陳志芳

［摘要］ 根據(jù)1985—2010年度相關(guān)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析的方法，對(duì)內(nèi)蒙古能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究。結(jié)果表明，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在二階協(xié)整關(guān)系。同時(shí)在協(xié)整分析之后，建立誤差修正模型，并對(duì)“十二五”期間能源消費(fèi)進(jìn)行預(yù)測(cè)。最后，根據(jù)上述分析與預(yù)測(cè)，對(duì)內(nèi)蒙古能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)得出一些結(jié)論和相應(yīng)的建議。

［關(guān)鍵詞］ 能源消耗；GDP；協(xié)整分析；誤差修正模型；預(yù)測(cè)

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 18. 034

［中圖分類號(hào)］F427；F124［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A［文章編號(hào)］1673 - 0194（2012）18- 0062- 03

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。可見(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：

ｔ＝（２０．９０）（１９．５６）

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。

2.3.3 誤差修正模型

誤差修正模型是一種具有特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持的。建立誤差修正模型一般分為兩步，分別區(qū)分?jǐn)?shù)據(jù)長(zhǎng)期特征和短期特征兩個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，即建立長(zhǎng)期關(guān)系模型和建立短期動(dòng)態(tài)模型（誤差修正模型）。將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個(gè)從一般到特殊的檢驗(yàn)過(guò)程中，對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行逐項(xiàng)檢驗(yàn)，不顯著的項(xiàng)逐漸被剔除，直到最適當(dāng)?shù)谋硎痉椒ū徽业綖橹?。值得注意的是，作為解釋變量引入的長(zhǎng)期關(guān)系模型的殘差，代表著在取得長(zhǎng)期均衡的過(guò)程中各時(shí)點(diǎn)上出現(xiàn)“偏誤”的程度，使得第二步可以對(duì)這種偏誤的短期調(diào)整或誤差修正機(jī)制加以估計(jì)。

第一步：在對(duì)能源消費(fèi)（ｌｎＹ）和ＧＤＰ（ｌｎＸ）進(jìn)行簡(jiǎn)單線性回歸，由回歸模型（１）可知，雖然可決系數(shù)為９４％，模型不存在異方差，但模型存在自相關(guān)。由檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系知，能源消費(fèi)（ｌｎＹ）和ＧＤＰ（ｌｎＸ）之間存在二階協(xié)整關(guān)系。因此需要對(duì)ｌｎＹ和ｌｎＸ重新進(jìn)行回歸分析，并加入滯后變量，進(jìn)而建立誤差修正模型。

第二步：從短期來(lái)看，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把上述回歸模型中的誤差項(xiàng)et看做均衡誤差，通過(guò)建立誤差修正模型把能源消費(fèi)的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)。誤差修正模型的結(jié)構(gòu)為：

Δln Y=α+βΔln X+γet-1+εt

對(duì)上式進(jìn)行回歸得到結(jié)果：

Ｔ＝（－０．２５） （２．３８） （－１．３５）

R2=0.21ＤＷ＝１．５１ （３）

該結(jié)果表明，ｌｎＸ的短期變化對(duì)ｌｎＹ有顯著的正的影響，并且ｌｎＹ的實(shí)際值與長(zhǎng)期或均衡值得差距約有１２％得到糾正或清除。從最初回歸來(lái)看，ｌｎＸ對(duì)ｌｎＹ的彈性為０．５８，表明ｌｎＹ和ｌｎＸ之間基本上有一一對(duì)等關(guān)系，并且ｌｎＹ在受到干擾后以相當(dāng)?shù)乃俣日{(diào)整到它的長(zhǎng)期成長(zhǎng)途徑上。

從線性模型（１）中可以看出ｌｎＸ對(duì)ｌｎＹ的長(zhǎng)期彈性系數(shù)為０．５８，從誤差修正模型（３）中可以看出ｌｎＸ對(duì)ｌｎＹ的短期彈性系數(shù)為０．６１，因此，本文認(rèn)為ＧＤＰ增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)的影響程度短期大于長(zhǎng)期。利用模型（３）進(jìn)行預(yù)測(cè)能最大限度地使用短期信息進(jìn)行不斷調(diào)整，進(jìn)而得到長(zhǎng)期預(yù)測(cè)的結(jié)果。

3內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的趨勢(shì)預(yù)測(cè)

從新中國(guó)成立以來(lái)，內(nèi)蒙古的經(jīng)濟(jì)發(fā)生了翻天覆地的變化，特別是改革開(kāi)放以來(lái)，創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)的迅速騰飛。內(nèi)蒙古自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展壯大，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，經(jīng)濟(jì)總量由１９９９年的居全國(guó)第２５位越升到２０１０年的第１５位；人均生產(chǎn)總值升至全國(guó)第５位。截至２０１１年底，內(nèi)蒙古自治區(qū)在國(guó)家西部大開(kāi)發(fā)的前１１年中，從２００２年開(kāi)始連續(xù)１０年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度居全國(guó)第一。這一奇跡被經(jīng)濟(jì)界稱為“內(nèi)蒙古現(xiàn)象”。雖然內(nèi)蒙古近年來(lái)的發(fā)展令人矚目，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中能源、冶金、農(nóng)畜產(chǎn)品比重高，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)大的問(wèn)題早已被熟知。盡管內(nèi)蒙古政府正在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，但其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)預(yù)示著“高增長(zhǎng)”階段還將持續(xù)一段時(shí)間。短期來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度放緩，從２００９年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的１６．９％降為２０１１年的１４．３％。從長(zhǎng)期來(lái)看，由于國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀性和人類對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不懈追求，長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)測(cè)具有一定的可行性和穩(wěn)定性。但遺憾的是，對(duì)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)在理論上和數(shù)理分析上都有待進(jìn)一步探討。

以不變價(jià)格計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（ＧＤＰ）代表了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的實(shí)際發(fā)展情況，是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行長(zhǎng)期預(yù)測(cè)的依據(jù)。根據(jù)線性趨勢(shì)法基本思想，在一定時(shí)期內(nèi)，實(shí)際總產(chǎn)出（ＧＤＰ）是按照一個(gè)穩(wěn)定的速度增長(zhǎng)的，可以利用復(fù)利增長(zhǎng)模型擬合，即

ｙｔ＝ｙ０×（１＋ｒ）ｔ （４）

其中ｒ表示年增長(zhǎng)率。

２０１０年和２０１１年，內(nèi)蒙古的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度分別為１４．９％和１４．３％?！笆濉眻?bào)告中提出內(nèi)蒙古的發(fā)展目標(biāo)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度年均增長(zhǎng)速度保持在１２％以上，預(yù)計(jì)到２０１５年地區(qū)生產(chǎn)總值達(dá)到２０ ５４０億元，社會(huì)商品零售總額達(dá)到７ ６３０億元，單位地區(qū)生產(chǎn)總值能源消耗降低１５％。根據(jù)《２０１１年內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》，知２０１０年內(nèi)蒙古ＧＤＰ值為１１ ６７２億元，利用公式（４）計(jì)算的２０１１-２０１５年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為表2。

由于模型（１）和（２）都是以實(shí)際ＧＤＰ計(jì)算為依據(jù)的，而上表給出的是名義ＧＤＰ的值。因此，不能直接利用上述數(shù)據(jù)對(duì)能源消費(fèi)進(jìn)行預(yù)測(cè)。為此，對(duì)上述數(shù)據(jù)同樣以１９８５年不變價(jià)格計(jì)算實(shí)際ＧＤＰ作為預(yù)測(cè)值數(shù)據(jù)，利用模型（３）進(jìn)行預(yù)測(cè)，具體結(jié)果由表（３）給出。

4結(jié)論與建議

本文應(yīng)用協(xié)整分析方法研究了１９８５年到２０１０年內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系并對(duì)“十二五”期間國(guó)民生產(chǎn)總值和能源消費(fèi)進(jìn)行預(yù)測(cè)，得出如下結(jié)論并給出一些建議。

上述分析說(shuō)明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間存在著二階協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的存在證明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并沒(méi)有隨時(shí)間而發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。ＧＤＰ增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)的影響程度短期要大于長(zhǎng)期。用模型（３）進(jìn)行預(yù)測(cè)能最大限度地使用短期信息進(jìn)行不斷調(diào)整，進(jìn)而得到長(zhǎng)期預(yù)測(cè)的結(jié)果。盡管能源消費(fèi)有時(shí)會(huì)偏離均衡，但是經(jīng)濟(jì)自身的力量將會(huì)使其重新回到均衡狀態(tài)，也就是無(wú)論在短期它如何變化，長(zhǎng)期內(nèi)仍將趨于均衡。

到２０１５年底，內(nèi)蒙古自治區(qū)能源消費(fèi)預(yù)計(jì)為２．４８億噸標(biāo)準(zhǔn)煤。而國(guó)民生產(chǎn)總值是影響能源消費(fèi)的主要因素，要降低對(duì)能源的需求量，一方面要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，降低工業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)在所占的比重，另一方面要加大對(duì)科研的投入力度。內(nèi)蒙古地區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)在于資源方面，其能源產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)正好與我國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)相契合，這成為內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿Α?nèi)蒙古屬于典型的“能源拉動(dòng)型增長(zhǎng)”，這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是以高耗能為主的粗放型增長(zhǎng)模式，是以消耗大量能源與原材料基礎(chǔ)上取得的。要實(shí)現(xiàn)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，不僅要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐、調(diào)整能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)建循環(huán)經(jīng)濟(jì)模式，而且還有完善節(jié)能管理體制，加強(qiáng)監(jiān)管力度。發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，走集約之路。

進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，降低能源消耗。依靠科技，大力開(kāi)發(fā)、推廣和應(yīng)用先進(jìn)適用的節(jié)能降耗新技術(shù)、新產(chǎn)品、新設(shè)備，加強(qiáng)資源節(jié)約技術(shù)的孵化和培育，加強(qiáng)標(biāo)準(zhǔn)計(jì)量管理，提升循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的技術(shù)水平。積極與科研院所和各大高校合作，提高產(chǎn)品的科技含量；提高職工素質(zhì)，降低能耗，增加效益。加強(qiáng)生產(chǎn)管理，推進(jìn)清潔生產(chǎn)。清潔生產(chǎn)是今后企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的重要內(nèi)容。

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