1、2011 年第 5 期能源技术与管理13doi:10.3969/j.issn.1672-9943.2011.05.005中国煤炭需求长期弹性研究段治平 1，温华琴 1，商爱梅 2（1.山东科技大学 经济管理学院，山东 青岛 266510；2.天津东南钢结构有限公司，天津 300308）摘 要 利用时间序列建模技术研究了我国煤炭需求关于 GDP、煤炭价格和石油价格之间的长期弹性，结果表明我国煤炭需求与人均实际 GDP、煤炭价格以及石油价格间存在长期协整关系，煤炭作为我国最重要的基础性能源，将长期受到收入及价格变动的影响。关键词煤炭需求 ；协整 ；弹性中图分类号F407.21 文献标识码A 文章编
2、号1672-9943(2011)05-0013-030引言比于其他国家几乎没有弹性。此外，还有一些文献着重研究了原油等其他能源的需求 4-5。我国是一个能源消费大国，从现阶段来看，我国的经济增长主要以能源作为支撑，已经进入了能源依赖型阶段，而我国富煤贫油的现状又决定了煤炭在我国经济发展中的重要地位，研究煤炭需求与 GDP、煤炭价格及石油价格之间的弹性问题对我国煤炭需求研究及相关政策制定具有重要意义。国内也有不少文献对能源需求、价格与宏观经济之间的协整关系进行过研究。如谢守祥、谭清华、宋阳 6对影响煤炭价格因素的各个方面进行了分析，在运用误差修正模型的基础上，得出了影响价格弹性的主要原因是煤炭的
3、需求弹性。顾海兵、黄伟 7通过经济学理论以及实证分析研究了煤炭价格与 CPI 的长期协整关系，结果表明煤炭1研究现状价格在长期中仍然有可能抑制物价的上涨，但是这种负相关关系并不显著。祝建梅等 8通过对我近年来，世界的消费模式正在向新能源、新科技的方向发展，大部分国家的消费模式也正在实现转变，具有代表性意义的是煤炭向石油的转化。而近年来，优质天然气的发展使得世界的消费模式实现了进一步优化。所以，国际上近几年直接研究煤炭需求的文献并不多。在早期的研究中，Griffin 和 Gregory1利用部门间和截面组数据来计算能源的价格弹性，结果发现地区间的能源需求变化也会对能源的长期需求产生影响，通过对国
4、家间的、跨部门的数据进行了研究并建立了能源需求模型。Kulshreshtha 和Parikh 2以印度为研究对象，以向量自回归模型为国煤炭市场价格、CPI 和 PPI 进行 ADF 平稳性检验、协整检验，构建二阶误差修正模型及Granger因果关系检验，得出煤炭市场价格和 CPI 不存在长期均衡关系，只存在单项因果关系，而煤炭市场价格和 PPI 存在长期均衡和单项因果关系。本文在国内外已有的研究基础上，以我国的煤炭需求为研究对象，对其与宏观经济之间的关系、煤炭价格波动对煤炭需求的影响以及替代能源价格波动对它的影响进行着重研究。这不仅能够对我国目前的经济现状以及能源需求的研究具有重要作用，对世界
5、市场能源需求也具有重要意义。研究方法，对 4 个主要耗能部门的煤炭供求弹性、价格波动和收入弹性的关系进行了研究，分析了2模型构建与数据处理印度煤炭的长期需求弹性和短期动态调整行为以及经济冲击对煤炭需求系统演化的影响。RenouMaissant 3对 7 个 OECD 国家在 1960- 1993 年的燃料价格弹性进行了研究，研究结果显示短期价格弹性低于长期弹性，阐述了应对燃料价格变化时需求量应如何缓慢调整，且美国的燃料需求相传统的计量经济模型以时间序列平稳性为假设，当碰到非平稳性的时间序列时，模型的残差过程可能也是一个非平稳过程，从而与残差相关的检验统计量就会发生偏离，使相关的检验失去原有的功
6、效。而本文所运用的协整方法的观点是认为非平稳时间序列变量之间的某种线性组合可以14段治平，等中国煤炭需求长期弹性研究2011 年第 5 期是平稳的，他反映了变量之间一种长期均衡关2.3结果与分析系9-102.3.1平稳性检验源需求弹性模型进行了研究，本文的需求弹性模型是在其基础上建立的。所谓序列的平稳性是针对一个序列的均值、方差和自协方差而言的，如果一个时间序列具有2.1模型构建所建立的协整方程可表示为如下形式：稳定的均值、方差和自协方差，则这个序列就是稳定的，否则就是非稳定的。在进行协整分析之前，lnTCt=1lnRGt+2lnPCt+3lnPOt+et（1）必须对所有序列进行单位根检验，以
7、确定序列是式中，TCt 为人均年煤炭消费量，kg；RGt 为人均年实际 GDP，元 / 人；PCt 为年煤炭价格，元 /ta；POt 为年石油价格，元 /ta；et 为残差；1、2、3 为长期收入弹性、价格弹性和石油价格交叉替代弹否平稳。本文采用 ADF 检验，滞后阶数通过 AIC 和SC 定阶准则确定。由 Eviews 软件计算得出检验结果如表 1 所示。性。表 1ADF 单位根检验结果该分析遵循 Engle 和 Granger 的两步程序。计算方程（1）后，利用下述回归模型检验残差变量 ADF 检验值a=1%临界值a=5%a=10%平稳性序列的单位根，进一步确定是否存在协整关系。LTCt-
8、2.776688 -4.616209 -3.710482 -3.297799 不平稳me赞 t =e赞 t-1 +i e赞 t-1 +uti=0（2）DLTCt -2.001363 -3.920350 -3.065585 -2.673459 不平稳D2LTCt -2.754696 -3.920350 -3.065585 -2.673459 平稳式中，e赞 t 为方程（1）的残差；m 为最优滞后阶LRGt -3.282607 -4.728363 -3.759743 -3.324976 不平稳DLRGt -1.462923 -4.616209 -3.710482 -3.297799 不平稳数，使残
9、差 ut 近似于白噪声，0=0。最优滞后阶数D2LRGt -4.805427 -4.886426 -3.828975 -3.362984平稳的确定遵循 AIC 和 SC 准则。LPCt-2.519050 -4.728363 -3.759743 -3.324976 不平稳Engle、Granger、Mackinnon 都曾计算过上述回归模型检验的临界值。如果所得结果拒绝假设，那么就可以推断我国煤炭需求与人均年实际 GDP、煤炭价格之间存在长期协整关系。2.2 数据来源及其预处理以 1990- 2008 年的数据作为样本，并假定每年的消费量即为需求量，对中国煤炭需求与其他相关因素之间的关系进行研究
10、，特别是收入弹性和价格弹性。数据中的各年人均实际国内生产总值来源于中国统计年鉴（2010），是通过人均国内生产总值和 GDP 指数数据换算所得。同时在煤炭价格长期变化方面，考虑到通货膨胀因素对煤炭绝对价格有一定的影响，选用煤炭价格指数作为反映指标。为消除各序列中存在的异方差，对各序列取自然对数。所选数据取对数后趋势如图 1 所示。DLPCt -1.603684 -4.616209 -3.710482 -3.297799 不平稳D2LPCt -5.212984 -4.728363 -3.759743 -3.324976 平稳LPOt -2.999600 -4.616209 -3.710482 -
11、3.297799 不平稳DLPOt -3.016345 -4.616209 -3.710482 -3.297799 不平稳D2LPOt -3.666473 -4.886426 -3.828975 -3.362984 平稳ADF 检验结果表明，LTCt，LRGt，LPCt，LPOt 的ADF 值分别是 - 2.776 688、- 3.282 607、- 2.519 050、- 2.999 600，分别大于置信水平 a=10%水平下的临界值，表面人均年煤炭消费量、人均 GDP、煤炭价格、石油价格都是非平稳序列，经过二阶差分后的 D2LTCt，D2LRGt，D2LPCt，D2LPOt 的 ADF 值
12、分别为 - 2.754 696、- 4.805 427、- 5.212 984、- 3.666 473，分别小于置信水平 a=10%水平下的临界值，表明在研究期间的 D2LTCt，D2LRGt，D2LPCt，D2LPOt 都是平稳序列，即 LTCt，LRGt，LPCt，LPOt 都是同阶单整的，满足协整条件。具体情况需要进行进一步检验。2.3.2协整检验ADF 检验主要是用于检验变量平稳性，而协整检验则是揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系的方法。本文对煤炭需求与人均实际 GDP、煤炭及石LTCt，LRGt，LPCt，LPOt 代表分别对 TCt，RGt，PCt，POt 取对数油价格之间
13、的进行协整关系检验，由 Eviews 计算图 1煤炭需求及收入、价格数据取对数后趋势图得出结果如表 2 所示。早期国际上就关于煤炭、汽油以及一般能2011 年第 5 期能源技术与管理15表 2协整性检验炭的交叉替代弹性约为 1.574，说明石油价格变化协整方程个数没有最多一个最多两个最多三个特征值0.8591200.7262460.6045680.016058迹统计量71.3886938.0713216.047380.2751935%临界值47.8561329.7970715.494713.841466Prob 值*0.00010.00450.04130.5999对煤炭需求的影响是非常大的，近
14、年来石油价格一路攀高，这将对我国煤炭需求量产生很大影响。从 4 个变量间的长期协整关系来看，相对于我国煤炭需求量的短期弹性而言，其长期弹性比较大，这取决于很多经济因素，特别是经济粗放式发展，由表 2 可以看出，假设不存在协整关系，其迹统计量 71.388 69 大于置信水平 a=5%水平下的临界值，因此拒绝不存在协整关系的原假设，即说明煤炭需求与 GDP、煤炭价格、石油价格的对数序列间存在协整关系。究竟存在几个协整关系需要进一步检验。由表 2 可以看出，在置信水平a=5%的显著性水平上存在 3 个协整方程 。由Eviews 软件计算出的这 4 个变量间标准化的长期协整关系如下：LTCt=4.8
15、36 042 LRGt- 4.343 227 LPCt+1.574 094 LPOt根据上述模型估计结果可知，煤炭需求量的长期收入弹性为正 （4.836 042），价格弹性为负（- 4.343 227），石油价格交叉弹性为正（1.574 094），与经济学中的弹性理论研究相比较，具有合理性。因为煤炭需求与 GDP、价格和石油价格弹性的绝对值都大于 1，说明煤炭需求关于收入、价格和石油价格变化从长期来看是富有弹性的。由长期的协整关系来看，在其他条件不变的情况下，人均实际 GDP 对数每增加 4.836%，煤炭需求量对数就上升 1%。同理，在其他条件不变的情况下，煤炭价格每下降 4.343%煤炭需
16、求量也上升 1%，石油价格每下降 1.57%煤炭需求量下降 1%。经济的快速发展离不开能源的大量消耗，但目前我们能源的使用效率比较低，相对于国外来说，我国能源节约空间很大，因此能源需求的弹性也相对较高。我国政府在经济发展方面应该遵循科学发展的理念，进行长期规划和统筹安排，实现各种初级能源价格机制的有效管理，只有保障我国能源和经济的和谐与共同发展，才能保证我国经济的持续、健康发展。参 考 文 献1 James M Griffin, Paul R Gregory.An intercountrytranslogmodel of energy substitution responses J. The
17、American Economic Review,1976(5):845-8572 M Kulshreshtha, JK Parikh. Modeling demand for coal inIndia:vector autoregressive models with cointegratedvariablesJ. Energy,2000(25):149-1683 P Renou Maissant. Interfuel competition in the industrialsector of seven OECD countries J. Energy Policy,1999(2):99
18、-1104 CB John, Cooper.Price elasticity of demand for crude oil:estimates for 23 countries J. OPEC Review,2003(27):1-85 B Baltagi, M Griffin. Gasoline demand in the OECD-anapplication of pooling and testing procedures J. Eur.3结论Econ.Rev,1993(22):117-1376 谢守祥 ，谭清华 ，宋阳 .影响煤炭价格因素的相关性分在运用时间序列建模技术的基础上，以煤炭
19、需求为研究对象，对我国人均收入、价格等的长期弹性进行了研究，得出煤炭需求与国民收入、价格以及石油价格之间存在着长期协整关系，这说明我国煤炭需求将长期受到收入、煤炭价格和石油价格的影响。从长期均衡关系可以看出，我国煤炭需求关于国内生产总值的弹性约为 4.836，这既符合我国国民经济关于能源需求量正相关的经济规律，也表明了随着市场经济体制的进一步深化，我国煤炭需求将长期受到国民经济的影响。从煤炭需求关于价格的弹性系数来看，我国煤炭需求量对价格是富有弹性的，且石油作为一种比煤炭更析与检验 J. 统计与决策 ，2006(22):57-607 顾海兵 ，黄 伟 . 煤 价 与 CPI 关 系 的 实 证
20、 分 析 J. 价 格理论与实践 ，2008(10):46-478 祝建梅 ，聂锐 ，杨彤 ，刘玥 . 中国煤炭市场价格与 CPI、PPI 关 系 的 统 计 检 验 J. 统 计 与 决 策 ，2010(15):107-1099 韩智勇 ，魏一鸣, 等. 中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析 J. 系统工程 ，2004(12):17-2110 焦 建 玲 . 中 国 煤 炭 需 求 的 长 期 与 短 期 弹 性 研 究 J.工业技术经济 ，2007(4）:108-111作者简介 段治平（1962-），男，山西太原人，山东科技大学经济管理学院教授，硕士生导师，研究方向为产业经济、价格理优质的能源，能在一定程度上代替煤炭。石油与煤论。收稿日期：2011- 06- 15
