国民经济短期与长期分析论文

【摘要】能源是国民经济发展的基础，更是影响经济发展的重要因素，随着我国经济的高速发展，能源问题日渐突出，探究产业能源消耗与经济增长之间的关系，对经济的可持续发展有着重要的指导意义。本文对能源消耗和经济增长的短期和长期关系进行了研究，分别提出了在短期内和长期内二者之间的因果关系。以下是小编精心整理的《国民经济短期与长期分析论文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。

国民经济短期与长期分析论文 篇1：

服务业FDI对中国经济增长的效应分析

【摘要】采用2007至2014年我国13个服务行业的面板数据，利用固定效应模型和最小二乘法，对服务业外商直接投资的经济增长效应进行实证分析。分析结果表明：总体上，服务业外商直接投资在短期和长期对我国的经济增长具有明显的正向作用；不同行业的外商直接投资对中国经济增长的影响差异较大，教育行业等人力资本密集行业的外商直接投资对我国经济增长具有较强的促进作用，交通运输、仓储和邮政业等劳动力密集型服务行业的外商直接投资会阻碍中国经济的增长。基于实证分析结果，提出以下政策建议：扩大服务业对外开放的领域；调整引入FDI的结构；加强本国的学习能力；优化本国的投资环境。

【关键词】服务业外商直接投资 人力资本 FDI结构

一、引言

国内外关于外商直接投资（FDI）和国际贸易对经济增长的贡献方面文献较多。从国外学者的研究来看，De Gregorio（1992）通过对12个拉美国家的实证研究表明，外商直接投资促进东道国经济增长；Keller（2001），认为FDI会通过知识外溢的形式，通过各种传导机制，对东道国的经济产生正面影响。随着我国经济的发展，对外开放程度的不断扩大以及消费需求的不断上涨，吸引越来越多来自世界各地的外商直接投资，尤其是发达国家的直接投资。根据国家统计局公布的数据显示，从2001年至2014年，我国实际利用外资额总体呈不断上涨趋势，2014年我国实际利用外资额达11970500亿美元。外商投资额的不断扩大引起了许多国内学者对此研究的兴趣。吴中兵、李松华（2012）通过对1999～2010的季度数据实证分析表明，FDI与中国经济增长存在长期稳定的协整关系，Granger检验表明经济增长与FDI之间存在由经济增长到FDI的单向因果关系；费宇、王江（2013）选取了FDI以及影响FDI的八个变量作为解释变量，构建单因素和多因素面板平滑转换模型（PSTR），证明FDI是我国各地区经济增长的充分条件但不是必要条件，FDI对经济的增长是非线性的。

在现有的参考文献中，学者们大多数直接研究FDI、进出口和我国经济增长的关系，从不同行业尤其是服务行业角度研究FDI对经济增长的贡献相对较少，起步较晚。姚战琪（2012）以服务业FDI、服务业增加值和国内生产总值互为相互依存的内生变量构造动态模型，分析相互联系的变量间的互动关系和内在影响机制，Granger因果检验显示，服务业增加值与国内生产总值之间存在双向因果关系，但是服务业FDI与国内生产总值之间不存在双向因果关系，其原因在于我国服务业利用外资质量不高。胡国恒、宋跃刚（2013）选取2001～2009年我国服务行业实际利用外资数额和服务行业的增加值，综合运用固定效应模型和最小二乘法对二者的关系进行分析，结果表明服务业FDI在短期促进了我国服务业的经济增长。本文基于13个服务行业FDI的视角，考察外商对我国服务行业的投资是否在短期和长期促进了我国的经济增长以及影响力度有多大，创新之处在于，1、选取根据中国国家统计局分类的13个FDI行业实际利用外资额，囊括了所有服务行业的FDI，相较于以往文献，数据更为全面；2、除考察服务行业FDI对中国经济增长的贡献，同时观察服务行业FDI的结构问题，对日后引进服务行业FDI具有参考意义。

二、数据说明与模型建立

（一）数据说明

考虑到从2007年起，我国服务行业更大程度地对外开放，统计数据更为全面，本文选取2007至2014年13个服务行业FDI的面板数据进行统计回归。这13个行业分别是L1：交通运输、仓储和邮政业；L2：计算机服务和软件业；L3：批发和零售业；L4：餐饮和住宿业；L5：金融业；L6：房地产业；L7：租赁和商务服务业；L8：科学研究、技术服务和地质勘查业；L9：水利环境和公共设施管理业；L10：居民服务和其他服务业；L11：教育；L12：卫生、社会保障和社会福利业；L13：文化、体育和服务业。本文所有数据来源于中国国家统计局或由其数据整理而得，用2007至2014年第三产业实际增加值（SGDP）来代表经济增长，利用CPI指数剔除通货膨胀的影响；根据中国国家统计局公布的人民币对美元的年平均汇率来转换FDI实际利用金额；统一货币和单位以后，SGDP和各行业FDI的数值单位为亿元。所有检验和回归由Eviews8.0完成。

（二）模型建立和检验

本文借鉴胡国恒、宋跃刚（2013）对于服务业FDI对于中国经济增长效应的模型，将服务业FDI对中国经济的增长分为短期效应和长期效应，分别建立如下模型：

（1）

（2）

其中，SGDP为我国第三产业每年的实际增加值，SFDI是服务行业每年实际利用外资额，i指13个不同的服务行业，t表示时间。基于面板数据的特性和短期以及长期模型Hausman检验的结果，拒绝原假设，选取固定效应模型和广义最小二乘法进行估计。

根据面板数据的特性，本文在回归之前先对2007至2014年SGDP、FDI、FDI（-1）、FDI（-2）四个序列进行数据的平稳性检验，四个序列的数据均通过平稳性检验。

三、实证结果分析

（一）中国服务业FDI对经济增长短期效应分析

利用模型（1）对2007至2014年的面板数据进行回归，得出中国服务业FDI对经济增长短期效应的回归结果，结果如表1所示。从回归数据可以看出，t值显著，P值为零，标准差较小，模型整体上通过检验，拟合程度较好。LOG（SFDI）的系数约为0.3146，说明在短期，FDI的增加会促进我国经济的增长，外商对我国服务行业的投资总量每增加1%，我国第三产业的增加值总量会上升0.3146%，2007年至2014年中国的经济增长，有一部分归功于外商直接投资。从不同行业的角度来看，13个服务行业中共有7个行业的回归系数为负，说明外商对这7个行业的直接投资在短期会抑制我国经济的增长，究其原因，外商对中国服务行业的直接投资可能存在一定程度的“挤出效应”，即外商直接投资挤占了国内的投资机会，其对经济增长的贡献小于挤占本国投资带来的负面影响。在13个服务行业中，有6个行业的FDI与我国经济增长存在正向关系，在不同程度上促进我国的经济增长。这6个行业分别是L4、L9、L10、L11、L12和L13。值得一提的是，促进经济增长的6个外商直接投资行业均为人力资本密集型行业，其中教育行业和卫生、社会保障和社会福利业的系数均大于1，外商对这两个服务行业的直接投资增加1%，第三产业的实际增加值大于1%，这两个行业的FDI对我国经济增长具有较强的促进作用。

表1 中国服务业FDI对经济增长短期效应回归结果

（二）中国服务业FDI对经济增长期效应分析

利用模型（2）对2007至2014年面板数据进行回归，用外商对我国服务行业的直接投资当期、滞后一期和滞后二期作为解释变量，分析外商直接投资对我国经济增长的长期影响，回归结果如表2所示。从模型整体回归效果来看，服务业FDI滞后一期和二期对应的系数大于零，SFDI（-1）和SFDI（-1）的系数约为0.17和0.15，回归结果中t值和P值通过检验，模型拟合程度较好，结果表明服务业FDI在总体上对中国经济增长在长期呈正向促进作用。需要注意的是，FDI滞后一期和二期的系数较小，均小于0.2，说明其对我国经济增长的长期效应较弱。分行业来看，13个服务行业中有7个行业对FDI表现出负向经济增长，其他6个行业的FDI对我国经济增长起到正向的促进作用。和短期的回归结果类似，L11：教育行业、L12：卫生、社会保障和社会福利业的回归系数均大于1，说明FDI对这两个行业经济增长的促进作用较为明显，另外4个服务业FDI能够促进经济增长的服务行业分别是L4、L5、L9和L13，这四个行业系数小于0.1，外商对这四个行业的FDI对我国经济增长的作用相对较小。

表2 中国服务业FDI对经济增长长期效应回归结果

综上回归结果可知，在总体上，中国服务业FDI在长期和短期均促进了中国的经济增长，外商服务业的直接投资对我国经济增长的促进作用在短期较为明显，长期较弱；从不同行业的角度来看，不同行业的FDI对中国经济增长的作用差异较大，有些行业的FDI，比如L1：交通运输、仓储和邮政业、L3：批发和零售业、L6：房地产行业等，在统计回归上不论是短期还是长期都对对中国经济的增长产生了负向的影响，这些行业的共同特点是它们都是劳动力密集型的服务行业，对技术和人力资本水平要求不高。相反，L9：水利、环境和公共设施、L11：教育行业、L12：卫生、社会保障和社会福利业等人力资本密集的行业的FDI对中国经济增长的作用较为显著，在短期和长期均对我国的经济增长产生了正向的影响。此外，一些服务行业的FDI，例如L5：金融业，在短期和长期对我国的经济增长产生了相反的影响。短期金融行业的FDI对我国经济增长的影响系数为负，长期的相关系数为正，说明金融行业的FDI在短期抑制我国经济增长但在长期促进我国经济增长，这和我国金融行业发展相对落后，短期容易受FDI的冲击有关，其在长期带来的高技术和人力资本水平对经济增长的促进作用大于抑制作用。

四、结论与政策建议

本文实证研究结果表明，在总体上，引进服务行业FDI不管是短期还是长期，对我国经济增长都具有促进作用，短期的作用更加明显。基于以上分析结果，提出以下政策建议：一是扩大服务业对外开放的领域。在不同领域和行业积极向高水平国家靠拢，有利于我国服务业的进一步发展。二是调整引进FDI的结构。筛选对我国经济发展作用较大的行业，杜绝盲目引进外资，一味追求FDI的数量。三是加强本国各行业的学习能力。改变人力资本水平低下、发展落后的现状，从根本上提升我国服务行业的发展水平，才能实现我国服务行业的可持续发展。四是优化本国的投资环境。完善我国相关的法律制度，提升外商对未来预期的准确度，更大程度地激发我国社会发展经济活力。

参考文献

[1]De Gregorio，J.Economic growth in Latin America[J].Journal of Development Economics.1992，39，pp.59-83.

[2]周晶，吕德宏.出口、FDI与中国经济增长——基于SVAR模型的研究[J].会计与经济研究.2014（3）：104-112.

[3]胡国恒，宋跃刚.中国服务业FDI的经济增长效应分析[J].商业时代.2013（17）：69-70.

[4]刘年康，汪云桥，陈逢问.FDI流入、对外贸易和经济增长方式转变——基于中国1993～2008年省际面板数据的实证研究[J].经济经纬.2013（6）：49-54.

[5]费宇，王江.FDI对我国各地区经济增长的非线性效应分析[J].统计研究.2013（4）：70-75.

[6]赵文军，于津平.贸易开放、FDI与中国工业经济增长方式——基于30个工业行业数据的实证研究[J].经济研究，2012（8）：18-31.

[7]姚战琪.服务业外商投资与经济增长——基于中国的实证研究[J].财贸经济.2012（6）：89-96.

[8]吴忠兵，李松华.FDI与中国经济增长的实证研究[J].武汉金融.2012（3）：16-17、31.

作者简介：余学颖（1992-），女，汉族，福建建瓯人，福建师范大学国民经济学专业硕士，研究方向：国际贸易与国民经济增长。

作者：余学颖

国民经济短期与长期分析论文 篇2：

产业能源消耗与经济增长之间的关系探究

【摘要】能源是国民经济发展的基础，更是影响经济发展的重要因素，随着我国经济的高速发展，能源问题日渐突出，探究产业能源消耗与经济增长之间的关系，对经济的可持续发展有着重要的指导意义。本文对能源消耗和经济增长的短期和长期关系进行了研究，分别提出了在短期内和长期内二者之间的因果关系。

【关键词】产业 能源消耗 经济增长 关系

进行能源消耗与经济增长之间关系研究的目的是根据经济增长规律建立模型，探究未来在能源条件的约束下，经济的可持续发展情况。国内外对能源消耗与经济增长之间的关系已进行了大量研究，建立起了一系列的二者关系模型，本文通过借鉴国内外的研究成果，从我国经济增长与能源消耗所表现出来的实际情况入手，经过对能源消耗弹性系数的计算和二者间关系的整合分析，建立了短期和长期二者关系的波动方程，以这种波动方程的函数关系来反映能源消耗与经济增长之间的动态关系。

一、能源消耗与经济增长间的短期关系与长期效应

（一）能源消耗与经济增长间短期关系的数据分析

改革开放的几十年来，我国经济得到了前所未有的高速发展，但与此同时，我国的能源消耗也日益严重，综合来看，能源消耗的增长速度还是低于经济增长速度的。能源消耗与经济增长关系在短期内表现出很强的不稳定性，这种不稳定性主要表现在两个方面：一是在某些年份，我国的经济虽然在增长，但能源的消耗总量却出现下降，即能源消耗弹性系数为负值；二是与此相反的是，在另一些年份，比如在2003到2004年，中国经济保持了10.1%和10.2%的增长速度，但能源消耗的增长率达到了相对应的15.3%和16.1%，这种情况下的能源消耗弹性系数分别为1.53和1.59。

從上面两种截然相反的情况可以看出，短期内我国能源消耗弹性系数表现出了很强的波动性，出现这种波动性的原因除了有能源使用效率的变化、能源价格的变化外，还有期间内我国产业结构的变化和生产技术的变化，这是短期内我国能源消耗与经济增长间所表现出的关系，而二者间的长期关系是否稳定，下面将通过具体数据进行整合分析。

（二）能源消耗与经济增长间的长期效应方程

能源消耗与经济增长间的长期效应方程的建立需要对长期内的国内生产总值和能源消耗总量进行总体分析，国内生产总值的采用需要以价格缩减后的数据为准。数学上指出数据的自然对数变化不会改变原来的函数关系，对数的变化可以使二者关系更加线性化，从而消除了时间序列中的异方差现象。经过对我国历年能源消耗和经济增长数据的采集，决定采用ADF检验法，依据SC和AIC准则选取滞后阶，对国内生产总值和能源消耗总量进行自然对数变换，平稳性检测结果表明二者自然对数的一阶差分序列基本上是平稳的，在同阶单整的原则上，采用E-G两步法对二者的自然对数进行协整回归，其中EC是指能源消耗总量，其协整回归方程如下：

lnEC=6.9457578970+0.48942518320×GDP （1）

（43.847330） （29.867360） R2=0.96950

上面的方程式表明GDP和EC存在着协整关系，即二者间长期的关系是均衡稳定的，从期均衡方程（1）可以看出长期能源消耗弹性系数为0.4880。理论上能源消耗和经济增长的长期关系是均衡的，但在现实中二者关系往往会有所出入，所以有必要对误差进行修正，为此得到二者间的短期波动方程如下：

D（lnEC）=0.240×D（lnGDP）+0.730×D（lnEC（-1））-0.10×D（lnGDP（-1））-0.209×ECM（-1） （2）

（1.920） （5.310）

其中R2=0.6460 DW=1.9550，上面方程中的ECM表示误差修正项，其系数为-0.209，D表示一阶差分。

从上面的两个方程式可以看出我国能源消耗和经济增长具有长期的稳定关系，其中短期能源消耗弹性系数为0.240，长期能源消耗弹性系数为0.4880，当短期波动偏离长期协整方程时，理论上将以-0.209的调整力度将短期的非均衡波动调整到长期的均衡状态。

二、能源消耗与经济增长间关系的分析结论

从上面的数据情况和协整方程可以看出，自改革开放以来能源消耗与经济增长总量在长期上还是具有稳定关系的，国民经济对能源有着较高的依赖程度，能源是经济得以增长的必要因素，这种必要性具体表现在以下几个方面。

一是若忽略其它的因素影响，能源消耗总量和经济增长总量之间的关系在长期和短期内是不一致的，GDP的变动对能源消耗的影响在短期内是小于长期内的，GDP对能源的依赖程度也随着经济的增长而逐渐降低。

二是若劳动力投入和生产技术水平不发生改变，能源消耗的偏弹性系数为0.3370，即GDP每上升一个百分点的情况下，能源消耗总量上涨0.3370个百分点。

三是在经济得以增长的因素中，相比较而言，能源的消耗弹性是最低的，能源对经济的增长促进作用还有很大的提升空间，要提升能源对经济的促进作用，需要从提高对能源的使用效率入手，提高能源的使用效率，就是要用最小的能源消耗推动经济最大幅度的增长，这也是我国经济转型过程中首先要克服的一大难关。

三、结束语

综上所述，产业能源消耗与经济增长之间存在短期的波动和长期的稳定关系。能源是国民经济的命脉，要使国民经济得到快速、高效、可持续的发展，就需要充分重视能源消耗与经济增长之间的关系，更要注重科学技术在能源使用中的应用，努力减小经济增长对能源的依赖程度，在中国经济转型的背景下，追求经济的长远发展。

参考文献

[1]王崇梅.中国经济增长与能源消耗脱钩分析[J].中国人口·资源与环境ISTIC PKU CSSCI，2010（3）.

[2]庞家幸，陈兴鹏，王惠榆.甘肃省能源消耗与经济增长的关系研究及能源消耗预测[J].干旱区资源与环境PKU CSSCI，2014（2）.

[3]姚永玲.北京城市发展中的能源消耗影响因素分析[J].中国人口·资源与环境ISTIC PKU CSSCI，2011（7）.

作者简介：裴华（1972-），女，四川泸州人，本科，泸州医学院审计处，研究方向：经济、会计、审计、工程。

作者：裴华

国民经济短期与长期分析论文 篇3：

我国金属矿产资源安全评价

摘要：使用主成分分析法与聚类分析法，运用消费量与产量之比、对外依存度、供应方集中度等评价指标评价了我国金属矿产资源安全。结果显示，我国金属矿产供应的安全程度逐步变低。其原因主要是我国金属矿产资源储量保证程度和国内相对供应能力不断降低，消费量、对外依存度、价格和境外供应集中度不断升高。最后，从建立金属矿产资源储备和利用国内外“两种资源、两个市场”等方面探讨了保障我国金属矿产资源安全的若干措施。

关键词：金属矿产资源；安全；评价

文献标识码：A

一、中国金属矿产资源现状

1　我国金属矿产资源禀赋与特征

我国是世界上开发利用矿产资源历史最为悠久的国家之一，也是世界上矿产资源种类齐全、储量丰富的少数几个国家之一。建国50多年来，矿产地质勘查工作取得了重大成果，现已发现矿产171种，探明储量的矿产有158种，约占世界矿产资源总量的12％，仅次于美国、俄罗斯，居世界第三位，但人均占有量仅相当于世界人均占有量的58％(见图1)，为世界第53位。现有矿产储量中只有60％可开发利用，仅有35％可采出，实际可开发利用的储量明显不足。而我国正处于工业化快速发展阶段，国民经济对矿产资源继续保持旺盛需求，尽管党的“十六大”提出走新型工业化道路，但根据发达国家工业化过程中矿产资源的利用经验，预计未来几十年我国矿产资源开发利用量将依然十分巨大。

我国矿产资源的总体特征。

第一，矿产资源总量丰富、品种齐全、人均占有量少。我国已成为世界上矿产资源总量丰富、矿种比较齐全的少数几个资源大国之一。中国已探明的矿产资源总量较大，约占世界的12％，居世界第3位，但是人均占有量排在世界第53位。

第二，支柱性矿产资源贫矿和难选矿多，部分用量不大的矿产储量较多。我国关系到国计民生的用量较大的重要矿产，如铁、锰、铝、铜、铅、锌、硫、磷等。或贫矿多或难选矿多，开发利用条件较差。我国铁矿石平均品位为33.5％，比世界平均水平低10％以上。铜矿品位Cu>1％的储量只占总量的35％左右，平均品位仅为0.87％。远低于智利、赞比亚等世界主要产铜国的铜矿品位。

第三，中小矿床多、大型特大型矿床少。我国已发现的矿床规模偏小，大型超大型矿床不多。矿床规模大的矿种仅有钨、锡、钼、锑、铅、锌、镍、稀土、菱镁矿、石墨以及北方的煤炭。一些支柱性矿产的矿床规模则以中小型为主，大型、超大型矿床少。至今尚未发现特大型的富铁矿和富铜矿。

第四，共、伴生矿多，单矿种矿少，开发利用难度大。我国80％左右的金属和非金属矿床中都有伴生元素，尤其以铝、铜、铅、锌等有色金属矿床为多。单一型铜矿仅有27％，以共、伴生产出的汞、锑、钼等矿产资源的储量分别占到各自储量的20％－33％。在开发利用的139个矿种中，有87种矿产资源部分或全部来源于共、伴生矿产。这使得我国矿产资源的平均品位较低，例如，我国铁矿石的平均品位为33.5％，比世界平均水平低10多个百分点；锰矿平均品位为22％，与世界商品矿石工业标准48％相差甚远。

2　国内金属矿产资源可供性

据有关部门对45种主要金属矿产的可利用矿区可采储量对2010年经济建设保证程度的论证显示。到2010年，可保证并有部分矿种或其产品可以出口换汇的矿产23种：基本保证但在储量或品种上还存在不足，需要在国内找矿或进口解决的矿产有7种；不能保证，部分需长期进口补缺的矿产有10种；资源短缺，主要靠进口解决的矿产有5种。在这45种矿产中，人均占有量低于世界人均占有量的达27种，对经济建设不能保证或基本保证但存在不足的矿产达22种。在优势矿产中，有相当部分是市场容量不大的非大宗使用的矿产；而不能保证的矿产中，相当部分是经济建设需求量大的支柱性矿产。到2020年形势更加严峻。可保证需求的仅有6种矿产，相当部分矿产的探明储量对经济建设的保证程度偏低(见表1)。

3　金属矿产资源的消费

当前我国矿产资源特别是金属矿产资源供需矛盾突出，资源瓶颈已经成为我国经济社会发展中长期存在的问题和深层次矛盾。近年来，随着经济的迅猛发展，金属矿产资源的需求量也在快速增加(如表2所示)。10年后，中国将成为世界重要固体矿产资源消费第一大国。

二、我国金属矿产资源安全评价指标体系与方法

资源安全保障体系资源安全管理的范畴，包括资源安全政策、资源安全评价、资源安全监测与预警、资源安全应急反应等。由于资源安全所涉及的内容非常复杂，这里仅仅分析我国资源安全的现状趋势以及保障体系的大致框架和现阶段我国资源安全的政策要点。

1　金属矿产资源安全评价指标体系

按照指标性质和资源安全尺度，可以按照其对安全的影响是时效分为市场指标和战略指标两类。

(1)市场指标。价格、对外依存度、年进口量和年消费量的比值、贸易供应方集中度(即生产集中度)、消费集中度、消费增长、市场控制力(含境外资源控制力)、储备量。这类指标对资源安全的影响直接作用于资源国际和国内市场，通常是通过资源的交易量与交易价格的变动显示出起作用的。这类指标的作用显现出其直接性的一面。

(2)战略指标。储量份额、储采比、消费强度、资源量，储量(资源勘查潜力)、勘查投入强度、境外运输

距离。这一类型的指标是通过对国民经济的长期影响来实现的对资源安全的影响的。这类指标短期作用不显著，但它们却是资源安全的基础性指标，决定着资源安全的长期走向。

同时我们也应看到：经济实力较强的国家，在矿产资源安全政策上的余地就很大，它们往往在进口资源与开发本国资源之间进行最优化决策：技术特别是资源开发利用的新技术会对原有资源的依赖性降低。从而提高资源安全程度，因而影响整个资源安全的稳定程度。

此外，还有一类的因素对资源安全也产生一定的影响，如：国际政治经济格局的急剧变动，引发资源供应与消费结构变化，从而影响资源安全。但这类因素相对不稳定性，所引起的变动突然，作用剧烈，影响一国的政治经济整体局面然后逐步转化为的政治经济政策等资源的战略因素。但这类因素可控性差，通常被资源安全评价指标体系与方法归为不可抗力类。因此本研究所设计模型中没有考虑这类因素。以免影响模型的稳定性。但在实际操作中，对于这类因素应当给与足够的重视，需要对国际政治局势予以适当分析，能够判断出其大致对资源安全的影响，并及时调整国内资源相关政策。

2　指标使用范畴

事实上，对金属矿产资源安全的影响，以上的两组指标在战略与市场层面都起一定的作用，只是相对而言，某些指标在战略方面所起作用强，而另一些指标在市场方面表

现活跃。但是，在初期，两个层面的安全值进行运算过程中，都将这些指标纳入，之后经过运算。确定了这些指标的权重之后。最终的安全值评价运算中，再将那些在本层面中作用微小的指标剔除。

为了能够反映目前我国矿产资源的安全状况，本研究收集了我国铁矿石、铜、铝、镍等金属矿产资源的相关综合数据，构建了反映金属矿产资源安全程度的指标体系，筛选后以多元统计理论为基础分别采用了SPSS软件包中的主成分分析法和聚类分析法对1995年--2005年矿产资源安全形势进行了量化分析，在此基础上，尝试建立我国金属矿产资源安全的预警指标。

通过对影响资源安全主要因素的分析，剔除掉一些与其他因素存在较强相互关联的次要因素和偶发的非市场因素(如战争、地缘政治等)。原因在于这些因素有的不能够独立，有的不确定性极强。经过科学筛选，将挑选出的指标进行合并分类可分四个类型，共有12个指标。四个类型分别为：资源类因素、技术类因素、经济类因素和制度类因素。这些因素中有些彼此相关。例如：经济因素与制度供给因素、资源因素与技术因素等具有一定的相关性。

影响资源安全的主要因素有4大类12个指标。

(1)资源因素。储量份额：指某种矿产品的我国储量与世界储量的比值。说明我国资源的自然丰富程度。储采比：某年度矿产品国内储量与产量的比率。说明该种矿产品的开发潜力。储量／资源量：年度资源量与储量的比值，表明资源勘查潜力。

(2)技术因素。勘查投资强度：勘查业投资占财政支出(或行业收入)的比值。表明我国勘查业投资的力度。也是资源安全政策的重要表现。

(3)经济因素。国际市场价格：依据国际市场矿产品年度价格(个别矿种选取有代表性的价格，如铁矿石国际价格采用日本从巴西进口铁矿石的价格)表明资源利用的成本。供应方集中度：即生产集中度，指国际前十位或前5位生产商贸易量占总贸易量的比例，说明世界矿产品贸易决定权的归属。供应方集中度越高，卖方的话语权越强。对外依存度：年进口量和年消费量的比值，揭示该矿产的依赖进口的程度。进口集中度：指进口国别或地区的集中程度，既与生产集中度有关，也与多元化安全政策有关。消费集中度：指前五位消费国的消费占国际贸易总量的比例。消费集中度越高，买方的话语权应越强。消费增长：指国内对该矿产品消费的增长变化率。由于中国需求量及其增长率很大，这一指标对市场供需平衡以及价格都有一定程度的影响。

(4)政策因素。市场控制力(含境外资源控制力)：指矿产品消费国对国际市场价格，供应量的因素的决定权利的大小。(包含对国外资源的投资，以及对矿产品国内供应的影响)。指参与世界资源市场控制和开发的能力。战略储备量：主要指国家战略储备量，包括商业储备能力。运输线路安全：包括境外产品运输的距离、方式及路径安全保障能力。

3　评价方法

研究选取了储量、产量、消费量、进口量、价格、消费强度、供应方集中度和境外运输距离等8个基础数据。在此基础上计算产生9个指标：消费量与产量之比(C)、对外依存度(c2)、供应方集中度(C3)、进口价格(C4)、消费量(c5)、世界储量与我国储量之比(C6)、我国产量与储量之比fC7)、消费强度(cg)和境外运输距离fC9)等为评价指标。以上指标数据值与安全程度成反向相关关系。

评价方法主要采取了主成分分析法与聚类分析法。

(1)主成分分析法。主成分分析法是通过研究指标体系的内在结构关系，将多个指标的问题化为少数指标问题的一种多元统计分析方法。把原来多个指标转化为一个或几个综合指标，并且这些少量的指标能够包含原来多个指标的绝大部分信息(80％以上)，简化统计数据并揭示变量间的关系。

主成分分析法的显著优点在于通过这种方法确定的权重是基于原始数据系统分析而得出的指标之间内在的结构关系的体现，基本不受主观因素的影响，在此基础上进一步筛选出的综合指标之间相互独立。

(2)聚类分析法。聚类分析是一种将性质相近的对象归为一类、将性质差别较大的对象归为不同类从而直接比较各事物之间的性质接近程度的方法。

这种方法的优点在于，可以对大量的数据对象，找出其中性质相近的对象(同时划分出不同性质的对象)，便于分析数据内在的关联。

为了进一步判定我国金属矿产资源的安全级别，采用SPSS软件对指标体系进行0型分层聚类分析。

三、评价结果

经过对1997-2007年十年间我国铁矿石、铜、铝、镍的多指标安全程度变化趋势定量分析表明，我国金属矿产供应的安全程度逐步变低(见表3，表4)。以2002年安全值为基准(数值为D，近十年来，主要金属矿产的不安全程度几乎加剧，普遍的资源不安全程度上升近一倍，个别的矿种资源不安全程度提高一倍以上。从1997年的0.7到0.8提升到2007年的1.3到1.5。最为突出的是金属镍资源的不安全程度从0.7上升为2.7，十年间不安全程度上涨四倍。

对近10年来主要矿产安全程度的聚类分析结果显示：安全程度变化大致划分为2002年前后两个阶段。2002年之前，我国矿产消费增速和消费量还不是很大，进口依存度也不高，世界矿产品市场相对低迷，价格基本延续过去20年来的走低趋势。2002年之后，随着中国等国家资源消费的快速增长，世界金属矿产品市场供需矛盾开始加剧，兼并造成世界金属矿业集中度(垄断程度)不断提高，垄断与供需失衡的共同作用使矿产品价格持续上升。中国矿产对外依存的种类与数量全面攀升。主要矿产保障程度急速降低。这种刚性需求加之保障手段缺位，因而大型垄断矿业公司哄抬价格，攫取高额利润为目的。这一现象构成了我国金属矿产资源供应危机的显著特征。

以铁矿石为例，计算铁矿石的安全度。

以O型聚类分析对H年的铁矿石数据相互关联情况进行分析，采用Maximuln magnitude确定各数据的标准化方法，以Squared Euelidean Distance测算各指标问的相关系数，采用Between-groupLinkage合并两类的结果使所有的两两项对之间的平均距离最小。以下为剔除铁矿石产量指标后的O型聚类。

首先得出各年份问的不相关性矩阵。纵向和横向交叉处为两年的不相关系数。

对近10年来主要金属矿产资源安全程度的聚类分析结果(见表5，图2)显示：安全程度变化大致划分为2002年前后两个阶段。2002年之前，我国金属矿产消费增速和消费量还不是很大，进口依存度也不高。世界矿产品市场相对低迷，价格基本延续过去20年来的走低趋势。2002年之后，随着中国等国家资源消费的快速增长。世界矿产品市场供需矛盾开始加剧，兼并造成世界矿业集中度(垄断程度)不断提高，垄断与供需失衡的共同作用使矿产品价格持续上

升。中国金属矿产对外依存的种类与数量全面攀升，主要矿产保障程度急速降低。这种刚性需求加之保障手段缺位，因而大型垄断矿业公司哄抬价格。攫取高额利润为目的。这一现象构成了我国资源供应危机的显著特征。

四、结论与建议

从上文的分析中，可以得出，1997-2007年间，我国金属矿产资源安全程度在不断下降。分析出现这种现象的背后原因得出：造成资源安全程度下降的主要因素即是储量保证程度和国内相对供应能力不断降低，消费量、对外依存度、价格和境外供应集中度不断升高。

在金属矿产资源需求不断增加、进口依存度不断加大和经济发挥金属矿产资源依存度日益增强情况下，如何提高我国金属矿产资源安全程度直接决定了我国社会及国际的持续发展。结合发达国家的先进经验，我国可以从以下几个方面来保障自己的金属矿产资源安全：首先，建立金属矿产资源储备。金属矿产资源的长期、稳定、安全供应是任何一个国家的政府都必须优先考虑的问题，保障国民经济长期、稳定、安全运行的矿产资源保障系统是一项艰巨的任务。据原地质矿产部分析，我国是下个世纪的矿产品消费大国，到2020年的消费量预计要超过美国，由第三位金属矿产品消费国而成为金属矿产品第一位消费国；矿产品的供应，金属矿产资源的供应一旦出现大问题，经济就会受到极大影响。我国必须居安思危，把矿产资源尤其是金属矿产资源的储备问题放到重要的地位。这是可持续发展战略的要求：是关系到我国第三步战略目标能否实现的问题。因此，当务之急是要从社会主义市场经济的角度、从改革开放的角度、从利用全球资源角度、从可持续发展的角度来认识和研究我国金属矿产资源储备问题：从战略储备的需要、经济安全保障储备的需要和市场安全储备的需要出发建立我国金属矿产资源储备体系和管理体系。其次，实施“走出去”战略，利用国内外“两种资源、两个市场”。在经济全球化的今天，全球矿产资源分布的不均衡，决定了矿产资源配置必须实现国际化，利用全球资源发展自己的国家。随着全球经济一体化进程加快，世界主要发达国家从优化资源配置和保障资源安全出发。积极实施全球资源战略。目前，世界上还有许多矿产资源有待发现，特别是发展中国家，资源的探明程度很低。勘探开发潜力很大。今后15－20年内，世界矿产资源市场将呈现新一轮调整和再分配的格局，这对我国参与世界矿产勘查与开发是一个难得的历史机遇。积极勘查与开发国外资源，有计划、有步骤地走出去，是实现我国经济长期持续发展的需要，也是实现资源自我储备的需要。国家应鼓励能够发挥我国比较优势的对外投资，扩大经济技术合作领域、途径和方式，支持有竞争力的企业跨国经营，到境外开展加工贸易或开发资源，并在信贷、保险等方面给予帮助。

作者：冯进城