1 引 言
能源是人類活動的物質(zhì)基礎(chǔ)。在某種意義上講，人類社會的發(fā)展離不開優(yōu)質(zhì)能源的出現(xiàn)和先進能源技術(shù)的使用。在當今世界，能源的發(fā)展、能源和環(huán)境，是全世界、全人類共同關(guān)心的問題，也是我國社會經(jīng)濟發(fā)展的重要問題。隨著工業(yè)化進程的深入，能源的大量使用成為經(jīng)濟增長的推動力量?？梢姡?jīng)濟增長與能源消費之間形成一定的互動關(guān)系。能源是經(jīng)濟增長的原動力，經(jīng)濟增長又拉動能源消費。能源消費分兩部分：一部分是由生產(chǎn)技術(shù)水平所決定的能源消費，一般這部分能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系在短期之內(nèi)不會發(fā)生明顯變化；另一部分是由管理水平、市場環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素決定的能源消費水平，即體制性因素決定的能源消費水平。這部分消費可變性較大，引起能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系不穩(wěn)定。
內(nèi)蒙古是我國的能源大省，蘊含豐富的煤炭、天然氣、風能以及稀土資源。其中煤炭產(chǎn)能居國內(nèi)前列。依托自身的資源優(yōu)勢，同時占有臨近東北老工業(yè)基地及華北京津經(jīng)濟發(fā)達的區(qū)位優(yōu)勢。最近幾年資源轉(zhuǎn)化的飛快發(fā)展支持了周邊地區(qū)快速的經(jīng)濟發(fā)展，同時也實現(xiàn)了內(nèi)蒙古資源優(yōu)勢向經(jīng)濟優(yōu)勢的轉(zhuǎn)變。經(jīng)過多年的開發(fā)建設，自治區(qū)建立起了煤炭開發(fā)、電力生產(chǎn)、天然氣資源開發(fā)和利用為主體的能源經(jīng)濟體系。
本文擬從定量分析內(nèi)蒙古的能源消費和經(jīng)濟增長入手，建立計量經(jīng)濟模型，運用回歸分析和協(xié)整分析方法，分析１９８５－２０１０年內(nèi)蒙古能源消費與地區(qū)ＧＤＰ 增長的關(guān)系。通過對經(jīng)濟增長的預測結(jié)果間接估計能源消費總量變動趨勢。
2 能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析
從國內(nèi)外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用ＧＤＰ數(shù)據(jù)代表經(jīng)濟發(fā)展，用能源消費總量數(shù)據(jù)代表能源消費，選用經(jīng)濟計量模型展開研究。
2.1 數(shù)據(jù)來源與處理
本文的分析數(shù)據(jù)來源于《２０１１年內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》，其中能源消費總量以萬噸標準煤為單位，ＧＤＰ 以億元為單位。１９８５-２０１０ 年間中國國內(nèi)物價變化很大，造成名義ＧＤＰ與實際ＧＤＰ 數(shù)值之間出現(xiàn)較大差異。由于能源消費總量是以萬噸標準煤為單位，不包含價格變動的影響，因此在研究經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系時，應該選取扣除價格變動影響后的實際ＧＤＰ。本文以１９８５年不變價格計算的實際ＧＤＰ，用此實際ＧＤＰ作為經(jīng)濟發(fā)展變量進行實證分析。
2.2 簡單回歸分析
為了深入分析內(nèi)蒙古能源消費與ＧＤＰ之間的關(guān)系，我們知道，ＧＤＰ的增加與導致能源消費的增加，首先對兩者進行簡單相關(guān)分析。為消除數(shù)據(jù)間的較大變動，對數(shù)變化后能減少多重共線性和異方差對模型的影響，因此對兩變量取對數(shù)。用Ｙ表示能源消費，Ｘ表示實際ＧＤＰ，ｌｎＹ表示對能源消費Ｙ取對數(shù)，ｌｎＸ表示實際ＧＤＰ值Ｘ取對數(shù)。以此利用Ｅｖｉｅｗｓ ６．０進行一元線性回歸，得到如下回歸結(jié)果：
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R2=0.94 ＤＷ＝０．１６７ （１）
在回歸方程中，括號內(nèi)表示系數(shù)估計的ｔ統(tǒng)計量。從回歸的結(jié)果來看，回歸方程和系數(shù)都表現(xiàn)出高度顯著。利用Ｗｈｉｔｅ檢驗統(tǒng)計量nR2對上述回歸結(jié)果的殘差進行檢驗，得到nR2＝１．９３，說明在１％的顯著性水平下不能否定原假設，即認為隨機項中不存在異方差。但ＤＷ值為０．１６７，小于dL=1.302，說明殘差序列存在正自相關(guān)。很明顯，用簡單線性回歸分析不能有效解釋能源消費和ＧＤＰ 之間的關(guān)系。
2.3 協(xié)整分析
2.3.1 單位根檢驗
平穩(wěn)性檢驗是檢驗時間序列數(shù)據(jù)的波動是否平穩(wěn)。分別對變量ｌｎＹ、ｌｎＸ 的水平值及其一階差分序列和二階差分序列進行ＡＤＦ檢驗，檢驗結(jié)果見表１。
從表１中可以看出，ｌｎＹ和ｌｎＸ，ＤｌｎＹ和ＤｌｎＸ的ＡＤＦ統(tǒng)計量的值均大于１％～１０％水平所以的臨界值，無法拒絕原假設，即認為均為非平穩(wěn)序列。ｌｎＹ和ｌｎＸ的二階差分ＤＤｌｎＹ和ＤＤｌｎＸ的ＡＤＦ統(tǒng)計量在１％的顯著性水平下拒絕原假設，即認為它們是平穩(wěn)序列。因此，檢驗結(jié)果表明ｌｎＹ和ｌｎＸ的二階差分變量都是二階單整序列I（２）。
2.3.2 協(xié)整檢驗
對于兩個經(jīng)濟變量，有時雖然它們各自有各自的長期波動規(guī)律，但如果它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，則它們是協(xié)整的。如果兩組非平穩(wěn)時間序列不存在協(xié)整關(guān)系，則根據(jù)它們構(gòu)造出來的回歸模型就可能是偽回歸的。由于變量ｌｎＹ和ｌｎＸ是二階單整序列，因此應該對其是否存在協(xié)整關(guān)系進行檢驗。本文選用ＥＧ兩步檢驗法對二者進行檢驗。
第一步，建立ＤＤｌｎＹ作為被解釋變量，ＤＤｌｎＸ作為解釋變量的一元線性回歸方程，回歸結(jié)果如下：
第二步，檢驗殘差序列｛μt｝是否為平穩(wěn)時間序列。利用單位根中ＡＤＦ檢驗，通過分析發(fā)現(xiàn)，滯后一階，含有常數(shù)項和截距項的模型最合適。經(jīng)計算，檢驗統(tǒng)計量ＡＤＦ值為－１０．１，１％的顯著性水平下的臨界值為－４．４１。因此認為序列｛μt｝為平穩(wěn)時間序列。也就是說，ｌｎＹ與ｌｎＸ具有二階協(xié)整關(guān)系，所以可以建立動態(tài)回歸模型準確地擬合它們之間的互動關(guān)系。
