物質基礎和廣闊市場。但這是否意味著電力和經濟增長存在一種雙向關系呢？格蘭杰因果關系檢驗對這一問題可以做一個檢測，見表5。

表5 Granger檢驗結果

可以看出，原假設“經濟發(fā)展不是電力消費的格蘭杰原因”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，所以我們認為我國經濟發(fā)展是電力消費增長的直接原因。同樣，原假設“電力發(fā)展不是經濟發(fā)展的格蘭杰原因”的p值是0遠小于5%，所以在5%的顯著性水平下我們可以拒絕原假設，從而認為我國電力消費的增長可以直接促進經濟的發(fā)展，所以電力消費和經濟增長互為原因，相互促進。

1.3.4 誤差修正模型建立

誤差修正模型（Error Correction Model，簡記為ECM）是一種具有特定形式的計量經濟學模型，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，一階差分項的使用消除了變量可能存在的趨勢因素，從而避免了虛假回歸問題；一階差分項的使用也消除模型可能存在的多重共線性問題；由于誤差修正項本身的平穩(wěn)性，使得該模型可以用經典的回歸方法進行估計等。這里，通過stata10的計算，得到短期的VECM模型：

從誤差修正模型可以看出，電力消費的變動受兩個部分的影響，一個是上年的用電量直接影響著下年的用電量，其影響系數為1.456573，也即上年用電量每增加1%，則來年會增加1.456573%，同時也受長期協(xié)整關系的影響，國內生產總值國內生產總值每增加1%，則電力用電量增加0.6022495%，對偏離均衡狀態(tài)的調整力度為0.276869，調整力度偏小。

1.4 1985～2010年我國經濟增長對電力消費影響的脈沖響應分析

脈沖響應函數用來分析每個向量的變動或沖擊對它自己及所有其他內生變量產生的影響作用。第i個內生變量的一個沖擊不僅直接影響到第i個變量，而且還通過VAR模型的動態(tài)結構傳遞給其他的內生變量，脈沖響應函數就是用來反映這些變量的變動軌跡，顯示任意一個變量的擾動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stata所提供的脈沖響應分析方法，建立GDP和EC的兩個變量之間關系的一般沖擊反應，規(guī)避正交化后反應變量順序的依賴性，得到的脈沖響應如圖2所示：

圖2 經濟增長與電力消費對相關單一沖擊的動態(tài)響應圖

圖2中橫軸代表脈沖響應的追蹤期數，設定模型為最長8年，縱軸表示因變量對自變量的響應程度，圖像曲線為因變量對自變量的響應路徑。左圖表示是經濟增長對電力消費的響應圖，右圖表示是電力消費對經濟增長的響應圖。

圖2顯示經濟增長對電力消費的沖擊影響在前5期表現為正向影響，但影響程度略有下降，這表明電力改革初期，對經濟增長的敏感性較差，但從第5期開始經濟增長對電力消費的沖擊影響表現出明顯的增強響應，即電力消費隨著經濟增長的速度而快速加大，且表現出長期的上升勢頭。從右圖可以看出，電力消費對經濟增長的影響在短期內是正向上升的，但從長遠看，這種正向影響速度在遞減，可以說將來經濟的增長不能單單依靠于電力消費的增長，電力消費的增長對經濟的增長不是決定性因素。

2 結論

本文考察了1978～1984年和1985～2010年的經濟增長對電力消費的影響，得出如下結論：1978～1984我國經濟增長與電力消費不存在長期均衡關系，而1985～2010則證明了我國經濟增長與電力消費之間存在均衡關系。這可能與我國電力體制改革的進程有關，1978～1984年經濟增長囿于我國電力產業(yè)高度中央管理體制的桎梏并沒有對電力消費產生長遠的影響，而1985-2010是我國電力產業(yè)規(guī)制改革的時期，電力產業(yè)對經濟增長的敏感度增加，電力消費也隨之增加，且與經濟增長保持著均衡協(xié)調關系。這種關系具體表現為國內生產總值每增加1%，用電量就增加0.6022495%。這個結論說明我國目前還沒進入電力消費彈性系數大于1的時期。從國際范圍看，尤其是美國、日本等發(fā)達國家的發(fā)展經驗看，電力消費彈性系數大于1，是一些國家或地區(qū)工業(yè)化進程中普遍經歷的現象，這說明我國工業(yè)化進程尚需進一步推進。Granger因果檢驗說明二者存在雙向的關系，即電力消費和經濟增長互為Granger原因。此外，誤差修正模型顯示，當期電力消費的增加受滯后一期電力消費的正向影響，也受滯后二期電力消費的反向影響。同時，當期電力消費的增加受經濟增長滯后一、二期的正向影響，也受經濟增長滯后三期的反向影響。

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