矿产资源竞争力与地区经济的相关性分析(3)

　　由表2可知，2013年中部六省中生铁产量和煤炭产量最多的为山西省，分别达到4228.14万吨和33475万吨；水泥产量最多的为河南省的16288.3万吨。这些表明，不同省份因自身所具备的矿产资源优势不同，生产的产品产量差异较大。其中，山西省因其丰富的矿产资源储量，故在生铁和煤炭生产方面具有较大优势，而水泥生产方面则是河南省占据较大优势。从工业贡献率方面来看，安徽省和山西省的工业产值对GDP的贡献度最大，分别达到46.18%和46.13%.但是，从采矿业在岗职工工资这一指标可以明显发现，并非地区的矿产资源产量越多，采矿业从业人员的工资就越多。 2013年采矿业在岗职工工资最多的省份为安徽省的70893元，最低的为湖南省的37388元，前者是后者的1.9倍，说明不同省份的矿产资源从业人员工资待遇相差较大，同时也反映出矿产资源产出量并非与职工工资呈正比关系，产品产出的多少不能体现地区矿产资源竞争力的大小情况。
　　
　　（三）实证结果分析
　　
　　通 过 运 用DEA模 型 对 中 部 六 省 每 一 个 省 份2004-2013年的矿产资源竞争力进行评价，计算出每一个省份（2004-2013年）的矿产资源竞争力（结果见表3），可以反映出中部六省每一个省份的矿产资源竞争力变化趋势。在此基础上，运用DEA评价模型测算出每一年中部六省的各个省份间的矿产资源竞争力（结果见表4），反映出中部六省每一个省份在每一年的矿产资源竞争力大小。
　　
　　由表3可以看出中部六省各省份矿产资源竞争力在2004-2013年的时间变化趋势。其中，除去山西省是在2005年达到矿产资源竞争力最大值外，在其余5个省份中，安徽省和河南省是在2010年达到矿产资源竞争力最大值，江西省、湖北省和湖南省则是在2011年达到矿产资源竞争力最大值。通过分析中部六省矿产资源竞争力的综合变化趋势，发现中部六省的矿产资源竞争力2004-2008年呈波动变化趋势，这可能与矿产资源开采设备和技术还不成熟有关；而在2008-2011年间，中部六省的矿产资源竞争力持续上升，这是因为受金融危机影响，国内矿产资源产业受到冲击后开始选择了一条高效率和绿色健康的发展道路，企业开始从自身出发进行技术革新、管理革新和科研创新，使得这期间矿产资源竞争力不断上升，从而适应全球经济发展趋势和国内经济发展需求；在2011-2013年期间，主要受矿产资源储存量规模不断减少的影响，部分资源依赖地区陷入经济发展困境，资源优势逐渐消失，使得中部六省的矿产资源竞争力不断下降。因此，中部六省急需通过产业转型和技术创新等措施推进矿产资源的供给侧改革，增强矿产资源在国际、国内市场上的竞争力。
　　
　　用DEA模型进行计算时，2004年作为基准年，研究分析从2005年开始计算。由表4可知，中部六省在近10年的矿产资源开发利用过程中，矿产资源竞争力由大到小依次是：湖北省、安徽省、江西省、河南省、湖南省和山西省。其中，湖北省在2007年、2008年和2013年 为中部六省中矿产资源竞争力最大的省份；江西省在2009年、2011年和2012年 为中部六省中矿产资源竞争力最大的省份；安徽省在2005年和2010年为中部六省中矿产资源竞争力最大的省份；湖南省则是在2006年为中部六省中矿产资源竞争力最大的省份。由此可以发现，尽管山西省是国内有名的矿产资源储量大省和开采大省，但其矿产资源综合竞争力却常年处于相对较低水平，这也表明了地区矿产资源的储量和开采量并不完全与矿产资源竞争力呈正比关系。因此，矿产资源竞争力的提升应更多从开采利用效率的提升、产品附加值的拓展和矿产资源产业模式的发展完善等方面予以展开，进而真正做到因地制宜地提升中部六省各省份的矿产资源竞争力水平。
　　
　　四、中部六省矿产资源竞争力与地区经济相关性研究
　　
　　由前文分析可知，中部六省各省份的矿产资源储量和开采量并不完全与矿产资源竞争力呈正比关系，那么，中部六省矿产资源行业在近些年的开发利用过程中与地区经济发展水平究竟是怎样的关系？中部六省的矿产资源是否也存在着经济学中经典的“资源诅咒”现象？亦或是与地区经济发展水平存在着其他复杂的关系？本文将在此部 分 进 一 步 探 讨 二 者 之 间 的 关系。其中，中部六省的矿产资源丰裕程度通过表3所测算的中部六省各省份2004-2013年的矿产资源竞争力评价值（简写为“KC”）予以替代，而地区经济发展水平则通过表5的“人均GDP增长率”（简写为“ZZL”）予以表示。通过采取面板单位根检验、面板协整检验和Granger因果检验的计量方法，检验出中部六省是否存在着矿产的“资源诅咒”现象。
　　
　　（一）面板单位根检验
　　
　　为了消除异方差可能产生的影响，同时避免出现“伪回归”的问题，本文首先对“KC”和“ZZL”取对数，分别记作“ln（KC）”和“ln（ZZL）”,然后对新产生的2个变量“ln（KC）”和“ln（ZZL）”及其一阶差分进行面板单位根检验，以确定数据的平稳性。为了使结果更具有稳健性，本文使用了LLC检验、IPS检验、ADF-Fisher检验、PP-Fisher检验。表6的检验结果反映出中部地区的“ln（KC）”拒绝“存在单位根”的原假设，即该变量为平稳序列；但中部地区的“ln（ZZL）”不能拒绝“存在单位根”的原假设，该变量为非 平 稳 序 列。继 续 对2个 变 量 的 一 阶 差 分“Δln（KC）”和“Δln（ZZL）”进行检验，表7的检验结果均拒绝了“存在单位根”的原假设，表明2个变量的一阶差分均不存在单位根，为平稳序列。因此，矿产资源竞争力“ln（KC）”和人均GDP增长率“ln（ZZL）”为一阶单整序列。
　　
　　（二）面板协整检验
　　
　　面板协整检验的方法通常有Johansen极大似然估计法和EG两步法。选择运用EG两步法的前提条件是要求分析的样本量必须充分大，否则检验得出的协整参数估计量将会有偏差，同时样本量越小，则会造成结果偏差越大。而本文分析中部六省的相关数据所采用的样本量并不大，所以要避免选择小样本条件下的EG两步法进行检验。因此，在此选择运用Johansen极大似然估计法对本文的相关变量进行协整检验。
　　
　　依据表8的结果所示，协整检验结果拒绝了变量“ln（KC）”和“ln（ZZL）”之间不存在协整关系的零假设，但不能拒绝这2个变量最多存在1个协整关系的零假设。因此，本文认为，中部六省的矿产资源与地区经济发展水平之间存在且仅存在1个协整关系，相应的协整方程表达式为：
　　
　　ln（ZZL）=0.179ln（KC）+2.515（1.146）
　　
　　根据协整方程所示，“ln（KC）”和“ln（ZZL）”之间呈正相关关系。其中，中部六省的矿产资源竞争力“ln（KC）”每提高1%,会带动地区人均GDP增长率“ln（ZZL）”提高0.179%,说明中部六省矿产资源竞争力提高，对地区经济发展水平起着积极的促进作用。
　　
　　（三）Granger 因果关系检验
　　
　　根据以上协整检验结果发现，“ln（KC）”和“ln（ZZL）”之 间 存 在 长 期 的 协 整 均 衡 关系，但仍需检验该关系是否为因果关系。格兰杰（Granger）指出，“若非平稳的2个时间变量间是协整的，则2个变量间至少存在着一个方向上的Granger因果关系”,这对于面板数据也同样适用。 Granger因果检验解决了一个变量A是否引起另一个变量B的问题，主要阐明当前的B能够在多大程度上被过去的A解释，判断加入变量A的滞后阶数是否能将B的解释程度提高。基于这一理论，本文分别取滞后期1、2、3和4进行检验，检验结果见表9.
　　
　　如表9所示，在10%的显着性水平下，取滞后期为2和3时，ln（KC）不是ln（ZZL）的Granger原因，同时ln（ZZL）也不是ln（KC）的Granger原因。而当滞后期取1和4时，ln（ZZL）不是ln（KC）的Granger原因，但ln（KC）是ln（ZZL）的Granger原因。因此，可以得出，中部六省的矿产资源竞争力和人均GDP增长率之间存在着单向的Granger因果关系，也即中部六省 的 矿 产 资 源 变 动 是 地 区 经 济 发 展 水 平 变 动 的Granger原因，而地区经济发展水平的变动不是矿产资源变动的Granger原因。