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能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系研究論文
能源消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間關(guān)系問題，是世界各國研究的熱點(diǎn)問題之一。鑒于此，本文旨在運(yùn)用采集的數(shù)據(jù)利用EVIEWS軟件對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，并加以修正，實(shí)現(xiàn)對(duì)能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的實(shí)證分析。最后，會(huì)對(duì)所得的分析結(jié)果作了經(jīng)濟(jì)意義的分析，并相應(yīng)提出一些政策建議。
一、問題的提出
中國是個(gè)發(fā)展中國家。我國的經(jīng)濟(jì)增長依靠能源的消費(fèi)，而我國的石油、天然氣資源不是十分的充足，根據(jù)有關(guān)資料顯示：中國人均能源資源占有量遠(yuǎn)比世界平均水平值要低。我國人均石油、天然氣可采儲(chǔ)備量分別為世界水平值得10%和5%。從環(huán)境污染角度看，我國在節(jié)能減排工作上面面臨著新的問題挑戰(zhàn)。資源和能源消耗大，利用率低導(dǎo)致我國環(huán)境污染嚴(yán)重已成為不爭的事實(shí)。
那么能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長在數(shù)值上有什么關(guān)系?本文收集了1980年至2007年的時(shí)間數(shù)據(jù)，并加以實(shí)證分析。
二、模型設(shè)定
我們所用的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》 所設(shè)模型的樣本容量為27個(gè)。分別以能源消費(fèi)總量(Y)作為因變量，能源生產(chǎn)總量(X1)、全國生活能源消費(fèi)總量(X2)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(X3)和工業(yè)能源消費(fèi)總量(X4)為因變量。在EVIEWS軟件中輸入數(shù)據(jù)，觀察散點(diǎn)圖發(fā)現(xiàn)存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，故此選擇建立線性模型。計(jì)量模型可以設(shè)定為
三、模型檢驗(yàn)
假設(shè)模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)u滿足古典假定，運(yùn)用OLS方法估計(jì)模型的參數(shù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews得結(jié)果：
t= (-0.708675) (5.163553) (0.516422) (3.689293) (6.063122)
=0.999297 =0.999175 F=8176.418 DW=1.376476
1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)
由回歸估計(jì)結(jié)果可以看出，能源生產(chǎn)總量、全國生活能源消費(fèi)總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費(fèi)總量四個(gè)解釋變量前的系數(shù)為正值，即與能源消費(fèi)總量呈線性正相關(guān)，與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義理論相符。
2、統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)
從估計(jì)的結(jié)果可以看出，可決系數(shù)R2=0.999297，F(xiàn)=8176.418，認(rèn)為模型的擬合程度可以接受。系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：給定 α=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=23時(shí)的臨界值2.069，、、的t值大于臨界值，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，表明能源生產(chǎn)總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費(fèi)總量對(duì)能源消費(fèi)總量有顯著性影響;僅有的t值小于臨界值2.069，所以接受原假設(shè)，表明全國生活能源消費(fèi)總量對(duì)能源消費(fèi)總量影響不顯著。
3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)
(1)多重共線性檢驗(yàn)
�、賹�(duì)各解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)
由上表可看出，模型整體上線性回歸擬合較好，R2 與F值較顯著，而解釋變量的t檢驗(yàn)不顯著，則說明該模型可能存在多重共線性。利用EVIEWS軟件得到各變量間相關(guān)系數(shù)矩陣表可以看出各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，所以解釋變量之間存在多重共線性。
�、谛拚嘀毓簿�性
1、用EVIEWS分別對(duì)Y與各解釋變量、、、做最小二乘回歸最后發(fā)現(xiàn)的方程最大，所以以為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。
經(jīng)比較，新加入x4的方程=0.998541，改進(jìn)最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，但是x2的符號(hào)不合理，選擇保留x4，再加入其他新變量逐步回歸。
在X1、X4的基礎(chǔ)上加入X2后的方程明顯增大，但是X2的t檢驗(yàn)不通過，因其為負(fù)值不合理。加入X3后不但方程的明顯增大，而且t檢驗(yàn)值也通過，所以選擇保留X3，繼續(xù)回歸。
加入后，不僅下降，而且參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著。這說明引起多重共線性，所以應(yīng)予剔除。
最后得出的回歸模型是：
(2) 異方差檢驗(yàn)
采用White檢驗(yàn)n=9.5955小于在顯著性為0.05水平下的卡方檢驗(yàn)值16.9190，所以不存在異方差。
(3) 自相關(guān)檢驗(yàn)
采用DW檢驗(yàn)，由上分析可得DW=1.371751;給定顯著性水平α=0.05，n=28，K=3時(shí)，查Durbin—Watson表得下限臨界值=1.181，上限臨界值=1.650，可知 四、自相關(guān)修正
采用科克倫—奧克特引入一階自相關(guān)系數(shù)AR(1) 得出的結(jié)果中可決系數(shù)R2的值為0.999368.非常接近于1，模型擬合度非常高。在1%的顯著水平條件下，參數(shù)顯著不為零，模型整體性良好。 AR(1)對(duì)應(yīng)的Prob值為0.0067，在1%的顯著水平下顯著。D.W.對(duì)應(yīng)的值為1.85，查解釋變量為4且自由度為27的D.W.分布表，上下限分別為1.16，1.65.由于1.65<1.85<2.35，所以模型不再存在一階自相關(guān)。
最終回歸模型為：
t = (-0.699866) (7.276451) (4.647176) (6.135601)
=0.999368 F=8695.975 DW=1.850801
四、結(jié)論分析
1、 在自相關(guān)的修正過程中，我們可以發(fā)現(xiàn)，全國生活能源消費(fèi)總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費(fèi)總量等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)都具有時(shí)間上的慣性;另外一方面，城鎮(zhèn)人均可支配收入具有經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的滯后性，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，不會(huì)使居民能源消費(fèi)的水平當(dāng)期就達(dá)到應(yīng)有的水平，而是要經(jīng)過若干期才能達(dá)到。因?yàn)槿说南M(fèi)觀念的改變存在一定的適應(yīng)期。
2、 雖然能源價(jià)格、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和環(huán)境政策等因素未能在模型中得到量化和反映，但不是說這些因素對(duì)能源需求的影響并不重要。事實(shí)上，這些因素越是得不到量化和反映，越是暴露了當(dāng)前我國在這些方面的不足和缺陷，更應(yīng)該重視和解決。
五、政策建議
1、充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制的作用，促進(jìn)我國能源消費(fèi)向高效、清潔的方向發(fā)展。在工業(yè)方面，有重點(diǎn)地調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，確保經(jīng)濟(jì)與能源消費(fèi)的協(xié)調(diào)。
2、優(yōu)化和改善能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展清潔能源的使用，加強(qiáng)科學(xué)技術(shù)在此類能源上的創(chuàng)新性。我國具有豐富的水能、風(fēng)能、太陽能等可再生資源，從長遠(yuǎn)來看，我國應(yīng)在中長期戰(zhàn)略上做好大力發(fā)展可再生能源的部署。
3、加強(qiáng)能源統(tǒng)計(jì)，制定有效的能源發(fā)展戰(zhàn)略。能源統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的質(zhì)量，應(yīng)包括數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和時(shí)效性。提高能源統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性、時(shí)效性、國際可比性，便于有關(guān)部門及時(shí)調(diào)整戰(zhàn)略，實(shí)現(xiàn)能源的有效利用。
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