畢普云，周寶練

(1.海南省委黨校，海南 海口 571101;2.中國(guó)石油集團(tuán)渤海鉆探工程有限公司第二錄井分公司，河北 任丘 062552)

礦業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)。據(jù)統(tǒng)計(jì)，當(dāng)今社會(huì)約有95％以上的能源、80％以上的工業(yè)原料來自礦物。無論是人類文明的發(fā)展與進(jìn)步，還是區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，礦業(yè)所提供的物質(zhì)支撐都是無可替代的。我國(guó)是一個(gè)礦業(yè)大國(guó)，有著豐富的礦產(chǎn)資源，探明礦產(chǎn)資源總量約占世界的12％，居世界第二位。截至2007年底，我國(guó)擁有各類礦山企業(yè)12.49萬(wàn)個(gè)。2007年，我國(guó)固體礦產(chǎn)總產(chǎn)礦量62.57億t；礦業(yè)總產(chǎn)值達(dá)8555.90億元；礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易總額4942億美元，占全國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額的22.7％，礦業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)勃勃生機(jī)。本文擬通過對(duì)礦業(yè)投資額與工業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期作用關(guān)系分析，從定量的角度客觀認(rèn)識(shí)礦業(yè)投資對(duì)國(guó)家工業(yè)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。

1 數(shù)據(jù)搜集及平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選取1985～2008年歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中礦業(yè)投資額和工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)來對(duì)二者進(jìn)行VAR模型構(gòu)建，實(shí)證分析的樣本區(qū)間為1985～2007年，共23個(gè)樣本。考慮到價(jià)格因素對(duì)時(shí)間序列的影響使之不再具有可比性，需要對(duì)歷年數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理。首先以1980年價(jià)格為基期計(jì)算我國(guó)工業(yè)產(chǎn)值和礦業(yè)投資值，分別記作gy和mfa；其次，為消除異方差影響，對(duì)兩組變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，新生成的序列為lngy和lnmfa。

幾乎所有的宏觀經(jīng)濟(jì)變量都是非平穩(wěn)的，由圖1我們可以看到：我國(guó)工業(yè)產(chǎn)值(gy)和礦業(yè)投資額(mfa)都具有時(shí)間趨勢(shì)，即這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量都是非平衡的，沃森(Watson)證明，當(dāng)變量存在著單位根，即非平穩(wěn)時(shí)，傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量將出現(xiàn)偏差，如果直接用OLS對(duì)變量之間進(jìn)行回歸分析，可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。因此，需要對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，常用的方法有DF檢驗(yàn)法、ADF檢驗(yàn)法、PP檢驗(yàn)法。本文采用ADF檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)lngy，lnmfa的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)為：當(dāng)ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值小于臨界值的絕對(duì)值，則該變量存在單位根，即非平穩(wěn)；若ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值大于臨界值的絕對(duì)值，則該變量不存在單位根，即是平穩(wěn)。時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

圖1 中國(guó)工業(yè)產(chǎn)值(左)、礦業(yè)投資額(右)時(shí)序圖

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果統(tǒng)計(jì)表

注：△表示ln*的差分過程。

由表1可見，lngy，lnmfa在5％的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值小于所對(duì)應(yīng)的臨界值，所以不能拒絕存在單位根的零假設(shè)。對(duì)lngy、lnmfa進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，在5％的顯著性水平下，△lngy，△lnminfa的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值均大于對(duì)應(yīng)的臨界值，即拒絕存在單位根的零假設(shè)。因此，lngy，lnmfa均為I(1)型序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

2 礦業(yè)投資和工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)期均衡關(guān)系分析

2.1 協(xié)整檢驗(yàn)

目前關(guān)于協(xié)整檢驗(yàn)的研究主要有兩種方法：一是Engel和Granger在1987年提出的基于協(xié)整回歸殘差的兩步法檢驗(yàn)；二是Johansen(1988、1991)和Juselius(1990)提出的基于VAR模型方法的協(xié)整系統(tǒng)檢驗(yàn)。本文依據(jù)E-G兩步法，對(duì)lngy與lnmfa進(jìn)行OLS回歸，檢驗(yàn)兩個(gè)變量是否存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的前提是兩個(gè)變量時(shí)同階單整變量，根據(jù)上表檢驗(yàn)結(jié)果可知lngy、lnmfa都是一階單整序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整回歸分析，對(duì)lngy和lnmfa進(jìn)行OLS回歸，結(jié)果如下：

lngy =4.45+ 0.81×lnmfa

(16.18) (17.75)

(1)

R2=0.94 D-W=0.43

提取式(1)的殘差圖如圖2所示。

圖2 回歸估計(jì)的實(shí)際值、擬合值、殘差圖

由式(1)的D-W值及方程的殘差圖可以看出，方程殘差呈有規(guī)律的波動(dòng)，預(yù)示著方程存在自相關(guān)，需進(jìn)行自相關(guān)修正，運(yùn)用迭代估計(jì)法對(duì)以上回歸方程進(jìn)行自相關(guān)性調(diào)整，默認(rèn)迭代次數(shù)為100，誤差精度為0.001，估計(jì)方程為：

lngy= 14.34+ 0.054lnmfa

(18.78) (11.36)

(2)

R2=0.99 D-W=1.79 F-statistic=2470

將此方程與以上OLS方程估計(jì)相比，方程擬合度有所提高，D-W值明顯提高接近于2，方程常數(shù)項(xiàng)數(shù)值變?yōu)?4.34，斜率估計(jì)為0.054。因此采用式(2)作為工業(yè)產(chǎn)值和礦業(yè)投資的長(zhǎng)期均衡方程。

2.2 殘差檢驗(yàn)

對(duì)殘差e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若e是平穩(wěn)的，說明兩變量之間的協(xié)整關(guān)系是存在的，反之不存在。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 對(duì)殘差e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果

*表示在此置信區(qū)間通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

單位根檢驗(yàn)結(jié)果(表2)表明：殘差e在5％臨界值水平下為平穩(wěn)序列。由此可以認(rèn)為lngy、lnmfa是(1，1)階協(xié)整，存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。礦業(yè)投資額的彈性系數(shù)為0.054，即從長(zhǎng)期來看，礦業(yè)投資增加1％，工業(yè)產(chǎn)值將增加5.4％。

3 礦業(yè)投資和工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期關(guān)系分析

3.1 誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰表述定理，如果兩變量是協(xié)整的，則他們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在短期內(nèi)，這些變量可以是不均衡的，兩變量之間這種短期不均衡關(guān)系的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)可以由誤差修正模型(ECM)來表述，即：

ΔYt=lagged(ΔY,ΔX)-λμt-1+εt

式中，μt-1是非均衡誤差項(xiàng)或者說成是長(zhǎng)期均衡偏差項(xiàng)，λ是短期調(diào)整參數(shù)。

通過eviews5.0對(duì)lngy、lnmfa兩個(gè)變量進(jìn)行誤差修正分析，估計(jì)誤差修正模型結(jié)果如下：

△lngy= -0.12ecmt-1+ 0.81△(lngy(-1))-

t： (-1.85) (3.773)

0.57 △(lngy(-2)) -0.08△(lnmfa(-1))-

(-2.712) (-1.387)

0.03 △(lnmfa(-2))

(-0.532)

由以上公式可看出：誤差修正系數(shù)為-0.12，符合反向修正機(jī)制，表明短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡偏離的調(diào)整速度為12％。可見，在短期內(nèi)，礦業(yè)投資每增加1％，在滯后一期，工業(yè)產(chǎn)值減少8％，但統(tǒng)計(jì)t值表明這種作用不明顯，在滯后二期，阻礙作用降到3％，同樣t值不明顯；而工業(yè)產(chǎn)值對(duì)自身的影響作用較大。

3.2 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。通過脈沖響應(yīng)分析，可以從更加動(dòng)態(tài)的角度來分析兩個(gè)變量之間的關(guān)系。工業(yè)產(chǎn)值和礦業(yè)投資之間的沖擊反應(yīng)函數(shù)軌跡見圖3。圖中的橫坐標(biāo)是沖擊發(fā)生后的時(shí)間間隔(以年度為單位)，縱坐標(biāo)尺度表示沖擊的反應(yīng)程度。

從圖3(左)可看出：當(dāng)在本期給工業(yè)產(chǎn)值一個(gè)單位的標(biāo)準(zhǔn)差正沖擊后，礦業(yè)投資額在第2期會(huì)達(dá)到高峰，而后逐年下降，直到第5期降到低谷，從第6期到第15期在工業(yè)產(chǎn)值的沖擊下，礦業(yè)投資額時(shí)漲時(shí)落，這種狀況一直持續(xù)到第15期。這表明工業(yè)生產(chǎn)受外部條件的沖擊后傳遞給礦業(yè)投資，礦業(yè)投資額在第2期達(dá)到最高點(diǎn)，即在第2期礦業(yè)投資額對(duì)工業(yè)產(chǎn)值的響應(yīng)是0.079，第5期下降到最低點(diǎn)，礦業(yè)投資額對(duì)工業(yè)產(chǎn)值的響應(yīng)為0.04。此后，盡管有漲落，但礦業(yè)投資額對(duì)工業(yè)產(chǎn)值的響應(yīng)基本保持在0.042。而從圖3(右)可看出：在本期礦業(yè)投資額發(fā)生一個(gè)單位的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，工業(yè)產(chǎn)值在前2期僅有小幅上升，而第3期開始會(huì)有較強(qiáng)烈的反應(yīng)，并且在前7期一直保持著較強(qiáng)的影響，從第8期之后逐漸放緩影響直至第15期，但總體來看，15期內(nèi)礦業(yè)投資額對(duì)工業(yè)產(chǎn)值的影響總是呈正向高度影響。這說明礦業(yè)投資對(duì)工業(yè)產(chǎn)值的增加有著強(qiáng)力的推動(dòng)作用，作用持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。高峰期第7期工業(yè)產(chǎn)值對(duì)礦業(yè)投資額的響應(yīng)高達(dá)0.09。

圖3 工業(yè)產(chǎn)值與礦業(yè)投資額廣義脈沖響應(yīng)圖

4 結(jié)論

通過以上分析我們可以得出如下結(jié)論：

1) 礦業(yè)投資和工業(yè)產(chǎn)值之間存在協(xié)整關(guān)系，也即存在二者之間穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通過協(xié)整方程我們可以看出：從長(zhǎng)期來看，每增加1％的礦業(yè)投資，工業(yè)產(chǎn)值增加5.4％?？梢姷V業(yè)作為基礎(chǔ)行業(yè)和現(xiàn)代工業(yè)的命脈，其投資對(duì)工業(yè)產(chǎn)值的促進(jìn)作用比較

大。這種推動(dòng)作用與當(dāng)今世界92％以上的能源、80％以上的工業(yè)原料和70％以上的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料都取自礦產(chǎn)資源的現(xiàn)實(shí)是吻合的。因此，在可持續(xù)發(fā)展的前提下，不斷加大對(duì)礦產(chǎn)資源的勘察、利用將對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)乃至國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)的影響。

2) 從短期來看，礦業(yè)投資對(duì)工業(yè)產(chǎn)值的促進(jìn)作用不明顯，甚至產(chǎn)生副作用。這種現(xiàn)象同樣來源于礦業(yè)作為基礎(chǔ)行業(yè)的行業(yè)屬性。礦業(yè)不僅包括采掘、冶煉而且包括勘察，盡管自然界是可以認(rèn)識(shí)的，可以被利用的，尤其是對(duì)礦產(chǎn)資源的勘察、開采，前期仍需要進(jìn)行大量的財(cái)力、物力的投入，客觀上對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用在短期來看不會(huì)太明顯。

[1]孫敬水．計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M]．北京：清華大學(xué)出版社，2004.

[2]趙凡．中國(guó)礦業(yè)現(xiàn)勃勃生機(jī)[N]．中國(guó)國(guó)土資源報(bào)．2008-11-12.

[3]中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008．[EB/OL]．http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/.