童宇斯达克
范文一：需求交叉弹性系数Eij
ij一种商品的需求量会随着它的替代品的价格的变动呈同方向的变动。
需求交叉弹性系数Eij
需求交叉弹性系数Eij＝0，两种商品之间不存在相关关系，即其中任何商品的需求量都不会对另一种商品的价格变动做出反应。
【应用举例】
14. 若甲产品和乙产品需求交叉弹性系数为负数，则说明甲产品和乙产品( )。
A．无关
B．是替代品
C．是互补品
D．缺乏价格弹性
参考答案：C
考题解析：需求交叉价格弹性是指一种商品价格的相对变化与由此引起的另一种商品需求量相对变动之间的比率。需求交叉弹性系数Eij >0,两种商品之间存在替代关系，一种商品的需求量会随着它的替代品的价格的变动呈同方向的变动。
ij即一种商品的需求量会随着它的互补品价格的变动呈反方向的变动。
15. 若两种商品为互补品，则（ ）
A Eij＞0 B Eij
答案：B
解析：一般来说互补品需求和价格是反方向变化的，所以需求交叉弹性系数小于0
范文二：需求交叉弹性系数Eij
?需求交叉弹性系数E,0，两种商品之间不存在相关关系，即其中任何商品的需求量都不会对另一种商ij
品的价格变动做出反应。
17、需求收入弹性的含义:指需求量的变动和引起这一变动的消费者收入之比，用以衡量需求变动对消费
,Q,yy,QE,,,,者收入变动的反应程度。 yQyQ,y
18、需求收入弹性的类型
，表明收入变动和需求数量变动是成相同比例的。 E,1y
，表明收入弹性高，即需求数量的相应增加大于收入的增加。 E,1y
，表明收入弹性低，即需求数量的相应增加小于收入的增加。 E,1y
，表明不管收入如何变动，需求数量不变。 E,0y
，表明收入增加时买得少，收入降低时买的多。 E,0y
就一般商品而言，收入弹性的大小，可以作为划分“高档品”和“必需品”的标准。
?收入弹性大于1的商品，称为“高档品”，小于1的称为“必需品”。
?收入弹性为负值的商品称为“低档品”，随收入水平的提高，其需求量反而减少。
19、供给价格弹性的定义:是指供给量对价格变动的反应程度，是供给量变动百分比与价格变动百分比的
供给量的相对变动比率。即:供给价格弹性系数= 价格的相对变动
由于供给规律的作用，价格和供给量是呈同方向变化的，因此E为正值。 s
20、供给价格弹性的类型
?E>1，供给富有弹性; s
?E<1，供给缺乏弹性;>
?E=1，供给单位弹性; s
?E=0，供给无弹性，现实的市场很少见到; s
?E=?，供给完全有弹性，现实的市场很少见到。 s
21、影响供给价格弹性的因素
?时间是决定供给弹性的首要因素。短期内，供给弹性一般较小;相反，在较长的时间内，供给弹性一般比较大。
?供给弹性还受到生产周期和自然条件的影响。对于农产品来说，短期内供给弹性几乎为0，价格对供给的影响往往需经过一年左右的时间才能表现出来。
?投入品替代性大小和相似程度对供给弹性的影响也很大。投入品替代性大，相似程度高，则供给弹性大。 二、消费者行为分析
1、效用理论
?经济人假设:在研究消费者行为时，我们假定，消费者是追求效用最大化的和理性的。
?效用的定义:商品或者服务满足人们某种欲望的能力，或者是消费者在消费商品或服务时所感受到的满足程度。效用是人们的心理感觉，是主观评价，没有客观标准。
?基数效用论:效用是可以直接度量的，存在绝对的效用量的大小。可以用基数，就是用1、2、3、4??这些绝对数值来衡量效用的大小。
序数效用论:无法知道效用的绝对数字，但消费者可以知道自己对不同消费组合的偏好次序，用第一、第二、??这些表示次序的相对数值来衡量效用。
基数效用论和序数效用论是分析消费者行为的不同方法，基数效用理论是运用边际效用论分析的，而序数效用理论是用无差异曲线和预算约束线来分析的。二者得出的分析结论基本是相同的。
?边际效用理论:在基数效用理论中，将效用分为总效用和边际效用。
总效用(TU):消费者在一定时期内，从商品或服务的消费中所得到的满足程度总和。假设某一消费者对
f(Q)一种商品的消费数量为Q，总效用为TU，则总效用函数是: TU=
一般来说，总效用取决于消费数量的多少，在一定范围内，消费量越大，则总效用就越大。
边际效用(MU):是指消费者增加一个单位的商品消费时所带来的满足程度的增加或者效用的增量。
,TU
,QMU=从数学的意义上看，边际效用就是总效用函数的斜率。
2、无差异曲线
?关于消费者偏好的基本假定:每个消费者都要在个人收入和市场价格既定的约束条件下，选择购买一定量的不同的商品或服务，以最大程度地满足自己的需要。也就是说，消费者要选择他能够支付得起的最优的消费组合。消费组合也叫市场篮子。关于消费者偏好的基本假定
消费者偏好的基本假定 含义
如果只有A和B两种组合，消费者总是可以作出，也只能作出下面三种判断中的一种:?对A的偏好完备性
大于B;?对B的偏好大于A;?对两者偏好无差异
注:完备性保证消费者总可以把自己的偏好准确的表达出来。
范文三：基于电力消费弹性系数的电力需求分析
基于电力消费弹性系数的电力需求分析 《云南社会科学}2007年第1期
基于电力消费弹性系数的电力需求分析
蔡树文
(南开大学国际经济研究所,天津300071)
摘要:通过理论分析和实证分析系统地研究了我国电力消费弹性系数的内在变化机制,建立了电力消费弹性系数的
时间序列预测模型和影响电力消费弹性系数的回归模型.研究发现,二次产业产值占GDP的比重与电力消费弹性系数
呈正相关:二次产业产值占GDP的比重对电力消费弹性系数的影响具有滞后两期的经济惯性;能源消费结构对电力消
费弹性系数不存在显着影响;霍夫曼比例对电力消费弹性系数存在显着负效应. 关键词:电力消费弹性系数:霍夫曼比例:单整性
中圈分类号:F426.2文献标识码:A文章编号:1000--8691(2007)O1—o053—05 改革开放以来.我国电力供需均快速增长."六五"期间,GDP年均增长速度超过用电量4.6个百分点.电力增长相对
滞后,全国出现大范围缺电局面;"七五"期间国家出台鼓励多家办电政策,使电力建设大大加快.用电增长速度超过GDP
增长速度的0.7个百分点,但全国缺电局面并未改变;"八五"期问电力建设高速增长.年均新增装机约1600万千瓦.在满
足经济高速增长(年均增长12%)的同时,大大缓解了全国范围的缺电局面,但地区间电力供需不平衡的矛盾开始显现.
华东,华北,华中等部分地区电力供需较紧张,拉闸限电时有发生;"九五"期间,随着国民经济结构的调整,电力供需状况
缓解的范围逐步扩大到全国范围,出现低用电水平下的"买方市场";"十五"前两年用电增长迅猛,大大超过预测.2003
年,我国电力行业虽然取得了良好的发展.电力生产大幅增长,但是电力需求快速
增加导致电力短缺愈加严重,拉限电范
围进一步扩大.全国23个省的电网出现拉闸限电【l】.2004年的电力供需形势成为1990年以来最为严峻的一年,全国有
26个省级电网拉闸限电.但随着近年来电力建设速度的高速增长,2005年下半年拉闸限电省份减少到l8个,2006年只
有少数省份在高峰时段出现拉闸限电.预计2007年部分省份会出现电力盈余闼.电力是一种敏感性商品,因为它会影响
社会的稳定性和投资环境,对于中国这样一个快速增长的经济体来说,如何避免未来的电力短缺和过剩已成为一个重要
的问题pxr"~.
电力工业是关系国民经济命脉的重要行业,电力工业的发展是国民经济发展和社盒进步的重要基础,其发展速度与
国民经济的发展水平直接相关.保证电力的稳定,安全供应,是国民经济发展的基础,也是电力工业发展的最高目标.本
文采用计量经济学手段,从电力消费弹性系数角度对中国电力供需进行研究和分-析.
一
,电力消费弹性系数
电力工业与国民经济之间发展速度的比例关系通常用电力消费弹性系数表示.所l谓电力消费弹性系数:是指一定时
期内电力消费的年平均增长率与国民经济年平均增长率的比值.是国民经济诸多数量关系中的—个重要变量.它的变动
是一定时期经济增长,结构变化,技术进步,供求关系等相关因素共同作用的结果.为方便计算,前者可用电量年平均增
长率表示,后者可用国内生产总值的年平均增长率表示,则电力消费弹性系数K的表达式脚为:
电力消费弹性系数(K)=电力消费量年平均增长速度(AE)/国民经济年平均增长速度(AP)
若确定了计划期的电力消费弹性系数,根据同期国内生产总值的发展速度P和基
准年的用电量Eo,则可预测计划期
t年末的用电量Et:
Elo(1)
收稿日期:2oo6—1O—ll
作者简介:蔡树文(1963,),男,南开大学国际经济研究所在读博士研究生.主要从事能源与可再生能源研究.
53
分析世界各主要工业发达国家1950~1986年电力消费弹性系数的变化情况,这些国家在相当一段时期的电力消费
弹性系数都是大于1的.从2O世纪8O年代后期开始,一些工业化国家出现了电力消费弹性系数小于1的情况I".可以看
出,在不同的经济发展时期,产业结构,工业内部结构变动趋势以及居民生活用电水平不同,会导致不同时期的电力消费
弹性系数各不相同.在重工业化时期,电力消费弹性系数一般大于1;高加工化时期减小,但由于居民生活用电水平的迅
速提高,该系数也会大于1;进入工业化后期,电力消费弹性系数一般小于1. 电力消费弹性系数是一个十分活跃的因素.我国建国以来各年的电力消费弹性系数呈波动态势反映出不同年份,
不同经济结构对电力需求增长牵动的强弱变化.改革开放前,我国电力消费弹性系数波动很大,规律性不强;改革开放
后,我国电力消费弹性系数波动较小,基本在1上下波动.1991~1999年电力消费弹性系数年平均为C~.74,小于1的主要
原因是产业结构调整,即工业内部结构调整所致,高耗能产业比重的逐步减小是导致1991,1999年电力消费弹性系数
小于1的主要原因..
从2000年开始,每年电力消费系数均超过1.并且逐步攀升.2004年电力消费弹性系数高达1.53.远高于前20年平
均水平,丽2005年电力消费弹性系数为1.3l9f,.参考发达国家水平,长期来看,该系数保持在0.8,1.2是—个比较正
常的水平u】,但由于我国处于—个重工业化阶段,工业保持快速发展,特别是高耗电行业的发展决定了我国电力消费系数
也将处于—个比较高的水平.
我国在1983~1984年,l997,1999年曾两次开展关于电力消费弹性系数问题的讨论问.第一次是针对国内1970"-"
1984年持续15年的严重缺电局面,对电力弹性系数进行论证,结论是电力消费弹性系数要大于1,电力工业才能满足国
民经济发展的需}要,到2000年发电量至少为13000亿干瓦时,相应的发电设备容量应达到2.6亿千瓦.这个论证为扭转
我国电力严重短缺局面立下了汗马功劳,到2000年我国电力装机容量:述到3.2亿l千瓦,年发电量达到13684亿千瓦时m;
第二次是1997~1999年,当时国内电力供求趋于缓和,电力消费弹性系数急剧下降,讨论是针对应当如何看待电力消费
弹性系数问题展开的.笔者认为,要经济合理地确定电力消费弹性系数,必须从分析影响弹性系数的因素出发,建立相应
的计量经济模型.这里首先应用时问序列计量经济分析方法来研究电力消费弹性系数的内在变化机I带Jo
1.电力消费弹性系教的单整性
为了建立电力消费弹性系数的ARMA模型,必须检验电力消费弹性系数时间序列的单整性,即程验该序列是否为
稳定的随机过程.为此,采用N-g—P锄伽的MSB单位根检验和DF--GL$检验以及KISS稳定性检验,对1985"-'2005
年的电力消费弹性系数数据,应用EViews5.0软件进行统计检验,检验结果如表1所示.
表1电力消费弹性系数序列的稳定性检验结果
注:"?"表示在10%的显着性水平下拒绝了零假设.
由表1的结果可见,两种单位根检验均拒绝了电力消费弹性系数序列存在单位根
的零假设,并且,ia,ss~不能拒
绝属于平稳过程的零假设.即该序列是稳定的随机过程.
2.电力消费弹性系数的ARMA预洲模型
由于电力消费弹性系数序列是一个稳定的过程,所以可以建立ARMA模型揭示该序列的内在变化机制.应用E.
Views5.0软件进行模型估计,得到ARMA模型:
Kt=1.875一l一0.848K卜一1.748uf叫+uf(1)
(8.521)(一3.522)(一2.95)
q(6)=7.568,ARCHLM=0.01,AIC=0.06.Loglikelihood=2.445
通过Q一统计量检验残差序列不存在自相关性,并且ARCH检验也说明残差序列的样本方差不存在条件自相
关.所以,这里建立的电力消费弹性系数的ARMA模型是一个较合理的计量模型,并且利用该模型可以对2006年的电
力消费弹性系数进行预测,预测值为1.366.可以推测,未来几年我国电力消费需求短缺的局面将得以缓和.
电力消费弹性系数影响因素的理论分析
从理论上分析,影响电力消费弹性系数的有以下几个因素.
54
1.产业结构的影响
产业结构直接影响用电结构,如重工业所占比重较大,而轻工业和第三产业比重较小,会使电力消费弹性系数增大;
随着产业结构的调整,我国国民经济从"重"向"服务业"转变,大力发展第三产业,电力消费弹性系数可能下降.由于不同
产业,不同产品具有不同的耗电量,即使国内生产总值等比例增长,电力消费增长率也是不同的p—0》.因此,产业结构向
第三产业演变的电力消费弹性系数将逐步降低.
回顾改革开放以来中国经济的增长历程,在中国经济取得快速增长的同时.产业结
构也发生了显着的变化[1】.一次产
业的产值占GDP总值的比重不断下降,由1978年的28.1%下降到2004年的15.2%;二次产业的产值比例则不断上升,
由1978年的48.2%上升到2004年的52.9%;三次产业的产值比重也在不断上升,由1978年的23.7%上升到2004年的
31.9%.这一时期中国的经济增长是以二次产业特别是制造业的快速发展为核心的.从2000年开始,二次产业的产值比
重一直保持在50%以上,且呈不断上升的趋势,特别是2002年以来,中国工业化进入重工业加速发展的时期,二次产业
的产值比重迅速提升,而2002~2005年问三次产业的产值比重则略有下降. 在中国工业化的背景下和经济增长的过程中,工业特别是重工业的比重增长导致了工业用电比重和重工业用电比
重也大幅度增加,重工业用电增速高于轻工业用电增速的差距越来越大.2004年,二次产业消费电能的比重高达74.9%,
二次产业用电增长对全社会用电增长的贡献率已达到81.01%.轻,重工业用电增长分别为13.8%和17.07%t".因此.产业
结构中二次产业占GDP的比重与电力消费增长率具有高度的正相关性. 2.能潦消费结构的影响
随着经济的发展,电能消费在一次能源总消费中所占的比重逐年提高,发达国家已达到35%,45%[1】,我国也从1980
年的20.6%增加为2000年的41.72%,接近2000年全世界44.3%的水平【",终端能源消费将逐步向电力转移.用电量增
加迅速,而国民生产总值不能相应增加,必然引起电力消费弹性系数增大. 3.人民生活用电水平的影响
随着人民生活水平的提高.住宅建设水平连年上升,家用电器种类繁多并逐步普及.使生活用电增长加快,其速度大
大高于总需求电量的增长速度.据统计,2001年之前,我国人均生活用电增长率均大于全社会用电增长率,只有近两年人
均生活用电增长速度才慢于全社会用电的增长.如2000年金社会用电增长
11.36%,而人均生活用电增长率却达12.11%
【"
.而且电网电力峰谷差也越来越大,这必将导致电力消费弹性系数增大. 另外,城镇居民家庭人均可支配收入(1978=100)和人均电力消费量数据可见,随着经济的进一步发展,我国居民
(商业)用电仍将保持高速增长的态势.
4.电价的影响
随着经济的快速增长,电力需求也呈现稳步增长的势头.特别是沿海一带城市,一方面经济快速增长刺激电力需求
持续旺盛,另—方面西部电力供应较为充足的省份受制于区域电网问的输送瓶颈而不能有效地跨地区调配,这使得沿海
一
带城市经常处于紧张的电力供求关系之中.根据微观经济学的消费理论,在完全竞争市场,均衡价格能够及时地调节
商品的供求量,实现市场出清.于是,在不加大电力投资的情况下,提高电力价格能够抑制市场对电力的过度需求,降低
电价会"推波助澜",加剧电力短缺的现象.因此,解决电力市场需求紧张的有力手段是价格工具和扩大电力投资.
随着中国经济体制改革的不断深入和各行业市场化程度的不断提高,电价对电力需求的影响日趋明显,主要表现在
两方面:一是影响企业的用电水平,电价高于企业承受能力时,用电量明显减少;二是影响高耗电产业发展的区域分布和
产业转移,高耗电产业将纷纷由电价高的地区转移到电价低的地区,或者进行技术改造,从高电耗业务向低电耗业务转
向,致使各地区电力需求增长格局发生明显变化.伴随着电力市场化改革的逐步推进,电力市场的供需状况将更多地受
到电价水平的影响.
电力消费弹性系效影响因素的实证分析
由于影响电力消费弹性系数的主要因素是产业结构,能源消费结构和人民生活用
电水平,所以,为了进行电力消费
弹性系数影响因素的实证分析,首先要定义变量.
1.变量定义
被解释变量:电力消费弹性系数;
解释变量:产业结构——二次产业产值占GDP的比重(垃dp),霍夫曼比例(五of);能源消费结构——电能消费在一次
55
能源总消费中所占的比重;人均生活水平——城镇居民家庭人均可支配收入(cpgdp).
这里仅简单介绍变量霍夫曼比例;德国经济学家霍夫曼在1931年出版的《工业化的阶段和类型:}一书中,收集了近
20个国家经济发展的时间系列数据,对工业化进程中的产业结构演进问题进行了开创性的研究,提出了着名的霍夫曼定
理,即在工业化进程中,霍夫曼比例(消费资料工业的净产值和资本资料工业的净产值之比)是不断下降的.根据霍夫
曼比例,可以把工业化划分成四个发l是阶段【帅:第一阶段.霍夫曼比例4~6;第=阶段,霍夫曼比例1.5,3.5;第三阶段.霍
夫曼比例0.5-1.5;第四阶段,霍夫曼比例1以下.
霍夫曼认为,在工业化的第一阶段,消费品工业的生产在制造业中占主导地位,而资本品工业的生产在制造业中是不
发达的;~T.ilk化的第二阶段,资本品工业的增长快于消费品工业的增长,但消费品工业的生产规模仍然要比资本品工
业的生产规模大得多;在工业化的第三阶段,资本品工业的生产继续增长,规模迅速扩大,与消费品工业的生产处于平衡
状态;在工业化的第四阶段.资本品工业的生产占主导地位,其规模大于消费品生产规模,基本上实现了工业化.
我国统计I:l径中重工业与轻工业的计算方法与国际上通用的重化工业与轻工业的计算方法有较大差异,主要表现在
两个方面:第一,按国际口径,轻重工业的比例是在制造业范围内计算的,而按我国的口径,重工业中还包括采掘业.第
二.按国际I=l径.轻工业指以农产品为原料的/J~_Talk.主要包括食品工业和纺织工业.重化工业主要包括金属,机械,化
学三个行业;而按我国的I=l径.轻工业还包括日用机械,日用金属制品,日用化学品等以非农产品为原材料的消费品工
业.
由于我国统计口径中重工业与轻工业的计算方法与国际上通用的计算方法有较大的差异,因此.用我国的I=l径计算
重工业与轻工业的比例,与"霍夫曼比例"参考值相比是不合适的,应对我国的计算口径进行相应调整后才能与国际口径
进行比较.调整方法如下嘲:
制造业产值(国际口径)=工业产值(国内口径)一采掘业产毽
重化工业产值(国际口径)=重I监产值(国内B径)一采掘业产值+轻工,监产值中以非农产品为原料的释分(国内
f=『径)
轻工业产值(国际口径)=轻I业产值(国内d径l一轻lI业产值中以非农产品为曝辩的部分(国内口径l
随着中国工业化进程的推进,重工业的发展逐步凸现.特别是2000年以来,中国经济进入了以重二亡业加速发展为特
征的新—轮经济增长期,工业增加值中轻重工业的增长速度差距日趋显现.2000年以来,中国的霍夫龟比例持续降低到
了O.5以下.因此,根据霍夫曼定理可以充分推断,中国已经进入了第四个工业化发展阶段,即中国工业化出现了以"重化
工"为主导的重型化p砷.由于重化工行业都是高耗能产业.重化工业的加速发展对社会提出了更大的用电置需求.这样.
随着霍夫曼比例的降低,必然提高了中国电力需求的弹性系数. 2.模型估计
经计量经济软件EViews5.0估计计算,建立的分布滞后回归模型是; Kt=5.944+0.188ig@t--O.184ig@t--2--4.364ho/~--0.4991og(cpg@t---z)+ut(2)
(2.535)(4.192)(一4.348)(一2.272)(一2.216)
=0.794F=8.659D.=1.979
3.模蕾I植-麓r
为了评价模型的优劣,从两方面检验模型.首先,使用w据的异方差检验,检验模型残差序列是事存在异方羞.经
EViews5.0的计算结果如表2所示.
因wte的异方差检验统计景的值为11.356,所以,在5%的显着性水平下,可以接受模型残差无异方差的零倡睃.
然后,采用Breusch—God#ey序列相关性检验的【M,检验模型残差序列是否存在序列相关性.检验结果如表3所示.
襄2White异方差检验的结果表3Breusch—Godfrey序列相关性检验的结果 F-值2.516848p.值0.150123
N幸R25.856201p一值0O53499
由予LM统计量的值是5.856.所以,在5%的显着性水平下.零假设. 另外.由模型系数的,统计量检验发现.除变量Jog(叫)的系数在1o%的显着水平下通过了,检验外.模
型的其它变量均在5%的显着性水平下通过了f检验.并且,模型在1%的显着性水平下.通过了F检验;也约等于0.8.
因此.在统计意义下,模型(2)是比较理想的计量经济模型.
56
综上所述.依据模型(1)的预测结果可以推测,未来几年我国电力消费需求短缺的局面将变得缓和.如果当前不适度
地控制电力投资,将存在着电力生产过剩的潜在风脸.
由模型(2)也可以得出如下结论:
第一,二次产业产值占GDP的比重与电力消费弹性系数呈正相关,这与前一段的理论分析一致.并且,二次产业产
值占GDP的比重增加一个百分点,电力消费弹性系数就增加O.17倍.而且.二次产
业产值占GDP的比重对电力消费弹
性系数的影响具有滞后两期的经济惯性.
第二,能源消费结构对电力消费弹性系数不存在显着影响,这进一步说明我国的电源结构长期以来是以煤电为中
心,水电和核电等电能的其它能源生产对我国电能的贡献是很有限的. 第三,城镇居民家庭人均可支配收入对电力消费弹性系数存在显着负影响,从表面上似乎与理论分析相矛盾.实际
上,城镇居民家庭人均可支配收入受ODP增长率的影响远远大于城镇居民家庭人均可支配收入在电力消费上的支出.
所以,如何正确地度量和反映人民生活水平提高对电力消费的影响还有待于进—步深入研究.
第四,霍夫曼比例(hot~对电力消费弹性系数存在显着负效应.随着霍夫曼比例的降低及中国的工业化程度逐步提
高,重工业的产值对GDP增长的贡献会增加.与此同时,单位GDP增长引起的电力消耗增长率会以更快的速度增加.因
此,霍夫曼比例对电力消费弹性系数存在着显着的负影响.并且,其影响程度高达4倍.
总之,随着我国产业结构的优化,经济增长方式的改变和电力市场化改革的深化,近年来我国电力短缺的局面将得
到缓和.因此,要适度控制新建电厂的投资规模,以避免近期电力过剩的潜在风险. 参考文献:
【1仲国电力年鉴编辑都.中国电力年鉴1995~2005[M].北京:中国电力出版社,1996"--2006.
【2]国家发改委.我国电力行业总体情况[EB/OL].国家发改委网站,2006--06--19.
【3]林伯强.电力短缺,短期措施与长期战略【J].经济研究,2004.0). 【4]朱成章,杨名舟,黄元生.电力工业管制与市场监管.北京:中国电力出版社,2003.
【5]中国电力企业联洽会.2005年全国电力工业发电统计年报限]_|匕京:中国电力企业联合会,2006,(8)
【6]朱成章.淡化电力弹性系数[EB/OL].千伏网,2005--07--16. 【7]林伯强.结构变化,效率改进与能源需求预测【J].经济研究,2003,(5). 【8]李悦,李平.产业经济学【M].大连:东北财经大学出版社,2002. 【9]张海鱼.中国经济增长与电力投资【M].北京:中国经济出版社,2005. [责任编辑:俞亚克]
57
范文四：电力弹性系数与电力需求预测
电力弹性系数与电力需求预测
刘森离 孙丽云
中国水电顾问集团昆明勘测设计研究院,云南 昆明 650051 ELECTRICAL ELASTICITY COEFFICIENT & LOAD FORECAST
ABSTRACT :In order to accurately understand & realize the electrical elasticity coefficient and its variety rule , this paper calculate annual electrical elasticity coefficient of YunNan province and China since 1950 especially nearly 30 years, analysis the undulatory property、 limitation of time and the factors which affect the electrical elasticity coefficient, synthetically evaluate the load forecast method based on electrical elasticity coefficient , and propose the value of electrical elasticity coefficient.
KEY WORD:electrical elasticity coefficient; load forecast摘要:为了正确全面理解和认识电力弹性系数及其变 化规律,本文对 1950年以来特别是近 30年来全国和 云南省逐年电力弹性系数进行了计算,对电力弹性系 数的波动性、时段局限性以及影响电力弹性系数变化 的因素做了深入分析,对用电力弹性系数预测电力需 求的方法做了综合评价,并对电力弹性系数取值提出 了建议。
关键词:电力弹性系数;负荷预测
用电力弹性系数进行电力需求预测(即负荷预 测)是规划、设计、科研和决策部门普遍采用的方法 之一。该方法简便、明了,由经济发展速度直接推算 电力发展速度,避免了其他方法的大量调查、分析、 计算,因此常常被决策层作为决策依据。但是由于对 电力弹性系数的理解和认识不同,很容易被近期电力 供需形势所诱导,而对中长期的电力发展做出不当的 判断和决策。
1电力弹性系数的由来
上世纪 80年代初,在开展我国电力发展战略规 划研究中,有关专家分析我国电力长期短缺原因时, 发现一些经济发达国家的电力增长速度普遍超过经 济增长速度,提出了电力必须先行和电力超前系数的 概念,即发电装机或发电量的增长速度一定要大于国 民经济的增长速度。 当时多数专家认为我国未来 10~ 20年的电力超前系数应该在 1.2以上。但在改革开放 初期,由于大力调整产业结构,第二产业比重明显下 降,第三产业快速上升,因此在 1980~1988年间, 国内生产总值(GDP )的增长速度连续多年高于电力 增长速度,电力超前系数的提法便逐步被电力弹性系 数所取代。在分析历史资料时,由于发电装机、发电 量、 发电负荷、 用电量、 用电负荷等电力发展指标中, 只有发电量的统计资料比较准确且与国民经济发展 关联性最强,逐渐公认用发电量增长率计算电力弹性 系数。 90年代后, 由于省区之间出现了较多的电量交 换, 在研究电力与经济发展关系时, 必须将本省 (区) 发电量加上或减去购入和售出电量,即全社会用电量 才是与本省(区)经济发展相关的电量。于是某个地 区的电力弹性系数被逐渐公认为该地区全社会用电 量增长率与该地区 GDP 增长率的比值。比值大于 1则表示电力发展超前,比值小于 1则表示电力发展滞 后,等于 1则表示同步发展。
2电力弹性系数的波动性
分析 1950年以来逐年电力弹性系数的变化,发 现其波动性很大。前三十年由于我国由农业国向工业 化初期过渡,总体上电力增长速度超过经济增长速 度,但由于经济发展不稳定,逐年的电力弹性系数差 异很大, 全国最高达 6.92(1959年) , 最低为 0.68(1963年) ; 云南省最高达 10.3(1958年 ) , 最低为 0.88(1964年) 。 1980年以后,经济发展相对平稳,电力弹性系 数仍然波动很大(见表 1及图 1) ,全国最高达 1.54 (2003年) , 最低为 0.27(1998年 ) ; 云南省最高为 2.78 (1986年 ) , 最低为 0.26(1982年) 。 有时相邻年份之 间也会相差很大,如全国 1988年为 0.85, 1989年突
1836 2006中国电机工程学会年会论文集 ·河南郑州
升为 1.73; 1990年为 1.49, 1991年突降为 0.99;云 南省 1985年为 0.56, 1986年突升为 2.78, 2002年为 1.64, 2003年突降为 0.49。
从近 30年全国的电力弹性系数波动 周 期 看 ,有 两 个 9年的下降期(1975~1984年、 1989~1998年) 和 两 个 5年的上升期 (1984~1989年、 1998-2003年) , 波 幅 在 0.27~1.83之间。 云南省的波动 周 期只有 2~4年, 30年中 忽 高 忽 低波动了 11次 , 波 幅 在 0.21~2.78之间, 说 明云南电力供应 忽松忽紧 的不稳定性 更 强, 也 说 明云南经济增长与电力需求增长之间的弹性 空 间 更 大。
表 1
全国及云南省逐年电力弹性系数表
全 国 云 南 省
年 份 GDP 增长率 (%) 电量增长率
(%)
弹性系数
GDP 增长率
(%)
电量增长率
(%)
弹性系数
1975年 0.35 1976年 ?1.6 ?9.4 ?18.8
1977年 2.09 1978年 0.89 1979年 1.74 1980年 0.21 1981年 0.77 1982年 0.26 1983年 ?0.6
1984年 0.97 1985年 0.56 1986年 2.78 1987年 0.94 1988年 0.52 1989年 2.00 1990年 1.08 1991年 1.82 1992年 0.98 1993年 0.63 1994年 1.52 1995年 1.27 1996年 0.97 1997年 0.55 1998年 0.32 1999年 1.49 2000年 1.14 2001年 1.53 2002年 1.64 2003年 0.49 2004年 1.30 2005年 2.03 注:1.GDP 增长率根据有关统计年鉴,全国 1993年后、云南省 2004年后的增长率为经济普查后的修订数。
2. 电量增长率中全国 2000年后、云南省 1990年后为全社会用电量增长率,以前为发电量增长率。
16 电 力 市 场 1837
短期电力弹性系数的波动会 影响 对中长期电力 发展的判断。 例 如 “九五” 初期连续三年 (1996— 1998年)电力弹性系数下降, 引 发了电力过 剩论 ,在全国 性电力规划研 讨 中,有 人建议 采用 0.6的弹性系数进 行电力发展预测, 虽没 有被多数 人 接 受 ,但 客观 上 造 成 全国电力 建 设 项目 被大量 压缩 ; 直 至 “ 十 五” 初期, 有关研究机构仍认为未来 20年,我国电力弹性系数 应在 0.75~0.85左右 ,不料 “ 十 五” 中后期电力弹性 系数大 幅 上升,出现了全国性的连续多年 停 电 限 电。 “ 十 五” 期间的高电力弹性系数很快 又引起 了电力发
展必须大大超前的 呼声 , 刺激 了不 少 电 源项目 的 无序 开发。 云南省同 样受 “九五” 电力供应 宽松 形势 影响 , 在 制 定 “ 十 五” 计划时,电力弹性系数取 0.78,预测 全省 2005年需电量 427亿 kW ·h ,加快 西 部大开发 和 “西 电 东送” 为云南电力工业 新 的 腾飞创造 了前所 未有的历史机 遇 , 实际 “ 十 五” 电力弹性系数高达 1.33, 2005年在 限 电 情况 下全社会用电量比预测超过 130亿 kW ·h ,最高负荷超过 210万 kW ,不 仅 本省大 范围 限 电, 外送 电力 争 取 300万 kW 的 目 标也未 实 现。
图 1 全国力弹性系数及云南省电力弹性系数变化曲线
0.00
0.50
1.00
1.50
2.00
2.50
3.00
1975
1990
2005年
3 电力弹性系数的时段局限性
按照 电力弹性系数的定 义 , 有些年份计算不出该 系数, 如全国 1976年电量增长 3.7%, GDP 增长 ? 1.6%就无 法计算弹性系数, 1967年和 1968年电量和 GDP 均 为负增长,算出的系数也 无意义 。云南省 1960~1962年、 1967~1968年、 1974年、 1976年和 1983年 均 出现电量或 GDP 负增长,计算出的系数 无论 是
正 值或负值 均无意义 。同 样 ,作为计算弹性系数比值
的分 母 , GDP 增长率如 果 很低或接近于 0,计算出的
弹性系数相当大,也 毫无意义 。因此不是 任何 年份 都 可 以算出 具 有现 实意义 的电力弹性系数,只有当电量 和 GDP 均 为 正 增长且二 者 增长率数值相差不大的年 份或时期,研究其电力弹性系数才有 意义 。
为避免上 述 电力弹性系数计算的缺 失 和年 际 之 间大 幅 波动, 寻 求该系数的变化规 律 , 按照 国民经济 历史发展时期,以 每 5年或 10年为 周 期来计算电力 弹性系数,见表 2。
表 2
全国和云南省各历史时期的电力弹性系数
时期 “四五”
“五五”
“六五”
“七五”
“八五”
“九五”
“十五”
全国 0.7(0.73) (1.46) 云南省
1.33(1.38)
年份 ~~~~2005 全国 1.35 云南省
1.38
注:括号中数字是按全国经济普查前未修订的 GDP 增长率计算的弹性系数
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从表 2可 以 看 出,计算时 段越 长,电力弹性系数 的波动性 越 小,其值 越 向 1附 近 靠拢 。云南省和全国 的电力弹性系数大体同步地以 5年或 10年为时期同 时上升或下降。 说 明分析电力弹性系数不 能 只 看两 三 年的发展变化,必须分析较长时期(5年以上)的发 展变化才有 意义 。
4影响电力弹性系数变化的因素
4.1经济结构调整对弹性系数的影响
在我国工业化进 程 中, 第二产业用电在总用电量 中的比重较高,大多数省区的二产用电比重在 65~ 80%之间, 因此第二产业 占 GDP 比重的调整对用电需 求的增长和电力弹性系数 影响 较大。如全国 1970~ 1980年二产比重由 40.5%上升为 48.5%, 这 十年的平 均 电力弹性系数为 1.61;而 1980~1990年二产比重 由 48.5%降为 41.6%,电力弹性系数也降为 0.81。云 南省 1970~1980年二产比重由 34.7%上升为 40.3%, 该期间电力弹性系数为 1.12; 1980~1990年二产比重 又 降为 34.9% ,电力弹性系数也降为 0.79。 1990~ 2000年二产比重 又 上升为 43.1%, 电力弹性系数也上 升为 1.05。二产中 影响 电力需求和弹性系数较大的 主 要是 钢铁 、有 色 、化工、 建材 等高 耗能 产业, 这 些产 业 耗 电多,产值低,其产量产值的变化 造成 电力弹性 系数波动较大,如 “ 十 五” 期间全国和云南省的二产 产值比重 都 只增加了 2个 百 分 点 ,但由于上 述 高 耗能 产业的产 品 产量和 耗 电大 幅 增加, 造成 电力弹性系数 的大 幅 上升。 1980年以来, 我国第一产业比重由 30%降 到 现有的 15%左右 (新 的经济普查 修订 数 字 为 12.5%) ,云南省一产比重由 42.6%降 到 现有的 20%左 右 (新修订 数 字 为 18.9%) , 虽 然比重下降较多, 但由 于一产用电比重长期 徘徊 在 5%以下,对电力弹性系 数 影响甚微 。第三产业由于增速较快,产值比重不断 上升, 引起 用电比重也不断上升,但 目 前三产用电比 重仍在 10%以下, 因此对电力弹性系数 影响 也不 太 明 显。
4.2产业用电单耗对弹性系数的影响
产业用电(第一、第二、第三产业用电的 合 计) 单耗 对电力弹性系数 影响 较大。一 般 来 说 ,产业用电 单耗 上升时,电力弹性系数大于 1,产业用电 单耗 降 低时,电力弹性系数小于 1。如云南省 1995年、 2000年、 2005年的产业用电 单耗 分 别 1528kw ·h/万元 、 1418kW ·h/万元 、 1601kW ·h/万元 (均折 算为 2000年 可 比 价 ) , 说 明 “九五” 期间产业用电 单耗 下降了 7.2%,该期的平 均 电力弹性系数为 0.87,而 “ 十 五” 期间 单耗却 上升了 12.9%, 故“ 十 五” 期平 均 电力弹 性系数也上升为 1.33。从长 远看 ,由于科 技 进步、 节 能 降 耗 和规 模 化生产等 措施 , 使 产业用电 单耗 逐步降 低, 促使 电力弹性系数为下降 趋 势。
另 一方 面 ,在工业化过 程 中, 虽 然 单位 GDP 能 耗 总体在下降, 但由于电 能 的 使 用方便、 灵活 、 快速、 环保 ,电 能消费 在一 次能源消费 中的比重逐年增大。 全国 1980~2005年的电 能消费 比重由 19.9%上升为 44.5%,平 均每 年上升一个 百 分 点 ;同期云南省的电 能消费 比重由 23.8%上升为 39%,平 均每 年上升 0.6个 百 分 点 。 可 见 单位 GDP 能耗 的降低 并 不等于产业 用电 单耗 的降低,统计表明 每 个 五 年计划期间的电力 弹性系数总是大大高于一 次能源消费 弹性系数。从云 南省最近十年的统计资料 看 ,只有第一产业用电 单耗 在比较明显的稳步降低,第三产业用电 单耗 有升有 降,波动不大,而对电力弹性系数 影响 最大的第二产 业用电 单耗 在 “九五” 期间 虽 有下降, “ 十 五” 期间 却 明显上升, 这正 是电力弹性系数由 “九五” 期的 0.87攀 升 至“ 十 五” 期为 1.33的直接原因。因此云南省经 济结构调整中第二产业内部 耗能耗 电结构的调整对 建立节约型 社会十分重要。
4.3生活用电增长对弹性系数的影响
居 民生 活消耗 的电量不直接产生 GDP 产值,不 直接 带 来 GDP 增速。但由于我国 人均 生 活 用电 水 平 较低,近 30年来我国 居 民生 活 用电的年 均 增速一直 在 10%以上。 目 前云南省和全国 居 民生 活 用电 占 全社 会用电量的比重在 13~14%左右 , 今 后由于 城镇 化 水 平和 人 民生 活水 平的提高, 居 民生 活 用电 水 平必然会 提高。国 外 一些经济发达国家 人均 GDP 达 到 3000美 元 时, 生 活 用电比重一 般 在 20~30%, 预计我国 2020年前后也 可能 达 到 20%, 届 时 居 民生 活 用电年增速的 高低对电力弹性系数的 影响 将 越 来 越 大。据初步测 算, 届 时 居 民生 活 用电年增长率在 10%基础 上 每 提高 一个 百 分 点 , 就可能使 电力弹性系数提高 0.05左右 , 因此在进行中长期电力需求预测时,决不 可忽视城乡 居 民生 活 用电增长对电力弹性系数的 影响 。
4.4产电比对弹性系数的影响
国内生产总值(元 )与同期的全社会用电量 (kW ·h )之比 称 为产电比。 它 是 衡 量一个地区或国 家某时期内 单位 电量所 拉 动的社会经济 效益 的 综合 指标。其 倒 数 乘 10000即该地区的 万元 GDP 电 耗 。 由于 GDP 包含 了全社会所有产业的增加值,用电量 包含 了全社会所有产业用电(包括 电力行业 自身 的 厂 用电和 网损 在内)及 城乡居 民生 活 用电,因此产电比 是一个 综合效益 指标。产电比上升的时期电力弹性系 数小于 1,产电比下降的时期电力弹性系数大于 1,
16电 力 市 场 1839
产电比不变的时期, 弹性系数等于 1。 用 2000年 可 比 价 计算,全国 1990年、 1995年、 2000年和 2005年 的产电比分 别 为 5.49、 5.97、 6.62和 5.51元 /kW·h , 云南省分 别 为 6.44、 5.89、 6.20和 5.34元 /kW·h ,其 上升或下降 幅 度 正好 和 “八五” 、 “九五” 和 “ 十 五” 期间的电力弹性系数的变化相一 致 。
4.5统计和计算误差对弹性系数的影响
计算电力弹性系数的 基 本依据是 GDP 和全社会 用电量及其增长率的统计数据, 正 是 这 些数据的统计 或计算采用中经常 遇到 以下 问题 而 造成 计算结 果 的 偏 差。
(1) GDP 的统计有快 报 数、公 报 数、年 鉴 数, 甚至 有 几 年后的调整数,采用不同的数 字就 有不同的 结 果 。在计算中应 尽 量采用 具 有历史 可 比性和连续性 的最 新 出 版 的统计年 鉴 数据。
(2) GDP 有当年 价 、不变 价 、 可 比 价 , 若 采用 不当会 造成 较大 误 差。最 好 直接采用统计年 鉴 中的逐 年 GDP 增长指数计算增长率。即 使每 年国民经济和 社会发展统计公 报 发 布 的 GDP 增长率也常有改变, 如国家统计 局 2006年初 根 据经济普查数据对我国 1993年~2004年的增长率全部进行了 修订 , 根 据 修 订 数据 “九五” 期电力弹性系数由 0.73变为 0.7, “ 十 五” 期由 1.46变为 1.35。云南省 “ 十 五” 期 按 逐年公 布 的增长率计算年平 均 增长率为 8.8%,而 按 2005年 的统计公 报“ 十 五” 期年平 均 增长率为 9.1%,电力 弹性系数 就 有 1.38和 1.33之 别 。
(3)全社会用电量是近十年前才出现的 名词 , 由于缺 乏权威 准确的统计资料, 使 用中 更 是 参 差不 同,有的用发电量,有的用用电量,有的只减 外送 电 量不加 送 入电量,有的在减 外送 电量时 又 多减一部分 厂 用和 网损 ,有的用统调电量,有的用 参控股 电量 , 计算出的全社会用电量 各 不相同。本 文 计算中全国的 全社会用电量 2000年以后采用国家电 监 会逐年公 布 的数 字 , 1999年前因缺 少 准确资料, 一 律 采用全国统 计年 鉴 的逐年发电量代 替 ;云南省的全社会用电量 1989年以前采用全省发电量, 1990年后 按 云南电力 统计年 鉴 的全省发电量 扣除 或加上向 广东 、 贵州 、 四 川送 出或购入电量。由于 外送 电量作为 外销商品 为本 省 GDP 增加了产值,为了 外送 而在本省增加的 厂 用 和 网损 电量应 属 于本省的 正 常生产 消耗 ,不应从本省 的全社会用电量中 另外扣除 。同 样 ,购入电量也不应 另 加在省 外 发生的 厂 用和 网损 电量。
5对电力弹性系数的评价和应用
电力弹性系数 反映 一个国家或地区在一定时期 内经济增长速度和电力需求增长速度之间的关系, 综 合 显示经济增长对电力需求的 拉 动 程 度。 随着 社会经 济发展 阶段 的不同,经济结构的调整和用电结构的变 化, 人 民生 活水 平的不断提高等, 都 对电力弹性系数 有较大的 影响 。在经济规 模 快速 扩张 和经济结构快速 调整 阶段 ,电力弹性系数 呈 现较强的波动性或 跳 动 性。 并 且由于 诸 多因 素使 电力弹性系数的计算不 具 有 精 确性和 唯 一性,因此电力弹性系数只是一个 宏观 的 模糊 性指标,只有对较长历史时期(5~10年)的统 计分析才有 参考意义 。 尤 其对未来电力弹性系数的 选 取,很 难 进行定量预测, 往往受 当前 政治 经济形势的 影响 , 带 有一定 主观随意 性,因此电力弹性系数法不 宜 作为中长期负荷预测的 首选 方法,最 好 先用 回归 分 析法, 分产业用电和生 活 用电预测法、 产电比预测法、 能源 需求及电 能 比重法、 人均 电量法、全国电量比重 法、相关地区比较法等多 种 方法进行预测后, 再 用电 力弹性系数进行 综合 分析和 评估 。
电力弹性系数法 毕 竟 是一 种 简便快 捷 的预测方 法,不 可 避免地会在多 种 场 合使 用, 问题 是在 使 用时 对弹性系数的 选 取应 非 常 慎 重。 对云南省 今 后 10~20年的电力弹性系数, 建议 采用 1.0~1.1为 宜 。 理由是 : (1)我省 自“ 七 五” 以来, 四 个 五 年计划时期 的电力弹性系数分 别 为 1.13、 1.20、 0.87和 1.33;前 十年平 均 1.17,后十年平 均 1.10。前十年第二产业比 重提高了 4.8个 百 分 点 ,弹性系数大于 1,后十年第 二产业比重下降了 1~2个 百 分 点 , 弹性系数仍大于 1。 预计 今 后 10~20年云南省第二产业比重仍会 维持 在 42%左右 (按 经济普查前未 修订 的第二产业比重推算 约 为 45%左右 ) ,第二产业用电比重仍在 70%以上, 经济结构和用电结构的调整不会导 致 弹性系数明显 下降。
(2) 尽 管 全国 “ 十一 五” 期间要求 单位 GDP 能 耗 降低 20%,但云南省只要求降低 12%, 能 否 做 到 , 尚待 实 践检验 。即 使 一 次能耗 降低了,电 能 在一 次能 源 中的 消费 比重仍会上升。云南省高 耗 电工业较多, 第二产业用电 单耗“九五” 下降了 1.3%, “ 十 五”却 上升了 4.2%, 今 后很 难 有大 幅 下降。 即 使 产业用电 单 耗能 下降, 居 民 人均 生 活 用电的提高 又 冲抵 了 万元 GDP 电 耗 的下降, 产电比很 难 较快提高, 弹性系数势 必 徘徊 在 1附 近。
(3)国民经济的规划或计划增长率一 般偏 于 保 守 , 实施 过 程 中 往往 突 破 ,电力弹性系数的 选 取应该 为国民经济发展 留 有 裕 度或 备 用。
(4) 今 后的电力和经济发展仍 可能 出现电力弹 性系数小于 1或超过 1.1的年份,当 实际 系数小于预 测时,电力供应 暂 时 富裕 , 可能 在短期内 影响 电力 投
1840 2006中国电机工程学会年会论文集 ·河南郑州
资 效益 发 挥 ,但 随着 电力需求不断增长,一 般 2~3年供求形势 就可 改变,不会 造成太 大 损失 。当出现弹 性系数大于预测时, 可能 出现电力供应 紧张 , 迫 使 电 力 企 业 挖潜 或 限 电,对高 耗 电产业 可能造成 一定 影响 或 损失 ,但 反 过来 又 会 使 经济 粗 放 式 发展势 头得 到 遏 制 , 回归到节约型 和 持 续性 道路 上来。
(5) 据有关专家 2004年 引 证 分析世 界 各 国的电 力发展 报 告 ,认为 人均 GDP 在 1000~3000美元 的发 展 阶段 ,电力弹性系数应超过 1, 例 如 :美 国 1971~ 1996年间为 1,同期 日 本为为 1.1。 德 国 1971~2000年间为 0.93, 同期 英 国、 意 大 利 、 加 拿 大分 别 为 0.75、 1.06、和 1.09。云南省 2005年 人均 GDP 约 为 970美 元 , 2006~2020年间 正 处 于 人均 GDP 为 1000~3000美元 的经济发展时期, 处 于工业化发展的中期 阶段 , 云南省工业化的发展 又 以重化工业为 核心 ,因此电力 弹性系数 可参考 上 述 国家平 均水 平略高 选 取。 当前,云南电力发展 已 面 向省内、 外 (广东 、 广 西 ) 、国 外 (越 南)三个 市场 ,不 久 的将来, 还 将有 ±800kv 直 流线路 送 电 浙江 西 部及向 泰 国 送 电,云南 省将 建成 我国的 主 要电 源基 地之一。 新情况 将 促 进我 们 更好 地研究采用多 种 方法进行电力需求预测,对中 长期的电力发展做出 正 确的判断。
参考文献
[1]各年度《中国统计年鉴》 、 《云南省统计年鉴》及 2000年~2005年国民经济和社会发展统计公报;
[2]各年度《中国电力年鉴》和《云南电力年鉴》 ;
[3]**电力日记《电力要先行》 ;
[4]中国南方电网《统计月报》 (2005年 12月) 。
范文五：基于电力消费弹性系数的电力需求分析
基于电力消费弹性系数的电力需求分析
蔡 树 文
( 南开大学 国际经济研究所, 天津 300071)
摘要: 通过理论分析和实证分析系统地研究了我国电力消费弹性系数的内在变化机制, 建立了电力消费弹性系数的
时间序列预测模型和影响电力消费弹性系数的回归模型。研究发现, 二次产业产值占 GDP 的比重与电力消费弹性系数
呈正相关; 二次产业产值占 GDP 的比重对电力消费弹性系数的影响具有滞后两期的经济惯性; 能源消费结构对电力消
费弹性系数不存在显著影响; 霍夫曼比例对电力消费弹性系数存在显著负效应。
关键词: 电力消费弹性系数; 霍夫曼比例; 单整性
中图分类号: F426.2 文献标识码: A 文章编号: 1000—8691( 2007) 01—0053—05
改革开放以来, 我国电力供需均快速增长“。 六五”期间, GDP 年均增长速度超过用电量 4.6 个百分点, 电力增长相对
GDP 滞后, 全国出现大范围缺电局面“; 七五”期间国家出台鼓励多家办电政策, 使电力建设大大加快, 用电增长速度超过
0.7 1600 增长速度的 个百分点, 但全国缺电局面并未改变“; 八五”期间电力建设高速增长, 年均新增装机约 万千瓦, 在满
12%足经济高速增长( 年均增长 ) 的同时, 大大缓解了全国范围的缺电局面, 但地区间电力供需不平衡的矛盾开始显现, 华东、华北、华中等部分地区电力供需较紧张, 拉闸限电时有发生“; 九五”期间, 随着国民经济结构的调整, 电力供需状况
2003 缓解的范围逐步扩大到全国范围, 出现低用电水平下的“ 买方市场”“; 十五”前两年用电增长迅猛, 大大超过预测。年, 我国电力行业虽然取得了良好的发展, 电力生产大幅增长, 但是电力需求快速增加导致电力短缺愈加严重, 拉限电范 [1]23 2004 1990 围进一步扩大, 全国 个省的电网出现拉闸限电。年的电力供需形势成为 年以来最为严峻的一年, 全国有 26 2005 18 2006 个省级电网拉闸限电。但随着近年来电力建设速度的高速增长, 年下半年拉闸限电省份减少到 个, 年只 [2]2007 有少数省份在高峰时段出现拉闸限电, 预计 年部分省份会出现电力盈余。电力是一种敏感性商品, 因为它会影响 社会的稳定性和投资环境, 对于中国这样一个快速增长的经济体来说, 如何避免未来的电力短缺和过剩已成为一个重要 [3](P28) 的问题。
电力工业是关系国民经济命脉的重要行业, 电力工业的发展是国民经济发展和社会进步的重要基础, 其发展速度与 国民经济的发展水平直接相关, 保证电力的稳定、安全供应, 是国民经济发展的基础, 也是电力工业发展的最高目标。本 文采用计量经济学手段, 从电力消费弹性系数角度对中国电力供需进行研究和分析。
一、电力消费弹性系数
电力工业与国民经济之间发展速度的比例关系通常用电力消费弹性系数表示。所谓电力消费弹性系数是指一定时期内电力消费的年平均增长率与国民经济年平均增长率的比值, 是国民经济诸多数量关系中的一个重要变量, 它的变动 是一定时期经济增长、结构变化、技术进步、供求关系等相关因素共同作用的结果。为方便计算, 前者可用电量年平均增 [4](P26)K 长率表示, 后者可用国内生产总值的年平均增长率表示, 则电力消费弹性系数 的表达式为:
电力消费弹性系数( K) = 电力消费量年平均增长速度( AE) / 国民经济年平均增长速度( AP)
P E若确定了计划期的电力消费弹性系数, 根据同期国内生产总值的发展速度 和基准年的用电量 , 则可预测计划期 0t 年末的用电量 E: t
t E=E( 1+KP) t0
收稿日期: 2006- 10- 11
作者简介: 蔡树文( 1963,) , 男, 南开大学国际经济研究所在读博士研究生, 主要从事能源与可再生能源研究。
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1950,1986 年电力消费弹性系数的变化情况, 这些国家在相当一段时期的电力消费 分析世界各主要工业发达国家 [1]1 20 80 1 弹性系数都是大于 的。从 世纪 年代后期开始, 一些工业化国家出现了电力消费弹性系数小于 的情况。可以看 出, 在不同的经济发展时期, 产业结构、工业内部结构变动趋势以及居民生活用电水平不同, 会导致不同时期的电力消费
1弹性系数各不相同。在重工业化时期, 电力消费弹性系数一般大于 ; 高加工化时期减小, 但由于居民生活用电水平的迅
11速提高, 该系数也会大于 ; 进入工业化后期, 电力消费弹性系数一般小于 。
电力消费弹性系数是一个十分活跃的因素, 我国建国以来各年的电力消费弹性系数呈波动态势, 反映出不同年份、 不同经济结构对电力需求增长牵动的强弱变化。改革开放前, 我国电力消费弹性系数波动很大, 规律性不强; 改革开放
1 1991,1999 0.741 后, 我国电力消费弹性系数波动较小, 基本在 上下波动。年电力消费弹性系数年平均为 , 小于 的主要
1991,1999 原因是产业结构调整, 即工业内部结构调整所致, 高耗能产业比重的逐步减小是导致 年电力消费弹性系数
1 小于 的主要原因。
2000 12004 1.5320 从 年开始, 每年电力消费系数均超过 , 并且逐步攀升。年电力消费弹性系数高达 , 远高于前 年平
[1],[5](P7)2005 1.3190.8,1.2 均水平, 而 年电力消费弹性系数为 。参考发达国家水平, 长期来看, 该系数保持在 是一个比较正 [1]常的水平, 但由于我国处于一个重工业化阶段, 工业保持快速发展, 特别是高耗电行业的发展决定了我国电力消费系数 也将处于一个比较高的水平。
[6]1983,1984 1997,1999 1970,我国在 年、年曾两次开展关于电力消费弹性系数问题的讨论。第一次是针对国内 1984 15 1年持续 年的严重缺电局面, 对电力弹性系数进行论证, 结论是电力消费弹性系数要大于 , 电力工业才能满足国
2000 13000 2.6 民经济发展的需要, 到 年发电量至少为 亿千瓦时, 相应的发电设备容量应达到 亿千瓦。这个论证为扭转 [1]2000 3.2 13684 我国电力严重短缺局面立下了汗马功劳, 到 年我国电力装机容量达到 亿千瓦, 年发电量达到 亿千瓦时;
1997,1999 第二次是 年, 当时国内电力供求趋于缓和, 电力消费弹性系数急剧下降, 讨论是针对应当如何看待电力消费 弹性系数问题展开的。笔者认为, 要经济合理地确定电力消费弹性系数, 必须从分析影响弹性系数的因素出发, 建立相应 的计量经济模型。这里首先应用时间序列计量经济分析方法来研究电力消费弹性系数的内在变化机制。
1. 电力消费弹性系数的单整性
ARMA 为了建立电力消费弹性系数的 模型, 必须检验电力消费弹性系数时间序列的单整性, 即检验该序列是否为
Ng- Perron MSB DF- GLS KPSS 1985,2005 稳定的随机过程。为此, 采用 的 单位根检验和 检验以及 稳定性检验, 对
EViews 5.0 1 年的电力消费弹性系数数据, 应用 软件进行统计检验, 检验结果如表 所示。
1 表 电力消费弹性系数序列的稳定性检验结果
*10%注“: ”表示在 的显著性水平下拒绝了零假设。
由表 1 的结果可见, 两种单位根检验均拒绝了电力消费弹性系数序列存在单位根的零假设, 并且, KPSS 检验不能拒 绝属于平稳过程的零假设。即该序列是稳定的随机过程。
2. ARMA 电力消费弹性系数的 预测模型
ARMA E- 由于电力消费弹性系数序列是一个稳定的过程, 所以可以建立 模型揭示该序列的内在变化机制。应用 Views 5.0 ARMA 软件进行模型估计, 得到 模型:
K= 1.875 K- 0.848 K- 1.748 u+ u1) ( - 121tt t- t- t
8.521- 3.522- 2.95( ) ( ) ( )
Q(6)= 7.568ARCH LM= 0.01AIC= 0.06Log likelihood= 2.445, , ,
Q- ARCH LM 通过 统计量检验残差序列不存在自相关性, 并且 检验也说明残差序列的样本方差不存在条件自相
ARMA 2006 关。所以, 这里建立的电力消费弹性系数的 模型是一个较合理的计量模型, 并且利用该模型可以对 年的电
1.366力消费弹性系数进行预测, 预测值为 。可以推测, 未来几年我国电力消费需求短缺的局面将得以缓和。
二、电力消费弹性系数影响因素的理论分析
从理论上分析, 影响电力消费弹性系数的有以下几个因素。
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1. 产业结构的影响 产业结构直接影响用电结构, 如重工业所占比重较大, 而轻工业和第三产业比重较小, 会使电力消费弹性系数增大; 随着产业结构的调整, 我国国民经济从“ 重”向“ 服务业”转变, 大力发展第三产业, 电力消费弹性系数可能下降。由于不同 [7](P59,60)产业、不同产品具有不同的耗电量, 即使国内生产总值等比例增长, 电力消费增长率也是不同的。因此, 产业结构向 第三产业演变的电力消费弹性系数将逐步降低。
[1]回顾改革开放以来中国经济的增长历程, 在中国经济取得快速增长的同时, 产业结构也发生了显著的变化。一次产
GDP 1978 28.1%2004 15.2%业的产值占 总值的比重不断下降, 由 年的 下降到 年的 ; 二次产业的产值比例则不断上升, 1978 48.2%2004 52.9%1978 23.7%2004 由 年的 上升到 年的 ; 三次产业的产值比重也在不断上升, 由 年的 上升到 年的 31.9%2000 。这一时期中国的经济增长是以二次产业特别是制造业的快速发展为核心的。从 年开始, 二次产业的产值比
50%2002 重一直保持在 以上, 且呈不断上升的趋势, 特别是 年以来, 中国工业化进入重工业加速发展的时期, 二次产业
2002,2005 的产值比重迅速提升, 而 年间三次产业的产值比重则略有下降。
在中国工业化的背景下和经济增长的过程中, 工业特别是重工业的比重增长导致了工业用电比重和重工业用电比
2004 74.9%重也大幅度增加, 重工业用电增速高于轻工业用电增速的差距越来越大。年, 二次产业消费电能的比重高达 , [1]81.01%13.8%17.07%二次产业用电增长对全社会用电增长的贡献率已达到 。轻、重工业用电增长分别为 和 。因此, 产业
GDP 结构中二次产业占 的比重与电力消费增长率具有高度的正相关性。
2. 能源消费结构的影响 [1]35%,45%1980 随着经济的发展, 电能消费在一次能源总消费中所占的比重逐年提高, 发达国家已达到 , 我国也从
[1]20.6%2000 41.72% 2000 44.3% 年的 增加为 年的 , 接近 年全世界 的水平, 终端能源消费将逐步向电力转移。用电量增 加迅速, 而国民生产总值不能相应增加, 必然引起电力消费弹性系数增大。
3. 人民生活用电水平的影响
随着人民生活水平的提高, 住宅建设水平连年上升, 家用电器种类繁多并逐步普及, 使生活用电增长加快, 其速度大
2001 大高于总需求电量的增长速度。据统计, 年之前, 我国人均生活用电增长率均大于全社会用电增长率, 只有近两年人
2000 11.36%12.11% 均生活用电增长速度才慢于全社会用电的增长。如 年全社会用电增长 , 而人均生活用电增长率却达 [1]。而且电网电力峰谷差也越来越大, 这必将导致电力消费弹性系数增大。
1978 = 100另外, 从城镇居民家庭人均可支配收入( ) 和人均电力消费量数据可见, 随着经济的进一步发展, 我国居民 ( 商业) 用电仍将保持高速增长的态势。
4. 电价的影响
随着经济的快速增长, 电力需求也呈现稳步增长的势头。特别是沿海一带城市, 一方面经济快速增长刺激电力需求 持续旺盛, 另一方面西部电力供应较为充足的省份受制于区域电网间的输送瓶颈而不能有效地跨地区调配, 这使得沿海 一带城市经常处于紧张的电力供求关系之中。根据微观经济学的消费理论, 在完全竞争市场, 均衡价格能够及时地调节 商品的供求量, 实现市场出清。于是, 在不加大电力投资的情况下, 提高电力价格能够抑制市场对电力的过度需求, 降低 电价会“ 推波助澜”, 加剧电力短缺的现象。因此, 解决电力市场需求紧张的有力手段是价格工具和扩大电力投资。
随着中国经济体制改革的不断深入和各行业市场化程度的不断提高, 电价对电力需求的影响日趋明显, 主要表现在 两方面: 一是影响企业的用电水平, 电价高于企业承受能力时, 用电量明显减少; 二是影响高耗电产业发展的区域分布和 产业转移, 高耗电产业将纷纷由电价高的地区转移到电价低的地区, 或者进行技术改造, 从高电耗业务向低电耗业务转 向, 致使各地区电力需求增长格局发生明显变化。伴随着电力市场化改革的逐步推进, 电力市场的供需状况将更多地受 到电价水平的影响。
三、电力消费弹性系数影响因素的实证分析
由于影响电力消费弹性系数的主要因素是产业结构、能源消费结构和人民生活用电水平, 所以, 为了进行电力消费 弹性系数影响因素的实证分析, 首先要定义变量。
1. 变量定义
被解释变量: 电力消费弹性系数;
GDP igdphof解释变量: 产业结构—二次产业产值占 的比重( ) 、霍夫曼比例( ) ; 能源消费结构—电能消费在一次 ——
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——城镇居民家庭人均可支配收入( cpgdp) 。 能源总消费中所占的比重; 人均生活水平 1931 这里仅简单介绍变量霍夫曼比例: 德国经济学家霍夫曼在 年出版的《 工业化的阶段和类型》一书中, 收集了近 20 个国家经济发展的时间系列数据, 对工业化进程中的产业结构演进问题进行了开创性的研究, 提出了著名的霍夫曼定 [8](P86)理, 即在工业化进程中, 霍夫曼比例( 消费资料工业的净产值和资本资料工业的净产值之比) 是不断下降的。根据霍夫 [8](P87)4~61.5~3.5曼比例, 可以把工业化划分成四个发展阶段: 第一阶段, 霍夫曼比例 ; 第二阶段, 霍夫曼比例 ; 第三阶段, 霍
0.5~1.51 夫曼比例 ; 第四阶段, 霍夫曼比例 以下。
霍夫曼认为, 在工业化的第一阶段, 消费品工业的生产在制造业中占主导地位, 而资本品工业的生产在制造业中是不 发达的; 在工业化的第二阶段, 资本品工业的增长快于消费品工业的增长, 但消费品工业的生产规模仍然要比资本品工 业的生产规模大得多; 在工业化的第三阶段, 资本品工业的生产继续增长, 规模迅速扩大, 与消费品工业的生产处于平衡 状态; 在工业化的第四阶段, 资本品工业的生产占主导地位, 其规模大于消费品生产规模, 基本上实现了工业化。
我国统计口径中重工业与轻工业的计算方法与国际上通用的重化工业与轻工业的计算方法有较大差异, 主要表现在 两个方面: 第一, 按国际口径, 轻重工业的比例是在制造业范围内计算的, 而按我国的口径, 重工业中还包括采掘业。第 二, 按国际口径, 轻工业指以农产品为原料的加工工业, 主要包括食品工业和纺织工业, 重化工业主要包括金属、机械、化 学三个行业; 而按我国的口径, 轻工业还包括日用机械、日用金属制品、日用化学品等以非农产品为原材料的消费品工 业。
由于我国统计口径中重工业与轻工业的计算方法与国际上通用的计算方法有较大的差异, 因此, 用我国的口径计算 重工业与轻工业的比例, 与“ 霍夫曼比例”参考值相比是不合适的, 应对我国的计算口径进行相应调整后才能与国际口径 [8](P88)进行比较。调整方法如下:
() = () - 制造业产值 国际口径工业产值国内口径采掘业产值
() = () - + (重化工业产值国际口径重工业产值 国内口径采掘业产值 轻工业产值中以非农产品为原料的部分 国内
)口径
() = () - ()轻工业产值 国际口径轻工业产值国内口径轻工业产值中以非农产品为原料的部分国内口径
2000 随着中国工业化进程的推进, 重工业的发展逐步凸现, 特别是 年以来, 中国经济进入了以重工业加速发展为特
2000 征的新一轮经济增长期, 工业增加值中轻重工业的增长速度差距日趋显现。年以来, 中国的霍夫曼比例持续降低到 0.5 了 以下。因此, 根据霍夫曼定理可以充分推断, 中国已经进入了第四个工业化发展阶段, 即中国工业化出现了以“ 重化 [9](P18)工”为主导的重型化。由于重化工行业都是高耗能产业, 重化工业的加速发展对社会提出了更大的用电量需求。这样, 随着霍夫曼比例的降低, 必然提高了中国电力需求的弹性系数。
2. 模型估计
EViews 5.0 经计量经济软件 估计计算, 建立的分布滞后回归模型是:
K= 5.944+ 0.188igdpt-0.184igdpt- 2- 4.364hoft- 0.499log(cpgdp)+ u2) ( t t- 2t
(- 4.348) (- 2.272) (- 2.216) (2.535) (4.192)
2 R= 0.794 F = 8.659 D.W. = 1.979
3. 模型检验
为了评价模型的优劣, 从两方面检验模型。首先, 使用 White 的异方差检验, 检验模型残差序列是否存在异方差。经 EViews 5.0 2 的计算结果如表 所示。
White 11.3565%因 的异方差检验统计量的值为 , 所以, 在 的显著性水平下, 可以接受模型残差无异方差的零假设。
Breusch-Godfrey LM3 然后, 采用 序列相关性检验的 , 检验模型残差序列是否存在序列相关性。检验结果如表 所示。
2 White 3 Bre us ch- Godfre y 序列相关性检验的结果 表 表 异方差检验的结果
由于 LM 统计量的值是 5.856, 所以, 在 5%的显著性水平下, 接受模型残差序列不存在序列相关性的零假设。 t log(cpgdp) 10% t 另 外 , 由 模 型 系 数 的 统 计 量 检 验 发 现 , 除 变 量 的 系 数 在 的 显 著 水 平 下 通 过 了 检 验 外 , 模 2t- 2 5%t 1%F R0.8型的其它变量均在 的显著性水平下通过了 检验。并且, 模型在 的显著性水平下, 通过了 检验; 也约等于 。
2因此, 在统计意义下, 模型( ) 是比较理想的计量经济模型。
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综上所述, 依据模型( 1) 的预测结果可以推测, 未来几年我国电力消费需求短缺的局面将变得缓和。如果当前不适度 地控制电力投资, 将存在着电力生产过剩的潜在风险。
2由模型( ) 也可以得出如下结论:
GDP 第一, 二次产业产值占 的比重与电力消费弹性系数呈正相关, 这与前一段的理论分析一致。并且, 二次产业产
GDP 0.17 GDP 值占 的比重增加一个百分点, 电力消费弹性系数就增加 倍。而且, 二次产业产值占 的比重对电力消费弹 性系数的影响具有滞后两期的经济惯性。
第二, 能源消费结构对电力消费弹性系数不存在显著影响, 这进一步说明我国的电源结构长期以来是以煤电为中 心, 水电和核电等电能的其它能源生产对我国电能的贡献是很有限的。
第三, 城镇居民家庭人均可支配收入对电力消费弹性系数存在显著负影响, 从表面上似乎与理论分析相矛盾, 实际
GDP 上, 城镇居民家庭人均可支配收入受 增长率的影响远远大于城镇居民家庭人均可支配收入在电力消费上的支出。 所以, 如何正确地度量和反映人民生活水平提高对电力消费的影响还有待于进一步深入研究。
hof第四, 霍夫曼比例( ) 对电力消费弹性系数存在显著负效应。随着霍夫曼比例的降低及中国的工业化程度逐步提
GDP GDP 高, 重工业的产值对 增长的贡献会增加。与此同时, 单位 增长引起的电力消耗增长率会以更快的速度增加。因
4 此, 霍夫曼比例对电力消费弹性系数存在着显著的负影响。并且, 其影响程度高达 倍。
总之, 随着我国产业结构的优化、经济增长方式的改变和电力市场化改革的深化, 近年来我国电力短缺的局面将得 到缓和。因此, 要适度控制新建电厂的投资规模, 以避免近期电力过剩的潜在风险。
参考文献:
[1]中国电力年鉴编辑部.中国电力年鉴 1995,2005[M].北京: 中国电力出版社, 1996,2006.
[2]国家发改委.我国电力行业总体情况[EB/OL].国家发改委网站, 2006- 06- 19.
[3]林伯强.电力短缺、短期措施与长期战略[J].经济研究, 2004, (3).
[4]朱成章, 杨名舟, 黄元生.电力工业管制与市场监管[M].北京: 中国电力出版社, 2003.
[5]中国电力企业联合会.2005 年全国电力工业发电统计年报[R].北京: 中国电力企业联合会, 2006, (8).
[6]朱成章.淡化电力弹性系数[EB/OL].千伏网, 2005- 07- 16.
[7]林伯强.结构变化、效率改进与能源需求预测[J].经济研究, 2003, (5).
[8]李悦, 李平.产业经济学[M].大连: 东北财经大学出版社, 2002.
[9]张海鱼.中国经济增长与电力投资[M].北京: 中国经济出版社, 2005.
[ 责任编辑: 俞亚克]
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