作者：畢普云 周寶練 單位：海南省委黨校

本文采用ＡＤＦ檢驗法來檢驗時間序列數據ｌｎｇｙ，ｌｎｍｆａ的平穩性，檢驗標準為：當ＡＤＦ統計量的絕對值小于臨界值的絕對值，則該變量存在單位根，即非平穩；若ＡＤＦ統計量的絕對值大于臨界值的絕對值，則該變量不存在單位根，即是平穩。時間序列的平穩性檢驗結果如表１所示。由表１可見，ｌｎｇｙ，ｌｎｍｆａ在５％的顯著性水平下，ＡＤＦ檢驗的ｔ統計量的絕對值小于所對應的臨界值，所以不能拒絕存在單位根的零假設。對ｌｎｇｙ、ｌｎｍｆａ進行一階差分后再進行ＡＤＦ檢驗，在５％的顯著性水平下，△ｌｎｇｙ，△ｌｎｍｉｎｆａ的ｔ統計量的絕對值均大于對應的臨界值，即拒絕存在單位根的零假設。因此，ｌｎｇｙ，ｌｎｍｆａ均為Ｉ（１）型序列，滿足協整檢驗的前提條件。

礦業投資和工業經濟增長期均衡關系分析

１協整檢驗

目前關于協整檢驗的研究主要有兩種方法：一是Ｅｎｇｅｌ和Ｇｒａｎｇｅｒ在１９８７年提出的基于協整回歸殘差的兩步法檢驗；二是Ｊｏｈａｎｓｅｎ（１９８８、１９９１）和Ｊｕｓｅｌｉｕｓ（１９９０）提出的基于ＶＡＲ模型方法的協整系統檢驗。本文依據Ｅ－Ｇ兩步法，對ｌｎｇｙ與ｌｎｍｆａ進行ＯＬＳ回歸，檢驗兩個變量是否存在協整關系。協整檢驗的前提是兩個變量時同階單整變量，根據上表檢驗結果可知ｌｎｇｙ、ｌｎｍｆａ都是一階單整序列，因此可以進行協整回歸分析，對ｌｎｇｙ和ｌｎｍｆａ進行ＯＬＳ回歸，結果如下：ｌｎｇｙ＝４．４５＋０．８１×ｌｎｍｆａ（１）（１６．１８）（１７．７５）Ｒ２＝０．９４Ｄ－Ｗ＝０．４３提取式（１）的殘差圖如圖２所示。由式（１）的Ｄ－Ｗ值及方程的殘差圖可以看圖２回歸估計的實際值、擬合值、殘差圖出，方程殘差呈有規律的波動，預示著方程存在自相關，需進行自相關修正，運用迭代估計法對以上回歸方程進行自相關性調整，默認迭代次數為１００，誤差精度為０．００１，估計方程為：ｌｎｇｙ＝１４．３４＋０．０５４ｌｎｍｆａ（２）（１８．７８）（１１．３６）Ｒ２＝０．９９Ｄ－Ｗ＝１．７９Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ＝２４７０將此方程與以上ＯＬＳ方程估計相比，方程擬合度有所提高，Ｄ－Ｗ值明顯提高接近于２，方程常數項數值變為１４．３４，斜率估計為０．０５４。因此采用式（２）作為工業產值和礦業投資的長期均衡方程。

２殘差檢驗

對殘差ｅ進行單位根檢驗，若ｅ是平穩的，說明兩變量之間的協整關系是存在的，反之不存在。檢驗結果如表２所示。單位根檢驗結果（表２）表明：殘差ｅ在５％臨界值水平下為平穩序列。由此可以認為ｌｎｇｙ、ｌｎｍｆａ是（１，１）階協整，存在長期穩定關系。礦業投資額的彈性系數為０．０５４，即從長期來看，礦業投資增加１％，工業產值將增加５．４％。

礦業投資和工業經濟增長的短期關系分析

１誤差修正模型

根據格蘭杰表述定理，如果兩變量是協整的，則他們之間存在長期均衡關系，在短期內，這些變量可以是不均衡的，兩變量之間這種短期不均衡關系的動態結構可以由誤差修正模型（ＥＣＭ）來表述，即：ΔＹｔ＝ｌａｇｇｅｄ（ΔＹ，ΔＸ）－λμｔ－１＋εｔ式中，μｔ－１是非均衡誤差項或者說成是長期均衡偏差項，λ是短期調整參數。通過ｅｖｉｅｗｓ５．０對ｌｎｇｙ、ｌｎｍｆａ兩個變量進行誤差修正分析，估計誤差修正模型結果如下：△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：誤差修正系數為－０．１２，符合反向修正機制，表明短期波動對長期均衡偏離的調整速度為１２％。可見，在短期內，礦業投資每增加１％，在滯后一期，工業產值減少８％，但統計ｔ值表明這種作用不明顯，在滯后二期，阻礙作用降到３％，同樣ｔ值不明顯；而工業產值對自身的影響作用較大。

２脈沖響應分析

脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。通過脈沖響應分析，可以從更加動態的角度來分析兩個變量之間的關系。工業產值和礦業投資之間的沖擊反應函數軌跡見圖３。圖中的橫坐標是沖擊發生后的時間間隔（以年度為單位），縱坐標尺度表示沖擊的反應程度。從圖３（左）可看出：當在本期給工業產值一個單位的標準差正沖擊后，礦業投資額在第２期會達到高峰，而后逐年下降，直到第５期降到低谷，從第６期到第１５期在工業產值的沖擊下，礦業投資額時漲時落，這種狀況一直持續到第１５期。這表明工業生產受外部條件的沖擊后傳遞給礦業投資，礦業投資額在第２期達到最高點，即在第２期礦業投資額對工業產值的響應是０．０７９，第５期下降到最低點，礦業投資額對工業產值的響應為０．０４。此后，盡管有漲落，但礦業投資額對工業產值的響應基本保持在０．０４２。而從圖３（右）可看出：在本期礦業投資額發生一個單位的標準差沖擊后，工業產值在前２期僅有小幅上升，而第３期開始會有較強烈的反應，并且在前７期一直保持著較強的影響，從第８期之后逐漸放緩影響直至第１５期，但總體來看，１５期內礦業投資額對工業產值的影響總是呈正向高度影響。這說明礦業投資對工業產值的增加有著強力的推動作用，作用持續時間較長。高峰期第７期工業產值對礦業投資額的響應高達０．０９。

結論

通過以上分析我們可以得出如下結論：１）礦業投資和工業產值之間存在協整關系，也即存在二者之間穩定的均衡關系。通過協整方程我們可以看出：從長期來看，每增加１％的礦業投資，工業產值增加５．４％。可見礦業作為基礎行業和現代工業的命脈，其投資對工業產值的促進作用比較大。這種推動作用與當今世界９２％以上的能源、８０％以上的工業原料和７０％以上的農業生產資料都取自礦產資源的現實是吻合的。因此，在可持續發展的前提下，不斷加大對礦產資源的勘察、利用將對工業經濟乃至國民經濟產生長遠的影響。２）從短期來看，礦業投資對工業產值的促進作用不明顯，甚至產生副作用。這種現象同樣來源于礦業作為基礎行業的行業屬性。礦業不僅包括采掘、冶煉而且包括勘察，盡管自然界是可以認識的，可以被利用的，尤其是對礦產資源的勘察、開采，前期仍需要進行大量的財力、物力的投入，客觀上對工業經濟增長的作用在短期來看不會太明顯。