李鮮玲　張大田　雷翠玲

摘要：煤炭?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)陜西作為產(chǎn)煤大省的陜西會(huì)產(chǎn)生重大影響。在對(duì)1998-2012年陜西煤炭?jī)r(jià)格和GDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，建立了回歸模型，回歸模型通過了擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、顯著性檢驗(yàn)和因果關(guān)系檢驗(yàn)，分析得出了陜西煤炭?jī)r(jià)格和工業(yè)GDP之間是互為因果關(guān)系的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：陜西；煤炭?jī)r(jià)格；價(jià)格波動(dòng)；GDP；區(qū)域GDP

中圖分類號(hào)：F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：16723198（2015）05005502

0引言

煤炭是我國(guó)的主要一次性能源，它在我國(guó)一次性能源生產(chǎn)和消費(fèi)中的占比一直都在70%左右。陜西是產(chǎn)煤大省，其煤炭產(chǎn)量位居全國(guó)第三位。陜西煤炭?jī)r(jià)格波動(dòng)，首先是對(duì)煤炭消耗量大的下游產(chǎn)業(yè)，如電力、建材、化工、鋼鐵等產(chǎn)業(yè)的成本和價(jià)格產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響這些行業(yè)的產(chǎn)出，而這些行業(yè)產(chǎn)出的變化，又會(huì)進(jìn)一步影響其下游產(chǎn)業(yè)。隨著煤炭?jī)r(jià)格波動(dòng)效應(yīng)的進(jìn)一步傳導(dǎo)，最終將對(duì)陜西省GDP產(chǎn)生影響，所以有必要對(duì)陜西煤炭?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)區(qū)域GDP的影響進(jìn)行研究。

1文獻(xiàn)回顧

已有的關(guān)于能源價(jià)格對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的研究，主要集中在石油價(jià)格波動(dòng)對(duì)一個(gè)國(guó)家或區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響分析。Collier和Goderisr認(rèn)為：短期資源價(jià)格上漲對(duì)經(jīng)濟(jì)具有積極作用，但如果政府的統(tǒng)治是脆弱的，那么長(zhǎng)期這種價(jià)格上漲對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)面的影響；原鵬飛，王吉林等人研究發(fā)現(xiàn)煤炭?jī)r(jià)格上漲對(duì)我國(guó)的GDP具有負(fù)向沖擊；黃蕊等人研究發(fā)現(xiàn)煤炭?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)的影響不明顯。但是，從2001年開始以后的十年，陜西煤炭?jī)r(jià)格一直上漲，陜西經(jīng)濟(jì)并未出現(xiàn)抑制的現(xiàn)象。到底陜西煤炭?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)有無影響，如果有影響，影響程度有多大，二者之間的關(guān)系如何，這都是值得研究的問題。

2陜西煤炭?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)總量影響的分析

2.1數(shù)據(jù)的選擇

鑒于資料的可獲得性，選取1998-2012年煤炭開采和洗選業(yè)出廠價(jià)格指數(shù)代表煤炭?jī)r(jià)格。因?yàn)殛兾髅悍N較多，有長(zhǎng)焰煤、氣煤、肥煤、焦煤、瘦煤、無煙煤、貧煤等，各種煤炭?jī)r(jià)格不一，如果選擇其中一種，很難代表陜西煤炭?jī)r(jià)格總體波動(dòng)對(duì)區(qū)域GDP的影響，因此選擇歷年來陜西統(tǒng)計(jì)年鑒上公布的煤炭開采和洗選業(yè)出廠價(jià)格指數(shù)代表煤炭?jī)r(jià)格，用Pcoal表示；選擇1998-2012年陜西工業(yè)GDP指數(shù)（上年=100）代表區(qū)域GDP，用GDP表示。數(shù)據(jù)見表1。

2.2利用模型分析陜西煤炭?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)區(qū)域GDP的影響

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

為了對(duì)序列進(jìn)行分析，首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用eviews7軟件，通過取對(duì)數(shù)對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從表2可以看出，變量lnPcoal的ADF值為-2.75546，小于在10%置信水平下的臨界值-2.69044，說明lnPcoal的原序列是平穩(wěn)的，即I（0），變量lnGDP的ADF值為-2.691100小于在10%置信水平下的臨界值-2.690439，說明原始序列平穩(wěn)，即I（0），可以對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行回歸分析。

（2）建立回歸模型。

本文通過對(duì)兩個(gè)變量取對(duì)數(shù)建立回歸模型：

LnGDP=a+bLnPcoal

利用最小二乘法對(duì)回歸模型參數(shù)計(jì)算求得樣本的回歸模型為：LnGDP=4.133+0.1310LnPcoal

模型表明，煤炭?jī)r(jià)格增加1%，工業(yè)GDP指數(shù)上升0.1310%。

（3）回歸模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。

雖然建立了樣本的回歸模型，但是還需要對(duì)解釋變量煤炭?jī)r(jià)格變異對(duì)被解釋變量工業(yè)GDP的變異解釋進(jìn)行檢驗(yàn)。

R2=ESS/TEE=1-RSS/TSS稱為可決系數(shù)，通常用來判斷回歸線的擬合優(yōu)度。若R2=1，表示回歸模型完全解釋了被解釋變量的變異；若R2=0，則表示被解釋變量與解釋變量之間無線性關(guān)系。

其中：TSS（total sum of squares）是真實(shí)的被解釋變量圍繞其均值的總變異；

ESS（explained sum of squares）是估計(jì)的被解釋變量圍繞其均值的變異，是由解釋變量解釋的部分；

RSS（residual sum of squares）是被解釋變量變異未被解釋的部分。

如果選擇的回歸模型能很好的擬合樣本數(shù)據(jù)，則ESS遠(yuǎn)大于RSS，如果回歸模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合不好，則RSS遠(yuǎn)大于ESS。

通過計(jì)算求得：

TSS=338.0317；

ESS=338.0238；

RSS=0.0079；

R2=0.99998。

由于ESS遠(yuǎn)大于RSS，說明工業(yè)GDP的波動(dòng)可以由煤炭?jī)r(jià)格解釋99.998%，所建立的線性回歸對(duì)樣本的擬合度很好。

（4）回歸方程顯著性檢驗(yàn)。

對(duì)回歸方程顯著性檢驗(yàn)最常用的檢驗(yàn)是F檢驗(yàn)，F(xiàn)值越大，越有理由拒絕原假設(shè)H0：b=0，接受備擇假設(shè)H1：b≠0。

根據(jù)F=ESS/（RSS/（T-2））求得F=338.0238/（0.0079/（15-2））=556241.6962。

通過查閱F分布臨界值表可知，a=0.005臨界值為11.37。

由于F值大于F分布臨界值，所以拒絕煤炭?jī)r(jià)格系數(shù)為0的原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。

（5）因果關(guān)系檢驗(yàn)。

煤炭?jī)r(jià)格和工業(yè)GDP之間存在相關(guān)關(guān)系，但是到底誰是因，誰是果，還需要進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

格蘭杰檢驗(yàn)是檢驗(yàn)序列之間因果關(guān)系的常用方法。本文通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在5%顯著水平下，lnGDP不是lnPcoal格蘭杰的原因的假設(shè)被拒絕，lnPcoal不是lnGDP格蘭杰原因的假設(shè)也被拒絕。因此表明煤炭?jī)r(jià)格和工業(yè)GDP之間具有穩(wěn)定的因果關(guān)系，而且互為因果。

3結(jié)論

利用1998年-2012年陜西煤炭?jī)r(jià)格和工業(yè)GDP數(shù)據(jù)建立了回歸模型LnGDP=4.133+01310LnPcoal，通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和方程的顯著性檢驗(yàn)表明，所建立的回歸模型很好的擬合了樣本數(shù)據(jù)?；貧w模型也通過了顯著性檢驗(yàn)，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，煤炭?jī)r(jià)格和工業(yè)GDP之間是互為因果關(guān)系。

參考文獻(xiàn)

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