消费的电力和工业增长的加纳

文摘

我们检查致病关系在用电量和工业发展时期,1971年到2014年在加纳。ARDL边界测试的结果显示,存在变量之间的长期关系。误差修正项也是重要的和负面签署了提供长期关系的进一步证据。与普遍的看法相反,电力消费刺激生产力,这项研究表明,电力消费对制造业产出有负面影响在加纳。这也许能解释的事实在加纳的平均用电量的增长是正的,工业部门的电力消费的份额持续下降的平均水平。Toda-Yamamoto测试显示了一个单向因果关系从电力消耗在加纳工业增长,支持经济增长假说在现存的文献。

1。介绍

电力(能量)是社会经济发展的一个重要子1,2]。工业电力消费的增长被认为是一个国家的经济进步的一个瞬时指标(3]。根据林和刘4),电力的消耗直接反映了一个经济体的经济发展形势。工业电力这至关重要的作用(能源)消费在经济增长和发展的实证研究和政策利息产生了过去二十年(3,5]。决策者寻找的方法改善用电、效率、可持续发展和节能政策,学术和实证意义分析和充分理解在加纳电力消费和工业增长之间的联系。

1957年独立时,加纳的工业不发达,继承了经济系统严重依赖从英国工业产品。为了利用国内资源,以满足基本需求的人口,Nkrumah-led政府采取了进口替代工业化战略(ISI)在1960年代早期(6]。加纳政府大举投资提供基础设施和制造业活动通过建立国有企业(国有企业)。这些国有企业的资源生产消费品,以前处理进口和出口初级产品(农业和采矿业)。政府还投资于建筑材料的扩张和发展以及电气、电子、机械行业。电力的发展,电子,机械行业是必要的,以提供所需要的能量扩大工业部门(7]。

三军情报局战略导致了制造业的快速增长2%的实际国内生产总值的9%在1957年和1969年,分别。在1960年代,制造业的产出以每年13%的速度增长,尽管工业生产的制造业产出的份额从1960年的10%增加到1970年的14%。制造业就业也经历了增长,总在1962年和1970年之间(约90%6]。由于外部冲击(油价上涨)和不适当的国内政策在1970年代中期到1983年,整个工业部门和加纳的经济遭受了严重的经济和金融性能的恶化。加纳的产业复兴发生在1984 - 1988年期间;经济复苏后的第一个五年计划(ERP)。工业部门扩大以每年11.2%的平均水平(8]。尽管加纳的工业部门的改善表现在ERP后时代,但它仍然面临着挑战,这些预计将继续危及其增长前景。高信贷成本的,这反映了高贷款利率,油价上涨,更重要的是不可靠的电力供应迫使许多公司,特别是在制造业领域,削减产量(6]。

解锁其他资源的关键是能量,它也会增加人的财富,现代世界提供了燃料。根据扬奎斯特(10),人的物质生活水平是直接和间接地取决于人均能源的可用性。这意味着能源提供了基本支持所有工业产品在加纳和整个世界。为此,加纳减贫战略(GPRS, 2006 - 2009年)概述了广泛的政策干预在能源界别分组,以确保可靠的供应高质量的能源服务支持日益增长的农业和服务业和住宅使用[11]。政策分析中心(2007)和财政部和经济规划12报告电力配给运动经历了从2007年到2008年在加纳占制造业对GDP的贡献的下降从2006年的9.5%到2008年的7.4%。13个问题影响制造业在加纳,不可靠的电力供应是排名第一(奥乌苏,2010)。据根特(13)在加纳电力需求持续以每年平均12%的速度增长。从1999年到2009年。国内电力消费在2004年是6004妇女,并预计在2010年上升58.9%,至9300妇女。经验不清楚什么是持续不断增长的电力需求是否有任何轴承工业发展。Aboh [14)预计,在加纳总用电量将上升到2030年从3721年的2008到65239 .6kwh .7gwh与行业的电力需求估计从3433 .1kwh上升到50145 .6kwh期限内。高预期增加电能需求需要一个明显加大私人和公共投资对扩大运营发电能力。

尽管加纳的政策框架被设计来吸引私人投资在电力生产,很少在这一领域取得的。私营部门投资于只有两个操作发电厂在2014年,即塔科腊迪国际公司(哥斯达黎加人)和Sunon Asogli发电厂(15]。尽管哥斯达黎加人产生220兆瓦的电力2014年,计划是实施扩大工厂的生产能力330兆瓦。的Sunon Asogli发电厂目前生产200兆瓦;生产能力将扩大在未来生产560兆瓦的电力。除了这两种植物,有一些数量的其他在建电厂私营部门。这些植物包括特马Osono权力有限,预计产生126兆瓦的电力完成,CenPower有限,预计也将产生330兆瓦的电力(15]。

公共部门也做了很多努力提供和扩大发电在加纳。在加纳电力供应的演变经历了三个阶段根据伊塞16]。第一个是“Akosombo”阶段,紧随其后的是“Hydro-years”,然后是“热互补”阶段。“Akosombo前”阶段时期,在1966年之前Akosombo大坝建设生产能力。国家依靠柴油发电机供电,用于工业和卫生部门以及私人消费(16]。在此期间的电力供应相对不足的需求。工业部门遭受“Akosombo前”阶段期间由于工业使用和不可靠的电力供应不足。这带来了“Hydro-years”也被称为Volta发展时代16)从1966年的事情。这段时间看到Akosombo大坝的建设和Kpong水电站。的调试Akosombo大坝发生在1966年,其间的Kpong水电站完成于1982年。Akosombo大坝就可以产生912兆瓦的电力1972年(17]。总发电装机容量从Akosombo Kpong工厂增加了1072兆瓦到1975年底。的事情,对电力的需求已经超过总电力供应在加纳(16]。“热互补”涵盖了从日期的事情。一直努力在这个时代扩大权力的一代通过塔科腊迪火电的发展中西非天然气管道提供负担得起的一代燃料的能源(16]。

目前,已经有巨大的投资增加上述植物的发电能力。更多的电厂也被建造在中国增加电力的供应。这些包括塔科腊迪热电厂,塔科腊迪T3工厂,特马T1电厂,煤矿储备,特马T2植物,Kpone热植物(18]。尽管历届政府的努力扩大发电能力,这个国家还远未成为力量足够了。

加纳政府仍在推进政策,提高电力行业的缺点。世纪挑战集团(Millennium Challenge Corporation) (MCA)计划在总投资最多4.98亿美元来帮助改变加纳的电力行业也刺激私人投资在未来五年。的目标是创建一个电力行业是经济可行的,能够满足当前的需求和未来需求的企业和家庭(15]。在展示承诺,加纳政府已承诺向电力行业投资一笔钱不少于3740万美元。预计紧凑将催化不少于40亿美元的私人投资和能源部门的活动加纳在未来几年的15]。由于竞争要求有限的政府收入在加纳这样一个发展中国家,有必要增加公共和私人的可行性评估电力部门投资,以满足预期的需求来推动工业增长。因此,本研究旨在告知公共政策甚至电力领域的私人投资决策。

尽管上述电力发电的积极发展在加纳,小实证研究的努力一直致力于研究用电量和工业增长之间的因果关系在特定情况下的加纳。两个早期的研究Adom [19和Enu表示20.在现存的文献中可以发现。Adom [19)关注电力消费对整体经济增长的影响。尽管Enu表示(20.),这是直接关系到这一研究中,报告说,电力促进制造业在加纳,它有严重的时间序列计量经济学的缺陷。当前的研究因此寻求提供新的估计在加纳用电量和工业发展之间的关系。从实证结果,我们找到一个长期电力消费与工业发展之间的关系。结果进一步表明,电力消费对制造业产出有负面影响在加纳。结果解释不匹配的积极平均用电量的增长和下降的份额在加纳工业部门的电力消耗。

在下一节中,我们提出一个相关的研究在电力消费和工业增长。部分3是一个表示使用的数据和计量经济学方法使用。实证结果的讨论中完成部分4和部分5结论与政策含义。

2。回顾相关文献

专门研究之间的因果关系能源(电力)消费和经济增长在现存的文献[1,21- - - - - -26]。从现有的研究结果,四个主要类型的因果关系(假设)出现并被Mawejje和Mawejje[总结1)如下。首先是经济增长假说,因果关系是单向的电力消耗和产出增长(见[1,22,24,27])。二是守恒假设因果关系,而从产出增长中运行电力消耗(见[24,28,29日])。第三,反馈假说提出了电力消费和产出增长之间的双向因果关系(见[26,30.,31日])。第四,中立假说与电力消费和产出增长之间没有因果关系(见[25,32,33])。

能源消费增长关系的实证检验,奥德海波(24)采用ARDL刚果民主共和国(DRC)的方法。结果表明,能源消耗增长驱动器。因此,这项研究成果支持节能的假设。Adom [19Toda)应用格兰杰因果关系检验和时间序列数据和Yomamoto跨越1971 - 2008年期间调查电力消费和经济增长之间的因果关系在加纳。本研究了光有单向因果关系从经济增长到电能的消耗。这项研究让人growth-led-energy假说在加纳的情况下。Adom [19)认为,电力保护措施需要管理电力需求和消费作为加纳的经济扩张。其他的研究也发现了相似的结果,包括胡锦涛和林(29日],Halicioglu [34],和Mozumder Marathe [28)为台湾、土耳其、分别和孟加拉国。这些研究结果相反,奥德海波的24结果提供支持增长的假设。研究发现电力消费对经济增长的单向因果关系肯尼亚和南非使用ARDL小框架三个国家,即肯尼亚、南非、刚果民主共和国。此外,Narayan et al。(2008)为七国集团(G7)国家发现了类似的结果。阿斯兰(35]还发现积极和单向关系,电力消费导致经济增长对土耳其。巴亚尔和泽尔23)研究电力消费和经济增长之间的因果关系的新兴经济体。他们聘请Pedroni、花王、Johansen协整检验以及格兰杰因果检验的研究和测试的结果表明,电力消费刺激经济增长,与电力消费与经济增长的因果关系,反之亦然,因此,贷款支持反馈假说。同样,Chontanawat et al。36]研究了能源和GDP之间的因果关系30个OECD和78个非经合组织国家。他们的发现揭示了双向因果关系从总能源消费占国内生产总值(GDP),反之亦然。这个因果关系是常见的经合组织在发达国家比发展中国家非经合组织国家。双向因果关系也发现了Belloumi [26]因为突尼斯,奥德海波(30.南非,Jumbe [31日马拉维的]。有趣的是,Halicioglu [25应用格兰杰因果关系检验和ARDL绑定测试对土耳其并没有发现电力消费和经济增长之间的因果关系。其他研究也支持中立假说,包括Ozturk和Acaravci [32]11中东和北非地区国家和佩恩[33为美国。费萨尔et al。(2016)采用1990 - 2011年时间序列数据和户田拓夫山本的方法来分析电力消耗之间的因果关系,能源消费,在俄罗斯国内生产总值(GDP)增长。作者报道,有双向因果关系从电力消耗GDP的增长。这一发现验证反馈假说。然而他们没有发现因果关系从GDP能耗,使人中立假设。费萨尔et al .(2016)的发现指出,存在一个共同的和补充电力消费和经济增长之间的关系在俄罗斯1990 - 2011年期间。

符合我们的具体目标,我们专注于研究集中在电力消费和分解部门增长之间的关系。例如,Mawejje和Mawejje [1]分析了电力消费和农业之间的联系,工业和服务业独立生长。Mawejje和Mawejje1)采用Johansen协整检验和格兰杰因果关系和他们的研究结果支持工业部门增长假说。他们的结果表明,电力消费和经济增长是正相关的,因果关系从电力消耗为乌干达工业部门长期的增长。上下文中的一个小向量自回归框架,包括企业家、太阳和瓦尔(37)检查用电量和工业生产之间的联系在新加坡的制造业和发现电力消耗导致工业生产。经济增长假说有关能源消费和经济增长存在于新加坡的制造业。沙赫巴兹et al。22)检查产业化之间的关系,利用ARDL绑定为孟加拉国电力消耗测试和创新会计方法(IAA)。结果显示一个单向因果关系与用电量格兰杰导致工业增长。此外,Soytas和纱丽38)检查的工业用电量和制造业增加值之间的联系土耳其使用协整和向量误差修正框架,发现一个方向单向因果关系,工业用电量驱动器制造附加值的增长。在阿比德和Mraihi [39),长期的单向因果关系从电力消费行业GDP被发现但短期结果表明没有因果关系支持突尼斯的中立的假设。然而,Kermani et al。21也采用Johansen协整检验,结果和格兰杰因果分析对伊朗表明没有短期和长期产业附加值和电力消耗之间的因果关系,因此贷款支持伊朗的制造业中立假说。同样,Jobert和Karanfil [40]还发现能源消费和经济增长之间没有因果关系在部门级别以及土耳其的总水平。Danmaraya哈桑(41)发现制造业效率和耗电量之间的双向关系在尼日利亚的1980 - 2013。此外,Husaini和精益42]分析了产量和价格之间的关系在电力消费和制造业在马来西亚但发现长期的单向关系从制造业产出电力消耗的存在。

总之,现有的研究还没有达到共识用电量和工业产出增长之间的因果关系。在下面几节中,我们进行分析用电量和工业产出增长之间的关系在加纳的情况下缺乏经验证据。我们偏离Adom的早期工作19)和分析只有工业部门增长与电力消耗。Mawejje和Mawejje1)表明,用电量和工业发展之间的因果联系可以从使用整体经济增长产生不同的结果变量。

3所示。材料和方法

3.1。数据描述和实证模型

在这项研究中使用的数据是年度时间序列覆盖了1971年到2014年期间自用电量的数据只用于研究时期。在这项研究中使用的数据源是世界银行发展指标与制造业增加值(2015)(延长)占GDP的比率计算数据以来这些变量的比例为加纳不是连续的。用电量和工业增长之间的功能关系表示如下: 在哪里自然对数的制造业增加值占国内生产总值的比率是一个代理工业增长的研究。这是遵循制造业产出增长这一事实解释为增加工业化(43]。是一个常数,代表人均电力消耗的自然对数,表示白噪声误差修正项,指的是其他因素影响工业增长除了电力消耗。因为其他因素如贸易开放、劳动力和资本形成也影响工业增长,因此省略这些变量的偏差导致的协整和因果关系实验研究同时偏差(44]。预计这些变量将对制造业产出有积极影响,因此工业增长。因此,贸易开放度的增加,劳动力,资本形成应该导致增加的工业增长。因此,定义为 在哪里代表了贸易开放的自然对数。贸易开放研究中界定的出口和进口的总和占GDP的比例。在加纳和劳动力的自然对数表示的自然对数固定资本形成总值占GDP的比率。

把(2)(1)给(3)如以下规定 ,弹性系数。模型中的所有其他变量之前定义。

3.1.1。ARDL约束检验和协整分析

由于短跨度的数据,本研究采用协整的ARDL边界检测方法由Pesaran et al。9]。这是因为,在有限样本数据,ARDL方法已经被证明是更有效的比其他传统的协整方法如约翰森和Juselius [45)和恩格尔格兰杰(46]。此外,这种方法适用于模型的变量和 。一般的误差修正模型(ECM)表示 在哪里是一个常数,是改变运营商,和是长期弹性,短期内弹性,白噪声误差项是什么 。

方程(4)使用OLS估计和f统计量与Pesaran et al。9)关键值绑定到检查变量之间的长期协整关系。零假设 表明没有协整,其间的备择假设协整变量被声明为之一 。如果订单的独立变量是集成 ,在哪里 提供的,那么两个关键绑定值Pesaran et al。9)为共整合提供一个测试。计算出的f统计量与上下临界边界。如果f统计量大于上限,这些变量之间存在协整。然而,如果f统计量低于下限,没有协整。测试的结果是不确定的,如果上下之间的f统计量计算是至关重要的。

长期ARDL系数( )之后估计协整的证据被发现存在的变量。长期模型指定如下。 在哪里是一个常数,而白噪声误差项是什么在(5)。另之前定义的变量和参数。

中指定的误差修正模型(6下面是获得短期的参数估计。 在哪里是常数,误差项的系数是什么 ,和白噪声误差项 。

为了确定变量之间的因果关系,户田拓夫,山本47因果关系的方法,它使用一个修改的瓦尔德测试,采用。类似于Toda-Yamamoto (ARDL边界测试,47)因果关系的方法不需要预试的变量来确定积分的顺序和仍然可以在没有协整的48]。该方法采用VAR框架的水平。这里,适当的VAR秩序k是最大的集成增强的秩序变量的模型。然后VAR 估计分别如下: 在哪里是常数,VAR模型的最优顺序是由施瓦兹的信息标准,是最大的集成顺序,然后呢在VAR系统误差项。这种方法可以确保没有信息丢失,因为它只使用VAR在水平因此差分避免可能造成信息丢失。因此用作长期测试程序(49]。

4所示。结果与讨论

4.1。描述性统计和对单位根测试

表1使用显示的汇总统计变量在水平自然对数转换处理处理由于度量单位大小的巨大差异。

预试建立使用的变量的平稳性地位在Toda-Yamamoto因果关系检验和协整检验的ARDL方法不是必需的。然而,Pesaran et al。9)协整测试假设变量是集成或 。以确保没有变量或更高的集成模型中,订单进行单位根测试中使用增强Dickey-Fuller (ADF)和拦截Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin测试(kps)。进行ARDL边界测试长期关系变量是毫无意义的50]。单位根测试的结果显示在表中2。分别ADF和kps测试表明,该变量的组合和 。

4.2。协整检验结果

在进行边界测试来检查变量之间协整,(4)估计。研究采用general-to-specific造型方法到达一个吝啬的模型范围测试的滞后订单2选择基于信息标准。正常化生产附加值,边界测试报告的结果表3。的f统计量计算 大于上限为1%显著性水平。这意味着这些变量之间存在长期的关系由于协整的证据。

4.3。长期的估计

在确定变量的共合体log-run, (5)估计获得长期协整变量的系数。研究选定的滞后订单ARDL模型( )利用施瓦兹的信息标准。长期系数的结果被发表在表4。

表4表明,电力消费对工业增长有负面影响。-0.84的系数表明,人均电力消耗增加1%会导致工业增长下降0.84%。这一发现与普遍发现,增加电力消耗导致积极的产出增长(1,23,35]。Enu表示(20.]还发现微不足道的电力消费对制造业产出的影响。很多因素可能占了这个结果。

首先,其间的平均增长在加纳电力供应是正的,部分分配给工业部门持续下降的平均水平。从2000年到2010年,电力的部分分配给工业部门从68%下降到46.6%;同时,住宅和非住宅领域(学校、办公室等)经验丰富的电力供应中所占的份额从20%增长到40%,从8.5到14.3%,分别为(51]。此外,在2013年,电力消费在工业部门在2013年从2012年的48%下降到45%,尽管住宅领域的电力消耗保持不变在35%和非住宅领域经验丰富的电力消费从2012年的13%增加到2013年的16% (52]。根据能源委员会(53),向上调整关税的工业部门和这些利率在某些情况下是不可持续的。电力行业的高成本的向上调整关税可能解释工业用电量的下降。下降的另一个可能的原因在工业部门的电力消耗可以归因于经常甩负荷。事实上,工业部门的影响比其他行业在甩负荷在2003 - 2004年和2007年(51]。此外,该部门也以使用过时的和低效的能源消耗设备(53]。因此毫不奇怪,在加纳的平均用电量增加,工业对GDP的贡献从2000年到2010年从27.9%减少到19.1%。

贸易开放和资本形成被发现影响工业增长积极意义的水平在5%和1%,分别。另一方面,劳动力被发现工业增长产生负面影响。

4.4。短期的关系

的短期与长期相关系数或弹性估计,结果被发表在表5。误差修正系数是意料当中消极和重大。误差修正项的值(-0.5180)表明,校正长期均衡的短期不平衡率是51.80%。这意味着后长期均衡收敛的速度冲击适中。表5还显示了一个负面影响,在统计学上微不足道的用电量和工业增长之间的关系。资本形成也不显著,但对工业增长产生积极的影响。其余的短期的迹象参数符合长期系数和意义也保持水平。

4.5。模型诊断测试

ARDL回归模型具有良好的适应和通过诊断测试(表6)。模型还通过参数稳定性试验为递归残差图(图所示1和2)。

4.6。Toda-Yamamoto因果关系分析

由于边界测试结果显示协整的证据,长期消费的电力和工业增长之间的因果关系是决定使用Toda-Yamamoto [47]。表中给出的测试结果7显示用电量和工业增长之间存在单向因果关系,电力消费驱动工业增长在加纳。这一发现是一致的沙赫巴兹et al。22]和Mawejje Mawejje [1)发现单向因果关系从用电量为孟加拉国和乌干达行业,分别。单向因果关系之间的劳动力和工业增长与工业增长推动劳动力也被检测到。资本形成和工业增长之间没有因果关系。研究发现在加纳贸易开放和工业增长之间的单向因果关系与因果关系从贸易开放的工业增长。结果还表明,贸易开放对资本形成有很强的影响,而不是反之亦然。单向因果关系也发现从劳动力资本形成,劳动力贸易开放,电力消耗和劳动力。

5。结论

本文首次研究了用电量和工业增长之间的因果关系在加纳用从1971年到2014年的年度时间序列数据。ARDL contegration方法来测试长期存在的电力消耗和生产增值之间的关系,一个代理工业增长。结果表明协整关系或长期消费的电力和工业增长在加纳。这个研究的发现表明,电力消费产生负面影响工业增长的长期和短期在加纳虽然短期电力消费的影响不显著。Toda-Yamamoto修改格兰杰因果检验的结果显示存在单向因果关系从消费的电力工业增长,支持经济增长假说在加纳。

研究建议,与经济的工业化,电力发电投资增加对工业部门提供更多的权力以负担得起的价格来提高输出。政府也应该加强其能源效率的措施,这将确保公司工业部门避免使用过时的和低效的设备和机械或禁止其进口进入这个国家。节能政策于2007年开始在正确的方向上。然而,这政策也应该加强和扩展到其他领域很少或根本没有努力节约用电。

我们还建议政府应加大公共投资在资本货物因为证据的研究表明,在加纳工业增长资本形成积极影响。国际贸易,还发现促进工业发展,应该增加通过逐步减少贸易壁垒。这项研究还建议改革劳动部门在加纳的重视人力资源开发,使劳动更有效率。

数据可用性

在生成的数据集和/或分析在当前研究可从相应的作者以合理的要求。

的利益冲突

作者宣称没有利益冲突有关的出版。

确认

作者要感谢开始在2017年非洲的计量经济学会会议上的意见和建议,提高稿件的质量。

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