廖先玲　李玉然　滿妍茹

摘 要：基于協(xié)整理論與方法，以1995—2013年我國實際GDP與煤炭價格指數(shù)為時間序列進行實證研究。對變量進行了協(xié)整檢驗及格蘭杰因果關系分析，表明GDP同煤炭價格之間存在協(xié)整關系；構建二者的均衡方程和誤差修正模型，用來描述二者的均衡關系。從我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的視角，對我國的能源消費和經(jīng)濟增長模式提出了一些有益的建議。

關鍵詞：協(xié)整；經(jīng)濟增長；煤炭價格

中圖分類號：F208 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）05-0001-02

中國是一個能源消費大國，煤炭在我國能源結構中占主導地位，比例為67.5%[1]。近幾年，由于我國宏觀經(jīng)濟狀況，供求關系變化及煤炭行業(yè)市場化等因素，使煤炭價格波動頻繁，對下游的相關產(chǎn)業(yè)甚至我國經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生巨大影響。因此，研究煤炭價格與我國經(jīng)濟發(fā)展的關系，具有重大的現(xiàn)實意義。

一、協(xié)整理論及方法

經(jīng)典回歸模型是建立在平穩(wěn)序列基礎上的分析方法。所謂平穩(wěn)序列，是指一個序列的均值、方差和協(xié)方差的變化情況與時間無關，即隨著時間的變化呈現(xiàn)出穩(wěn)定的狀態(tài)，且各序列的協(xié)方差由其滯后階數(shù)決定。但在現(xiàn)實中，許多經(jīng)濟變量本身是非平穩(wěn)序列，不能應用經(jīng)典回歸模型進行分析。

1987年，美國計量經(jīng)濟學家Engle和Granger提出協(xié)整理論，很大程度上解決了非平穩(wěn)變量的“偽回歸”問題，為非平穩(wěn)序列建模提供一種途徑。應用協(xié)整的理論與方法可以將不平穩(wěn)的時間序列轉化為平穩(wěn)的線性組合進行分析，以確定變量之間的均衡關系。

二、煤炭價格與經(jīng)濟增長協(xié)整關系的實證分析

1.變量的定義和數(shù)據(jù)來源

本文選用1995—2013年煤炭開采和洗選業(yè)工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)及國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元）作為變量，分別表示煤炭價格及經(jīng)濟增長情況。為了消除通貨膨脹因素對時間序列的影響，分別以1978年為基準年進行數(shù)據(jù)換算，得到實際數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于國際統(tǒng)計局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

為了研究我國煤炭價格與經(jīng)濟增長間的協(xié)整關系和Granger因果關系，本文使用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗法。為消除可能存在的異方差對結果的影響，分別取對數(shù)LNP和LNG分別表示煤炭價格和國內(nèi)生產(chǎn)總值。

根據(jù)我國經(jīng)濟增長與煤炭價格的影響關系，本文首先建立兩者的計量經(jīng)濟模型如下：

LNGDP=α+βLNP+ε

其中，LNGDP是我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)值，LNP是我國煤炭價格指數(shù)的對數(shù)值，α為常數(shù)項，ε為殘差項。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在進行協(xié)整檢驗前，首先要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，以確定所要研究的時間序列是否符合協(xié)整檢驗的非平穩(wěn)性要求，是否存在協(xié)整關系，并以此確定變量的單整階數(shù)。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗法，應用E-views6.0統(tǒng)計軟件，分別對時間序列LNR&D和LNGDP以及它們的一階差分序列DLNP和DLNG，二階差分序列*DLNP和*DLNG進行單根檢驗，結果見表1。

經(jīng)過時間序列的平穩(wěn)性檢驗可以得出煤炭價格（LNP）與經(jīng)濟增長（LNGDP）均為二階差分后的平穩(wěn)序列，即I（2）

。煤炭價格（LNP）和經(jīng)濟增長（LNGDP）序列變量間可能存在長期協(xié)整關系。這也就符合了協(xié)整檢驗的前提條件。

3.時間序列的協(xié)整檢驗

經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗得出LNP和LNGDP都是非平穩(wěn)的二階單整序列，由此我們假設LNP和LNGDP存在某種穩(wěn)定的線性關系，可形成平穩(wěn)的線性組合來反映LNP和LNGDP之間的長期均衡關系，即協(xié)整（Cointegration）關系。為驗證假設，本文選用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗法對變量進行檢驗。

為了確定時間序列的滯后階數(shù)，首先將LNGDP和LNP序列根據(jù)多種準則建立向量自回歸（VAR）模型。結果見表2。

由表2可以看出，應選擇的VAR模型滯后階數(shù)為2。

應用Johansen-Juselius極大似然法變量之間的協(xié)整性進行檢驗，檢驗結果見表3。

4.格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗方法是計量經(jīng)濟學中經(jīng)典的因果分析模型。在時間序列情形下，兩個經(jīng)濟變量X、Y之間的格蘭杰因果關系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因[2]。運用E-eviews5.0軟件，對序列LNR&D和LNGDP進行格蘭杰因果關系檢驗，結果見表4。

檢驗結果表明：當滯后階數(shù)為1時，在5%的顯著性水平下，LNP是LNGDP的格蘭杰原因；當滯后階數(shù)為2時，在5%的顯著性水平下，LNGDP與LNP存在格蘭杰因果關系。

三、結論

基于以上實證分析的結果，得到以下結論：（1）我國經(jīng)濟增長與煤炭價格的時間序列是不平穩(wěn)的，但二階差分序列為平穩(wěn)序列；（2）我國經(jīng)濟增長和煤炭價格之間存在協(xié)整關系，即長期穩(wěn)定的均衡關系；（3）滯后期為2時，煤炭價格為我國經(jīng)濟增長的Granger原因。

煤炭價格與我國經(jīng)濟密不可分，煤炭價格的頻繁波動將會對我國的產(chǎn)出和物件構成影響，因此，進一步推動煤炭價格的市場化改革，完善煤炭行業(yè)的市場化定價機制和投融資體制，充分調(diào)動市場價格對煤炭行業(yè)的調(diào)節(jié)功能，減少政府部門的指令性調(diào)控，使煤價格對我國經(jīng)濟產(chǎn)生的經(jīng)濟效應符合市場經(jīng)濟理論是勢在必行的。與此同時，也可采用煤炭戰(zhàn)略儲備體系等調(diào)控措施，及時穩(wěn)定物價，避免煤炭價格波動對實體經(jīng)濟造成不良影響。