賀星棋，周　樺，嚴　平，鮮其軍

(國網(wǎng)四川省電力公司，四川 成都　610041)

四川省投資與電量關(guān)系實證研究

賀星棋，周樺，嚴平，鮮其軍

(國網(wǎng)四川省電力公司，四川 成都610041)

摘要：投資增長與電量增長的相關(guān)檢驗表明，投資增長與電量增長之間呈現(xiàn)出顯著相關(guān)關(guān)系。應(yīng)用協(xié)整理論、格蘭杰因果檢驗等計量方法，對四川省2006年以來的固定資產(chǎn)投資、電量進行了實證分析，并建立VAR計量模型。分析結(jié)果表明：四川省固定資產(chǎn)投資對電量增長有拉動作用，但電量的增長不一定能夠?qū)е鹿潭ㄙY產(chǎn)投資的增長。

關(guān)鍵詞：投資；電量；實證研究

0引言

投資作為推動經(jīng)濟增長的重要原因，是經(jīng)濟總量指標(biāo)GDP的三大組成部分之一，對經(jīng)濟增長具有顯著影響。投資既是資源配置的一種重要形式，也是全社會生產(chǎn)力發(fā)展所必需的基礎(chǔ)性資源配置活動，直接關(guān)系著國民經(jīng)濟增長的規(guī)模、速度、結(jié)構(gòu)和效益，從而從直接、間接兩方面對電量產(chǎn)生影響。

近年來，眾多學(xué)者從不同方面研究了投資與經(jīng)濟增長間的關(guān)系[1-3]，主要使用固定資產(chǎn)投資與GDP分別作為投資與經(jīng)濟增長的指標(biāo)進行研究，并沒有引入作為經(jīng)濟晴雨表的電量指標(biāo)，因此，研究結(jié)果對于電力行業(yè)并不具備太大的參考性。

2006年以來，四川省GDP平穩(wěn)增長，全社會固定資產(chǎn)投資額逐年加大；全社會用電量持續(xù)攀升，全社會用電量增長率與GDP增長率的變化呈現(xiàn)總體趨勢的一致性；全社會固定資產(chǎn)投資增長率則圍繞GDP增長率上下波動。

四川省投資是否是電量增長的推動力，兩者間是否存在邏輯上雙向的因果關(guān)系？下面通過2006年以來的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，進行了定量分析，建立了預(yù)測方程，并對預(yù)測結(jié)果進行了分析。

圖1　四川省GDP、全社會用電量、全社會固定資產(chǎn)投資情況

圖2　四川省GDP、全社會固定資產(chǎn)投資、全社會用電量增長率對比

以下表中GDP、全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來源于《四川省統(tǒng)計年鑒》及省統(tǒng)計局網(wǎng)站發(fā)布數(shù)據(jù)；電量、公司投資數(shù)據(jù)分別來源于國網(wǎng)四川省電力公司(以下簡稱公司)生產(chǎn)統(tǒng)計和投資統(tǒng)計系統(tǒng)。

表1　各變量相關(guān)性結(jié)果計算表

注：1.**在0 .01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

2.表中數(shù)據(jù)由2005—2014年四川省全社會用電量、全行業(yè)用電量數(shù)據(jù)計算而得。其中，總量相關(guān)系數(shù)根據(jù)年度絕對量計算，增長率相關(guān)系數(shù)根據(jù)年度累計增長率計算。下同。

表2　各變量增速相關(guān)性結(jié)果計算表

注：1.*在 0.05 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；**在0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。2.2014年公司售電量增速取3.81%。

1相關(guān)性分析

基于2006—2014年年度數(shù)據(jù)，開展四川省用電量、公司售電量、公司固定資產(chǎn)投資、公司電網(wǎng)投資與全社會固定資產(chǎn)投資五者相關(guān)性分析，分析結(jié)果見表1、表2。

由表1、表2可見，在總量方面，2006年以來，四川省用電量、公司售電量、公司固定資產(chǎn)投資、公司電網(wǎng)投資與全社會固定資產(chǎn)投資五者之間的相關(guān)系數(shù)均大于0.89，且相關(guān)性的顯著性水平為0，呈現(xiàn)極其顯著的正相關(guān)。

累計增長率之間的相關(guān)系數(shù)差異較大，只有GDP增速與公司售電量增速在95%的置信水平下呈現(xiàn)正相關(guān)，全社會用電量增速與公司售電量增速間存在99%置信水平下的正相關(guān)，公司固定資產(chǎn)投資增速與公司售電量增速間存在95%置信水平下的正相關(guān)，公司電網(wǎng)投資增速與公司售電量增速間存在95%置信水平下的正相關(guān)，且相應(yīng)的相關(guān)系數(shù)不高。

為進一步厘清增長率之間的相關(guān)關(guān)系，消除時間序列因趨勢因素的影響而產(chǎn)生的異方差問題，對2006—2014年四川省用電量、公司售電量、公司固定資產(chǎn)投資、公司電網(wǎng)投資與全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后再進行相關(guān)性分析，上述指標(biāo)取對數(shù)后，由于對數(shù)具有的運算性質(zhì)，其對數(shù)相關(guān)性的分析結(jié)果即代表了其增速間的相關(guān)性，分析結(jié)果見表3。

表3　各變量取對數(shù)后相關(guān)性結(jié)果計算表

注：**在0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

表4　各指標(biāo)因果關(guān)系分析結(jié)果

由表3可見：取對數(shù)后，2006年以來，四川省用電量、公司售電量、公司固定資產(chǎn)投資、公司電網(wǎng)投資與全社會固定資產(chǎn)投資五者之間的相關(guān)系數(shù)均大于0.91，且相關(guān)性的顯著性水平為0，呈現(xiàn)極其顯著的正相關(guān)。

2因果性分析

由上節(jié)分析可知：在四川省用電量、公司售電量、公司固定資產(chǎn)投資、公司電網(wǎng)投資與全社會固定資產(chǎn)投資之間存在較顯著的相關(guān)關(guān)系，但此種相關(guān)關(guān)系是否符合現(xiàn)實的邏輯和經(jīng)濟規(guī)律；是否為虛假相關(guān)關(guān)系，還需通過開展因果關(guān)系檢驗進一步確定。

分別對四川省用電量、公司售電量、公司固定資產(chǎn)投資、公司電網(wǎng)投資與全社會固定資產(chǎn)投資進行ADF平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗。由ADF平穩(wěn)性檢驗可知各指標(biāo)數(shù)據(jù)均為同階的單整變量，表明指標(biāo)均為平穩(wěn)序列，存在長期穩(wěn)定的關(guān)系；協(xié)整檢驗結(jié)果表明各指標(biāo)之間存在長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，不存在偽回歸現(xiàn)象，即可以在各指標(biāo)之間建立相應(yīng)的回歸方程進行指標(biāo)預(yù)測；格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表4。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗揭示變量間相互影響的關(guān)系，它能夠表明兩變量間是雙向還是單向影響，以及一個變量能夠在多大程度被另一個變量解釋，而在加入滯后期后解釋程度又將如何發(fā)生變化。

由表4可見：全社會固定資產(chǎn)投資和售電量、全社會用電量之間均存在著單向的因果關(guān)系，即全社會固定資產(chǎn)投資變化是售電量、全社會用電量變化的充分條件，但非充要條件。其中，在滯后期為1時，在10%的顯著性水平下，全社會固定資產(chǎn)投資是售電量的格蘭杰因，全社會固定資產(chǎn)投資增加能夠?qū)臼垭娏康脑鲩L起到拉動作用。反之，公司售電量的上升，不一定會導(dǎo)致全社會固定資產(chǎn)投資的增加。在滯后期為1和2時，在5%的顯著性水平下，全社會用電量與全社會固定資產(chǎn)投資間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，全社會固定資產(chǎn)投資的增加，將會引起全社會用電量的增長，同時，全社會固定資產(chǎn)投資對于公司售電量和全社會用電量的拉動作用具有時滯效應(yīng)。

綜上所述，全社會固定資產(chǎn)投資和售電量、全社會用電量之間存在著單向因果關(guān)系，全社會固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟、電量增長的影響作用具有一定的時滯性。公司售電量和公司投資之間不存在因果關(guān)系。

3指標(biāo)預(yù)測分析

3.1　全社會固定資產(chǎn)投資與售電量關(guān)系分析

全社會固定資產(chǎn)投資與售電量協(xié)整檢驗的回歸方程如下：

ln(售電量)=0.840 6 ln(全社會固定資產(chǎn)投資)-1.209 2

由上式可知：從長期趨勢來看，全社會固定資產(chǎn)投資平均每變化1個百分點，公司售電量將變化0.840 6個百分點。同時，兩者之間在邏輯上存在先后確定發(fā)生的因果關(guān)系，即全社會固定資產(chǎn)投資的變化將引起公司售電量的變化，平均彈性系數(shù)為0.840 6。

考慮到全社會固定資產(chǎn)投資對電量具有的滯后效應(yīng)，因此，建立具有2階滯后效應(yīng)的VAR預(yù)測模型如下：

ln(SDL)=0.196×FI(-1)+0.407×FI(-2)+0.225×SDL(-1)-0.401×SDL(-2)+2.776

式中：SDL(-1)、SDL(-2)分別為上期、上上期售電量的對數(shù)；FI(-1)、FI(-2)分別為上期、上上期全社會固定資產(chǎn)投資額的對數(shù)。

由模型可見:在時間的影響度方面，隨著時間的前推，往期售電量、全社會固定資產(chǎn)投資對現(xiàn)期售電量的影響程度逐年降低。同時，全社會固定資產(chǎn)投資的正系數(shù)也說明其對售電量的增長具有拉動作用，但具有較長的時滯性。

運用上述模型，通過代入全社會固定資產(chǎn)投資與售電量數(shù)據(jù)，得到2006—2014年公司售電量擬合值和預(yù)測值如表5所示。

表5　公司售電量預(yù)測結(jié)果對比表

由表5可見：利用全社會固定資產(chǎn)投資對公司售電量進行預(yù)測的精度水平較公司固定資產(chǎn)投資和電網(wǎng)投資好。這主要是由于兩者之間不僅存在統(tǒng)計數(shù)據(jù)上的相關(guān)性和比例關(guān)系，還存在現(xiàn)實意義上的因果關(guān)系，因此預(yù)測精度將相對較好；同時，通過對預(yù)測模型的分析可知，全社會固定資產(chǎn)投資對售電量預(yù)測的校正后R2系數(shù)為0.921，說明利用全社會固定資產(chǎn)投資能夠解釋92.1%的售電量數(shù)值，因此，預(yù)測精度較好。

同時，由表5可見：2014年、2011年預(yù)測值具有較大的誤差，這主要是由于國網(wǎng)公司2014年售電量統(tǒng)計口徑改變、2011年83家縣公司并表，導(dǎo)致售電量統(tǒng)計數(shù)據(jù)突變，從而導(dǎo)致模型預(yù)測誤差增加?？紤]公司2013年廠網(wǎng)分離電量約為10 500 GWh，假設(shè)2014年公司廠網(wǎng)分離電量保持10 500 GWh的規(guī)模，還原后實際售電量約為169 000 GWh，預(yù)測誤差0.37%。

3.2　全社會用電量與全社會固定資產(chǎn)投資關(guān)系分析

全社會用電量與全社會固定資產(chǎn)投資協(xié)整檢驗的回歸方程如下：

ln(全社會用電量)=0.115 7 ln(全社會固定資產(chǎn)投資)-6.828 1

由上式可知：從長期趨勢來看，全社會固定資產(chǎn)投資平均每變化1個百分點，全社會用電量將變化0.115 7個百分點；同時，兩者之間在邏輯上存在先后確定發(fā)生的因果關(guān)系，即全社會固定資產(chǎn)投資的變化將引起全社會用電量的變化，平均彈性系數(shù)為0.115 7。

考慮到全社會固定資產(chǎn)投資對電量具有的滯后效應(yīng)，因此，建立具有2階滯后效應(yīng)的VAR預(yù)測模型如下：

ln(YDL)=0.208×FI(-1)+0.18×FI(-2)+0.165×YDL(-1)-0.131×YDL(-2)+3.531

式中：YDL(-1)、YDL(-2)分別為上期、上上期全社會用電量的對數(shù)；FI(-1)、FI(-2)分別為上期、上上期全社會固定資產(chǎn)投資額的對數(shù)。

由模型可見：對于全社會用電量來說，近年的固定資產(chǎn)投資影響更大;同時，全社會固定資產(chǎn)投資的正系數(shù)也說明其對全社會用電量的增長具有拉動作用，且具有時滯性。

運用上述模型，通過代入全社會固定資產(chǎn)投資與全社會用電量數(shù)據(jù)，得到2006—2014年全社會用電量擬合值和預(yù)測值如表6所示。

表6　全社會用電量預(yù)測結(jié)果對比表

由表6可見：利用全社會固定資產(chǎn)投資對全社會用電量進行預(yù)測的精度水平極高。這主要是由于兩者之間存在現(xiàn)實意義上的因果關(guān)系，因此預(yù)測精度將相對較好。同時，通過對預(yù)測模型的分析可知，全社會固定資產(chǎn)投資對全社會用電量預(yù)測的校正后R2系數(shù)為0.992，說明利用全社會固定資產(chǎn)投資能夠解釋99.2%的全社會用電量數(shù)值，因此，預(yù)測精度較好。

同時，由表6可見，與表5不同，2014年的預(yù)測值仍然具有較好的精度，這主要是由于國網(wǎng)公司2014年售電量統(tǒng)計口徑的改變不會影響全社會用電量數(shù)據(jù)，因此歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)在口徑上具有更大的一致性，從而使模型預(yù)測精度能夠保持較高水平。

4結(jié)論

1)從數(shù)據(jù)的相關(guān)性來看，四川全社會固定資產(chǎn)投資、用電量、公司售電量、公司固定資產(chǎn)投資、公司電網(wǎng)投資五者間存在極強的正相關(guān)；

2)從各個指標(biāo)的因果關(guān)系來看，全社會固定資產(chǎn)投資和公司售電量、全社會用電量之間存在著單向因果關(guān)系，全社會固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟、電量增長的影響作用具有一定的時滯性。公司售電量和公司投資之間不存在因果關(guān)系；

3)公司固定資產(chǎn)投資、電網(wǎng)投資和售電量間不存在因果關(guān)系，三者間的數(shù)學(xué)模型僅僅是歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)間量的一種數(shù)學(xué)關(guān)系；

4)全社會固定資產(chǎn)投資的增長是公司售電量增長的原因。全社會固定資產(chǎn)投資每增加1個百分點，公司售電量將增長0.840 6個百分點，對售電量的增長具有較大的拉動作用。同時，全社會固定資產(chǎn)投資對于公司售電量的影響具有較長的時滯性；

5)全社會固定資產(chǎn)投資的增長是全社會用電量增長的原因。全社會固定資產(chǎn)投資每增加1個百分點，全社會用電量將增長0.115 7個百分點。

參考文獻

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賀星棋(1978)，高級工程師，長期從事電網(wǎng)管理、分析工作；

周樺(1963)，高級工程師，長期從事電網(wǎng)管理工作；

嚴平(1966)，高級工程師，長期從事電網(wǎng)管理工作；

鮮其軍(1966)，高級工程師，長期從事電網(wǎng)管理工作。

中圖分類號：F283

文獻標(biāo)志碼：A

文章編號：1003-6954(2015)04-0083-05

作者簡介：

(收稿日期：2015-04-21)

Abstract：The related inspection on investment growth and electric quantity growth shows that there is a significant correlation between investment growth and electric quantity growth. The empirical research on the relationship between Sichuan investment and electric quantity since 2006 is carried on by using co-integration theory and Granger causality test, and the VAR econometric model is established. The analysis results shows that Sichuan investment can pull the growth of electric quantity, but the growth of electric quantity may not be able to cause the investment growth.

Key words：investment; electric quantity; empirical research