李 驍

山西財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院 山西太原 030006

煤炭消費(fèi)對山西經(jīng)濟(jì)增長的影響分析
——基于VAR模型

李 驍

山西財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院 山西太原 030006

本文主要采用1985—2014年山西省的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、VAR模型等計(jì)量分析方法進(jìn)行實(shí)證分析，表明能源消費(fèi)總量對山西經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度較為穩(wěn)定但較預(yù)期小，而投資對山西省經(jīng)濟(jì)的影響程度較大且在逐漸增加。

VAR模型；經(jīng)濟(jì)增長；煤炭消費(fèi)

1 研究背景和意義

山西省作為我國傳統(tǒng)的內(nèi)陸資源大省，受地理位置、交通條件和國家政策等因素的限制，經(jīng)濟(jì)發(fā)展在近年來受到了很大的制約。隨著本世紀(jì)初國際能源市場價煤炭價格的上漲，作為煤炭大省的山西，依靠煤炭的銷售出口，經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展。然而從2014年開始，國際市場煤炭價格不斷走低，山西的經(jīng)濟(jì)開始遭遇斷崖式的下跌。造成這一現(xiàn)象的主要原因正是山西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展中一煤獨(dú)大的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀，因煤而興、因煤而困也成為了山西經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)寫照。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，經(jīng)濟(jì)增長受要素投入量和要素之間均衡關(guān)系的制約，要素投入直接影響著經(jīng)濟(jì)增長的速度。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)社會背景下，結(jié)合柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)理論的相關(guān)理論，分析山西經(jīng)濟(jì)增長過程中的勞動力要素、資本要素以及煤炭消費(fèi)要素，對于研究戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型期的山西經(jīng)濟(jì)，幫助山西走出低迷現(xiàn)狀具有一點(diǎn)意義[1]。

對于經(jīng)濟(jì)增長影響因素的分析，國外的經(jīng)濟(jì)模型和理論都相當(dāng)完善。與國內(nèi)的研究相比，國外對于人力資本、投資以及能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析研究有很多。然而，國外分析所采用的方法、得出的結(jié)論并不完全適合我國的具體情況，而尤其在對我國地方經(jīng)濟(jì)的研究上還有所欠缺。本文通過結(jié)合上述理論，運(yùn)用國外成熟的經(jīng)濟(jì)增長模型，與山西具體情況相結(jié)合，對山西經(jīng)濟(jì)的影響因素做出了實(shí)際分析。

2 理論模型

在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，對于經(jīng)濟(jì)增長的研究處于經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中最核心的領(lǐng)域?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)中，對于經(jīng)濟(jì)增長的研究主要在于經(jīng)濟(jì)增長的根源和推動力方面。這其中由以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為典型。柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型是由美國數(shù)學(xué)家柯布和經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯共同探討收入和產(chǎn)出的關(guān)系時設(shè)計(jì)的生產(chǎn)函數(shù)，該模型多被應(yīng)用在定量分析經(jīng)濟(jì)增長中，尤其用于分析各種要素貢獻(xiàn)率等方面?？虏嫉栏窭股a(chǎn)函數(shù)模型的基本形式為：Y = AKαLβ

結(jié)合20世紀(jì)80年代以來有關(guān)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論的相關(guān)知識理論，我們可以將能源消費(fèi)內(nèi)生化為除資本存量、勞動力和技術(shù)進(jìn)步之外的另一影響經(jīng)濟(jì)增長的要素[2]。為了證明這一要素所帶來的影響。本文中生產(chǎn)函數(shù)的內(nèi)生變量為煤炭消費(fèi)，故柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型包括資本存量、勞動力、煤炭消費(fèi)量，其基本形式為：

式中，Y代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，A代表技術(shù)進(jìn)步，L表示勞動力，K表示資本存量，E為煤炭消費(fèi)量，α、β、γ則為各要素的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)。

一般地，對上述生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行對數(shù)變換，得到如下模型：

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)的選取和處理

本文數(shù)據(jù)取自1985—2014年的山西省年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年度《山西省統(tǒng)計(jì)年鑒》。各變量說明如下[3]：

本文中山西省GDP，單位為億元，記為GDP。為了使得研究有意義，需要剔除價格對GDP的影響，由于沒有省級GDP價格平減指數(shù)，我們使用各省以當(dāng)年實(shí)際價格計(jì)算得出的GDP指數(shù)（上年=100）進(jìn)行實(shí)際GDP的換算，GDP指數(shù)記為，并以1978年為基期進(jìn)行換算，設(shè)換算完成的各省實(shí)際GDP記為GDP78。

本文中對于勞動力L這一指標(biāo)，選取山西省就業(yè)人員數(shù)衡量，記為labor。

本文中對于資本存量K這一指標(biāo)，選取各年度固定資產(chǎn)投資額代替，并通過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行換算，記為inv。

本文中對于煤炭消費(fèi)量E這一指標(biāo)，選取山西省各年度煤炭消費(fèi)量，記為coal。

為了降低異方差影響，本文對所有變量取對數(shù)處理，分別記為lngdp78，lnlabor，lninv和lncoal。

3.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于所選取的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，而非平穩(wěn)的時間序列不便用于直接建模，因此需要對變量做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文使用單位根（ADF）檢驗(yàn)來檢驗(yàn)時間序列是否平穩(wěn)，使用EViews 8.0進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，在95%的顯著性水平下各對數(shù)序列的ADF統(tǒng)計(jì)量的P值均大于0.05，即均接受存在單位根的原假設(shè)，各對數(shù)序列都是非平穩(wěn)時間序列。因此，我們需要對序列進(jìn)行差分，檢驗(yàn)各序列的單整階數(shù)。對上述各變量進(jìn)行一階差分后，在95%的顯著性水平下，均拒絕了有單位根的原假設(shè)，即所有變量都是一階單整的。在各變量均為一階單整的情況下，非平穩(wěn)時間序列之間可能存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。為證明是否存在協(xié)整關(guān)系，需要進(jìn)行下一步檢驗(yàn)。

3.3 VAR模型建立

由于VAR模型要求所有變量必須是平穩(wěn)序列，故利用dlngdp、dlninv、dlncoal建立VAR模型。

利用AIC最小準(zhǔn)則判斷，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為4階。利用最終確定的滯后階數(shù)分析以上變量的協(xié)整關(guān)系判斷模型內(nèi)部變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，拒絕不存在協(xié)整向量的原假設(shè)，即模型變量之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，即山西煤炭消費(fèi)量、固定資產(chǎn)投資和地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 檢驗(yàn)VAR模型穩(wěn)定性

利用上述變量根據(jù)確定的滯后階數(shù)建立對應(yīng)的VAR模型，對所構(gòu)建的VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見圖1。

從圖1可看出，VAR模型的單位根均位于單位圓之內(nèi)，由此可得，該VAR模型是平穩(wěn)的。由于勞動力這一指標(biāo)在對VAR模型的穩(wěn)定性分析時使得模型不穩(wěn)定，故予以剔除。

圖1 滯后4階VAR模型單位根分布

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)用來結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊的單位變化對內(nèi)生變量的動態(tài)影響，能夠直接表現(xiàn)變量之間的互相作用和效應(yīng)。

由以上脈沖響應(yīng)圖可以看出，圖2為煤炭消費(fèi)受到?jīng)_擊時對GDP的反應(yīng)，圖2說明，煤炭消費(fèi)的對數(shù)差分對GDP的對數(shù)差分在初期有正向影響，在中期有負(fù)向影響，在長期過程中，這種影響程度逐漸趨于零。圖3為投資受到?jīng)_擊時對GDP的反應(yīng)，圖3說明，投資的對數(shù)差分對GDP的對數(shù)差分在前期有正向影響，在中期有負(fù)向影響，在長期過程中，這種影響程度逐漸趨于零。

3.6 方差分析

為了進(jìn)一步分析VAR模型的動態(tài)特征，

采用方差分解方法，即分析某一變量的變動分別受自身誤差項(xiàng)和其他變量誤差項(xiàng)的影響程度，結(jié)果見表3。

表3 GDP方差分解結(jié)果

通過對山西省GDP進(jìn)行方差分解可知，GDP的預(yù)測誤差主要受自身的影響平均達(dá)到64.47%，受煤炭消費(fèi)的影響平均為12.53%，受投資的影響平均為22.99%。因此，對于GDP影響最大的還是其自身，而雖然山西一直在進(jìn)行戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型，但煤炭對其經(jīng)濟(jì)的影響基本穩(wěn)點(diǎn)在12%左右，而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，投資對經(jīng)濟(jì)的影響則有著越來越重要的作用，影響程度逐期加大。

4 結(jié)語

綜上所述，通過分析山西省GDP影響因素，各變量間存在協(xié)整關(guān)系，具有長期均衡關(guān)系，進(jìn)一步在脈沖響應(yīng)和方法分析中得出各變量對失業(yè)率的影響程度，其中各變量對于GDP的變動影響程度不一。

綜合分析，對于山西省GDP增長緩慢的分析，其影響因素紛繁復(fù)雜，綜合本文的研究，可得出以下結(jié)論。

第一，煤炭消費(fèi)對山西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的影響，但影響程度并不如我們所預(yù)期的高。因此，在山西經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，不能一味認(rèn)為解決山西經(jīng)濟(jì)依賴資源發(fā)展的問題便可以促進(jìn)山西經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在破除發(fā)展障礙中，應(yīng)該深入了解各種因素的影響。

第二，投資對山西省經(jīng)濟(jì)仍然有著重要的影響。因此，在山西經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，應(yīng)該繼續(xù)重視投資的作用，將投資視為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要手段。

[1]王再文.人力資本與經(jīng)濟(jì)增長[J]. 西北大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2003(1)：77-80.

[2]李傳志.人力資本對經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析[J].生產(chǎn)力研究，2004(3)：22-23.

[3]鄧垚.中國勞動力資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究[D].吉林大學(xué)，2012.

F224

A

李驍（1991-），男，漢族，山西長治人，本科，研究生在讀， 研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析與社會統(tǒng)計(jì)。