矿业投资与工业产值关系研究

毕普云，周宝练

(1.海南省委党校，海南 海口 571101;2.中国石油集团渤海钻探工程有限公司第二录井分公司，河北 任丘 062552)

矿业是国民经济的基础产业。据统计，当今社会约有95％以上的能源、80％以上的工业原料来自矿物。无论是人类文明的发展与进步，还是区域经济社会的发展，矿业所提供的物质支撑都是无可替代的。我国是一个矿业大国，有着丰富的矿产资源，探明矿产资源总量约占世界的12％，居世界第二位。截至2007年底，我国拥有各类矿山企业12.49万个。2007年，我国固体矿产总产矿量62.57亿t；矿业总产值达8555.90亿元；矿产品进出口贸易总额4942亿美元，占全国进出口贸易总额的22.7％，矿业发展呈现勃勃生机。本文拟通过对矿业投资额与工业经济产值的长期均衡关系和短期作用关系分析，从定量的角度客观认识矿业投资对国家工业经济的促进作用。

1 数据搜集及平稳性检验

本文选取1985～2008年历年《中国统计年鉴》中矿业投资额和工业增加值的数据来对二者进行VAR模型构建，实证分析的样本区间为1985～2007年，共23个样本。考虑到价格因素对时间序列的影响使之不再具有可比性，需要对历年数据进行预处理。首先以1980年价格为基期计算我国工业产值和矿业投资值，分别记作gy和mfa；其次，为消除异方差影响，对两组变量进行对数化处理，新生成的序列为lngy和lnmfa。

几乎所有的宏观经济变量都是非平稳的，由图1我们可以看到：我国工业产值(gy)和矿业投资额(mfa)都具有时间趋势，即这两个经济变量都是非平衡的，沃森(Watson)证明，当变量存在着单位根，即非平稳时，传统的统计量将出现偏差，如果直接用OLS对变量之间进行回归分析，可能出现“伪回归”现象。因此，需要对其进行平稳性检验，常用的方法有DF检验法、ADF检验法、PP检验法。本文采用ADF检验法来检验时间序列数据lngy，lnmfa的平稳性，检验标准为：当ADF统计量的绝对值小于临界值的绝对值，则该变量存在单位根，即非平稳；若ADF统计量的绝对值大于临界值的绝对值，则该变量不存在单位根，即是平稳。时间序列的平稳性检验结果如表1所示。

图1 中国工业产值(左)、矿业投资额(右)时序图

表1 平稳性检验结果统计表

注：△表示ln*的差分过程。

由表1可见，lngy，lnmfa在5％的显著性水平下，ADF检验的t统计量的绝对值小于所对应的临界值，所以不能拒绝存在单位根的零假设。对lngy、lnmfa进行一阶差分后再进行ADF检验，在5％的显著性水平下，△lngy，△lnminfa的t统计量的绝对值均大于对应的临界值，即拒绝存在单位根的零假设。因此，lngy，lnmfa均为I(1)型序列，满足协整检验的前提条件。

2 矿业投资和工业经济增长期均衡关系分析

2.1 协整检验

目前关于协整检验的研究主要有两种方法：一是Engel和Granger在1987年提出的基于协整回归残差的两步法检验；二是Johansen(1988、1991)和Juselius(1990)提出的基于VAR模型方法的协整系统检验。本文依据E-G两步法，对lngy与lnmfa进行OLS回归，检验两个变量是否存在协整关系。协整检验的前提是两个变量时同阶单整变量，根据上表检验结果可知lngy、lnmfa都是一阶单整序列，因此可以进行协整回归分析，对lngy和lnmfa进行OLS回归，结果如下：

lngy =4.45+ 0.81×lnmfa

(16.18) (17.75)

(1)

R2=0.94 D-W=0.43

提取式(1)的残差图如图2所示。

图2 回归估计的实际值、拟合值、残差图

由式(1)的D-W值及方程的残差图可以看出，方程残差呈有规律的波动，预示着方程存在自相关，需进行自相关修正，运用迭代估计法对以上回归方程进行自相关性调整，默认迭代次数为100，误差精度为0.001，估计方程为：

lngy= 14.34+ 0.054lnmfa

(18.78) (11.36)

(2)

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

将此方程与以上OLS方程估计相比，方程拟合度有所提高，D-W值明显提高接近于2，方程常数项数值变为14.34，斜率估计为0.054。因此采用式(2)作为工业产值和矿业投资的长期均衡方程。

2.2 残差检验

对残差e进行单位根检验，若e是平稳的，说明两变量之间的协整关系是存在的，反之不存在。检验结果如表2所示。

表2 对残差e进行单位根检验的结果

*表示在此置信区间通过平稳性检验。

单位根检验结果(表2)表明：残差e在5％临界值水平下为平稳序列。由此可以认为lngy、lnmfa是(1，1)阶协整，存在长期稳定关系。矿业投资额的弹性系数为0.054，即从长期来看，矿业投资增加1％，工业产值将增加5.4％。

3 矿业投资和工业经济增长的短期关系分析

3.1 误差修正模型

根据格兰杰表述定理，如果两变量是协整的，则他们之间存在长期均衡关系，在短期内，这些变量可以是不均衡的，两变量之间这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型(ECM)来表述，即：

ΔYt=lagged(ΔY,ΔX)-λμt-1+εt

式中，μt-1是非均衡误差项或者说成是长期均衡偏差项，λ是短期调整参数。

通过eviews5.0对lngy、lnmfa两个变量进行误差修正分析，估计误差修正模型结果如下：

△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：误差修正系数为-0.12，符合反向修正机制，表明短期波动对长期均衡偏离的调整速度为12％。可见，在短期内，矿业投资每增加1％，在滞后一期，工业产值减少8％，但统计t值表明这种作用不明显，在滞后二期，阻碍作用降到3％，同样t值不明显；而工业产值对自身的影响作用较大。

3.2 脉冲响应分析

脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。通过脉冲响应分析，可以从更加动态的角度来分析两个变量之间的关系。工业产值和矿业投资之间的冲击反应函数轨迹见图3。图中的横坐标是冲击发生后的时间间隔(以年度为单位)，纵坐标尺度表示冲击的反应程度。

从图3(左)可看出：当在本期给工业产值一个单位的标准差正冲击后，矿业投资额在第2期会达到高峰，而后逐年下降，直到第5期降到低谷，从第6期到第15期在工业产值的冲击下，矿业投资额时涨时落，这种状况一直持续到第15期。这表明工业生产受外部条件的冲击后传递给矿业投资，矿业投资额在第2期达到最高点，即在第2期矿业投资额对工业产值的响应是0.079，第5期下降到最低点，矿业投资额对工业产值的响应为0.04。此后，尽管有涨落，但矿业投资额对工业产值的响应基本保持在0.042。而从图3(右)可看出：在本期矿业投资额发生一个单位的标准差冲击后，工业产值在前2期仅有小幅上升，而第3期开始会有较强烈的反应，并且在前7期一直保持着较强的影响，从第8期之后逐渐放缓影响直至第15期，但总体来看，15期内矿业投资额对工业产值的影响总是呈正向高度影响。这说明矿业投资对工业产值的增加有着强力的推动作用，作用持续时间较长。高峰期第7期工业产值对矿业投资额的响应高达0.09。

图3 工业产值与矿业投资额广义脉冲响应图

4 结论

通过以上分析我们可以得出如下结论：

1) 矿业投资和工业产值之间存在协整关系，也即存在二者之间稳定的均衡关系。通过协整方程我们可以看出：从长期来看，每增加1％的矿业投资，工业产值增加5.4％。可见矿业作为基础行业和现代工业的命脉，其投资对工业产值的促进作用比较

大。这种推动作用与当今世界92％以上的能源、80％以上的工业原料和70％以上的农业生产资料都取自矿产资源的现实是吻合的。因此，在可持续发展的前提下，不断加大对矿产资源的勘察、利用将对工业经济乃至国民经济产生长远的影响。

2) 从短期来看，矿业投资对工业产值的促进作用不明显，甚至产生副作用。这种现象同样来源于矿业作为基础行业的行业属性。矿业不仅包括采掘、冶炼而且包括勘察，尽管自然界是可以认识的，可以被利用的，尤其是对矿产资源的勘察、开采，前期仍需要进行大量的财力、物力的投入，客观上对工业经济增长的作用在短期来看不会太明显。

[1]孙敬水．计量经济学[M]．北京：清华大学出版社，2004.

[2]赵凡．中国矿业现勃勃生机[N]．中国国土资源报．2008-11-12.

[3]中国统计年鉴2008．[EB/OL]．http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/.