礦業投資與工業產值關系研究

畢普云，周寶練

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

礦業是國民經濟的基礎產業。據統計，當今社會約有95％以上的能源、80％以上的工業原料來自礦物。無論是人類文明的發展與進步，還是區域經濟社會的發展，礦業所提供的物質支撐都是無可替代的。我國是一個礦業大國，有著豐富的礦產資源，探明礦產資源總量約占世界的12％，居世界第二位。截至2007年底，我國擁有各類礦山企業12.49萬個。2007年，我國固體礦產總產礦量62.57億t；礦業總產值達8555.90億元；礦產品進出口貿易總額4942億美元，占全國進出口貿易總額的22.7％，礦業發展呈現勃勃生機。本文擬通過對礦業投資額與工業經濟產值的長期均衡關系和短期作用關系分析，從定量的角度客觀認識礦業投資對國家工業經濟的促進作用。

1 數據搜集及平穩性檢驗

本文選取1985～2008年歷年《中國統計年鑒》中礦業投資額和工業增加值的數據來對二者進行VAR模型構建，實證分析的樣本區間為1985～2007年，共23個樣本?？紤]到價格因素對時間序列的影響使之不再具有可比性，需要對歷年數據進行預處理。首先以1980年價格為基期計算我國工業產值和礦業投資值，分別記作gy和mfa；其次，為消除異方差影響，對兩組變量進行對數化處理，新生成的序列為lngy和lnmfa。

幾乎所有的宏觀經濟變量都是非平穩的，由圖1我們可以看到：我國工業產值(gy)和礦業投資額(mfa)都具有時間趨勢，即這兩個經濟變量都是非平衡的，沃森(Watson)證明，當變量存在著單位根，即非平穩時，傳統的統計量將出現偏差，如果直接用OLS對變量之間進行回歸分析，可能出現“偽回歸”現象。因此，需要對其進行平穩性檢驗，常用的方法有DF檢驗法、ADF檢驗法、PP檢驗法。本文采用ADF檢驗法來檢驗時間序列數據lngy，lnmfa的平穩性，檢驗標準為：當ADF統計量的絕對值小于臨界值的絕對值，則該變量存在單位根，即非平穩；若ADF統計量的絕對值大于臨界值的絕對值，則該變量不存在單位根，即是平穩。時間序列的平穩性檢驗結果如表1所示。

圖1 中國工業產值(左)、礦業投資額(右)時序圖

表1 平穩性檢驗結果統計表

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檢驗的t統計量的絕對值小于所對應的臨界值，所以不能拒絕存在單位根的零假設。對lngy、lnmfa進行一階差分后再進行ADF檢驗，在5％的顯著性水平下，△lngy，△lnminfa的t統計量的絕對值均大于對應的臨界值，即拒絕存在單位根的零假設。因此，lngy，lnmfa均為I(1)型序列，滿足協整檢驗的前提條件。

2 礦業投資和工業經濟增長期均衡關系分析

2.1 協整檢驗

目前關于協整檢驗的研究主要有兩種方法：一是Engel和Granger在1987年提出的基于協整回歸殘差的兩步法檢驗；二是Johansen(1988、1991)和Juselius(1990)提出的基于VAR模型方法的協整系統檢驗。本文依據E-G兩步法，對lngy與lnmfa進行OLS回歸，檢驗兩個變量是否存在協整關系。協整檢驗的前提是兩個變量時同階單整變量，根據上表檢驗結果可知lngy、lnmfa都是一階單整序列，因此可以進行協整回歸分析，對lngy和lnmfa進行OLS回歸，結果如下：

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 回歸估計的實際值、擬合值、殘差圖

由式(1)的D-W值及方程的殘差圖可以看出，方程殘差呈有規律的波動，預示著方程存在自相關，需進行自相關修正，運用迭代估計法對以上回歸方程進行自相關性調整，默認迭代次數為100，誤差精度為0.001，估計方程為：

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，方程常數項數值變為14.34，斜率估計為0.054。因此采用式(2)作為工業產值和礦業投資的長期均衡方程。

2.2 殘差檢驗

對殘差e進行單位根檢驗，若e是平穩的，說明兩變量之間的協整關系是存在的，反之不存在。檢驗結果如表2所示。

表2 對殘差e進行單位根檢驗的結果

*表示在此置信區間通過平穩性檢驗。

單位根檢驗結果(表2)表明：殘差e在5％臨界值水平下為平穩序列。由此可以認為lngy、lnmfa是(1，1)階協整，存在長期穩定關系。礦業投資額的彈性系數為0.054，即從長期來看，礦業投資增加1％，工業產值將增加5.4％。

3 礦業投資和工業經濟增長的短期關系分析

3.1 誤差修正模型

根據格蘭杰表述定理，如果兩變量是協整的，則他們之間存在長期均衡關系，在短期內，這些變量可以是不均衡的，兩變量之間這種短期不均衡關系的動態結構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是非均衡誤差項或者說成是長期均衡偏差項，λ是短期調整參數。

通過eviews5.0對lngy、lnmfa兩個變量進行誤差修正分析，估計誤差修正模型結果如下：

△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：誤差修正系數為-0.12，符合反向修正機制，表明短期波動對長期均衡偏離的調整速度為12％?？梢?，在短期內，礦業投資每增加1％，在滯后一期，工業產值減少8％，但統計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；而工業產值對自身的影響作用較大。

3.2 脈沖響應分析

脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。通過脈沖響應分析，可以從更加動態的角度來分析兩個變量之間的關系。工業產值和礦業投資之間的沖擊反應函數軌跡見圖3。圖中的橫坐標是沖擊發生后的時間間隔(以年度為單位)，縱坐標尺度表示沖擊的反應程度。

從圖3(左)可看出：當在本期給工業產值一個單位的標準差正沖擊后，礦業投資額在第2期會達到高峰，而后逐年下降，直到第5期降到低谷，從第6期到第15期在工業產值的沖擊下，礦業投資額時漲時落，這種狀況一直持續到第15期。這表明工業生產受外部條件的沖擊后傳遞給礦業投資，礦業投資額在第2期達到最高點，即在第2期礦業投資額對工業產值的響應是0.079，第5期下降到最低點，礦業投資額對工業產值的響應為0.04。此后，盡管有漲落，但礦業投資額對工業產值的響應基本保持在0.042。而從圖3(右)可看出：在本期礦業投資額發生一個單位的標準差沖擊后，工業產值在前2期僅有小幅上升，而第3期開始會有較強烈的反應，并且在前7期一直保持著較強的影響，從第8期之后逐漸放緩影響直至第15期，但總體來看，15期內礦業投資額對工業產值的影響總是呈正向高度影響。這說明礦業投資對工業產值的增加有著強力的推動作用，作用持續時間較長。高峰期第7期工業產值對礦業投資額的響應高達0.09。

圖3 工業產值與礦業投資額廣義脈沖響應圖

4 結論

通過以上分析我們可以得出如下結論：

1) 礦業投資和工業產值之間存在協整關系，也即存在二者之間穩定的均衡關系。通過協整方程我們可以看出：從長期來看，每增加1％的礦業投資，工業產值增加5.4％?？梢姷V業作為基礎行業和現代工業的命脈，其投資對工業產值的促進作用比較

大。這種推動作用與當今世界92％以上的能源、80％以上的工業原料和70％以上的農業生產資料都取自礦產資源的現實是吻合的。因此，在可持續發展的前提下，不斷加大對礦產資源的勘察、利用將對工業經濟乃至國民經濟產生長遠的影響。

2) 從短期來看，礦業投資對工業產值的促進作用不明顯，甚至產生副作用。這種現象同樣來源于礦業作為基礎行業的行業屬性。礦業不僅包括采掘、冶煉而且包括勘察，盡管自然界是可以認識的，可以被利用的，尤其是對礦產資源的勘察、開采，前期仍需要進行大量的財力、物力的投入，客觀上對工業經濟增長的作用在短期來看不會太明顯。

[1]孫敬水．計量經濟學[M]．北京：清華大學出版社，2004.

[2]趙凡．中國礦業現勃勃生機[N]．中國國土資源報．2008-11-12.

[3]中國統計年鑒2008．[EB/OL]．http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/.