電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長因果關(guān)系研討

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本文采用Pesaran等人2001年提出的協(xié)整檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)電力與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。該方法不需要知道變量的協(xié)整階數(shù)，因此避免協(xié)整檢驗(yàn)之前的單位根檢驗(yàn)帶來的限制。無論時(shí)間序列是I（0）還是I（1），該方法尤其有效。另外，該方法在小樣本分析中也具有良好的適用性。1.1邊限協(xié)整檢驗(yàn)法協(xié)整性分析通過聯(lián)合F統(tǒng)計(jì)量來分析，其原假設(shè)是變量間不存在協(xié)整關(guān)系，對(duì)于式（1）H0:η11=η12=0，對(duì)應(yīng)的備擇假設(shè)是H1:η1≠0或η2≠0。對(duì)于式（2），原假設(shè)為H0:η21=η22=0，備擇假設(shè)為H1:η21≠0或η22≠0。Pesaran等人給出了對(duì)于不同自變量個(gè)數(shù)、是否包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、不同顯著性水平下的上下臨界值。若F值大于上限，則不需要進(jìn)行變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)即可以判定變量之間存在長期關(guān)系；若F值小于下限，則可以直接判定原假設(shè)成立；若F值介于上下限之間，我們不能直接得出結(jié)論，而需要檢驗(yàn)變量為I(0)或者I(1)。若存在長期協(xié)整關(guān)系，即可引入無約束誤差修正模型（UECM），利用AIC或者SBC信息準(zhǔn)則并結(jié)合其他模型。

通過以上對(duì)變量間長期關(guān)系的確定。之后可以對(duì)變量間的短期和長期因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系的定義，若時(shí)間序列Yt通過采用Xt的歷史數(shù)據(jù)可以提高預(yù)測(cè)效果，則說明存在從Xt到Y(jié)t的因果關(guān)系，否則不存在。傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)的原假設(shè)是不存在從Xt到Y(jié)t的因果關(guān)系。電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)通過式（3）和（4）進(jìn)行說明。式（3）的原假設(shè)是不存在EL到GDP的格蘭杰因果關(guān)系，若b1j的聯(lián)合顯著的，則拒絕原假設(shè)。同樣，式（4）中，原假設(shè)是不存在GDP到EL的格蘭杰因果關(guān)系，若b2j是聯(lián)合顯著的，則拒絕原假設(shè)，表明存在從GDP到EL的因果關(guān)系。基于誤差修正項(xiàng)的因果檢驗(yàn)，包含了協(xié)整方程中的誤差滯后項(xiàng)。如式（5）和（6）所示，通過引入滯后誤差修正項(xiàng)，原本通過差分損失的長期信息得到補(bǔ)充。變量間雖然存在長期關(guān)系，但并不至少存在一個(gè)方向的格蘭杰因果關(guān)系。因果關(guān)系的方向通過F統(tǒng)計(jì)量和滯后的誤差修正項(xiàng)來確定。當(dāng)ECM（-1）系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量顯著則表明存在長期的因果關(guān)系，解釋變量的F統(tǒng)計(jì)量表明短期的因果關(guān)系。然而，對(duì)于式（5）和（6），僅當(dāng)變量間存在協(xié)整性才能引入誤差修正項(xiàng)進(jìn)行估計(jì)。

本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）序列代表經(jīng)濟(jì)增長，用全社會(huì)用電量代表用電需求，樣本期間為1980~2009年，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（1981~2010）。為消除原始數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)GDP和電力消費(fèi)數(shù)據(jù)都作了取對(duì)數(shù)處理。由于電力消費(fèi)和GDP時(shí)間序列存在明顯的趨勢(shì)特點(diǎn)，為將時(shí)間趨勢(shì)特征與周期性波動(dòng)分別研究兩者之間的因果關(guān)系，在此用HP濾波法將電力消費(fèi)和GDP時(shí)間序列分為趨勢(shì)部分和波動(dòng)部分，如圖1和2所示。

1電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整性檢驗(yàn)

電力消費(fèi)與GDP趨勢(shì)部分之間的長期關(guān)系通過AR-DL邊限檢驗(yàn)法檢驗(yàn)。首先，（1）和（2）中各變量的差分的滯后階數(shù)通過AIC和SBC準(zhǔn)則確定，兩變量均為2。隨后，進(jìn)行我國電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長趨勢(shì)部分之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，如果協(xié)整關(guān)系存在，則可以得到變量間的長期系數(shù)和ECM項(xiàng)。同樣，對(duì)電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的周期波動(dòng)部分進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。表1中的F統(tǒng)計(jì)量表明，對(duì)于趨勢(shì)部分，當(dāng)GDPS和ELS為因變量時(shí)，所得的F統(tǒng)計(jì)量高于1%水平下的上限臨界值，存在明顯的協(xié)整關(guān)系；對(duì)波動(dòng)部分，當(dāng)ELC為因變量時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在5%水平下高于上限臨界值。而GDPC為因變量時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在5%水平下低于臨界值?？梢钥闯?，僅有唯一的協(xié)整向量。趨勢(shì)成分與波動(dòng)成分之間均存在協(xié)整關(guān)系，表明兩者之間既有長期的共同增長趨勢(shì)特點(diǎn)，且短期的波動(dòng)也具有共同性。

2基于誤差修正模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)于趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分根據(jù)檢驗(yàn)出式（2）中均存在長期協(xié)整關(guān)系后，可以對(duì)有滯后誤差項(xiàng)的式（6）進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。通過對(duì)滯后誤差項(xiàng)系數(shù)的顯著情況和Wald檢驗(yàn)中解釋變量的滯后差分項(xiàng)的聯(lián)合顯著性情況進(jìn)行判斷。實(shí)證分析結(jié)果如表2所示。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，對(duì)于趨勢(shì)部分，當(dāng)GDPS為自變量時(shí)，ECM系數(shù)與預(yù)期相同為負(fù)并且顯著，反映了短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以0.19%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，說明存在從電力消費(fèi)到電力消費(fèi)的顯著的長期因果關(guān)系，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著表明存在從電力消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長的短期因果關(guān)系。而當(dāng)ELS為自變量時(shí)，其ECM系數(shù)顯著但非負(fù)，并不能證明經(jīng)濟(jì)增長到電力消費(fèi)之間的因果關(guān)系。同樣，對(duì)于波動(dòng)部分，當(dāng)ELC和GDPC為自變量時(shí)，ECM系數(shù)均與預(yù)期相同為負(fù)并且顯著，分別以33.03%和6.19%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，前者對(duì)電力消費(fèi)的調(diào)整速度更快。F統(tǒng)計(jì)量的顯著表明存在從電力消費(fèi)波動(dòng)成分與經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)成分之間雙向的短期因果關(guān)系。

3脈沖響應(yīng)分析

為進(jìn)一步分析GDP與電力消費(fèi)彼此作用效果，本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析。趨勢(shì)部分和波動(dòng)部分獲得的脈沖響應(yīng)圖如圖3-6。其中，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表GDP（電力消費(fèi)）對(duì)電力消費(fèi)（GDP）的響應(yīng)程度，實(shí)線為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值。從圖3和4中可以看出，趨勢(shì)部分，GDP的沖擊對(duì)于電力消費(fèi)長期上影響不是很大，直到第8期電力消費(fèi)才開始有反應(yīng)，此現(xiàn)象與不存在從經(jīng)濟(jì)增長到電力消費(fèi)的長期因果關(guān)系結(jié)果保持一致；而電力消費(fèi)對(duì)GDP的具有正向沖擊且不斷加強(qiáng)，因此也反應(yīng)出從電力消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長的顯著長期因果關(guān)系。而對(duì)于波動(dòng)部分，GDP對(duì)于電力需求的反應(yīng)初期并不顯著，且為負(fù)；而電力需求對(duì)于GDP的反應(yīng)顯著且為正，2-3期達(dá)到最高水平，之后才逐漸向水平軸靠近。

電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證研究對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)政策有重要的意義。本文通過對(duì)兩者之間存在何種因果關(guān)系及其強(qiáng)弱程度進(jìn)行了分析和檢驗(yàn)。通過對(duì)HP濾波后的趨勢(shì)部分和波動(dòng)部分分別進(jìn)行邊限協(xié)整檢驗(yàn)，該協(xié)整檢驗(yàn)方法比傳統(tǒng)的方法更方便且更適用于小樣本分析。之后，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果分別進(jìn)行基于誤差修正模型的格蘭杰因果分析，并通過脈沖函數(shù)分析，反應(yīng)兩者彼此作用效果。從整體趨勢(shì)分析，電力消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長單向長期的因果關(guān)系表明電力供給的短缺將阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展，充分的電力供給是經(jīng)濟(jì)增長的重要保障之一。因此保持電力供給的正常增長對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長具有刺激作用。未來五年，我國GDP仍將維持7~8%的增長水平，為了克服電力消費(fèi)的帶來的約束，政府應(yīng)該加快全國范圍內(nèi)電網(wǎng)之間的聯(lián)絡(luò)，升級(jí)城市和農(nóng)村的配電網(wǎng)系統(tǒng)，加快農(nóng)村電氣化。此外，考慮節(jié)能減排和環(huán)保對(duì)于電力發(fā)展的要求，抑制火電發(fā)展會(huì)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響，而應(yīng)該更多的開發(fā)新能源作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展增長的基礎(chǔ)。從波動(dòng)上看，電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長存在雙向的因果關(guān)系，兩者相互影響，共同發(fā)展。雖然本文對(duì)電力需求與經(jīng)濟(jì)增長之間的趨勢(shì)部分和波動(dòng)部分分別建立長期均衡關(guān)系和周期波動(dòng)聯(lián)系，但模型中沒有加入其他外生變量，在下一步的研究中應(yīng)該將其他影響因素考慮到模型中，如出口額、人均收入、社會(huì)固定資產(chǎn)投資額等。（本文作者：牛東曉、嵇靈、勞詠昶、路妍 單位：華北電力大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）