本文關鍵詞：我國能源工業(yè)投資與能源產(chǎn)量的計量經(jīng)濟模型研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

我國能源工業(yè)投資與能源產(chǎn)量的計量經(jīng)濟模型研究

我國能源工業(yè)投資與能源產(chǎn)量的計量經(jīng)濟模型研究
張麗峰，，
（１．東北大學秦皇島分校，河北秦皇島０６６００４；

崔佳穎２
２．首都經(jīng)濟貿(mào)易大學工商管理學院，北京１０００７０）

摘要：我國的能源生產(chǎn)結構長期以煤炭為主，為了改變此局面，能源行業(yè)固

定資產(chǎn)投資指向是明顯的，近年來對煤炭 行業(yè)的投資總量雖然在增加，但在能源投資總額中所占的比重逐年下降，投資增長速度與新增生產(chǎn)能力也慢于石油天然氣開 采業(yè)和電力生產(chǎn)與供應業(yè)，但并沒有使以煤炭為主的生產(chǎn)結構得到根本性改變，煤炭在能源產(chǎn)量中的比重近年來反而呈上升 的趨勢，而石油開采業(yè)并未因投資的增加導致產(chǎn)量的明顯增加，石油的產(chǎn)量比較平穩(wěn)，因而出現(xiàn)了行業(yè)投資與產(chǎn)量不一致 的現(xiàn)象。因此，利用計’量經(jīng)濟理論中協(xié)整理論進行分析，找出不一致的原因。為今后能源行業(yè)的健康發(fā)展提出建議。 關鍵詞：能源工業(yè)投資；能源產(chǎn)量；協(xié)整 中圖分類號：ｌ桶１．２
文獻標識碼：Ａ

一、引育

到２００３年的２１５８．０３億元，增加了４５倍，在能源行業(yè)中的比重也 由１９８１年的３３．７％上升到２００３年的７５％，已經(jīng)占了能源行業(yè)投資 的大半個江山，說明我國對電力行業(yè)的重視。而對煤炭、石 油、天然氣開采業(yè)投資比重的降低，不利于我國煤炭、石油和 天然氣產(chǎn)量的保證。 從我國能源行業(yè)的投資結構來看，改變以煤為主的能源生 產(chǎn)結構的投資指向是明顯的。１９８５年煤炭、石油國有固定資產(chǎn) 投資各占２５．５％、３３．２％。１９９９年煤炭、石油的投資比重分別為 ７．２％、２３．８％。１９８１至１９９９年，煤炭和石油固定資產(chǎn)投資分別 增長了１．４５倍、４．４２倍。從新增生產(chǎn)能力來看，石油行業(yè)新增 的生產(chǎn)能力是原來的１７０．１％，煤炭行業(yè)累計新增的生產(chǎn)能力僅 是原來的４４％。但是，我國以煤炭為主的能源生產(chǎn)結構仍沒有 根本性的改變，煤炭的產(chǎn)量逐年增加，所占比重也逐年上升， ２００３年的產(chǎn)量是１９８１年的２．８倍，而石油產(chǎn)量是１．７倍，天然氣產(chǎn) 量是２．７倍，即出現(xiàn)了能源行業(yè)投資結構與行業(yè)產(chǎn)量不一致的現(xiàn) 象，因此，本文利用計量經(jīng)濟理論中的協(xié)整理論來探討能源行 業(yè)投資與產(chǎn)量之間的均衡關系，分析這種不一致的現(xiàn)象。 二、能源工業(yè)投資與能源產(chǎn)量的協(xié)整分析 １．變量和數(shù)據(jù)的選擇 能源行業(yè)投資選取煤炭開采業(yè)：石油天然氣開采業(yè)、電力 生產(chǎn)與供應業(yè)蘭個行業(yè)的投資額來表示，單位是億元。能源行 業(yè)產(chǎn)量選取相應三個行業(yè)的產(chǎn)量來表示，煤炭開采業(yè)與石油天 然氣開采業(yè)的單位是萬噸標煤，電力生產(chǎn)與供應業(yè)的單位是億 千瓦時。本文選取的數(shù)據(jù)期間是１９８１年到２００３年，數(shù)據(jù)來源于 各年《中國統(tǒng)計年當酚與《中國能源統(tǒng)計年鑒》，將能源行業(yè) 固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)用固定資產(chǎn)投資指數(shù)進行處理，以消除價格

建國后近６０年間，我國能源生產(chǎn)量基本呈現(xiàn)逐步上升的趨 勢，從１９５３年的５１９２萬噸標煤增長到２００５年的２０６０６８萬噸標 煤，是１９５３年的４０倍。但我國以煤炭為主的能源生產(chǎn)結構基本 沒有改變，１９７０年以前原煤在能源生產(chǎn)總量的比重高達８０％以

上，１９７１年以后仍保持７０％左右的高比重，２００５年達７６．４％；原 油產(chǎn)量的比重從１９６６年開始超過了１０％，到１９７６年達到２４．７％。 為最高值，，１９８１年以后下降趨勢明顯，１９８９—２００３年低于２０％，
在１７％左右徘徊，２００３年只有１４．８％；１９８１—１９９７年天然氣的比 重保持在２％左右，波動不大，１９９８年開始呈上升的趨勢，２００４ 年為２．９％，２００５年為３．３％，雖然天然氣的比重近幾年有所上升， 但所占比重仍然很小。水電、核電的比重雖然在逐步提高，但 所占比重仍然很小，１９８０年為３．８％，２００５年為７．７％。 我國能源產(chǎn)量的提高和能源行業(yè)固定資產(chǎn)投資逐年加大是 分不開的。能源行業(yè)固定資產(chǎn)投資由１９８１年的１４１．２４億元增加 到２００３年的２８７６．４４Ｖ，元，增長了２０倍，年均增長１４．７％。能源 行業(yè)固定資產(chǎn)投資主要是用于煤炭采選業(yè)、石油、天然氣開采 業(yè)和電力生產(chǎn)與供應業(yè)。其中煤炭采選業(yè)的投資由１９８１年的 ３６．０６億元增加到２００３年的３１０．０５億元，呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢， 但在整個能源行業(yè)投資所占的比重經(jīng)歷了逐漸下降的過程， １９８１年為２５．５３％，從１９９８年開始所占比重低于１０％，在７％－９％ 之間徘徊，２００３年為１０．７７％；石油、天然氣開采業(yè)的投資由 １９８１年的４６．８６億元增加到１９９９年的７０６．３２億元，但從２０００年開 始投資明顯下降，到２００３年僅為２３６．３７億元，其所占比重由 １９８１年的３３．２％下降到２００３年的８．２％，呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢。 電力生產(chǎn)與供應業(yè)的投資增勢明顯，由１９８１年的４７．５５億元增加
收稿日期：２００９－０３－４）７

作者簡介：張麗峰（１９６９一），女，河北秦皇島人，講師。經(jīng)濟學博士，主要從事宏觀經(jīng)濟、計量經(jīng)濟、能源經(jīng)濟研究； 崔佳穎（１９７６．），女，黑龍江北安人，講師，經(jīng)濟學博士，主要從事組織與人力資源管理研究。

?３?

萬 　 方數(shù)據(jù)

技術經(jīng)濟與管理研寵

２００９年第３期

波動的影響。把煤炭開采業(yè)、石油天然氣開采業(yè)、電力生產(chǎn) 與供應業(yè)三個能源行業(yè)投資序列分別記為：ＭＴ、ＹＴ、ＤＴ，相 應三個能源行業(yè)產(chǎn)量序列分別記為：ＭＣ、ＹＣ、ＤＣ。為了消除 異方差的影響和數(shù)據(jù)的尉烈波動，對原序歹！｝取對數(shù)，分別記 為：ｌｎＭＴ、ｌｎＹＴ、ｌｎＤＴ、ｌｎＭＣ、ｌｎＹＣ、ｌｎＤＣ。一階差分記為： ＤＩｎＭＴ、ＤＩｎＹＴ、ＤＩｎＤＴ、ＤＩｎＭＣ、ＤｌｎＹＣ、ＤＩｎＤＣ。二階差分記
為：ＤＤｌｎＭＴ、ＤＤｌｎＹＴ、ＤＤＩｎＤＴ、ＤＤｈＭＣ、ＤＤＩｎＹＣ、ＤＤｌｎＤＣ。

ＡＹ，＝ａ＋１３ｔ＋，／Ｙ．１＋∑ＯＡＹＨ＋８。 ｉ曩ｌ

（１）

方程（１）中，Ｙ懇待檢驗的時間序列，Ｏｔ是常數(shù)項。ｔ為時間 趨勢，Ｐ是滯后值，８尾隨機誤差項。檢驗過程中的滯后項的確
定采用ＡＩＣ和ＳＣ準則。

原假設是ＨＯＹ：一、／－－０，備選假設是Ｈ，：７＜０ 如果在序列無差分情況下，ｔ統(tǒng)計值小于臨界值，則序列無 單位根，是穩(wěn)定的Ｉ（Ｏ）序列；如果在序列無差分情況下不能拒 絕檢驗，但在一階差分情況下拒絕檢驗，則原序列是Ｉ（１）序列； 如果在序列無差分情況下和在一階差分情況下均不能拒絕檢 驗，但在二階差分情況下拒絕檢驗，則原序列是Ｉ（２）片咧。利用 ＥＶｉｅｗｓ５．１統(tǒng)計軟件進行單位根檢驗，檢驗結果見表２。 表２ ＡＤＦ單位根檢鹼結果

原始數(shù)據(jù)見表ｌ。 表１能源各行業(yè)田定資產(chǎn)投費與產(chǎn)量
煤炭 采選業(yè)
石油

電力 生產(chǎn)和 供應業(yè) （億元）
４７．５５ ５５．１６ ６８．８８ ８８．４１ １２６．２ｌ １８１．３７ ２３５．５４ ２８１．４０ ２９５．７３ ３７２．２３ ４１０．１９ ５３６．２１ ７３３．５６ ８７８．９０ １０４２．７１ １２９３ＪＤ６ １５３４．９７

年份

投資顛
（億元）

天然氣 開采業(yè) （億元）

投資額 投資額
４６．８６ ６１．９９ ７４．２４ ９４．６０ １３０．２０ １３７．８０ １６６．２１ １９６．８９

產(chǎn)量 （萬噸㈣ ＜萬噸女ｉ＾Ｄ
４４３８５．３５ ４７６１２．７１ ５１０２９．３２ ５６３６７．０２ ６２２７７．４９ ６３８０１．７８ ６６２５９．１２ ７００３０．５３ ７５３１ ４．５０ ７７１１０．１２ １６１８６．１ １ １６１６０．２８ １６８１９．７２ １７９８４．５０ ：１９５９０．０３

煤炭 產(chǎn)量

石油 天然氣

電力 產(chǎn)量

（億千瓦時）
３０９５．７００ ３２８０．１００ ３５１８．７００ ３７７７．６００ ４１１７．６００ ｌＩＩＹＣ ４５０７．０００ ４９８５．２００ ５４６６．８００ ５８６５．３００ ６２３０．４００ ６８０４．０００ ７５８９．２００ ８４２６．５００ ９２６０．４００ ｌ｜ＩＤｃ ＤｌｌｌＹＴ ＤｌｌｌＭＣ ＤｈＹＴ ＤｌＩｌＭＣ

１９８ｌ １９８２ １９８３ １９８４ １９８５ １９８６ １９８７ １９８８ １９８９ １９９０ １９９１ １９９２ １９９３ １９９１４ １９９５ １９９６ １９９７ １９９８ １９９１９ ２０００ ２００ｌ

３６．０６ ４８．１８ ６１．４０ ８１．０９ ８７．１６ ９２．５４ ９８．６５ １０６．６８ １２２．３０

變量
ｌＩｌＭＴ ｌＩｌＹｒ １ＩｌＤＴ １ｌｌＭＣ

ＡＤＦ值 －３．０３７柏８
一２．１１５９８９ －２．８７５９３２

臨界值
—３．０１２３６３（＊） －３．７∞５９７ ．２．６４２２４２（?）
一４．４６７８９５ －－４．４６７８９５

檢驗結果
平穩(wěn) 非平穩(wěn) 平穩(wěn) 非平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 非平穩(wěn) 非平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn)

一２．７１３６∞
－－４．９０９８１１ －３．６８６９５４ －１．２５２６０６ －２．０４５１９４

２０５３２．鸛
２０９１９１．１８

—３．６４４９６３（＊）
－３．８３１５１ １ －３．７８８０３０ －２．６８５７１８ －２．７２８２５２

２１４鈔．４２
２１６４９．１ｌ ２１８２３．６２ ２２２２６．９３ ２２４１６．５０ ２２９８９．２１

２３２．９４
２３１．１３ ２７３．４３ ３２６．７５ ３８８．９３

一１４．８４２昕
－４．８５０２６８

１６４．４６
１７７．０７ １９４．２０ ２２７．８０ ２３７．３１ ２８２．２６ ３１９．４４ ３６３．９６ ２６２．７８ ２１３．２２ １９８．９０ １９９．２２ ２３３．１７ ３１０．０５

７７６８９．４０
７９６９１２１ ８２１８３．６６ ８８５７１．８３ ９７１６２．６０ ９９７２７．２３ ９８１１５．８１ ８９３３５．７５ ９１４２８．８１

注：（１）哦表變量的一階差分，ＤＤ代表變量的二階差分；
（２）帶?的臨界值是在５％顯著水平下的臨界值。其余的是在１％顯著水

平下的臨界值。
由表２可知，ｈＭＴ、ｌｎＤＴ、ｌｎＹＣ、ｌｎＤＣ是Ｉ（０），ｌＩＩＹＴ、ｈＭＣ 是Ｉ（２）。

４５７．∞
４９９．６８ ５６５．４６ ６９７．３９ ７２６．３０ ７０６．３２ ３５５．５５ ３７５．１９ １５７．５７ ２３６．３７

２３１５２．１６
２３８７１．２９ ２５１９７．０４ ２５６８７．５４ ２６０９２．５０ ２６３２０．４ｌ

ｌ∞２３．４０
１０７６４．３０ ｌ １２８４．４０ ｌ１５９８．４０ １２３０５．２０ １３４７１．４０ １４６３３．５０ １６３３１．５０ １９０３１．６０

３．協(xié)薹檢驗 協(xié)整（Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ）分析理論是近年來處理非平穩(wěn)經(jīng)濟時間 序列之間長期均衡關系和短期波動的有力工具。兩種最常用的

１∞１．１５
１８３３．１６ ２１３０．３０ １８６１．４４ ２０８２．１８ ２１５８．０３

９２８６４．１６
９８６８５．５１ １０３９７４．６ １２３０４５．３

２６９５６．４０
２７３５１．５６ ２８１８６．７６ ２８８３６．１９

檢驗期割盟ｎｇｌｅ＆咖ｌ（１９８７）的Ｅ餅酉步法以功ｏｈａｎｓｅｎ糯ｕｓｅｌｌｕ８
白搬大似然法。ＥＧ兩步法只能適合于單方程的協(xié)整檢驗，而ＪＪ
法不僅能檢驗變量之間是否存在協(xié)整關系，而且可準確確定出 協(xié)整向量個數(shù)。由于模型只涉及兩個變量，本文采用簡單明了 的Ｅｎｇｌｅ－Ｇｒａｎｇｅｒ］再步法進行協(xié)整關系的檢驗。 如果一個序列是非平穩(wěn)的，但其一階差分是平穩(wěn)的，則稱

２∞２
２００３

２．單位根檢驗 所謂序列的平穩(wěn)性是指一個序列的均值、．方差和自協(xié)方差 是否穩(wěn)定。如果一個時間序列具有穩(wěn)定的均值、方差和自協(xié)方 差，則這個序列就是穩(wěn)定的，否則就是非穩(wěn)定的。而多數(shù)的宏 觀經(jīng)濟時間序列都是不穩(wěn)定的。一般來講，當時間序列具有不 平穩(wěn)性時，會導致“偽回歸”現(xiàn)象以及各項統(tǒng)計檢驗毫無意 義。因此在建立計量模型之前要對所采用的時間序列進行單位 根檢驗，以確定各序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。檢驗的方法主要
有Ｐｈｉｌｌｉｐｓ—Ｐｅｒｓｏｎ（ＰＰ）和Ａｕｇｍｅｎｔ Ｄｉｃｋｅｙ—Ｆｕｌｌｅｒ（ＡＤＦ）、ＫＰＳＳ、

此序列為一階單整序列，記為Ｉ（１兒類似地，如果其必須經(jīng)過ｄ 次差分后才能平穩(wěn)，則此序列為ｄ階單整序列，記為Ｉ（ｄ）。根據(jù)

Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒ明觶在１９７８年提出的協(xié)整理論。對于兩個都是隨機游
走的變量序列，如果這兩個序列的某個線性組合是穩(wěn)定的，則 稱這兩個序列為協(xié)整的。兩個序列具有相同的單整階數(shù)，是序 列之間具有協(xié)整關系的必要條件。

如果已經(jīng)判斷兩個序列Ｘ。和Ｙ是非平穩(wěn)的，但其都是ｄ階單
整序列，則可以利用Ｘ：ＦＩＩＹ，的ＯＬ￥協(xié)整回歸方程的殘差是否平穩(wěn) 來判斷兩序列的協(xié)整性。如果ｘＩ和Ｙ。不是協(xié)整的，則它們的任 意一個線性組合都是非平穩(wěn)的，因此殘差也必然是非平穩(wěn)的。 因此，如果殘差檢驗結果是平穩(wěn)的，則可以認為ｘｔ和Ｙ。之間存

ＥＲＳ單位根檢驗，從而確定模型中各變量平穩(wěn)水平。本文采用

ＡＤ啦驗法，通常對序列的ＡＤＦ檢驗的一般形式為：，
?４?

萬 　 方數(shù)據(jù)

我國能源工業(yè)投資與能源產(chǎn)量的計量經(jīng)濟模型研究 在協(xié)整關系，反之。不具有協(xié)整關系。 由單位根檢驗結果可知，ｈＩＭＴ、ｌｌｌＹＣ是Ｉ（Ｏ），ｌ｜ＩＭＣ、ｈｌＹＴ 是Ｉ（２），說明煤炭開采業(yè)投資和煤炭產(chǎn)量之問，石油天然氣開采 業(yè)投資與石油天然氣產(chǎn)量之間不具有協(xié)整關系，因為它們的單整 階數(shù)不同，因此也就不具有長期均衡的穩(wěn)定的關系，產(chǎn)量并不隨 著投資的上升而上升，下降而下降，這恰好揭示了目前我國煤炭 開采業(yè)、石油天然氣開采業(yè)的投資與產(chǎn)量不一致的現(xiàn)象。 而ｌｎＤＴ與ＩｎＤＣ都是Ｉ（Ｏ），滿足協(xié)整檢驗的前提條件，有可 能存在協(xié)整關系。 長２．２８億噸，增長了１３．２％，其中，國有重點礦生產(chǎn)增長１３．３％， 達到９．２２億噸，在煤炭供給中占４７％，居于主導地位；國有地方 礦的產(chǎn)量基本保持穩(wěn)定，在煤炭供給中占１６％，２００４年生產(chǎn)３．１５ 億噸，同比增長１２．５％。鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦在煤炭供給中已占３７％，２００４ 年完成生產(chǎn)７．１９億噸，同比增長１３．４％；２００３年，由于煤炭供給 緊張，國有礦和地方礦產(chǎn)能基本上又已到極限，國家只能將打 算限制的鄉(xiāng)鎮(zhèn)礦政策重新放寬，２００４年５月，鄉(xiāng)鎮(zhèn)礦的產(chǎn)能達 到創(chuàng)紀錄的７０２２萬噸。由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦的發(fā)展，致使煤炭的產(chǎn)量 逐年增加。③各煤礦的超能力生產(chǎn)。我國的大中型煤礦主要是 國有重點煤礦。據(jù)資料，２００２年１—１０月，國有重點煤礦企業(yè) 中，有５６個超能力生產(chǎn)，占其總數(shù)的一半，共計超能力生產(chǎn) １．１５億噸，超能力３５％，部分企業(yè)超能力生產(chǎn)達５０％以上。從非 國有重點煤礦的生產(chǎn)能力和產(chǎn)量分析，國有地方煤礦和鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤 礦的超能力生產(chǎn)現(xiàn)象比國有重點煤礦還要嚴重。２００２年煤炭產(chǎn)
ｔｅｓｔ

ｌｎＤ喃ｌｎＤＣ的協(xié)整方程為：
ｌｌｌＤＣ＝５．２８２７１＋０．６６６５＋ｌＩｌＤＴ

（２７．８３８５１）

（１９．３２７８４）

Ｒ≈＝０．９舢訂ＤＷ－－０．３３９１

殘差的單位根檢驗結果：
Ａｕｇｍｅｎｔｅｄ Ｄｉｃｋｅｙ—Ｆｕｌｌｅｒ ｓｔａｔｉｓｔｉｃ －２．１８７６０４ －２．６８５７１８ －１．９５９０７ｌ －１．６０７４５６ Ｔｅｓｔ ｃｒｉｔｉｃａｌ ＶａｌＵｅｓ： ｌ％ｌｅｖｅｌ ５％ｌｅｖｅｌ １０％ｌｅｖｅｌ

量中有不少是非法煤礦產(chǎn)量。當合法煤礦產(chǎn)量不能滿足市場需 求時，非法煤礦產(chǎn)量就應運而生。２００４年全國實際產(chǎn)量超過核 定能力的煤礦（井）有５３０５處，占全國合法煤礦總數(shù)的兩成以上， 超能力產(chǎn)量１．８億噸，２００５年這種局面雖然有所遏制，但沒有得 到根本好轉。在市場對煤炭需求日益增加的情況下，各煤礦的 超能力生產(chǎn)和非法煤礦的生產(chǎn)，導致了煤炭產(chǎn)量的增加。 通過以上分析可以看出，煤炭經(jīng)濟運行是建立在嚴重超生 產(chǎn)能力、非法生產(chǎn)現(xiàn)象嚴重的基礎上的。因此，出于安全生產(chǎn) 和保護資源的角度，國家應實施建立煤炭大集團、大公司戰(zhàn) 略。因為鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦隨著資源的逐步枯竭。及其地處偏遠運力不 便的影響，鄉(xiāng)鎮(zhèn)礦的產(chǎn)量下降，其發(fā)展空間有限。另外，煤礦 建設周期長、回收資金慢，對投資缺乏吸引力。在這種情況 下，政府必須加強宏觀調控，對煤礦投資實行傾斜政策，以達 到應有的開工規(guī)模，加大新建、改擴建已有煤礦產(chǎn)能工作力 度，否則數(shù)年后將出現(xiàn)供需總量失衡。具體措施可以考慮對國 有重點煤礦建立煤炭開發(fā)基金，增撥政策性貸款，以保證達到
應有的開工規(guī)模。

由以上的檢驗結構可以看出，估計方程的殘差單位根檢驗 的統(tǒng)計量的值小于５％顯著水平下的臨界值，殘差序列是平穩(wěn)序 列，電力生產(chǎn)與供應業(yè)的投資額和產(chǎn)量之間具有協(xié)整關系。從 回歸方程可以看出，投資額每增加１％，產(chǎn)量就增加０．６７％。這 說明電力投資對產(chǎn)量有推動作用。 三、結論與建議 第一，由單位根檢驗結果可知，電力生產(chǎn)與供應業(yè)的投資 和產(chǎn)量序列都是平穩(wěn)序列；從協(xié)整分析可以看出，兩者之間具 有協(xié)整關系；從協(xié)整方程可以看出，投資額每增加１％，電力產(chǎn) 量增ＺＤｏ．６７％；電力投資對產(chǎn)量的推動作用是比較明顯的。我 國電力生產(chǎn)業(yè)中以火電為主�；痣娝急戎卦冢福埃プ笥�，水電 和核電占的比重很小，而火電的建設周期相對于煤炭開采業(yè)和 石油天然氣開采業(yè)來說比較短，一般而言火電廠的建設周期都 在２—３年，見效比較快。 第二，由單位根檢驗結果可知，煤炭業(yè)的產(chǎn)量序列是二階 單整，而煤炭業(yè)的投資序列是平穩(wěn)序列，二者的單整階數(shù)不 同，因此并不存在協(xié)整關系，即長期均衡關系；因此，雖然煤 炭業(yè)的投資比重在逐年下降，但煤炭業(yè)產(chǎn)量所占的比重并未隨 之下降，反而在上升。也從另?方面說明目前我國煤炭業(yè)產(chǎn)量 比重上升的主要因素可能是由投資以外的其他因素帶動的。同 樣對于石油天然氣業(yè)也是如此，石油天然氣業(yè)的產(chǎn)量序列是平 穩(wěn)序列，而石油天然氣的投資序列是二階單整，投資序列和產(chǎn) 量序列并不存在長期均衡關系。 第三，對煤炭業(yè)產(chǎn)量與投資之間不具有長期均衡關系的分析： ①煤炭投資存在時滯性。煤炭行業(yè)投資規(guī)模大，建設周期長， 從地質勘探到礦井的正常生產(chǎn)一般需要１０一１５年，見效慢，存 在時滯性，目前投資比重的逐漸減少可能會在今后幾年才會顯 現(xiàn)出產(chǎn)量的下降。②鄉(xiāng)鎮(zhèn)煤礦的發(fā)展對于煤炭產(chǎn)量是個重要的 補充。雖然煤炭行業(yè)大部分是國有壟斷企業(yè)，但鄉(xiāng)鎮(zhèn)礦近年來 發(fā)展較快。２００４年全年，我國原煤產(chǎn)量完成１９．５６億噸，同比增

第四，對石油天然氣開采業(yè)產(chǎn)量與投資不具有長期均衡關 系的分析：①投資時滯性。雖然石油天然氣開采業(yè)建設周期比 煤炭業(yè)要短一些，但油氣田的開發(fā)建設也需要５年以上，仍存 在投資規(guī)模大，建設周期長，見效慢的特點。②擴大再生產(chǎn)資 金不足。由于原油生產(chǎn)能力具有自然遞減的特點，因而石油生 產(chǎn)必須用擴大再生產(chǎn)的手段來維持簡單再生產(chǎn)�，F(xiàn)在每年用于 石油行業(yè)發(fā)展的資金大部分用于維持目前原油生產(chǎn)，擴大再生 產(chǎn)的資金不足，影響了石油工業(yè)的發(fā)展后勁。當今我國陸上大 多數(shù)主力油田已經(jīng)進入中后期開發(fā)階段。東部油田產(chǎn)量逐年遞 減，近十年來已累計減產(chǎn)１０００萬噸以上，“穩(wěn)定東部”變得越來 越困難�！鞍l(fā)展西部”已十年有余，但西部后備資源數(shù)量明顯不 足，未能形成產(chǎn)區(qū)的戰(zhàn)略接替；被寄予厚望的我國海域油田原 油產(chǎn)量所占比重逐漸加大，但份額仍較低。近年來，理論資源 量雖有較大幅度的增長，但勘探仍未有重大的發(fā)現(xiàn)，可采儲量 也未出現(xiàn)大的增加。未來，盡管東部老油田產(chǎn)量遞減，但老油 田挖潛仍是原油產(chǎn)量的重要組成部分，石油增產(chǎn)難度加大。③ 勘探成本的提高。我國石油資源賦存條件差。陸（下轉第１３頁）

?５?

萬 　 方數(shù)據(jù)

產(chǎn)業(yè)政策強度對產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的模型分析 產(chǎn)業(yè)政策的強弱程度與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在密切的關系。隨 著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，政府運用產(chǎn)業(yè)政策直接、強力干預產(chǎn)業(yè) 的政策空間越來越小。在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的擴展階段，應盡量減少產(chǎn) 業(yè)政策對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的干預強度，使產(chǎn)業(yè)內(nèi)各企業(yè)充分展開競爭，
以有助于促進產(chǎn)業(yè)內(nèi)強勢企業(yè)的形成和發(fā)展。產(chǎn)業(yè)政策對產(chǎn)業(yè) 行政干預的弱化還會強化產(chǎn)業(yè)的競爭氛圍，促使企業(yè)進行能力

【參考文獻】
［１】張澤一，趙堅．產(chǎn)業(yè)政策實施效果的分析與述評［Ｊ】．中國流通經(jīng)濟，
２００８（７）．

【２】【日】藤本隆宏．能力構筑競爭【Ｍ】．中信出版社，２００＇７，（６）：１２． 【３】３趙堅．我國自主研發(fā)的比較優(yōu)勢與產(chǎn)業(yè)政策—基于企業(yè)能力理論的

的持續(xù)構筑，從而提升企業(yè)的競爭優(yōu)勢，促進產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。

【４】姜啟源，謝金星，葉俊數(shù)黻撕高黼出版豐土，２００３，８（３）：１９ｚ
ＷＡＮＧ
Ｃｈｕｎ－ｃａｉ

分析【Ｊ】．中國工業(yè)經(jīng)濟，２００８，（１０）：７６—８２．

Ｍｏｄｅｌ

ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｐｏｌｉｃｙ ｉｎｔｅｎｓｉｔｙ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ ｔｏ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ＺＨＡＮＧ Ｚｅ－ｙｉ，

Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｐｏｌｉｃｉｅｓ
ｈａｓ ｃｌｏｓｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓ

ａｒｅ

ｃｏｍｍｏｎ ｅｃｏｎｏｍｉｃ

ｐｏｌｉｃｉｅｓ ａｄｏｐｔｅｄ ｂｙ ｖａｒｉｏｕｓ ｎａｔｉｏｎｓ ｉｎ ｔｈｅ ｗｏｒｌｄ．Ｔｈｅ ｓｔｒｅｎｇｔｈ ｏｆ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｐｏｌｉｃｉｅｓ

ｗｉｔｈ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ．Ｗｉｔｈ Ｖｏｈｅｒｒａ ｍｏｄｅｌ ｏｆ ｐｒｅｄａｔｏｒ－ｐｒｅｙ，ｔｈｉｓ ａｒｔｉｃｌｅ ｅｘｐｌａｉｎｓ ｔｈａｔ ｄｕｒｉｎｇ ｔｈｅ ｅｘｐａｎｓｉｏｎ ｐｅｒｉｏｄ ｉｎ ｔｈｅ ｉｎｔｅｒｆｅｒｅｎｃｅ
ＳＯ ａｓ

ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，ｗｅ ｓｈａｌｌ ｒｅｄｕｃｅ
ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ ａｍｏｎｇ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ ｉｎ ｔｈｅ
ｔｏ

ｆｒｏｍ ｔｈｅ

ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｐｏｌｉｃｉｅｓ

ｔｏ

ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，ｔｏ

ｅｎｓｕｒｅ

ｔｈｅ ｆｕｌｌ

ｉｎｄｕｓｔｒｙ

ｔｏ

ｐｒｏｍｏｔｅ ｔｈｅ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｏｆ ｓｔｒｏｎｇ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ．Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｐｏｌｉｃｉｅｓ ｗｉｌｌ ｈｅｌｐ

ｉｍｐｒｏｖｅ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓ ａｎｄ ｐｒｏｍｏｔｅ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｈｅａｌｔｈｙ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ Ｐｏｌｉｃｉｅｓ；Ｐｏｌｉｃｙ Ｓｔｒｅｎｇｔｈ；Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓ

?—?＋一一—?＋－一??—．．一??—－＋一一—?＋－??—?＋－一一——＋－”—－＋＿一”—●一??—●一一—＋一－—●一”——Ｉ卜－—?●一一—?＋一一—?＋一一—●一一—●一一——＋一－＋一——＋一－＋一＋一＋－＋一－?＋一－—?Ｉ卜一＋－＋一?－＋一?
（上接第５頁）上有３５．８％的石油資源分布在高原、黃土源、山
地、沙漠、沼澤和灘涂等較惡劣的環(huán)境中；５６％的石油資源量 埋藏在２０００—３５００米之間，西部則以大于３５００米為主。非常規(guī)石 油資源量占比例較大，陸上重稠油占１６．４％，海上重油比率更是

特點決定該區(qū)單井產(chǎn)量較低，開發(fā)成本高。 針對以上分析，必須改革石油（天然氣）工業(yè)的投資體制， 由單一性向多元化轉移，可以實行國家投資、地方投資、企業(yè) 自籌資金投資、引進外資等多種投資方式；大力發(fā)展先進的勘 探技術和老油田改造技術，達到增加新的儲量、提高可開采儲 量和最終采收率的目的；合理調整石油天然氣的價格，增加石 油企業(yè)自我積累、自我改造和自我發(fā)展的能力，保證我國石油 （天然氣）工業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展。 【參考文獻】
【ｌ】高鐵梅．計量經(jīng)濟分析方法與建模［Ｍ】．北京：清華大學出版社，
２００６：１４３—１５０．

高達３３．３％。就我國石油剩余探明可采儲量而言，低滲或特低滲
油、重油、稠油和埋深大于３５００米的占５０％以上。而待探明的可

采資源量中大都是埋深更大、質量更差、邊際性更強的難動用 資源。石油資源賦存特點決定了我國石油資源增儲難度加大， 勘探成本會進一步提高。據(jù)統(tǒng)計，我國近６０％的天然氣資源賦
存在高原、黃土源、山地、沙漠、灘海和海域等自然條件惡劣

的環(huán)境。陸上天然氣資源埋深以中深層為主，其次是為超深
層；深度以２０００－４５００米之間為主，占陸地天然氣資源總量的 ６６．５％；埋深小于２０００米約占８．７％，埋深大于４５００米占２４．８％。

【２】２００５年煤炭行業(yè)分析［ＥＢ／ＯＬ］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｚｇｍｔ．ｃｏｒｎ．ｃｎ，２００６－０２—１６． 【３】中國能源戰(zhàn)略研究課題組編．中國能源戰(zhàn)略研究２０００，２０５０年總報
告【Ｍ】．北京：中國電力出版社，１９９６．

我國天然氣藏儲層條件較差，特別是西部主力氣田，普遍具有 低孔隙率、低滲透率、低壓的特點，天然氣豐度也不高。上述

Ｔｈｅ Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ

Ｍｏｄｅｌ

Ｒｅｓｅａｒｃｈ ｏｆ ｔｈｅ Ｅｎｅｒｇｙ Ｉｎｄｕｓｔｒｙ

Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ

ａｎｄ ｔｈｅ

Ｅｎｅｒｇｙ Ｐｒｏｄｕｃｔ

ｏｆ Ｃｈｉｎａ

ＺＨＡＮＧ Ｌｉ－ｆｅｎｇ，ＣＵＩ Ｊｉａ－ｙｔｎｇ

Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅ

ｅｎｅｒｇｙ

ｐｒｏｄｕｃｔ

ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ

ｏｆ

ｏｕｒ

ｃｏｕｎｔｌ＇ｙ

ｒｅｇａｒｄｓ ｃｏａｌ

ａｓ

ｐｒｉｎｃｉｐｌｅ ｉｎ

ａ

ｌｏｎｇ－ｔｅｒｍ．Ｉｎ ｏｒｄｅｒ ｔ９ ｃｈａｎｇｅ ｔｈｉｓ ｓｉｔｕａｔｉｏｎ，ｔｈｅ ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ ｉｎ
ｒｅｃｅｎｔ

ｄｉｒｅｃｔｉｏｎ ｏｆ ｅｎｅｒｇｙ ｆｉｘｅｄ

ａｓｓｅｔｓ

ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｉｓ

ｏｂｖｉｏｕｓ，ａｌｔｈｏｕｇｈ ｔｈｅ

ｃｏａｌ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｉｓ

ｙｅａｒｓ，ｔｈｅ ｃｏａｌ ｗｅｉｇｈｔ ｈａｓ

ｄｅｓｃｅｎｄｅｄ ｙｅａｒ ｂｙ ｙｅａｒ，ｔｈｅ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｇｒｏｗｔｈ ｓｐｅｅｄ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ａｄｄｅｄ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ａｂｉｌｉｔｙ ａｌｓｏ ｓｌｏｗ ｐｅｔｒｏｌｅｕｍ ｎａｔｕｒａｌ ｇａｓ ｍｉｎｅ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ａｎｄ ｅｌｅｃｔｒｉｃ ｐｏｗｅｒｓ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ａｎｄ ｓｕｐｐｌｙ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｙ．ｔｈｅ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｔｈａｔ ｒｅｇａｒｄｓ ｃｏａｌ ｗｅｉｇｈｔ
ｔｈｅｏｒｙ ｉｓ
ｔｏ
ａｓ

ｐｒｉｎｃｉｐｌｅ ｄｏｅｓ
ｔｅｘｔ

ｎｏｔ

ｃｈａｎｇｅ ｂａｓｉｃｌｙ．Ｔｈｅ ｃｏａｌ
ｕｓｅ

ｇｏｉｎｇ ｕｐ ｉｎ

ｒｅｃｅｎｔ ｔｏ

ｙｅａｒｓ，ｔｈｅｒｅ ｆｉｎｄ
ｏｕｔ

ｉｓ

ｖａｒｉａｎｃｅ

ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｈｅ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ａｎｄ

ｙｉｅｌｄ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｔｈｉｓ

ｍａｋｅｓ

ｏｆ ｔｈｅ ｃｏ－ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ

ａｎａｌｙｓｉｓ

ｉｎ

ｏｒｄｅｒ

ｔｈｅ ｒｅａｓｏｎ，ａｎｄ ｐｕｔｓ ｆｏｒｗａｒｄ ｔｈｅ ｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎ ｆｏｒ ｔｈｅ ｅｎｅｒｇｙ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｈｅａｌｔｈｙ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ．

Ｋｅｙ

Ｗｏｒｄｓ：ｅｎｅｒｇｙ

ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ；ｅｎｅｒｇｙ ｐｒｏｄｕｃｔ；ｃｏ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ

萬 　 方數(shù)據(jù)

?１３?

我國能源工業(yè)投資與能源產(chǎn)量的計量經(jīng)濟模型研究
作者： 作者單位： 刊名： 英文刊名： 年，卷(期)： 張麗峰， 崔佳穎， ZHANG Li-feng， CUI Jia-ying 張麗峰,ZHANG Li-feng(東北大學秦皇島分校,河北,秦皇島,066004)， 崔佳穎,CUI Jiaying(首都經(jīng)濟貿(mào)易大學工商管理學院,北京,100070) 技術經(jīng)濟與管理研究 TECHNOECONOMICS & MANAGEMENT RESEARCH 2009(3)

參考文獻(3條) 1.2005年煤炭行業(yè)分析 2006 2.高鐵梅 計量經(jīng)濟分析方法與建模 2006 3.《中國能源戰(zhàn)略研究》課題組 中國能源戰(zhàn)略研究,2000-2050年總報告 1996

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  本文關鍵詞：我國能源工業(yè)投資與能源產(chǎn)量的計量經(jīng)濟模型研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。