胡 源

（1.中南財經(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)濟管理學(xué)院，鄭州450007）

0 引言

電力作為能源的一個重要組成部分，對經(jīng)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(jīng)濟的重要基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是國家經(jīng)濟發(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(jīng)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(chǔ)行業(yè)，電力消費量被認為是中國經(jīng)濟發(fā)展的風(fēng)向標，通常當電力消費量出現(xiàn)止跌回升的情況時，被認為是經(jīng)濟重新復(fù)蘇的信號。經(jīng)濟的增長必須以一定的電力發(fā)展為基礎(chǔ)，電力和經(jīng)濟增長必須協(xié)調(diào)發(fā)展。而我們要關(guān)心的是電力需求和經(jīng)濟增長從長遠看，到底是何種關(guān)系？這種關(guān)系能否用數(shù)量進行刻畫呢？如果我們刻畫出了關(guān)系，我們就能對電力和經(jīng)濟增長的數(shù)量關(guān)系進行動態(tài)預(yù)測，以保證電力和經(jīng)濟增長處在一條協(xié)調(diào)發(fā)展路徑上，它是保證經(jīng)濟的穩(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 實證計量分析

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）,因變量為電力消費量EC（單位：億千瓦小時）,為了避免異方差的出現(xiàn)，對變量EC和GDP進行對數(shù)化處理，即lnEC和LnGDP。本文研究的時間為1978～2010年，其所選用數(shù)據(jù)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(chǎn)業(yè)改革的特殊性，以我國電力改革的進程為依據(jù)，把研究時間作為兩個階段的劃分，即1978～1984年為電力產(chǎn)業(yè)高度一體化垂直階段；1985～2010為我國電力改革實施階段。通過對比研究，可以更清楚揭示電力消費和經(jīng)濟增長關(guān)系的動態(tài)變化。

1.2 1978～1984年我國經(jīng)濟增長對電力消費影響的計量分析

1.2.1 ADF檢驗

根據(jù)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(guān)系來判斷計量經(jīng)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(yù)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(shù)選擇時，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

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(jīng)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(jīng)濟增長不存在協(xié)整關(guān)系，經(jīng)濟增長與電力消費在長期內(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：

運用stata10經(jīng)計算得出如下結(jié)果：

（2）式顯示，經(jīng)濟增t統(tǒng)計量為18.45大于5%臨界值，說明經(jīng)濟增長和電力消費線性關(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0.5632單位的電力消費，但這種關(guān)系長期內(nèi)不會存在。

1.3 1985～2010年我國經(jīng)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(xiàn)出一種圍繞均值不斷波動的過程；相反，則表現(xiàn)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(guān)圖。

圖1表明，時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，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(jù)模型含有時間趨勢的情況，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階滯后項中分別回歸檢驗方程，再根據(jù)赤池信息準則（AIC）確定滯后階數(shù)為2。具體結(jié)果見下表2。

表2 ADF單位根檢驗結(jié)果

結(jié)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(shè)，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(yīng)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(shù)，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(shù)后，重新進行ADF檢驗，結(jié)果列于下表3。

表3 一階差分ADF單位根檢驗結(jié)果

表3顯示，經(jīng)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(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(guān)系。構(gòu)建如下協(xié)整等式：

進行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μt進行檢驗：

通過2階差分，得到如下結(jié)果：

表4 ADF單位根檢驗結(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，我們認為LnEC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

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

表5 Granger檢驗結(jié)果

可以看出，原假設(shè)“經(jīng)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(shè)，所以我們認為我國經(jīng)濟發(fā)展是電力消費增長的直接原因。同樣，原假設(shè)“電力發(fā)展不是經(jīng)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(shè)，從而認為我國電力消費的增長可以直接促進經(jīng)濟的發(fā)展，所以電力消費和經(jīng)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(jīng)濟學(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，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(jīng)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(shù)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(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)濟增長對電力消費影響的脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用來分析每個向量的變動或沖擊對它自己及所有其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響作用。第i個內(nèi)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(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(jù)stata所提供的脈沖響應(yīng)分析方法，建立GDP和EC的兩個變量之間關(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)濟增長與電力消費對相關(guān)單一沖擊的動態(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8年，縱軸表示因變量對自變量的響應(yīng)程度，圖像曲線為因變量對自變量的響應(yīng)路徑。左圖表示是經(jīng)濟增長對電力消費的響應(yīng)圖，右圖表示是電力消費對經(jīng)濟增長的響應(yīng)圖。

圖2顯示經(jīng)濟增長對電力消費的沖擊影響在前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，對經(jīng)濟增長的敏感性較差，但從第5期開始經(jīng)濟增長對電力消費的沖擊影響表現(xiàn)出明顯的增強響應(yīng)，即電力消費隨著經(jīng)濟增長的速度而快速加大，且表現(xiàn)出長期的上升勢頭。從右圖可以看出，電力消費對經(jīng)濟增長的影響在短期內(nèi)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(jīng)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(jīng)濟的增長不是決定性因素。

2 結(jié)論

本文考察了1978～1984年和1985～2010年的經(jīng)濟增長對電力消費的影響，得出如下結(jié)論：1978～1984我國經(jīng)濟增長與電力消費不存在長期均衡關(guān)系，而1985～2010則證明了我國經(jīng)濟增長與電力消費之間存在均衡關(guān)系。這可能與我國電力體制改革的進程有關(guān)，1978～1984年經(jīng)濟增長囿于我國電力產(chǎn)業(yè)高度中央管理體制的桎梏并沒有對電力消費產(chǎn)生長遠的影響，而1985-2010是我國電力產(chǎn)業(yè)規(guī)制改革的時期，電力產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的敏感度增加，電力消費也隨之增加，且與經(jīng)濟增長保持著均衡協(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%。這個結(jié)論說明我國目前還沒進入電力消費彈性系數(shù)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(jīng)驗看，電力消費彈性系數(shù)大于1，是一些國家或地區(qū)工業(yè)化進程中普遍經(jīng)歷的現(xiàn)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(guān)系，即電力消費和經(jīng)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(jīng)濟增長滯后一、二期的正向影響，也受經(jīng)濟增長滯后三期的反向影響。

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