謝品杰，王 朝，楊 帆

（上海電力大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200090）

隨著我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和城市化不斷推進(jìn)，電力消費(fèi)量快速上升。1978年以來，電力消費(fèi)量以年均9.12%的增速上升；而自2000年起，年均增速更是高達(dá)9.50%。截至2011年，我國已成為全世界電力需求量最高的國家，全社會(huì)用電量增至47 025.89億kW·h。

雖然，“經(jīng)濟(jì)要發(fā)展，電力要先行”在一定程度上已成為社會(huì)共識(shí)，但由于電力工業(yè)建設(shè)周期較長等特點(diǎn)，我國電力供給頻頻出現(xiàn)周期性短缺與過剩的特征?？梢?，電力工業(yè)規(guī)劃是否科學(xué)合理將直接影響未來經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展速度和發(fā)展質(zhì)量。同時(shí)，考慮到我國城市化水平與發(fā)達(dá)國家相比仍存在較大差距，未來較長一段時(shí)間內(nèi)積極推進(jìn)城市化水平仍是國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大戰(zhàn)略。而如火如荼的城市化建設(shè)需要以完備的能源供應(yīng)體系作為基礎(chǔ)，其中電力消費(fèi)和建設(shè)是最為重要的組成部分。在此背景下，研究電力消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城市化三者之間的關(guān)系，并結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城市化推進(jìn)來分析電力需求增長趨勢(shì)，無論對(duì)于我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的長遠(yuǎn)規(guī)劃還是電力工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的制定都具有十分重要的意義。

學(xué)術(shù)界對(duì)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間關(guān)系的研究，始于Rashe和Tatom（1977年）[1]。此后，該方向一直為國內(nèi)外學(xué)術(shù)界的一個(gè)重要研究領(lǐng)域。電力作為現(xiàn)代社會(huì)最重要的二次能源，其與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系亦得到廣泛關(guān)注?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長兩者關(guān)系的研究，其中一個(gè)主要的切入點(diǎn)就是利用新近發(fā)展起來的協(xié)整理論和誤差修正模型（ECM）來分析兩者之間的長期均衡關(guān)系、短期動(dòng)態(tài)調(diào)整及其因果關(guān)系，進(jìn)而預(yù)測(cè)未來的電力需求。Aydin[2]基于1980—2015年期間26個(gè)經(jīng)合組織（OECD）國家的數(shù)據(jù)，采用時(shí)域Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和頻域Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)2種不同的方法，研究了不可再生和可再生電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系；牛東曉等[3]采用自回歸分布滯后模型（ARDL）的邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法和基于誤差修正模型的Granger因果檢驗(yàn)方法研究表明，存在從電力消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長的顯著單向長期因果關(guān)系和雙向短期因果關(guān)系；李佳和周榮榮[4]以我國1994—2014年省際面板數(shù)據(jù)為例，對(duì)我國電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)前者規(guī)模的提高對(duì)后者有積極作用；王慶華和肖宏偉[5]運(yùn)用空間杜賓模型對(duì)溢出效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度，發(fā)現(xiàn)電力消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，但對(duì)相鄰省域有負(fù)的空間溢出效應(yīng)。

城市化作為當(dāng)代中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主旋律，有關(guān)其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制和影響效應(yīng)的分析成為目前該領(lǐng)域研究的主流。相對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長與城市化、經(jīng)濟(jì)增長與電力消費(fèi)之間的關(guān)系研究，電力消費(fèi)與城市化的關(guān)系尚未受到特別的關(guān)注，現(xiàn)有文獻(xiàn)也相對(duì)較少。謝品杰等[6]運(yùn)用協(xié)整理論和ECM分析了我國改革開放以來城市化與電力消費(fèi)的長短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系以及Granger因果關(guān)系，得出我國推進(jìn)城市化的進(jìn)程中要堅(jiān)持電力發(fā)展既具有一定的超前性，又要保持均衡發(fā)展的原則；何曉萍等[7]將城市化納入電力需求預(yù)測(cè)模型之中，分別利用面板數(shù)據(jù)非線性模型和協(xié)整模型對(duì)比研究并預(yù)測(cè)了我國電力需求，指出我國城市化進(jìn)程推動(dòng)了電力需求的快速發(fā)展；肖欣等[8]通過對(duì)國內(nèi)外一些主要國家的城鎮(zhèn)化率和用電量之間關(guān)系的研究，實(shí)證發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平與電力需求之間高度正相關(guān)，并構(gòu)建了中國城鎮(zhèn)化與電力需求增長的關(guān)系模型，指出城鎮(zhèn)化率在50%~75%之間時(shí)，每提高1百分點(diǎn)，全社會(huì)用電量增長4.6%，而城鎮(zhèn)化率超過75%時(shí)，電力需求的增長將會(huì)放緩。

回顧現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，目前關(guān)于我國電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長、電力消費(fèi)與城市化之間Granger因果關(guān)系的檢驗(yàn)往往基于雙變量Granger因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行，但Caporale等人[9]的研究結(jié)果表明，以雙變量分析框架為基礎(chǔ)的Granger因果關(guān)系所得的結(jié)論非常不可靠，而引入與該雙變量相關(guān)的第3個(gè)變量將大大增強(qiáng)結(jié)論的可靠性。

考慮到現(xiàn)有文獻(xiàn)研究表明電力消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長和城市化之間相互具有密切的關(guān)系，為了彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)在雙變量Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)計(jì)量方法上的不足，并更深刻地理解三者之間的長期協(xié)整和Granger因果關(guān)系，本文將上述3個(gè)變量納入同一分析框架，采用1978—2019年的年度數(shù)據(jù)，利用基于ARDL的協(xié)整檢驗(yàn)理論和基于ECM的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證研究，并分析其中所蘊(yùn)含的政策含義，從而為我國在推進(jìn)城市化進(jìn)程中實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展提供實(shí)證依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)和研究方法

1.1 數(shù)據(jù)

采用1978—2019年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，其中1978—2018年數(shù)據(jù)來自歷年《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，而2019年數(shù)據(jù)則取自《中華人民共和國2019年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。其中：電力消費(fèi)以全社會(huì)總用電量衡量，單位億kW·h，記為E；經(jīng)濟(jì)增長用國內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP衡量，并以1978年為基期按照可比價(jià)格對(duì)其進(jìn)行調(diào)整，單位億元人民幣，記為Y；城市化水平遵循學(xué)術(shù)界通常的做法，以“城市化人口占總?cè)丝诘谋戎亍眮砗饬?，單?，記為U。由于對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)并不會(huì)改變它們之間的協(xié)整關(guān)系，且能消除原始數(shù)據(jù)可能存在的異方差問題，因此在后續(xù)研究中對(duì)上述3個(gè)變量的數(shù)據(jù)均做取對(duì)數(shù)處理，分別記為lnE、lnY和lnU。

1.2 ARDL協(xié)整檢驗(yàn)方法

考慮到由Charenza等人[10]所提出的ARDL方法在協(xié)整檢驗(yàn)中具有的優(yōu)點(diǎn)，本文亦采用ARDL方法對(duì)變量間是否具有協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。為此，首先需要構(gòu)建無約束誤差修正模型（UECM）：

式中，△表示對(duì)變量取一階差分，εit（i=1,2,3）為穩(wěn)定的白噪聲序列，滯后階數(shù)ni、mi和li（i=1,2,3）可以利用赤池信息量準(zhǔn)則（AIC）等信息準(zhǔn)則確定。

檢驗(yàn)以上方程變量間不具有協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)為H0：σi1=σi2=σi3=0（i=1,2,3）。具體利用Wald檢驗(yàn)之F統(tǒng)計(jì)量來判斷，方程(1)、(2)、(3)的F檢驗(yàn)式分別表示為FE(E|Y,U)、FY(Y|E,U)、FU(U|E,Y)。

具體檢驗(yàn)中，Pesaran等人[11]給出了2組臨界值，分別針對(duì)所有變量均服從I(0)和I(1)的情形。前者稱為下臨界值，后者稱為上臨界值。若F統(tǒng)計(jì)量大于上臨界值，則拒絕原假設(shè)，表明變量間存在協(xié)整關(guān)系；若F統(tǒng)計(jì)量小于下臨界值，則表明變量間不存在協(xié)整關(guān)系；若F統(tǒng)計(jì)量介于兩者之間，則需要針對(duì)變量的單整階數(shù)進(jìn)行進(jìn)一步分析。

1.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Engle等人[12]的研究結(jié)果表明，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則一定能構(gòu)建ECM，并可據(jù)此分析變量間的長短期因果關(guān)系。因此，如上述變量存在長期協(xié)整關(guān)系，可相應(yīng)構(gòu)建以下形式的ECM：

式中：bi0(i=1,2,3)常數(shù)項(xiàng)；為穩(wěn)定的白噪聲序列；EECM,t-1為誤差修正項(xiàng)，即協(xié)整方程的殘差。

利用ECM可以檢驗(yàn)變量間的長短期Granger因果關(guān)系。例如，對(duì)原假設(shè)H0：b121=b122=…=b12m=0，進(jìn)行基于χ2統(tǒng)計(jì)量的Wald檢驗(yàn)，若拒絕原假設(shè)，則表明存在從經(jīng)濟(jì)增長到電力消費(fèi)的短期Granger原因；若接受原假設(shè)，則表明不存在經(jīng)濟(jì)增長到電力消費(fèi)的短期Granger原因。進(jìn)一步地，若拒絕原假設(shè)H0：b121=b122=…=b12m=θ1=0，則表明經(jīng)濟(jì)增長通過協(xié)整關(guān)系構(gòu)成了電力消費(fèi)的長期Granger原因?？紤]到對(duì)于小樣本，常見的ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)具有功效較低的缺陷，本文采用DF-GLS檢驗(yàn)方法，實(shí)際上該方法也是目前最有功效的單位根檢驗(yàn)方法。檢驗(yàn)結(jié)果見表1，其中滯后階數(shù)的選取基于AIC準(zhǔn)則，最大滯后階數(shù)為9。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 The unit root test results

2 實(shí)證結(jié)果

2.1 單位根檢驗(yàn)

ARDL用于檢驗(yàn)協(xié)整的優(yōu)點(diǎn)之一在于對(duì)變量的平穩(wěn)性要求相對(duì)較松，無論I(0)還是I(1)序列均可以使用。但若有變量單整階數(shù)超過1，則判斷是否存在協(xié)整關(guān)系的F統(tǒng)計(jì)量將會(huì)失效。因此，有必要在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

由表1可知，所有變量無論是在同時(shí)考慮常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，還是僅考慮常數(shù)項(xiàng)的情形下，均為一階單整序列，因而適用于ARDL方法。

2.2 基于ARDL的協(xié)整檢驗(yàn)

利用方程(1)、(2)、(3)判斷變量間是否存在協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先需要確定變量的最佳滯后階數(shù)。為此，本文選擇最大滯后階數(shù)4，然后利用AIC和HQC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，分別對(duì)原假設(shè)H0：σi1=σi2=σi3=0（i=1,2,3）進(jìn)行Wald檢驗(yàn)，其對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量見表2。

表2 ARDL協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 The ARDL co-integration test results

由于Pesaran等人[11]所提供的F統(tǒng)計(jì)量的臨界值表是基于大樣本計(jì)算得到的，而本文樣本數(shù)僅為42，因此采用Narayan等人在文獻(xiàn)[13]中計(jì)算的臨界值，該值是針對(duì)2個(gè)解釋變量40個(gè)樣本數(shù)通過隨機(jī)模擬得到的。由表2可知，F(xiàn)E(E|Y,U)和FY(Y|E,U)均大于1%水平顯著的上臨界值I(1)，而FU(U|E,Y)大于5%水平顯著的上臨界值I(1)。因此可以確定，改革開放以來，我國電力消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長和城市化水平三者存在協(xié)整關(guān)系。為了更好地考察經(jīng)濟(jì)增長和城市化水平對(duì)我國電力消費(fèi)的影響，本文在后續(xù)研究中選用電力消費(fèi)lnE作為因變量。

2.3 長期協(xié)整系數(shù)

由于當(dāng)電力消費(fèi)作為因變量時(shí)存在長期協(xié)整關(guān)系，故可以通過ARDL模型估計(jì)其長期協(xié)整系數(shù)。在此之前，同樣需要首先確定模型中的滯后階數(shù)。本文首先選擇最大滯后階數(shù)4，利用AIC和HQC準(zhǔn)則確定（lnE, lnY, lnU）對(duì)應(yīng)的最優(yōu)滯后階數(shù)為（3, 2,3）。為了檢驗(yàn)所選定模型ARDL（3, 2, 3）設(shè)定的可靠性，利用遞歸殘差累積和（CUSUM）檢驗(yàn)以及遞歸殘差累積平方和（CUSUMSQ）檢驗(yàn)對(duì)其穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1、圖2所示。由圖1、圖2可知，CUSUM和CUSUMSQ統(tǒng)計(jì)量均落在5%臨界線內(nèi)，表明所選定的ARDL（3, 2, 3）模型的參數(shù)是穩(wěn)定的。

進(jìn)一步地，利用ARDL（3, 2, 3）模型可以得到相應(yīng)長期協(xié)整系數(shù)，估計(jì)結(jié)果見表3。由表3可知，從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長和城市化進(jìn)程對(duì)我國電力消費(fèi)均具有顯著的積極影響。相對(duì)而言，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)電力消費(fèi)的影響程度高于城市化水平：GDP每增長1%，電力消費(fèi)將增長1.328 95%；而人口城市化水平每提高1%，電力消費(fèi)將增加0.947 08%。

圖1 殘差累積和檢驗(yàn)結(jié)果Fig.1 The models stability test result based on CUSUM

圖2 殘差累積平方和檢驗(yàn)結(jié)果Fig.2 The models stability test result based on CUSUMSQ

表3 長期協(xié)整系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 The result of long-term cointegration coefficient test

2.4 Granger因果關(guān)系

由于我國電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長、城市化水平之間存在長期均衡關(guān)系，根據(jù)Granger理論，可以通過建立誤差修正模型(4)、(5)、(6)來分析三者之間的Granger因果關(guān)系。具體檢驗(yàn)中，為保存自由度，最大滯后階數(shù)選擇4，最優(yōu)滯后階數(shù)則根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定。檢驗(yàn)結(jié)果見表4。由表4可知：對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長和電力消費(fèi)、城市化和經(jīng)濟(jì)增長，無論長期還是短期內(nèi)，在1%水平下兩者均互為Grange原因；對(duì)于城市化和電力消費(fèi)，在1%水平下，城市化是電力消費(fèi)的短期和長期Granger原因，而電力消費(fèi)不論在短期內(nèi)還是長期內(nèi)均不構(gòu)成城市化的Granger原因，這與現(xiàn)實(shí)的城市化實(shí)踐并不一致。電力作為基礎(chǔ)設(shè)施，其消費(fèi)與投資對(duì)于某些能源城市的城市化水平應(yīng)當(dāng)具有重要貢獻(xiàn)，不可忽視，該問題有待進(jìn)一步深入研究。

而對(duì)于ECM一階滯后項(xiàng)顯著性的檢驗(yàn)中，對(duì)于電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長都在1%水平下顯著，而對(duì)城市化水平則不顯著，這表明：三者之間的長期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)前電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長偏離均衡水平時(shí)具有顯著的調(diào)整作用，而對(duì)城市化水平偏離均衡水平時(shí)所起的調(diào)整力度不顯著，或者說城市化是關(guān)于長期均衡關(guān)系的弱外生變量。

表4 基于ECM的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 The results of Granger causality test based on ECM

2.5 長期電力需求預(yù)測(cè)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，GDP和城市化水平在長、短期內(nèi)均為電力消費(fèi)的原因，因此電力工業(yè)發(fā)展的長期戰(zhàn)略和短期措施應(yīng)結(jié)合我國未來經(jīng)濟(jì)增長和城市化發(fā)展水平的情景制定。

為此，本文進(jìn)一步利用前面所得的ARDL（3,2, 3）模型預(yù)測(cè)我國2020—2030年的電力需求。其中，2019年和2020年分別因?yàn)橹忻蕾Q(mào)易戰(zhàn)和突發(fā)的新型冠狀病毒感染肺炎疫情，GDP增速所有降低。但從總體上來看，特別是隨著“新基建”提速，經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力轉(zhuǎn)換的完成，可以預(yù)見在未來10多年，我國經(jīng)濟(jì)增長總體向好。在綜合現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，2021—2030年分別設(shè)置高速、基準(zhǔn)和低速3種具體情形。而2030年我國城市化水平參考孫東琪等[14]3種情景分別為74.32%、70.12%和70.12%，并據(jù)此推出相應(yīng)的年均增速。表5給出了不同情景下我國未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展增速的設(shè)定和電力需求的預(yù)測(cè)值。

表5 2020—2030我國GDP和城市化情景設(shè)定及電力需求預(yù)測(cè)結(jié)果Tab.5 The scenarios of the GDP and urbanization and the prediction results of electricity demands in 2020—2030 in China

3 結(jié)論及建議

1）基于ARDL協(xié)整檢驗(yàn)表明，在樣本期內(nèi)，我國經(jīng)濟(jì)增長、城市化和電力消費(fèi)三者之間存在長期均衡關(guān)系。且從長期來看，GDP和城市化進(jìn)程每增長1%，電力消費(fèi)將增加1.328 95%和0.947 08%。

2）基于ECM模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，無論在短期還是長期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長和城市化均構(gòu)成了電力消費(fèi)的Granger原因。這表明，為滿足我國未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城市化進(jìn)程的繼續(xù)推進(jìn)，電力消費(fèi)還將保持一個(gè)較高水平的增長速度。情景模擬結(jié)果表明：若2020—2030年仍保持快速的經(jīng)濟(jì)增速和城市化進(jìn)程，則至2030年，電力需求總量將達(dá)108 689億kW·h，與2019年相比，該11年內(nèi)電力需求量將以年均3.78%的速度增長；即保守估計(jì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其年增速仍達(dá)到2.65%。

實(shí)際上，考慮到節(jié)能減排的能源政策制約所導(dǎo)致的電能替代進(jìn)一步推廣及電氣化程度進(jìn)一步擴(kuò)大，電力需求量將會(huì)有更大程度的增加。因此，我國電力工業(yè)未來規(guī)劃仍將要保持一個(gè)合理的發(fā)展速度，以使電力建設(shè)能夠主動(dòng)服務(wù)于國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要。

3）對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長，電力消費(fèi)既是其短期Granger原因也是其長期Granger原因。這一結(jié)論表明：我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有很強(qiáng)的電力依賴性，長短期內(nèi)均離不開電力的投入。換而言之，電力的短缺將會(huì)制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這也與我國的現(xiàn)實(shí)情況相符。

另外，據(jù)中國科學(xué)院財(cái)經(jīng)戰(zhàn)略研究院預(yù)測(cè)，2020年我國工業(yè)化基本完成，2020—2030年我國將處于“穩(wěn)定階段”，全社會(huì)用電需求增速緩慢下降到3.0%~4.0%。因此，為了破解電力約束困局進(jìn)而實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展，就電力的發(fā)展和消費(fèi)而言要從“開源”和“節(jié)流”2個(gè)方面同時(shí)下工夫，做到同舉并重。所謂“開源”，即電力工業(yè)的規(guī)劃相對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言應(yīng)保持一定的超前性，唯有如此才有可能為實(shí)現(xiàn)我國國民經(jīng)濟(jì)又好又快地發(fā)展提供必要的、充足的電力保障；而“節(jié)流”，則是指通過以提高電力使用效率為目的的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及其他的節(jié)能措施，在確保經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健、高速發(fā)展的同時(shí)有效地降低電力消費(fèi)水平，即實(shí)現(xiàn)節(jié)約型的經(jīng)濟(jì)增長方式。

同時(shí)，城市化和經(jīng)濟(jì)增長互相為Granger原因，說明無論在短期內(nèi)還是長期內(nèi)，城市化都將通過拉動(dòng)投資、改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，從長遠(yuǎn)而言，提高我國人口城市化水平是非常有必要的。實(shí)際上，在黨的十八大報(bào)告中已經(jīng)提出，城鎮(zhèn)化建設(shè)是2020年國家實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)的重要抓手，亦是新時(shí)代全面建成社會(huì)主義強(qiáng)國的重大戰(zhàn)略部署之一，因此在電力工業(yè)規(guī)劃時(shí)應(yīng)考慮到城市化這一關(guān)鍵因素對(duì)電力需求的影響作用。

4）城市化水平是關(guān)于長期均衡關(guān)系的弱外生變量，這一結(jié)論隱含了我國人口城市化水平具有某種剛性。且Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，電力消費(fèi)不是城市化水平的長期和短期Granger原因，但電力消費(fèi)和建設(shè)是城市化建設(shè)的基礎(chǔ)和能源保障，應(yīng)當(dāng)對(duì)城市化水平具有重要貢獻(xiàn)。其可能原因在于，本文以“城市人口占總?cè)丝诘谋戎亍边@一指標(biāo)來衡量城市化水平，而我國城市人口統(tǒng)計(jì)主要從戶籍角度加以考慮。由于各種原因，我國迄今為止尚未真正打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)分割等在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期形成的戶籍制度，從而使得人口城市化水平主要受到相關(guān)的政策法規(guī)和社會(huì)制度的約束，而電力能源對(duì)其影響作用相對(duì)較小，具體的相關(guān)關(guān)系研究有待進(jìn)一步討論。但在前文已指出，人口城市化水平無論在長期內(nèi)還是在短期內(nèi)均是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的長期Granger原因。因此，應(yīng)該加快戶籍制度改革步伐，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和城市化兩者之間互為因果相互促進(jìn)的良性動(dòng)態(tài)關(guān)系，以便更好地發(fā)揮城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向影響作用。