內蒙古煤炭生產與經濟增長的協(xié)整分析

孫承志，楊 娟

（1．北京大學地球與空間科學學院，北京100871；2．內蒙古煤炭交易市場，內蒙古 鄂爾多斯017000）

內蒙古自治區(qū)地域遼闊，煤炭資源豐富、煤種齊全、煤質優(yōu)良。截至2009年底，內蒙古已查明煤炭資源儲量達到7323億t，居全國第一位。2009年內蒙古煤炭產量達到6．37億t，超過山西（6．15億t）位居全國第一。煤炭工業(yè)作為內蒙古的傳統(tǒng)產業(yè)，在工業(yè)經濟中占有舉足輕重的地位。近年來，隨著自治區(qū) “大煤田、大煤電、大煤化”戰(zhàn)略的實施，煤炭工業(yè)正發(fā)揮著支柱產業(yè)的作用，推動自治區(qū)經濟大步前進。截至2010年上半年，內蒙古的綜合經濟實力、地區(qū)生產總值已進入萬億規(guī)模圈［1－2］。

作為中國煤炭資源最為富集的地區(qū)之一，近年來，隨著內蒙古自治區(qū)煤炭產量的較快增長，目前煤炭資源生產及資源安全問題已成為研究熱點。故有效利用歷史數據來定量研究內蒙古煤炭生產與各影響因素間的互動關系，顯得尤為重要。

本文選取1988～2009年間內蒙古生產總值（GDP）、煤炭生產量 （CP）和煤炭消費量 （CC）的年度數據［3］（數據均來自歷年 《內蒙古統(tǒng)計年鑒》及內蒙古統(tǒng)計局網站）為樣本 （各參數數據及增長率趨勢圖分別見圖1、圖2），通過Granger因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解等計量經濟學工具，分析三變量之間是否存在協(xié)整關系；在存在協(xié)整關系的情況下，從短期和長期來看，各變量之間是否構成因果關系以及因果關系的性質，并通過方差分解對這種因果關系的強度進行檢驗，從而對GDP和CP、CC之間的互動關系進行實證研究。

圖1 內蒙古生產總值 （GDP）、工業(yè)總產值及增長率

圖2 內蒙古煤炭生產、消費及增長率對比圖

1 研究方法［3－7］

1.1 Granger因果關系檢驗

檢驗兩個變量是否存在因果關系，由Granger和Sims提出，稱為Granger因果關系檢驗，其基本思想為：如果X是Y變化的原因，則X的變化應當發(fā)生在Y的變化之前，且同時滿足X有助于預測Y，Y無助于預測X。如果X序列與Y序列是穩(wěn)定的時間序列，則用F統(tǒng)計量來檢驗Granger因果關系；如果X與Y不是穩(wěn)定的時間序列，但二者同階單整后的線性組合是穩(wěn)定序列，則意味著二者之間存在著長期的均衡關系即協(xié)整關系，可用誤差修正模型來進行因果關系檢驗［4］。

1.2 廣義脈沖響應函數

脈沖響應函數用于衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊，對向量自回歸模型中所有內生變量當前值和未來取值的影響。其缺點在于VAR模型中變量順序的不同，會導致分析結果出現(xiàn)較大的差異。而利用廣義脈沖響應函數分析得到的結果，跟VAR模型中的變量的順序無關［5］。

1.3 方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化 （通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，即方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息［5］。

2 實證分析

2.1 序列平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整分析［6－7］

首先對三變量時間序列的單整性進行ADF（Augmented Dickey－Fuller）檢驗，結果顯示：只有變量CC的ADF統(tǒng)計量的絕對值，大于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，為平穩(wěn)時序變量；而變量GDP的一階差分、變量CP的二階差分ADF統(tǒng)計量絕對值，分別在大于10%、1%的顯著水平下臨界值的絕對值，即不存在單位根，均具有良好的平穩(wěn)性，檢驗結果如表1所示。因此，在這三種狀態(tài)下，可以進一步檢驗三變量之間是否存在協(xié)整性。 （本文記：CP1＝LN （CP），CP2＝△ （CP1），CP3＝△ （CP2），GDP1＝LN（GDP），GDP2＝△ （GDP1））。

進入21世紀以來，煤炭行業(yè)進入了高速發(fā)展期，成為了內蒙古經濟增長的主要動力之一。

2.2 Granger因果關系檢驗

通過上述分析可知，內蒙古生產總值與煤炭生產量、消費量均存在長期均衡關系。但變量之間是否構成因果關系，需要對其分別進行Granger因果檢驗，檢驗結果見表2。

從檢驗結果中的F統(tǒng)計量和P值來看，在5%的顯著性水平下，內蒙古煤炭生產量 （CP3）自滯后2期起，基本都會由Granger引起內蒙古生產總值 （GDP2）的增長，而GDP2短期內則不能由Granger引起CP3的增長。說明只有在中長期內，內蒙古生產總值會顯著影響煤炭生產量，而煤炭生產量的增長對生產總值的推動作用卻非常顯著，這更清晰地顯示了煤炭業(yè)是內蒙古自治區(qū)經濟快速發(fā)展的支柱產業(yè)之一。同樣，只有在滯后長度2、3期時，存在CC至CP3的單項因果關系；在滯后期6時，存在CP3到CC的單項因果關系，即：短期內內蒙古煤炭消費量的增長是引起煤炭生產量增長的Granger原因，而煤炭生產量的增長則是推動內蒙古煤炭消費量長期逐步增長的Granger原因。

表1 各變量單位根檢驗結果

表2 CP3與GDP2、CP3與CC的Granger因果關系檢驗

2.3 脈沖響應和方差分解結果

Granger因果關系檢驗結果，僅說明了變量之間的因果關系，而脈沖響應函數和方差分解的結果，恰能反映二者之間因果關系的強度。

脈沖響應見圖3，以CP3為例。給CP3一個正沖擊后，GDP2在第2期達最大，達0．012296，第4期最小，達－0．020278，此后逐漸趨于零；CC在第2期達最小，達－0．030815，第3期最大，達0．027866，此后也逐漸趨于零。此結果與Granger檢驗基本一致，CP3在短期時有對GDP3有一定的沖擊影響，且影響逐漸趨于穩(wěn)定。

圖3 三變量相互傳導機制的單位Cholesky標準差新息的脈沖響應圖

2.4 方差分解［8］

變量CP3方差分解結果如表3所示。從第2步預測起，內蒙古煤炭消費量的信息對煤炭生產量的影響顯著增大，到第3步以后占生產量預測誤差的10．83%以上，且逐漸趨于穩(wěn)定。而內蒙古GDP的信息對生產量的影響，從第4步以后也逐漸增長到6．16%，到第6步以后占生產量預測誤差的10%左右，表明GDP在長期對煤炭生產量的影響是非常重要的。同時，方差分解分析結果與脈沖響應分析結果相吻合。

變量CP3方差分解結果的合成圖，見圖4。隨著預測期的推移，內蒙古煤炭生產預測方差中，由自身擾動所引起部分的百分比，在前3期逐步下降直至在70%左右穩(wěn)定下來；與產量相對應，由煤炭消費量擾動所引起部分的百分比，則在從第3期逐步穩(wěn)定在10%左右，而GDP的擾動在第3期才發(fā)生擾動，并在第5期左右保持穩(wěn)定。

表3 變量CP3方差分解結果

圖4 變量CP3方差分解結果的合成圖顯示

上述結果表明，內蒙古煤炭生產對于GDP增長具有單向作用，反過來，GDP長期對煤炭生產也具有一定的制約作用?？梢酝ㄟ^降低GDP增長率來降低煤炭生產，保持一定的經濟增長速度（約為8%），才能實現(xiàn)社會發(fā)展、人民生活水平提升等基本保障。但是，GDP增長率不能作為抑制煤炭生產的政策手段。

2009年內蒙古自治區(qū)已經超越山西省，成為我國第一大煤炭生產供應及儲備基地。目前，國家正加大西部大開發(fā)及基礎建設投資的力度，內蒙古煤炭消費需求也在不斷增加，但相對全國增長速度而言則較緩慢，即降低內蒙古煤炭消費增長率對煤炭生產增長率的影響不顯著。

3 結論

如何有效開采和管理內蒙古煤炭資源，不能簡單的靠資源換增長，關鍵是拉長產業(yè)鏈，就是由煤炭數量老大變成煤化工的老大，讓煤的效益最大化。堅持效益最大化和可持續(xù)發(fā)展兩大基本原則為內蒙古經濟發(fā)展服務，應加強以下途徑：

（1）立足自治區(qū)，加大煤炭資源勘探力度，增加探明的基礎儲量；同時加快自治區(qū)內中小型煤炭生產企業(yè)重組整合步伐，提高煤炭行業(yè)集中度，提高煤炭資源回采率。 （2）加快煤炭富集區(qū)的產業(yè)結構轉型和升級，投資重點向符合國家產業(yè)政策和環(huán)保要求，投資規(guī)模大、技術含量高的深加工轉化項目傾斜；嚴格控制向產能過剩的行業(yè)配置煤炭資源。 （3）理順煤炭資源管理體制，推進資源資產化管理，加快煤炭資源市場化配置，理清產權關系。 （4）加快煤炭相關行業(yè) （煤炭運輸、儲備等）的同步發(fā)展，積極改善目前內蒙古煤炭交易市場中出現(xiàn)的弊端。

［1］ 德勒格日瑪．淺析內蒙古煤炭產業(yè)的優(yōu)勢和發(fā)展 ［J］．北方經濟，2008 （4）：44－45．

［2］ 中投顧問產業(yè)研究中心．2010～2015年內蒙古煤炭工業(yè)投資分析及前景預測報告 ［R］．2010．

［3］ 內蒙古自治區(qū)統(tǒng)計局．內蒙古統(tǒng)計年鑒2009［M］．北京：中國統(tǒng)計出版社，2009．

［4］ 樊歡歡，張凌云．EVIEWS統(tǒng)計分析與應用 ［M］．北京：機械工業(yè)出版社，2009．

［5］ 高鐵梅．計量經濟分析方法與建模 ［M］．北京：清華大學出版社，2006．

［6］ 張興平，趙旭，顧蕊．我國煤炭消費與經濟增長關系的多變量協(xié)整分析 ［J］．煤炭學報 （自然科學版），2008，33（6）：713－716．

［7］ 沈悅，劉洪玉．中國房地產開發(fā)投資與GDP的互動關系［J］．清華大學學報 （自然科學版），2004，44 （9）：1205－1208．

［8］ UgurSoytas，Ramadan Sari．The relationship between energy and production：evidence from Turkish manufacturing industry［J］．Energy Economics，2007（29）：1151－1165．