中国煤炭消费与经济发展水平之间关系的协整分析

薛黎明,侯运炳,蔡先锋,何 广

(中国矿业大学(北京) 资源与安全工程学院，北京 100083)

煤炭工业是中国国民经济的重要基础产业之一煤炭一直是我国重要的基础能源和原料，也是中国的主要能源。近些年来，煤炭消费在我国能源消费中的比例一直保持在70%左右，而且，据预测，煤炭将长期是我国的主要能源，在一次能源消费结构中的主导地位在相当长时期内难以改变[1]。

我国目前正处于经济快速发展的关键时期，能源是支撑经济发展的重要物质保证，煤炭工业作为我国的重要能源支柱产业，如何科学地进行规划，才能与国民经济协调发展，是一个非常重要的问题。科学规划的前提是对煤炭需求的正确判断，而其基础则是对煤炭消费与经济发展内在关系的科学认识。因此，有必要分析煤炭消费随着国民经济发展而变化的特征，研究煤炭消费与经济发展的内在关系，为煤炭消费分析与需求预测提供理论指导。

煤炭作为我国的主要消费能源，对我国经济和社会发展起到了积极的推动作用，但同时也带来了一系列的负面效应[2]。我国近几年二氧化硫排放量中有90%左右都是由于煤炭燃烧而产生的[3]，煤炭是环境污染的重要来源，近年来，由于煤矿安全事故频发，煤炭工业的发展也面临着一系列的社会责难，其发展前景令人堪忧。

本论文工作就是要深入研究中国煤炭消费与经济发展之间的内在关系，为煤炭需求分析提供方法指导，为煤炭工业的健康发展提出科学建议。

1 已有研究成果综述

近年来，学术界特别关心能源消费与经济增长之间的关系，并且取得了一些研究成果。Kraft. J.和Kraft. A.(1978年)对美国1947～1974年间GNP和能源消费之间的关系进行了研究，得出GNP和能源消费之间存在单向的因果关系的结论[4]。Akarca和Long(1980年)使用同样的时间序列数据但比Kraft J.和Kraft A. (1978年)更短的样本区间却得不出类似结果[5]。Yu和Jin(1992年)对美国能源经济关系进行了研究，得出美国GDP与能源消费不存在协整关系的结论[6]。Hwang和Gum B. (1992年)发现中国的台湾地区GNP和能源消费之间存在双向因果关系[7]。Stern(2000年)使用GDP、劳动力、资本和能源的VAR模型对美国1947 ～1990年的年度数据进行标准的因果关系检验，发现并不存在总能源消费到GDP的因果关系，但若对最终能源消费测量根据燃料构成进行调整，就会发现能源消费到GDP的因果关系[8]。从上述研究可以看出，不同学者使用同一时间序列不同长度的样本区间却得出不同的结论。这表明这些研究在实证方面都存在着不足。因为传统的计量经济手段对所分析数据的一个要求就是平稳的时间序列，而各国家或地区的经济发展中的变量却表现出非平稳性。因此，需要用新的处理非平稳时间序列的方法来研究能源消费与经济增长之间的关系。Engle和Granger(1987年)提出用协整理论处理非平稳序列之间的关系[9]，在此基础上建立的误差修正模型能捕捉到变量之间的短期和长期影响。Wankeun O.和Kihoon L.(2004年)利用误差修正模型对韩国1981～2000年的数据进行研究，得出在短期内能源消费和GDP不存在因果关系，而GDP对能源消费存在单向长期因果关系，节能政策从长期来看不会影响经济的发展[10]。Lee C. C.(2005年)利用完全修正的OLS与面板协整分析模型对18个发展中国家的能源消费与GDP关系进行研究，得出不管从短期还是长期来看，存在能源到GDP的单向因果关系，不存在GDP到能源的反向因果关系的结论，这表明节能措施将危害发展中国家的经济增长[11]。

国内学者也进行了该方面的研究。林伯强(2001年)应用协整和误差修正模型研究了中国能源需求的决定因素，得出能源总消费、GDP、能源价格及结构变化之间存在着长期均衡关系[12]。张明慧、李永峰(2004年)对能源与经济增长的Granger因果关系进行了检验，论证了能源发展与经济增长的相互影响关系[13]。韩智勇、魏一鸣等(2004年)对中国能源消费与经济增长的协整性和因果关系进行了研究，得出中国能源消费与经济增长之间存在双向的因果关系但不具有长期的协整性的结论[14]。马超群、储慧斌等(2004年)认为能源总消费、煤炭消费之间存在协整关系，而GDP与石油、天然气和水电之间不存在协整关系[15]。张炎涛、李伟(2007年)对中国煤炭消费和经济增长之间的因果关系进行了Granger因果检验和协整检验，认为煤炭消费与经济增长之间存在因果关系[16]。刘长生、郭晓冬等(2009年)利用线性回归和基于“阈回归模型”的非线性回归的分析方法对中国能源消费与经济增长的关系进行了研究，得出结论是能源消费与经济增长之间存在着非线性关系[17]。

从上述研究中可以发现，尽管学者们对能源消费与经济增长之间的关系进行的研究比较多，而且近年来的研究也注意到时间序列的平稳性，但由于受所研究的时间段、所采用的研究方法、各国经济水平结构等影响，目前仍然没有一个确定性的结论。本文将应用协整原理，利用1978～2008年的中国煤炭消费与GDP的样本数据，对煤炭消费与经济增长之间关系进行研究，为煤炭产业规划提供科学依据。

2 协整分析原理[18]

2.1 序列的平稳性检验原理

2.2 序列的协整性检验原理

协整关系研究的基本思想是：若两个及两个以上的时间序列变量是非平稳的，但它们的某种线性组合却表现出平稳性，则这些变量之间存在长期稳定关系，即协整关系。然而，并不是任何两个时序变量间都会存在协整关系，只有所研究变量均为非平稳变量，且同阶单整，或者两个以上变量具有不同的单整阶数，经过线性组合构成低阶单整变量，协整检验才有意义。为检验两变量xt和yt是否协整，Engle和Granger于1987年提出了两步法，称为EG两步法检验。其方法是，若序列xt和yt都是同阶单整的，用一个变量对另一个变量回归，即有：

(1)

(2)

2.3 因果关系检验原理

如果变量X有助于预测变量Y，即根据Y的过去值对Y进行自回归可以预测变量Y，如果再加上X的过去值，能够显著地增强回归的解释能力，则称X是Y的Granger原因，否则称为非Granger原因。协整检验说明变量之间存在长期均衡关系，但是否构成因果关系,还需要进一步检验。其检验模型为：

(3)

其中a、b、c为参数，m1，n1均是正整数，ut是式(3)的随机扰动项。零假设为：

(4)

可以采用F检验来验证以上零假设。如果F统计值小于临界值，则零假设被拒绝，说明X为Y的Granger原因。相反，如果零假设不能被拒绝，就称X不是Y的Granger原因。滞后阶数的确定,可根据赤池信息准则(AIC) 来确定。

3 我国煤炭消费与经济发展水平之间的关系检验

3.1 数据来源与预处理

本部分的研究，选取了1978～2008年的中国国内生产总值(GDP)和煤炭消费(CC)的数据。GDP的统计数据来自历年《中国统计年鉴》和《新中国五十五年统计资料汇编(1949～2004年)》，其中1993～2004年的数据，是国家统计局2006年1月公布的调整后的数据；煤炭消费数据来自于历年《中国能源统计年鉴》和《新中国五十五年统计资料汇编(1949～2004年)》，其中1999～2004年的数据，是国家统计局2006年5月公布的调整后的数据。GDP数据是以1980年的不变价计算的实际GDP，单位是亿元人民币；煤炭消费序列用煤当量计算，单位是万吨标准煤。各序列数据见表1。为消除数据中的异方差，对各序列的数据进行自然对数变换，即在所有变量字母前加上LN，表示相应数据经对数转换而得的新变量，分别记为LNGDP和LNCC。

表1 中国国内生产总值及煤炭消费

3.2 变量的单位根检验

为了检验变量之间的协整关系，首先对经过对数处理的GDP和能源消费序列进行单位根检验，以判断每个序列是否为单整序列。若序列仍不平稳，再对其进行一阶差分或二阶差分。各序列的单位根检验结果如表2所示。

表2 ADF单位根检验结果

检验结果表明，在1%显著性水平上，序列LNGDP和LNCC都是二阶单整序列。这表明，LNGDP和LNCC序列为同阶单整序列，如果它们之间的线性组合为低阶单整序列或平稳序列，则二者之间存在着协整关系。

3.3 协整检验与协整方程

依据EG两步法，对LNGDP和LNCC做最小二乘估计，并对其残差序列的平稳性进行检验，以判断两序列之间是否具有协整关系。最小二乘估计的结果为：

(5)

(0.0899) (0.0786)

[-13.429] [24.312]

R2=0.9532，D.W.=0.2019，F=591.0767

(6)

(0.199) (0.021)

[32.640] [24.312]

R2=0.9532，D.W.=0.2140，F=591.0767

其中，圆括号内为估计系数的标准差，方括号内为t检验值。

分别对残差序列e1和e2进行单位根检验，检验结果见表3。

表3 残差序列的ADF单位根检验结果

表3的检验结果表明，残差序列e～I(0)，说明变量LNGDP和LNCC是协整的。从协整方程(5)和(6)可以看出，我国的经济增长和煤炭消费量有着长期的稳定关系，从估计系数的大小来看，煤炭消费对经济增长的影响程度显得更大一些。

3.4 中国煤炭消费与经济增长的因果关系检验

应用EViews 6.0软件，对变量LNGDP和LNCC的因果关系进行检验，检验结果如表4所示。因果关系检验结果表明，拒绝假设“LNGDP不是LNCC的Granger原因”， 接受假设“LNCC不是LNGDP的Granger原因”。即LNGDP是LNCC的Granger原因，而LNCC不是LNGDP的Granger原因。结合式(6)的协整关系，“LNGDP是LNCC的Granger原因”表明GDP每增长1%会引起煤炭消费量增长0.4889%。

表4 Granger因果关系检验结果

4 结果分析及政策建议

分析结果表明，1978～2008年间，中国煤炭消费与经济增长之间存在着从经济增长到煤炭消费的单向因果关系，而且二者之间具有长期的均衡关系。这表明，经济总量的扩大会导致对煤炭消费需求的增加。但是，这一结论带来的更深层次的含义更值得我们注意。煤炭在中国经济增长中起着非常重要的作用，尽管煤炭利用过程中会造成严重的空气污染，但是，长期内煤炭仍然是我国不可或缺的重要能源和资源。为保障经济持续稳定增长，必须要有不断扩大的能源供应——特别是作为中国主要能源的煤炭供应作为保障，必须要实现煤炭工业的可持续发展。

(1)必须考虑如何实现煤炭的清洁利用。要实现经济的可持续发展，发展低碳经济是必由之路，必须要实现高碳能源低碳利用，走清洁利用的道路，控制煤炭使用过程中造成的污染，有效降低温室气体排放强度，使煤炭成为不仅经济上合理，而且生态环境和社会可以接受的能源。煤炭的清洁利用主要可以体现在两方面，一方面是节能，提高煤炭的利用效率；另一方面是利用过程中可以采用碳封存、碳捕捉技术，降低碳排放量。

(2)加大科技投入，减少安全事故。 煤炭行业承担着支撑我国经济发展的重要责任，但同时也承受着煤矿安全事故频发的社会责难。煤炭行业的健康发展必须降低煤矿安全事故。中国作为一个煤炭大国，应该有世界上最先进的矿井、最现代化的技术设备、最安全的生产环境、最精干的管理人员、最优秀的产业工人。但是，我国距离这些目标还有很长的路要走。因此，国家应加大煤炭行业的科技投入力度，加大采煤的机械化程度，改善采煤生产环境，加强煤炭行业人才建设与人员培训等。只有这些方面都有所改进，才能从根源上消除安全事故，改变煤炭行业在国人及世人心目中的形象。

(3)在煤炭开采过程中要践行科学开采[19]。煤炭行业的健康发展不仅在煤炭利用过程中强调低碳利用，从煤炭开采这一环节开始，就要运用科学的开采方式从自然界获取这一能源资源。“科学采矿”的提法最早是由我国采矿专家钱鸣高院士在2003年提出的。科学开采主要体现在以下几个方面[20]：①高效开采。高效开采要求必须提高开采的机械化程度，使用各种先进的煤炭采、掘和运输机械，以适应高效矿井的使用。而且，提高采矿机械化程度可以减少井下作业人员，这也是降低煤矿安全事故损害的有效措施。②安全开采。对于难以驾驭的矿体赋存条件，可以考虑暂缓开采，在确保安全的前提下才能进行开采。要通过加大科技投入、提高管理水平来进一步保护人身作业安全。③绿色开采。在开采过程中要保护环境，实现资源与环境协调开采。④高回收开采。提高资源采出率，摆脱现有的资源利用效率不高的状况。⑤经济开采。在市场经济条件下，采用先进的科学技术以降低成本。

此外，为保障我国经济增长对煤炭的需求，还要通过调整经济结构和能源结构，推动能源强度下降，提高清洁能源比例，降低碳排放，实现经济增长的低碳模式。

[1] 薛黎明. 中国能源需求影响因素分析[D]. 北京：中国矿业大学(北京)，2010：11-26.

[2] 罗佐县，汪如朗. 优化我国能源结构的思考[J]. 天然气技术，2009,3(2)：6-8.

[3] 韩明霞.中国煤炭消费与大气污染排放[J]. 煤炭工程，2006(3)：76.

[4] Kraft. On the relationship between energy and GNP[J]. Energy Development,1978(3)：401-403.

[5] Akarca A.T.,Long T.V. On the relationship between energy and GNP： A reexamination[J]. Journal of Energy and Development,1980(5)：326-331.

[6] Yu,E. S H,Jin J.C. Co-integration tests of energy consumption,income and employment[J]. Resources and Energy,1992(14)： 259-266.

[7] Hwang D.B.K,Gum B. The causal relationship between Energy and GNP： the case of Taiwan[J]. The Journal of Energy and Development,1992(16)：219-226.

[8] Stern D.L A. multivariate cointegration analysis of the role of energy in the US Macroeconomy[J]. Energy Economics,2000(22)：309-317.

[9] Engle R.,Granger C. Cointegration and error correction： Representation,estimation,and testing[J]. Econometrica,1987(50)：987-1008.

[10] Wankeun Oh.,Kihoon Lee. Energy consumption and economic growth in Korea: testing the causality relation[J]. Journal of Policy Modeling,2004(26): 973-981.

[11] Lee C.C. Energy consumption and GDP in developing countries： A cointegrated panel analysis[J]. Energy Economics,2005(27)： 415-427.

[12] 林伯强.中国能源消费需求的计量经济分析[J]. 统计研究， 2001(10)：34-39.

[13] 张明慧，李永峰. 论我国能源与经济增长关系[J]. 工业技术经济，2004，23(4)：77-80.

[14] 韩智勇， 魏一鸣，焦建玲，等. 中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J]. 系统工程，2004，22(12)：17-21.

[15] 马超群，储慧斌，李科，等. 中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究[J]. 系统工程，2004，22(10)：47-50.

[16] 张炎涛，李伟. 中国煤炭消费和经济增长的因果关系研究[J]. 资源与产业， 2007，9(1)：89-92.

[17] 刘长生，郭小东，简玉峰. 能源消费对中国经济增长的影响研究——基于线性与非线性回归方法的比较分析[J]. 产业经济研究，2009(1)：1-9.

[18] 高铁梅. 计量经济分析方法与建模——EViews应用及实例[M]. 北京：清华大学出版社，2006.

[19] 钱鸣高，缪协兴，许家林，等.论科学采矿[J].采矿与安全工程学报，2008,25(1)：1-10.

[20] 钱鸣高. 煤炭的科学开采[J].煤炭学报，2010,35(4)：529-534.