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电力消费与经济增长:基于季度数据的因果分析

2015-03-13孙祥栋张亮亮

关键词:格兰杰协整因果关系

孙祥栋,张亮亮

(1.国家电网公司能源研究院,北京 102209;2.西南财经大学 工商管理学院,四川 成都 611130)



电力消费与经济增长:基于季度数据的因果分析

孙祥栋1,张亮亮2

(1.国家电网公司能源研究院,北京 102209;2.西南财经大学 工商管理学院,四川 成都 611130)

本文在国内外诸多研究成果的基础上,首次使用2004年以来中国的季度数据并剔除季节影响,应用单位根检验、协整关系检验、向量误差修正模型(VECM)论证了电力消费和经济增长之间的格兰杰因果关系。结果表明,电力消费是经济增长的强格兰杰因,为我们透过电力消费把握经济走势提供了实证支撑。

电力消费;经济增长;向量误差修正模型

电力是经济发展的指示器,电力消费与经济发展这两者之间关系密切。针对电力与经济关系的研究汗牛充栋,其中协整关系检验、格兰杰因果关系检验、向量误差修正模型都是众多学者经常用到的研究方法。本文基于已有的研究,首次使用中国的季度数据,应用向量误差修正模型论证了经济增长与电力消费之间的格兰杰关系,指出电力消费是经济增长的强格兰杰因,这为我们“通过电力看经济”提供了重要支撑。

一、文献述评

在过去几十年中,针对电力消费与经济增长这两者关系的研究众多,但结论仍然莫衷一是。一些实证研究结论表明经济增长是电力消费格兰杰因,而另外一些实证结论则认为电力消费是经济产出的基本投入,因此电力消费是经济增长的格兰杰因。此外,还有部分研究指出了两者之间存在互为格兰杰因果关系,或格兰杰因果关系不存在。

近年来,以中国为研究样本,讨论电力消费与经济增长的研究也不断增多。由于所选研究区间的长短不一,各篇研究对电力消费和经济增长之间的格兰杰因果关系同样没有形成定论。

表1 电力-经济关系研究代表结论汇总表(世界其他国家)

编号作者样本国家时间段结论1Ghosh(2002)[1]印度1950-1997EG→EC2Aqeel,Butt(2001)[2]巴基斯坦1955-1996EC→EG3Narayan,Smyth(2005)[3]澳大利亚1966-1999EG→EC4Yoo(2005)[4]韩国1970-2002EC→EG5Yoo,Kim(2006)[5]印度尼西亚1971-2002EG→EC6Narayan,Singh(2007)[6]斐济1971-2002EC→EG7Tang(2008)[7]马来西亚1972-2003EC↔EG8Odhiambo(2009a)[8]南非1971-2006EC↔EG9Jumbe(2004)[9]马拉维1970-1999EC↔EG10Odhiambo(2009b)[10]坦桑尼亚1971-2006EC→EG11Jamil,Ahmad(2010)[11]巴基斯坦1960-2008EG→EC12Lean,Smyth(2010)[12]马来西亚1971-2006EC↔EG13Yoo(2006)[13]4个东盟国家1971-2002EG→EC(印度尼西亚、泰国);EC↔EG(马来西亚、新加坡)14Chenetal.(2007)[14]10个亚洲地区1971-2001EG→EC(印度、马来西亚、菲律宾、新加坡);EC…EG(印度尼西亚、泰国、韩国等)15Squalli(2007)[15]11个欧佩克国家1980-2003EC→EG(印度尼西亚、尼日利亚、阿联酋、委内瑞拉);EG→EC(阿尔及利亚、伊拉克、科威特、利比亚);EC↔EG(伊朗、卡塔尔、沙特阿拉伯)16Yoo,Kwak(2010)[16]7个南美国家1975-2006EC→EG(阿根廷、巴西、智利、哥伦比亚、厄瓜多尔);EC↔EG(委内瑞拉);EC…EG(秘鲁)17Narayan,Prasad(2008)[17]30个OECD国家1960-2002EC→EG(澳大利亚、捷克、意大利、斯洛伐克、葡萄牙);EG→EC(芬兰、匈牙利、荷兰);EC↔EG(冰岛、韩国、英国);EC…EG(其他19个国家)18Soytas,Sari(2006)[18]G71960-2004EC↔EG(加拿大、意大利、日本、英国);EC→EG(美国、法国);EG→EC(德国)19Morimoto,Hope(2004)[19]斯里兰卡1960-1994EP→EG

注:EC表示电力消费,EG表示经济增长,EP表示电力生产,EC→EG表示电力消费是经济增长的格兰杰因,EP→EG表示电力生产是经济增长的格兰杰因,EG→EC 表示经济增长是电力消费的格兰杰因,EC ↔ EG表示电力消费与经济增长互为格兰杰因,EC…EG表示电力消费与经济增长之间不存在格兰杰因果关系。

表2 电力-经济关系研究代表结论汇总表(中国)

编号作者样本国家时间段结论1林伯强(2003)[20]中国1952-2001EG→EC2袁家海等(2006)[21]中国1978-2003EC→EG3Shiu,Lam(2004)[22]中国1971-2000EC→EG4Yuan(2008)[23]中国1963-2005EC→EG5刘生龙等(2014)[24]中国1978-2011EG→EC(短期)EC→EG(长期)6王海鹏等(2005)[25]中国1952-2002EC↔EG7陈汉利等(2007)[26]中国1949-2004EC↔EG

注:EC表示电力消费,EG表示经济增长,EC→EG表示电力消费是经济增长的格兰杰因, EG→EC 表示经济增长是电力消费的格兰杰因,EC ↔ EG表示电力消费与经济增长互为格兰杰因,EC…EG表示电力消费与经济增长之间不存在格兰杰因果关系。

由于已有针对中国的研究大多数使用年度数据。使用年度数据进行实证检验的缺陷在于:在保证样本研究数量的情况下需要选择一个长的时间跨度;但较长的时间跨度就意味着经济政策等外部环境出现了大的变化。因此,使用年度的时间序列数据会影响估计结果的可信性。不同于已有研究,本文将使用2004年以来的季度数据再次验证电力消费和经济增长之间的格兰杰因果关系,并得出相应的结论与建议。

二、基于向量误差修正模型的检验

本部分基于2004年以来GDP、电力消费的季度数据,应用时间序列计量分析中的单位根检验、协整检验、向量误差修正模型考察两者之间的数据上的因果关系。

(一)方法与数据

1.向量误差修正模型

在应用向量误差修正模型(VECM)估计两个变量之间的关系前,首先需要确定这两个时间序列变量是否平稳。在实际中时间序列变量往往是非平稳的。所谓变量是“非平稳”的,是指该变量没返回到常数或线性趋势的明显倾向。如果两个或两个以上的时间序列变量是“非平稳”的,但它们之间的某种线性组合却表现出平稳特征,我们称这些变量之间存在长期均衡关系,即协整关系。

在单位根检验、协整关系检验的基础上,进一步考察变量之间的动态均衡关系。假定变量xt、yt均为一阶差分后平稳的时间序列。首先考虑下面的一阶差分动态模型。

(1)

在上式中引入协整方程作为误差修正项得到向量误差修正模型的基本形式,以考察变量之间的长期均衡对变量变动的冲击。

(2)

其中误差修正项ECTt-1=yt-1-βxt-1,表示变量xt、yt的协整关系。

向量误差修正模型中,yt的变动来源于三个方面的影响因素,一是yt自身的前期变动;二是xt、yt之间长期均衡关系的影响;三是xt变量短期变动的冲击。因此,我们可以通过向量误差修正模型考察变量之间的Granger因果关系[21]、[27]。如考察xt是否为yt的格兰杰因:当误差修正项ECTt-1的系数显著不为0时,我们称xt为yt的长期格兰杰因;当Δxt、Δxt-1的系数显著不为0时,表明xt变量短期变动对yt的变化存在冲击,我们称xt为yt的短期格兰杰因。

2.数据来源

以中国为样本的研究多采用年度数据进行实证。不同于已有研究,本文使用2004年以来的季度GDP数据、全社会用电数据验证电力消费和经济增长之间的格兰杰因果关系。本文使用季度GDP环比增速、同比增速计算各时间点的GDP实际值;通过累计全社会用电量计算各季度生产用电量。所有原始数据均来源于万德数据库。所选变量的统计特征如下表所示:

表3 所选变量的描述性统计

变量观测值平均值标准差最小值最大值EC479541112965114804551469882EG498903469292852445536641406672

注:EC表示电力消费,EG表示经济增长

(二)结果

在进行实证检验之前,我们首先应用X12方法对相关变量进行季节调整,并取对数,分别得到LEG和LEC。使用ADF检验验证经济增长与用电量的数据平稳特征。ADF检验结果表明GDP与全社会用电量的对数值均为一阶平稳。

依据AIC准则选择二阶滞后,Johansen协整检验表明电力消费和经济增长之间存在着长期均衡关系。进一步,我们构建向量误差修正模型考察变量之间的长期或短期格兰杰因果关系。经济增长与全社会用电量之间的协整方程(ECT)为: LEC-1.139LEC+3.830。

长期来看,电力消费是经济增长的格兰杰因,而不存在经济增长到电力消费的格兰杰因。通过Wald检验验证变量的联合显著性证明经济增长和电力消费之间的短期格兰杰关系,结果表明,短期内,在10%的显著性水平上电力消费同样是经济增长的格兰杰因。

表4 LEG(经济增长)与LEC(全社会用电量)的ADF检验

水平一阶t-统计量P值t-统计量P值结果LEG-010909931-706500001%-4181-41815%-3516-351610%-3188-3188一阶平稳LEC-14110845-633600001%-4171-41765%-3511-351310%-3186-3187一阶平稳

表5 误差修正模型分析结果

D(LEC)D(LEG)ECT-00044360088684∗∗∗(010508)(002548)[-004221][347997]D(LEC(-1))-01025520024494(019927)(004833)[-051464][050685]D(LEC(-2))-0093879-0097823∗∗(019627)(004760)[-047831][-205517]D(LEG(-1))1102774∗0182321(058244)(014125)[189337][129075]D(LEG(-2))0066339-0286696∗(059739)(014488)[011105][-197889]C-00001650027705∗∗∗(001786)(000433)[-000923][639640]R⁃squared00927690410758Adj.R⁃squared-00266030333226Sumsq.resids00363800002140S.E.equation00309410007504F⁃statistic07771435297932Loglikelihood93720891560551AkaikeAIC-3987313-6820686SchwarzSC-3744015-6577387Meandependent00222350023385S.D.dependent00305380009190Determinantresidcovariance(dofadj.)324E-08Determinantresidcovariance242E-08Loglikelihood2609624Akaikeinformationcriterion-1122556Schwarzcriterion-1065787

注:***P<0.01,**P<0.05,*P<0.1,()内为标准差,[]内为t值。ECT为协整方程。

三、总结

在梳理国内外文献的基础上,本文使用2004年以来的季度数据,采用时间序列计量分析中的单位根检验、协整检验、向量误差修正模型,论证了电力消费和经济增长之间的格兰杰因果关系。实证结果表明,电力消费是经济增长的强格兰杰因。证实了电力作为一种投入品对经济增长的贡献越来越重要,从而为我们“通过电力消费研判经济增长”提供了一个实证依据。

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(责任编辑:王 荻)

Electricity Consumption and Economic Growth:Causal Analysis Based on Quarterly Data

SUN Xiang-dong1, ZHANG Liang-liang2

(1. State Grid Energy Research Institute, State Grid, Beijing 102209, China;2.School of Business Administration, Southwestern University of Finance and Economics, Chengdu 611130, China)

This article presents the relationship between electricity consumption and economic growth in China using quarterly data since 2004, applying unit root test, cointegration test and vector error correction model. It reveals that electricity consumption is the granger cause of economic growth in the long run and in the short run. The results provide an empirical support for anticipating the economical trend through the electricity consumption.

electricity consumption;economic growth; vector error correction model

F407.61;F062.9

A

1008-2603(2015)05-0034-05

2015-09-16

国家社科基金重大项目“中国新型城镇化:五个维度协同发展研究”(项目编号:14ZDA035)。

孙祥栋,男,国家电网公司能源研究院经济学博士;张亮亮,男,西南财经大学工商管理学院讲师,经济学博士。

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