1、新疆电力消费与 GDP 之间的协整关系分析【摘 要】本文采用计量经济理论和误差修正模型对新疆 1985 年2010 年间电力消费和 GDP 数据进行了协整分析。结果发现新疆电力消费与 GDP 之间存在协整关系，有 GDP 到电力消费的单向 Granger 因果关系，长期均衡的协整关系表明新疆经济量的增加要靠过多的消耗电能支撑。 【关键词】电力消费；GDP 值；协整分析；Granger 因果关系 一、引言 多年以来我国经济一直保持着快速增长的势头，各产业均得到了较快的发展。人们生活水平也有很大提高，生产和生活对能源的依赖越来越大。在全球气候逐渐恶化的形势下，各国积极开展各种节能减排工作，所以能源
2、消费与经济增长之间的关系研究也备受学者关注，并取得了很多重要成果。学者们一致认为，若能源消费到经济增长具有单向因果关系，则实施节能政策势必会对经济产生负面影响；若两者之间存在双向因果关系，则表明该经济体的经济增长和能源消费相互依赖，需在实施节能政策的同时减少顾客消费；若能源消费与 GDP 之间不存在因果关系，则说明该经济体的经济增长与能源政策没有必然的联系，可以实现可持续发展战略。电力作为能源的重要组成部分，在国民经济发展中占有重要的地位。我国电力消费一直在不断增加，给生产生活带来极大的便利。黄超（2005）结合 1978-2002 年 25 个年份的年发电量和国内生产总值数据，采用 E-G
3、两步法发现电力生产和经济增长之间存在协整关系。林伯强（2003）通过研究 GDP 和能源价格、经济结构、人口和效率改进，认为存在经济到电力的单向格兰杰关系。赵四化（2006）通过对中国 1978-2003 年期间的三个产业的用电量与其对应的产业增加值的关系进行分析，认为一二产业是从产业增加值到用电量的单向因果关系，第三产业用电量与对应的产业增加值之间是双向因果关系。 关于能源消费与经济增长的关系研究还有很多，由于学者们使用的计量方法不同、选择的样本不同、研究对象不同，得到的结论也不一样。新疆地处中国西部，能源资源丰富，电力工业获得了很好的发展。在西部大开发战略的推动下，新疆经济也取得了可喜的成
4、绩。由于自身的环境特点，新疆在发展经济时必然会考虑环境因素，清洁能源在生产生活中可以更好的促进经济和环境的协调发展。本文试用计量经济方法讨论新疆经济和电力消费的关系，以求了解二者的具体联系。 二、模型介绍 （一）单位根检验-ADF 检验 如果时间序列变量是非平稳序列，对他们进行回归，就可能出现伪回归情况。为了保证回归结果的真实性，首先对时间序列变量进行平稳性检验。对于回归模型： （1） 其中：为白噪声，进行关于平稳性的单位根检验。原假设为，即存在单位根。若 ADF 值小于显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，序列是平稳的，否则是非平稳的。根据 AIC 和 SC 值最小原则确定滞后阶数。加入个滞后
5、项是为了使残差项变为白噪声。 （二）协整检验和误差修正模型 对于非平稳的时间序列，直接进行最小二乘法估计容易出现虚假回归；若差分后再进行模型估计，虽然可避免虚假回归的产生，但却忽略了变量水平值的重要信息，无法体现序列之间的长期关系。因此，简单差分不能解决非平稳时间序列所遇到的全部问题，如何在避免虚假回归的同时又反映序列之间的长短期关系，则成为非平稳时间序列建模的关键。协整检验和误差修正模型的出现解决了这一难题。它们认为，若非平稳时间序列的某个线性组合是平稳的，则就能建立一个误差修正模型用来表述它们之间的长短期关系。 假设个时间序列均为阶单整序列，若存在这些序列的线性组合为 d-b（）阶单整，则
6、说明之间存在协整关系，记为。此时模型序列之间存在长期稳定的比例关系，模型参数有合理的经济意义，满足这种条件的协整关系被称为严格意义上的协整关系。 由一阶自回归分布滞后模型： 求得误差修正模型为： 其中。 三、实证研究 （一）数据来源 本文所用数据来源于新疆统计年鉴 ，选取新疆地区生产总值和电力消费量的年度数据，时间跨度为 1985 年至 2010 年。新疆地区生产总值单位为亿元，用 GDP 表示；用 DX 表示新疆全区电力消费量，单位为亿千瓦小时。GDP 采用以 1978 年为基期的物价指数进行调整。观察数据知序列 GDP 和 DX 带有趋势，非平稳。之后对 GDP 和 DX 取对数，分别记为
7、LG、LDX，二者之间可能存在长期稳定的均衡关系。 （二）变量的单位根检验 运用 ADF 对 LG 和 LDX 进行平稳性检验，结果如下表： 表 1 两变量的 ADF 检验 变量 ADF 检验值 检索回归式 临界值（5%） 结论 LG -0.278118 （c，t，5） -3.658446 不平稳 LDX -0.997471 （c，t，0） -3.603202 不平稳 -4.863662 （c，t，0） -2.991878 平稳 -4.521994 （c，t，0） -2.991878 平稳 从表 1 中可以看出，电力消费和经济增长水平序列的 ADF 值均大于 5%显著水平下的临界值，表明 LD
8、X 和 LG 均为非平稳时间序列；但一阶差分后两时间序列的 ADF 值均小于 5%显著水平下的临界值，表明 LG 和 LDX 均为一阶单整序列，两者之间可能存在协整关系。 （三）协整关系检验 本节检验电力消费与 GDP 的协整关系，采用 E-G 两步法检验。由单位根检验可知，LDX 与 LG 序列是一阶单整列，协整检验分两步进行。 首先，协整回归，用普通最小二乘法估计 LDX 与 LG 之间的关系： （2） （-5.766） （36.731） 残差的计算公式： （3） 其次检验的平稳性，结果如下表： 表 2 残差序列 u 的平稳性检验 t 值 P 值 ADF 值 -2.053923 0.040
9、5 显著性水平值： 1%水平 -2.660720 5%水平 -1.955020 10%水平 -1.609070 残差值的值小于 5%的临界值，可以认为残差序列是平稳的序列，说明电力消费和生产总值之间存在长期的均衡关系。 （四）Granger 因果检验 现已证明电力消费和 GDP 之间存在协整关系，则必然存在某一方向的 Granger 因果关系。为判断两变量的因果关系，对 ldx 和 lg 进行因果检验，结果如下： 表 3 GDP 与电力消费的 Granger 因果检验 原假设 F 值 P 值 结论（5%水平） LG 不是 LDX 的 Granger 原因 5.71279 0.0258 拒绝原假
10、设 LDX 不是 LG 的 Granger 原因 0.15048 0.7018 接受原假设 从表 3 可以看出，在 5%的显著性水平下，我们认为 LG 是 LDX 的Granger 原因，若条件放宽，以 10%水平作参考，两变量之间就有双向Granger 关系。现在可以说在 1985-2010 年期间新疆存在生产总值到电力消费的单向因果关系，即经济增长导致了能源消费的变化。 （五）误差修正模型 协整检验和 Granger 因果关系检验表明新疆 LDX 和 LG 之间存在长期稳定的均衡关系，且存在 LG 到 LDX 的单向因果关系。由于误差修正模型可以同时显示变量之间的长期和短期关系，因此可建立
11、能源消费与经济增长之间的误差修正模型，具体如下： （4） 为检验模型设定的合理程度，对误差修正模型的残差序列进行白噪声检验，具体如下： 表 4 残差序列的白噪声检验 t 值 P 值 ADF 值 -4.793012 0.0000 临界值： 1% 水平 -2.664853 5%水平 -1.955681 10%水平 -1.608793 从表 4 可以看出，残差序列的 ADF 值小于 1%显著水平的临界值，说明残差序列属于白噪声过程，模型设定合理。模型（4）表明 LG 的短期波动对 LDX 存在正向影响，误差修正模型中的误差修正项系数为-0.242，符合反向修正机制，修正项系数反应了长期均衡关系对短期
12、波动的调整力度，电力消费偏离长期均衡值中有 24.2%可以被修正。 四、结论分析 结合上述分析，可以得到以下结论： （1）对 1985 年2010 年新疆数据计量分析，结果显示，新疆电力消费和生产总值之间存在长期均衡的协整关系，在 5%的显著水平下，存在 GDP 到电力消费的单向 Granger 因果关系，在 10%的显著水平下，存在GDP 和电力消费的双向 Granger 因果关系。LG 每增加一个百分点，LDX 将增加 1.05 个百分点。 （2）从短期误差修正模型来看，电力需求的波动与 GDP 的波动呈正向关系，但短期 GDP 的波动比长期 GDP 的波动对电力需求的影响要小。由误差修正
13、项系数可知，若出现短期均衡偏离长期均衡将以 0.242 的力度将非均衡状态拉回到均衡状态。 （3）新疆的 GDP 是电力消费的 Granger 因，说明目前新疆经济发展带动着电力的消费，从长期均衡关系看，经济总量每增加 1%，电力会消耗 1.05%。这表明新疆经济发展是以高耗能为代价的，节能空间很大。因此要加快电力改革，推广节能产品的应用，提高能源利用效率。 （4）本文只是分析了电力消费和生产总值的简单关系，未把其他变量引入，在复杂的经济系统中，多变量的误差修正模型有必要研究。 参考文献： 1黄超，达庆利.我国电力工业发展和经济增长的关系J.中国电力，2005. 2林伯强.结构变化、效率改进与能源需求预测以中国电力行业为例J.经济研究，2003（5）：12-21. 3赵四化.中国电力与经济增长关系的实证研究J.硕士论文库，2006.
