煤炭開采業技術進步貢獻率測算：基于“十五”和“十一五”期間的比較

尹 華，馬 媛，崔 巍

(山東科技大學經濟管理學院，山東 青島 266590)

煤炭是我國能源的基石，是國家經濟和社會發展的重要戰略資源，也是實現全面建設小康社會戰略目標的基礎保障。建國六十多年來，煤炭消費在我國一次能源消費結構中一直占70%以上。雖然隨著新能源的開發，該比例未來可能會下降，但是也很難改變煤炭是我國主要能源的局面。我國政府《2006～2020年科學技術發展規劃綱要》提出了自主創新，重點跨越，支撐發展，引領未來的指導方針，將煤炭的高效開采列為未來15年的重點發展領域之一。作為國民經濟發展的支柱產業，煤炭開采業的技術進步和產業升級對推動國家經濟發展起著關鍵性的作用。近年來，我國煤炭企業在提高技術水平、轉變經濟增長方式上取得了很大的進步，但是關于煤炭企業技術進步效果的評價還相對滯后，現有研究成果中只有楊瑾娣等[1]對全國煤炭行業、劉勇等[2]對開灤礦務局、王喜蓮和張金鎖[3]對陜西省煤炭行業做過測算。因此有必要選取合理的方法對其技術進步貢獻率進行測算，為正確把握煤炭開采業科技進步水平和潛力以及制定產業發展政策提供參考。

1 煤炭開采業技術進步的特點

由于受生產經營的限制，煤炭開采業的技術進步呈現出以下行業特點。

1)開采技術為主，相關技術為輔。煤炭開采是一個涉及勘探、礦建、掘進、采煤、運輸、提升、支護等多個工序在內的龐大的系統工程。采煤工作面是煤炭生產的核心，因而采煤工藝和采煤裝備就是煤炭開采業的主導技術，運輸、提升、支護等技術則為配套輔助技術，需要在配合主導技術的基礎上做出適當調整和改進。

2)煤炭開采的技術選擇受到自然條件的限制。與其他行業不同，煤炭企業在做出技術選擇時，不會僅僅考慮該技術的先進性，更需要考慮技術的適用性。煤層厚度、煤層傾角、煤層頂板、煤層的軟硬度等自然條件是煤炭開采過程中需要考慮到的各種制約因素，也迫使人們不斷探索新的技術。

3)煤炭開采業屬于資源約束型產業，呈現出規模報酬遞減。煤炭開采的最終產出不僅取決于人力、物力、技術等的投入，還要受制于自然賦存條件的限制。在一定區域內隨著開采工作面的推移，單位投入帶來的最終產出是下降的，呈現出規模報酬遞減的規律。

4)開采技術向綠色開采方向演變。隨著環境災害的陸續出現，環境規制已成為今后經濟、社會發展的主流。我國現行的煤炭開采以綜合機械化為主，這些技術在提高礦井高產高效的同時，也帶來了土地塌陷、水資源流失等破壞，這些與人類可持續發展的要求相矛盾。未來的煤炭開采技術在滿足“安全、高效”的傳統目標之外，還要著重考慮技術對環境的影響。綠色開采技術是未來煤炭開采技術發展的大方向。

2 技術進步貢獻率的測算方法

技術進步貢獻率的測算中涉及兩個關鍵問題：生產函數的建立和參數的估計。

2.1 生產函數的建立

在進行技術進步貢獻率測算之前，首先需要設定合理的生產函數以表示各種要素投入與所能帶來的最大產出之間的關系，應用最廣的是C-D生產函數，見式(1)。

Y=AKαLβ

(1)

式中，A表示該時期的技術水平，Y代表產出，K表示物質資本存量即投入的物質數量,L表示人力資本存量即勞動投入的數量；α和β分別代表物質資本和人力資本的投入彈性系數。若α+β>1，則表示該產業的規模報酬是遞增的；α+β=1表示規模報酬不變；α+β<1則意味著規模報酬遞減。

2.2 參數的估計

在使用數學模型表達投入與產出之間的關系后，就可以根據實際的投入和產出數據對各項要素的貢獻進行測算。1957年，索羅在C-D生產函數的基礎上使用分離法將扣除了勞動、資本對經濟增長的貢獻之后出現的剩余定義為是技術進步發揮的作用，由此形成了技術進步貢獻測算的主要方法——索羅余值法，見式(2)。

(2)

式中，r代表科技進步速度；ΔY、ΔK、ΔL分別對應產出、物質資本和人力資本的增長數量；Y、K、L、α和β的含義同式(1)。產出、物質資本和人力資本的數量及變化可以根據實際數據獲得，所以使用索洛余值法的難點在于α和β兩個投入彈性系數的估計。常見的估計方法有經驗法、理論法、回歸分析法、灰色關聯分析法等。綜合各種方法的優缺點，本研究選擇使用回歸分析，為了保證估計結果的無偏性和一致性，在計算過程中會通過計量經濟學方法對其進行檢驗。

3 數據處理與運算

3.1 指標設置

指標選取是否得當直接關系到運算結果，選取指標時一般需要考慮以下幾點：符合所要描述對象的特點和實際情況；統計數據口徑一致；指標數據前后具有可比性。

3.1.1 產出指標Y

對于產出指標，絕大多數研究都是采用國內生產總值。由于本研究涉及的是單一行業，可以選擇行業產值或者行業產量。對于煤炭開采業而言，行業產值容易受到煤炭價格的影響，所以本研究選擇原煤產量作為產出指標的量度。該指標可以在《中國統計年鑒》中獲得，無需進一步調整。

3.1.2 人力資本存量L

國內外學者主要采用 “受教育年限”、“就業人數”、“學歷指數”等指標對人力資本存量進行估算，最常用的是從業人數或者員工勞動報酬(或工資)[4]?！皠趧訄蟪辍眰戎赜诜磻獎趧油度胭|量的變化，一般人認為勞動報酬越高表明勞動者的質量越高；但是由于勞動報酬本身受到很多因素的影響，如物價、工資政策調整等，所以勞動報酬已不能單純反應勞動者素質的提高。“從業人數”是從勞動者數量的角度衡量人力資本存量的變化，較為直觀，所以本研究采用從業人數對人力資本存量進行測度。具體數據可以從《中國統計年鑒》中獲得，無需調整。

3.1.3 物質資本存量K

很多學者針對物質資本存量的計算進行了有益的探討，如張軍、吳桂英、張吉鵬[5]構造了投資隱含平減指數，Young，A[6]采用永續存盤法構建資本存量，也有一些學者在前人方法的基礎上對原有資本存量序列進行了延續?？紤]到研究基礎和數據的可獲得性，本研究借鑒楊格的做法，將基期資本形成總額除以10%，作為基期的資本存量。以后各期的資本存量使用永續盤存法計算，見式(3)。

(3)

式中：Ki表示第i年度的物質資本存量，DRi表示折舊率，Ii表示當年固定資產投資總額。PIAi表示固定資產投資價格指數。固定資產投資總額、固定資產投資價格指數可以分別在《中國能源統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》中獲得。名義折舊率取5%。具體數據見表1。

表1 2000～2010年間我國煤炭開采業數據匯總

數據來源：《中國能源統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》。

3.2 技術進步貢獻率的測算

3.2.1α和β的估計

參考算式(2)，在原始數據的基礎上，只要求得物質資本存量和人力資本存量的彈性系數α和β，便可得到技術進步增長速度。參照常見的四種參數計算方法，本研究選取了回歸分析和灰色關聯分析分別進行計算，經過比較認為回歸分析的結果較為合理，并且能夠通過有關的統計檢驗。

首先建立煤炭開采業年產量與物質資本存量和人力資本存量的回歸方程，為了消除時間序列數據中經常存在的自相關，采取了對算式(1)兩邊取對數的方式，得到式(4)。

lnY=lnA+αlnK+βlnL

(4)

式中，Y為產出，K為物質資本存量，L為人力資本存量。將表1中數據處理后帶入式(4)，通過Eviews6.0運算得到結果見表2中的模型一。由表中結果可以看到，估計的物質資本和人力資本彈性系數分別是0.4680和0.3013，回歸系數都通過了0.05的顯著性檢驗，整個方程通過了0.01的顯著性檢驗，說明原煤產量與物質資本存量和人力資本存量之間存在顯著的線性關系。針對異方差進行的懷特檢驗對應的概率為0.9275，不屬于小概率事件，表明變量滿足同方差假設。但是針對自相關進行的DW檢驗表明，這三個變量間存在自相關。這也是使用時間序列數據時較常存在的問題，常見的解決辦法是對原模型進行修正，彌補可能缺失的變量。為了解決上述問題，在式(4)的基礎上，再引入時間變量t，取值為時間序列中的年份，建立修正模型見式(5)。

lnY=lnA+αlnK+βlnL+γlnt

(5)

按照上述過程重新計算，得到結果如表2中的模型二所示。在該模型中，物質資本和人力資本彈性系數分別是0.3806和0.5497，回歸系數都通過了顯著性水平為0.05的檢驗，整個方程也通過了0.01的顯著性檢驗，說明線性關系顯著，且模型二的可決系數R2較模型一略有提高，說明模型二對因變量y的解釋程度更好。更為重要的是，模型二分別通過了異方差檢驗和自相關檢驗。這表明模型二較之模型一更能滿足回歸分析的基本假設，且解釋效果更佳。

表2 回歸分析結果

注：()內為檢驗值，***表示在1%的顯著性水平下通過檢驗。取5%的顯著性水平，DW檢驗的區間下限為1.13，上限為1.54。

3.2.2 “十五”和“十一五”期間的技術進步貢獻率

參照式(2)，還需得到產量、物質資本存量和人力資本存量的增長速度，本研究著重討論“十五”期間和“十一五”期間的技術進步貢獻率，需計算這兩個時期內的平均增長速度。常見方法有幾何平均法和方程式法。由于幾何平均法只考慮到最初水平和最末水平，結果可能會存在偏差。所以本研究采取方程式法計算平均發展速度，得到兩個時期各項指標的平均增長速度及三個要素相應的貢獻率見表3。

表3 “十五”和“十一五”期間煤炭開采業技術進步貢獻率

由表3可以看到我國煤炭開采業在“十五”期間的技術進步貢獻率是40.01%，“十一五”期間科技進步貢獻率為37.85%，略有下降。王喜蓮、張金鎖曾經對陜西省煤炭行業1986～2005年間的科技進步貢獻率進行測算，結果顯示平均貢獻率為42.74%。由于陜西省的煤層較淺，煤層賦存條件好，所以開采中的邊際產出高，導致結果高于全國平均水平。通過比較，本研究的結論較為合理。

4 結果討論

1)物質資本存量的彈性系數是0.3806，人力資本存量的彈性系數是0.5497，二者之和小于1。這表明平均來看資本存量增加1%，可使煤炭產量增加0.38%；人力資本存量增加1%，可使煤炭產量增加0.55%；且煤炭生產呈現規模報酬遞減，表明煤炭產量的增加比例遠小于物質資本和人力資本兩要素的增加比例。這一方面與煤炭開采的行業特點有關，另一方面也說明我國煤炭開采的效率比較低。

2)兩個期間煤炭產量的平均增長速度分別為11.16%和7.25%，產量增速下滑幅度比較大。根據我們的了解，“十一五”期間我國出臺了更為嚴格的環境規制政策，尤其是節能減排方面的硬性約束，導致很多煤炭企業采取減產的方式來應對，致使煤炭企業的產能不能有效釋放。這是導致“十一五”期間煤炭產量增速放緩的主要原因。

3)兩個期間的物質資本存量增速分別是13.62%和14.56%，人力資本存量的增速分別是2.75%和-1.6%。這說明我國的煤炭開采業已由勞動密集型轉變為資金或技術密集型的產業?！笆晃濉逼陂g的資本存量增速加快。這也與環境規制趨緊有一定關系，為了滿足環境規制的要求，企業在開采過程中和開采過程后采取有效措施，這就要求企業替換現有能耗高的生產設備以控制污染，需要企業增加末端治理環節以減少污染。這些都是較之以前很大的一筆投入，并且很多這樣的投入體現在了固定資產投資方面。

4)兩個期間的技術進步貢獻率分別是40.01%和37.85%，技術進步貢獻率略有下降。這可以歸因于兩方面，一方面是因為“十一五”期間的煤炭產量增幅下降，另一方面是因為此期間資本存量增幅加大。因為大量環境規制措施的出臺，煤炭開采企業由原來的粗放型開采轉向集約型開采，而這些更多體現在“質量”、“內涵”層面的結果很難在產量中體現出來。如果考慮到這些隱形的結果，產出會加大，技術進步貢獻率會高于現在這個水平。

5 結論

通過對研究結果的分析，發現“十一五”期間煤炭開采業技術進步貢獻率有所下降，進一步對煤炭產量和物質資本存量的變動進行分析，發現造成該結果的原因主要是煤炭開采業的產能在環境規制的壓力下未能有效釋放，且這期間的資本投入加大。由于本研究在產出方面使用的是原煤產量，該指標不能全面考察煤炭開采業的技術產出，所以測算結果會存在一定程度的偏差。

考慮到我國正處于經濟轉型期，未來環境規制和產業結構調整的力度會更大。在這樣的背景下，經濟發展的表現不僅僅是產值(產量)的增加，而且還表現在自然環境的改善等方面。所以建議盡快出臺“綠色產值”的計算方法，這樣才能更為全面衡量產業的發展狀況，才能出臺更加有效的措施引導企業。

[1] 楊瑾娣，胡省三，王敦曾.科技進步對煤炭經濟增長貢獻的測算與分析[J].中國煤炭，1996(12):24-25.

[2] 劉勇，張學芬，姬陽瑞,等.淺談煤炭企業科技進步貢獻率的測算[J].煤炭經濟研究，1997(4):23-24.

[3] 王喜蓮，張金鎖.技術進步對煤炭產業經濟增長的貢獻率研究[J].礦業研究與開發，2009(2):92-95.

[4] 朱平芳，徐大豐.中國城市人力資本的估算[J].經濟研究，2007(9):84-95.

[5] 張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算[J].經濟研究，2004(10):35-44.

[6] Young，A.Gold into base metals：productivity growth in the People’s Republic of China during the Reform Period[J].Journal of Asian Economics，2000(14)：713-734.