礦產(chǎn)資源開發(fā)利用與湖北省經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)性分析

張旺馳

摘要：湖北省是礦業(yè)大省，為了定量地研究湖北省礦產(chǎn)資源開發(fā)利用與湖北區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，我們建立了兩者之間長期協(xié)整模型和短期誤差修正模型，模型結(jié)果顯示：長期內(nèi)礦業(yè)投資、礦產(chǎn)資源采選業(yè)和相關(guān)原材料制造業(yè)對湖北經(jīng)濟變動有明顯作用；短期內(nèi)相關(guān)原材料制造業(yè)因素是短期湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的最主要決定因素，而礦產(chǎn)資源采選業(yè)因素在短期內(nèi)對湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動影響并不顯著。

關(guān)鍵詞：礦產(chǎn)資源； 湖北； 協(xié)整

中圖分類號：F416.1 文獻標識碼：Ａ 文章編號：1004-0544（2009）02-0164-03

礦產(chǎn)資源是人類社會賴以生存和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。一個國家礦產(chǎn)種類的多少和儲量大小﹑開發(fā)利用的程度，在一定程度上反映出一個國家綜合國力的大小和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的能力。一個區(qū)域和一個地區(qū)同樣如此。湖北省礦產(chǎn)資源豐富，是我國的礦產(chǎn)大省，礦產(chǎn)類型多，礦種齊全，資源量大。礦產(chǎn)資源的開發(fā)利用在湖北經(jīng)濟的發(fā)展中占有重要地位并起到重要作用。礦產(chǎn)資源的開發(fā)利用推動了支柱產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，壯大了湖北經(jīng)濟，引導經(jīng)濟向縱深方向發(fā)展，在促進地區(qū)工業(yè)布局的平衡，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面起到了重要作用。[1][2]

一、 模型構(gòu)建方法

為了定量地研究湖北省礦產(chǎn)資源開發(fā)利用與湖北區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，探尋礦產(chǎn)資源開發(fā)利用在拉動湖北經(jīng)濟的貢獻及其問題，我們選取以下數(shù)據(jù)作為模型分析依據(jù)：（1）湖北省1978-2005年GDP總量（記為：GDP）；（2）1978-2005年湖北省礦業(yè)投資數(shù)據(jù)（記為：INVE）；（3）1978-2005年煤炭、石油天然氣、有色金屬、非金屬和其他礦采選業(yè)產(chǎn)值（MINE）；（4）1978-2005年湖北省相關(guān)原材料制造業(yè)產(chǎn)值（INDU）。所有資料來源于：《湖北省經(jīng)濟年鑒》、《湖北省礦業(yè)年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》。

但由于涉及大量的時間序列作為前定變量，本身不具有時間序列的平穩(wěn)性。利用一般多元線性模型的估計都可能會出現(xiàn)偽回歸的情況，t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量被虛假放大造成模型無法如實反映出客觀規(guī)律。[3]另外，協(xié)整模型僅僅可以反映出模型相關(guān)變量之間的長期均衡關(guān)系，而實際的經(jīng)濟數(shù)據(jù)往往是由非均衡過程生成的。因此，建模時需要用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡過程。[4]為了使模型更好地反映現(xiàn)實中的經(jīng)濟規(guī)律，引入誤差修正模型是很有必要的。

在實際研究中，若經(jīng)濟數(shù)據(jù)不能滿足時間序列平穩(wěn)性的要求，這時可以通過差分的方法將其轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)的時間序列。這里我們主要利用Engle和Granger1987年提出的協(xié)整理論及其方法[5]和Davidson、Hendry 等于1987年提出的誤差修正模型(ECM) [6]來綜合分析經(jīng)濟系統(tǒng)短期和長期的變化問題。

二、 礦產(chǎn)資源開發(fā)利用與湖北經(jīng)濟發(fā)展長期協(xié)調(diào)模型

從湖北省1978-2005GDP總量數(shù)據(jù)、湖北省礦業(yè)投資、煤炭、石油天然氣、有色金屬、非金屬和其他礦采選業(yè)產(chǎn)值和1978-2005年湖北省相關(guān)原材料制造業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)間序列圖看，這些時間序列都呈S增長趨勢，且具有明顯的隨時間增長性。序列數(shù)據(jù)總體判斷是非平穩(wěn)的。

為了建立模型必須使數(shù)據(jù)平穩(wěn)并達到同階，如此才能建立長期協(xié)整和短期誤差修正模型。

首先對四組時序數(shù)據(jù)做單位根檢驗，判斷GDP，INVE，MINE和INDU是否具有單位根過程，為了拒絕物價影響，對四組時序數(shù)據(jù)做對數(shù)化處理，分別記為：LNGDP，LNINVE，LNMINE，LNINDU，利用計量軟件做ADF檢驗結(jié)果如下：

由表1的檢驗結(jié)果可以判斷，由于GDP、INVE、MINE、INDU四個變量在1%顯著水平下，相應的ADF統(tǒng)計量都大于ADF臨界值，無法拒絕原假設(shè)，認為四個變量的水平值都具有單位根過程，非平穩(wěn)時間序列。而經(jīng)過一階差分后，四個變量差分值的ADF統(tǒng)計量都小于其在1%顯著性水平下的臨界值，說明LNGDP、LNINVE、LNMINE和LNINDU四個變量都滿足一階單整過程I（1）。

注：Test critical values 按1% level，5%level，10%level排列。

由于LNGDP、LNINVE、LNMINE和LNINDU都為一階單整序列，建立雙對數(shù)模型并進行最小二乘檢驗（OLS）。檢驗結(jié)果為：

表2: 模型檢驗結(jié)果表

估計結(jié)果為：

LNGDP=0.3493LNINVE-0.318022LNMINE+1.25111LNINDU （3-1）

T統(tǒng)計量（5.148442）（-1.88747）（14.44468）

R-squared=0.981587，Adjusted R-squared=0.980114，模型擬合較好，但是Durbin-Watson stat=0.556904，說明殘差存在自相關(guān)。

顯然，殘差隨時間呈現(xiàn)出鋸齒性規(guī)律變化，說明殘差序列存在相關(guān)。為了消除自相關(guān)，我們采取cochrane-orcutt迭代法。即將原模型形式：

Yt=β0+β1Xt+μt定義為：Yt'=β0（1-ρ）+β1Xt+μt，其中：

Yt'=Yt-ρYt-1，Xt'=Xt-ρXt-1，μt是相互獨立的隨即擾動項，已滿足基本假設(shè)，可直接用OLS估計，但在變換之前需要估計殘差序列的自相關(guān)系數(shù)，可用εt=ρεt-1建立方程，同樣用OLS得到ρ值，若仍有自相關(guān)，重復以上過程直到自相關(guān)被完全消除。

通過cochrane-orcutt方法迭代法直接消除自相關(guān)后，得到ρ等于0.731268，建立方程

LNGDPt-ρLNGDPt-1=α+β1(LNINVE-ρLNINVE）+β2（LNMINE-

ρLNMINEt-1）+β3（LNINDU-ρLNINDUt-1）估計結(jié)果為：

表3: 消除自相關(guān)后模型檢驗結(jié)果表

其中：F(ININVE)=LNINVE-ρ*LNINVE (-1)，F(xiàn)(INMINE)=LNMINE-ρ*LNMINE(-1)，F(xiàn)(ININDU)=LNINDU-

ρ*LNINDU(-1)。

從表中看到，經(jīng)過消除自相關(guān)后，D-W=1.254，殘差項已沒有自相關(guān)，且R-squared=0.918601，Adjusted R-squared=0.907501，所有變量的檢驗都通過。模型優(yōu)于模型（3-1）。

LNGDP=1.280508+0.609604LNINVE-0.04505LNMINE+0.185883 LNINDU（3-2）

T統(tǒng)計量 （5.171301）（5.654057）（2.382808）（2.016939）

從長期來看，礦業(yè)投資，礦產(chǎn)資源采選業(yè)和相關(guān)原材料制造業(yè)對湖北的經(jīng)濟發(fā)展都具有正效應，其中礦業(yè)投資的拉動作用最為明顯，盡管目前礦業(yè)投資的總額并不太大，投資結(jié)構(gòu)不盡合理，但是在我省長期的經(jīng)濟發(fā)展中是最為關(guān)鍵的一個要素，一是可以提高礦業(yè)中的資金要素投入，加強勘探與開發(fā)的力度；二是可以提高礦業(yè)開發(fā)和利用的技術(shù)水平，不僅為實現(xiàn)礦產(chǎn)資源的持續(xù)開發(fā)利用提供支撐，更為我省長期穩(wěn)定的經(jīng)濟發(fā)展提供保障。

三、 礦產(chǎn)資源開發(fā)利用與湖北經(jīng)濟發(fā)展的短期誤差修正模型

由于協(xié)整方程只能反映出礦業(yè)投資、礦產(chǎn)資源采選業(yè)產(chǎn)值、相關(guān)原材料制造業(yè)產(chǎn)值與湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期均衡關(guān)系，而短期內(nèi)，湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值的決定因素可能由某些短期因素決定，并會依照一定的調(diào)整力度趨向長期均衡。這就意味著我們需要評估這些事件對協(xié)整模型的影響，需要檢驗模型中的中長期需求關(guān)系在受到短期干擾時是否仍然成立。

誤差修正模型（ECM：Error Correction Mode）的基本形式由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，稱為DHSY模型。對于ADL（1，1）模型

Yt=β0+β1Xt+β2Xt-1+β3Xt-1+εt

從表4中可以看出，短期內(nèi)礦產(chǎn)資源采選業(yè)對于湖北省的經(jīng)濟發(fā)展貢獻不明顯，LNMINE的T統(tǒng)計量=-0.37251沒有通過檢驗。這也從實證的角度驗證了一方面我省短期的經(jīng)濟發(fā)展中，礦產(chǎn)資源采選業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展推動作用不大，不是拉動經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵要素；另一方面也說明了由于我省礦產(chǎn)資源利用方式粗放所導致資源利用率低，資源浪費嚴重。為了顯著提高礦產(chǎn)資源采選業(yè)的作用和地位，必須加大開采技術(shù)的引進、消化和創(chuàng)新，從可持續(xù)發(fā)展的角度加強礦業(yè)布局和規(guī)劃，著力提高采選業(yè)對湖北區(qū)域經(jīng)濟的貢獻率。

最后得到短期的誤差修正模型為：

△LNGDP=0.304722△LNINVE-0.981868△LNINDU+0.0804851ecmt-1（3-1）

T統(tǒng)計量 （4.393332）（5.910675） (9.132776)

R-squared=0.997919，Adjusted R-squared=0.997541，表示模型擬合很好， Durbin-Watson=1.735628，說明短期模型中不存在自相關(guān)。

從誤差修正模型來看，短期內(nèi)湖北的經(jīng)濟發(fā)展變化是由于礦業(yè)投資和相關(guān)原材料制造業(yè)的變化導致的，而與礦產(chǎn)資源的采選業(yè)沒有明顯關(guān)系。

四、 結(jié)論

根據(jù)以上分析，結(jié)合湖北的實際情況，我們得到了如下結(jié)論：

1. 從協(xié)整模型結(jié)果來看，長期內(nèi)湖北經(jīng)濟發(fā)展的影響因素主要是礦業(yè)投資、礦產(chǎn)資源采選業(yè)和相關(guān)原材料制造業(yè)。礦業(yè)投資提高一個百分點， 平均而言湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值將上升0.61個百分點；礦產(chǎn)資源采選業(yè)產(chǎn)值提高一個百分點，湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.041 個百分點； 相關(guān)原材料制造業(yè)產(chǎn)值總額每提高一個百分點，我國外匯儲備平均將增加0.19 個百分點。

2. 由誤差修正模型估計結(jié)果，差分項反映出礦產(chǎn)資源采選業(yè)的波動對湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，修正項反映模型偏離長期均衡的影響。其中，相關(guān)原材料制造業(yè)因素是短期湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的最主要決定因素。當相關(guān)原材料制造業(yè)產(chǎn)值和礦業(yè)投資增速提高時，湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值增速會相應提高，當湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值偏離長期均衡時，模型會以8%的力度進行反向自我修正，將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。而礦產(chǎn)資源采選業(yè)因素在短期內(nèi)對湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動影響并不顯著。誤差修正模型相比于協(xié)整模型可以更好地反映出湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值在短期的波動情況，同時也可以較為準確地描述湖北國內(nèi)生產(chǎn)總值及其影響因素之間的長期均衡狀態(tài)。該模型清晰地說明湖北省礦產(chǎn)資源開發(fā)與湖北省經(jīng)濟發(fā)展的長期和短期的內(nèi)在關(guān)系，并對于解決湖北省礦產(chǎn)資源開發(fā)利用的可持續(xù)問題提供了理論支持，為相關(guān)政策建議的出臺提供了科學依據(jù)。

參考文獻：

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責任編輯 王友海

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