中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與煤炭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的關(guān)系
[內(nèi)容摘要]基于對(duì)我國(guó)煤炭供需的基本分析，本文運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型建立中國(guó)煤炭消費(fèi)的結(jié)構(gòu)需求模型，并將中國(guó)煤炭消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡引入到短期預(yù)測(cè)，從而得到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總量仍然在較大程度上依賴于煤炭資源的消耗。然而，從得到的誤差修正模型來(lái)看，第二產(chǎn)業(yè)在煤炭消費(fèi)上呈現(xiàn)出集約化和利用效率提高的趨勢(shì)。利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)證實(shí)了以上結(jié)論。
[關(guān)鍵詞]煤炭消費(fèi)量；協(xié)整；誤差修正模型；格蘭杰因果關(guān)系
Abstract：This paper uses cointegration theory and error correction model to build structural demand model of coal consumption on the basis of basic analysis of coal supply and demand of China, and we also introduced long-term balance of Chinese coal to the short-term forecast, thus we obtained that the total quantity of economy growth still relies on the coal resources consumption in great degree. However, from the error correction model, the coal consumption of second industry shows high efficiency tendency. This paper uses Granger causality tests verify above conclusions.
Key words：coal consumption；cointegration；error correction model；Granger causality tests
隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)步伐的加快，能源的供給與需求迅速增長(zhǎng)，其中尤以煤炭的供給與需求量增長(zhǎng)最為顯著。全國(guó)煤炭產(chǎn)量從1978年的6.18億噸上升到2004年的19.56億噸，2005年產(chǎn)量為21.9億噸，①比上年增長(zhǎng)9.9% 。消費(fèi)量從1978年的4.04億噸增加到2004年的13.34億噸，2005年預(yù)計(jì)消費(fèi)量約在21.4億噸，②比上年增長(zhǎng)10.6%，略高于煤炭生產(chǎn)量的增長(zhǎng)速度和GDP的增長(zhǎng)速度（9.9%）。2006年上半年，全國(guó)能耗增長(zhǎng)仍快于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，單位GDP能耗不降反升0.8%。在這種情況下，煤炭資源的高消耗能否繼續(xù)支持經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)能源利用的集約化及高效率，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，成為擺在我們面前的一個(gè)亟待解決的問(wèn)題。為此，很多學(xué)者從能源消費(fèi)總量或是某一能源的消費(fèi)量，如石油，來(lái)分析和解決這一問(wèn)題。[1]
國(guó)內(nèi)外學(xué)者采用不同的方法對(duì)中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系做了大量研究，但主要是從定性方面進(jìn)行，定量分析方面也主要集中在考察能源需求總量、能源利用效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。[2]其中，林伯強(qiáng)（2001）將協(xié)整誤差校正模型引入到能源分析中,通過(guò)分析能源需求和GDP、能源價(jià)格、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中重工業(yè)份額的協(xié)整關(guān)系，建立了中國(guó)能源需求的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)各組成部分的分析上，黃飛（2001）采用灰色關(guān)聯(lián)分析法中的關(guān)聯(lián)度分析，認(rèn)為能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中與國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系最大的是石油，其次是電力，再次是煤炭。張麗峰（2005）利用協(xié)整與誤差修正理論建立了三次產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)總量與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的誤差修正模型。[3]但是，總量或石油消費(fèi)量的分析不足以反映我國(guó)以煤炭為主的能源消費(fèi)特征。因此，本文運(yùn)用協(xié)整理論與誤差修正模型對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)的煤炭消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值衡量）進(jìn)行實(shí)證分析，得到中國(guó)煤炭消費(fèi)的誤差修正模型，并對(duì)模型做出解釋，以期真實(shí)反映我國(guó)各產(chǎn)業(yè)能源（煤炭）消費(fèi)現(xiàn)狀，揭示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的歷史進(jìn)程。
一、中國(guó)煤炭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的基本分析
中國(guó)國(guó)內(nèi)能源資源稟賦決定了中國(guó)以煤為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，其中第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)煤炭消費(fèi)量占煤炭消費(fèi)總量的10%左右，第二產(chǎn)業(yè)煤炭消費(fèi)量則占 90%。煤炭的消費(fèi)量在能源消費(fèi)總量中從1978年到2004年的27年間消費(fèi)比例都維持在65%以上，這是我國(guó)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的主要特點(diǎn)之一，煤炭消費(fèi)量在較長(zhǎng)時(shí)間里仍將維持在一個(gè)較高水平，如圖1所示。[4]隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速、穩(wěn)步增長(zhǎng)，中國(guó)能源消費(fèi)量也隨之增長(zhǎng)。
資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，2005。
然而，我國(guó)煤炭的生產(chǎn)量并不能滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，如何實(shí)現(xiàn)煤炭資源在各產(chǎn)業(yè)間的合理配置以保證國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、快速、健康發(fā)展是我們急需解決的重要問(wèn)題。因此，研究煤炭消費(fèi)量與產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)整和因果關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
二、“誤差修正模型”的建立及檢驗(yàn)
（一）數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選取
本文運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型分析中國(guó)從1975—2004年間煤炭消費(fèi)量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的協(xié)整關(guān)系，對(duì)具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系的變量構(gòu)建具有誤差修正項(xiàng)的長(zhǎng)期均衡方程,并對(duì)模型進(jìn)行分析。本文所選取的煤炭消費(fèi)量和各產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)均來(lái)自各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。
為消除異方差的影響和數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，對(duì)原數(shù)列取自然對(duì)數(shù)。其主要變量和含義見(jiàn)表1。
表1模型符號(hào)及變量說(shuō)明(略)
（二）“誤差修正模型”的建立
經(jīng)典的回歸模型是建立在數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的基礎(chǔ)上的，對(duì)于不平穩(wěn)的時(shí)間序列，可能產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，使模型不能準(zhǔn)確反映變量之間的真實(shí)關(guān)系。協(xié)整（cointegration）理論可以很好地解決這一問(wèn)題，它是由Engle和Granger（1987）提出的，是近年來(lái)處理非平穩(wěn)時(shí)間序列之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)的有力工具。本文采用Engle—Granger兩步法。首先對(duì)變量進(jìn)行Augment Dickey—Fuller(ADF)單位根檢驗(yàn)，以確定序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。經(jīng)ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。觀察下表可以發(fā)現(xiàn)煤炭消費(fèi)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)數(shù)化后均為二階單整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均為 I(2)。
表2ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果（略）
因此變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即煤炭消費(fèi)量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。使用Eviews5.0可以分別求出LNCC和LNGDP，LNCC和LNGDP1， LNCC和LNGDP2，LNCC和LNGDP3的長(zhǎng)期均衡方程。
對(duì)誤差修正序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)四組誤差修正序列都是0階單整，即誤差修正序列是平穩(wěn)的。從而證明了以上四組長(zhǎng)期均衡關(guān)系的成立，即協(xié)整關(guān)系的存在。通過(guò)以上分析，從而可以建立最終的誤差修正模型。
從以上誤差修正模型來(lái)看，我國(guó)短期煤炭消費(fèi)量主要取決于上一年煤炭消費(fèi)量及當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，上一年煤炭消費(fèi)量對(duì)當(dāng)期煤炭消費(fèi)量的影響相當(dāng)顯著，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變化1%，則引起國(guó)內(nèi)煤炭消費(fèi)量增加0.39%。而滯后兩期的煤炭消費(fèi)量和滯后一期的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值引起當(dāng)期煤炭消費(fèi)量反方向的變化，這與我國(guó)積極推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，走集約化道路是分不開(kāi)的，圖一中煤炭消費(fèi)比例有下降趨勢(shì)，但是由于煤炭資源消費(fèi)的慣性，出現(xiàn)了圖中所示的我國(guó)煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比例仍然保持在一個(gè)較高水平上。而我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)也得益于煤炭消費(fèi)量的持續(xù)、穩(wěn)定。
模型的長(zhǎng)期均衡主要體現(xiàn)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，ECM_GDP項(xiàng)的系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。ECM_GDP的系數(shù) -1<-0.733603<0，滿足誤差修正項(xiàng)前面系數(shù)的取值范圍及符號(hào)。從系數(shù)估計(jì)值（-0.733603）來(lái)看，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與煤炭消費(fèi)量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期波動(dòng)的調(diào)整力度還是相當(dāng)大的，并且在建立模型時(shí)，通過(guò)多次估計(jì)和檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)只有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的誤差修正項(xiàng)對(duì)煤炭消費(fèi)量有顯著的長(zhǎng)期均衡誤差控制，而第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的誤差修正項(xiàng)沒(méi)有顯著影響。
同時(shí)，我們可以得出煤炭消費(fèi)量的實(shí)際觀測(cè)值、誤差修正模型的擬合值以及參差項(xiàng)的顯示圖，見(jiàn)圖2。
誤差修正模型具有其明顯的優(yōu)越性：一階差分項(xiàng)的使用消除了變量可能存在的趨勢(shì)因素，從而避免了虛假回歸問(wèn)題；一階差分項(xiàng)的使用也消除了模型可能存在的多重共線性問(wèn)題；而誤差修正項(xiàng)的引入也保證了變量水平值的信息沒(méi)有被忽略；由于誤差修正向本身的平穩(wěn)性，使得該模型可以用經(jīng)典回歸方法進(jìn)行估計(jì)，尤其是模型中差分項(xiàng)可以使用通常的t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)進(jìn)行選取。
（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
Granger因果性檢驗(yàn)是指：在序列Xt和Yt消除了趨勢(shì)之后，如果利用過(guò)去的Xt和Yt的值一起對(duì)Yt進(jìn)行預(yù)測(cè)，比單用Yt的過(guò)去值預(yù)測(cè)的效果更好的話，序列Xt和Yt存在因果關(guān)系，這種關(guān)系稱為Granger因果關(guān)系。煤炭消費(fèi)量與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。
表4格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
由上表可知，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與煤炭消費(fèi)量之間存在單方向的格蘭杰因果關(guān)系，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值是煤炭消費(fèi)量的格蘭杰因果關(guān)系。值得注意的是，二次產(chǎn)業(yè)否定原假設(shè)的概率是94%，略低于其他幾個(gè)指標(biāo)，說(shuō)明我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在能源利用上正在朝著集約化和多元化的方向發(fā)展。這與以上得到的誤差修正模型的結(jié)論是一致的。
三、結(jié)論及預(yù)測(cè)
通過(guò)以上分析得出，采用分不同產(chǎn)業(yè)的誤差修正模型來(lái)預(yù)測(cè)煤炭消費(fèi)量能夠充分反映出國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)煤炭消費(fèi)量的影響，而煤炭消費(fèi)量的變化仍然體現(xiàn)為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)的結(jié)果。第二產(chǎn)業(yè)中的電力、鋼鐵、建材和化工四個(gè)行業(yè)是中國(guó)煤炭消費(fèi)最集中的行業(yè)，四大行業(yè)的增長(zhǎng)速度變化對(duì)煤炭需求量變化影響很大，煤炭需求的周期性變化取決于四大行業(yè)的周期變化。2005年電力、冶金、建材、化工等主要耗煤行業(yè)全年均保持著良好的發(fā)展態(tài)勢(shì)，產(chǎn)品產(chǎn)量增勢(shì)不減，生產(chǎn)量累計(jì)同比均保持著 10% 左右的高速增長(zhǎng)率。四大行業(yè)2005年煤炭需求量達(dá)到19.5億噸，預(yù)計(jì)2006年全國(guó)煤炭需求量在22.5億噸左右，煤炭供給量約在22億噸左右，煤炭供需基本平衡。第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變、能源的集約化利用及能源需求結(jié)構(gòu)的多元化將有力地緩解我國(guó)煤炭供需矛盾，實(shí)現(xiàn)煤炭供需新的平衡。
2006年上半年，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)10.9%，煤炭生產(chǎn)增長(zhǎng)12.8%，在經(jīng)濟(jì)加速增長(zhǎng)的情況下，煤炭供應(yīng)比較寬松，庫(kù)存繼續(xù)增加。鋼鐵、有色金屬、建材等領(lǐng)域重點(diǎn)企業(yè)堅(jiān)持推進(jìn)結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變，通過(guò)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整和節(jié)能降耗改造降低單位能耗。但是，我們注意到：上半年能源消費(fèi)增長(zhǎng)快速，超過(guò)了國(guó)家GDP的增長(zhǎng)速度，暴露出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)上仍然存在的一些問(wèn)題。這也說(shuō)明我國(guó)在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，能源、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展方面還有很長(zhǎng)的路要走。☆
注 釋：
①2005年煤炭生產(chǎn)量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中華人民共和國(guó)2005年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。
②2005年煤炭消費(fèi)量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中華人民共和國(guó)2005年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。
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