基于產(chǎn)業(yè)視角的電力消費與經(jīng)濟增長關系研究

檀勤良，張興平，魏詠梅

(華北電力大學 經(jīng)濟與管理學院，北京102206)

0 引 言

能源消費和經(jīng)濟增長之間的Granger 因果關系隱含著重要的政策含義:如果存在從經(jīng)濟增長到能源消費的單向Granger 因果關系，意味著該經(jīng)濟體對能源的依賴比較小，因而執(zhí)行保守的能源政策不會對經(jīng)濟產(chǎn)生消極影響。如果存在從能源消費到經(jīng)濟增長的Granger 因果關系，意味著該經(jīng)濟體屬于能源依賴型，減少能源消費可能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響。如果能源消費和經(jīng)濟增長存在雙向的因果關系，說明能源消費和經(jīng)濟增長是相互影響的，保守的能源政策可能阻礙經(jīng)濟增長，同時經(jīng)濟增長對能源也具有正影響關系。如果兩者之間不存在Granger 因果關系，說明兩者之間沒有影響，即所謂的“能源中性假設”。［1］

許多學者對我國電力消費和經(jīng)濟增長之間的關系進行了研究。文獻［2］利用向量誤差修正模型(VECM)對1971 ～2000年樣本進行研究后指出:我國存在從電力消費到經(jīng)濟增長的單向因果關系。文獻［3］利用標準Granger 因果關系檢驗對1978 ～2001年的時間序列進行分析，得到了相反的結論:我國存在從經(jīng)濟增長到電力消費的單向Granger 因果關系。文獻［4，5］指出，我國電力消費和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)之間長期存在雙向的Granger 因果關系，但短期存在從電力消費到GDP的單向Granger 因果關系。因此關于電力消費和經(jīng)濟增長之間的Granger 因果關系，研究結論并不一致。文獻［6，7］指出，這種爭議可能是由于不同文獻采用的樣本時間、變量、檢驗方法等的不同所導致的。文獻［8 ～11］對Granger 因果關系實證研究的文獻進行了非常好的評論。

一些學者從其它角度對電力消費和經(jīng)濟增長的關系問題也進行了深入的研究。文獻［12］的研究結論表明我國電力消費和經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，并利用該協(xié)整模型對電力消費進行預測。文獻［13］基于VECM 模型的分析結果表明我國存在從電力消費到固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入的單向Granger 因果關系，同時存在從出口到電力消費的單向Granger 因果關系。文獻［14］對我國電力消費和城市化之間的關系進行了深入的分析并指出兩者長期存在雙向的Granger 因果關系，但短期不存在因果關系，因而電力消費對城市化的影響比較大。

我國三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展極不均衡，第二產(chǎn)業(yè)不僅是GDP 的主要貢獻者，同時也是最大的電力消費者。改革開放以來，我國第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對GDP 的貢獻大幅度增加，而第一產(chǎn)業(yè)對GDP 的貢獻卻急劇下降。因此這種不均衡的產(chǎn)業(yè)結構會對電力消費和經(jīng)濟增長之間的關系產(chǎn)生重要影響。因此如果從總量上來分析電力消費和經(jīng)濟增長之間的關系，就不能考慮產(chǎn)業(yè)結構的影響從而可能產(chǎn)生偏誤?；诖?，本文從三次產(chǎn)業(yè)的角度探討不同產(chǎn)業(yè)電力消費與經(jīng)濟增長之間的關系。

1 變量及數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

隨著我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展，日益提升的技術水平和城市化水平對電力消費產(chǎn)生了明顯的影響。因此在分析不同產(chǎn)業(yè)電力消費與經(jīng)濟增長之間關系時，不僅要考慮經(jīng)濟增長對電力消費的影響，同時也要考慮技術水平和城市化因素對電力消費的影響。在計量經(jīng)濟模型中，不同產(chǎn)業(yè)電力消費(Ei)作為被解釋變量，不同產(chǎn)業(yè)增加值(Vi)、不同產(chǎn)業(yè)能源利用效率(Fi)和人口因素作為解釋變量。人口因素根據(jù)模型檢驗情況選擇總?cè)丝?P)或城市人口(U)。i = 1，2，3 分別表示第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)。樣本數(shù)據(jù)為1980 ～2011年，其中名義價值量以1980年為基年，剔除通貨膨脹因素后得到實際量。為減少數(shù)據(jù)序列的波動，在數(shù)據(jù)處理過程中所有的數(shù)據(jù)都轉(zhuǎn)化為其自然對數(shù)。

對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗是選擇合理模型的前提，即單位根檢驗。不同的單位根檢驗方法具有不同的解釋力，本文同時采用5 種不同的單位根檢驗方法進行以獲得具有說服力的結論:擴展的ADF 檢驗、PP 檢驗、DFGLS 檢驗、KPSS 檢驗和NP 檢驗。檢驗過程中對數(shù)據(jù)的水平值和一階差分同時進行單位根檢驗，檢驗結果如表1。

表1 單位根檢驗結果Tab.1 Results of unit root test

根據(jù)表1，在對變量水平值的檢驗中，5 種檢驗方法得到了一致的結論:第一產(chǎn)業(yè)能源利用效率(F1)屬于平穩(wěn)序列，即I (0)，其它所有變量的水平值是不平穩(wěn)的。一些方法在對變量一階差分檢驗中，對個別變量的檢驗結果存在爭議，但整體檢驗結果說明:除F1外，其它所有變量經(jīng)過一階差分后屬于平穩(wěn)序列，即屬于I(1)過程。因此可以對屬于I (1)過程的變量進行協(xié)整關系分析。

2 協(xié)整關系分析

協(xié)整分析是通過在向量自回歸(VAR)模型上增加一個協(xié)整約束條件進行的。對于一個包含g 個變量，k 階滯后的向量自回歸(VAR)模型:

經(jīng)過差分變換并重新設置參數(shù)，模型(1)可以轉(zhuǎn)化為一階差分的向量自回歸模型:

Π 矩陣是變量長期關系的系數(shù)矩陣，在達到長期均衡時，式(2)差分變量是零向量，et中隨機誤差項的期望值為零，因此Πyt－k=0 表示長期均衡時變量的關系。由于經(jīng)過一階差分的內(nèi)生變量向量中各序列都是平穩(wěn)的，構成Πyt－k的各變量都是I (0)時，才能保證隨機誤差項εt是平穩(wěn)過程。因此系數(shù)矩陣的秩滿足0 ＜R(Π)＜g 時，存在矩陣α 和β，使得:

式中:β′ yt-k中每行都是一個I(0)組合變量，即每一行都是使得變量y1，t-1，y2，t-1，…，yg，t-1具有協(xié)整關系的線性組合形式，因此矩陣β 決定了協(xié)整關系的個數(shù)與形式，其秩是線性無關的協(xié)整向量的個數(shù)。

基于模型(3)進行的協(xié)整檢驗結果表明:在三個產(chǎn)業(yè)中，變量之間存在協(xié)整關系。同時也得到了三次產(chǎn)業(yè)中變量之間的協(xié)整關系模型分別為

值得指出的是，在第一產(chǎn)業(yè)模型中，由于第一產(chǎn)業(yè)能源效率屬于I (0)，因此第一產(chǎn)業(yè)模型中不包括該變量。第二產(chǎn)業(yè)中，根據(jù)對模型統(tǒng)計指標的分析，使用城市人口比總?cè)丝诰哂懈玫慕忉屇芰?，因此第二產(chǎn)業(yè)中人口選擇城市人口而不是總?cè)丝凇＿@種檢驗結果反映了我國城市化進程對第二產(chǎn)業(yè)電力消費具有顯著的影響。由于所有的變量均轉(zhuǎn)化為其自然對數(shù)形式，因此變量前的系數(shù)表示彈性。根據(jù)模型(4) ～ (6)，第三產(chǎn)業(yè)電力彈性系數(shù)達到1.188，即當?shù)谌a(chǎn)業(yè)增加值增長1 %時，第三產(chǎn)業(yè)電力消費將平均增加1.188 %;第二產(chǎn)業(yè)電力消費與第二產(chǎn)業(yè)增加值基本同步增長(彈性接近1);第一產(chǎn)業(yè)電力彈性系數(shù)相對比較低(0.762)。能源效率提高對節(jié)約電力具有顯著的效果，尤其是對于第二產(chǎn)業(yè)，當能源效率提高1 %時，電力消費將平均減少0.751 %。人口因素對電力消費也具有重要的影響，總?cè)丝? %的增加將導致第三產(chǎn)業(yè)電力消費增長1.68 %，而第一產(chǎn)業(yè)電力消費將平均增加1.301 %;當城市人口增加1 %時，第二產(chǎn)業(yè)電力消費將平均增加0.268 %。因此人口和城市化對電力消費具有顯著的影響。

3 Granger 因果關系檢驗

協(xié)整分析表明這些變量之間存在長期均衡關系，因而可以利用VECM 進行長短期Granger 因果關系檢驗。由于本文主要探討不同產(chǎn)業(yè)電力消費和不同產(chǎn)業(yè)增加值之間的因果關系，因此只考慮如下兩個VECM 模型:

式中:ε1t和ε2t是白噪聲;Mt-1是通過協(xié)整模型計算的誤差調(diào)整項。對于第一和第三產(chǎn)業(yè)，L 指總?cè)丝?，對于第二產(chǎn)業(yè)，L 指城市人口。

如果系數(shù)σ1k是統(tǒng)計顯著的，則說明存在從能源消費到經(jīng)濟增長的短期格蘭杰關系;如果系數(shù)φ2k是顯著的，則說明存在從經(jīng)濟增長到能源消費的短期格蘭杰關系。如果系數(shù)α1是顯著的，則存在從能源消費到經(jīng)濟增長的長期Granger 因果關系;如果σ1k和α1的聯(lián)合檢驗是顯著的，則存在從能源消費到經(jīng)濟增長的強Granger 因果關系。如果系數(shù)α2是顯著的，則存在從經(jīng)濟增長到能源消費的長期Granger 因果關系，如果α2和φ2k的聯(lián)合檢驗是顯著的，則存在從能源消費到經(jīng)濟增長的強Granger 因果關系。

Granger 因果關系檢驗結果如表2，根據(jù)檢驗結果可以得到如下結論:

對于第一產(chǎn)業(yè)模型，在10 %的顯著性水平下，短期存在從第一產(chǎn)業(yè)電力消費到第一產(chǎn)業(yè)增加值的單向Granger 因果關系。從長期來看，雖然第二個誤差修正項不顯著，但至少其中一個誤差修正項是顯著的，因此存在從第一產(chǎn)業(yè)增加值到第一產(chǎn)業(yè)電力消費單向Granger 因果關系。

對于第二產(chǎn)業(yè)模型，短期內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)電力消費和第二產(chǎn)業(yè)增加值之間不存在Granger 因果關系。從長期來看，由于不能拒絕誤差修正項和交叉項系數(shù)均為零的原假設，因此長期存在雙向的Granger 因果關系。

對于第三產(chǎn)業(yè)，長短期都存在從第三產(chǎn)業(yè)增加值到第三產(chǎn)業(yè)電力消費的單向Granger 因果關系，但不存在從第三產(chǎn)業(yè)電力消費到第三產(chǎn)業(yè)增加值的Granger 因果關系。

表2 Granger 因果關系檢驗結果Tab.2 Results of Granger causality test

4 方差分解分析

Granger 因果關系分析只能檢驗樣本期內(nèi)變量之間的相互關系，但不能測定變量的波動在樣本期外對其它變量信息含量的貢獻程度。因此應用方差分解方法分析某個變量對其它變量波動在樣本外的響應程度和持續(xù)時間。方差分解是將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為各方程新息(沖擊量)相關聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。多變量向量自回歸模型中第i 個變量yit的表達式為

式(9)括號中的內(nèi)容是第j 個擾動項εj從無限過去到現(xiàn)在對yi影響的總和。假定εj無序列相關，則

式(10)是把第j 個擾動項對第i 個變量從無限過去到現(xiàn)在的影響，用方差加以評價的結果。假定擾動項向量的協(xié)方差矩陣是對角矩陣，則yi的方差為:

yi的方差可以分解成k 種不相關的影響，為了測定各個擾動項相對yi的方差有多大程度的貢獻，根據(jù)第j 個變量基于沖擊的方差對yi方差的相對貢獻率(RVC)來觀測第j 個變量對第i 個變量的影響:

由于重點研究電力消費與產(chǎn)業(yè)增加值的影響，因此在三次產(chǎn)業(yè)的VECM 模型中只分解了電力消費量與產(chǎn)業(yè)增加值的預期誤差方差。分別提取了各變量第1，5，10 期的方差分解結果，如表3。根據(jù)表3，可以得到如下結論:

在第一產(chǎn)業(yè)中，產(chǎn)業(yè)增加值在解釋電力消費預測誤差方差的貢獻率從第1 期的0 上升到第10期的68.8 %，在系統(tǒng)中其長期影響是最大的。電力消費量對產(chǎn)業(yè)增加值預測誤差變化具有比較顯著的初始影響(10.7 %)，但其貢獻力度是逐漸減小的，說明電力消費對該產(chǎn)業(yè)增加值具有短期影響。

表3 方差分解結果Tab.3 Results of variance decomposition

對于第二產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)增加值在解釋產(chǎn)業(yè)電力消費預測誤差方差的貢獻率是隨著時間遞增的，從0 增加到25.18 %，這意味著產(chǎn)業(yè)增加值對產(chǎn)業(yè)電力消費在長期具有更強的影響。電力消費對產(chǎn)業(yè)增加值預測誤差方差的貢獻率也是隨著時間而遞增的，在第10 期達到53.69 %，從長期來看是其貢獻率是最大的。因此該產(chǎn)業(yè)增加值和該產(chǎn)業(yè)電力消費之間具有長期的相互影響。

第三產(chǎn)業(yè)中，產(chǎn)業(yè)增加值在解釋電力消費預測誤差方差的貢獻率從第一期的約為24.79 %增加到第10 期56.91 %，是該系統(tǒng)中影響最大的因素。但是電力消費量對產(chǎn)業(yè)增加值預測誤差的貢獻率并不顯著。說明該產(chǎn)業(yè)增加值對該產(chǎn)業(yè)電力消費長短期都存在重要影響。以上方差分解結果進一步驗證了Granger 因果關系檢驗的結果。

5 結 論

利用多變量模型，從三次產(chǎn)業(yè)的角度對我國不同產(chǎn)業(yè)電力消費和產(chǎn)業(yè)增加值之間的關系進行了分析，分析結果具有較強的政策含義。

對于第一產(chǎn)業(yè)，短期存在從電力消費到產(chǎn)業(yè)增加值的單向Granger 因果關系，而長期存在從產(chǎn)業(yè)增加值到產(chǎn)業(yè)電力消費的單向Granger 因果關系。也就是說，從短期來看，電力是第一產(chǎn)業(yè)增長的重要推動力，電力短缺會對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生顯著的影響。但從長期來看，第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展導致了電力消費的增加，因此執(zhí)行保守的能源政策對第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不會產(chǎn)生顯著的負影響。

對于第二產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)增加值和產(chǎn)業(yè)電力消費在短期內(nèi)不存在Granger 因果關系，但長期存在雙向的Granger 因果關系。這種因果關系意味著我國第二產(chǎn)業(yè)屬于能源依賴型，電力消費是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要推動力，電力短缺和保守的能源政策可能對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的負影響。第二產(chǎn)業(yè)不僅是GDP 的貢獻者，同時也是最大的電力消費者，因此從現(xiàn)在的能源依賴型發(fā)展模式轉(zhuǎn)變到非能源依賴型的發(fā)展模式應該是我國能源政策的主導方向。比如，使用能源效率高的設備、鼓勵提高能源效率的技術投資、發(fā)展可再生能源、執(zhí)行更好的能源政策和能源管理體制等。

對于第三產(chǎn)業(yè)，長短期均存在從產(chǎn)業(yè)增加值到產(chǎn)業(yè)電力消費的單向Granger 因果關系，意味著第三產(chǎn)業(yè)對電力的依賴程度比較低，產(chǎn)業(yè)的發(fā)展導致了電力消費的增加，因此在第三產(chǎn)業(yè)執(zhí)行保守的能源政策對該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生輕微的甚至不產(chǎn)生負影響。

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