电力消费与经济增长的区域差异研究文档格式.docx
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吴玉鸣等（2008以省域为空间样本,应用空间计量经济学方法分析了2002年~2005年中国省域的能源消费及其影响因素。
林伯强（2006在提高电价和限电两方面讨论了研究电力短缺的影响的方法,分析了提高电价对不同工业行业和不同地区造成的影响,并使用调查数据就限电对工业的影响进行了量化分析,针对电力短缺问题82
提出建立有效的电力短缺早期预警系统,制定全国的电力系统规划的建议;
王火根等（2007引入空间面板回归模型研究中国各省市区经济增长和电力消费的关系。
由此可见,上述文献应用不同的模型和引入其他变量对经济增长和能源或电力消费进行了研究。
（二能源或电力消费与经济增长的协整研究
有大量的研究是针对能源或电力消费与经济增长的协整和Granger因果检验的。
如Cheng（1999、Yang（2000、Hondroyiannis（2002、Soytas（2003、Charles（
对象的能源消费和GDP进行单位根和协整检验,。
国内学者如汪旭晖等（2007以1978年~2005
的均衡关系,;
（2004用1978年~2000,但不具有长期的协整性;
徐小斌等（2008,研究,二者之间既具有明显的双向长期因果关系,又具有双向短期因果关系,而中国西部地区存在经济增长到能源消费单向因果关系;
王海鹏等（2006研究了我国电力消费与经济增长之间的协整关系和因果关系,建立了误差修正模型,并判断出电力消费与经济增长之间存在双向因果关系;
张兴平等（2008以1980年~2004年的数据进行Granger检验,结果显示电力消费与解释变量之间存在单向的Granger因果关系;
林伯强（2003在三要素的生产函数框架下,应用协整分析和误差修正模型技术研究了中国电力消费和经济增长之间的关系,发现二者在时间上表现为电力领先于整体经济的发展,电力消费是经济增长的Granger原因,但短期的经济增长不是电力消费增长的Granger原因。
由此可见,上述文献研究所得出的结论各不相同。
（三研究方法的不足和改进
关于能源或电力消费与经济增长之间因果关系的大量文献研究得出的结论相互矛盾,主要原因是在研究方法上。
国内大多数学者使用的是单纯的时间序列数据,应用ADF、PP单位根检验等传统方法,然而这些方法近年来却受到了越来越多的批评,原因就在于他们的“势”过低,致使检验的结果缺乏稳健性,特别是考虑到我国经济数据跨度较短,上述问题就更加突出。
一些学者提出了面板数据的单位根检验和协整检验,国外学者Lee（2005就利用面板协整对18个发展中国家的能源消费和经济增长进行了研究。
徐小斌等（2008虽然应用了面板协整方法,但使用传统的EG两步法直接应用普通最小二乘法进行回归,而在面板数据环境下,回归变量间的潜在内生性和序列相关会使回归量出现明显的偏误。
此外,大多数学者是从全国的角度通盘来考虑能源（电力消费和经济增长二者之间关系,这往往忽略了一个基本事实,那就是我国区域经济发展十分不平衡,电力的生产和消费也大相径庭,得出的结论往往是针对全国范围内来协调能源（电力消费和经济增长的关系,而东中西部区域之间如何协调则无法基于科学的论断来采取相应的措施。
由于面板数据不仅考虑了时序数据的信息,还综合了截面间的信息,从而有效地提高了相关检验的“势”值和稳健性。
因此,笔者采用面板数据进行面板数据单位根检验、协整检验和Granger因果检验,在通盘考虑全国电力消费和经济增长之间关系检验的同时,还将全国经济发展分为东部、中部和西部地区来分别进行研究。
同时为了增强结论的稳健性,在Granger因果检验的时候,报告了多个滞后期的分析结果。
92
FORWARDPOSITIONINECONOMICS Jul1 2009
三 数据来源与计量方法
（一数据来源及说明
本文用EC来表示电力消费变量,用GDP来表示经济增长变量,其中GDP是将名义数据换算成
实际数据,并且对二者做了对数化处理。
引入的中国31个省域（由于缺乏数据不包括西藏从1997年到2006年的面板数据,均来源于历年《中国统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》。
区域发展不平衡是我国的基本国情之一,电力消费也不例外。
以我国各省、直辖市和自治区为单位,并将其划为东部、、天津、河北、辽宁、山东、江苏、上海、浙江;
中部地区包括黑龙江、吉林、山西、河南、湖北8、重庆、云南、广西、贵州、西藏、青海、12个省、市和自治区。
（二在进行面板协整检验之前,首先要对各个变量进行单位根检验,以确定数据的平稳性。
面板单位根检验是对时间序列单位根检验理论的继续和发展,它综合了时间序列数据和横截面数据的特征,能够更加直接、更加精确地推断单位根的存在。
进行面板单位根检验是基于面板数据的AR（1过程:
yit=ρiyit-1+Xδi+
εit（1
式（1中,i表示N个不同的横截面;
t表示T个个体观测期;
X表示模型中的外生变量,包括
固定效应或面板各单位的时间趋势;
ρi是回归系数,假定与扰动项εit相互独立,如果ρi<
1,则称序列yit是（弱平稳过程,如果ρi=1,则序列yit包括单位根,是不平稳序列。
进行检验时,根据截面个体自回归系数是否相同可以分成两类:
一类假设所有个体均有相同的自回归系数,即对所有的横截
i面均有ρi=ρ。
这类检验包括Levin,Lin&
Chu（LLC检验、Breitung检验、Hadri检验;
另一类检验则允许ρi在不同的横截面间发生变化,这类检验包括Im,PesaranandShin（IPS检验、Fisher2ADF检验、Fisher2PP检验、MaddalaandWu检验等检验方法。
上述检验中,除了Hadri检验外,其余
检验的原假设都是存在单位根。
（三面板协整检验
在时间序列分析中,Engle-Granger（1987协整检验是基于残差检验实现的,如果变量之间存
在协整关系,则残差应为I（0过程,如果变量之间不存在协整关系,则残差应为I（1过程。
Pe2droni将Engle-Granger的框架扩展到了面板数据领域,Pedroni协整检验方法可以允许截距及时间趋
势,并适用于非平衡面板数据。
具体来说,该协整检验利用下列协整方程的残差:
yi,t=αi+δit+x′i,tβi+ei,t,
t=1,2,…,i=1,2,…,N（2
式（2中,βi=（β1i,β2i,…,βmi;
xit=（x1t,x2t,…,xmt′,单位之间的斜率、固定效应系数和个体确定趋势系数是不同的,因此允许面板数据具有很大的异质性。
Pedroni以回归残差εit构
造了七个统计量,其中四个是用联合组内维度（withindimension描述,记为Panelv、Panelrho、PanelPP、PanelADF,这四个统计量是假设不同横截面具有相同的自回归系数,另外三个用组间维度（betweendimension描述,记为Grouprho、GroupPP、GroupADF,这三个统计量是假设不同的横截
面具有不同的自回归系数。
它们的渐进分布具有以下形式:
Z=（Z
3
-μv]N（0,1（3
其中Z3为以上7个统计量,和v为Z3
的渐进均值和方差。
以上检验均为单边检验,除第一
个以外,拒绝域均在左侧。
03
（四Granger因果检验
Granger因果检验是利用变量关系发挥作用的时间差和滞后效应,根据变量各自的前期指标相互在解释对方指标中的显著程度,来判断因果关系的存在性和方向性。
在进行Granger因果检验时,由于检验的结果对滞后期的选择有时会非常敏感,从而得出不同的结论,大多数学者简单的报告选择滞后期的阶数而没有说明选择的参考依据,这是大量文献结论无法统一的原因之一。
本文报告了多个滞后阶数的分析结果,其目的就是为了说明面板数据Granger
（一
有时候各个检验所得到的结论难以做到完全一致。
为了增加检验结果的稳健性,同时采用LLC检验、IPS检验以及MW检验对面板数据的平稳性进行检验,检验结果见表1。
表1 单位根检验结果
地区单位根检验LnECΔLnECLnGDPΔLnGDP
全国LLC检验
618428
（110000
-1715978
（010000
1110301
-1013148 （010000IPS检验
114733
（019297
-214057
（010081
914299
-1610483 （010000MW检验
813515
1671151
（010000
815733
37818700 （010000
东部LLC检验
317940
（09999
-1312955
-118391
（00330
-116436 （010501IPS检验
017380
（017697
-117618
（010391
-019088
（011817
016761（017505MW检验
014844
4910731
（010008
318546
1212777（019514
中部LLC检验
311445
（019992
-612638
011066
（015425
-411429 （010000IPS检验
014459
（016722
-316955
（010001
514237
-314191（010003MW检验
014770
（10000
3613167
（00026
211814
6213920（00000
西部LLC检验
-010262
（014896
-1018265
814111
-615267 （010000IPS检验
113147
（019057
-112935
（010979
616401
-1411094 （010000MW检验
1213272
（019502
4216509
（010052
215373
16218210 （010000
注:
括号内为面板数据单位根检验的概率值,单位根检验的滞后长度判断采用Schwarz评价标准自动选择。
从表1可知,在全国范围内以及中部和西部地区,LnEC和LnGDP的水平值都没有拒绝“存在单13
位根”的零假设,而在一阶差分中都拒绝了“存在单位根”的假设,因此可以判断为一阶单整变量。
东部地区的LnEC为一阶单整数据,而LnGDP无论是水平值还是一阶差分值都没有拒绝“存在单位根”的零假设,笔者做了LnGDP的二次差分的单位根检验,发现其平稳。
因此,东部地区的LnGDP为二阶单整数据,因此东部地区的电力消费和经济增长为不同阶变量,且不存在协整关系。
（二面板协整检验结果
由面板单位根检验的结果可知,、中部和西部地区的LnEC和LnGDP都为一阶单整数据,因此,
经济增长是否存在协整关系,具体检验结果见表
、
全国中部西部
Panelv-Statistic
-212342
（010329
-019535
（012532
-011659 （013935
Panelrho-Statistic
114917
（011311
110473
（012305
016811（013164
PanelPP-Statistic-616004
-211639
（010384
-313421 （010015
PanelADF-Statistic-818671
-312286
（010022
-513961 （010000
Grouprho-Statistic
312558
（010020
118979
（010659
210515（010486
GroupPP-Statistic-911324
-212437
（010322
-619569 （010000
GroupADF-Statistic-101427
-310973
（010033
-712995 （010000
注:
括号内为各个统计量的概率值。
从表2我们可以看出,在我们选用的小样本数据中,组间统计量大部分都通过1%或者5%水平的显著性检验（其中中部地区的Grouprho统计量通过了10%水平的显著性检验,虽然三个单元在组内统计量中Panelv和Panelrho的统计量没有通过10%水平的显著性检验,但是三者PanelADF统计量都通过1%水平的显著性检验,由于在Pedroni检验中PanelADF和GroupADF统计量较其他统计量有更好的小样本性质,因此我们综合考虑判断出,全国、中部和西部地区的电力消费和经济增长二者之间存在长期稳定的均衡关系。
（三Granger因果检验结果
由于电力消费和经济增长在全国、中部和西部地区存在协整关系,我们可以通过建立误差修正模型以检验这些变量之间的因果关系。
但是这两个变量在东部地区为不同阶单整的变量,因此我们可以对东部地区的这两个变量进行二次差分使其转换成平稳变量,然后通过VAR模型以检验变量之间的因果关系。
具体检验结果见表3和表4。
23
表3 全国、中部和西部地区Granger因果检验结果
滞后期零假设
F值P值F值P值F值P值
二期
表4 东部地区Granger因果检验结果
滞后期零假设F值P值
一期
三期
四期
五期
六期
由表4检验结果可以看出,东部地区二阶差分后的电力消费增长和经济增长彼此之间并无Grang2er因果关系,并且从滞后一期到六期来看,其结论都非常一致并且稳健。
据此,我们可以判断出,33
经济前沿 2009年
7月 第7期东部地区的电力消费增长和经济增长二者之间不仅不存在长期的均衡关系,并且也不存在Granger因果关系。
五 综合分析
通过对全国、东部、中部和西部地区面板数据的单位根、协整和Granger因果检验,可以发现,有些结论和文献中的研究结论类似但略有不同。
发现电力消费和经济增长的关系各不相同,结论也不完全一致。
和经济增长,含义
。
图1各地剩余电力占发电量的百分比
计算方法为（各个地区发电量-电力消费量/各个地区发电量。
图中的数值为2003年到2006年4年剩余电力占发电量百分比的平均值。
从图1可以看出,东部地区除了福建省发电量在扣除本地电力消费量略有剩余之外,其他地区都为负值,即东部10个地区均不能靠自身的发电量来满足当地经济发展对电力的需求。
中部地区除了山西、湖北和安徽电力富足之外,其他地区的发电量和电力消费量基本持平或略有剩余;
西部地区除广西、重庆和青海电力短缺外,大部分地区电力资源都较为富裕或能满足本地区的要求。
根据《中国能源统计年鉴2007》计算,2006年我国东部11个省份的电力消费量占据了全国发电量的55%以上,而发电量仅占全国发电量的48%左右,东部地区消费的电力仅靠自身生产满足不了经济发展对电力的需求。
笔者可以初步判定可能是“西电东送”工程在电力的调度方面发挥了积极的作用,富裕的电力配送到东部地区以弥补其生产生活所短缺的电力。
这是因为中西部地区电力消费和经济增长处于均衡状态,而东部地区电力短缺,再放之全国来看,经济发展总量与电力消费总量又存在协整关系,由于电力的特点是无法储存,因此可以判断“西电东送”工程将中西部地区富裕的电力输送到东部地区。
尽管“西电东送”工程促使全国范围内电力消费和经济增长协调发展,但从东部地区面板数据单位检验的分析结果也可以看出,“西电东送”工程弥补了短缺的电力,可是单位根检验结果表明东部地区电力消费没有与经济协调一致地发展,同时也表明,东部地区电力消费相对于迅猛的经济发展而言稍显落后,这反映出东部地区的电力短缺情况仍然存在,东部地区电力消费和经济发展二者一致并稳健的Granger因果分析结果也能有力地证明上述观点。
中部地区电力消费是经济发展的Granger原因,说明经济发展滞后于电力消费。
由于中部地区煤炭等能源资源较为丰富,电力生产成本较低,电力的生产不仅能满足当地经济发展的要求,而且中部地区的山西和湖北是“西电东送”工程的主力军（山西火电送往京津唐地区,为北部通道的一部分,43
三峡和金沙江干支流水电送往华东地区,为中部通道。
从2003年到2006年平均来看,中部地区剩余的电力占东部短缺电量的54%左右,西部地区占43%左右,从绝对量上来看中部剩余的电量为西部剩余电量的1126倍左右,由此也可以粗略地说明中部地区存在电力先行的现象。
根据2007年出版的《中国统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》的数据来看,中部地区的GDP总量占全国GDP总量的23123%,电力消费量占全国电力消费量的22154%。
依据Masih（1997的说法,如果存在对能源消费向GDP的因果关系或者双向的因果关系,则能源消费的减少将会付出经济发展成本。
因此电力的先行有利于中部地区的经济发展,以湖北省为例,周世平（2005,电力必须先行。
中部地区工业尤其是重工业较为发达,,,工业生产用电充足,,二者处于长期稳定的均衡状态
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