李欣恰

摘要：隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，電力需求量在中國越來越重要并且受多個解釋變量的影響，本文選取三個主要的影響因素：經(jīng)濟總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、電力價格，基于1988至2013年間的時間序列數(shù)據(jù)樣本，運用STATA.15，以多元線性回歸模型分析中國的電力需求量與經(jīng)濟總量（ GDP）、第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重（IR）以及電力與熱力生產(chǎn)者價格指數(shù)（ EPI）的關(guān)系，得出相應(yīng)的參數(shù)估計并分析，對模型進(jìn)行多重共線性檢驗，異方差檢驗，經(jīng)濟學(xué)檢驗，統(tǒng)計學(xué)檢驗并進(jìn)行修正，最后對修正后的模型結(jié)論進(jìn)行分析并提出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：電力需求量;經(jīng)濟總量;IR;EPI;時間序列;多元線性回歸模型

一、研究目的

在中國，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，電力需求量是一個越來越重要的變量，并且主要受到了經(jīng)濟總量（ GDP）、第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重（IR）以及電力與熱力生產(chǎn)者價格指數(shù)（ EPI）這三個因素的影響。與此同時，電力行業(yè)在現(xiàn)如今的發(fā)展與規(guī)劃不能只是片面的考慮單一因素，比如經(jīng)濟總量。而是要考慮以下三種因素，第一，必須結(jié)合經(jīng)濟發(fā)展、人民生活水平以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等相關(guān)因素對電力的需求量綜合考量，合理安排自身的產(chǎn)能發(fā)展，不至于因盲目發(fā)展而招致資產(chǎn)閑置，經(jīng)營效益下降。第二，電力行業(yè)義必須保持適度的發(fā)展，不至于錯失發(fā)展機會。第三，電力行業(yè)作為國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)性行業(yè)，它的發(fā)展有著保障國民經(jīng)濟健康、協(xié)調(diào)發(fā)展的功能，如果發(fā)展不足，必然阻礙國民經(jīng)濟的發(fā)展，按照我國社會經(jīng)濟發(fā)展的第二階段的戰(zhàn)略目標(biāo)，國內(nèi)生產(chǎn)總值必須保持在6%～ 7%的年增長率。那么，按照這一速度發(fā)展，電力行業(yè)應(yīng)該發(fā)展到多大規(guī)模？這已經(jīng)成為一個事關(guān)行業(yè)自身發(fā)展和關(guān)乎國民經(jīng)濟發(fā)展目標(biāo)能否順利實現(xiàn)的重大課題。鑒于電力需求量與影響因素之間存在相當(dāng)程度的數(shù)量相關(guān)性。因而，運用STATA.15建立多元線性回歸模型分析其相關(guān)性，揭示相互問存在的現(xiàn)實依存關(guān)系，然后依據(jù)對相關(guān)因素的預(yù)測結(jié)果，通過計量經(jīng)濟學(xué)模型來預(yù)測電力需求量。

二、模型的建立

（一）解釋變量與被解釋變量的選取

首先，研究對象即“被解釋變量”是電力需求量，記為“EDQ”。其次，其影響因素，即“解釋變量”。第一，經(jīng)濟總量（ GDP），這是因為經(jīng)濟總量綜合了各種產(chǎn)業(yè)發(fā)展及消費水平對電力需求影響總和，考慮到指標(biāo)的可得性以及多數(shù)情況下考慮電力用量參照的是當(dāng)前收入，選擇當(dāng)年價計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。第二，第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重（IR），南于在三個產(chǎn)業(yè)層次中，第二產(chǎn)業(yè)對能源的需求影響最大，但影響主要表現(xiàn)為第二產(chǎn)業(yè)占經(jīng)濟總量的比重，并且這可以較大程度地解釋變量問的不相關(guān)性。第三，電力與熱力生產(chǎn)者價格指數(shù)（ EPI），由于電力價格對電力需求的制約作用，同等條件下電價上漲，將會導(dǎo)致用戶傾向于節(jié)約用電，進(jìn)而導(dǎo)致電力需求的下降，考慮到電力價格在不同地區(qū)問的差異很大，數(shù)據(jù)不易獲取，因此，采用電力工業(yè)產(chǎn)品出廠價格指數(shù)代替。

（二）數(shù)據(jù)的收集與整合

以下是樣本數(shù)據(jù)的選取，其中，被解釋變量：電力需求量（edq），解釋變量：經(jīng)濟總量（GDP），第二產(chǎn)業(yè)增加值比重（IR）以及電價指數(shù)（EPI），共四個參數(shù)，選取1988年～2013年問的時問序列數(shù)據(jù)為樣本。其中，電力需求量（ edq）分別為：5466.80、5865.30、6230.40、6804.00、7589.20、8426.50、9260.40、10023.40、10764. 30、11284. 40、11598.40、12305. 20、13471. 40、14633. 50、16331. 50、19031. 60、21971.40、24940. 40、28588. 00、32711. 80、34541. 35、37032.14、41934. 50、47000. 90、49762. 60、54203.41;經(jīng)濟總量（ GDP）分別為：15042. 80、16992. 30 .18667. 80 .21781. 50、26923. 50. 35333. 90. 48197.90. 60793. 70. 71176. 60.78973.00. 84402.30. 89677. 10. 99214. 60. 109655. 20.120332.70、135822. 80、159878. 30、183217. 50. 211923. 50、249529. 90、314045. 40、340902. 80、401512. 80、473104. 00、519470.10 .568845.20;第二產(chǎn)業(yè)增加值比重（IR）分別為：38.41 、38.16 .36.77 、37.13 .38.20 .40.15 .40.41 、41.04 .41. 37、41.69 .40.31 、39.99 .40.35 .39.74 .39.42 .40.46 .40.79 .42.15、43.09 .43.03 .47.45 .46.24 .46.67 、46.59 .45.27 、43.89;電價環(huán)比指數(shù)（ EPI）分別為：101.70、105. 90、107. 40、116. 90、108.80 、135.90 、139.50、109.50、113.10、114. 00、105.50、100.90 、102.40、102. 30、100. 80、100. 90、102. 40、104. 20、102. 80、102.20 、101.90 、102.40 、102.00 、101.60 、103.70 、100.20。

（三）模型的初步構(gòu)建

可以看出電力需求量EDQ與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、工業(yè)增長值占GDP比重IR以及電力出廠價格指數(shù)EPI間的相關(guān)系數(shù)分別是0.9927、0.8673和- 0.4285，都有一定程度的線性相關(guān)性。

所以，可以將模型初步設(shè)計為：EDQ=β0+β1*GDP+β2*IR+β3*EPI+μ，其中，β0、β1、β2、β3為待估參數(shù)，μ為隨機誤差項。

三、模型的初步回歸及分析

（一）基本統(tǒng)計量分析

運用SUMMARIZE GDP IR EPI命令，得出GDP IR EPI統(tǒng)計量分析結(jié)果圖，可以看出三個解釋變量的觀察值Obs都是26，其中GDP的平均值是171362.2，標(biāo)準(zhǔn)Std.Dev.為165737.6，最小值和最大值分別是15042.8與568845.2：IR的平均值是41.49115，標(biāo)準(zhǔn)差Std.Dev.為3.007249，最小值與最大值分別為36.77與47.45：EPI的平均值為107.2654，Std.Dev.為9.998597，最小值與最大值分別是100.2和139.5。

（二）最小二乘回歸結(jié)果

運用STATA輸入命令REGRESS EDQ GDP IR EPI做普通最小二乘法（ OLS）的回歸分析，輸出如圖2的回歸結(jié)果。

根據(jù)圖中的樣本數(shù)據(jù)，模型估計結(jié)果為：

EDQ= - 6479. 829+0.0824369*GDP +430.4391*IR -43.52509*EPI

SE=（9280.209）（ 0.004374）（ 228.4329）（ 39.50348）

t_（-0.7）

（18.85）

（1.88） （- 1.10）

R2= 0.9878，調(diào)整后的R2= 0.9861，F(xiàn)=592.01，n= 26

分析結(jié)果可以看出，①可決系數(shù)R2= 0.9878，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.9861，與1接近，表明電力需求量（EDQ）有98.78%可以被GDP，IR，EPI的線性函數(shù)解釋，模型擬合度很好。②F統(tǒng)計量為592.01，表明在0.05的方程顯著性水平下，回歸方程整體顯著。③t檢驗結(jié)果可知，只有GDP和IR是顯著的，而EPI是不顯著的，和所預(yù)想的不符，因此，需要對模型做進(jìn)一步的修正和檢驗。

（三）模型的檢驗與修正

1.多重共線性檢驗

利用解釋變量問的相關(guān)系數(shù)，運用stata進(jìn)行多重共線性檢驗，通過命令：cor GDP IR EPI，得到解釋變量問相關(guān)系數(shù)結(jié)果圖，得m相關(guān)系數(shù)可以看m EPI有嚴(yán)重的多重共線性問題，因此，采用逐步回歸法來修正該模型。

2.多重共線性修正

運用逐步回歸法，首先，分別通過命令：regress EDQCDP; regress EDQ IR; regress EDQ EPI做EDQ對CDP ，IR，EPI的一元回歸分析，得出GDP的R2= 0.9854，調(diào)整后的R2= 0.9848.IR的R2= 0.7521.調(diào)整后的R2= 0.7418.EPI的R2= 0.1836，調(diào)整后的R2= 0.1496，其中GDP的調(diào)整后的可決系數(shù)R2最大，以GDP為基礎(chǔ)，順次分別加入IR與EPI逐步回歸，運用stata命令regress EDQ CDP IR與regressEDQ GDP EPI進(jìn)行多重共線性修正，得到修正后的模型：

EDQ= -9800.137+0.084135*GDP+390.9266*IR

SE=（8818.033）（ 0.0041124）（ 226.6474）

t=（-1.11）

（20.46）

（1.72）

R2= 0.9871，調(diào)整后的R2= 0.9860，F(xiàn)值=879.23

因此，分析結(jié)果可以看出，①可決系數(shù)R2= 0.9871，調(diào)整后的可決系數(shù)為0. 9860，與l接近，表明電力需求量（ EDQ）有98.71%可以被GDP，IR的線性函數(shù)解釋，模型擬合度很好。②F統(tǒng)計量為897.23，表明在0.05的方程顯著性水平下，回歸方程整體顯著。③t檢驗結(jié)果可知，所有解釋變量對模型均顯著。四、修正后的模型檢驗

（一）經(jīng)濟學(xué)檢驗

由于去掉EPI的樣本回歸模型為：

EDQ= -9800.137+0.084135*GDP+390.9266*IR

SE=（8818.0330）（ 0.0041124）（ 226.6474）

R2=0.9871，F(xiàn)=879.2277，n=26，

因u為β1=0，084135>0，與理論預(yù)期一致，β2=390.9267>0，與理論預(yù)期一致，方程表明，如果其他因素不變的情況下，GDP每增加1億，對電力需求量平均增加0.0841，如果其他因素不變的情況下，IR每增加1%，對電力需求量平均增加0390.9267。

（二）統(tǒng)計學(xué)檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗

R2= 0.9871，方程擬合度高，表明電力需求量的變動，98.71%能夠被樣本方程所解釋。

2.F檢驗

F<顯著性水平10%情況下的F值，拒絕原假設(shè)，解釋變量對修正后的模型是顯著的。

3.檢驗

兩個解釋變量的t值< 10%，所以，在10%的顯著性水平下，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，IR對電力需求量的影響非常顯著。

（三）異方差檢驗

采用white檢驗，運用stata命令：imtest，white操作命令得到結(jié)果P= 0.1782，由于P值= 0.1782>0.05的顯著性水平，表明接受同方差的原假設(shè)，修正后的模型不存在異方差。

五、結(jié)論及建議

通過以上對中國電力需求量（ EDQ）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（ GDP）、第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重（IR）以及電力與熱力生產(chǎn)者價格指數(shù)（EPI）。這三個因素的影響關(guān)系的實證研究，我們可以清晰地看出解釋變量與被解釋變量之間存在著明顯的線性關(guān)系，并且是呈正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)濟的增長對該地區(qū)電力需求水平的增長有著直接的影響，同時電力需求的加劇也顯著地促進(jìn)了該地區(qū)的經(jīng)濟增長，以下是幾個有效措施。

第一，從電力供應(yīng)的角度而言，地方政府和電力企業(yè)應(yīng)該更加重視對于電力需求的預(yù)測，使得電力工業(yè)與地方經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，經(jīng)濟的快速發(fā)展離不開充足的電力生產(chǎn)能力，電方供應(yīng)不足會使得各部門生產(chǎn)陷入停滯，極大地影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。然而，隨著國家電力體制改革的實施，電力生產(chǎn)壟斷格局逐漸打破，各大電力公司進(jìn)行競賽式的電力設(shè)施建設(shè)，以及地方政府和企業(yè)對建設(shè)的大力投入，使得許多地方電力供應(yīng)供大于求，這在經(jīng)濟發(fā)展相對緩慢的內(nèi)部地區(qū)尤為明顯，電力生產(chǎn)快于經(jīng)濟發(fā)展，導(dǎo)致社會資本的嚴(yán)重浪費，單純擴大產(chǎn)量并不是擺脫電價虛高而電力生產(chǎn)企業(yè)利潤持續(xù)壓縮困局的根本途徑。

第二，從電力需求的角度而言，地方政府應(yīng)在保證電力供應(yīng)充足的前提下，加大開展節(jié)能工作。對于工業(yè)用電，可要求企業(yè)更換能效高的設(shè)備，并加強電網(wǎng)改造，降低電力耗損：對于生活用電，除了大力開展節(jié)能節(jié)電的宣傳教育，還可以充分利用價格杠桿，制定不同的峰谷電價，引導(dǎo)居民培養(yǎng)正確的電力消費習(xí)慣。

第三，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度而言，中國電力發(fā)展應(yīng)更加注重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，盡快實現(xiàn)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。近年來，中國不斷推進(jìn)各個產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整，力圖用集約型發(fā)展模式替代保守詬病的粗獷型發(fā)展模式，正如前面的實證分析結(jié)論所得，中國經(jīng)濟發(fā)展與電力發(fā)展相互影響，相互促進(jìn)。因此，經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變勢必要求電力發(fā)展方式協(xié)同轉(zhuǎn)變。

第四，從生產(chǎn)成本角度而言，中國電力發(fā)展的關(guān)鍵點在于加快技術(shù)革新，改善經(jīng)營管理，降低生產(chǎn)成本。粗放型大規(guī)模電廠的建設(shè)雖然增加了電力供給，但是卻并未將電價降低，使得我們需要尋找新的途徑來解決這個問題。技術(shù)的革新提高了機器的效率，而管理水平的提升，激發(fā)了巨大的人力資本潛力，這些都為生產(chǎn)成本的降低營造了大量的空間。而低廉的電力成本勢必成為中國經(jīng)濟進(jìn)一步高速發(fā)展的動力所在。

第五，從環(huán)境保護(hù)的角度而言，應(yīng)盡可能提高清潔能源發(fā)電的比例。電力生產(chǎn)主要依靠火力發(fā)電，其優(yōu)勢是成本相對較低，技術(shù)較為成熟，而產(chǎn)出遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他能源發(fā)電，但是卻造成了大量的能源浪費和環(huán)境污染，同時發(fā)電企業(yè)每年用于環(huán)保的成本也在逐年攀升。經(jīng)濟發(fā)展不能只著眼前利益，從長遠(yuǎn)角度來看，使用清潔能源發(fā)電才能實現(xiàn)電力工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，當(dāng)下我們要做的，是鼓勵水電，風(fēng)電，太陽能等能源發(fā)電改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，提高生產(chǎn)效率，盡快降低成本，成為火力發(fā)電的有效替代形式。

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作者簡介：

李欣怡，云南財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，云南昆明。