中國電力消費與經(jīng)濟增長的長期關(guān)系的統(tǒng)計檢驗

汪 鋒，洪 飛

0 引言

改革開放以來中國經(jīng)濟取得了巨大成功，中國迅速由一個貧窮落后的農(nóng)業(yè)國轉(zhuǎn)變?yōu)槿蛑圃旃I(yè)品的制造業(yè)大國，1978～2009年國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長超過9.7%。與此相對應(yīng)，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(xiàn)代社會對電力的需求是剛性的，電力短缺會影響經(jīng)濟發(fā)展的數(shù)量和質(zhì)量，破壞社會穩(wěn)定性和投資環(huán)境。明確電力消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系對準確預(yù)測電力需求，合理規(guī)劃電源電網(wǎng)建設(shè)具有重要價值。

本文從中國電力消費與經(jīng)濟增長之間關(guān)系變化的經(jīng)濟現(xiàn)象入手，結(jié)合計量經(jīng)濟學時間序列協(xié)整分析方法對1978～2009年中國電力消費與經(jīng)濟增長的長期協(xié)整關(guān)系中的結(jié)構(gòu)性變化進行檢驗。

1 電力消費與經(jīng)濟增長的長期協(xié)整關(guān)系

本文首先對中國1978～2009年之間的電力消費與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)之間的長期關(guān)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(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）代表經(jīng)濟增長數(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。數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國工業(yè)交通能源50年統(tǒng)計資料匯編》以及《中華人民共和國2009年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

時間序列數(shù)據(jù)存在長期協(xié)整關(guān)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(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和全國電力消費總量（EC）數(shù)據(jù)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(shù)進行了對數(shù)變換，LGDP=ln(GDP)，LEC=ln(EC)。單位根檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 國內(nèi)生產(chǎn)總值和全國電力消費總量數(shù)據(jù)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(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(jīng)濟增長之間的協(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)時間序列。對殘差序列ut進行單位根檢驗結(jié)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(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，表明電力消費量隨經(jīng)濟增長而不斷上升，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 電力消費與經(jīng)濟增長長期關(guān)系中的結(jié)構(gòu)性變化

為了檢測長期協(xié)整關(guān)系中的結(jié)構(gòu)性變化，首先對E-G兩步法建立的電力消費與經(jīng)濟增長協(xié)整關(guān)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(shù)的穩(wěn)定性。檢驗結(jié)果如圖1所示。

圖1 電力消費與經(jīng)濟增長協(xié)整關(guān)系的參數(shù)穩(wěn)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(qū)間范圍中偏離了5%的檢驗臨界線，表明電力消費與經(jīng)濟增長協(xié)整關(guān)系方程參數(shù)不穩(wěn)定，電力消費與經(jīng)濟增長長期關(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，通過對經(jīng)濟現(xiàn)象的分析并結(jié)合計量經(jīng)濟學檢驗對電力消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析。

變結(jié)構(gòu)協(xié)整可以分為3種類型：參數(shù)變化型協(xié)整、部分變化型協(xié)整和機理變化型協(xié)整，后兩種變結(jié)構(gòu)協(xié)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(chǎn)出彈性，即電力消費與經(jīng)濟增長回歸關(guān)系中的參數(shù)，因此對協(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。

本文對參數(shù)變化型協(xié)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(guān)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(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的結(jié)構(gòu)性變化發(fā)生的時間點是建立變結(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與經(jīng)濟增長長期關(guān)系的關(guān)鍵外生沖擊。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對電力消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的影響集中體現(xiàn)在工業(yè)在國民經(jīng)濟中的占比的變化。工業(yè)一直以來都是中國能源消耗的大戶，工業(yè)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(yè)增加值在GDP中的占比往往受短期經(jīng)濟周期波動的影響，經(jīng)濟周期波動會使工業(yè)增加值在GDP中的占比也呈現(xiàn)周期波動的特征。1978年改革開放之后中國工業(yè)增加值在GDP中的占比經(jīng)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(yè)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(xiàn)拐點，隨后呈上升趨勢直至1997年亞洲金融危機爆發(fā)。第二個波動周期開始于1997年，受亞洲金融危機的影響，國內(nèi)工業(yè)發(fā)展出現(xiàn)暫時的減緩，雖然中國政府實施了一系列刺激經(jīng)濟發(fā)展的財政金融政策，但由于投資建設(shè)周期的影響，這些經(jīng)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(yè)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(jīng)濟時期中國的電力生產(chǎn)能力長期落后于經(jīng)濟發(fā)展，在工業(yè)增加值在GDP中的占比第一個波動周期內(nèi)，雖然工業(yè)在國民經(jīng)濟中的比例在一個時期內(nèi)出現(xiàn)了下降，但電力短缺仍然困擾著中國經(jīng)濟。而1997年亞洲金融危機爆發(fā)時，中國的電力生產(chǎn)能力經(jīng)過多年發(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，中國首次出現(xiàn)了電力過剩現(xiàn)象，但這一短暫的電力過剩現(xiàn)象隨著2002年左右工業(yè)在國民經(jīng)濟中的比例重新恢復(fù)增長就迅速消失了。

影響電力消費與經(jīng)濟增長長期關(guān)系的另一個外生沖擊是電力體制改革對電力行業(yè)整體效率的提升。2002年2月國務(wù)院出臺了《電力體制改革方案》，明確提出“實施廠網(wǎng)分開，重組發(fā)電和電網(wǎng)企業(yè)；實行競價上網(wǎng)，建立電力市場運行規(guī)則和政府監(jiān)管體系，初步建立競爭、開放的區(qū)域電力市場，實行新的電價機制”的電力產(chǎn)業(yè)改革思路。同年12月中國電力監(jiān)管委員會正式成立，原國家電力公司被拆分為五大發(fā)電集團公司、兩大電網(wǎng)公司和四家輔業(yè)集團，中國的電力市場結(jié)構(gòu)開始重組，各發(fā)電集團公司之間的市場競爭結(jié)構(gòu)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(guān)鍵一年。

上述兩方面的外生沖擊因素使本文傾向于將2002年作為電力消費與經(jīng)濟增長長期關(guān)系結(jié)構(gòu)性變化發(fā)生的關(guān)鍵時間點。在檢驗這一結(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)性變化對計量經(jīng)濟學分析的影響，本文首先尋找2002年之前可能存在的結(jié)構(gòu)性變化點并用虛擬變量方法進行檢驗[3]。

設(shè)τ∈(0.15,0.85)，[Nτ]為可能的結(jié)構(gòu)性變化點，其中N為樣本個數(shù)，[]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(shù)θ1，θ2作顯著性檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示：

表3 結(jié)構(gòu)性變化點檢驗

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

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

式中，T1為結(jié)構(gòu)變動點以前的觀測值個數(shù)，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(shù)個數(shù)。Chow預(yù)測檢驗的原假設(shè)為：模型無顯著結(jié)構(gòu)變化。

對假設(shè)的結(jié)構(gòu)性變化時間點2002年之前的數(shù)據(jù)估計回歸方程：

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

表4 Chow預(yù)測檢驗 （預(yù)測區(qū)間：2003～2009年）

表4為使用1978～2001年樣本數(shù)據(jù)對2003～2009年進行的預(yù)測后與真實值對比的Chow預(yù)測檢驗結(jié)果，該檢驗結(jié)果中F檢驗統(tǒng)計量和對數(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，實際GDP與電力消費的長期均衡關(guān)系在2002年存在一個結(jié)構(gòu)性變化。

遞歸最小二乘法中的一步預(yù)測檢驗的原理是該檢驗中每一步遞歸殘差都是上一步預(yù)測的誤差，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準差相比，以此來檢驗?zāi)骋粫r期因變量的值是否能由該時期以前所有數(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)測檢驗給出的置信區(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)，即實際GDP與電力消費的長期均衡關(guān)系在2002年發(fā)生了變化。

無論是宏觀經(jīng)濟中產(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程反映的宏觀經(jīng)濟現(xiàn)象，還是計量經(jīng)濟學Chow預(yù)測檢驗和遞歸最小二乘法中的一步預(yù)測檢驗都將中國1978～2009年之間電力消費與經(jīng)濟增長長期關(guān)系出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變化的關(guān)鍵外生沖擊時間點確定在2002年，這一結(jié)果使通過E-G兩步法發(fā)現(xiàn)的1978～2009年間中國電力消費與經(jīng)濟增長存在的長期協(xié)整關(guān)系變得不可靠，有必要將研究時間段重新劃分為2002年結(jié)構(gòu)性變化前和變化后兩段來考察中國的電力消費與經(jīng)濟增長之間的關(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年中國電力消費與經(jīng)濟增長長期關(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年兩個時間段分別研究電力消耗與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，進而得到電力產(chǎn)出彈性的長期趨勢。

首先對1978～2002年中國電力消費與經(jīng)濟增長的長期協(xié)整關(guān)系進行研究。使用ADF檢驗對1978～2002年的國民生產(chǎn)總值（GDP）和全國電力消費總量（EC）數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。所有的變量均使用自然對數(shù)進行了對數(shù)變換。

表5 國內(nèi)生產(chǎn)總值和全國電力消費總量數(shù)據(jù)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(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年中國電力消費與經(jīng)濟增長之間的協(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

對殘差序列ut進行單位根檢驗結(jié)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(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。為了檢驗回歸方程式（5）參數(shù)的穩(wěn)定性，對該方程作遞歸殘差平方的CUSUM檢驗，檢驗結(jié)果如圖2所示。

圖2 電力消費與經(jīng)濟增長協(xié)整關(guān)系的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗（1978～2002）

遞歸殘差平方的CUSUM檢驗結(jié)果顯示，E-G兩步法建立的1978～2002年電力消費與經(jīng)濟增長協(xié)整關(guān)系方程參數(shù)穩(wěn)定，長期均衡彈性系數(shù)為1.2017。在這一長期協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上可以建立反映兩者短期波動關(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(jīng)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(guān)系產(chǎn)生影響，這與林伯強[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，無法建立起計量經(jīng)濟學模型進行協(xié)整分析，但仍可以計算出每年的電力產(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）

對比式（5）得到的1978～2002年電力消費與經(jīng)濟增長長期協(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年美國次貸危機爆發(fā)對中國經(jīng)濟的影響，使中國的電力消費增長減緩，2007年以后電力產(chǎn)出彈性系數(shù)短期內(nèi)偏離長期趨勢，2003～2009年的平均電力產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.9455，仍低于1978～2002年的長期關(guān)系中的電力產(chǎn)出彈性。

對中國電力產(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方面加以解釋。就電力需求而言，從2002年開始的工業(yè)增加值在GDP中的占比新一輪增長使工業(yè)用電增長迅速，在中國電力消費以工業(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。當然工業(yè)增加值在GDP中的占比波動屬于宏觀經(jīng)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(tài)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(zhuǎn)化為電力消費與經(jīng)濟增長之間長期關(guān)系的結(jié)構(gòu)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(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內(nèi)電力長期短缺的局面，電力作為基礎(chǔ)性能源品種在國民經(jīng)濟中發(fā)揮出越來越重要的作用。

在2002年出現(xiàn)電力產(chǎn)出彈性系數(shù)整體下降的長期結(jié)構(gòu)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(chǎn)出彈性逐步提高的趨勢，從2003年開始電力產(chǎn)出彈性系數(shù)逐年小幅提高，這一趨勢與國家節(jié)能減排政策措施有直接聯(lián)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(chǎn)業(yè)的企業(yè)區(qū)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(yè)的優(yōu)惠電價措施，“十一五”期間單位GDP能耗下降20%左右的節(jié)能目標更是對提高電力使用效率、遏制高耗能產(chǎn)業(yè)盲目擴張?zhí)岢隽擞残砸蟆夜?jié)能減排目標的實現(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能源消費結(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年開始的電力產(chǎn)出彈性系數(shù)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(jié)論

本文在變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析框架下研究了1978～2009年間電力消費與實際GDP之間的長期協(xié)整關(guān)系。實證研究發(fā)現(xiàn)，1978～2002年中國的電力消費與實際GDP之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但2002年前后，電力消費與實際GDP的長期均衡路徑發(fā)生了明顯改變，電力產(chǎn)出彈性系數(shù)明顯降低。經(jīng)濟現(xiàn)象與計量經(jīng)濟學檢驗兩方面的證據(jù)表明宏觀經(jīng)濟中產(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。隨著中國工業(yè)化進程的加快和電力工業(yè)近年來的大發(fā)展，電力在國民經(jīng)濟中的基礎(chǔ)性能源作用進一步凸顯出來，大量基礎(chǔ)設(shè)施投資使國內(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一段時期內(nèi)成為中國經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟的影響[J].金融研究,2010,（1）.