中國煤炭消費政策與煤炭需求關(guān)系的實(shí)證分析

統計觀(guān)察中國煤炭消費政策與煤炭需求關(guān)系的實(shí)證分析武曉明,王思薇,李永清(西安科技大學(xué)管理學(xué)院，西安710054)摘要:本文運用實(shí)證方法分析了1979- 2005年煤炭消費政策與煤炭需求的關(guān)系。結果表明,煤炭需求受煤炭消費政策的影響,特別是戶(hù)業(yè)結構變動(dòng)、能源效率改進(jìn)降低了堞炭消耗,而價(jià)格政策使謀炭需求與價(jià)格水平同向變化。關(guān)鍵詞:煤炭需求;煤炭消費政策;ECM模型中圖分類(lèi)號:F402.7文獻標識碼:A文章編號:1002- -6487(2007)08-0089-03情況下放棄價(jià)格調節機制的客觀(guān)結果,但對企業(yè)生產(chǎn)與居民0引離生活造成的不利影響也很明顯。進(jìn)入20世紀90年代,世界能源由煤炭為主向油氣為主的結構轉變過(guò)程中,我國以煤炭經(jīng)濟制度變遷的研究文獻認為,中國經(jīng)濟轉軌過(guò)程中最為主的能源資源條件,使煤炭在我國能源生產(chǎn)與消費中占支主要的經(jīng)濟變量就是制度變遷,如果不考慮制度因素,那么配地位。隨著(zhù)經(jīng)濟的發(fā)展與經(jīng)濟結構的高度化，保護生態(tài)環(huán)對于中國經(jīng)濟問(wèn)題的分析將很難有強大的解釋力和說(shuō)服力。境的需要與壓力8益劇增。我國能源供應進(jìn)人相對過(guò)剩時(shí)期中國改革開(kāi)放至今的煤炭需求變化,反映了體制改革、產(chǎn)業(yè)之后,能源消費政策的變化,是逐步引導能源消費向優(yōu)質(zhì)高結構調整,同時(shí)也是體制變遷的結果。為加快經(jīng)濟增長(cháng)和發(fā)效.環(huán)保方向發(fā)展。展,我國一直在進(jìn)行著(zhù)政策上的探索,其中許多政策的實(shí)施1.2消費 價(jià)格政策對當時(shí)煤炭需求產(chǎn)生較大影響,包括價(jià)格限制的逐步放開(kāi)，1979年以后，我國煤碳的銷(xiāo)售價(jià)格制度逐步由政府的產(chǎn)業(yè)結構的調整、可持續發(fā)展的科學(xué)發(fā)展觀(guān)等。計劃部門(mén)統- - 制定價(jià)格轉向企業(yè)自主定價(jià),并受市場(chǎng)供求關(guān)1979年至今,中國煤炭仍然是能源消費的主要部分,煤系的影響。煤炭?jì)r(jià)格制度的改革大體分為兩個(gè)時(shí)期。20世紀炭需求具有以下特點(diǎn):(1)煤炭總量增長(cháng)與在能源結構中份80年代中期至90年代中期,逐步將能源銷(xiāo)售從計劃價(jià)格轉額下降。1979-2005 年,中國煤炭消費總量增長(cháng),但是煤炭消變?yōu)橛媱潈r(jià)格與市場(chǎng)價(jià)格“雙軌”制。在價(jià)格“雙軌”制時(shí)期，費在能源消費結構中的份額卻在下降。但是在2003- 2005煤炭?jì)r(jià)格有三種基本形式:統配價(jià)(中央制定價(jià)格)、地方價(jià)(地年，煤炭消費量在能源消費中份額出現了上漲，分別為方制定價(jià)格)、供需雙方協(xié)議價(jià)(中央、地方國營(yíng)礦“超計劃”部68.329%、67.99%、68.90%;(2)煤炭消費結構發(fā)生劇烈變化。分煤炭及非國有煤礦煤炭)。1993 年,我國放開(kāi)統配煤礦價(jià)各部門(mén)煤炭消費中,工業(yè)部門(mén)是最重要的部門(mén),工業(yè)部門(mén)煤格,目前除部分發(fā)電用煤(比市場(chǎng)價(jià)格低15~20元/噸)還執炭消費數量比例持續上升，由1995年的85.40%上升2005行政府指導價(jià)格外,其余煤炭產(chǎn)品價(jià)格均受市場(chǎng)供求關(guān)系調年的93.48%。特別是2000年后工業(yè)消費總量增長(cháng)較快。(3)節。90年代中期以來(lái),煤炭?jì)r(jià)格市場(chǎng)化進(jìn)程加快,開(kāi)始形成煤炭使用效率提高。主要表現為萬(wàn)元GDP煤炭消費數量不以市場(chǎng)價(jià)格為主導的新體制,并逐步向國際價(jià)格接軌。R斷下降。1978年萬(wàn)元GDP煤炭消費數量為11.15噸標準煤，1.3 產(chǎn)業(yè)結構調整政策2003年為3.13噸標準煤,平均每年下降10.65%。國家對嚴重供過(guò)于求的煤炭工業(yè)實(shí)行壓產(chǎn)限產(chǎn)政策。對眾多非法的與不合理的小煤礦實(shí)施越來(lái)越嚴厲的“關(guān)?！闭?中國煤炭政策變遷考察( 1979- -2005 }策。這在客觀(guān)上促進(jìn)了能源消費結構的優(yōu)質(zhì)化。但是2000年后，中國煤炭市場(chǎng)需求的激增,導致小煤礦的大量出現,產(chǎn)生1.1 消費導向政策了大量的安全事故。因此國家開(kāi)始對煤發(fā)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行調整。1979-1986年,煤炭總量供給不足與低價(jià)格導致的需求剌激,使國家不得不對能源的流通與消費采取嚴格的管制政中國煤化工費的大戶(hù),煤炭消費策,以控制能源消費的過(guò)快增長(cháng)。能源消費管制,是供應短缺結構4HCNMHG著(zhù)中國在90年代經(jīng)基金項目:國家自 然科學(xué)基金資助項目(90410014)統計與決策2000年8月(理論版) 89統觀(guān)察濟的高速增長(cháng),中國煤炭消費量也大幅度的增長(cháng)。國內煤炭表1ADF和P檢驗結果水一階差分消費市場(chǎng)的特點(diǎn)是煤炭消費的利用效率低,很大部分在于政序列ADFPAC策或者體制原因。LND-0.218019 -0.086740 -2116101 T -2 262780傳統節能主要是指如何降低能源消耗,有些措施甚至影LNCDP -1.151867 -0.426739 -3.016831 -2301313響到企業(yè)正常的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和居民正常生活。1997 年以L(fǎng)NP| -2.725659 -4.281130 -2.725659 6.229833LNS 0.027901 -3.791472 -3.71145747 -3.689768后,我國政府改革了嚴格控制能源消費市場(chǎng)的政策,在適當LNE-399916 | -6.496281 . -2 698852 -6.496281控制生產(chǎn)的同時(shí),采取優(yōu)化能源消費結構、鼓勵消費清潔能源的政策?，F在我國政策上對“能源消費效率”的理解已從簡(jiǎn)協(xié)整方程且可被解釋為變量之間的長(cháng)期穩定的均衡關(guān)系。但單地“節約能源"本身,轉換為“有效地、合理地利用能源”,包是在多變量方程組中對于-組變量間協(xié)整關(guān)系的檢驗,Jo括可持續發(fā)展的科學(xué)發(fā)展觀(guān)和建設節約型社會(huì )的理念。hansen Juseliue的方法優(yōu)于Engle Crange 的兩步法。因此我們采用前一種方法來(lái)確定模型中協(xié)整向量的個(gè)數。用Jo^2模型建立與數據說(shuō)明hansen方法得到的結果如表2所示。上述結果表明在1979-2005的樣本區間內.各個(gè)變量之通過(guò)對中國煤炭消費政策的考察,下面本文將建立-一個(gè)間存在著(zhù)-致協(xié)整的向量或長(cháng)期的均衡關(guān)系。包括以上各類(lèi)政策影響因素在內的計量模型進(jìn)行定量化的由于數據的自然對數變換不改變可能存在的協(xié)整關(guān)系，分析。并能使其趨勢線(xiàn)性化,消除時(shí)間序列中的異方差現象,所以基于以上的討論,反映轉型時(shí)期中國煤炭政策變遷影響本文對各變量序列分別取自然對數。在平穩性序列檢驗基礎下的中國煤炭需求函數可用下式表示:上,本文建立了雙對數方程如下。Q=(CDP, P, s, E)(1)表2協(xié)整檢驗結果式中Q為煤炭需求,CDP為國內生產(chǎn)假設協(xié)整向量個(gè)數特征根T遵統計量跡統計量P值MAX-Eigea統計意MAX-igen統計量P值0個(gè)協(xié)整向量“0.707128 79.175030.007430.700480.0143總值,P表示煤炭?jì)r(jià)格政策變量,S代表結到少1個(gè)協(xié)整向量0.5201348.47456D.043718.506680.4536構變化政策變量,E是效率改進(jìn)政策變量。至少2個(gè)協(xié)整向量0.482989 29.967880.047816.492280.1974煤炭需求量Q.由能源消費總量乘煤炭消到3個(gè)協(xié)整向量0.39762 1.4590.098512.671950.0879至少4個(gè)協(xié)整向量0.031635 0.8036470.3700.8036470.3700費占能源消費比例得到，單位為萬(wàn)噸標準家明在5%的正著(zhù)性水平下花是原報設。煤。用煤炭工業(yè)出廠(chǎng)價(jià)格指數來(lái)表示反映LNQ=C+C*LNCDP+C,*LNP+C&*LNS+CJ*LNE(2)煤炭?jì)r(jià)格政策(P),這是由于煤炭工業(yè)產(chǎn)品比較單- ,所以出oLs回歸的參數估計結果如下:廠(chǎng)價(jià)格指數基本代表煤炭?jì)r(jià)格指數。用重工業(yè)產(chǎn)值在CDPLNQ=8.0359 +0.2727*LNGDP+0.5087*LNP- -0.2925*LNS+中的份額來(lái)反映中國所發(fā)生的產(chǎn)業(yè)結構變化(S)。用能源消0.1133*LNE費彈性(E)來(lái)反映煤炭利用效率政策的變化本文所用數據來(lái)自《中國統計年鑒》2001、2005、2006和《中(25.77078) (21.31932) (3.064406) (-1.934828) (3.274631)3)國工業(yè)經(jīng)濟年鑒>2003。本文將建立一個(gè)包括以上各類(lèi)政策影響因素在內的計量模型進(jìn)行定量化的分析,具體考察煤炭(括號內數據為t值,顯著(zhù)性水平為1%)R2=0.969508 F=174.8727 Dubin-Watson sta=1.249217消費政策對煤炭需求的影響。由于各變量都是對數形式，這些值反映了長(cháng)期的彈性?；貧w結果表現了在1979 -2005年間煤炭需求與國家宏觀(guān)政3實(shí)證分析策價(jià)格政策、產(chǎn)業(yè)結構調整政策、煤炭利用效率政策之間存在的長(cháng)期均衡關(guān)系。國家宏觀(guān)經(jīng)濟政策與煤炭需求之間成正3.1 單位根檢驗為了檢驗數據的性質(zhì)，我們使用augmented Dickey-比。產(chǎn)業(yè)結構調整政策與煤炭需求呈負相關(guān)關(guān)系。Fuller(ADF)和Pillipe Pron(PP)單位根檢驗法對變量序列3.33 建立誤差修正模型(ECM)的平穩性(包括水平值和一階差分)進(jìn)行檢驗。這兩個(gè)檢驗的誤差修正模型提供了描述變量長(cháng)期和短期關(guān)系的途徑，結果如表1所示。ADP 和Pillips Perron 的檢驗結果都表明并可以判斷變量之間是否存在長(cháng)期、短期關(guān)的格蘭杰因果關(guān)一階差分后的序列在1%的水平下不存在單位根，說(shuō)明所有系。根據煤炭消費政策與煤炭需求之間的協(xié)整關(guān)系,推斷煤變量的一階差分序列都拒絕原假設,接受序列是平穩序列的炭消費政策與煤炭需求從短期波動(dòng)向長(cháng)期均衡調整的誤差結論。因此所有變量序列都是-階單整序列, 屬于序列(I)即修正模型為:- -階差分平穩的。中國煤化工CDR.ScoINP.3.2協(xié)整檢驗Engle和Granger認為,雖然一些經(jīng)疥變 量本身是非平穩JYHCNMH Ga(4)序列，但是它們的線(xiàn)性組合卻可能是平穩的序列，即被稱(chēng)為90統計與決策 200年8月(理論版)統計觀(guān)察方程(4)中,ECML誤差修正項,即回歸方程(2)的一階0.27%的增長(cháng)。改革開(kāi)放初期,政府對煤炭實(shí)行低定價(jià)來(lái)刺激滯后殘差，它主要刻畫(huà)LNQ與LNGDP.LNP.LNS和LNE之工業(yè)發(fā)展,這一期間價(jià)格彈性與煤炭需求的正相關(guān),正好可間的非均衡的程度。N為滯后期。運用Hendry的一般到特殊以說(shuō)明煤炭產(chǎn)品價(jià)格體制沒(méi)有起作用。1993-1998年,煤炭的模型方法，得到的結果如表3所示。供給過(guò)剩,煤炭?jì)r(jià)格走低,但沒(méi)有產(chǎn)生對煤炭消費的增加，即表3誤楚修正模型(ECM)價(jià)格與需求量也不是負相關(guān)關(guān)系。1999- 2005年,中國經(jīng)濟因變量:OLNQSample (djusied; 1982 2005出現了強勁增長(cháng),GDP年平均增長(cháng)率超過(guò)8% ,同時(shí)社會(huì )價(jià)格變標準誤一I l taiticss水平特別是工業(yè)原材料和能源價(jià)格出現了大幅度的上漲,然0.0685960.021993.11989ECML-0.073850 |0.10643-2.69387而這并沒(méi)影響經(jīng)濟增長(cháng)對以煤炭、石油等能源的需求,相反,ALQu1.1985990.366513.27032煤炭出現了供不應求的局面。中國改革開(kāi)放后的煤炭經(jīng)濟史OLNQH-0.496280.40639-1.35247表明,中國煤炭需求與價(jià)格呈同向變動(dòng)。OLNGDPH-0.1404590.28879-3.48636-0.1318490.12414-1.06211從上面模型回歸結果來(lái)看,似乎顯示出能源利用效率政OLNPa0.102120.107791.57914策與煤炭需求的彈性呈正相關(guān)。但是,通過(guò)分析發(fā)現隨著(zhù)能ALNS.-0.4090650.28715-1.42456ALNS,;0.809020.324311.7918源利用政策的實(shí)施,盡管煤炭需求總量仍不斷增長(cháng),但增長(cháng)△LNE,-0.0758570.05279-1.43700速度卻呈現出下降的趨勢, 1979- -2005年平均增長(cháng)率僅為R-aqured0.739375 Log lkeihod 53.773625.08%。通過(guò)與CDP增長(cháng)率對比,可以看出,煤炭需求確實(shí)由Adj. R-qured 0.500469Aknike AIC|. -.481135Sum的reida0.015908Schran SC-2.892108于能源效率政策的實(shí)施而減少。S.E. eqution 0.036409| Mean dependenti 0.052910對2003年后中國煤炭市場(chǎng)出現劇烈增長(cháng)，已有文獻對E-tatisic3.094833 S.D. dependenu 0.051515_此未能說(shuō)明。本文認為,產(chǎn)業(yè)結構政策的調整對煤炭需求有誤差修正項ECML反映出變量長(cháng)期的關(guān)系誤差,而誤差影響,而且較明顯,但在2003年后由于能源特別是石油價(jià)格修正模型反映的是變量短期的相互關(guān)系。從表3中可以看猛增,電力市場(chǎng)與其他工業(yè)對用煤的需求急增,導致產(chǎn)業(yè)結出,所有的統計檢驗擬合較好,誤差修正項ECMu為負,符合構政策的效果受到一-定程度的抵消。反向修正原理,ECM_值為-0.073850,即當偏離長(cháng)期均衡狀態(tài)時(shí)，各變量會(huì )以約每年7.39%的速度向其均衡狀態(tài)調整。參考文獻: .在誤差修正模型中,GDP煤炭?jì)r(jià)格政策及結構調整政策、能[1]王延中，我國能源消費政策的變遷及屣望[D.中國工業(yè)經(jīng)濟,2001,源利用效率政策都是煤炭短期需求的影響因素。4:33- -38.[2]汪海波.斷中國工業(yè)經(jīng)濟史(1979-2000)[M].北京:經(jīng)濟管理出版社,2001.4分析與結論[3]高鐵椽:計量經(jīng)濟分析方法與建模一EViems 應用及實(shí)例[M.北通過(guò)實(shí)證分析,發(fā)現中國經(jīng)濟轉型過(guò)程中煤炭需求水京:清華大學(xué)出版社,2006.(責任編輯/李友平)平總體上是增長(cháng)的,模型顯示GDP增長(cháng)1% ,煤炭需求會(huì )有中國煤化工MYHCNMHG統計與決策2000年8月(理論版) 91