1 引 言
能源是人類活動的物質基礎。在某種意義上講，人類社會的發展離不開優質能源的出現和先進能源技術的使用。在當今世界，能源的發展、能源和環境，是全世界、全人類共同關心的問題，也是我國社會經濟發展的重要問題。隨著工業化進程的深入，能源的大量使用成為經濟增長的推動力量。可見，經濟增長與能源消費之間形成一定的互動關系。能源是經濟增長的原動力，經濟增長又拉動能源消費。能源消費分兩部分：一部分是由生產技術水平所決定的能源消費，一般這部分能源消費與經濟增長的關系在短期之內不會發生明顯變化；另一部分是由管理水平、市場環境、產業結構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，引起能源消費與經濟增長關系不穩定。
內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。其中煤炭產能居國內前列。依托自身的資源優勢，同時占有臨近東北老工業基地及華北京津經濟發達的區位優勢。最近幾年資源轉化的飛快發展支持了周邊地區快速的經濟發展，同時也實現了內蒙古資源優勢向經濟優勢的轉變。經過多年的開發建設，自治區建立起了煤炭開發、電力生產、天然氣資源開發和利用為主體的能源經濟體系。
本文擬從定量分析內蒙古的能源消費和經濟增長入手，建立計量經濟模型，運用回歸分析和協整分析方法，分析１９８５－２０１０年內蒙古能源消費與地區ＧＤＰ 增長的關系。通過對經濟增長的預測結果間接估計能源消費總量變動趨勢。
2 能源消費與經濟增長的協整分析
從國內外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用ＧＤＰ數據代表經濟發展，用能源消費總量數據代表能源消費，選用經濟計量模型展開研究。
2.1 數據來源與處理
本文的分析數據來源于《２０１１年內蒙古統計年鑒》，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 年間中國國內物價變化很大，造成名義ＧＤＰ與實際ＧＤＰ 數值之間出現較大差異。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，因此在研究經濟增長與能源消費關系時，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作為經濟發展變量進行實證分析。
2.2 簡單回歸分析
為了深入分析內蒙古能源消費與ＧＤＰ之間的關系，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分析。為消除數據間的較大變動，對數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。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，ｌｎＸ表示實際ＧＤＰ值Ｘ取對數。以此利用Ｅｖｉｅｗｓ ６．０進行一元線性回歸，得到如下回歸結果：
ｔ＝（２０．９０）（１９．５６）
R2=0.94 ＤＷ＝０．１６７ （１）
在回歸方程中，括號內表示系數估計的ｔ統計量。從回歸的結果來看，回歸方程和系數都表現出高度顯著。利用Ｗｈｉｔｅ檢驗統計量nR2對上述回歸結果的殘差進行檢驗，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。很明顯，用簡單線性回歸分析不能有效解釋能源消費和ＧＤＰ 之間的關系。
2.3 協整分析
2.3.1 單位根檢驗
平穩性檢驗是檢驗時間序列數據的波動是否平穩。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，檢驗結果見表１。
從表１中可以看出，ｌｎＹ和ｌｎＸ，ＤｌｎＹ和ＤｌｎＸ的ＡＤＦ統計量的值均大于１％～１０％水平所以的臨界值，無法拒絕原假設，即認為均為非平穩序列。ｌｎＹ和ｌｎＸ的二階差分ＤＤｌｎＹ和ＤＤｌｎＸ的ＡＤＦ統計量在１％的顯著性水平下拒絕原假設，即認為它們是平穩序列。因此，檢驗結果表明ｌｎＹ和ｌｎＸ的二階差分變量都是二階單整序列I（２）。
2.3.2 協整檢驗
對于兩個經濟變量，有時雖然它們各自有各自的長期波動規律，但如果它們之間存在著一個長期穩定的比例關系，則它們是協整的。如果兩組非平穩時間序列不存在協整關系，則根據它們構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整關系進行檢驗。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，回歸結果如下：
第二步，檢驗殘差序列｛μt｝是否為平穩時間序列。利用單位根中ＡＤＦ檢驗，通過分析發現，滯后一階，含有常數項和截距項的模型最合適。經計算，檢驗統計量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｝為平穩時間序列。也就是說，ｌｎＹ與ｌｎＸ具有二階協整關系，所以可以建立動態回歸模型準確地擬合它們之間的互動關系。
