【摘要】：經(jīng)濟(jì)增長通常是指在一個較長的時間跨度上，一個國家人均產(chǎn)出(或人均收入)水平的持續(xù)增加。較早的文獻(xiàn)中是指一個國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)的總產(chǎn)出與前期相比實現(xiàn)的增長。文章發(fā)表在《財經(jīng)研究》上，是高級經(jīng)濟(jì)師論文發(fā)表范文，供同行參考。

　　【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

　　經(jīng)濟(jì)增長方式是指一個國家(或地區(qū))經(jīng)濟(jì)增長的實現(xiàn)模式，它可分為兩種形式：粗放型和集約型。根據(jù)總量生產(chǎn)函數(shù)分析和資本產(chǎn)出彈性與勞動產(chǎn)出彈性的計算，可將一個時期的經(jīng)濟(jì)增長率進(jìn)行分解，即由生產(chǎn)要素投入量增加導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長和由要素生產(chǎn)率提高導(dǎo)致的部分。

　　隨著我國國民經(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，其中尤以煤炭的供給與需求量增長最為顯著。全國煤炭產(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)計消費(fèi)量約在21.4億噸，②比上年增長10.6%，略高于煤炭生產(chǎn)量的增長速度和GDP的增長速度(9.9%)。

　　2006年上半年，全國能耗增長仍快于經(jīng)濟(jì)增長，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，實現(xiàn)能源利用的集約化及高效率，進(jìn)而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，成為擺在我們面前的一個亟待解決的問題。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，來分析和解決這一問題。[1]

　　國內(nèi)外學(xué)者采用不同的方法對中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(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,通過分析能源需求和GDP、能源價格、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中重工業(yè)份額的協(xié)整關(guān)系，建立了中國能源需求的計量經(jīng)濟(jì)模型。

　　在經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(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第一、二、三產(chǎn)業(yè)的煤炭消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長(以國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量)進(jìn)行實證分析，得到中國煤炭消費(fèi)的誤差修正模型，并對模型做出解釋，以期真實反映我國各產(chǎn)業(yè)能源(煤炭)消費(fèi)現(xiàn)狀，揭示經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的歷史進(jìn)程。

　　一、中國煤炭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的基本分析

　　中國國內(nèi)能源資源稟賦決定了中國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，這是我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的主要特點之一，煤炭消費(fèi)量在較長時間里仍將維持在一個較高水平，如圖1所示。[4]隨著中國經(jīng)濟(jì)的高速、穩(wěn)步增長，中國能源消費(fèi)量也隨之增長。

　　資料來源：中國統(tǒng)計年鑒，2005。

　　然而，我國煤炭的生產(chǎn)量并不能滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，如何實現(xiàn)煤炭資源在各產(chǎn)業(yè)間的合理配置以保證國民經(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)實意義。

　　二、“誤差修正模型”的建立及檢驗

　　(一)數(shù)據(jù)來源和變量選取

　　本文運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型分析中國從1975—2004年間煤炭消費(fèi)量和國內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的協(xié)整關(guān)系，對具有長期均衡關(guān)系的變量構(gòu)建具有誤差修正項的長期均衡方程,并對模型進(jìn)行分析。本文所選取的煤炭消費(fèi)量和各產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)均來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》。

　　為消除異方差的影響和數(shù)據(jù)的劇烈波動，對原數(shù)列取自然對數(shù)。其主要變量和含義見表1。

　　表1模型符號及變量說明(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，對于不平穩(wěn)的時間序列，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關(guān)系。協(xié)整(cointegration)理論可以很好地解決這一問題，它是由Engle和Granger(1987)提出的，是近年來處理非平穩(wěn)時間序列之間長期均衡關(guān)系和短期波動的有力工具。

　　表2ADF單位根檢驗結(jié)果(略)

　　因此變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即煤炭消費(fèi)量和國內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間存在長期的均衡關(guān)系。使用Eviews5.0可以分別求出LNCC和LNGDP，LNCC和LNGDP1， LNCC和LNGDP2，LNCC和LNGDP3的長期均衡方程。

　　對誤差修正序列進(jìn)行單位根檢驗，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期均衡關(guān)系的成立，即協(xié)整關(guān)系的存在。通過以上分析，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看，我國短期煤炭消費(fèi)量主要取決于上一年煤炭消費(fèi)量及當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值，上一年煤炭消費(fèi)量對當(dāng)期煤炭消費(fèi)量的影響相當(dāng)顯著，國內(nèi)生產(chǎn)總值變化1%，則引起國內(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，這與我國積極推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，走集約化道路是分不開的，圖一中煤炭消費(fèi)比例有下降趨勢，但是由于煤炭資源消費(fèi)的慣性，出現(xiàn)了圖中所示的我國煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比例仍然保持在一個較高水平上。

　　模型的長期均衡主要體現(xiàn)在國內(nèi)生產(chǎn)總值，ECM_GDP項的系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。ECM_GDP的系數(shù) -1<-0.733603<0，滿足誤差修正項前面系數(shù)的取值范圍及符號。從系數(shù)估計值(-0.733603)來看，國內(nèi)生產(chǎn)總值與煤炭消費(fèi)量間長期均衡關(guān)系對短期波動的調(diào)整力度還是相當(dāng)大的，并且在建立模型時，通過多次估計和檢驗，發(fā)現(xiàn)只有國內(nèi)生產(chǎn)總值的誤差修正項對煤炭消費(fèi)量有顯著的長期均衡誤差控制，而第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的誤差修正項沒有顯著影響。

　　誤差修正模型具有其明顯的優(yōu)越性：一階差分項的使用消除了變量可能存在的趨勢因素，從而避免了虛假回歸問題;一階差分項的使用也消除了模型可能存在的多重共線性問題;而誤差修正項的引入也保證了變量水平值的信息沒有被忽略;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，尤其是模型中差分項可以使用通常的t檢驗與F檢驗進(jìn)行選取。

　　(三)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

　　Granger因果性檢驗是指：在序列Xt和Yt消除了趨勢之后，如果利用過去的Xt和Yt的值一起對Yt進(jìn)行預(yù)測，比單用Yt的過去值預(yù)測的效果更好的話，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)系檢驗結(jié)果見表4。

　　表4格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

　　由上表可知，國內(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%，略低于其他幾個指標(biāo)，說明我國第二產(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

　　通過以上分析得出，采用分不同產(chǎn)業(yè)的誤差修正模型來預(yù)測煤炭消費(fèi)量能夠充分反映出國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對煤炭消費(fèi)量的影響，而煤炭消費(fèi)量的變化仍然體現(xiàn)為國內(nèi)生產(chǎn)總值變動的結(jié)果。第二產(chǎn)業(yè)中的電力、鋼鐵、建材和化工四個行業(yè)是中國煤炭消費(fèi)最集中的行業(yè)，四大行業(yè)的增長速度變化對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，產(chǎn)品產(chǎn)量增勢不減，生產(chǎn)量累計同比均保持著 10% 左右的高速增長率。四大行業(yè)2005年煤炭需求量達(dá)到19.5億噸，預(yù)計2006年全國煤炭需求量在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煤炭供需矛盾，實現(xiàn)煤炭供需新的平衡。

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　　注 釋：

　?、?005年煤炭生產(chǎn)量數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國2005年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

　?、?005年煤炭消費(fèi)量數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國2005年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。