甘肅省煤炭生產(chǎn)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)性分析研究

賈宗謙 何天 胡思虎 毛歆燕

摘?要：文章以甘肅省為研究對象，對其煤炭生產(chǎn)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)性進(jìn)行分析。通過收集甘肅省1995年至2022年的煤炭生產(chǎn)量、消費(fèi)量和經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)，運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)數(shù)據(jù)分析軟件EViews對甘肅省煤炭生產(chǎn)量、煤炭消費(fèi)量及地區(qū)生產(chǎn)總值取對數(shù)后的時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，在完成各時間序列單位根檢驗的基礎(chǔ)上，再進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的分析，對煤炭生產(chǎn)消費(fèi)量與GDP增長相互之間是否具有格蘭杰因果關(guān)系分析判斷。研究結(jié)果表明，甘肅省的煤炭生產(chǎn)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但這種關(guān)系并非簡單的因果關(guān)系，而是受到多種因素的影響。

關(guān)鍵詞：煤炭；生產(chǎn)量；消費(fèi)量；經(jīng)濟(jì)增長；相關(guān)性

中圖分類號：F127文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1005-6432（2024）14-0020-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.14.005

1?引言

隨著全球經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點問題。煤炭作為我國主要的能源來源，其消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系更是備受關(guān)注。

目前，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了大量的研究，但研究結(jié)論并不一致。一些研究表明，煤炭生產(chǎn)量和消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系。

煤炭作為重要的能源來源之一，為工業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了必要的動力。特別是在一些發(fā)展中國家，由于能源結(jié)構(gòu)單一，煤炭消費(fèi)量較大，因此煤炭的生產(chǎn)和消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的影響更為顯著。

甘肅省作為能源大省，煤炭的生產(chǎn)量和消費(fèi)量均較大，對省內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長有著重要貢獻(xiàn)。從供應(yīng)角度來看，煤炭的生產(chǎn)為甘肅省提供了重要的能源供應(yīng)來源，保障了省內(nèi)能源需求和能源安全；從消費(fèi)角度來看，煤炭的消費(fèi)為甘肅省的工業(yè)生產(chǎn)、交通運(yùn)輸?shù)忍峁┝吮匾膭恿Γ兄诟玫亓私飧拭C省在能源轉(zhuǎn)型過程中的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，有助于將資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力，促進(jìn)甘肅省經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，為制定更加科學(xué)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展策略提供支持。

2?數(shù)據(jù)與方法

2.1?數(shù)據(jù)收集

文章收集了甘肅省1995年至2022年的煤炭生產(chǎn)消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)，選擇用甘肅全省原煤產(chǎn)量表示煤炭生產(chǎn)情況的指標(biāo)，用甘肅煤炭消耗量表示煤炭消費(fèi)情況的指標(biāo)，用甘肅省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）表示全省經(jīng)濟(jì)增長狀況的指標(biāo)。其中，煤炭生產(chǎn)、消費(fèi)數(shù)據(jù)來源于甘肅省統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒，經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)來源于甘肅省統(tǒng)計局發(fā)布的國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

2.2?數(shù)據(jù)分析方法

文章采用的相關(guān)性分析方法為回歸分析法[1]，將1995—2022年甘肅煤炭生產(chǎn)量、消費(fèi)量及甘肅GDP值作為相關(guān)性分析的原始數(shù)據(jù)，以XO表示甘肅煤炭生產(chǎn)量，XC表示甘肅煤炭消費(fèi)量，Y表示甘肅經(jīng)濟(jì)增長情況。在進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前，為了消除所研究原始時間序列中的異方差，文章首先對選取的三個指標(biāo)分別取自然對數(shù)，得到自然對數(shù)分別為lnXO、lnXC、lnY。CC?和CGRP兩個變量經(jīng)自然對數(shù)處理后的序列記為lnCC和lnCGRP。文章為了后期檢驗的準(zhǔn)確性，對選取的三個指標(biāo)取自然對數(shù)后再進(jìn)行時間序列平穩(wěn)性的檢驗。見表1、表2。

3?結(jié)果與討論

3.1?時間序列平穩(wěn)性檢驗

時間序列的平穩(wěn)性檢驗是指對時間序列數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特性進(jìn)行檢驗，以判斷其是否具有平穩(wěn)性[2]。文章根據(jù)甘肅省煤炭生產(chǎn)量、消費(fèi)量及地區(qū)生產(chǎn)總值取對數(shù)后的數(shù)據(jù)，利用EViews軟件繪制每個時間序列的時序圖。詳見圖1、圖2和圖3。

3.2?平穩(wěn)性檢驗結(jié)果分析

從圖1中能夠看出，甘肅省煤炭生產(chǎn)量的自然對數(shù)時間序列沒有規(guī)律性變化，1995—2000年呈現(xiàn)下降趨勢，從2000—2014年又呈現(xiàn)波動上升趨勢，之后又是不斷下降，不具有明顯的線性特點，也不是圍繞均值上下隨機(jī)波動。因此，初步斷定該序列肯定是非平穩(wěn)的，但為了判斷得更準(zhǔn)確，以免出現(xiàn)檢驗的誤差，導(dǎo)致后期協(xié)整關(guān)系也出現(xiàn)錯誤，還是需要再用ADF單位根進(jìn)一步檢驗。從圖2中能夠看出，甘肅省煤炭消費(fèi)量的自然對數(shù)時間序列呈現(xiàn)指數(shù)增長規(guī)律性，但不完全是明顯的線性特點，曲線圍繞均值上下隨機(jī)波動的趨勢也不明顯。因此，初步斷定該序列是非平穩(wěn)的，需要再用ADF單位根進(jìn)一步檢驗。圖3能夠清晰地表明甘肅省GDP的時間序列曲線是一個遞增的趨勢，初步認(rèn)為是平穩(wěn)的。但為了更加嚴(yán)謹(jǐn)準(zhǔn)確地做出判斷，也需要用ADF單位根做進(jìn)一步的檢驗。

3.3?單位根檢驗

ADF檢驗是單位根檢驗，用于檢驗時間序列數(shù)據(jù)是否存在單位根，即是否是非平穩(wěn)的[3]。如果數(shù)據(jù)存在單位根，則說明該序列是非平穩(wěn)的，反之則是平穩(wěn)的。ADF檢驗的結(jié)果通常包括三部分：統(tǒng)計檢驗值、p-value和觀察值數(shù)量。統(tǒng)計檢驗值是用來判斷是否存在單位根的依據(jù)，p-value則是用來檢驗假設(shè)的可靠性。在ADF檢驗中，原假設(shè)通常為存在單位根，如果p-value小于某個顯著性水平（如0.05或0.01），則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的；如果p-value大于某個顯著性水平，則不能拒絕原假設(shè)，認(rèn)為數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的。對于差分序列，ADF檢驗同樣適用。如果對數(shù)據(jù)做n階差分后，ADF檢驗的p-value小于某個顯著性水平，則說明該差分序列是平穩(wěn)的[4]。

圖1?甘肅省煤炭生產(chǎn)量對數(shù)時間序列

圖2?甘肅省煤炭消費(fèi)量對數(shù)時間序列

圖3?甘肅省GDP對數(shù)時間序列

3.4?單位根檢驗結(jié)果

筆者對單位根的檢驗結(jié)果進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，檢驗結(jié)果4中T統(tǒng)計量（t-statistic?）的值為-1.475881大于下面1%、5%、10%顯著性標(biāo)準(zhǔn)（level）?所有的臨界值，p值（p-value）為0.5267大于臨界概率度；檢驗結(jié)果5?中?T統(tǒng)計量（t-statistic?）的值為?-0.704523大于1%水平、5%水平、10%水平所有的臨界值，prob-value值為0.8273也大于臨界概率度；檢驗結(jié)果6?中T統(tǒng)計量（t-statistic?）的值為-0.713160大于1%水平、5%水平、10%水平所有的臨界值，prob-value值為0.8242也大于臨界概率度。根據(jù)檢驗結(jié)果，可以判斷得出接受原假設(shè)，各時間序列都存在單位根，得到甘肅煤炭生產(chǎn)量、消費(fèi)量、地區(qū)生產(chǎn)總值各指標(biāo)取自然對數(shù)后的時間序列都是非平穩(wěn)的，需要再一次對時間序列進(jìn)行ADF檢驗，以檢驗得到各自回歸結(jié)果。

3.5?單位根檢驗結(jié)果分析

單位根檢驗的結(jié)果并不是唯一的，不同的檢驗方法和模型可能會得到不同的結(jié)果，需要結(jié)合實際情況選擇合適的檢驗方法和模型[5]。筆者通過分析檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，檢驗結(jié)果7中?t-statistic?的值為?-2.294018仍然大于下面1%水平、5%水平、10%水平所有的臨界值，p-value值為0.1827也大于臨界概率度，說明該序列還是非平穩(wěn)的。因此，文章選擇再一次對甘肅煤炭生產(chǎn)量指標(biāo)時間序列進(jìn)行單位根檢驗。重復(fù)上述操作過程，得到煤炭消費(fèi)量單位根檢驗輸出結(jié)果，可知檢驗結(jié)果8中?t-statistic?的值為?-2.996119小于10%水平的臨界值，prob-value值為0.0502，與臨界概率度非常接近，說明煤炭消費(fèi)量指標(biāo)取自然對數(shù)的時間序列有90%的可能是平穩(wěn)；檢驗結(jié)果8中?t-statistic?的值為?-3.662548小于5%水平的臨界值，prob-value值為0.0122，小于臨界概率度，說明甘肅GDP指標(biāo)取自然對數(shù)的時間序列有95%的可能是平穩(wěn)；通過分析甘肅煤炭生產(chǎn)量指標(biāo)取自然對數(shù)的時間序列單位根檢驗的回歸結(jié)果可知，t值為-5.999081小于1%?level的值，且p值為0.0001<0.05，即拒絕原假設(shè)。因此，認(rèn)為甘肅煤炭生產(chǎn)量時間序列在二階差分的時候，有99%的可能是平穩(wěn)的，也可以說這個時候時間序列可以判斷為平穩(wěn)序列[6]。

3.6?協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是一種用于分析兩個或多個變量之間相關(guān)性的統(tǒng)計方法，也稱為變量間協(xié)整或變量間相關(guān)系數(shù)[7]。根據(jù)上述單位根檢驗的結(jié)果可知，煤炭生產(chǎn)量指標(biāo)取自然對數(shù)的時間序列Xot是二階單整，即Xot～I(xiàn)（2）。甘肅省生產(chǎn)總值指標(biāo)取自然對數(shù)的時間序列Yt是一階單整，即Yt～I(xiàn)（1），上述兩種時間序列不是同階單整。根據(jù)協(xié)整理論關(guān)于同階單整的要求，可以得出判斷，上述兩種時間序列不符合協(xié)整檢驗的首要條件，不是同階單整的序列。因此，認(rèn)為Xot和Yt不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由于煤炭消費(fèi)量與地區(qū)生產(chǎn)總值間的時間序列是同階單整的，滿足檢驗的基本條件。

3.7?協(xié)整檢驗結(jié)果

根據(jù)檢驗的輸出結(jié)果情況，得到甘肅省生產(chǎn)總值與煤炭消費(fèi)量的長期均衡關(guān)系為：

Yt=?-10.42246?+?2.196101Xct+εt

（-12.79362）（22.45156）

R2=?0.956363?R2=?0.954465?F=?504.0727

3.8?協(xié)整檢驗結(jié)果分析

根據(jù)協(xié)整檢驗的輸出結(jié)果，計算得到殘差序列εt，在窗口菜單欄中點擊過程“procs”按鈕，選擇生成殘差序列?“Make?Residual?Series”?命令，輸入resid?01用以表示殘差序列εt數(shù)據(jù)，對數(shù)據(jù)進(jìn)行提取和保存。然后再對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，從檢驗結(jié)果可知，T統(tǒng)計量為-3.139053，是小于5%?所對應(yīng)置信區(qū)間的值：-2.998064，并且從檢驗結(jié)果可得到p值為0.0001<0.05，即殘差時間序列不存在單位根，可以非常肯定地說協(xié)整殘差的時間序列有95%的可能是平穩(wěn)的。在時間序列是平穩(wěn)的情況下，文章認(rèn)為甘肅省生產(chǎn)總值和煤炭消費(fèi)量之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

3.9?格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗（Granger?causality?test）是用于檢驗兩個時間序列之間因果關(guān)系的一種統(tǒng)計方法[8]。它是由克萊夫·格蘭杰（Clive?W.?J.?Granger）在2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎得主的演講中提出的[9]。選擇EViews軟件進(jìn)行煤炭消費(fèi)量和GDP的格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

3.10?格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果分析

筆者根據(jù)輸出結(jié)果得知，最后一列的Probability是F統(tǒng)計量（F-Statistic）的相伴概率，表示拒絕第一列中的原假設(shè)（null?hypothesis）犯第一類錯誤的概率，該概率越小，越應(yīng)該拒絕原假設(shè)[10]。

Obs表示每個變量序列的觀測值個數(shù)，等于n-k。從檢驗結(jié)果可以看出，當(dāng)取滯后期數(shù)k=2時，拒絕原假設(shè)“LNY?does?not?Granger?Cause?LNXO”犯第一類錯誤的概率高達(dá)0.4284，而拒絕原假設(shè)“LNXO?does?not?Granger?Cause?LNY”犯第一類錯誤的概率僅為0.0326。

所以，煤炭生產(chǎn)量確實是GDP增長的格蘭杰原因；從檢驗結(jié)果可以看出，當(dāng)取滯后期數(shù)k=2時，拒絕原假設(shè)“LNY?does?not?Granger?Cause?LNXc”犯第一類錯誤的概率高達(dá)0.5212，而拒絕原假設(shè)“LNXc?does?not?Granger?Cause?LNY”犯第一類錯誤的概率僅為0.0334。所以，煤炭消費(fèi)量確實是GDP增長的主要原因[11]。

4?結(jié)論

文章分別利用時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗、格蘭杰因果關(guān)系分析等，對甘肅煤炭生產(chǎn)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行分析，深入探討了煤炭生產(chǎn)量、消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)性及其影響因素。

研究發(fā)現(xiàn)，甘肅煤炭生產(chǎn)量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長間不存在長期的協(xié)整關(guān)系，煤炭生產(chǎn)量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間存在單項格蘭杰因果關(guān)系。煤炭消費(fèi)量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在長期的協(xié)整關(guān)系，煤炭消費(fèi)量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間存在單項格蘭杰因果關(guān)系。煤炭作為甘肅省重要的能源來源，對經(jīng)濟(jì)增長有著重要的促進(jìn)作用。然而，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步，能源結(jié)構(gòu)逐漸多元化，對煤炭的依賴程度逐漸降低。

因此，建議在推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，積極發(fā)展清潔能源和可再生能源，以降低對環(huán)境的破壞和減少對國際市場的依賴。此外，還應(yīng)加強(qiáng)能源安全管理，提高能源利用效率，以保障國家的能源安全和經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展。

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[基金資助]2022年度甘肅省自然資源廳科技創(chuàng)新項目（項目編號：202239）。

［作者簡介］賈宗謙（1983—），男，漢族，甘肅會寧人，博士研究生，工程師，從事煤田地質(zhì)勘查安全管理工作，研究方向：煤炭資源清潔高效利用、煤田勘查環(huán)境保護(hù)與安全管理、資源生產(chǎn)消費(fèi)與環(huán)境污染。