中國電力消費與經濟增長的長期關系的統計檢驗

汪 鋒，洪 飛

0 引言

改革開放以來中國經濟取得了巨大成功，中國迅速由一個貧窮落后的農業國轉變為全球制造工業品的制造業大國，1978～2009年國內生產總值年均增長超過9.7%。與此相對應，中國電力消費的增長比世界任何國家都要快，1978～2009年31年增長了14.4倍，年均增長9%。現代社會對電力的需求是剛性的，電力短缺會影響經濟發展的數量和質量，破壞社會穩定性和投資環境。明確電力消費與經濟增長之間的關系對準確預測電力需求，合理規劃電源電網建設具有重要價值。

本文從中國電力消費與經濟增長之間關系變化的經濟現象入手，結合計量經濟學時間序列協整分析方法對1978～2009年中國電力消費與經濟增長的長期協整關系中的結構性變化進行檢驗。

1 電力消費與經濟增長的長期協整關系

本文首先對中國1978～2009年之間的電力消費與經濟增長數據之間的長期關系進行研究。研究中使用全國電力消費總量（EC）代表電力消費量，國內生產總值（GDP）代表經濟增長數量，其中GDP數據使用歷年GDP指數折算為2005年不變價。數據來源于《新中國五十年統計資料匯編》、《新中國六十年統計資料匯編》、《中國工業交通能源50年統計資料匯編》以及《中華人民共和國2009年國民經濟和社會發展統計公報》。

時間序列數據存在長期協整關系的前提是變量間滿足同階單整條件，本文首先使用ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller test）對1978～2009年的國內生產總值（GDP）和全國電力消費總量（EC）數據進行單位根檢驗。為了消除異方差的影響，所有的變量均使用自然對數進行了對數變換，LGDP=ln(GDP)，LEC=ln(EC)。單位根檢驗結果如表1所示。

表1 國內生產總值和全國電力消費總量數據的單位根檢驗（1978～2009）

從表1中可以看出，LGDP與LEC的水平值均不平穩，而其一階差分值是平穩的，即LGDP與LEC均是一階單整I（1）序列，滿足協整關系所要求的變量之間同階單整的前提條件。在兩個變量均是一階單整I（1）序列的前提下，本文利用E-G兩步法尋找1978～2009年中國電力消費與經濟增長之間的協整關系[2]。

首先建立基于OLS的回歸方程：

樣本區間1978～2009，R2=0.9908，F=3234.4。

得到殘差序列 ut=ln GDPt-1.1631-1.0897ln ECt協整關系要求OLS回歸方程的殘差序列必須是平穩時間序列。對殘差序列ut進行單位根檢驗結果如表2所示。

表2 殘差序列ut單位根檢驗（1978-2009）

從表2的檢驗結果中可以發現，回歸方程（1）的殘差序列平穩，由于LGDP與LEC均是一階單整I（1）序列，因此1978～2009年間LGDP與LEC之間存在協整關系。在LGDP與LEC的協整關系中，LEC前的系數為正，表明電力消費量隨經濟增長而不斷上升，二者之間存在正相關關系，且電力產出彈性系數為1.09。

2 電力消費與經濟增長長期關系中的結構性變化

為了檢測長期協整關系中的結構性變化，首先對E-G兩步法建立的電力消費與經濟增長協整關系方程式（1）作遞歸殘差（Recursive Residual）平方的CUSUM檢驗（CUSUM of Square Test），以檢驗回歸方程參數的穩定性。檢驗結果如圖1所示。

圖1 電力消費與經濟增長協整關系的參數穩定性檢驗（1978～2009）

從圖1中可以看出平方的CUSUM檢驗曲線在相當長的樣本區間范圍中偏離了5%的檢驗臨界線，表明電力消費與經濟增長協整關系方程參數不穩定，電力消費與經濟增長長期關系中存在明顯的結構性變化。有必要引入變結構協整建模思想，通過對經濟現象的分析并結合計量經濟學檢驗對電力消費與經濟增長的關系進行變結構協整分析。

變結構協整可以分為3種類型：參數變化型協整、部分變化型協整和機理變化型協整，后兩種變結構協整的檢驗與建模方法目前尚不完善，考慮到本文研究的目標之一是確定中國的電力產出彈性，即電力消費與經濟增長回歸關系中的參數，因此對協整關系結構性變化的研究設定為參數變化型協整模型。

本文對參數變化型協整的定義為：對于時間序列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，且有以下關系成立：Yt=βXt1～I(0)，t1∈T1；Yt=β2Xt2～I(0)，t2∈T2，則稱Xt中的各元素之間存在參數變化型協整關系。

在參數變化型協整關系中，尋找發生在T1與T2之間的外生沖擊帶來的結構性變化發生的時間點是建立變結構協整模型的關鍵。本文從宏觀經濟中產業結構的變化和影響電力生產效率的電力體制改革入手尋找電力消費與經濟增長長期關系的關鍵外生沖擊。

產業結構變化對電力消費與經濟增長關系的影響集中體現在工業在國民經濟中的占比的變化。工業一直以來都是中國能源消耗的大戶，工業用電占中國電力終端消費總量的比例長期維持在70%以上。

工業增加值在GDP中的占比往往受短期經濟周期波動的影響，經濟周期波動會使工業增加值在GDP中的占比也呈現周期波動的特征。1978年改革開放之后中國工業增加值在GDP中的占比經歷了兩個比較明顯的波動周期。第一個波動周期開始于1978年，工業增加值在GDP中的占比在整個20世紀80年代呈下降趨勢，直到1990年左右出現拐點，隨后呈上升趨勢直至1997年亞洲金融危機爆發。第二個波動周期開始于1997年，受亞洲金融危機的影響，國內工業發展出現暫時的減緩，雖然中國政府實施了一系列刺激經濟發展的財政金融政策，但由于投資建設周期的影響，這些經濟刺激政策的效果直到2002年才逐漸凸顯出來，從2002年開始工業增加值在GDP中的占比開始新一輪的增長。

值得注意的是，在計劃經濟時期中國的電力生產能力長期落后于經濟發展，在工業增加值在GDP中的占比第一個波動周期內，雖然工業在國民經濟中的比例在一個時期內出現了下降，但電力短缺仍然困擾著中國經濟。而1997年亞洲金融危機爆發時，中國的電力生產能力經過多年發展已經初具規模，由于工業生產和出口出現一定的困難，中國首次出現了電力過剩現象，但這一短暫的電力過剩現象隨著2002年左右工業在國民經濟中的比例重新恢復增長就迅速消失了。

影響電力消費與經濟增長長期關系的另一個外生沖擊是電力體制改革對電力行業整體效率的提升。2002年2月國務院出臺了《電力體制改革方案》，明確提出“實施廠網分開，重組發電和電網企業；實行競價上網，建立電力市場運行規則和政府監管體系，初步建立競爭、開放的區域電力市場，實行新的電價機制”的電力產業改革思路。同年12月中國電力監管委員會正式成立，原國家電力公司被拆分為五大發電集團公司、兩大電網公司和四家輔業集團，中國的電力市場結構開始重組，各發電集團公司之間的市場競爭結構逐步形成。2002年可以被視為中國電力體制改革從壟斷走向競爭的關鍵一年。

上述兩方面的外生沖擊因素使本文傾向于將2002年作為電力消費與經濟增長長期關系結構性變化發生的關鍵時間點。在檢驗這一結構性變化是否存在之前，為避免2002年之前可能出現的結構性變化對計量經濟學分析的影響，本文首先尋找2002年之前可能存在的結構性變化點并用虛擬變量方法進行檢驗[3]。

設τ∈(0.15,0.85)，[Nτ]為可能的結構性變化點，其中N為樣本個數，[]表示取整運算。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]。

檢驗方程為：

其中，Xt，Yt分別指 ln ECt，ln GDPt，對式（2）中的參數θ1，θ2作顯著性檢驗，檢驗結果如表3所示：

表3 結構性變化點檢驗

表3的檢驗結果表明，在5%的置信度水平下，各檢驗點處的參數都不能拒絕原假設，2002年之前不存在統計意義上的結構性變化點。在此前提下，選取2002年作為結構性變化發生的關鍵時間點，并采用Chow預測檢驗（Chow Forecast Test）和遞歸最小二乘法中的一步預測檢驗（One-step Forecast Test）對結構變動進行檢驗[4]。

Chow預測檢驗原理為利用結構性變化發生以前的數據估計方程并預測結構性變化發生以后因變量的值，若預測值與真實值之間的差異較大，則表明回歸系數可能不穩定。為檢驗這種差異性，構造如下F統計量：

式中，T1為結構變動點以前的觀測值個數，u?'u?表示整個T時期擬合值與樣本觀測值的殘差平方和，u'u表示T1時期擬合值與樣本觀測值的殘差平方和，k為回歸方程中被估參數個數。Chow預測檢驗的原假設為：模型無顯著結構變化。

對假設的結構性變化時間點2002年之前的數據估計回歸方程：

樣本區間1978～2001，R2=0.9961，F=5947.4。

表4 Chow預測檢驗 （預測區間：2003～2009年）

表4為使用1978～2001年樣本數據對2003～2009年進行的預測后與真實值對比的Chow預測檢驗結果，該檢驗結果中F檢驗統計量和對數似然比概率值均很低，應拒絕原假設，即模型在2002年存在顯著的結構變化，實際GDP與電力消費的長期均衡關系在2002年存在一個結構性變化。

遞歸最小二乘法中的一步預測檢驗的原理是該檢驗中每一步遞歸殘差都是上一步預測的誤差，在模型參數穩定的原假設下，可以讓遞歸殘差與其標準差相比，以此來檢驗某一時期因變量的值是否能由該時期以前所有數據擬合的模型中得到。根據遞歸最小二乘法中的一步預測檢驗給出的置信區間，可以發現在2002年以后可以拒絕模型參數穩定的原假設，即實際GDP與電力消費的長期均衡關系在2002年發生了變化。

無論是宏觀經濟中產業結構的變化和影響電力生產效率的電力體制改革進程反映的宏觀經濟現象，還是計量經濟學Chow預測檢驗和遞歸最小二乘法中的一步預測檢驗都將中國1978～2009年之間電力消費與經濟增長長期關系出現結構性變化的關鍵外生沖擊時間點確定在2002年，這一結果使通過E-G兩步法發現的1978～2009年間中國電力消費與經濟增長存在的長期協整關系變得不可靠，有必要將研究時間段重新劃分為2002年結構性變化前和變化后兩段來考察中國的電力消費與經濟增長之間的關系。

3 結構性變化前后的電力產出彈性

根據1978～2009年中國電力消費與經濟增長長期關系中結構性變化的研究結果，本文將樣本區間重新劃分為1978～2002年和2003～2009年兩個時間段分別研究電力消耗與經濟增長之間的關系，進而得到電力產出彈性的長期趨勢。

首先對1978～2002年中國電力消費與經濟增長的長期協整關系進行研究。使用ADF檢驗對1978～2002年的國民生產總值（GDP）和全國電力消費總量（EC）數據進行單位根檢驗。所有的變量均使用自然對數進行了對數變換。

表5 國內生產總值和全國電力消費總量數據的單位根檢驗（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，滿足協整關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年中國電力消費與經濟增長之間的協整關系。

建立基于OLS的回歸方程：

樣本區間1978～2002，R2=0.9961，F=5947.4。

得到殘差序列ut=ln GDPt-0.2049-1.2017ln LECt

對殘差序列ut進行單位根檢驗結果如表6所示。

表6 殘差序列ut單位根檢驗（1978-2002）

從表6的檢驗結果中可以發現，回歸方程（5）的殘差序列平穩，由于LGDP與LEC均是一階單整I（1）序列，因此1978～2002年間LGDP與LEC之間存在協整關系。為了檢驗回歸方程式（5）參數的穩定性，對該方程作遞歸殘差平方的CUSUM檢驗，檢驗結果如圖2所示。

圖2 電力消費與經濟增長協整關系的參數穩定性檢驗（1978～2002）

遞歸殘差平方的CUSUM檢驗結果顯示，E-G兩步法建立的1978～2002年電力消費與經濟增長協整關系方程參數穩定，長期均衡彈性系數為1.2017。在這一長期協整關系基礎上可以建立反映兩者短期波動關系的誤差修正模型（ECM）。根據Hendry[5]從一般到特殊的建模方法，從滯后2階開始，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樣本區間 1978-2002，R2=0.6743，F=9.3180，DW=1.9330。

該誤差修正模型顯示當期電力消費的變化將引起GDP的同向變動，而對于前一期長期均衡誤差的偏移，其本期修正速度為0.28，經濟增長的短期波動不會對實際GDP與電力消費之間的長期關系產生影響，這與林伯強[6]的研究結論基本一致。

由于2003～2009年之間的樣本數據量太少，無法建立起計量經濟學模型進行協整分析，但仍可以計算出每年的電力產出彈性系數，如表7所示。

表7 電力產出彈性系數（2003～2009）

對比式（5）得到的1978～2002年電力消費與經濟增長長期協整關系中的電力產出彈性系數1.2017可以發現，2003～2007年之間的各年電力產出彈性明顯低于1978～2002年的電力產出彈性。即使考慮到2007年美國次貸危機爆發對中國經濟的影響，使中國的電力消費增長減緩，2007年以后電力產出彈性系數短期內偏離長期趨勢，2003～2009年的平均電力產出彈性系數為0.9455，仍低于1978～2002年的長期關系中的電力產出彈性。

對中國電力產出彈性系數在2002年前后明顯的結構性變化可以從需求和供給兩個方面加以解釋。就電力需求而言，從2002年開始的工業增加值在GDP中的占比新一輪增長使工業用電增長迅速，在中國電力消費以工業用電為主的背景下，電力產出彈性系數必然出現下降。當然工業增加值在GDP中的占比波動屬于宏觀經濟受到外生沖擊之后的短期波動范疇，長期來看有向長期均衡狀態回歸的可能，但如果考慮中國的電力供給能力在2002年開始的電力體制改革之后的大幅提升，這一短期波動就有可能轉化為電力消費與經濟增長之間長期關系的結構性變化。始于2002年的中國電力體制改革通過引入市場競爭帶來的中國電力行業生產效率和生產能力的整體躍升，大量的電力基礎設施投資從根本上改變了國內電力長期短缺的局面，電力作為基礎性能源品種在國民經濟中發揮出越來越重要的作用。

在2002年出現電力產出彈性系數整體下降的長期結構性變化之外還存在一個由于電力使用效率改進帶來的電力產出彈性逐步提高的趨勢，從2003年開始電力產出彈性系數逐年小幅提高，這一趨勢與國家節能減排政策措施有直接聯系。2004年6月以來，國家將電解鋁、鐵合金、電石、燒堿、水泥、鋼鐵等6個高耗能產業的企業區分淘汰類、限制類、允許和鼓勵類并試行差別電價政策，要求停止地方自行出臺的對高耗能企業的優惠電價措施，“十一五”期間單位GDP能耗下降20%左右的節能目標更是對提高電力使用效率、遏制高耗能產業盲目擴張提出了硬性要求。國家節能減排目標的實現一方面要求提高包括電力在內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能源消費結構中的占比，減少高污染低效率的一次能源使用比例，其對電力產出彈性系數的影響尚存一定的不確定性，2003年開始的電力產出彈性系數逐年小幅提高是一個短期波動還是長期趨勢需要進一步的長期觀察。

4 結論

本文在變結構協整分析框架下研究了1978～2009年間電力消費與實際GDP之間的長期協整關系。實證研究發現，1978～2002年中國的電力消費與實際GDP之間存在穩定的協整關系，但2002年前后，電力消費與實際GDP的長期均衡路徑發生了明顯改變，電力產出彈性系數明顯降低。經濟現象與計量經濟學檢驗兩方面的證據表明宏觀經濟中產業結構的變化和影響電力生產效率的電力體制改革是造成這一結構性變化的主要原因。隨著中國工業化進程的加快和電力工業近年來的大發展，電力在國民經濟中的基礎性能源作用進一步凸顯出來，大量基礎設施投資使國內電力供應能力得到了顯著提升，電力產出彈性系數2002年之后的下降有可能在未來一段時期內成為中國經濟的一個重要特征。

[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.計量經濟分析方法與建模[M].北京:清華大學出版社.2009.

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

[6]林伯強.危機下的能源需求和能源價格走勢以及對宏觀經濟的影響[J].金融研究,2010,（1）.