基于时间序列数据的用电结构变化对产业结构调整效应

王凯军，龙厚印，吴良良，石 清

(1.国网浙江省电力公司，杭州 310012；2.国网浙江省电力公司经济技术研究院，杭州 310008；3.国网杭州市萧山区供电公司，杭州 311200；4.北京经世万方信息技术有限公司，北京 100022)



基于时间序列数据的用电结构变化对产业结构调整效应

王凯军1，龙厚印2，吴良良3，石 清4

(1.国网浙江省电力公司，杭州 310012；2.国网浙江省电力公司经济技术研究院，杭州 310008；3.国网杭州市萧山区供电公司，杭州 311200；4.北京经世万方信息技术有限公司，北京 100022)

工业化发展后期产业结构调整推动经济持续发展，不同行业之间用电强度存在差异，用电结构变化能反映产业结构调整方向。实证分析表明，浙江省用电结构和产业结构之间存在长期均衡关系；第二产业用电占比对其产值占比的影响并不显著，第三产业用电占比对其产值占比有显著正向影响；第三产业用电占比是产业结构升级的格兰杰原因，为正向影响，其系数为3.43%。

用电结构；产业结构；协整分析；时间序列数据

经济发展与产业结构关系密切，产业结构的转变能促进经济增长，此作用在工业化后期时更为明显[1]。“十二五”期间，浙江经济增速趋缓，人均GDP、城镇化率高于全国水平，产业结构也由第二产业为主转向第三产业为主，根据陈佳贵等(2006)[2]的研究成果可知，这些特征显示浙江经济已步入工业化发展后期的后半段。浙江产业结构调整显得尤为重要。产业结构升级表现为投入要素、产品、生产技术等方面在数量和质量上提升与改善，它离不开能源改革，特别是在劳动力和资本相对富裕、能源资源相对匮乏的背景下，能源资源的行业内分配会直接影响经济发展。在电力经济研究领域，研究者多为从事电力相关行业人员，研究电力经济关系主要出于电力规划需要，论证了用电结构变化和产业结构调整存在较强相关性，如王永杰和朱君玲(1996)分析黑龙江省各行业电力消耗构成[3]；马金文(2011)基于电力和经济强相关性，从电力消费结构角度分析河南省经济结构特点[4]；王宝、叶彬等[5]为精准预测省级电网长期负荷考虑用电结构来修正和校验预测模型及结果。在宏观层面研究电力消费与经济增长之间关系的有林伯强[6]、何永贵[7]等学者，他们采用不同模型论证GDP与电力消费的相互关系，认为影响中国电力消费增长的影响因素有国内需求、技术进步和进出口贸易等方面[8]，何永秀等(2006)细化分析颗粒度，展开了中国10个主要工业部门用电量与GDP增长之间的双向关系研究[9]。在新常态经济背景下，产业结构调整成为研究热点。谢品杰、朱文昊等(2016)基于改进的solow生产函数与面板门限回归模型测算中国30个省电价扭曲程度，分析了产业结构优化和调节电价水平对降低电力强度的影响程度[10]。研究表明，经济增长会促进电力消费增长，结构调整对电力消费既有正向促进作用，也有负向抑制作用，视不同经济发展阶段而定。在工业化后期，结构调整成为经济持续发展的主要动力，电力消费从高耗能行业向其他行业转移，行业用电结构发展变化，电力消费增速放缓。电力行业为全行业、居民生活提供能源供给，电力电量数据及时性强且不含价格因素影响，能较好地反映全行业发展和居民生活水平变化情况，从行业用电结构变化研究产业结构调整存在一定的可行性和合理性。

1 用电结构和产业结构相关性分析

1.1 用电结构和产业结构

产业用电结构反映一个地区经济产业结构特征。浙江省第一、二、三产业和居民用电结构由1990年的5.5：77.3：4.7：12.5调整为2000年的1.7：76.6：8.6：13.0，再调整为2005年的0.8：79.9：8.7：10.5，2015年为0.7：74.2：12.6：12.5。第二产业始终是浙江省电力消费主体(见图1)，1990年以来其用电占比有所下降；与此同时，第三产业用电占比上升较快(见图2)，2015年已与居民用电量相当，而居民用电占比未有大幅变动；第一产业用电占比则持续下降。与此同时，浙江省产业结构也发生变化，第一、二、三次产业增加值占比由1990的24.9：45.1：30.0调整为2000年的10.3：53.3:36.4，再调整为2005年的6.7：53.4：39.9，2015年为4.2：45.7：50.1。2014年浙江省第三产业增加值占比首次超过第二产业，成为主导产业，浙江省产业结构持续优化。

图1 1990～2015年浙江省第二产业用电和产业结构

图2 1990～2015年浙江省第三产业用电和产业结构

由图1、图2可知，浙江省产业结构和用电结构波动出现了相互映衬现象，第二产业增加值占比与其用电占比波动除了在1995～2005年之间出现了相背离，其他时间段两者基本保持同向变动态势；第三产业增加值占比与其用电占比一直保持一致性波动。由此可知，增加值与用电量是对产业发展的不同描述，前者是产出角度的价值描述，后者是投入角度的要素描述，用电结构变化能反映产业结构调整方向。

1.2 用电结构和产业结构升级系数

1978～2015年浙江省产业结构升级系数如图3所示。由图2可知，浙江省非农产业稳步上升，由1978年的0.63上升至2015年的0.96；第三产业与第二产业增加值占比的差距不断缩小，由1978年的0.43调整为2014年的1.097，在20世纪90年代和21世纪前十年里经历了差距扩大的过程；浙江产业结构不断在升级，其系数由1978年的0.52上升为2015年的1.02，其波动性与第二、三产业增加值占比保持高度一致。分析相关性关系可知，第三产业用电量占比与其增加值占比之间高度相关，系数为0.943，第三产业用电量占比与产业结构升级系数之间也高度相关，系数为0.9195，第三产业增加值占比与产业结构调整系数之间也高度相关，系数为0.994，而第二产业用电占比与第二产业增加值占比相关性低，为0.216，与产业结构升级的相关系数为-0.099。综上所述，第三产业用电占比与其增加值占比、产业结构升级系数之间均可能存在密切关系，以用电结构反映产业结构调整存在一定的合理性。

图3 1978～2015年浙江省产业结构升级系数

2 定量分析及预测

2.1 数据及其来源说明

本文引入第一、二、三产业增加值占比及其用电量占比、产业结构升级系数来分析浙江省用电结构变化对产业结构调整效应分析，数据年限为1990～2015年，出于分析考量，定量分析时样本周期为1990～2014年。经济数据来源于《浙江统计年鉴(2015)》[12]及《2015年浙江省国民就和社会发展统计公报》[13]，电力数据来源于历年《浙江省能源与利用状况白皮书》[14]，产业结构升级系数根据经济数据计算所得。

2.2 单位根检验

应用Eviews6.0软件对所有时间序列进行单位根检验，结果显示如表1所示。在表1中，第一产业增加值占比(S1)和第一产业用电量占比(E1)通过了在5%显著性水平下的ADF检验，是平稳时间序列，记为I(0)；产业结构升级系数(S)、第二产业增加值占比(S2)、第三产业增加值占比(S3)、第二产业用电量占比(E2)、第三产业用电量占比(E3)、居民用电量占比(E4)、工业用电量占比(E5)均不平稳，经过一次差分后，全部通过了在5%显著性水平下的ADF检验，均是平稳时间序列，记为I(1)，它们之间可能存在长期均衡关系。

表1 单位根检验结果

注：“**”表示在5%显著水平下通过检验，“*”表示在10%显著性水平下通过检验，“△”表示一阶差分。

2.3 格兰杰检验

为避免出现伪回归问题，对这些变量进行格兰杰因果检验(见表2)。在表2中，在5%显著性水平下，第三产业用电量占比(E3)是产业结构升级系数(S)、第三产业增加值占比(S3)的格兰杰原因；在10%显著性水平下，第三产业用电量占比(E3)是第二产业增加值占比(S2)的格兰杰原因，产业结构升级系数(S)、第三产业增加值占比(S3)是工业用电量占比(E5)的格兰杰原因。这说明在浙江用电结构变化会影响产业结构调整，产业结构调整会影响工业用电变化。

表2 格兰杰检验结果

注：“**”表示在5%显著水平下通过检验，“*”表示在10%显著性水平下通过检验。

2.4 模型构建

2.4.1 产业结构升级系数与用电结构的关系式

通过分析可知，第三产业用电量占比与产业结构升级系数相关性高，是产业结构升级的格兰杰原因，以下建立两者关系式：

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检验值大小；

p——概率。

对残差序列进行AEG检验，含常数项和时间趋势，由SIC准则确定滞后阶数(为0)，结果显示AEG统计量为-5.167(0.002)，小于1%显著性水平下的临界值，拒绝原假设，确定残差项为平稳序列。由此可知，浙江产业结构升级与第三产业用电量占比之间存在长期均衡关系，在其他条件保持不变的情况下，第三产业用电量占比每改变1%，会引起产业结构升级系数同向变动3.43%。

2.4.2 产业结构与用电结构的关系式

根据第三产业用电量占比与其增加值占比之间高度相关，前者是后者的格兰杰原因，建立回归方程。此方程的残差项未能通过AEG检验，因而采用JOHANSEN检验。根据E3、S3的VAR模型下“lag length criteria”的输出结果如表3所示。由表3可知，在5%显著水平下，LR、SC、AIC、HQ、FPE值均显示在滞后1阶时显著，确定协整检验的最大滞后阶数为0。

表3 “lag length criteria”的输出结果

注：“*”表示从每一列标准中选的滞后阶数。

采用“序列和协整方程均有确定性趋势项”的形式进行Johansen协整检验，结果显示(见表4)。由表4可知，在5%显著性水平下，迹检验统计量和最大特征值统计量均通过了“没有协整向量”的原假设，未通过“至多一个协整向量”的原假设，说明定第三产业用电量占比(E3)与第三产业增加值占比(S3)之间存在1个协整关系，其协整方程如下：

S3=0.173+2.695×E3

(0.053) (0.646)

(2)

式(2)中括号内为标准差，揭示了E3与S3之间的长期均衡关系。

在其他条件不变的情况下，第三产业用电量占比(E3)每改变1%将引起第三产业增加值占比同向变动2.695%。

表4 JOHANSEN协整检验结果

注：“*”表示在5%显著性水平下拒绝原假设。

2.5 产业结构预测

先构建E3、S的 VAR模型，确定VAR的最大滞后阶数，其“lag length criteria”的输出结果(见表3)，在5%显著水平下，LR、SC、 AIC、HQ、FPE值均显示在滞后1阶时显著。构建VAR(1)，预测得2020年浙江省第三产业用电占比为12.9%，产业结构升级系数为1.07。将此结果代入式(2)可得，2020年浙江省第三产业增加值占比为52.1%。考虑到浙江第一产业发展已基本稳定且其增加值占比较小，因而设定第一产业增加值占比保持4%不变。由此计算可得，第二产业增加值占比为43.9%。若以2010～2014年第三产业用电量占比变化折算其2020年的值，为14%，则对应第三产业增加值占比会增至55.0%，第二产业增加值占比下降至41.0%，记为中方案。表5给出了不同情景下2020年浙江省产业结构预测值，2020年浙江省第三产业增加值占比为52.1%～57.7%，第二产业增加值占比为38.3%～43.9%。

表5 不同情景下2020年浙江省产业结构预测值

3 结语

本文着重分析浙江省用电结构变化对产业结构调整的影响，研究表明用电结构和产业结构之间存在长期均衡关系，两者关系可用第三产业增加值占比与其用电量占比来近似模拟；第三产业用电量占比的上升会引起其增加值占比扩大，促进产业结构升级。第二产业用电量占比与产业结构之间无明显关系，说明浙江用电结构中虽仍以第二产业为主，但其对产业结构的影响并不显著。“十二五”以来，浙江电力消费增速放缓，年均增长率4.7%，2014、2015年更是不断探底，用电增长率分别低至1.5%和1.4%，但GDP仍保持中高速增长，增长率分别为7.6%和8.0%，用电消费和经济增长出现“背离”现象。

通过本文的分析，除了价格因素影响外，出现此现象更为重要的原因：一方面，全省第二产业用电占比持续下降，对其增加值占比影响并不显著，然而第三产业用电占比上升却引起其增加值占比上升，最终体现为产业结构优化，2014年浙江产业结构实现质的飞跃——由第二产业为主转向第三产业为主，进而导致单位GDP耗电量下降；另一方面，浙江省第三产业单位电能产出远大于第二产业，约是5.7倍，第三产业用电占比的小幅上升意味着增加值占比大幅提升。根据本文预测，在“十三五”期间，浙江第三产业用电量占比提高至14.0%，产业结构可调整为4.0：41.0：55.0，产业结构将得到不断升级。因此，在经济增长趋缓和能源资源约束的双重背景下，浙江应注重第三产业用电需求，支持第三产业发展，以低电量消耗促进产业结构持续优化，进而维持经济稳定增长。以上分析针对三次产业而言，下一步可深入研究工业、服务业，探索其内部行业结构调整和用电结构变化之间的关系，特别是工业内部产业产值与其电量之间关系，谋求电力行业本身和其他行业共同发展。

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CHEN Jia-gui, HUANG Qun-hui，ZHONG Hong-wu. The synthetic evaluation and analysis on regional industrialization[J]. Economic Research Journal,2006, 41(6):4-15.

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(本文编辑：赵艳粉)

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

王凯军(1966 )，男，高级工程师，主要从事电力系统技术经济研究。

F224

A

2095-1256(2016)05-0533-05

2016-06-13