改革開放以來中國能源消費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與物價變化之間的經(jīng)驗分析一、引言能源是國民經(jīng)濟發(fā)展的重要物質(zhì)基礎，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)濟諸多行業(yè)和部門，使國民經(jīng)濟發(fā)展對能源資源表現(xiàn)出高度的依賴性，其消費量有增無減。以石油資源為例，自20世紀三次石油危機以來，由于石油消費的大幅增加以及市場上各種投機行為的廣泛存在，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，日益增加的消費需求使石油價格變化最終將傳導到消費品市場，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)濟建設過程中，經(jīng)濟

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總量和人均消費量仍將有較大幅度增長。從這一點來看，國內(nèi)能源消費需求增加將不可避免地與社會總產(chǎn)品需求產(chǎn)生一定的關聯(lián)，進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，從能源消費這一獨特視角來分析中國物價變化問題，即研究中國能源消費總量和消費結構對物價變動的影響程度，對于正確認識中國能源消費的合理性，實現(xiàn)能源消費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)尚沒有能源消費與物價變化的相關文獻，國外學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)達國家和發(fā)展中國家中的能源凈進口國和凈出口國的經(jīng)濟增長與能源消費之間的關系進行了經(jīng)驗研究。結論認為，在發(fā)達國家的能源凈進口國和凈出口國中，無論在長期還是短期內(nèi)，經(jīng)濟增長與能源消費之間均存在雙向因果關系，然而對于發(fā)展中國家，能源消費只在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長有一定的刺激作用。關于能源消費與物價之間的相互關系，來自少數(shù)國家的能源消費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這一途徑而受到影響。相反，由于能源是必需品，能源進口國的物價水平上升將會影響能源消費，因此短期內(nèi)認為價格是無彈性的。然而在長期中，適應物價水平變

4、動的能源使用的投資和消費方式會發(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)達國家的能源進口國中，由于價格上升而導致的能源消費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之間的關系，認為過去10年大量的政策措施已經(jīng)影響到家庭能源消費對物價變動的反應。為了進一步驗證這個問題，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的彈性值，但價格效應與政策措施標準、補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)達國家能源消費、實際收入與物價之間的因果關系，與以往研究僅限于經(jīng)濟增長與能源消費之間的偶然性關系不同，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系進行了經(jīng)驗分析。結論認為，與實際收入和物價水平相比，每一個國家中的能源消費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對實際收入的影響強于泰國，然而其能源消費對價格的影響明顯弱于泰國4。本文借鑒國外學者關于能源消費與物價方面的研究成果，在分析197

6、82006年中國能源消費與物價指數(shù)變化趨勢的基礎上，運用協(xié)整分析方法對二者之間的關系進行了深入的研究。二、改革開放以來中國能源消費與物價指數(shù)的變化趨勢19782006年，中國能源消費和物價指數(shù)均出現(xiàn)了大幅增長（表l）。能源消費從1978年的57144萬噸標準煤增加到2006年的246270萬噸標準煤，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，中國能源消費量達到246270萬噸標準煤，比改革開放初期增加了3

7、倍多，近30年中有27個年份的能源消費量均表現(xiàn)為正增長（27個能源消費增長年份中有2個年份為恢復性增長，分別為1999年和2000年）。1991年，中國能源消費突破10億噸標準煤大關，2004年則超過20億噸標準煤，到2006年已將近25億噸標準煤。在能源消費結構上，煤、石油和天然氣消費量表現(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)濟的發(fā)展。19781996年，中國煤炭資源消費量始終呈快速增長趨勢，此后經(jīng)歷了3年的短暫下降，到目前依然保持強勁的增長勢頭。而此期間，石油、天然氣消費量的

8、增長則比較平緩（2003年，中國成為世界第二石油消費國，但是與國內(nèi)煤炭資源消費相比，石油消費依然占據(jù)次要地位）。中國能源消費結構中依然以煤為主，占能源消費的平均比例為72.3%，而石油和天然氣消費在能源消費總量中所占比例相對較小，平均分別為19.7%和2.4%。從規(guī)?？?，2006年，中國煤炭資源消費量分別相當于石油、天然氣資源消費量的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)變化相當明顯。到1989年，中國商品零售價格指數(shù)達到203.3%，增長了一倍多。1997年，商品零售價格指數(shù)達到改革開放以來的最大值，為380.9%，相當于改革開放時的近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、石油資源的消費量明顯上升，天然氣消費量的變化則相對較小。此后，煤、石油和天然氣消費量均不斷上升，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量與物價變化之間的相互關系，關于能源

10、消費量，本文除了研究能源消費總量之外，在能源消費結構中則主要以煤、石油和天然氣資源為研究對象，其他能源（如風能、水電、核能、太陽能等）在中國能源消費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代表中國能源消費總量及煤、石油和天然氣消費量，PRICE代表商品零售價格指數(shù)。中國能源消費量與物價變動之間的協(xié)整分析如下：1 單位根檢驗關于時間序列數(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，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)單位根的零假設相當于檢驗上式中的1=0的原假設。如果1顯著小于0，則拒絕存在單位根的原假設。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，應進一步檢驗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變量之間是否存在協(xié)整關系。首先檢驗中國能源消費總量與物價變動之間的協(xié)整關系，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)如果能源消費量與物價變動之間存在上述協(xié)整關系，則由上式計算的Wt應該具有平穩(wěn)性，應做如下回歸有：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，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)定性的檢驗結果，很明顯，上述兩個方程很好地說明了中國能源消費量與物價變動之間的協(xié)整關系

15、。從式（2）可以看出，中國能源消費量的增加使物價水平呈上升趨勢。接下來對中國能源消費結構與物價變動之間關系進行經(jīng)濟計量分析、根據(jù)Eviews5.l軟件可得煤、石油、天然氣消費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、天然氣消費量與物價變動之間存在上述協(xié)整關系，則由上式計算

16、的Ut應該具有平穩(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，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)定性檢驗結果，可知煤、石油、天然氣消費量與物價變動之間存在協(xié)整關系。通過對能源消費結構與物價變動的時間序列分析可以看出，煤、石油、天然氣消費量與物價變動之間

17、關系存在明顯的不同。其中，煤炭、石油資源的消費量的日益增加，物價變動呈上升趨勢；而天然氣資源的消費量與商品零售價格變動之間的關系則表現(xiàn)為負相關關系，物價指數(shù)隨著天然氣資源消費量的增加而呈反方向變化。顯然，中國能源消費總量和消費結構與物價變動之間都存在一定得相關關系，方程（2）、（4）的實際值、擬合值以及殘差序列如圖3所示。四、主要結論改革開放以來，中國能源消費量和物價水平均出現(xiàn)較大幅度增長。19782006年，中國能源消費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，能源消費結構在根本上還是以煤為主。盡管石油、天然氣消費量有所增加，但是其絕對規(guī)模在能源消費中仍

18、然處于從屬地位。由經(jīng)驗分析可知，中國能源消費量與物價變動之間存在正相關關系，即能源消費量的增長對物價水平上升有一定程度的影響。顯然，這一結論可以從能源產(chǎn)品的供求關系來解釋。能源消費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，具有基礎產(chǎn)品特征，其價格變化勢必會引起關聯(lián)行業(yè)的生產(chǎn)成本發(fā)生增減，并最終會傳導到產(chǎn)品市場，引致社會產(chǎn)品的價格水平發(fā)生變動。在能源消費結構分析中，煤、石油和天然氣消費量對物價變動的影響又有所不同。從影響程度上看，石油資源消費量對物價的正向影響最大，煤炭消費量對物價的影響居其次與煤、石油消費量不同的是，天然氣消費量與物價變動呈反方向變化，這和我國能源消費總量與物價變動之間的分析結論明顯相悖。之所以出現(xiàn)這種負相關關系，一方面，我國天然氣消費量的波動性較大，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，天然氣消費量卻陡