1、货币金融学大论文 货币金融学论文摘要.3 关键字.3 背景.3正文一研究准备.4二研究过程.4三结论.12四建议.13五结束语.14参考文献.15GDP与电力消费关系的实证研究背景近年来，“电荒”已经困扰了诸多地区，尤其在长三角、珠三角地区，电力短缺是制约地方经济发展的主要瓶颈之一，并受到各级政府部门和学术界的高度关注。电力供应已经成为国民经济发展的重要制约性因素。因此，研究GDP与电力消费的关系，尤其是分省区研究各省、直辖市、自治区的GDP与电力消费的关系，对于剖析各地区经济增长对电力的依赖程度，制定有效的地区经济发展政策有着重要的现实意义。摘要利用19992010年我国除西藏以外的30个省
2、市的数据,通过面板单位根及协整检验,考察了电力消费与我国GDP之间的关系。结果表明,电力消费对我国经济增长具有显著的促进作用,但在不同区域以及不同年份,其促进作用有一定的差异,其中,东部省市电力消费对经济增长的促进作用明显大于中、西部地区，煤炭、石油、天然气资源丰富的西部省市,其电力消费水平大部分为负值；这一期间,电力消费对我国经济增长的促进作用是逐年增强的，电力消费与GDP之间互相促进，具有同周期性，但也会出现背离现象，即电力消费增速低于GDP增速，而这种现象的产生多由产业结构的变化所致。 关键词：GDP，电力消费，面板数据，协整检验 ，产业结构变化 正文一研究的准备（一）研究的理论意义：电
3、力消费量是衡量我国经济发展态势的重要数据之一，理论上两者具有同周期性，研究两者的关系模型有利于更好理解微观经济对宏观经济的影响；（二）研究的实际意义：电能的广泛使用是当代工业文明的主要标志，电力是社会生产的重要投入品和人民生活的日用必需品，电力产业作为十分重要的基础设施产业，对国民经济发展和人民生活水平提高都起到不可或缺的重要作用。因此，揭示我国经济增长下电力消费特征，把握电力消费变化的基本规律，对电力需求做出科学准确的预测，使电力供应同经济发展相适应，具有十分重大的现实意义； （三）研究思路： （1）利用19992010年我国除西藏以外的30个省市的数据,通过面板单位根及协整检验,考察电力消
4、费与我国GDP增长之间的关系，假设电力消费对我国GDP具有显著的促进作用,并进行一系列的检验； （2）在假设正确的前提下，利用数据求出全国20002010年的GDP增长率与电力消费量的增长率，及电力弹性系数，对没有显著促进作用的部分作出合理解释； （3）针对（1）,（2）步骤，得出结论，提出建议。（四）技术路线及研究难点： （1）技术路线：1、引入计量模型，利用现有数据，确定经济增长与电力消费的具体关系，写出回归模型的基本形式。2、对面板数据进行单位根检验，判断其平稳性，以免出现伪回归。3、检验平稳性后对面板模型进行协整方程估计，从而得出结论； （2）研究的难点：难点在于模型的设计以及对面板数
5、据的处理，单位根的检验相对简单，但对于协整检验还要考虑地区间的差异及时期的影响，如何建立含有地区固定影响的变截距模型并进一步加入含有时期固定影响的变截距模型成为一个关键技术问题。二研究过程（一)作GDP增长率，电力消费增长率关于时间的关系图（名义GDP增长率） 图1 由图1可以看出，GDP增长率与电力消费增长率大致具有同步性，由此我们可以猜想电力消费量与GDP存在一定的线性关系，下面运用计量经济学的方法，定量地验证此猜想。(二)模型设定影响GDP的因素有很多，如劳动力、资本、技术进步等，但本文为了单独说明GDP与电力消费的关系而不考虑这些因素。鉴于此，可建立如下的计量模型： =+ (i=1，2
6、，N, t=1，2,T) 其中，Y表示我国GDP，X表示电力消费量，i表示不同的省市，t表示时间。本文采用年度数据，为了检验近来年中国GDP与电力消费的关系，同时考虑到数据的可得性，选取样本区间为：1999-2010年，数据主要来自于中国统计年鉴（2000-2011）。由于西藏自治区的电力消费数据不全，最终用来进行实证分析的样本为近10年中国大陆地区除西藏自治区外的30个省、直辖市、自治区的12年的截面数据。GDP与电力消费量分别记为gdp和ec序列。(三)计量模型的实证分析1.面板数据的单位根检验如果一组非平稳的时间序列数据表现出一致的变化趋势，即使它们之间没有任何经济关系，进行回归也可表现
7、出较高的拟合优度，但不会得到有意义的估计结果，就会出现伪回归问题，所以要对变量之间的协整关系进行检验，为了消除可能产生的异方差的影响，先对30个省、市的年度GDP和电力消费量取对数处理，分别得到30个省、市的lngdp和lnec面板数据序列，结果如表1。 表1：面板数据单位根检验 检验方法 Lngdp Lnec 水平值 LLC检验 -7.46(0.00)* -6.56（0.00）*Breitung检验 2.01（0.98） 0.84（0.80）Hadri检验 9.41（0.00）* 9.34（0.00）* 一阶差分 LLC检验-12.39(0.00)* -10.67（0.00）*Breitun
8、g检验 -5.16（0.00）* -1.79（0.04）Hadri检验 11.57（0.00）* 14.60（0.00）*注：*表示在1%的显著性水平上拒绝原假设；括号中数据是该统计量的伴随概率。 由表可知Breitung检验对Lngdp、Lnec检验表明含有单位根，通过面板数据的一阶差分在5%的显著性水平下都不存在单位根，表明其是平稳的，符合面板协整检验的前提。2.面板数据的协整检验表2：变量的面板协整检验结果统计量概率Panel v- Statistic2.94190.0016*Panel - Statistic-1.12320.1307Panel PP- Statistic-4.1793
9、0.0000*Panel ADF - Statistic-4.59520.0000*Group- Statistic1.80400.9644Group PP - Statistic-2.02000.0217*Group ADF - Statistic-1.84860.0323*注：*表示在5%的显著性水平下拒绝不存在协整关系的原假设。上述检验结果表明除了Panel - Statistic和Group- Statistic检验接受原假设外，其余检验均拒绝“不存在协整关系”的原假设。综合考虑，认为两个面板变量存在协整关系，因此，可以进行回归分析。3.面板协整方程估计用面板数据建立的模型通常分为两种
10、，即固定效应模型和随机效应模型，通常情况下可以利用Hausman检验进行判断。本文面板数据的Hausman检验结果表明，在5%著性水平下，应拒绝随机效应模型的原假设(见表3)，建立固定效应模型。从本文的研究目的来看，由于是利用所有省份的数据来考察电力消费与经济增长之间的关系，考察的截面单位是总体的所有单位，因此，采用固定效应模型更为合适。 表3 Hausman 固定影响与随机影响检验Chi - Sq 统计值Chi- Sq 自由度概率横截面为随机影响49.9316 10.0000研究电力消费与经济增长关系的同时，也关注30 个省市之间的对比分析，建立含有地区固定影响的变截距形式模型： Lngdp
11、it=+i* +lnecit+it (i=1,2,30, t=1,2,T) 为30 个省市的平均电力消费水平，i* 为地区电力消费对平均电力消费的偏离，用来反映省市间的电力消费结构差异。由于各省市的电力消费结构存在一定程度的差异，所以使用GLS 法( cross- section weights) 对模型进行估计，估计结果得模型（1），如下： Lngdpit=0.3696+i*+1.2542lnecit t=(4.6985) t=(102.2647) R2=0.9912 F- statistic =1241.293 Prob ( F - statistic) =0.00000表4：各地区横截面
12、固定影响系数地区i的估计值地区ii的估计值安徽0.2857河南-0.1272北京0.3593湖北0.1671天津0.3467湖南0.2981河北-0.2965广东-0.2213山西-0.6770广西0.0997内蒙古-0.2314海南1.0228辽宁-0.1131重庆0.3055吉林0.3585四川0.0463黑龙江0.2902贵州-0.5729上海0.2118云南-0.0845江苏-0.0883陕西0.0475浙江-0.0783甘肃-0.5692福建0.2312青海-0.7321江西0.5001宁夏-1.0389山东0.0103新疆0.249973从含有地区固定影响变截距形式模型的估计结果看
13、, 回归方程拟合得很好, 拟合优度为99.12%，括号中的t统计量都显著通过检验，F统计量Fstatistic=1241.293，概率Prop(Fstatistic)=0.0000，说明存在地区固定效应, 即不同省份之间的差异对建立的模型有影响，使用含有地区固定影响变截距形式的模型是正确的。从全国平均水平来看，电力消费的弹性系数为1.2542，即电力消费每增加1%，GDP就增加1.2542%。表4 显示，不同地区的固定影响 参数有很大的差异性，煤炭、石油、天然气资源丰富的贵州、云南、甘肃、青海、宁夏等西部省市，其电力消费水平均为负值，煤炭资源大省山西和内蒙古的电力消费值分别为-0.6770和-
14、0.2314。而能源相对缺乏的东、中部省市，尤其是海南、江西等东南部几个省市的电力消费水平明显较高，这与我国各地区的实际电力消费情况一致。为了进一步分析2001-2006年间电力消费对我国GDP增长的促进作用，我们将模型(1) 扩展为含有时期固定影响的变截距模型： Lngdpit=+i*+lnecit+t+it (i= i=1,2,30, t=1,2,T)其中，为30各省、市的平均电力消费水平，i*为i地区电力消费对平均电力消费的偏离，为反映时期影响的时期个体恒量（它反映时期变化所带来的电力消费结构的变化)，对模型估计结果得模型（2），如下： Lngdpit=6.4982+i*+0.2967l
15、necit+t t=(25.0581) (7.3252) R2=0.9947 Fstatistic=1452.73 Prop(Fstatistic)=0.0000 各地区固定影响系数值由表5 给出，反映时期消费差异t的估计结果由表6 给出。 表5：各地区横截面固定影响系数地区ii的估计值地区ii的估计值安徽0.2108河南0.5792北京0.2438湖北0.3848天津-0.1136湖南0.3661河北0.5006广东1.0695山西-0.3348广西-0.0725内蒙古-0.2427海南-0.9826辽宁0.4339重庆-0.1957吉林-0.0714四川0.3941黑龙江0.2010贵州-
16、0.7936上海0.5207云南-0.2443江苏1.0041陕西-0.1666浙江0.7498甘肃-0.8187福建0.3683青海-1.8046江西0.0054宁夏-1.8147山东1.0243新疆-0.4006 表6 各时期横截面固定影响系数时期tt估计值时期tt估计值1999-0.571220050.03722000-0.499120060.15702001-0.423520070.28662002-0.354520080.48842003-0.256920090.55272004-0.116620100.6999 我国电力消费和GDP 具有双向因果关系， 电力消费和GDP 长期具有线
17、性关系，为保持我国经济的快速持续发展，必需大力发展电力工业。从模型的结果中可以看出, 既有地区项又有时间项的固定影响变截距模型的拟合优度提高到99.47%，且各回归变量都显著通过检验, F 统计量Fstatistic=1452.73，相伴概率Prop(Fstatistic)=0.0000。说明不同时期的差异对建立的模型均有影响, 使用既有地区项又有时间项的固定影响变截距形式模型是正确的。表5、表6 的估计结果显示,我国30 个省市电力消费的差异在数值上虽有变化,但总的趋势相同, 即19992010年间全国电力消费水平在逐年提高。(四）作电力弹性系数图，如下：从理想状态的回归模型可以看出，在全国
18、平均水平下，电力消费的弹性系数为1.2542。然而，从实际电力弹性系数的数值可以看出，2002年电力弹性系数最大，但与回归模型的数值相差0.0396；而2008年电力弹性系数最小，与回归模型的数值相差0.9462，接近一倍。由此可知，整体上实际值与理论值之间都有较大偏差。2008年电力消费弹性系数在2007年的基础上下降了0.3227，2009年电力消费弹性系数又急剧攀升，我们猜测是由于次贷危机的影响，致使中国电力消费量下降，次贷危机后，国家实行宽松的财政政策和货币政策，使弹性系数有所回升，而2004年电力消费弹性系数的骤降，或许是2003年美元贬值对中国经济造成的影响。三结论（一）模型(1)
19、和模型(2)的回归结果表明，电力消费与我国经济增长之间存在着显著的相关关系，反映出电力消费作为一种生产要素对我国国民经济增长有一定的推动作用，电力能源作为必需的生产要素对国民经济发展有着重大的影响。（二）从模型(1)的估计结果以及加入时期影响后的模型(2)的估计结果中可以看出,30个省市电力消费的差异在数值上虽有变化,但总的变化趋势相同,即资源禀赋情况相近的邻近省市之间的电力消费情况具有明显的相似性。（三）从加入时期影响后的模型(2)的估计结果中可以看出,19992010年，全国的电力消费水平在逐年提高,这一估计结果与我国的实际情况完全相符。随着我国经济的不断发展以及煤炭、石油、天然气等能源资
20、源的相对匮乏,作为一种可由太阳能、风能和水能等转换而来的优质可再生能源, 电力能源对我国经济增长的贡献将日益增大；（四）从图1可以看出，20012003年GDP与电力消费之间存在背离，电力消费增速低于GDP增速，从长期来看，我国发电量与GDP的不一致性波动是普遍存在的，二者相对变化的原因有很多，如由于电力使用效率提高而带来的单位产值的电耗下降，进行产业结构升级或调整而导致的三大产业结构的变化，在科学发展观指导下工业高能耗行业的技术革新等，都趋向于更为高效地利用电力来支持经济的较快发展。这些原因都使得发电量未必与经济保持同步增长；（五）从电力弹性系数图可以看出，理论与实际之间存在偏差，要获得较准
21、确的研究结果必须联系实际，结合市场形势，让理论服务实际。四建议（一）针对模型检验的建议： （1）加快电力体制改革，以市场经济的观念和要求进行电力建设和管理，打破区域地理市场的行政垄断才是解决当前“电荒”的根本措施，也是保证今后电力适应经济迅速发展的根本措施； （2）以市场为导向，科学的研究未来我国的电力市场。我国今后的电力弹性系数需要保持较高水平，来支撑经济的高速发展。运用供需力量对电力进行定价，使电的价格更趋合理性； （3）准备部分建设周期短的电力项目，以应对经济的超速发展；同时，保持对需求变化的持续预测和跟踪，及时对建设规模进行有效调整，建立及时、有效的电力预报、预警机制； （4）针对不同
22、地区电力消费量现状，采取不同的解决对策。对于资源丰富的省、市可以通过资源输送、储备来解决资源稀缺省、市的电力短缺并保持本省、市的能源储量。而能源短缺的地区可以提高电力利用效率，分时段定价等措施，缓解电力不足问题。通过平衡各地电力消费量，使各地区电力消费对GDP的贡献率达到最大。（二）针对电力消费增速低于GDP增速情况的建议： （1）适时适度调整宏观经济政策，确保经济处于合理区间运行。对于现阶段的中国经济来说，电力消费增速低于GDP增速意味着经济运行处于不景气区间，如果按照目前的态势发展下去，实现全年7.5%预期增长目标的不确定性将会增加。虽然当前经济运行仍处于合理区间，但是考虑到经济运行惯性以
23、及政策时滞，宏观经济政策应该小力度、前瞻性地对经济进行预调微调，以达到既能避免政策过度干预影响市场机制的正常调整，又能有效防止经济滑出合理运行区间的风险； （2）正确看待节能减排形势，健全节能减排相关体制机制。历史经济表明，在经济周期的上行阶段，电力消费将以比GDP更快的速度上升，而在经济周期下行阶段，电力消费将以比GDP更快的速度回落。当前，电力消费增速低于GDP增速，这固然与政府重视节能减排有关，但不可否认的是，在经济处于不景气的区间，电力消费增速低于GDP增速也有其客观必然性。所以，不能依据目前电力消费低迷的现状过分夸大节能减排政策的效果，而是应该继续坚持节能减排政策不放松，以在经济周期
24、上行阶段确保我国能耗水平的实质性下降。此外，节能减排效果是长期变量，应该在更长的时间周期内进行测度，进而形成长效的节能减排机制； （3）不失时机推进电煤体制改革。2003年，国务院出台了旨在缓解市场煤计划电之间矛盾的电价改革方案。该方案提出，当煤炭价格变动超过一定幅度时，电价就要进行相应调整。但在实际的操作过程中，该方案并没有得到很好地执行。主要原因为，经济周期不同阶段电价被赋予了稳增长和控通胀的宏观调控功能。但观察历史可以发现，煤炭价格的波动具有强周期属性。如果电价得不到及时调整，在经济周期上行阶段电力行业会面临亏损压力，经济下行阶段会过度盈利。应该看到，在经济周期上行阶段，电价的适度上调可
25、以有助于形成节能减排更强的约束，这可以缓解经济过热的压力；而在经济下行阶段，电价的适度下调有助于降低企业生产成本，减轻经济下滑的压力。同时，商品比价关系的调整不可能成为推动通货膨胀的持久动力，对于电价也是如此。 综上所述，新的电价体制改革方案应该逐步剥离电价的宏观调控功能，使电价随电煤价格的波动而进行合理调整，确保发电行业长期健康发展。五结束语 综上所述，电力消费量对我国GDP产生重要的影响，我们必须重视对电力消费的研究与相关政策的制定，使两者保持同步增长。本文在研究过程中，因数据不全，与实际结果会有一定的偏差，但对整体思想及结果影响不大。论文在老师的指导及我们的合作下完成，从课题选择，方案论
26、证到具体研究，无不凝聚着我们的心血和汗水，正是不懈的努力才使我们的论文能够顺利完成，这是不断学习进步的过程，论文的完成过程使我们受益匪浅。参考文献：1李子奈,叶阿忠. 高等计量经济学M . 北京: 清华大学出版社, 2000.2张晓峒.计量经济分析M.北京:经济科学出版社,2000:136-173.3高铁梅.计量经济分析方法与建模M.北京:清华大学出版社.4蒋金荷, 姚愉芳. 中国经济增长与电力发展关系的定量分析研究 J . 数量经济技术经济研究, 2002, ( 10) .5林伯强. 电力消费与中国经济增长: 基于生产函数的研究 J . 管理世界, 2003, ( 11) : 18- 27.
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