電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析-以江蘇省南通市為例

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1、區(qū)域經(jīng)濟(jì)與金融金-融秘2009年第9期電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析——以江蘇省南通市為例姚軍摘要：能源的不可再生和稀缺性特征，使其成為世界各國(guó)普遍關(guān)注的焦點(diǎn)問題。由于各國(guó)、各地區(qū)發(fā)展模式及發(fā)展途徑的不同，能源在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用亦不盡相同。1990—2008年南通電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證表明，長(zhǎng)期趨勢(shì)中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)有著較強(qiáng)的依賴性，電力消費(fèi)與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此，促進(jìn)南通經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展，必須在科學(xué)發(fā)展觀的引導(dǎo)下，從整體上把握好兩者的關(guān)系。關(guān)鍵詞：電力消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期均衡關(guān)系協(xié)調(diào)把握中圖分類號(hào)：F7l0文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1009—1

2、246(2009)09—0017-04南通作為地處長(zhǎng)三角區(qū)域的中心城市，步入平穩(wěn)性檢驗(yàn)是對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢二十一世紀(jì)以來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出持續(xù)較快穩(wěn)定驗(yàn)，雖然宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)一般會(huì)呈現(xiàn)出明顯的時(shí)間增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，對(duì)能源等資源的需求逐年加大，電力趨勢(shì)，也就是在每一次經(jīng)濟(jì)震蕩波動(dòng)之后，都能作為主要能源消費(fèi)品種，以其清潔高效的特質(zhì)在回到它們的長(zhǎng)期趨勢(shì)上去，但有時(shí)會(huì)具有隨機(jī)游現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中發(fā)揮著重要作用，用電動(dòng)的特征，出現(xiàn)非平穩(wěn)的狀態(tài)，且協(xié)整性及因果量指標(biāo)已經(jīng)成為國(guó)內(nèi)許多專家學(xué)者評(píng)價(jià)地區(qū)經(jīng)關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)序列的平穩(wěn)性較為敏感，因此有必要濟(jì)發(fā)展速度的重要依據(jù)。本文運(yùn)用協(xié)整理論和首先對(duì)時(shí)間

3、序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系兩種計(jì)量統(tǒng)計(jì)方法，對(duì)1990年從數(shù)據(jù)可看出，南通地區(qū)生產(chǎn)總值與全社會(huì)以來南通電力消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行電力消費(fèi)總量隨著時(shí)間的推移，呈現(xiàn)出上升趨了實(shí)證分析。勢(shì)，表明用電量與地區(qū)生產(chǎn)總值兩個(gè)序列可能均一、變量選擇及數(shù)據(jù)說明是非平穩(wěn)時(shí)間序列。我們采用Dickey和Fuller創(chuàng)我們選取了1990—2008年南通全社會(huì)電力立的ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)全社會(huì)用電量()和消費(fèi)量和地區(qū)生產(chǎn)總值兩組數(shù)據(jù)，為剔除價(jià)格因地區(qū)生產(chǎn)總值(y)及其差分變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)素影響，地區(qū)生產(chǎn)總值以2000年為基期，按歷年行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果見表1。價(jià)格指數(shù)進(jìn)行折算

4、。2008年南通電力消費(fèi)為表1ADF檢驗(yàn)結(jié)果203．55億千瓦時(shí)，較1990年增長(zhǎng)了5．1倍，年均檢驗(yàn)序歹IjADF檢驗(yàn)值5％的臨界值l0％的臨界值判斷結(jié)論增長(zhǎng)10．52％；地區(qū)生產(chǎn)總值則由1990年的X二階差分．2．788-1．964．1．∞6甲穩(wěn)202．12億元提高到2008年的2030．77億元，增長(zhǎng)Y二階差分．2493．1．964．1．606平穩(wěn)了9倍，年均增長(zhǎng)l3．68％。二、實(shí)證分析注：使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件EViews5．0得到(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)由檢驗(yàn)結(jié)果可知：至少在95％的置信水平l72009年第9期區(qū)域經(jīng)濟(jì)與金融下，和l，的二階差分，ADF檢驗(yàn)值一2．788和

5、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和電力消費(fèi)之間是否存在一個(gè)先導(dǎo)和～2．493都小于臨界值一1．964，所以和y都是滯后的關(guān)系，尚不得而知，需做進(jìn)一步的驗(yàn)證，我二階單整序列。們采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法來做進(jìn)一步的(二)協(xié)整檢驗(yàn)探尋。鑒于1990—2008年南通市全社會(huì)用電量與地我們?nèi)∽兞康?個(gè)滯后值作Granger因果檢區(qū)生產(chǎn)總值的二階差分序列都是二階單整序列，驗(yàn)，由結(jié)果可知：在15％的顯著性水平下，可以認(rèn)可使用Engle—Granger兩步檢驗(yàn)法檢驗(yàn)其協(xié)整性。為x對(duì)Y、Y對(duì)x均存在Granger因果關(guān)系，意味第一步，建立和y之間的協(xié)整方程，用普著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)是雙向的因果關(guān)系，電力通

6、最小二乘法(OLS)回歸，得到了兩者之間的協(xié)消耗是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)亦是推動(dòng)整關(guān)系：電力工業(yè)發(fā)展、提高電力消費(fèi)的動(dòng)因。Y：一80．7118+10．2861+(1)(25．81)R2=o．975lF=666．61第二步，檢驗(yàn)殘差si是否為平穩(wěn)序列殘差e。的曲線圖如下：(四)擬合回歸方程對(duì)南通全社會(huì)用電量和地區(qū)生產(chǎn)總值之間的協(xié)整性及因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，兩者問存在協(xié)整關(guān)系，而且電力消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因果關(guān)系較為顯著。故在此基礎(chǔ)上，對(duì)兩者關(guān)系作進(jìn)一步回歸擬合是有意義的，可對(duì)南通電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系作定量界定。因用電量是引起地區(qū)生產(chǎn)總值變化的原因，故將電力

7、消費(fèi)量設(shè)為自變量x，地區(qū)生產(chǎn)總值設(shè)為因變量Y，回歸E習(xí)擬合方程為：殘差在0值附近波動(dòng)，故仍需選擇不帶常數(shù)y=一80．71181+10．2861X(2)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)值一2．078，小于(一2．0288)(25．8188)在5％的臨界值(一1．964)和10％的I臨界值(一1．0=975JF=666．61D—W=D．2713606)，所以殘差序列是平穩(wěn)的。從回歸方程以及回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)由此說明，根據(jù)1990年一2008年的數(shù)據(jù)，南果看：可決系數(shù)尺。、71統(tǒng)計(jì)量以及F統(tǒng)計(jì)量，均顯通全社會(huì)用電量和經(jīng)