改革開放以來中國能源消費(fèi)與物價變化之間的經(jīng)驗分析

1、改革開放以來中國能源消費(fèi)與物價變化之間的經(jīng)驗分析一、引言能源是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，其有效供給短缺已經(jīng)成為一個世界性的難題1。然而，由于能源資源具有中間產(chǎn)品特征，其產(chǎn)業(yè)鏈延伸到國民經(jīng)濟(jì)諸多行業(yè)和部門，使國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展對能源資源表現(xiàn)出高度的依賴性，其消費(fèi)量有增無減。以石油資源為例，自20世紀(jì)三次石油危機(jī)以來，由于石油消費(fèi)的大幅增加以及市場上各種投機(jī)行為的廣泛存在，油價從1973年的每桶2.83美元上升到2008年每桶近140美元的高位。由于石油資源的特殊性，日益增加的消費(fèi)需求使石油價格變化最終將傳導(dǎo)到消費(fèi)品市場，甚至引起各國物價水平的波動。中國作為發(fā)展中的大國，在30年的經(jīng)濟(jì)建設(shè)過程中，經(jīng)濟(jì)

2、增長基本是以能源（煤、石油、天然氣等）的高消耗為支撐，而且在今后一個時期能源消費(fèi)總量和人均消費(fèi)量仍將有較大幅度增長。從這一點(diǎn)來看，國內(nèi)能源消費(fèi)需求增加將不可避免地與社會總產(chǎn)品需求產(chǎn)生一定的關(guān)聯(lián)，進(jìn)而在某種程度上對國內(nèi)價格水平變動產(chǎn)生一定的影響。因此，從能源消費(fèi)這一獨(dú)特視角來分析中國物價變化問題，即研究中國能源消費(fèi)總量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)對物價變動的影響程度，對于正確認(rèn)識中國能源消費(fèi)的合理性，實現(xiàn)能源消費(fèi)與物價水平之間的良好協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的意義。目前，國內(nèi)尚沒有能源消費(fèi)與物價變化的相關(guān)文獻(xiàn)，國外學(xué)者在這方面的研究也并不多見。Renuka Mahadevan和John Asafu-Adjaye(2007）

3、根據(jù)19712002年的數(shù)據(jù)，利用平行數(shù)據(jù)的誤差修正模型對20個發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家中的能源凈進(jìn)口國和凈出口國的經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了經(jīng)驗研究。結(jié)論認(rèn)為，在發(fā)達(dá)國家的能源凈進(jìn)口國和凈出口國中，無論在長期還是短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間均存在雙向因果關(guān)系，然而對于發(fā)展中國家，能源消費(fèi)只在短期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)增長有一定的刺激作用。關(guān)于能源消費(fèi)與物價之間的相互關(guān)系，來自少數(shù)國家的能源消費(fèi)需求并不會對世界能源價格產(chǎn)生影響，因此國內(nèi)價格水平不會通過能源消費(fèi)這一途徑而受到影響。相反，由于能源是必需品，能源進(jìn)口國的物價水平上升將會影響能源消費(fèi)，因此短期內(nèi)認(rèn)為價格是無彈性的。然而在長期中，適應(yīng)物價水平變

4、動的能源使用的投資和消費(fèi)方式會發(fā)生巨大的變化。證據(jù)表明，與發(fā)展中國家相比較，在發(fā)達(dá)國家的能源進(jìn)口國中，由于價格上升而導(dǎo)致的能源消費(fèi)下降具有較小的彈性2。Piet G.M.Boonekamp(2007）分析了荷蘭的價格彈性、政策措施和家庭能源消費(fèi)之間的關(guān)系，認(rèn)為過去10年大量的政策措施已經(jīng)影響到家庭能源消費(fèi)對物價變動的反應(yīng)。為了進(jìn)一步驗證這個問題，Boonekamp通過大量的數(shù)據(jù)，利用bot-tom-up模型模擬了19902000年的能源發(fā)展趨勢，根據(jù)許多價格案例的研究，得出了價格對能源消費(fèi)的彈性值，但價格效應(yīng)與政策措施標(biāo)準(zhǔn)、補(bǔ)貼及能源稅有緊密的聯(lián)系。如果沒有這些政策措施，模擬結(jié)果將會使價格彈性

5、值提高30%-40%3。Abul M.M.Masih和Rumi Masih(1998）利用多變量協(xié)整模型檢驗了兩個亞洲欠發(fā)達(dá)國家能源消費(fèi)、實際收入與物價之間的因果關(guān)系，與以往研究僅限于經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間的偶然性關(guān)系不同，文章通過單位根檢驗、Johansen的協(xié)整檢驗、誤差修正模型以及方差分解等方法，對斯里蘭卡和泰國幾個變量之間的關(guān)系進(jìn)行了經(jīng)驗分析。結(jié)論認(rèn)為，與實際收入和物價水平相比，每一個國家中的能源消費(fèi)對于其他變量的決定都具有重要的作用。盡管斯里蘭卡的能源消費(fèi)對實際收入的影響強(qiáng)于泰國，然而其能源消費(fèi)對價格的影響明顯弱于泰國4。本文借鑒國外學(xué)者關(guān)于能源消費(fèi)與物價方面的研究成果，在分析197

6、82006年中國能源消費(fèi)與物價指數(shù)變化趨勢的基礎(chǔ)上，運(yùn)用協(xié)整分析方法對二者之間的關(guān)系進(jìn)行了深入的研究。二、改革開放以來中國能源消費(fèi)與物價指數(shù)的變化趨勢19782006年，中國能源消費(fèi)和物價指數(shù)均出現(xiàn)了大幅增長（表l）。能源消費(fèi)從1978年的57144萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2006年的246270萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長速度為5.36。1978年，中國商品零售價格指數(shù)為基期100%，到2006年，商品零售價格指數(shù)上升到362.8%，其年均增長速度為4.71。總的來看，19782006年中國能源消費(fèi)與物價指數(shù)總體上都表現(xiàn)為上升趨勢。2006年，中國能源消費(fèi)量達(dá)到246270萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，比改革開放初期增加了3

7、倍多，近30年中有27個年份的能源消費(fèi)量均表現(xiàn)為正增長（27個能源消費(fèi)增長年份中有2個年份為恢復(fù)性增長，分別為1999年和2000年）。1991年，中國能源消費(fèi)突破10億噸標(biāo)準(zhǔn)煤大關(guān)，2004年則超過20億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，到2006年已將近25億噸標(biāo)準(zhǔn)煤。在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)上，煤、石油和天然氣消費(fèi)量表現(xiàn)出不同的變化趨勢，如圖1所示。從三者的變化趨勢上看，煤炭資源消費(fèi)的增長趨勢比石油和天然氣明顯得多，說明我國在改革開放后主要以大量消耗煤炭資源來支撐國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。19781996年，中國煤炭資源消費(fèi)量始終呈快速增長趨勢，此后經(jīng)歷了3年的短暫下降，到目前依然保持強(qiáng)勁的增長勢頭。而此期間，石油、天然氣消費(fèi)量的

8、增長則比較平緩（2003年，中國成為世界第二石油消費(fèi)國，但是與國內(nèi)煤炭資源消費(fèi)相比，石油消費(fèi)依然占據(jù)次要地位）。中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中依然以煤為主，占能源消費(fèi)的平均比例為72.3%，而石油和天然氣消費(fèi)在能源消費(fèi)總量中所占比例相對較小，平均分別為19.7%和2.4%。從規(guī)模看，2006年，中國煤炭資源消費(fèi)量分別相當(dāng)于石油、天然氣資源消費(fèi)量的3.4倍和23.1倍。在物價指數(shù)變化中，以1978年為基期，29年的商品零售價格指數(shù)變化相當(dāng)明顯。到1989年，中國商品零售價格指數(shù)達(dá)到203.3%，增長了一倍多。1997年，商品零售價格指數(shù)達(dá)到改革開放以來的最大值，為380.9%，相當(dāng)于改革開放時的近4倍。此期

9、間，物價指數(shù)的年均增長速度為7.3%，通貨膨脹現(xiàn)象較為明顯。1998年，商品零售價格指數(shù)首度出現(xiàn)回落，并且這種下降勢頭一直持續(xù)到2003年。20032006年，物價指數(shù)又出現(xiàn)連續(xù)5年的上升趨勢，但是這一增長趨勢比較平穩(wěn)，年均增長速度為1.5%，處于良性增長時期。與能源消費(fèi)量的變化趨勢相比較可以看出，19781997年，在我國物價指數(shù)的較大幅度增長期間，煤炭、石油資源的消費(fèi)量明顯上升，天然氣消費(fèi)量的變化則相對較小。此后，煤、石油和天然氣消費(fèi)量均不斷上升，而物價指數(shù)則保持相對穩(wěn)定。三、中國能源消費(fèi)量與物價變化之間的經(jīng)驗分析本文接下來將分析改革開放以來中國能源消費(fèi)量與物價變化之間的相互關(guān)系，關(guān)于能源

10、消費(fèi)量，本文除了研究能源消費(fèi)總量之外，在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中則主要以煤、石油和天然氣資源為研究對象，其他能源（如風(fēng)能、水電、核能、太陽能等）在中國能源消費(fèi)總量中所占比例非常小，在此不作研究。在Eviews5.1軟件分析中，分別以ENERGY,COAL,OIL,GAS代表中國能源消費(fèi)總量及煤、石油和天然氣消費(fèi)量，PRICE代表商品零售價格指數(shù)。中國能源消費(fèi)量與物價變動之間的協(xié)整分析如下：1 單位根檢驗關(guān)于時間序列數(shù)據(jù)，我們利用Augmented Dickey-Fuller (ADF）單位根檢驗法來檢驗其平穩(wěn)性，即對變量Zt，檢驗Zt-I(1)的原假設(shè)，即檢驗Zt是否平穩(wěn)。ADF單位根檢驗過程主要是基于

11、如下的OLS回歸模型：其中0t表示線性時間趨勢，選擇滯后階數(shù)使殘差為白噪聲。顯然，檢驗變量Zt中出現(xiàn)單位根的零假設(shè)相當(dāng)于檢驗上式中的1=0的原假設(shè)。如果1顯著小于0，則拒絕存在單位根的原假設(shè)。19782006年，LNENERGY、LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNPRICE（對各變量取自然對數(shù)能消除其異方差）表現(xiàn)出明顯的非平衡性特征，且各變量具有相同的變化趨勢，而變量的差分序列DLNENERGY、DLNCOAL、DLNOIL、DLNGAS、DLNPRICE表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征（如圖2所示）。因此對以上5個時間序列進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先要檢驗其單整性。在對LNENERGY的ADF檢驗中，由于

12、ADF=O.29，而=0.05,T=27的條件下臨界值為-2.98，可知LNENERGY是非平穩(wěn)的。同樣，LNENERGY的差分序列DLNENERGY也是不平穩(wěn)的，因此，應(yīng)進(jìn)一步檢驗LNENERGY的二階差分序列的平穩(wěn)性。因為DF=4.44,ADF-4.88,小于臨界值-2.98和-2.99，兩種檢驗的結(jié)論都是DLNENERGYI(0)，可知LNENERGYI(2）。同理，LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNPRICE也為二階單整變量，即LNCOALI(2）、LNOILI(2）、LNGASI(2）、LNPRICEI(2)，檢驗過程如表2所示。2 協(xié)整回歸分析由于LNENERGY、LNCO

13、AL、LNOIL、LNGAS、LNPRICE勻為二階單整變量，可以做協(xié)整回歸分析并檢驗相關(guān)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。首先檢驗中國能源消費(fèi)總量與物價變動之間的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)Eviews5.1軟件可得：LNPRICE-7.81221498+1.139418202*LNENERGY (2) （-7 .887986)(13.33124)R2=0.868114、s.e.=0.188574 T=29(19782006)如果能源消費(fèi)量與物價變動之間存在上述協(xié)整關(guān)系，則由上式計算的Wt應(yīng)該具有平穩(wěn)性，應(yīng)做如下回歸有：DW-0.1048976452*W(-1) +0.8668807608*DW（-l) (3)（

14、-1.810560) (6.132788)R2=0.588126 s.e.=0.046659 DW=1.666085 T=27(19802006)在=0.05的顯著性水平上，當(dāng)T=27，K=2時（T和K分別表示樣本數(shù)據(jù)和解釋變量個數(shù)），DW檢驗的上臨界值和下臨界值分別為d1=1.56,dUl.24。式（3）的DW=l.67在（dU，4-dU）之間，說明上式中的殘差序列中不存在自相關(guān)，加入D(W）的一階滯后項完全可以滿足動態(tài)性要求。由于這是以殘差為基礎(chǔ)的協(xié)整檢驗，且回歸式中含有D(W）的一個滯后項，根據(jù)對殘差穩(wěn)定性的檢驗結(jié)果，很明顯，上述兩個方程很好地說明了中國能源消費(fèi)量與物價變動之間的協(xié)整關(guān)系

15、。從式（2）可以看出，中國能源消費(fèi)量的增加使物價水平呈上升趨勢。接下來對中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與物價變動之間關(guān)系進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計量分析、根據(jù)Eviews5.l軟件可得煤、石油、天然氣消費(fèi)量與物價變動之間的回歸力程式：LNPRICE-7.017336351+0.5181261512*LNCOAL+1.641166721*LNOIL-1.24759666*LNGAS (4) (-12.27819) (4.162504) (9.774745) (-9.255840)R2=0.970855 s.e.=0.092124 T=29(19782006)若煤、石油、天然氣消費(fèi)量與物價變動之間存在上述協(xié)整關(guān)系，則由上式計算

16、的Ut應(yīng)該具有平穩(wěn)性，再做如下回歸有：DU=-0.8959400042*U(-1)+0.1082626551*DU(-1) (5)(-3.557270) (0.549248)R2=0.413820 s.e.=0.088824 DW=2.070827 T=27(19802006)DU=2.07說明上式中的殘差序列中不含有自相關(guān)，加入D(U)的一階滯后項同樣可以滿足動態(tài)性要求。由于以殘差為基礎(chǔ)的協(xié)整回歸方程中含有D(U)的一個滯后項，根據(jù)殘差穩(wěn)定性檢驗結(jié)果，可知煤、石油、天然氣消費(fèi)量與物價變動之間存在協(xié)整關(guān)系。通過對能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與物價變動的時間序列分析可以看出，煤、石油、天然氣消費(fèi)量與物價變動之間

17、關(guān)系存在明顯的不同。其中，煤炭、石油資源的消費(fèi)量的日益增加，物價變動呈上升趨勢；而天然氣資源的消費(fèi)量與商品零售價格變動之間的關(guān)系則表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，物價指數(shù)隨著天然氣資源消費(fèi)量的增加而呈反方向變化。顯然，中國能源消費(fèi)總量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)與物價變動之間都存在一定得相關(guān)關(guān)系，方程（2）、（4）的實際值、擬合值以及殘差序列如圖3所示。四、主要結(jié)論改革開放以來，中國能源消費(fèi)量和物價水平均出現(xiàn)較大幅度增長。19782006年，中國能源消費(fèi)量和商品零售物價指數(shù)的年均增速分別為5.36和4.71。根據(jù)中國的資源稟賦特點(diǎn)，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)在根本上還是以煤為主。盡管石油、天然氣消費(fèi)量有所增加，但是其絕對規(guī)模在能源消費(fèi)中仍

18、然處于從屬地位。由經(jīng)驗分析可知，中國能源消費(fèi)量與物價變動之間存在正相關(guān)關(guān)系，即能源消費(fèi)量的增長對物價水平上升有一定程度的影響。顯然，這一結(jié)論可以從能源產(chǎn)品的供求關(guān)系來解釋。能源消費(fèi)需求增加將使自身價格產(chǎn)生變化，而由于能源產(chǎn)品位于產(chǎn)業(yè)鏈的前沿，具有基礎(chǔ)產(chǎn)品特征，其價格變化勢必會引起關(guān)聯(lián)行業(yè)的生產(chǎn)成本發(fā)生增減，并最終會傳導(dǎo)到產(chǎn)品市場，引致社會產(chǎn)品的價格水平發(fā)生變動。在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析中，煤、石油和天然氣消費(fèi)量對物價變動的影響又有所不同。從影響程度上看，石油資源消費(fèi)量對物價的正向影響最大，煤炭消費(fèi)量對物價的影響居其次與煤、石油消費(fèi)量不同的是，天然氣消費(fèi)量與物價變動呈反方向變化，這和我國能源消費(fèi)總量與物價變動之間的分析結(jié)論明顯相悖。之所以出現(xiàn)這種負(fù)相關(guān)關(guān)系，一方面，我國天然氣消費(fèi)量的波動性較大，從改革開放到1997年的20年間，我國天然氣消費(fèi)量的變化趨勢一直在上升、下降之間小幅變化。此后到2006年，天然氣消費(fèi)量卻陡