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，對內(nèi)蒙古能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究。結(jié)果表明，能源消費與經(jīng)濟增長之間存在二階協(xié)整關(guān)系。同時在協(xié)整分析之后，建立誤差修正模型，并對“十二五”期間能源消費進行預(yù)測。最后，根據(jù)上述分析與預(yù)測，對內(nèi)蒙古能源消費與經(jīng)濟增長得出一些結(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

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

［中圖分類號］F427；F124［文獻標識碼］A［文章編號］1673 - 0194（2012）18- 0062- 03

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(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。可見，經(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(fēng)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(shè)，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(yù)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(yīng)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(dǎo)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：

ｔ＝（２０．９０）（１９．５６）

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(shè)，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(shè)，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(shè)，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(yīng)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。

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量經(jīng)濟模型。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期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種長期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(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)分數(shù)據(jù)長期特征和短期特征兩個計量經(jīng)濟模型，即建立長期關(guān)系模型和建立短期動態(tài)模型（誤差修正模型）。將長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的檢驗過程中，對短期動態(tài)關(guān)系進行逐項檢驗，不顯著的項逐漸被剔除，直到最適當(dāng)?shù)谋硎痉椒ū徽业綖橹埂Ｖ档米⒁獾氖?，作為解釋變量引入的長期關(guān)系模型的殘差，代表著在取得長期均衡的過程中各時點上出現(xiàn)“偏誤”的程度，使得第二步可以對這種偏誤的短期調(diào)整或誤差修正機制加以估計。

第一步：在對能源消費（ｌｎＹ）和ＧＤＰ（ｌｎＸ）進行簡單線性回歸，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)。由檢驗協(xié)整關(guān)系知，能源消費（ｌｎＹ）和ＧＤＰ（ｌｎＸ）之間存在二階協(xié)整關(guān)系。因此需要對ｌｎＹ和ｌｎＸ重新進行回歸分析，并加入滯后變量，進而建立誤差修正模型。

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

Δln Y=α+βΔln X+γet-1+εt

對上式進行回歸得到結(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ｌｎＹ有顯著的正的影響，并且ｌｎＹ的實際值與長期或均衡值得差距約有１２％得到糾正或清除。從最初回歸來看，ｌｎＸ對ｌｎＹ的彈性為０．５８，表明ｌｎＹ和ｌｎＸ之間基本上有一一對等關(guān)系，并且ｌｎＹ在受到干擾后以相當(dāng)?shù)乃俣日{(diào)整到它的長期成長途徑上。

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

3內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長與能源消費的趨勢預(yù)測

從新中國成立以來，內(nèi)蒙古的經(jīng)濟發(fā)生了翻天覆地的變化，特別是改革開放以來，創(chuàng)造了經(jīng)濟的迅速騰飛。內(nèi)蒙古自治區(qū)的經(jīng)濟迅速發(fā)展壯大，統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，經(jīng)濟總量由１９９９年的居全國第２５位越升到２０１０年的第１５位；人均生產(chǎn)總值升至全國第５位。截至２０１１年底，內(nèi)蒙古自治區(qū)在國家西部大開發(fā)的前１１年中，從２００２年開始連續(xù)１０年經(jīng)濟增長速度居全國第一。這一奇跡被經(jīng)濟界稱為“內(nèi)蒙古現(xiàn)象”。雖然內(nèi)蒙古近年來的發(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，市場風(fēng)險大的問題早已被熟知。盡管內(nèi)蒙古政府正在進行產(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”階段還將持續(xù)一段時間。短期來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整使得經(jīng)濟增長的速度放緩，從２００９年經(jīng)濟增長速度的１６．９％降為２０１１年的１４．３％。從長期來看，由于國民經(jīng)濟發(fā)展的客觀性和人類對經(jīng)濟增長的不懈追求，長期經(jīng)濟增長預(yù)測具有一定的可行性和穩(wěn)定性。但遺憾的是，對經(jīng)濟長期增長在理論上和數(shù)理分析上都有待進一步探討。

以不變價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值（ＧＤＰ）代表了國民經(jīng)濟的實際發(fā)展情況，是對經(jīng)濟增長進行長期預(yù)測的依據(jù)。根據(jù)線性趨勢法基本思想，在一定時期內(nèi)，實際總產(chǎn)出（ＧＤＰ）是按照一個穩(wěn)定的速度增長的，可以利用復(fù)利增長模型擬合，即

ｙｔ＝ｙ０×（１＋ｒ）ｔ （４）

其中ｒ表示年增長率。

２０１０年和２０１１年，內(nèi)蒙古的經(jīng)濟增長速度分別為１４．９％和１４．３％?！笆濉眻蟾嬷刑岢鰞?nèi)蒙古的發(fā)展目標，經(jīng)濟增長速度年均增長速度保持在１２％以上，預(yù)計到２０１５年地區(qū)生產(chǎn)總值達到２０ ５４０億元，社會商品零售總額達到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)計年鑒》，知２０１０年內(nèi)蒙古ＧＤＰ值為１１ ６７２億元，利用公式（４）計算的２０１１-２０１５年的國內(nèi)生產(chǎn)總值為表2。

由于模型（１）和（２）都是以實際ＧＤＰ計算為依據(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)對能源消費進行預(yù)測。為此，對上述數(shù)據(jù)同樣以１９８５年不變價格計算實際ＧＤＰ作為預(yù)測值數(shù)據(jù)，利用模型（３）進行預(yù)測，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)濟增長與能源消費之間的關(guān)系并對“十二五”期間國民生產(chǎn)總值和能源消費進行預(yù)測，得出如下結(jié)論并給出一些建議。

上述分析說明，經(jīng)濟增長與能源消費之間存在著二階協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的存在證明了經(jīng)濟增長與能源消費之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并沒有隨時間而發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。ＧＤＰ增長對能源消費總量增長的影響程度短期要大于長期。用模型（３）進行預(yù)測能最大限度地使用短期信息進行不斷調(diào)整，進而得到長期預(yù)測的結(jié)果。盡管能源消費有時會偏離均衡，但是經(jīng)濟自身的力量將會使其重新回到均衡狀態(tài)，也就是無論在短期它如何變化，長期內(nèi)仍將趨于均衡。

到２０１５年底，內(nèi)蒙古自治區(qū)能源消費預(yù)計為２．４８億噸標準煤。而國民生產(chǎn)總值是影響能源消費的主要因素，要降低對能源的需求量，一方面要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，降低工業(yè)在國民經(jīng)濟在所占的比重，另一方面要加大對科研的投入力度。內(nèi)蒙古地區(qū)的比較優(yōu)勢在于資源方面，其能源產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢正好與我國的產(chǎn)業(yè)升級相契合，這成為內(nèi)蒙古經(jīng)濟快速增長的重要動力。內(nèi)蒙古屬于典型的“能源拉動型增長”，這種經(jīng)濟增長是以高耗能為主的粗放型增長模式，是以消耗大量能源與原材料基礎(chǔ)上取得的。要實現(xiàn)內(nèi)蒙古經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，不僅要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐、調(diào)整能源消費結(jié)構(gòu)、創(chuàng)建循環(huán)經(jīng)濟模式，而且還有完善節(jié)能管理體制，加強監(jiān)管力度。發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，走集約之路。

進行技術(shù)創(chuàng)新，降低能源消耗。依靠科技，大力開發(fā)、推廣和應(yīng)用先進適用的節(jié)能降耗新技術(shù)、新產(chǎn)品、新設(shè)備，加強資源節(jié)約技術(shù)的孵化和培育，加強標準計量管理，提升循環(huán)經(jīng)濟發(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。加強生產(chǎn)管理，推進清潔生產(chǎn)。清潔生產(chǎn)是今后企業(yè)生產(chǎn)活動的重要內(nèi)容。

主要參考文獻

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