王耀中 王記志

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基于VAR模型的煤炭資源與經(jīng)濟增長動態(tài)關系實證分析

王耀中 王記志

煤炭產(chǎn)量； 煤炭消費量； 經(jīng)濟增長； VAR模型

一、引言

但是，上述研究也存在諸多不足：其一，研究對象僅局限于煤炭資源中的煤炭消費進行研究，忽視了煤炭生產(chǎn)與經(jīng)濟增長之間的關系研究；其二，研究范圍大都是從全中國的層面進行宏觀分析，忽略了煤炭資源的分布規(guī)模和作用機制的地區(qū)差異性，更缺乏較為深入的個案研究。其三，研究重點側重于煤炭消費與經(jīng)濟增長的因果關系研究，忽略了煤炭資源與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)傳導機制研究。

本文試圖在克服現(xiàn)有研究不足的基礎上，以湖南省為例，就煤炭產(chǎn)量、煤炭消費量與經(jīng)濟增長的動態(tài)關系進行定量測度。之所以選擇湖南省作為個案研究樣本，主要基于以下兩點：一是樣本地區(qū)的典型性。湖南省作為南方煤炭大省，其在煤炭資源與經(jīng)濟發(fā)展中所遇到的許多問題在全國其他省份具有代表性，能充分體現(xiàn)煤炭資源對經(jīng)濟增長的影響度。二是煤炭資源在樣本區(qū)的重要性。即使在能源結構不斷優(yōu)化的今天，其一次性能源消費結構中煤炭所占的比例仍高達70%?？梢詳喽?，在長時期內，煤炭作為湖南基礎能源的主體地位不會改變，全省工業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展對煤炭資源的高依存度也不會改變。所以，研究其煤炭資源與經(jīng)濟增長的關系，可以為湖南省能源開發(fā)和利用制定更完善的政策，同時也是對提高湖南省經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的理論探索。

二、變量選取、數(shù)據(jù)處理和計量模型

(一)理論分析

作為一個能源消耗大國，中國的經(jīng)濟增長已經(jīng)進入能源依賴型階段，經(jīng)濟的持續(xù)增長需要大量的能源作為支撐。由于我國的煤炭儲量十分龐大，未來一段時間內煤炭仍將是經(jīng)濟發(fā)展所依賴的主要能源。四大用煤行業(yè)電力、鋼鐵、建材、化工都是影響國民經(jīng)濟運行的基礎性行業(yè)。而湖南正是最具有代表性的省份。

歷史條件、中國國情和湖南省自身的特點共同決定了能源尤其是煤炭，將通過國外對我國高耗能產(chǎn)品需求影響中國高耗能產(chǎn)業(yè)投資出口及經(jīng)濟增長，湖南省必將首當其沖。發(fā)達國家能比其他國家更敏銳地發(fā)現(xiàn)能源供應大幅上漲時中國產(chǎn)品的價格優(yōu)勢，能從中國經(jīng)濟增長中獲益最多。反之，可以最大限度避免損失。因此，煤炭對湖南省的經(jīng)濟增長有重要影響。

中國經(jīng)濟增長必然消耗以煤炭為主的能源，推動煤炭價格上漲，反過來影響煤炭的消費。

在國際能源供應日益緊張的情況下，一個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平取決于其能源消耗與利用水平，因此系統(tǒng)研究能源消費與經(jīng)濟增長的關系，對經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略制定具有十分重要的意義。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說明

(三)變量的平穩(wěn)性檢驗

本文采用檢驗變量平穩(wěn)性的常用方法ADF (Augmented Dickey-Fuller)方法進行序列單位根檢驗?；貧w方程如下：

t=1,2,…T(1)

式中Δ為一階差分算子；Yt、Yt-1分別為第t、t-1期的變量值；t為時間趨勢；α為位移項，δ為趨勢項t的系數(shù)；βi(i=1，…，T)為未知參數(shù)；p為滯后值；εt為隨機擾動項。ADF檢驗的假設為：

H0：γ=0；

H1：γ<0

接受原假設意味著時間序列含有單位根，檢驗結果見表1。

表1 ADF單位根檢驗結果

從表1的檢驗結果可知，在5%的顯著性水平上無法拒絕所有序列存在單位根的原假設，經(jīng)過一階差分后，所有變量在5%的顯著水平上，可以拒絕非穩(wěn)態(tài)的原假設。

(四)計量模型

VAR模型用模型中所有內生當期變量對它們的滯后值進行回歸，估計全部內生變量的動態(tài)關系。VAR模型的優(yōu)勢在于不需要假定模型變量的內生性和外生性就可以檢驗模型中各個變量長期之間是否存在穩(wěn)定的關系。本文采取非限制性VAR模型來估計煤炭產(chǎn)量、煤炭消費量與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。VAR(p)模型的數(shù)學表達式是：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+APYt-p+εt,

t=1,2,…,T(2)

本文選取變量Yt=(lnGDP，lnCP，lnCC)′，A1,…,AP是3×3矩陣，εt表示白噪聲。估計VAR模型必須確定模型的滯后期。滯后階數(shù)越大越能反映模型的動態(tài)特征，但是滯后階數(shù)越大，需要估計的參數(shù)就越多，模型的自由度就會減少，直接影響模型參數(shù)估計的有效性。通?？刹捎肔R(似然比)檢驗法和AIC信息準則兩種方法。經(jīng)初步判斷建立二階滯后的VAR模型并進行穩(wěn)定性檢驗。檢驗結果顯示所有根的模的倒數(shù)都在單位圓內，這表明建立的VAR模型結構穩(wěn)定。

三、煤炭資源與經(jīng)濟增長動態(tài)關系的實證檢驗

(一)煤炭資源與經(jīng)濟增長協(xié)整檢驗

上述單位根檢驗的結果表明，估計煤炭產(chǎn)量、煤炭消費量與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系的VAR模型中的所有變量都是一階單整的，它們之間可能存在協(xié)整關系。協(xié)整關系檢驗與估計的方法主要有Engle-Granger 兩步法和Johansen極大似然法。本文采用多變量Johansen極大似然法對煤炭產(chǎn)量、煤炭消費量和經(jīng)濟增長等變量進行協(xié)整檢驗，檢驗結果見表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗的結果

表2的檢驗結果表明，在5%的顯著水平上，湖南省煤炭產(chǎn)量、煤炭消費量和經(jīng)濟增長水平之間有一個唯一的協(xié)整方程，將其標準化后，即可變?yōu)椋?/p>

LnGDP=0.26746+0.253631LnCP-0.43853LnCC

(0.00537) (0.56387) (0.57490)

表3 變量之間Granger因果關系檢驗結果

(二)Granger因果關系檢驗

Johansen協(xié)整檢驗結果表明LnGDP、LnCP與LnCC之間存在長期均衡關系，但不能說明它們之間是否構成因果關系。Granger因果關系檢驗是從2個相互聯(lián)系的序列中分辨出2個變量的因果關系。為了確切地分析煤炭資源與經(jīng)濟增長之間是沒有任何關聯(lián)還是互為因果，本文在顯著水平α=0.05水平下，對各變量的Granger因果關系檢驗見表3。

從表3可知，在5%的水平的置信度水平下，無論是煤炭產(chǎn)量還是煤炭消費量都不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；而經(jīng)濟增長是煤炭產(chǎn)量和煤炭消費的格蘭杰原因，這符合能源和經(jīng)濟增長的理論。一般來說，一個國家或地區(qū)國民經(jīng)濟的增長速度同其能源產(chǎn)量和能源消費量的增長速度都保持著密切相關，也就是說經(jīng)濟增長的同時，能源消費量也要相應增長。保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長必須要有不斷擴大的能源供應作為保障。因此，對能源供應可能出現(xiàn)的波動和短缺，我們必須保持高度警惕并作好應對措施。

(三)向量誤差修正模型

協(xié)整關系只是反映了變量之間的長期均衡關系，沒有考慮短期的動態(tài)情況。為彌補長期靜態(tài)模型的不足，誤差修正模型(VECM)既能反映不同時間序列間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。根據(jù)AIC和SC準則確定滯后期為2，VECM的具體形式為式(3)。

(3)

極大似然值=78.253242；AIC=-4.648362；SC=-3.648394

誤差修正模型對因變量GDPt、CPt和CCt進行了分解：考慮來自于變量ΔGDP、ΔCP、ΔCC的短期波動影響和誤差修正項VECMt-1對偏離長期均衡的調整。從方程(3)可以看出，從短期波動向長期均衡發(fā)展的過程中經(jīng)濟增長、煤炭產(chǎn)量與煤炭消費量的調整系數(shù)分別為：-0.0657、-1.4257、-1.5376。煤炭消費對維持長期均衡的貢獻較大。上一年煤炭消費量對當期煤炭消費量的影響相當顯著，國內生產(chǎn)總值變化1%，則引起國內煤炭消費量增加2.7639%。而滯后兩期的煤炭消費量和滯后一期的經(jīng)濟增長引起當期煤炭消費量反方向的變化，這與積極推進經(jīng)濟增長方式的轉變，走集約化道路是分不開的。

(四)脈沖響應函數(shù)(IRF)

圖1顯示的是經(jīng)濟增長對各變量沖擊的響應。經(jīng)濟增長對煤炭產(chǎn)量和煤炭消費量沖擊的響應截然不同，煤炭產(chǎn)量對經(jīng)濟增長的沖擊始終是正向沖擊，而煤炭消費量對經(jīng)濟的沖擊從第2期開始由正向沖擊轉為負向沖擊。這表明在能源需求增加情形，增加煤炭供給可以帶動經(jīng)濟產(chǎn)出的增長，早期的煤炭消費增加對經(jīng)濟增長具有一定的刺激作用，但隨著煤炭消費量的劇增，增加了經(jīng)濟增長的壓力，對經(jīng)濟增長起到一定的滯后作用。從圖2可以看出，煤炭消費對經(jīng)濟增長的沖擊效果較為靈敏，一開始經(jīng)濟增長刺激煤炭消費量的增加，但到4、5期，經(jīng)濟發(fā)展與煤炭消費之間存在一定的不和諧，經(jīng)濟增長速度緩慢，沒有很好地適應煤炭消費量的增加；煤炭產(chǎn)量對煤炭消費一直是正向沖擊。這表明煤炭產(chǎn)量直接關系到煤炭消費量，在煤炭需求旺盛的情況下，設法提高煤炭產(chǎn)量是緩解當前能源需求壓力的直接手段。圖3是煤炭產(chǎn)量的脈沖相應圖。煤炭消費對煤炭產(chǎn)量的沖擊開始是正向沖擊，第2期轉為負向沖擊。經(jīng)濟增長對煤炭產(chǎn)量沖擊十分顯著，表現(xiàn)出較強的波動性，開始呈現(xiàn)正向沖擊，從第4期開始變?yōu)樨撓驔_擊，這表明經(jīng)濟增長對煤炭產(chǎn)量有著較大的影響，初期經(jīng)濟增長帶動了煤炭產(chǎn)量的增加，但是隨著經(jīng)濟的增長，人們對煤炭需求的速度大于煤炭產(chǎn)量增長的速度，經(jīng)濟增長與煤炭產(chǎn)量出現(xiàn)了不協(xié)調的現(xiàn)象。

圖1 經(jīng)濟增長的脈沖響應圖

圖2 煤炭消費量的脈沖響應圖

圖3 煤炭產(chǎn)量的脈沖響應圖

(五)預測方差分解

方差分解表示的是當系統(tǒng)中某個變量受到一個單位的沖擊時，通過變量的預測誤差百分比反映向量之間的交互作用程度。方差分解的基本思想是把系統(tǒng)中的各個內生變量的變動按其成因分解成與各方程隨機擾動項相關聯(lián)的組成部分，從而掌握擾動項對模型內生變量的相對重要性。圖4-6是各變量的方差分解圖。

圖4 經(jīng)濟增長的方差分解圖

圖6 煤炭生產(chǎn)的方差分解

從圖4可以看出，經(jīng)濟增長的預測誤差絕大部分由新信息來解釋，表明其預測誤差的主要來源是自身沖擊，其原因在于建立VAR模型時把LNGDP作為第一個因變量的緣故。隨著時間的推移，從第6期開始，煤炭消費量成為經(jīng)濟增長的第二大沖擊來源，其貢獻率穩(wěn)定在10%左右，煤炭產(chǎn)量沖擊對經(jīng)濟增長的影響不明顯。圖5給出了煤炭消費的方差分解結果，經(jīng)濟增長和煤炭產(chǎn)量是影響煤炭消費量預測誤差的重要來源。其中，煤炭產(chǎn)量的貢獻率最終穩(wěn)定在25%左右，經(jīng)濟增長的貢獻度穩(wěn)定在40%左右，說明經(jīng)濟增長是促進能源消耗的動力，要提高經(jīng)濟運行效率，必須調整經(jīng)濟結構，促進有效能源節(jié)約。圖6顯示了煤炭產(chǎn)量的方差分解，可以看出經(jīng)濟增長和煤炭消費量對煤炭產(chǎn)量的貢獻度都較大，其中經(jīng)濟增長對煤炭產(chǎn)量預測誤差貢獻度最顯著，最后穩(wěn)定在43%左右，這是由于隨著經(jīng)濟的快速增長，刺激了能源需求的增長，從而促進了煤炭產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高了煤炭生產(chǎn)的比例，煤炭產(chǎn)量快速增長。

四、結論及政策建議

但是隨著經(jīng)濟的增長，人們對煤炭需求的速度大于煤炭產(chǎn)量增長的速度，經(jīng)濟增長與煤炭產(chǎn)量出現(xiàn)了不協(xié)調的現(xiàn)象。

煤炭產(chǎn)量對經(jīng)濟增長的貢獻率最終穩(wěn)定在25%左右，經(jīng)濟增長對煤炭產(chǎn)量預測的貢獻度穩(wěn)定在40%左右，說明經(jīng)濟增長是促進能源消耗的動力，要提高經(jīng)濟運行效率，必須調整經(jīng)濟結構，促進有效能源節(jié)約。經(jīng)濟增長和煤炭消費量對煤炭產(chǎn)量的貢獻度都較大，其中經(jīng)濟增長對煤炭產(chǎn)量預測誤差貢獻度最顯著，最后穩(wěn)定在43%左右。

基于以上結論分析，可以從煤炭生產(chǎn)、煤炭消費和經(jīng)濟發(fā)展三個層面提出一些政策來實現(xiàn)煤炭資源與經(jīng)濟增長的協(xié)調發(fā)展。

(一)煤炭生產(chǎn)政策

考察湖南省的資源情況可知，在今后較長一段時期內，煤炭必然還是最主要能源。但是在煤炭資源的開發(fā)與利用過程中，需要大力發(fā)展?jié)崈裘杭夹g，提高煤炭利用效率。制定相關激勵政策，鼓勵煤炭企業(yè)自主創(chuàng)新，優(yōu)化產(chǎn)品結構，創(chuàng)造市場需求，為企業(yè)的產(chǎn)品尋求新的市場機會和消費熱點。另外，發(fā)展新能源是湖南省未來能源優(yōu)質化、清潔化的迫切需要。要高度重視新能源及可再生能源的開發(fā)利用，做好新能源開發(fā)利用技術的研究、引進和推廣，并使其產(chǎn)業(yè)化、商業(yè)化。第三，在保持湖南省煤炭產(chǎn)量基本穩(wěn)定的基礎上，倡導跨省合作，鼓勵和支持有實力的煤炭企業(yè)與外省攜手合作，進行省外煤炭資源開采。

(二)煤炭消費政策

建立節(jié)能激勵機制。政府對能源的消費和能源的節(jié)約進行宏觀調控和政策引導；實行節(jié)能獎勵政策。另一方面，應當采用和引進先進、高效的節(jié)能設備和工藝，推動先進節(jié)能技術的市場化，提高煤炭消費質量和煤炭利用效率，使煤炭的消費得到最大潛力的利用，從源頭防止煤炭利用效率的低水平和煤炭資源的浪費。

(三)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展政策

首先，構建一個從煤炭采掘、加工到廢棄物利用的循環(huán)經(jīng)濟模式。其次，扶持有發(fā)展前途的非煤接續(xù)產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。要吸取一些已枯竭城市的教訓，遵循市場導向、環(huán)境保護、產(chǎn)業(yè)相關、產(chǎn)業(yè)協(xié)調等原則，根據(jù)各地實際情況發(fā)展節(jié)能綜合利用型、自我服務型。最后，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟是轉變經(jīng)濟發(fā)展模式的現(xiàn)實選擇，是實現(xiàn)可持續(xù)、跨越式發(fā)展的根本性保障。積極吸引資金、技術、人才、管理的要素，促進產(chǎn)業(yè)結構升級和產(chǎn)業(yè)結構的合理化，實現(xiàn)新興煤炭資源型地區(qū)經(jīng)濟的可持續(xù)增長。清潔能源、石油的消費對經(jīng)濟的影響較大，因此，國家在制定政策時，根據(jù)可持續(xù)發(fā)展，節(jié)約利用不可再生能源的原則，加大清潔能源的支持力度。發(fā)展低碳經(jīng)濟，是未來下一步經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略。

[責任編輯：賈樂耀]

An Empirical Analysis of the Dynamic Relationship between Coal Resources and Economic Growth Based on VAR Model

WANG Yao-zhong WANG Ji-zhi

(College of Economics and Trade, Hunan University, Changsha 410079, P.R.China;School of Management, Hunan University of Science and Technology, Xiangtan 411201, P.R.China)

The interactive relationship of the coal production, coal consumption and economy growth is analyzed based on the statistics from 1982 to 2006 of Hunan Province. The results show that there exists a long-term equilibrium relationship among them. The economy growth is a Granger reason to coal production and consumption. In the short run, the economic growth is effected by the coal production and consumption in its development process from short-term fluctuation to long-term equilibrium. It can be discovered that coal production and consumption has a greater response to the change of GDP from the result of variance decomposition. So it is of great practical significance to speed up economic growth to promote the steady and rapid development of the coal resources.

coal production; coal consumption; economic growth; VAR model

全國統(tǒng)計科學研究計劃項目(項目編號2006B48)。

王耀中，長沙理工大學黨委書記，湖南大學經(jīng)濟與貿易學院博士生導師(長沙 410079)；王記志，湖南大學經(jīng)濟與貿易學院博士生，湖南科技大學管理學院副教授(湘潭 411201)。