王凱軍，龍厚印，吳良良，石 清

(1.國網(wǎng)浙江省電力公司，杭州 310012；2.國網(wǎng)浙江省電力公司經(jīng)濟技術(shù)研究院，杭州 310008；3.國網(wǎng)杭州市蕭山區(qū)供電公司，杭州 311200；4.北京經(jīng)世萬方信息技術(shù)有限公司，北京 100022)

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基于時間序列數(shù)據(jù)的用電結(jié)構(gòu)變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應

王凱軍1，龍厚印2，吳良良3，石 清4

(1.國網(wǎng)浙江省電力公司，杭州 310012；2.國網(wǎng)浙江省電力公司經(jīng)濟技術(shù)研究院，杭州 310008；3.國網(wǎng)杭州市蕭山區(qū)供電公司，杭州 311200；4.北京經(jīng)世萬方信息技術(shù)有限公司，北京 100022)

工業(yè)化發(fā)展后期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整推動經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展，不同行業(yè)之間用電強度存在差異，用電結(jié)構(gòu)變化能反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向。實證分析表明，浙江省用電結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在長期均衡關(guān)系；第二產(chǎn)業(yè)用電占比對其產(chǎn)值占比的影響并不顯著，第三產(chǎn)業(yè)用電占比對其產(chǎn)值占比有顯著正向影響；第三產(chǎn)業(yè)用電占比是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的格蘭杰原因，為正向影響，其系數(shù)為3.43%。

用電結(jié)構(gòu)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；協(xié)整分析；時間序列數(shù)據(jù)

經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系密切，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變能促進經(jīng)濟增長，此作用在工業(yè)化后期時更為明顯[1]。“十二五”期間，浙江經(jīng)濟增速趨緩，人均GDP、城鎮(zhèn)化率高于全國水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也由第二產(chǎn)業(yè)為主轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)為主，根據(jù)陳佳貴等(2006)[2]的研究成果可知，這些特征顯示浙江經(jīng)濟已步入工業(yè)化發(fā)展后期的后半段。浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整顯得尤為重要。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級表現(xiàn)為投入要素、產(chǎn)品、生產(chǎn)技術(shù)等方面在數(shù)量和質(zhì)量上提升與改善，它離不開能源改革，特別是在勞動力和資本相對富裕、能源資源相對匱乏的背景下，能源資源的行業(yè)內(nèi)分配會直接影響經(jīng)濟發(fā)展。在電力經(jīng)濟研究領(lǐng)域，研究者多為從事電力相關(guān)行業(yè)人員，研究電力經(jīng)濟關(guān)系主要出于電力規(guī)劃需要，論證了用電結(jié)構(gòu)變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在較強相關(guān)性，如王永杰和朱君玲(1996)分析黑龍江省各行業(yè)電力消耗構(gòu)成[3]；馬金文(2011)基于電力和經(jīng)濟強相關(guān)性，從電力消費結(jié)構(gòu)角度分析河南省經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特點[4]；王寶、葉彬等[5]為精準預測省級電網(wǎng)長期負荷考慮用電結(jié)構(gòu)來修正和校驗預測模型及結(jié)果。在宏觀層面研究電力消費與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的有林伯強[6]、何永貴[7]等學者，他們采用不同模型論證GDP與電力消費的相互關(guān)系，認為影響中國電力消費增長的影響因素有國內(nèi)需求、技術(shù)進步和進出口貿(mào)易等方面[8]，何永秀等(2006)細化分析顆粒度，展開了中國10個主要工業(yè)部門用電量與GDP增長之間的雙向關(guān)系研究[9]。在新常態(tài)經(jīng)濟背景下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整成為研究熱點。謝品杰、朱文昊等(2016)基于改進的solow生產(chǎn)函數(shù)與面板門限回歸模型測算中國30個省電價扭曲程度，分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和調(diào)節(jié)電價水平對降低電力強度的影響程度[10]。研究表明，經(jīng)濟增長會促進電力消費增長，結(jié)構(gòu)調(diào)整對電力消費既有正向促進作用，也有負向抑制作用，視不同經(jīng)濟發(fā)展階段而定。在工業(yè)化后期，結(jié)構(gòu)調(diào)整成為經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的主要動力，電力消費從高耗能行業(yè)向其他行業(yè)轉(zhuǎn)移，行業(yè)用電結(jié)構(gòu)發(fā)展變化，電力消費增速放緩。電力行業(yè)為全行業(yè)、居民生活提供能源供給，電力電量數(shù)據(jù)及時性強且不含價格因素影響，能較好地反映全行業(yè)發(fā)展和居民生活水平變化情況，從行業(yè)用電結(jié)構(gòu)變化研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在一定的可行性和合理性。

1 用電結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)性分析

1.1 用電結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

產(chǎn)業(yè)用電結(jié)構(gòu)反映一個地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征。浙江省第一、二、三產(chǎn)業(yè)和居民用電結(jié)構(gòu)由1990年的5.5：77.3：4.7：12.5調(diào)整為2000年的1.7：76.6：8.6：13.0，再調(diào)整為2005年的0.8：79.9：8.7：10.5，2015年為0.7：74.2：12.6：12.5。第二產(chǎn)業(yè)始終是浙江省電力消費主體(見圖1)，1990年以來其用電占比有所下降；與此同時，第三產(chǎn)業(yè)用電占比上升較快(見圖2)，2015年已與居民用電量相當，而居民用電占比未有大幅變動；第一產(chǎn)業(yè)用電占比則持續(xù)下降。與此同時，浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生變化，第一、二、三次產(chǎn)業(yè)增加值占比由1990的24.9：45.1：30.0調(diào)整為2000年的10.3：53.3:36.4，再調(diào)整為2005年的6.7：53.4：39.9，2015年為4.2：45.7：50.1。2014年浙江省第三產(chǎn)業(yè)增加值占比首次超過第二產(chǎn)業(yè)，成為主導產(chǎn)業(yè)，浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化。

圖1 1990～2015年浙江省第二產(chǎn)業(yè)用電和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

圖2 1990～2015年浙江省第三產(chǎn)業(yè)用電和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

由圖1、圖2可知，浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和用電結(jié)構(gòu)波動出現(xiàn)了相互映襯現(xiàn)象，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比與其用電占比波動除了在1995～2005年之間出現(xiàn)了相背離，其他時間段兩者基本保持同向變動態(tài)勢；第三產(chǎn)業(yè)增加值占比與其用電占比一直保持一致性波動。由此可知，增加值與用電量是對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不同描述，前者是產(chǎn)出角度的價值描述，后者是投入角度的要素描述，用電結(jié)構(gòu)變化能反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向。

1.2 用電結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)

1978～2015年浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)如圖3所示。由圖2可知，浙江省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)穩(wěn)步上升，由1978年的0.63上升至2015年的0.96；第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的差距不斷縮小，由1978年的0.43調(diào)整為2014年的1.097，在20世紀90年代和21世紀前十年里經(jīng)歷了差距擴大的過程；浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷在升級，其系數(shù)由1978年的0.52上升為2015年的1.02，其波動性與第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占比保持高度一致。分析相關(guān)性關(guān)系可知，第三產(chǎn)業(yè)用電量占比與其增加值占比之間高度相關(guān)，系數(shù)為0.943，第三產(chǎn)業(yè)用電量占比與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)之間也高度相關(guān)，系數(shù)為0.9195，第三產(chǎn)業(yè)增加值占比與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)之間也高度相關(guān)，系數(shù)為0.994，而第二產(chǎn)業(yè)用電占比與第二產(chǎn)業(yè)增加值占比相關(guān)性低，為0.216，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的相關(guān)系數(shù)為-0.099。綜上所述，第三產(chǎn)業(yè)用電占比與其增加值占比、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)之間均可能存在密切關(guān)系，以用電結(jié)構(gòu)反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在一定的合理性。

圖3 1978～2015年浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)

2 定量分析及預測

2.1 數(shù)據(jù)及其來源說明

本文引入第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值占比及其用電量占比、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)來分析浙江省用電結(jié)構(gòu)變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應分析，數(shù)據(jù)年限為1990～2015年，出于分析考量，定量分析時樣本周期為1990～2014年。經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于《浙江統(tǒng)計年鑒(2015)》[12]及《2015年浙江省國民就和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》[13]，電力數(shù)據(jù)來源于歷年《浙江省能源與利用狀況白皮書》[14]，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)根據(jù)經(jīng)濟數(shù)據(jù)計算所得。

2.2 單位根檢驗

應用Eviews6.0軟件對所有時間序列進行單位根檢驗，結(jié)果顯示如表1所示。在表1中，第一產(chǎn)業(yè)增加值占比(S1)和第一產(chǎn)業(yè)用電量占比(E1)通過了在5%顯著性水平下的ADF檢驗，是平穩(wěn)時間序列，記為I(0)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)(S)、第二產(chǎn)業(yè)增加值占比(S2)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比(S3)、第二產(chǎn)業(yè)用電量占比(E2)、第三產(chǎn)業(yè)用電量占比(E3)、居民用電量占比(E4)、工業(yè)用電量占比(E5)均不平穩(wěn)，經(jīng)過一次差分后，全部通過了在5%顯著性水平下的ADF檢驗，均是平穩(wěn)時間序列，記為I(1)，它們之間可能存在長期均衡關(guān)系。

表1 單位根檢驗結(jié)果

注：“**”表示在5%顯著水平下通過檢驗，“*”表示在10%顯著性水平下通過檢驗，“△”表示一階差分。

2.3 格蘭杰檢驗

為避免出現(xiàn)偽回歸問題，對這些變量進行格蘭杰因果檢驗(見表2)。在表2中，在5%顯著性水平下，第三產(chǎn)業(yè)用電量占比(E3)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)(S)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比(S3)的格蘭杰原因；在10%顯著性水平下，第三產(chǎn)業(yè)用電量占比(E3)是第二產(chǎn)業(yè)增加值占比(S2)的格蘭杰原因，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)(S)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比(S3)是工業(yè)用電量占比(E5)的格蘭杰原因。這說明在浙江用電結(jié)構(gòu)變化會影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會影響工業(yè)用電變化。

表2 格蘭杰檢驗結(jié)果

注：“**”表示在5%顯著水平下通過檢驗，“*”表示在10%顯著性水平下通過檢驗。

2.4 模型構(gòu)建

2.4.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)與用電結(jié)構(gòu)的關(guān)系式

通過分析可知，第三產(chǎn)業(yè)用電量占比與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)相關(guān)性高，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的格蘭杰原因，以下建立兩者關(guān)系式：

S=0.531+3.430*E3

+[MA(1)=0.939，AR(2)=0.671]

(1)

t=(5.166) (3.378) (15.033) (3.564)

p=(0.000) (0.003) (0.000) (0.002)

式中t——t檢驗值大??；

p——概率。

對殘差序列進行AEG檢驗，含常數(shù)項和時間趨勢，由SIC準則確定滯后階數(shù)(為0)，結(jié)果顯示AEG統(tǒng)計量為-5.167(0.002)，小于1%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，確定殘差項為平穩(wěn)序列。由此可知，浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與第三產(chǎn)業(yè)用電量占比之間存在長期均衡關(guān)系，在其他條件保持不變的情況下，第三產(chǎn)業(yè)用電量占比每改變1%，會引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)同向變動3.43%。

2.4.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與用電結(jié)構(gòu)的關(guān)系式

根據(jù)第三產(chǎn)業(yè)用電量占比與其增加值占比之間高度相關(guān)，前者是后者的格蘭杰原因，建立回歸方程。此方程的殘差項未能通過AEG檢驗，因而采用JOHANSEN檢驗。根據(jù)E3、S3的VAR模型下“l(fā)ag length criteria”的輸出結(jié)果如表3所示。由表3可知，在5%顯著水平下，LR、SC、AIC、HQ、FPE值均顯示在滯后1階時顯著，確定協(xié)整檢驗的最大滯后階數(shù)為0。

表3 “l(fā)ag length criteria”的輸出結(jié)果

注：“*”表示從每一列標準中選的滯后階數(shù)。

采用“序列和協(xié)整方程均有確定性趨勢項”的形式進行Johansen協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示(見表4)。由表4可知，在5%顯著性水平下，跡檢驗統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量均通過了“沒有協(xié)整向量”的原假設(shè)，未通過“至多一個協(xié)整向量”的原假設(shè)，說明定第三產(chǎn)業(yè)用電量占比(E3)與第三產(chǎn)業(yè)增加值占比(S3)之間存在1個協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整方程如下：

S3=0.173+2.695×E3

(0.053) (0.646)

(2)

式(2)中括號內(nèi)為標準差，揭示了E3與S3之間的長期均衡關(guān)系。

在其他條件不變的情況下，第三產(chǎn)業(yè)用電量占比(E3)每改變1%將引起第三產(chǎn)業(yè)增加值占比同向變動2.695%。

表4 JOHANSEN協(xié)整檢驗結(jié)果

注：“*”表示在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

2.5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)預測

先構(gòu)建E3、S的 VAR模型，確定VAR的最大滯后階數(shù)，其“l(fā)ag length criteria”的輸出結(jié)果(見表3)，在5%顯著水平下，LR、SC、 AIC、HQ、FPE值均顯示在滯后1階時顯著。構(gòu)建VAR(1)，預測得2020年浙江省第三產(chǎn)業(yè)用電占比為12.9%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)為1.07。將此結(jié)果代入式(2)可得，2020年浙江省第三產(chǎn)業(yè)增加值占比為52.1%?？紤]到浙江第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展已基本穩(wěn)定且其增加值占比較小，因而設(shè)定第一產(chǎn)業(yè)增加值占比保持4%不變。由此計算可得，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比為43.9%。若以2010～2014年第三產(chǎn)業(yè)用電量占比變化折算其2020年的值，為14%，則對應第三產(chǎn)業(yè)增加值占比會增至55.0%，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比下降至41.0%，記為中方案。表5給出了不同情景下2020年浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)預測值，2020年浙江省第三產(chǎn)業(yè)增加值占比為52.1%～57.7%，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比為38.3%～43.9%。

表5 不同情景下2020年浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)預測值

3 結(jié)語

本文著重分析浙江省用電結(jié)構(gòu)變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，研究表明用電結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在長期均衡關(guān)系，兩者關(guān)系可用第三產(chǎn)業(yè)增加值占比與其用電量占比來近似模擬；第三產(chǎn)業(yè)用電量占比的上升會引起其增加值占比擴大，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第二產(chǎn)業(yè)用電量占比與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間無明顯關(guān)系，說明浙江用電結(jié)構(gòu)中雖仍以第二產(chǎn)業(yè)為主，但其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響并不顯著。“十二五”以來，浙江電力消費增速放緩，年均增長率4.7%，2014、2015年更是不斷探底，用電增長率分別低至1.5%和1.4%，但GDP仍保持中高速增長，增長率分別為7.6%和8.0%，用電消費和經(jīng)濟增長出現(xiàn)“背離”現(xiàn)象。

通過本文的分析，除了價格因素影響外，出現(xiàn)此現(xiàn)象更為重要的原因：一方面，全省第二產(chǎn)業(yè)用電占比持續(xù)下降，對其增加值占比影響并不顯著，然而第三產(chǎn)業(yè)用電占比上升卻引起其增加值占比上升，最終體現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，2014年浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實現(xiàn)質(zhì)的飛躍——由第二產(chǎn)業(yè)為主轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)為主，進而導致單位GDP耗電量下降；另一方面，浙江省第三產(chǎn)業(yè)單位電能產(chǎn)出遠大于第二產(chǎn)業(yè)，約是5.7倍，第三產(chǎn)業(yè)用電占比的小幅上升意味著增加值占比大幅提升。根據(jù)本文預測，在“十三五”期間，浙江第三產(chǎn)業(yè)用電量占比提高至14.0%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可調(diào)整為4.0：41.0：55.0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將得到不斷升級。因此，在經(jīng)濟增長趨緩和能源資源約束的雙重背景下，浙江應注重第三產(chǎn)業(yè)用電需求，支持第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以低電量消耗促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化，進而維持經(jīng)濟穩(wěn)定增長。以上分析針對三次產(chǎn)業(yè)而言，下一步可深入研究工業(yè)、服務業(yè)，探索其內(nèi)部行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和用電結(jié)構(gòu)變化之間的關(guān)系，特別是工業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與其電量之間關(guān)系，謀求電力行業(yè)本身和其他行業(yè)共同發(fā)展。

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(本文編輯：趙艷粉)

Effects of Power Consumption Structure Change on Industrial Restructuring Based on Time Series Data

WANG Kai-jun1, LONG Hou-yin2, WU Liang-liang3, SHI Qing4

(1. State Grid Zhejiang Electric Power Company, Hangzhou 310012;2. Research Institute of Economy & Technology, State Grid Zhejiang Electric Power Company, Hangzhou 310008;3. Xiaoshan Electric Power Supply Company, Hangzhou 311200;4. Beijing Jingshi Wanfang Information Technology Co., Ltd., Beijing 100022)

Industrial restructuring in the late stage of industrialization can promote sustainable economic development. Due to the electricity intensity differences between different industries, power structure change can reflect the trend of industrial restructuring. The empirical analysis shows that there exists a long-term equilibrium relationship between power structure and industrial structure in Zhejiang Province. The power utilization ratio of the secondary industry has no significant impact on production value proportion, while the power utilization ratio of the tertiary industry, the Granger cause of industrial structure upgrade, has remarkable positive effect on production value proportion, whose coefficient is 3.13%.

power consumption structure; industrial structure; cointegration analysis; time series data

10.11973/dlyny201605001

王凱軍(1966 )，男，高級工程師，主要從事電力系統(tǒng)技術(shù)經(jīng)濟研究。

F224

A

2095-1256(2016)05-0533-05

2016-06-13