中国电力消费与经济增长的长期关系的统计检验

汪 锋，洪 飞

0 引言

改革开放以来中国经济取得了巨大成功，中国迅速由一个贫穷落后的农业国转变为全球制造工业品的制造业大国，1978～2009年国内生产总值年均增长超过9.7%。与此相对应，中国电力消费的增长比世界任何国家都要快，1978～2009年31年增长了14.4倍，年均增长9%。现代社会对电力的需求是刚性的，电力短缺会影响经济发展的数量和质量，破坏社会稳定性和投资环境。明确电力消费与经济增长之间的关系对准确预测电力需求，合理规划电源电网建设具有重要价值。

本文从中国电力消费与经济增长之间关系变化的经济现象入手，结合计量经济学时间序列协整分析方法对1978～2009年中国电力消费与经济增长的长期协整关系中的结构性变化进行检验。

1 电力消费与经济增长的长期协整关系

本文首先对中国1978～2009年之间的电力消费与经济增长数据之间的长期关系进行研究。研究中使用全国电力消费总量（EC）代表电力消费量，国内生产总值（GDP）代表经济增长数量，其中GDP数据使用历年GDP指数折算为2005年不变价。数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》、《新中国六十年统计资料汇编》、《中国工业交通能源50年统计资料汇编》以及《中华人民共和国2009年国民经济和社会发展统计公报》。

时间序列数据存在长期协整关系的前提是变量间满足同阶单整条件，本文首先使用ADF检验（Augmented Dickey-Fuller test）对1978～2009年的国内生产总值（GDP）和全国电力消费总量（EC）数据进行单位根检验。为了消除异方差的影响，所有的变量均使用自然对数进行了对数变换，LGDP=ln(GDP)，LEC=ln(EC)。单位根检验结果如表1所示。

表1 国内生产总值和全国电力消费总量数据的单位根检验（1978～2009）

从表1中可以看出，LGDP与LEC的水平值均不平稳，而其一阶差分值是平稳的，即LGDP与LEC均是一阶单整I（1）序列，满足协整关系所要求的变量之间同阶单整的前提条件。在两个变量均是一阶单整I（1）序列的前提下，本文利用E-G两步法寻找1978～2009年中国电力消费与经济增长之间的协整关系[2]。

首先建立基于OLS的回归方程：

样本区间1978～2009，R2=0.9908，F=3234.4。

得到残差序列 ut=ln GDPt-1.1631-1.0897ln ECt协整关系要求OLS回归方程的残差序列必须是平稳时间序列。对残差序列ut进行单位根检验结果如表2所示。

表2 残差序列ut单位根检验（1978-2009）

从表2的检验结果中可以发现，回归方程（1）的残差序列平稳，由于LGDP与LEC均是一阶单整I（1）序列，因此1978～2009年间LGDP与LEC之间存在协整关系。在LGDP与LEC的协整关系中，LEC前的系数为正，表明电力消费量随经济增长而不断上升，二者之间存在正相关关系，且电力产出弹性系数为1.09。

2 电力消费与经济增长长期关系中的结构性变化

为了检测长期协整关系中的结构性变化，首先对E-G两步法建立的电力消费与经济增长协整关系方程式（1）作递归残差（Recursive Residual）平方的CUSUM检验（CUSUM of Square Test），以检验回归方程参数的稳定性。检验结果如图1所示。

图1 电力消费与经济增长协整关系的参数稳定性检验（1978～2009）

从图1中可以看出平方的CUSUM检验曲线在相当长的样本区间范围中偏离了5%的检验临界线，表明电力消费与经济增长协整关系方程参数不稳定，电力消费与经济增长长期关系中存在明显的结构性变化。有必要引入变结构协整建模思想，通过对经济现象的分析并结合计量经济学检验对电力消费与经济增长的关系进行变结构协整分析。

变结构协整可以分为3种类型：参数变化型协整、部分变化型协整和机理变化型协整，后两种变结构协整的检验与建模方法目前尚不完善，考虑到本文研究的目标之一是确定中国的电力产出弹性，即电力消费与经济增长回归关系中的参数，因此对协整关系结构性变化的研究设定为参数变化型协整模型。

本文对参数变化型协整的定义为：对于时间序列Xt=(x1t,x2t,...,xkt)'，t∈T ，若 有 T1⊂T ，T2⊂T ，T1⋃T2=T ，T1⋂T2=∅ ，∅ 为空集，β1,β2∈Rk，β1≠β2，且有以下关系成立：Yt=βXt1～I(0)，t1∈T1；Yt=β2Xt2～I(0)，t2∈T2，则称Xt中的各元素之间存在参数变化型协整关系。

在参数变化型协整关系中，寻找发生在T1与T2之间的外生冲击带来的结构性变化发生的时间点是建立变结构协整模型的关键。本文从宏观经济中产业结构的变化和影响电力生产效率的电力体制改革入手寻找电力消费与经济增长长期关系的关键外生冲击。

产业结构变化对电力消费与经济增长关系的影响集中体现在工业在国民经济中的占比的变化。工业一直以来都是中国能源消耗的大户，工业用电占中国电力终端消费总量的比例长期维持在70%以上。

工业增加值在GDP中的占比往往受短期经济周期波动的影响，经济周期波动会使工业增加值在GDP中的占比也呈现周期波动的特征。1978年改革开放之后中国工业增加值在GDP中的占比经历了两个比较明显的波动周期。第一个波动周期开始于1978年，工业增加值在GDP中的占比在整个20世纪80年代呈下降趋势，直到1990年左右出现拐点，随后呈上升趋势直至1997年亚洲金融危机爆发。第二个波动周期开始于1997年，受亚洲金融危机的影响，国内工业发展出现暂时的减缓，虽然中国政府实施了一系列刺激经济发展的财政金融政策，但由于投资建设周期的影响，这些经济刺激政策的效果直到2002年才逐渐凸显出来，从2002年开始工业增加值在GDP中的占比开始新一轮的增长。

值得注意的是，在计划经济时期中国的电力生产能力长期落后于经济发展，在工业增加值在GDP中的占比第一个波动周期内，虽然工业在国民经济中的比例在一个时期内出现了下降，但电力短缺仍然困扰着中国经济。而1997年亚洲金融危机爆发时，中国的电力生产能力经过多年发展已经初具规模，由于工业生产和出口出现一定的困难，中国首次出现了电力过剩现象，但这一短暂的电力过剩现象随着2002年左右工业在国民经济中的比例重新恢复增长就迅速消失了。

影响电力消费与经济增长长期关系的另一个外生冲击是电力体制改革对电力行业整体效率的提升。2002年2月国务院出台了《电力体制改革方案》，明确提出“实施厂网分开，重组发电和电网企业；实行竞价上网，建立电力市场运行规则和政府监管体系，初步建立竞争、开放的区域电力市场，实行新的电价机制”的电力产业改革思路。同年12月中国电力监管委员会正式成立，原国家电力公司被拆分为五大发电集团公司、两大电网公司和四家辅业集团，中国的电力市场结构开始重组，各发电集团公司之间的市场竞争结构逐步形成。2002年可以被视为中国电力体制改革从垄断走向竞争的关键一年。

上述两方面的外生冲击因素使本文倾向于将2002年作为电力消费与经济增长长期关系结构性变化发生的关键时间点。在检验这一结构性变化是否存在之前，为避免2002年之前可能出现的结构性变化对计量经济学分析的影响，本文首先寻找2002年之前可能存在的结构性变化点并用虚拟变量方法进行检验[3]。

设τ∈(0.15,0.85)，[Nτ]为可能的结构性变化点，其中N为样本个数，[]表示取整运算。取τ值增量为0.15，则[Nτ]取值为3,7,11,15,18,21。

定义虚拟变量：Dt-τ=0 ，t≤[Nτ]；Dt-τ=1，t＞[Nτ]。

检验方程为：

其中，Xt，Yt分别指 ln ECt，ln GDPt，对式（2）中的参数θ1，θ2作显著性检验，检验结果如表3所示：

表3 结构性变化点检验

表3的检验结果表明，在5%的置信度水平下，各检验点处的参数都不能拒绝原假设，2002年之前不存在统计意义上的结构性变化点。在此前提下，选取2002年作为结构性变化发生的关键时间点，并采用Chow预测检验（Chow Forecast Test）和递归最小二乘法中的一步预测检验（One-step Forecast Test）对结构变动进行检验[4]。

Chow预测检验原理为利用结构性变化发生以前的数据估计方程并预测结构性变化发生以后因变量的值，若预测值与真实值之间的差异较大，则表明回归系数可能不稳定。为检验这种差异性，构造如下F统计量：

式中，T1为结构变动点以前的观测值个数，u͂'u͂表示整个T时期拟合值与样本观测值的残差平方和，u'u表示T1时期拟合值与样本观测值的残差平方和，k为回归方程中被估参数个数。Chow预测检验的原假设为：模型无显著结构变化。

对假设的结构性变化时间点2002年之前的数据估计回归方程：

样本区间1978～2001，R2=0.9961，F=5947.4。

表4 Chow预测检验 （预测区间：2003～2009年）

表4为使用1978～2001年样本数据对2003～2009年进行的预测后与真实值对比的Chow预测检验结果，该检验结果中F检验统计量和对数似然比概率值均很低，应拒绝原假设，即模型在2002年存在显著的结构变化，实际GDP与电力消费的长期均衡关系在2002年存在一个结构性变化。

递归最小二乘法中的一步预测检验的原理是该检验中每一步递归残差都是上一步预测的误差，在模型参数稳定的原假设下，可以让递归残差与其标准差相比，以此来检验某一时期因变量的值是否能由该时期以前所有数据拟合的模型中得到。根据递归最小二乘法中的一步预测检验给出的置信区间，可以发现在2002年以后可以拒绝模型参数稳定的原假设，即实际GDP与电力消费的长期均衡关系在2002年发生了变化。

无论是宏观经济中产业结构的变化和影响电力生产效率的电力体制改革进程反映的宏观经济现象，还是计量经济学Chow预测检验和递归最小二乘法中的一步预测检验都将中国1978～2009年之间电力消费与经济增长长期关系出现结构性变化的关键外生冲击时间点确定在2002年，这一结果使通过E-G两步法发现的1978～2009年间中国电力消费与经济增长存在的长期协整关系变得不可靠，有必要将研究时间段重新划分为2002年结构性变化前和变化后两段来考察中国的电力消费与经济增长之间的关系。

3 结构性变化前后的电力产出弹性

根据1978～2009年中国电力消费与经济增长长期关系中结构性变化的研究结果，本文将样本区间重新划分为1978～2002年和2003～2009年两个时间段分别研究电力消耗与经济增长之间的关系，进而得到电力产出弹性的长期趋势。

首先对1978～2002年中国电力消费与经济增长的长期协整关系进行研究。使用ADF检验对1978～2002年的国民生产总值（GDP）和全国电力消费总量（EC）数据进行单位根检验。所有的变量均使用自然对数进行了对数变换。

表5 国内生产总值和全国电力消费总量数据的单位根检验（1978～2002）

从表5中可以看出，1978～2002年LGDP与LEC均是一阶单整I（1）序列，满足协整关系所要求的变量之间同阶单整的前提条件，可以利用E-G两步法寻找1978～2002年中国电力消费与经济增长之间的协整关系。

建立基于OLS的回归方程：

样本区间1978～2002，R2=0.9961，F=5947.4。

得到残差序列ut=ln GDPt-0.2049-1.2017ln LECt

对残差序列ut进行单位根检验结果如表6所示。

表6 残差序列ut单位根检验（1978-2002）

从表6的检验结果中可以发现，回归方程（5）的残差序列平稳，由于LGDP与LEC均是一阶单整I（1）序列，因此1978～2002年间LGDP与LEC之间存在协整关系。为了检验回归方程式（5）参数的稳定性，对该方程作递归残差平方的CUSUM检验，检验结果如图2所示。

图2 电力消费与经济增长协整关系的参数稳定性检验（1978～2002）

递归残差平方的CUSUM检验结果显示，E-G两步法建立的1978～2002年电力消费与经济增长协整关系方程参数稳定，长期均衡弹性系数为1.2017。在这一长期协整关系基础上可以建立反映两者短期波动关系的误差修正模型（ECM）。根据Hendry[5]从一般到特殊的建模方法，从滞后2阶开始，逐步剔除不显著的变量，建立如下ECM模型：

其中，ECMt-1=ln GDPt-1-0.2049-1.2017ln LE Ct-1样本区间 1978-2002，R2=0.6743，F=9.3180，DW=1.9330。

该误差修正模型显示当期电力消费的变化将引起GDP的同向变动，而对于前一期长期均衡误差的偏移，其本期修正速度为0.28，经济增长的短期波动不会对实际GDP与电力消费之间的长期关系产生影响，这与林伯强[6]的研究结论基本一致。

由于2003～2009年之间的样本数据量太少，无法建立起计量经济学模型进行协整分析，但仍可以计算出每年的电力产出弹性系数，如表7所示。

表7 电力产出弹性系数（2003～2009）

对比式（5）得到的1978～2002年电力消费与经济增长长期协整关系中的电力产出弹性系数1.2017可以发现，2003～2007年之间的各年电力产出弹性明显低于1978～2002年的电力产出弹性。即使考虑到2007年美国次贷危机爆发对中国经济的影响，使中国的电力消费增长减缓，2007年以后电力产出弹性系数短期内偏离长期趋势，2003～2009年的平均电力产出弹性系数为0.9455，仍低于1978～2002年的长期关系中的电力产出弹性。

对中国电力产出弹性系数在2002年前后明显的结构性变化可以从需求和供给两个方面加以解释。就电力需求而言，从2002年开始的工业增加值在GDP中的占比新一轮增长使工业用电增长迅速，在中国电力消费以工业用电为主的背景下，电力产出弹性系数必然出现下降。当然工业增加值在GDP中的占比波动属于宏观经济受到外生冲击之后的短期波动范畴，长期来看有向长期均衡状态回归的可能，但如果考虑中国的电力供给能力在2002年开始的电力体制改革之后的大幅提升，这一短期波动就有可能转化为电力消费与经济增长之间长期关系的结构性变化。始于2002年的中国电力体制改革通过引入市场竞争带来的中国电力行业生产效率和生产能力的整体跃升，大量的电力基础设施投资从根本上改变了国内电力长期短缺的局面，电力作为基础性能源品种在国民经济中发挥出越来越重要的作用。

在2002年出现电力产出弹性系数整体下降的长期结构性变化之外还存在一个由于电力使用效率改进带来的电力产出弹性逐步提高的趋势，从2003年开始电力产出弹性系数逐年小幅提高，这一趋势与国家节能减排政策措施有直接联系。2004年6月以来，国家将电解铝、铁合金、电石、烧碱、水泥、钢铁等6个高耗能产业的企业区分淘汰类、限制类、允许和鼓励类并试行差别电价政策，要求停止地方自行出台的对高耗能企业的优惠电价措施，“十一五”期间单位GDP能耗下降20%左右的节能目标更是对提高电力使用效率、遏制高耗能产业盲目扩张提出了硬性要求。国家节能减排目标的实现一方面要求提高包括电力在内的各种能源的使用效率，另一方面也需要增加电力这一高效能源在整个能源消费结构中的占比，减少高污染低效率的一次能源使用比例，其对电力产出弹性系数的影响尚存一定的不确定性，2003年开始的电力产出弹性系数逐年小幅提高是一个短期波动还是长期趋势需要进一步的长期观察。

4 结论

本文在变结构协整分析框架下研究了1978～2009年间电力消费与实际GDP之间的长期协整关系。实证研究发现，1978～2002年中国的电力消费与实际GDP之间存在稳定的协整关系，但2002年前后，电力消费与实际GDP的长期均衡路径发生了明显改变，电力产出弹性系数明显降低。经济现象与计量经济学检验两方面的证据表明宏观经济中产业结构的变化和影响电力生产效率的电力体制改革是造成这一结构性变化的主要原因。随着中国工业化进程的加快和电力工业近年来的大发展，电力在国民经济中的基础性能源作用进一步凸显出来，大量基础设施投资使国内电力供应能力得到了显著提升，电力产出弹性系数2002年之后的下降有可能在未来一段时期内成为中国经济的一个重要特征。

[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]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社.2009.

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

[6]林伯强.危机下的能源需求和能源价格走势以及对宏观经济的影响[J].金融研究,2010,（1）.