汪 鋒，洪 飛

0 引言

改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了巨大成功，中國(guó)迅速由一個(gè)貧窮落后的農(nóng)業(yè)國(guó)轉(zhuǎn)變?yōu)槿蛑圃旃I(yè)品的制造業(yè)大國(guó)，1978～2009年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長(zhǎng)超過(guò)9.7%。與此相對(duì)應(yīng)，中國(guó)電力消費(fèi)的增長(zhǎng)比世界任何國(guó)家都要快，1978～2009年31年增長(zhǎng)了14.4倍，年均增長(zhǎng)9%?，F(xiàn)代社會(huì)對(duì)電力的需求是剛性的，電力短缺會(huì)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的數(shù)量和質(zhì)量，破壞社會(huì)穩(wěn)定性和投資環(huán)境。明確電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系對(duì)準(zhǔn)確預(yù)測(cè)電力需求，合理規(guī)劃電源電網(wǎng)建設(shè)具有重要價(jià)值。

本文從中國(guó)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系變化的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象入手，結(jié)合計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)時(shí)間序列協(xié)整分析方法對(duì)1978～2009年中國(guó)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系中的結(jié)構(gòu)性變化進(jìn)行檢驗(yàn)。

1 電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系

本文首先對(duì)中國(guó)1978～2009年之間的電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行研究。研究中使用全國(guó)電力消費(fèi)總量（EC）代表電力消費(fèi)量，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)量，其中GDP數(shù)據(jù)使用歷年GDP指數(shù)折算為2005年不變價(jià)。數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)工業(yè)交通能源50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及《中華人民共和國(guó)2009年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的前提是變量間滿(mǎn)足同階單整條件，本文首先使用ADF檢驗(yàn)（Augmented Dickey-Fuller test）對(duì)1978～2009年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和全國(guó)電力消費(fèi)總量（EC）數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為了消除異方差的影響，所有的變量均使用自然對(duì)數(shù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換，LGDP=ln(GDP)，LEC=ln(EC)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和全國(guó)電力消費(fèi)總量數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)（1978～2009）

從表1中可以看出，LGDP與LEC的水平值均不平穩(wěn)，而其一階差分值是平穩(wěn)的，即LGDP與LEC均是一階單整I（1）序列，滿(mǎn)足協(xié)整關(guān)系所要求的變量之間同階單整的前提條件。在兩個(gè)變量均是一階單整I（1）序列的前提下，本文利用E-G兩步法尋找1978～2009年中國(guó)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的協(xié)整關(guān)系[2]。

首先建立基于OLS的回歸方程：

樣本區(qū)間1978～2009，R2=0.9908，F(xiàn)=3234.4。

得到殘差序列 ut=ln GDPt-1.1631-1.0897ln ECt協(xié)整關(guān)系要求OLS回歸方程的殘差序列必須是平穩(wěn)時(shí)間序列。對(duì)殘差序列ut進(jìn)行單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 殘差序列ut單位根檢驗(yàn)（1978-2009）

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，回歸方程（1）的殘差序列平穩(wěn)，由于LGDP與LEC均是一階單整I（1）序列，因此1978～2009年間LGDP與LEC之間存在協(xié)整關(guān)系。在LGDP與LEC的協(xié)整關(guān)系中，LEC前的系數(shù)為正，表明電力消費(fèi)量隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而不斷上升，二者之間存在正相關(guān)關(guān)系，且電力產(chǎn)出彈性系數(shù)為1.09。

2 電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系中的結(jié)構(gòu)性變化

為了檢測(cè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系中的結(jié)構(gòu)性變化，首先對(duì)E-G兩步法建立的電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整關(guān)系方程式（1）作遞歸殘差（Recursive Residual）平方的CUSUM檢驗(yàn)（CUSUM of Square Test），以檢驗(yàn)回歸方程參數(shù)的穩(wěn)定性。檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。

圖1 電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整關(guān)系的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)（1978～2009）

從圖1中可以看出平方的CUSUM檢驗(yàn)曲線在相當(dāng)長(zhǎng)的樣本區(qū)間范圍中偏離了5%的檢驗(yàn)臨界線，表明電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整關(guān)系方程參數(shù)不穩(wěn)定，電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系中存在明顯的結(jié)構(gòu)性變化。有必要引入變結(jié)構(gòu)協(xié)整建模思想，通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的分析并結(jié)合計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)對(duì)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析。

變結(jié)構(gòu)協(xié)整可以分為3種類(lèi)型：參數(shù)變化型協(xié)整、部分變化型協(xié)整和機(jī)理變化型協(xié)整，后兩種變結(jié)構(gòu)協(xié)整的檢驗(yàn)與建模方法目前尚不完善，考慮到本文研究的目標(biāo)之一是確定中國(guó)的電力產(chǎn)出彈性，即電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)回歸關(guān)系中的參數(shù)，因此對(duì)協(xié)整關(guān)系結(jié)構(gòu)性變化的研究設(shè)定為參數(shù)變化型協(xié)整模型。

本文對(duì)參數(shù)變化型協(xié)整的定義為：對(duì)于時(shí)間序列Xt=(x1t,x2t,...,xkt)'，t∈T ，若 有 T1?T ，T2?T ，T1?T2=T ，T1?T2=? ，? 為空集，β1,β2∈Rk，β1≠β2，且有以下關(guān)系成立：Yt=βXt1～I(xiàn)(0)，t1∈T1；Yt=β2Xt2～I(xiàn)(0)，t2∈T2，則稱(chēng)Xt中的各元素之間存在參數(shù)變化型協(xié)整關(guān)系。

在參數(shù)變化型協(xié)整關(guān)系中，尋找發(fā)生在T1與T2之間的外生沖擊帶來(lái)的結(jié)構(gòu)性變化發(fā)生的時(shí)間點(diǎn)是建立變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型的關(guān)鍵。本文從宏觀經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和影響電力生產(chǎn)效率的電力體制改革入手尋找電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系的關(guān)鍵外生沖擊。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的影響集中體現(xiàn)在工業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的占比的變化。工業(yè)一直以來(lái)都是中國(guó)能源消耗的大戶(hù)，工業(yè)用電占中國(guó)電力終端消費(fèi)總量的比例長(zhǎng)期維持在70%以上。

工業(yè)增加值在GDP中的占比往往受短期經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響，經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)會(huì)使工業(yè)增加值在GDP中的占比也呈現(xiàn)周期波動(dòng)的特征。1978年改革開(kāi)放之后中國(guó)工業(yè)增加值在GDP中的占比經(jīng)歷了兩個(gè)比較明顯的波動(dòng)周期。第一個(gè)波動(dòng)周期開(kāi)始于1978年，工業(yè)增加值在GDP中的占比在整個(gè)20世紀(jì)80年代呈下降趨勢(shì)，直到1990年左右出現(xiàn)拐點(diǎn)，隨后呈上升趨勢(shì)直至1997年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)。第二個(gè)波動(dòng)周期開(kāi)始于1997年，受亞洲金融危機(jī)的影響，國(guó)內(nèi)工業(yè)發(fā)展出現(xiàn)暫時(shí)的減緩，雖然中國(guó)政府實(shí)施了一系列刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展的財(cái)政金融政策，但由于投資建設(shè)周期的影響，這些經(jīng)濟(jì)刺激政策的效果直到2002年才逐漸凸顯出來(lái)，從2002年開(kāi)始工業(yè)增加值在GDP中的占比開(kāi)始新一輪的增長(zhǎng)。

值得注意的是，在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期中國(guó)的電力生產(chǎn)能力長(zhǎng)期落后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在工業(yè)增加值在GDP中的占比第一個(gè)波動(dòng)周期內(nèi)，雖然工業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比例在一個(gè)時(shí)期內(nèi)出現(xiàn)了下降，但電力短缺仍然困擾著中國(guó)經(jīng)濟(jì)。而1997年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)時(shí)，中國(guó)的電力生產(chǎn)能力經(jīng)過(guò)多年發(fā)展已經(jīng)初具規(guī)模，由于工業(yè)生產(chǎn)和出口出現(xiàn)一定的困難，中國(guó)首次出現(xiàn)了電力過(guò)?，F(xiàn)象，但這一短暫的電力過(guò)?，F(xiàn)象隨著2002年左右工業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比例重新恢復(fù)增長(zhǎng)就迅速消失了。

影響電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系的另一個(gè)外生沖擊是電力體制改革對(duì)電力行業(yè)整體效率的提升。2002年2月國(guó)務(wù)院出臺(tái)了《電力體制改革方案》，明確提出“實(shí)施廠網(wǎng)分開(kāi)，重組發(fā)電和電網(wǎng)企業(yè)；實(shí)行競(jìng)價(jià)上網(wǎng)，建立電力市場(chǎng)運(yùn)行規(guī)則和政府監(jiān)管體系，初步建立競(jìng)爭(zhēng)、開(kāi)放的區(qū)域電力市場(chǎng)，實(shí)行新的電價(jià)機(jī)制”的電力產(chǎn)業(yè)改革思路。同年12月中國(guó)電力監(jiān)管委員會(huì)正式成立，原國(guó)家電力公司被拆分為五大發(fā)電集團(tuán)公司、兩大電網(wǎng)公司和四家輔業(yè)集團(tuán)，中國(guó)的電力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)開(kāi)始重組，各發(fā)電集團(tuán)公司之間的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)逐步形成。2002年可以被視為中國(guó)電力體制改革從壟斷走向競(jìng)爭(zhēng)的關(guān)鍵一年。

上述兩方面的外生沖擊因素使本文傾向于將2002年作為電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系結(jié)構(gòu)性變化發(fā)生的關(guān)鍵時(shí)間點(diǎn)。在檢驗(yàn)這一結(jié)構(gòu)性變化是否存在之前，為避免2002年之前可能出現(xiàn)的結(jié)構(gòu)性變化對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析的影響，本文首先尋找2002年之前可能存在的結(jié)構(gòu)性變化點(diǎn)并用虛擬變量方法進(jìn)行檢驗(yàn)[3]。

設(shè)τ∈(0.15,0.85)，[Nτ]為可能的結(jié)構(gòu)性變化點(diǎn)，其中N為樣本個(gè)數(shù)，[]表示取整運(yùn)算。取τ值增量為0.15，則[Nτ]取值為3,7,11,15,18,21。

定義虛擬變量：Dt-τ=0 ，t≤[Nτ]；Dt-τ=1，t＞[Nτ]。

檢驗(yàn)方程為：

其中，Xt，Yt分別指 ln ECt，ln GDPt，對(duì)式（2）中的參數(shù)θ1，θ2作顯著性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

表3 結(jié)構(gòu)性變化點(diǎn)檢驗(yàn)

表3的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的置信度水平下，各檢驗(yàn)點(diǎn)處的參數(shù)都不能拒絕原假設(shè)，2002年之前不存在統(tǒng)計(jì)意義上的結(jié)構(gòu)性變化點(diǎn)。在此前提下，選取2002年作為結(jié)構(gòu)性變化發(fā)生的關(guān)鍵時(shí)間點(diǎn)，并采用Chow預(yù)測(cè)檢驗(yàn)（Chow Forecast Test）和遞歸最小二乘法中的一步預(yù)測(cè)檢驗(yàn)（One-step Forecast Test）對(duì)結(jié)構(gòu)變動(dòng)進(jìn)行檢驗(yàn)[4]。

Chow預(yù)測(cè)檢驗(yàn)原理為利用結(jié)構(gòu)性變化發(fā)生以前的數(shù)據(jù)估計(jì)方程并預(yù)測(cè)結(jié)構(gòu)性變化發(fā)生以后因變量的值，若預(yù)測(cè)值與真實(shí)值之間的差異較大，則表明回歸系數(shù)可能不穩(wěn)定。為檢驗(yàn)這種差異性，構(gòu)造如下F統(tǒng)計(jì)量：

式中，T1為結(jié)構(gòu)變動(dòng)點(diǎn)以前的觀測(cè)值個(gè)數(shù)，u?'u?表示整個(gè)T時(shí)期擬合值與樣本觀測(cè)值的殘差平方和，u'u表示T1時(shí)期擬合值與樣本觀測(cè)值的殘差平方和，k為回歸方程中被估參數(shù)個(gè)數(shù)。Chow預(yù)測(cè)檢驗(yàn)的原假設(shè)為：模型無(wú)顯著結(jié)構(gòu)變化。

對(duì)假設(shè)的結(jié)構(gòu)性變化時(shí)間點(diǎn)2002年之前的數(shù)據(jù)估計(jì)回歸方程：

樣本區(qū)間1978～2001，R2=0.9961，F(xiàn)=5947.4。

表4 Chow預(yù)測(cè)檢驗(yàn) （預(yù)測(cè)區(qū)間：2003～2009年）

表4為使用1978～2001年樣本數(shù)據(jù)對(duì)2003～2009年進(jìn)行的預(yù)測(cè)后與真實(shí)值對(duì)比的Chow預(yù)測(cè)檢驗(yàn)結(jié)果，該檢驗(yàn)結(jié)果中F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和對(duì)數(shù)似然比概率值均很低，應(yīng)拒絕原假設(shè)，即模型在2002年存在顯著的結(jié)構(gòu)變化，實(shí)際GDP與電力消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系在2002年存在一個(gè)結(jié)構(gòu)性變化。

遞歸最小二乘法中的一步預(yù)測(cè)檢驗(yàn)的原理是該檢驗(yàn)中每一步遞歸殘差都是上一步預(yù)測(cè)的誤差，在模型參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)下，可以讓遞歸殘差與其標(biāo)準(zhǔn)差相比，以此來(lái)檢驗(yàn)?zāi)骋粫r(shí)期因變量的值是否能由該時(shí)期以前所有數(shù)據(jù)擬合的模型中得到。根據(jù)遞歸最小二乘法中的一步預(yù)測(cè)檢驗(yàn)給出的置信區(qū)間，可以發(fā)現(xiàn)在2002年以后可以拒絕模型參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，即實(shí)際GDP與電力消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系在2002年發(fā)生了變化。

無(wú)論是宏觀經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和影響電力生產(chǎn)效率的電力體制改革進(jìn)程反映的宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，還是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)Chow預(yù)測(cè)檢驗(yàn)和遞歸最小二乘法中的一步預(yù)測(cè)檢驗(yàn)都將中國(guó)1978～2009年之間電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變化的關(guān)鍵外生沖擊時(shí)間點(diǎn)確定在2002年，這一結(jié)果使通過(guò)E-G兩步法發(fā)現(xiàn)的1978～2009年間中國(guó)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系變得不可靠，有必要將研究時(shí)間段重新劃分為2002年結(jié)構(gòu)性變化前和變化后兩段來(lái)考察中國(guó)的電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

3 結(jié)構(gòu)性變化前后的電力產(chǎn)出彈性

根據(jù)1978～2009年中國(guó)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系中結(jié)構(gòu)性變化的研究結(jié)果，本文將樣本區(qū)間重新劃分為1978～2002年和2003～2009年兩個(gè)時(shí)間段分別研究電力消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，進(jìn)而得到電力產(chǎn)出彈性的長(zhǎng)期趨勢(shì)。

首先對(duì)1978～2002年中國(guó)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行研究。使用ADF檢驗(yàn)對(duì)1978～2002年的國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）和全國(guó)電力消費(fèi)總量（EC）數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。所有的變量均使用自然對(duì)數(shù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換。

表5 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和全國(guó)電力消費(fèi)總量數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)（1978～2002）

從表5中可以看出，1978～2002年LGDP與LEC均是一階單整I（1）序列，滿(mǎn)足協(xié)整關(guān)系所要求的變量之間同階單整的前提條件，可以利用E-G兩步法尋找1978～2002年中國(guó)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的協(xié)整關(guān)系。

建立基于OLS的回歸方程：

樣本區(qū)間1978～2002，R2=0.9961，F(xiàn)=5947.4。

得到殘差序列ut=ln GDPt-0.2049-1.2017ln LECt

對(duì)殘差序列ut進(jìn)行單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 殘差序列ut單位根檢驗(yàn)（1978-2002）

從表6的檢驗(yàn)結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，回歸方程（5）的殘差序列平穩(wěn)，由于LGDP與LEC均是一階單整I（1）序列，因此1978～2002年間LGDP與LEC之間存在協(xié)整關(guān)系。為了檢驗(yàn)回歸方程式（5）參數(shù)的穩(wěn)定性，對(duì)該方程作遞歸殘差平方的CUSUM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示。

圖2 電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整關(guān)系的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)（1978～2002）

遞歸殘差平方的CUSUM檢驗(yàn)結(jié)果顯示，E-G兩步法建立的1978～2002年電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整關(guān)系方程參數(shù)穩(wěn)定，長(zhǎng)期均衡彈性系數(shù)為1.2017。在這一長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上可以建立反映兩者短期波動(dòng)關(guān)系的誤差修正模型（ECM）。根據(jù)Hendry[5]從一般到特殊的建模方法，從滯后2階開(kāi)始，逐步剔除不顯著的變量，建立如下ECM模型：

其中，ECMt-1=ln GDPt-1-0.2049-1.2017ln LE Ct-1樣本區(qū)間 1978-2002，R2=0.6743，F(xiàn)=9.3180，DW=1.9330。

該誤差修正模型顯示當(dāng)期電力消費(fèi)的變化將引起GDP的同向變動(dòng)，而對(duì)于前一期長(zhǎng)期均衡誤差的偏移，其本期修正速度為0.28，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)不會(huì)對(duì)實(shí)際GDP與電力消費(fèi)之間的長(zhǎng)期關(guān)系產(chǎn)生影響，這與林伯強(qiáng)[6]的研究結(jié)論基本一致。

由于2003～2009年之間的樣本數(shù)據(jù)量太少，無(wú)法建立起計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型進(jìn)行協(xié)整分析，但仍可以計(jì)算出每年的電力產(chǎn)出彈性系數(shù)，如表7所示。

表7 電力產(chǎn)出彈性系數(shù)（2003～2009）

對(duì)比式（5）得到的1978～2002年電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系中的電力產(chǎn)出彈性系數(shù)1.2017可以發(fā)現(xiàn)，2003～2007年之間的各年電力產(chǎn)出彈性明顯低于1978～2002年的電力產(chǎn)出彈性。即使考慮到2007年美國(guó)次貸危機(jī)爆發(fā)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，使中國(guó)的電力消費(fèi)增長(zhǎng)減緩，2007年以后電力產(chǎn)出彈性系數(shù)短期內(nèi)偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)，2003～2009年的平均電力產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.9455，仍低于1978～2002年的長(zhǎng)期關(guān)系中的電力產(chǎn)出彈性。

對(duì)中國(guó)電力產(chǎn)出彈性系數(shù)在2002年前后明顯的結(jié)構(gòu)性變化可以從需求和供給兩個(gè)方面加以解釋。就電力需求而言，從2002年開(kāi)始的工業(yè)增加值在GDP中的占比新一輪增長(zhǎng)使工業(yè)用電增長(zhǎng)迅速，在中國(guó)電力消費(fèi)以工業(yè)用電為主的背景下，電力產(chǎn)出彈性系數(shù)必然出現(xiàn)下降。當(dāng)然工業(yè)增加值在GDP中的占比波動(dòng)屬于宏觀經(jīng)濟(jì)受到外生沖擊之后的短期波動(dòng)范疇，長(zhǎng)期來(lái)看有向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)回歸的可能，但如果考慮中國(guó)的電力供給能力在2002年開(kāi)始的電力體制改革之后的大幅提升，這一短期波動(dòng)就有可能轉(zhuǎn)化為電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間長(zhǎng)期關(guān)系的結(jié)構(gòu)性變化。始于2002年的中國(guó)電力體制改革通過(guò)引入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)帶來(lái)的中國(guó)電力行業(yè)生產(chǎn)效率和生產(chǎn)能力的整體躍升，大量的電力基礎(chǔ)設(shè)施投資從根本上改變了國(guó)內(nèi)電力長(zhǎng)期短缺的局面，電力作為基礎(chǔ)性能源品種在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮出越來(lái)越重要的作用。

在2002年出現(xiàn)電力產(chǎn)出彈性系數(shù)整體下降的長(zhǎng)期結(jié)構(gòu)性變化之外還存在一個(gè)由于電力使用效率改進(jìn)帶來(lái)的電力產(chǎn)出彈性逐步提高的趨勢(shì)，從2003年開(kāi)始電力產(chǎn)出彈性系數(shù)逐年小幅提高，這一趨勢(shì)與國(guó)家節(jié)能減排政策措施有直接聯(lián)系。2004年6月以來(lái)，國(guó)家將電解鋁、鐵合金、電石、燒堿、水泥、鋼鐵等6個(gè)高耗能產(chǎn)業(yè)的企業(yè)區(qū)分淘汰類(lèi)、限制類(lèi)、允許和鼓勵(lì)類(lèi)并試行差別電價(jià)政策，要求停止地方自行出臺(tái)的對(duì)高耗能企業(yè)的優(yōu)惠電價(jià)措施，“十一五”期間單位GDP能耗下降20%左右的節(jié)能目標(biāo)更是對(duì)提高電力使用效率、遏制高耗能產(chǎn)業(yè)盲目擴(kuò)張?zhí)岢隽擞残砸?。?guó)家節(jié)能減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)一方面要求提高包括電力在內(nèi)的各種能源的使用效率，另一方面也需要增加電力這一高效能源在整個(gè)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的占比，減少高污染低效率的一次能源使用比例，其對(duì)電力產(chǎn)出彈性系數(shù)的影響尚存一定的不確定性，2003年開(kāi)始的電力產(chǎn)出彈性系數(shù)逐年小幅提高是一個(gè)短期波動(dòng)還是長(zhǎng)期趨勢(shì)需要進(jìn)一步的長(zhǎng)期觀察。

4 結(jié)論

本文在變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析框架下研究了1978～2009年間電力消費(fèi)與實(shí)際GDP之間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，1978～2002年中國(guó)的電力消費(fèi)與實(shí)際GDP之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但2002年前后，電力消費(fèi)與實(shí)際GDP的長(zhǎng)期均衡路徑發(fā)生了明顯改變，電力產(chǎn)出彈性系數(shù)明顯降低。經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象與計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)兩方面的證據(jù)表明宏觀經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和影響電力生產(chǎn)效率的電力體制改革是造成這一結(jié)構(gòu)性變化的主要原因。隨著中國(guó)工業(yè)化進(jìn)程的加快和電力工業(yè)近年來(lái)的大發(fā)展，電力在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的基礎(chǔ)性能源作用進(jìn)一步凸顯出來(lái)，大量基礎(chǔ)設(shè)施投資使國(guó)內(nèi)電力供應(yīng)能力得到了顯著提升，電力產(chǎn)出彈性系數(shù)2002年之后的下降有可能在未來(lái)一段時(shí)期內(nèi)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要特征。

[1]Rawski,Thomas G.What is Happening to China’s Energy Statistics?[J].China Economic Growth,2001,（12）.

[2]Engle,Robert F.,C.W.J.Granger.Co-integration and Error Correc?tion:Representation,Estimation,and Testing[J].Econimetrica,1987,（55）.

[3]Gregory,A.W.,Hansen,B.E.Residual-based Tests for Co-integra?tion in the Models with Regime Shifts[J].Journal of Econometrics,1996,（70）.

[4]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社.2009.

[5]Hendry,D.F.Dynamic Econometrics[M].NewYork:Oxford Universi?ty Press,1995.

[6]林伯強(qiáng).危機(jī)下的能源需求和能源價(jià)格走勢(shì)以及對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響[J].金融研究,2010,（1）.