岳宇君，張磊雷

(南京郵電大學 管理學院，江蘇 南京 210003)

引 言

2000年以來，我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展迅速，根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡中心發(fā)布的第44次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》，截至2019年6月，我國網(wǎng)民規(guī)模達8.54億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達到61.2%[1]?；ヂ?lián)網(wǎng)帶來的的影響是多方面、多角度、多層次的，隨著寬帶中國戰(zhàn)略目標的完成、5G牌照的發(fā)放、“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的推進，這種影響將越來越顯著?；ヂ?lián)網(wǎng)在經(jīng)濟增長中的作用不言而喻，而互聯(lián)網(wǎng)的使用必然依賴電力，因此，互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在一定程度上刺激著電力需求?！豆I(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃(2016—2020年)》強調(diào)“互聯(lián)網(wǎng)與綠色制造融合發(fā)展”，“十三五”規(guī)劃明確要求：“到2020年，能源消耗總量控制在50億噸標準煤以內(nèi)?！盵2]而我國的電力工業(yè)是以燃煤發(fā)電為主，能耗問題及其對環(huán)境的影響值得深思。20世紀90年代以來，互聯(lián)網(wǎng)對環(huán)境的影響，特別是其與能源消耗的關(guān)系引起了人們的廣泛關(guān)注。不過，大多文獻研究的是信息通信技術(shù)與電力消費的關(guān)系，直接研究互聯(lián)網(wǎng)使用與電力消費關(guān)系的文獻很少。學者們的研究結(jié)論并不一致：Bernstein，Ishida，張三峰，汪東芳等利用時間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展可以有效降低大多數(shù)行業(yè)的能源強度，促進區(qū)域能源效率的提高，減少溫室氣體的排放[3-6]；Faucheux，Anderson，Saidi，王敏等使用面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展在一定程度上刺激了能源需求，導致能源消費的增加，特別是電力消費的增加[7-10]。

對經(jīng)濟增長與電力消費關(guān)系的研究始于Kraft[11]。眾多研究成果表明，兩者之間的關(guān)系大致可以分為四類：電力消費單向促進經(jīng)濟增長(增長假說)，經(jīng)濟增長單向促進電力消費(守恒假說)，經(jīng)濟增長與電力消費之間存在雙向因果關(guān)系(反饋假說)，經(jīng)濟增長與電力消費之間沒有明顯的因果關(guān)系(中性假說)[12]。對不同國家的電力消費與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的檢驗，結(jié)論可能不一樣。例如，Apergis等研究表明，在高收入和中上等收入國家，兩者之間存在雙向因果關(guān)系，而在低收入國家只存在電力消費到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系[13]。Yoo等研究表明，1971年至2002年間，馬來西亞和新加坡的電力消費與經(jīng)濟增長之間是雙向因果關(guān)系，而泰國和印度尼西亞的電力消費與經(jīng)濟增長之間是單向因果關(guān)系[14]。對同一國家不同區(qū)域的電力消費與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的檢驗，結(jié)論也可能不一樣。例如，劉生龍通過對省級面板數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，在我國東、中、西部地區(qū)，只有西部地區(qū)存在經(jīng)濟增長到電力消費的單向因果關(guān)系[15]。

本文以2003—2017年互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費的時間序列數(shù)據(jù)為基礎，構(gòu)建向量自回歸(Vector Autoregression，VAR)模型，運用協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗及脈沖響應分析等進行實證研究，以期揭示互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費的內(nèi)在相關(guān)性，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展、政策制定及相關(guān)研究提供參考。

一、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和有效性，本文選取的數(shù)據(jù)的時間跨度為2003—2017年。選擇互聯(lián)網(wǎng)普及率，即每100人中的互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)(記為NET)作為互聯(lián)網(wǎng)使用的指標，2003—2007年的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，2008—2017年的數(shù)據(jù)來源于《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》；選擇人均GDP(記為GDPPC)作為經(jīng)濟增長的指標，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》；選擇人均年用電量(記為EC)作為電力消費的指標，2003—2016年數(shù)據(jù)來源于歷年《電力工業(yè)統(tǒng)計資料匯編》，2017年數(shù)據(jù)來源于《2017年全國電力工業(yè)統(tǒng)計快報》?？紤]到數(shù)據(jù)的異方差問題，進行了變量的自然對數(shù)變換，分別記為lnNET,lnGDPPC和lnEC。相關(guān)變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

(二)研究模型

Narayan等以電力消耗為被解釋變量、GDP總量為解釋變量構(gòu)建二元模型，采用Granger因果關(guān)系檢驗，探討電力消費與GDP的關(guān)系[16]。Sadorsky以電力消耗為被解釋變量、互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動電話普及率為解釋變量，通過增加收入和能源價格建立多元研究模型[17]。Mohammad等以電力消費為被解釋變量，以互聯(lián)網(wǎng)使用和經(jīng)濟增長為解釋變量，在同一分析框架下研究它們的內(nèi)在關(guān)系[18]。本文在借鑒他們研究成果的基礎上，優(yōu)化研究思路和方法，構(gòu)建模型如下：

EC=F(A,NET,GDPPC)

(1)

或者

ECt=A(NETt)α1(GDPPCt)α2

(2)

等式兩邊同取對數(shù)，得到本文的計量模型：

lnECt=α0+α1lnNETt+α2lnGDPPCt+εt

(3)

其中，t表示年份，α0為常數(shù)項，α1和α2為彈性系數(shù)，εt表示隨機誤差項。

(三)研究方法

VAR模型構(gòu)建的前提是數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，可以通過單位根檢驗對我國互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，方法主要有DF檢驗和ADF檢驗兩種。其中，ADF檢驗可以處理自相關(guān)的時間序列[19]。在單位根檢驗的基礎上，構(gòu)建基于互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費三個變量的VAR模型。通過以下步驟檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費的關(guān)系：首先，運用協(xié)整檢驗來研究互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費之間的長期均衡關(guān)系，包括適用于雙變量分析的EG兩步法[20]和適用于多變量分析的Johansen檢驗法[21]。其次，在證明變量間存在長期均衡關(guān)系后，使用Granger因果關(guān)系檢驗進一步判斷變量間因果關(guān)系的方向，可以避開偽回歸，更為準確地研究變量之間的關(guān)系。最后，通過比較不同變量的脈沖響應，分析互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費之間的關(guān)系。

二、實證分析

(一)單位根檢驗

為了防止偽回歸的發(fā)生，在建立VAR模型之前，必須對互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費3個變量序列的平穩(wěn)性進行檢驗。采用ADF檢驗法來檢驗各變量序列的平穩(wěn)性，若原始序列不是平穩(wěn)的，則需要對各變量的一階差分進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2所示。原始序列l(wèi)nNET,lnGDPPC和lnEC的ADF值均大于各置信水平的臨界值，無法拒絕具有單位根的原假設。因此，所有原始序列都存在單位根，是非平穩(wěn)的。進行一階差分檢驗，序列ΔlnNET和ΔlnGDPPC的ADF值小于10%臨界值，即在10%的水平上拒絕原假設，可認為序列ΔlnNET和ΔlnGDPPC是平穩(wěn)的；序列ΔlnEC的ADF值小于1%臨界值，可以在1%水平上拒絕原假設，也是平穩(wěn)的。因此，根據(jù)檢驗結(jié)果，可以認為互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費三個變量序列都是一階單整的。

表2 單位根檢驗結(jié)果

注：Δ表示變量的一階差分；檢驗形式中，C表示帶有常數(shù)項，T表示帶有時間趨勢項，數(shù)字0和1則表示滯后階數(shù)；滯后階數(shù)根據(jù)序貫t規(guī)則確定

(二)VAR模型的建立

分別以互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費(每一個內(nèi)生變量)為因變量，以它們的滯后值為自變量，構(gòu)建VAR模型，實現(xiàn)由單變量自回歸模型向多元時間序列變量組成的向量自回歸模型的轉(zhuǎn)化。由式(1)，(2)，(3)可以得到VAR模型的表達式為：

(4)

(5)

(6)

考慮到本研究的樣本數(shù)據(jù)量有限，VAR模型的滯后期過大會導致自由度的降低，影響模型參數(shù)估計的有效性。因此，根據(jù) AIC(赤池信息準則)，SC(施瓦茨準則)，以及 LR(似然比)統(tǒng)計量確定滯后階數(shù)。如果 AIC和SC的滯后階數(shù)同時達到最小，則可以直接據(jù)此確定最優(yōu)滯后階數(shù)，否則使用LR檢驗進行取舍。經(jīng)檢驗和比較，選擇二階為本研究模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，建立VAR(2)，并檢驗其平穩(wěn)性。結(jié)果如圖1所示，所有特征根都在單位圓內(nèi)，模型平穩(wěn)。

(三)Johansen協(xié)整檢驗

VAR模型中所有變量序列均為一階單整的，滿足協(xié)整分析的前提。Johansen檢驗適用于兩個以上變量的VAR模型的協(xié)整檢驗，可以進一步確定相關(guān)變量之間的符號關(guān)系。在已建立的VAR(2)模型的基礎上，進行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表3所示。在 5% 顯著性水平上，跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果都拒絕了“沒有協(xié)整關(guān)系”的原假設，且接受存在“一個協(xié)整關(guān)系”的原假設，表示VAR模型各變量之間有且只有一個協(xié)整關(guān)系，說明互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費之間具有長期均衡關(guān)系。對唯一存在的協(xié)整方程進行估計，結(jié)果如表4所示，相應的協(xié)整向量為：β=(1，-0.12，-0.48)，標準化后得到：

lnECt=0.12lnNETt+0.48lnGDPPCt+3.27

(7)

式(7)表明，從長期來看，互聯(lián)網(wǎng)使用與電力消費之間存在顯著的正向關(guān)系，系數(shù)為0.12，表示lnNET每增加1個百分點，lnEC將增加0.12個百分點，這表明在2003—2017年快速發(fā)展的過程中，我國互聯(lián)網(wǎng)使用對電力消費有一定的依賴性。經(jīng)濟增長與電力消費之間存在顯著的正向關(guān)系，系數(shù)為0.48，表示lnGDPPC每增加1個百分點，lnEC就增加0.48個百分點，這表明我國2003—2017年的經(jīng)濟增長刺激了電力消費。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：*表示只有一個線性無關(guān)的協(xié)整向量

表4 協(xié)整方程的估計結(jié)果

注：***表示協(xié)整系數(shù)均在1%的水平上顯著；圓括號內(nèi)為標準差；方括號內(nèi)為t統(tǒng)計量

(四)Granger因果檢驗

進一步進行Granger因果關(guān)系檢驗，以確定變量lnNET，lnGDPPC和lnEC之間的因果關(guān)系，結(jié)果如表5所示。原假設(1)和(3)對應的P值都為0，遠小于0.05，可以在5%的水平上拒絕原假設，即互聯(lián)網(wǎng)使用是電力消費的Granger原因，電力消費也是互聯(lián)網(wǎng)使用的Granger原因，它們之間存在雙向因果關(guān)系；原假設(2)和(5)對應的P值也都為0，可以在5%的水平上拒絕原假設，即電力消耗與經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關(guān)系；原假設(4)和(6)對應的P值分別為0.008和0.015，均小于0.05，可以在5%的水平上拒絕原假設，即互聯(lián)網(wǎng)使用與經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關(guān)系。結(jié)果表明，2003—2017年我國互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費是相互影響的。

表5 各變量的Granger因果檢驗結(jié)果

(五)脈沖響應分析

通過給電力消費一個標準差沖擊，觀察互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長受到的影響，以進一步探究電力消費對互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長的影響。脈沖響應分析的結(jié)果如圖2、圖3所示。其中，橫軸代表沖擊作用的期數(shù)，縱軸代表互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長對沖擊的響應程度，灰色區(qū)域為95%CI置信帶。

電力消費擾動對互聯(lián)網(wǎng)使用的影響如圖2所示。給電力消費一個標準差的沖擊，互聯(lián)網(wǎng)使用對電力消費的擾動立即做出響應，1期的響應值為正，1至3期響應值呈上升趨勢，在3期達到峰值，而后開始下降，6期后又出現(xiàn)反彈。整個沖擊響應始終為正，響應程度整體上波動較大。結(jié)果表明，不同時期電力消費對互聯(lián)網(wǎng)使用的影響不同，但整體上是正向的，即電力消費可在一定程度上促進互聯(lián)網(wǎng)的使用。

電力消費擾動對經(jīng)濟增長的影響如圖3所示。電力消費在受到單位沖擊后，經(jīng)濟增長迅速響應，0至1期迅速增長，在1期達到峰值，1至2期急劇下降，2至4期再呈上升趨勢，然后呈現(xiàn)緩慢的下降趨勢。整個沖擊響應為正，在4期之前，脈沖響應函數(shù)有增有減，并且波動很大；4期之后，脈沖響應函數(shù)略有下降，并逐漸趨于平緩。這表明，短期內(nèi)電力消費對經(jīng)濟增長的影響可能更為強烈，而長期來看將趨于穩(wěn)定，整體上來說，電力消費的增加會在一定程度上促進經(jīng)濟增長。

三、結(jié)論與建議

本文以2003—2017年的時間序列數(shù)據(jù)為基礎，選取我國互聯(lián)網(wǎng)普及率、人均GDP及人均用電量3個指標，探討了互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長與電力消費之間的關(guān)系。先用ADF檢驗法驗證時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，然后構(gòu)建向量自回歸(VAR)模型，進行Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和脈沖響應分析。Johansen協(xié)整檢驗表明，互聯(lián)網(wǎng)使用與電力消費之間存在顯著的正向關(guān)系，經(jīng)濟增長與電力消費之間也存在顯著的正向關(guān)系；Granger因果檢驗表明，互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長對電力消費有正向影響，而電力消費對互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟增長也有正向影響；脈沖響應分析表明，電力消費對互聯(lián)網(wǎng)使用的影響是正向的，電力消費對經(jīng)濟增長的影響也是正向的。

根據(jù)研究結(jié)果，提出如下建議：

(1)提高能效。互聯(lián)網(wǎng)使用的協(xié)整系數(shù)為0.12，即互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1個百分點，電力消費將增加0.12個百分點。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)使用將促進電力消費，給電力需求帶來額外壓力，并在一定程度上增加能源消耗和碳排放。建議推廣節(jié)能設備和節(jié)能設施，提高互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的能效；增加“互聯(lián)網(wǎng)+”應用的深度和廣度，通過智能化、信息化和自動化提高能源利用率。

(2)因地制宜。經(jīng)濟增長的協(xié)整系數(shù)為0.48，即經(jīng)濟每增長1個百分點，電力消費將增加0.48個百分點。由此可見，經(jīng)濟增長對電力消費有正向影響，經(jīng)濟增長方式在一定程度上依賴能源。建議將今后經(jīng)濟發(fā)展的重點放在質(zhì)量和效益上，考慮“因地制宜”。例如，對于欠發(fā)達地區(qū)，發(fā)展綠色經(jīng)濟，保護環(huán)境；對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，加大科技投入，逐步轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的能源依賴型經(jīng)濟增長方式，在實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的同時，降低能源消耗。

(3)均衡發(fā)展。綜合Granger因果檢驗和脈沖響應分析結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用和電力消費、經(jīng)濟增長和電力消費都是雙向因果關(guān)系，即電力消費在一定程度上促進了互聯(lián)網(wǎng)使用和經(jīng)濟增長。因此，建議關(guān)注節(jié)能減排政策與互聯(lián)網(wǎng)、經(jīng)濟發(fā)展的平衡，不能盲目降低電力消費。為了在兼顧環(huán)境效益的同時保持經(jīng)濟增長，應大力發(fā)展清潔能源，如風能、水能、太陽能等。