摘要：本文運用協(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,并對模型進行分析。本文所選取的煤炭消費量和各產(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》。

　　關(guān)鍵詞：中國經(jīng)濟,經(jīng)濟制度,經(jīng)濟發(fā)展

　　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。本文采用Engle—Granger兩步法。首先對變量進行Augment Dickey—Fuller(ADF)單位根檢驗，以確定序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。觀察下表可以發(fā)現(xiàn)煤炭消費量、國內(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)值對數(shù)化后均為二階單整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均為 I。

　　因此變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即煤炭消費量和國內(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，我國短期煤炭消費量主要取決于上一年煤炭消費量及當年國內(nèi)生產(chǎn)總值，上一年煤炭消費量對當期煤炭消費量的影響相當顯著，國內(nèi)生產(chǎn)總值變化1%，則引起國內(nèi)煤炭消費量增加0.39%。而滯后兩期的煤炭消費量和滯后一期的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值引起當期煤炭消費量反方向的變化，這與我國積極推進經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，走集約化道路是分不開的，圖一中煤炭消費比例有下降趨勢，但是由于煤炭資源消費的慣性，出現(xiàn)了圖中所示的我國煤炭消費量占能源消費總量的比例仍然保持在一個較高水平上。而我國經(jīng)濟的高速增長也得益于煤炭消費量的持續(xù)、穩(wěn)定。

　　采用分不同產(chǎn)業(yè)的誤差修正模型來預(yù)測煤炭消費量能夠充分反映出國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對煤炭消費量的影響，而煤炭消費量的變化仍然體現(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。

　　2006年上半年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長10.9%，煤炭生產(chǎn)增長12.8%，在經(jīng)濟加速增長的情況下，煤炭供應(yīng)比較寬松，庫存繼續(xù)增加。鋼鐵、有色金屬、建材等領(lǐng)域重點企業(yè)堅持推進結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長方式轉(zhuǎn)變，通過產(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：上半年能源消費增長快速，超過了國家GDP的增長速度，暴露出經(jīng)濟增長方式和能源消費結(jié)構(gòu)上仍然存在的一些問題。這也說明我國在實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，能源、經(jīng)濟和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展方面還有很長的路要走。

　　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)總值與煤炭消費量間長期均衡關(guān)系對短期波動的調(diào)整力度還是相當大的，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。

　　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。

　　國內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與煤炭消費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，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。