电力产业电网投资与经济增长关系的协整分析

（沈阳工程学院经济与管理学院，辽宁沈阳 110136）

一、问题的提出

电力行业与国民经济和社会发展关联极为密切，随着经济快速发展，电力投资的体量也会随之增长。电力投资由电力商完成，其在国家基础设施投资中处于重要地位。电力投资包含电源投资以及电网投资。中国电力投资规模及领域在最近几十年出现了较大的变化，在“十一五”之前，“电力投资的快速增长主要来源于电源投资的增长”［1］。进入2005年以来，电力投资发生了较大变化，从历史数据来看，电网投资总额从2005年的1 108亿元增加到2018年的5 373亿元，电网投资提速。从理论分析角度来看，电网投资和经济增长之间存在关联关系，电网投资对于促进经济增长应该有拉动作用，而经济增长也能刺激电网投资。那么，从定量分析角度，电网投资和经济增长之间是否存在互构的关系，如果存在关系，关系多大？这些都是亟待回答的问题。

国内外学者对电网投资和经济增长之间的关系的研究几乎没有，而对投资和经济增长的关系研究，从凯恩斯以来一直被学界广泛认同。消费、投资和进出口对于经济增长的拉动已成为共识。而电网投资属于私人部门投资的一部分，因此，电网投资对于经济增长的影响值得研究。而从目前的研究成果来看，结合CNKI数据库的搜索结果，直接研究电网投资与经济增长之间关系的实证研究和规范研究是缺失的。目前相关研究更多集中于：①能源投资与经济增长研究；②经济增长协整分析；③电力消费与经济增长关系研究等；④新电改下的电网投资研究等。

目前关于协整关系的研究，与本文相关的研究主要集中在能源消费尤其是电网投资与经济增长（GDP）之间的关系研究，目前研究主要集中在如下几个领域：①部分研究结果显示电力消费和经济增长之间不存在因果关系［2］［3］。上述学者对两者关系的验证，同时使用了Granger因果分析这一工具，尤其是Yu等人（1992）利用Granger因果检验法，得到了美国能源消费和收入之间不存在长期因果关系这样的结论。②更多的研究认为，能源消费与经济增长之间存在Granger因果关系明显［4］［5］［6］。他们当时的分析表明，新加坡、韩国、印度、印度尼西亚和土耳其等国的能源消费与GDP之间存在因果关系。③国内关于能源消费与经济增长之间存在长期的协整关系的研究也越来越多［7］，并且分析的结论多数支持能源消费尤其是电力消费与经济增长存在单向或双向因果关系，所使用的工具也更加先进，在分析因果关系的基础上，对两个变量进行协整分析与检验［8］～［11］。④探讨经济新常态下经济形势转变对电力需求的影响［12］，并对投资效率进行判别［13］［14］。

综上所述，运用协整理论来进一步量化电网投资和经济增长之间的关系，对于促进电网投资的合理性，拉动经济增长等，都有一定的借鉴意义。因此，本论文试图利用Eviews分析工具对中国电网投资与经济发展之间存在的关系进行一次系统分析，从实证角度检验电网投资与GDP之间是否存在关系，存在什么样的关系，以及这种关系是否长期、稳定等。

二、经济增长和电网投资关系建模

从1993年至2018年26年间，中国电网投资总额从1993年557.9亿元增长为2017年的5 373亿元，26年间年平均增长速度为9.1%，发展速度较快，增长态势较为平稳。本文将根据协整理论及格兰杰因果分析模型，根据已有的理论模型，对中国经济增长和电网投资之间的关系进行实证检验。

协整理论在目前学术研究中应用较为广泛，通过研究非平稳变量之间的潜在的长期均衡关系，能够在一定程度上减少回归分析时的“伪回归”问题。对经济变量进行协整分析，能够对GDP和电网投资两个长期波动的变量是否存在协整关系进行判断，并挖掘变量之间的内在长期变动规律，并找到GDP和电网投资变量之间的长期稳定均衡关系。作为一种建模的工具或技术，协整理论首先从分析时间序列的非平稳性开始，研究非平稳变量之间隐藏的各种长期稳定关系。

协整分析建模步骤，包括平稳性检验、格兰杰关系分析以及协整分析三个部分，具体如下：运用Eviews8.0这一分析工具，借鉴李明琼（2014）的分析框架，根据历年《中国统计年鉴》和《中国电力统计年鉴》中“国内生产总值”和“电网投资总额”指标中的数据，以及历年国民经济和社会发展统计公报的数据，形成本论文的基本数据，根据数据进行了整理，并进行实证分析。

1.协整理论及其建模

（1）GDP和电网投资的平稳性检验。OLS估计对于分析长期的两个变量之间的关系不太适合，因此为检验变量之间的时间序列特征，可以使用ADF和PP单位根法来检验所涉及不同变量一阶差分的平稳性情况。ADF单位根检验具体公式可以表示为：

公式（1）中T表示线性时间趋势。检验Ht（序列为I(1)）中存在一个单位根的零假设相当于检验等式中α1=0的假设。在α1显著小于0的情况下，可以解释为拒绝存在一个单位根的零假设。如果ADF检验的结果不能拒绝每个序列都不平稳的零假设，则需要对变量之间的关系作进一步的检验，即对模型中要分析的GDP和电网投资两个变量进行一阶差分检验，此时如果ADF检验结果显示一阶差分平稳，则可进入下一个分析环节，如果仍旧表现出不平稳，则还要进行二阶差分。

（2）GDP和电网投资格兰杰检验。本文将使用格兰杰因果检验方法，检验经济增长和电网投资的因果关系。格兰杰（Clive W.J.Granger）因果检验的重要作用在于，其能判断两个变量是否存在因果关系。格兰杰检验认定，某个变量（X）的变动，引起另一个变量（Y）的变化，那么必须满足X的变化先于Y的变化，因此得到结论，即X变化是Y变化的原因。协整分析和格兰杰检验都对经济变量有一个最基本的要求，即所收集到的经济数据要保证平稳性，否则可能会出现虚假回归问题。因此，在对GDP和电网投资两个经济变量进行格兰杰因果关系检验，首先要对两个变量的对应经济指标时间序列的平稳性进行单位根检验。

（3）协整关系分析。协整分析的第三步就是分析GDP和电网投资两个变量之间存在一阶或二阶长期平稳关系的基础上进行模型设计和参数估计。协整分析理论用于判断和解释基于时间序列的变量之间长期关系的有效工具。协整分析的核心之处就是，如果GDP和电网投资两个时间序列变量之间表现出非平稳特征，但是两个变量之间的某一线性组合却表现出平稳的特征，那么就可以判断GDP和电网投资两个变量之间存在长期稳定的协整关系。

2.数据来源

本文选取1993-2018年中国电网投资额（用I表示）和国内生产总值（用GDP表示）两组数据，下表（表1）中所有原始数据均来源于历年《中国统计年鉴》《中国电力统计年鉴》及各年度国民经济和社会发展年度公报等。

表1 GDP和电网投资基础数据

上表中GDP单位为亿元人民币，电网投资总额（I）单位是亿千瓦时，按照惯例，为消除GDP和电网投资时间序列可能存在的异方差问题，论文中对两组数据取自然对数，所以对电网投资（I）、国内生产总值（GDP）各序列的数据进行自然对数变换，文中用LNGDP和LNI表示。

为能直管掌握两个变量的平稳性，对表1中的对数用图1表示，从图1中可以大致看出，1993年到2018年这26年GDP和电力投资，随时间表现出明显的上升趋势，初步判断两个变量都是非平稳的。

三、中国经济增长与电网投资协整关系的实证分析

1.平稳性检验

从图1的结果可知，经济增长和电网投资额的时间序列数据存在不平稳性，根据协整分析需要，对GDP和电网投资两组数据的平稳性进行单位根检验，本文使用ADF单位根检验对LNGDP、LNI两个变量进行检验，利用Eviews8.0，检验结果显示如下：

图1 中国电网投资与GDP的对数趋势图

表2 变量的单位根检验结果

由表2的检验结果可知，LNGDP和LNI的ADF检验值分别为-1.963818和-2.066331，在1%、5%和10%显著水平下都表现出不平稳性，即均为非平稳序列。对两个变量进行一阶差分（用D（LNGDP）和D（LNI）表示），D（LNGDP）和D（LNI）的ADF检验值分别为-4.098660**和-7.873680***，其中D（LNGDP）在5% 显著水平上平稳，而D（LNI）在1%显著水平上平稳。通过上述检验结果，可以认为D（LNI，1）和D（LNGDP，1）两个时间序列是平稳的，所以LNI和LNGDP两个序列均为一阶单整序列，后续我们要进行的协整分析从理论上是可行的。

2.格兰杰因果关系检验

可以对LNGDP和LNI之间的因果关系进行Granger因果关系检验。由于在前面的分析中已经证明，LNGDP与LNI两个变量的一阶差分的时间序列平稳，下一步的检验因果关系检验是可行的。论文使用了Eviews8.0分析软件，采用Granger因果关系检验。通过分析发现，经济增长对电网投资影响明显，通过5%显著性检验，然而电网投资对经济增长拉动不明显，没有通过10%显著性水平检验（见表3）。基本可以得到结论，中国经济增长是引起电网投资变化的Granger原因。

表3 格兰杰因果关系检验

3.协整检验

在判定D（LNI，1）和D（LNGDP，1）为平稳序列情况下，为进行后续的协整分析，构建LNGDP和LNI的向量自回归（VAR）模型。表4给出了根据各种准则选定的VAR滞后阶数。由表4可以看到，当VAR滞后阶数为1的时候，准则全部通过，可以确定向量自回归模型的滞后阶数为1。

表4 最优滞后阶数判断

协整检验中，双变量时使用E-G检验法，多变量时使用Johansen检验法，本文只涉及经济增长和电网投资两组数据，并根据LNI与LNGDP均为一阶单整序列这一判断，本文使用E-G检验方法检验。协整回归模型构建如下：

这里，c表示回归系数的估计值，et表示回归的残差项。运用Eviews8.0工具，回归分析结果如下：

表5 回归分析

从表5中的回归分析结果可以看出，LNGDP增量对LNI的解释为89.3751%，拟合优度较高，拟合效果好。

根据上述方程，对残差et的单位根进行检验。当et～I(0)的时候，就可以认为是平稳序列，电网投资和经济增长之间存在协整关系。具体检验结果详见表6。

表6 残差e的ADF检验结果

从表6检验结果来看，在5%的显著水平下，拒绝残差存在单位根的原假设，表明残差项et序列是平稳的，因此序列LNI与LNGDP之间存在阶协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。

四、结论与政策建议

从格兰杰检验来看，中国GDP是电网投资的单向Granger原因。从协整检验结果来看，GDP与电网投资存在着协整关系，它们之间存在长期的共同增长态势，而且存在着长期的共同波动特征，说明中国电网投资与经济发展之间存在着长期的均衡关系。电网投资与经济增长之间存在大约0.726的估计弹性关系，即经济增长1%，会带来电网投资0.726%的增加。本论文的研究结论有着丰富的政策含义，具体如下：

（1）以竞争为导向的电力市场改革需深入开展，电网投资思路需要转变。在以2015年发布实施的《中共中央国务院关于进一步深化电力体制改革的若干意见》为代表的一系列新电改政策中，电网企业的功能定位发生了一定的变化。电网企业的功能在新电改中要根据市场经济运行规律，以及电力行业本身的技术特性来进行界定和描述。该若干意见中还明确规定，电网企业主要从事电网投资运行、电力传输配送等业务，按国家规定履行电力普遍服务义务，继续完善主辅分离。文件同时指出，中国电力市场中电网企业要改革和规范自身运营模式。电网企业的收入来源，已经不再是以上网电价和销售电价价差为主，价差更改为输配电价过网费。在若干意见中，还明确要从收入来源和收益水平两个层面确保电网企业稳定运行，在电网企业投资行为和电网资产管理等方面进行规范。随着中国电力市场“管住中间，放开两头”的改革的逐渐深入，以及电力产业自身的泛在电力物联网战略的推进，电网投资会迎来新一轮机遇。电网投资规模、电网投资模式等在新电改背景下，需要进行重新考量，宏观经济因素是电网投资的重要参考和依据。

（2）电网投资效率评价指标体系亟待建立。虽然经济增长可以成为电网投资的重要指标和参考，但是作为承担国家基础设施功能的电网企业，在面临电力市场竞争程度逐渐加大的大环境下，无论是采取“成本加成”定价法还是“资本收益率”定价法，都应该对电网投资进行科学评价，提高电网投资效率。

（3）以“三型两网、世界一流”战略为契机，以建设坚强智能电网和泛在电力物联网发展战略为重点，优化投资结构。2019年国家电网公司提出的加强智能电网和泛在电力物联网建设，电网企业投资会重点集中电网智能化建设、骨干网架建设、信息化建设等领域，电网投资结构将发生重大变化。电网企业应科学设计，优化投资结构，做到传统投资领域与新投资领域的兼顾。