电力消费与经济增长的区域差异研究.docx

1、电力消费与经济增长的区域差异研究区域经济 R EG I O NAL ECONOM Y 经济前沿 2009年 7月 第 7期电力消费与经济增长的区域差异研究 基于省级面板数据的单位根、 协整与 Granger 因果检验姜 磊 吴玉鸣摘 要 :我国电力消费和经济增长是否协调发展 , 题 , 但得出的结论各异 。 稳定的均衡状态 , , ; 在东部地区二者既无协整关系也无 因果关系 ; , 中部地区电力消费为经济增长的 Granger 原因 , 西部则反之 关键词 : 经济增长 面板协整检验 Granger 因果检验一 引 言中国近 30年来令人瞩目的经济增长给许多部门带来了相应的巨大变化 , 能源

2、部门也不例外 。能 源部门以总体充足并相对低成本的能源供给支撑了经济的快速发展 , 在此过程中形成了世界上最大的 煤炭工业 、 世界第二的石油市场和年发电增幅居世界前列的电力行业 (Dollar, 2006 。随着中国经 济的快速发展 , 电力成为经济社会中不可缺少的重要生产要素 , 它既向国民经济提供动力能源 , 促进 国民经济的全面提速 。 同时作为衡量一国经济发展状况的标尺 , 电力消费也是反映经济实力的物质基 础 。 在过去的 30年里 , 电力在经济发展的过程中发挥着越来越重要的作用 , 生产过程的现代化使中 国对电力愈加倚重 , 电力不仅提高了资本 、 劳动力和其他生产要素的生产率

3、 , 并且电力消费对维持经 济的高速增长起着至关重要的作用 。 因此 , 研究电力消费与经济增长的关系 , 对我国经济和电力行业 的发展及相关政策的制定 、 电力设施合理的投建有着重要意义 。 我国电力消费和经济增长是否处于均 衡的发展状态 , 彼此之间的关系如何 , 将成为本文研究的重点 。 此外我国各地区经济发展不平衡 , 东 部 、 中部和西部地区的关系又是如何 , 也是本文要探讨的问题 。二 文献综述(一 能源或电力消费与经济增长的关系研究有关能源或者电力消费与经济增长之间的关系 , 很多学者从多角度应用计量经济方法进行了大量的实证分析 。 赵进文等 (2007 利用近年来发展的非线性

4、 ST R 模型技术 , 揭示了我国经济增长对能 源消费的影响具有非线性 、 非对称性且明显的阶段性特征 ; 齐绍洲等 (2007 假设我国西部与东部 地区的能源消费强度差异是西部与东部地区人均 G DP 差异的函数 , 并通过使用面板数据计量经济学 模型对其进行了实证估计 ; 周建 (2007 利用 1978年 2005年样本 , 通过状态空间模型研究了能源 需求 、 经济增长 、 效率改进等之间的动态相关性 , 使用向量自回归模型 、 脉冲响应函数 、 方差分解模 型等对能源需求及其影响因素之间的作用机理进行了系统分析 ; 吴玉鸣等 (2008 以省域为空间样 本 , 应用空间计量经济学方

5、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

6、 电力消 费与 经济 增长的 协 整 和 Granger 因 果 检 验 的 。如 Cheng (1999 、 Yang (2000 、 Hondr oyiannis (2002 、 Soytas (2003 、 Charles (对象的能源消费和 G DP 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

7、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

8、 。 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

9、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

10、 , 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 。92FO RWARD PO S I T I O N I N ECONOM I C S J u l 1 2009 经济前沿 2009年 7月 第 7期三 数据来源与计量方法(一 数据来源及说明

11、本文用 EC 来表示电力消费变量 , 用 G DP 来表示经济增长变量 , 其中 G DP 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 、

12、 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 :y it =i y it -1+X i +it (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 ; i 是回归系数 , 假定与扰动项 it

13、 相互独立 , 如果 i 1, 则称序 列 y it 是 (弱 平稳过程 , 如果 i =1, 则序列 y it 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 i =。 这类检验包括 Levin, L in &Chu (LLC 检验 、 B reitung 检验 、 Hadri 检验 ; 另一类检 验则允许 i 在不同的横截面间发生变化 , 这类检验包括 I m , Pesaran and Shin (I PS 检验 、 Fisher 2ADF 检验 、 Fisher 2PP

14、 检验 、 Maddala and W u 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 。 Pe 2dr oni 将 Engle -Granger 的框架扩展到了面板数据领域 , Pedr oni 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

15、的残差 :y i, t =i +i t +x i, t i +e i, t ,t =1, 2, , i =1, 2, , N (2式 (2 中 , i =(1i , 2i , , m i ;x it =(x 1t , x 2t , , x m t , 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 。 Pedr oni 以回归残差 it 构造了七个统计量 , 其中四个是用联合组内维度 (within di m ensi on 描述 , 记为 Panel v 、 Panel rho 、 Panel PP 、 Panel ADF, 这四个统计量是假

16、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 (bet w een di m ensi on 描述 , 记为 Gr oup rho 、 Gr oup PP 、 Gr oup ADF, 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 =(Z3- v N (0, 1 (3其中 Z 3为以上 7个统计量 , 和 v 为 Z 3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

17、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 、 I PS 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

18、检验 LnEC LnEC LnG DP LnG DP全国 LLC 检验618428(110000-1715978 (0100001110301(110000-1013148 (010000 I PS 检验114733(019297-214057(010081914299(110000-1610483 (010000 MW 检验813515(1100001671151(010000815733(11000037818700 (010000东部 LLC 检验317940(09999-1312955 (010000-118391(00330-116436 (010501 I PS 检验017380(

19、017697-117618(010391-019088(011817016761 (017505 MW 检验014844(1100004910731(010008318546(1100001212777 (019514中部 LLC 检验311445(019992 -612638 (010000011066(015425-411429 (010000 I PS 检验014459(016722-316955(010001514237(110000-314191 (010003 MW 检验014770(10000 3613167(00026211814(100006213920 (00000西部 L

20、LC 检验-010262(014896-1018265 (010000814111(110000-615267 (010000 I PS 检验113147(019057-112935(010979616401(110000-1411094 (010000 MW 检验1213272(0195024216509(010052215373(11000016218210 (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 Sch warz 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 LnG DP 的水平值都没有拒绝 “

21、 存在单 13FO RWARD PO S I T I O N I N ECONOM I C S J u l 1 2009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 LnG DP 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 LnG DP 的二次差分的单位根检验 , 发现其平稳 。 因此 , 东部地区的 LnG DP 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

22、结果可知 , 、 中部和西部 地区的 LnEC 和 LnG DP 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Panel v -Statistic-212342 (010329-019535 (012532-011659 (013935Panel rho -Statistic114917(011311110473(012305016811 (013164Panel PP -Statistic -616004(010000-211639(010384-313421 (010015Panel ADF -Statistic -818671(01000

23、0-312286(010022-513961 (010000Gr oup rho -Statistic312558(010020118979(010659210515 (010486Gr oup PP -Statistic -911324(010000-212437(010322-619569 (010000Gr oup ADF -Statistic -101427(010000-310973(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

24、部地区的 Gr oup rho 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 Panel v 和 Panel rho 的统计量没有通过 10%水平的显著性检验 , 但是三者 Panel ADF 统 计量都通过 1%水平的显著性检验 , 由于在 Pedr oni 检验中 Panel ADF 和 Gr oup ADF 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

25、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 经济前沿 2009年 7月 第 7期表 3 全国 、 中部和西部地区 Granger 因果检验结果滞后期 零假设全国 中部 西部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 值一期二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

26、消费增长和经济增长彼此之间并无 Grang 2 er 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 , 33FO RWARD PO S I T I O N I N ECONOM I C S J u l 1 2009 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

27、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 注 :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

28、, 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

29、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

30、 , 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 , 43FO RWARD PO S I T I O N I N ECONOM I C S J u l 1 2009三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 1

31、126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 G DP 总量占全国 G DP 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 G DP 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