1 引 言
能源是人類活動(dòng)的物質(zhì)基礎(chǔ)。在某種意義上講，人類社會(huì)的發(fā)展離不開(kāi)優(yōu)質(zhì)能源的出現(xiàn)和先進(jìn)能源技術(shù)的使用。在當(dāng)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(wèn)題，也是我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要問(wèn)題。隨著工業(yè)化進(jìn)程的深入，能源的大量使用成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)力量?？梢?jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間形成一定的互動(dòng)關(guān)系。能源是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原動(dòng)力，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又拉動(dòng)能源消費(fèi)。能源消費(fèi)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(fèi)，一般這部分能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系在短期之內(nèi)不會(huì)發(fā)生明顯變化；另一部分是由管理水平、市場(chǎng)環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素決定的能源消費(fèi)水平，即體制性因素決定的能源消費(fèi)水平。這部分消費(fèi)可變性較大，引起能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不穩(wěn)定。
內(nèi)蒙古是我國(guó)的能源大省，蘊(yùn)含豐富的煤炭、天然氣、風(fēng)能以及稀土資源。其中煤炭產(chǎn)能居國(guó)內(nèi)前列。依托自身的資源優(yōu)勢(shì)，同時(shí)占有臨近東北老工業(yè)基地及華北京津經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)。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(jì)發(fā)展，同時(shí)也實(shí)現(xiàn)了內(nèi)蒙古資源優(yōu)勢(shì)向經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)的轉(zhuǎn)變。經(jīng)過(guò)多年的開(kāi)發(fā)建設(shè)，自治區(qū)建立起了煤炭開(kāi)發(fā)、電力生產(chǎn)、天然氣資源開(kāi)發(fā)和利用為主體的能源經(jīng)濟(jì)體系。
本文擬從定量分析內(nèi)蒙古的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)入手，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)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(fèi)與地區(qū)ＧＤＰ 增長(zhǎng)的關(guān)系。通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)結(jié)果間接估計(jì)能源消費(fèi)總量變動(dòng)趨勢(shì)。
2 能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析
從國(guó)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(jì)發(fā)展，用能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)代表能源消費(fèi)，選用經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型展開(kāi)研究。
2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理
本文的分析數(shù)據(jù)來(lái)源于《２０１１年內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中能源消費(fèi)總量以萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤為單位，ＧＤＰ 以億元為單位。１９８５-２０１０ 年間中國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)變化很大，造成名義ＧＤＰ與實(shí)際ＧＤＰ 數(shù)值之間出現(xiàn)較大差異。由于能源消費(fèi)總量是以萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤為單位，不包含價(jià)格變動(dòng)的影響，因此在研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)關(guān)系時(shí)，應(yīng)該選取扣除價(jià)格變動(dòng)影響后的實(shí)際ＧＤＰ。本文以１９８５年不變價(jià)格計(jì)算的實(shí)際ＧＤＰ，用此實(shí)際ＧＤＰ作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量進(jìn)行實(shí)證分析。
2.2 簡(jiǎn)單回歸分析
為了深入分析內(nèi)蒙古能源消費(fèi)與ＧＤＰ之間的關(guān)系，我們知道，ＧＤＰ的增加與導(dǎo)致能源消費(fèi)的增加，首先對(duì)兩者進(jìn)行簡(jiǎn)單相關(guān)分析。為消除數(shù)據(jù)間的較大變動(dòng)，對(duì)數(shù)變化后能減少多重共線性和異方差對(duì)模型的影響，因此對(duì)兩變量取對(duì)數(shù)。用Ｙ表示能源消費(fèi)，Ｘ表示實(shí)際ＧＤＰ，ｌｎＹ表示對(duì)能源消費(fèi)Ｙ取對(duì)數(shù)，ｌｎＸ表示實(shí)際ＧＤＰ值Ｘ取對(duì)數(shù)。以此利用Ｅｖｉｅｗｓ ６．０進(jìn)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(hào)內(nèi)表示系數(shù)估計(jì)的ｔ統(tǒng)計(jì)量。從回歸的結(jié)果來(lái)看，回歸方程和系數(shù)都表現(xiàn)出高度顯著。利用Ｗｈｉｔｅ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量nR2對(duì)上述回歸結(jié)果的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，得到nR2＝１．９３，說(shuō)明在１％的顯著性水平下不能否定原假設(shè)，即認(rèn)為隨機(jī)項(xiàng)中不存在異方差。但ＤＷ值為０．１６７，小于dL=1.302，說(shuō)明殘差序列存在正自相關(guān)。很明顯，用簡(jiǎn)單線性回歸分析不能有效解釋能源消費(fèi)和ＧＤＰ 之間的關(guān)系。
2.3 協(xié)整分析
2.3.1 單位根檢驗(yàn)
平穩(wěn)性檢驗(yàn)是檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的波動(dòng)是否平穩(wěn)。分別對(duì)變量ｌｎＹ、ｌｎＸ 的水平值及其一階差分序列和二階差分序列進(jìn)行ＡＤＦ檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表１。
從表１中可以看出，ｌｎＹ和ｌｎＸ，ＤｌｎＹ和ＤｌｎＸ的ＡＤＦ統(tǒng)計(jì)量的值均大于１％～１０％水平所以的臨界值，無(wú)法拒絕原假設(shè)，即認(rèn)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(jì)量在１％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為它們是平穩(wěn)序列。因此，檢驗(yàn)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(yàn)
對(duì)于兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量，有時(shí)雖然它們各自有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但如果它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)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(shí)間序列不存在協(xié)整關(guān)系，則根據(jù)它們構(gòu)造出來(lái)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(yīng)該對(duì)其是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。本文選用ＥＧ兩步檢驗(yàn)法對(duì)二者進(jìn)行檢驗(yàn)。
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(yàn)殘差序列｛μt｝是否為平穩(wěn)時(shí)間序列。利用單位根中ＡＤＦ檢驗(yàn)，通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)，滯后一階，含有常數(shù)項(xiàng)和截距項(xiàng)的模型最合適。經(jīng)計(jì)算，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量ＡＤＦ值為－１０．１，１％的顯著性水平下的臨界值為－４．４１。因此認(rèn)為序列｛μt｝為平穩(wěn)時(shí)間序列。也就是說(shuō)，ｌｎＹ與ｌｎＸ具有二階協(xié)整關(guān)系，所以可以建立動(dòng)態(tài)回歸模型準(zhǔn)確地?cái)M合它們之間的互動(dòng)關(guān)系。
