關(guān)于能源消費(fèi)總量的多因素分析報(bào)告.doc

. . . . .計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文論文題目 影響能源消費(fèi)總量的多因素分析 院 (系) 工商管理學(xué)院 所在班級(jí) 2012級(jí)工管（1）班 姓 名 金軍霞 學(xué) 號(hào) 20122057 日 期 2015年6月 影響能源消費(fèi)總量的多因素分析學(xué)院：工商管理 班級(jí)：12工管（1） 姓名：金軍霞 學(xué)號(hào)20122057內(nèi)容摘要：能源是國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步的重要物質(zhì)基礎(chǔ),做好能源消費(fèi)影響因素的分析, 為能源規(guī)劃及政策的制訂提供科學(xué)的依據(jù),對(duì)于保持我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)健康、持續(xù)、穩(wěn)定的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本案例通過(guò)對(duì)影響我國(guó)能源消費(fèi)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、工業(yè)產(chǎn)值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口增長(zhǎng)等因素進(jìn)行分析，對(duì)所建模型中存在異方差、序列相關(guān)等問(wèn)題進(jìn)行了檢驗(yàn)與修正。在各因素中工業(yè)是我國(guó)能源消費(fèi)的主體,所占比重呈上升趨勢(shì)，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)率很大程度上影響能源消費(fèi)，并對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。本文在能源消費(fèi)模型分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步提出了相應(yīng)的政策建議。關(guān)鍵詞：能源消費(fèi) 工業(yè)生產(chǎn) 影響因素 計(jì)量分析1、 問(wèn)題的提出能源是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的戰(zhàn)略投入要素，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)初期，能源的投入能夠帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)速增長(zhǎng)。十八世紀(jì)第一次工業(yè)革命，煤炭的燃燒推動(dòng)蒸汽機(jī)的普及，進(jìn)而帶動(dòng)生產(chǎn)率的提高，實(shí)現(xiàn)了工業(yè)化的起步。隨著工業(yè)化進(jìn)程的深入，石油的大量使成為經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的推動(dòng)力量?？梢姡?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源投入之間形成了一定互動(dòng)關(guān)系，能源是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又拉動(dòng)能源消費(fèi)。能源消費(fèi)括兩部分，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)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系在短期內(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。這部分能源消費(fèi)可變性較大，是引起能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不穩(wěn)定的主要因素。2、 研究目的我國(guó)國(guó)民經(jīng)在向工業(yè)化和現(xiàn)代化發(fā)展的進(jìn)程中，較長(zhǎng)時(shí)間處于能源消費(fèi)需求迅速增長(zhǎng)而供不組的緊缺狀態(tài)，20世紀(jì)末的“九五”期間發(fā)生了顯著變化，能源生產(chǎn)和消費(fèi)總量均呈降的趨勢(shì)，出現(xiàn)了難得的源供需基本基本平衡狀況，但同時(shí)也出現(xiàn)了新的問(wèn)題，即煤炭過(guò)于求與石油的供不應(yīng)求的結(jié)構(gòu)性矛盾突出。本文擬從我國(guó)的能源消費(fèi)和生產(chǎn)入手，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析的方法，研究影響我國(guó)能源消費(fèi)與生產(chǎn)的主要因素，探討我國(guó)能源消費(fèi)的趨勢(shì)。3、 模型設(shè)定1、影響因素分析理論上認(rèn)為影響能源消費(fèi)需求總量的因素主要有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、人口增長(zhǎng)、能源轉(zhuǎn)換技術(shù)等因素。（1） 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值：生產(chǎn)必然就造成能源的消耗，近30年來(lái)，國(guó)民經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，能源的消耗也在快速增加，我國(guó)從能源出口國(guó)變?yōu)槟茉催M(jìn)口國(guó)，英國(guó)石油公司預(yù)計(jì)到2035年，中國(guó)將超過(guò)歐洲成為世界上最大的能源進(jìn)口國(guó)。（2） 工業(yè)總產(chǎn)值：工業(yè)作為能源消費(fèi)最多的部分，當(dāng)然與能源消費(fèi)總量的增長(zhǎng)有著密不可分的關(guān)系。（3） 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：在GDP中工業(yè)的貢獻(xiàn)率表明了國(guó)家CDP對(duì)工業(yè)的依賴程度，同時(shí)也表明了GDP對(duì)能源的依賴程度。（4） 能源轉(zhuǎn)換效率：由于技術(shù)的發(fā)展，對(duì)能源利用的效率也在逐年增加，也就意味同樣多的產(chǎn)值需要消耗的能源在下降。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)人均能源資源的擁有量低于世界平均值，能源利用率低于發(fā)達(dá)國(guó)家，隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人民生活的改善，能源的需求量還要繼續(xù)增加因此，提高能源利用率、節(jié)約能源，對(duì)我國(guó)來(lái)說(shuō)，是既重要又緊迫的事情（5） 人口增長(zhǎng)，由于人口增長(zhǎng)帶來(lái)的能源消耗也是無(wú)法忽視的，隨著人口的大量增多，社會(huì)需要生產(chǎn)更多的產(chǎn)品滿足消費(fèi)需求，也就導(dǎo)致消耗的能源直線上升。2、 變量的選取由于非線性模型的假設(shè)檢驗(yàn)都涉及非常復(fù)雜的數(shù)學(xué)計(jì)算，所以本文考慮做一個(gè)線性模型(對(duì)參數(shù)線性)，這樣各種檢驗(yàn)的方法較多，對(duì)模型準(zhǔn)確程度的分析也更可靠本文設(shè)定的我國(guó)能源消費(fèi)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方程，模型共有1個(gè)內(nèi)生變量，4個(gè)外生變量。（1） 內(nèi)生變量：Y:能源消費(fèi)總量，單位：萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤；（2） 外生變量X1:國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，單位：萬(wàn)元； X2:工業(yè)產(chǎn)值，單位: 萬(wàn)元； X3:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用工業(yè)對(duì)GDP的拉動(dòng)百分比表示； X4：能源轉(zhuǎn)換效率，單位：百分比 X5：人口數(shù)量， 單位：萬(wàn)人；3、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理 針對(duì)以上因素分析，我們收集了中國(guó)能源消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)煤總量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、人口增長(zhǎng)、工業(yè)產(chǎn)值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源加工轉(zhuǎn)換效率等19902013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。本題旨在通過(guò)建立這些經(jīng)濟(jì)變量的線性模型來(lái)說(shuō)明影響能源消費(fèi)需求總量的原因。數(shù)據(jù)如下：年份能源消費(fèi)總量（萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值工業(yè)產(chǎn)值工業(yè)對(duì)GDP的拉動(dòng)（%）能源轉(zhuǎn)換總效率總?cè)丝冢昴ㄈf(wàn)人）19909870318667.868581.566.48114333199110378321781.58087.15.365.9115823199210917026923.510284.58.266117171199311599335333.9141888.367.32118517199412273748197.919480.78.265.2119850199513117660793.724950.66.471.05121121199613519271176.629447.65.970.1912238919971359097897332921.45.469.76123626199813618484402.334018.44.369.2812476119991405699677.135861.54.269.25125786200014553199214.640033.64.969.041267432001150406109655.243580.63.569.341276272002159431120332.747431.3469.041284532003183792135822.854945.55.269.41292272004213456159878,3652104.870.911299882005235997184937.477230.84.971.551307562006258676216314.491310.95.471.241314482007280508265810.3110534.96.270.771321292008291448314045.4130260.24.271.551328022009306647340902.8135239.93.772.011334502010324939401512.8160722.25.172.831340912011348002473104188470.24.272.321347352012361732519470.1199670.73.172.431354042013375000568845.2210689.43.172.481360724、 模型設(shè)定通過(guò)對(duì)影響能源消費(fèi)總量的因素分析，將模型設(shè)定為：4、 模型的估計(jì)與調(diào)整1、 利用eviews軟件分析數(shù)據(jù)，得到如下散點(diǎn)圖由以上相關(guān)圖分析可看出解釋變量X1、X2、X5與解釋變量Y呈線性變化，但是解釋變量X3/X4與被解釋變量Y呈非線性關(guān)系用最小二乘法，利用eviews軟件可得結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/28/15 Time: 14:27Sample: 1990 2013Included observations: 24VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-251510.8150090.0-1.6757330.1111X10.0097050.0097990.9903620.3351X21.1964420.09183413.028290.0000X32808.6551861.9581.5084420.1488X41457.3842678.3550.5441340.5930X51.9518971.1392711.7132870.1038R-squared0.983543Mean dependent var202707.5Adjusted R-squared0.978972S.D. dependent var91850.03S.E. of regression13319.32 Akaike info criterion22.04414Sum squared resid3.19E+09Schwarz criterion22.33865Log likelihood-258.5296 F-statistic215.1521Durbin-Watson stat0.417276Prob(F-statistic)0.000000模型擬合情況如下：報(bào)告形式：Y = -251510.8+ 0.009705*X1 - 1.196442*X2 -2808.655*X3 - 1457.384*X4 + 1.951897*X5 R2=0.983543 0.978972 F=215.1521 S.E=13319.32 D.W=0.417276統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：判定系數(shù)：R2=0.983543接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度較好。F檢驗(yàn)：F=215.1521,大于臨界值3.09, 其P值0.000000也明顯小于,說(shuō)明解釋變量對(duì)被解釋變量Y有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著。T檢驗(yàn)：工業(yè)產(chǎn)值（X2）的t值大于2 ，表明工業(yè)產(chǎn)值對(duì)能源消費(fèi)總量（Y）有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對(duì)值均小于2，表明其他各參數(shù)能源消費(fèi)總量（Y）有沒顯著影響。2、 回歸結(jié)果的檢驗(yàn)：(1)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：從回歸得出的結(jié)果來(lái)看，x1的系數(shù)為0.009705，x2的系數(shù)為1.196442，x3的系數(shù)為2808.655，x4的系數(shù)為1457.384,x5的系數(shù)為1.951897各變量的正負(fù)符號(hào)與預(yù)期的相一致，并且其大小在經(jīng)濟(jì)理論上解釋得通，因此該模型通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。(2)擬合優(yōu)度及模型估計(jì)效果檢驗(yàn)：從上表可以看出可絕系數(shù)為0.983543，調(diào)整后的可絕系數(shù)為0.978972均很高，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度極佳。(3)回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)(t檢驗(yàn))：從回歸結(jié)果看，此模型中的變量和參數(shù)的t值在5的置信水乎下只有x2統(tǒng)計(jì)值顯著，而F檢驗(yàn)值也是較高的，這說(shuō)明方程整體對(duì)被解釋變量的解釋效果也不佳，需要進(jìn)一步的檢驗(yàn)和調(diào)整。(4)多重共線性檢驗(yàn)：由于選擇的影響因素過(guò)多，所以估計(jì)模型之前，應(yīng)先分析各個(gè)因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，得相關(guān)系數(shù)矩陣為：通過(guò)計(jì)算表明，除了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和工業(yè)對(duì)GDP的拉動(dòng)百分比，各解釋變量都與被解釋變量能源消費(fèi)總量高度相關(guān)，且解釋變量之間也有兩兩高度相關(guān)的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。建立一元回歸模型根據(jù)理論分析，工業(yè)產(chǎn)值應(yīng)是能源消費(fèi)的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也表明，工業(yè)產(chǎn)值與能源消費(fèi)總量的相關(guān)性最強(qiáng)。所以，以作為最基本的模型。采用逐步回歸法將其余的變量逐個(gè)引入模型。Ls y c x2 x1Ls y c x2 x3Ls y c x2 x4Ls y c x2 x5估計(jì)結(jié)果如下圖經(jīng)比較可知，新加入X1、X3、X4、均未通過(guò)T檢驗(yàn)，；新加入X2的回歸模型Y=f(x2,x5) 不僅經(jīng)濟(jì)意義合理、回歸系數(shù)T檢驗(yàn)通過(guò)，而且比一元回歸模型Y=f(x2) 的提高，因此，Y=f(x2,x5)估計(jì)的結(jié)果為最優(yōu)的二元回歸模型，以此為基礎(chǔ)，建立三元回歸模型：Ls y c x2 x5 x1Ls y c x2 x5 x3Ls y c x2 x5 x4結(jié)果如下：在X2、 X5基礎(chǔ)上，加入X1、X4后的回歸模型y=f( x2, x5, x1)或y=f( x2, x5, x4)，有所下降，X1、X4的回歸系數(shù)T檢驗(yàn)不顯著；加入X3后回歸模型y =f(x2, x5 ,x3)有所上升，但X3的回歸系數(shù)T檢驗(yàn)不顯著。沒有合適的變量加入，不需要再進(jìn)行四元回歸。估計(jì)結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗(yàn)值）。模型x1x2x3x4X5y=f(x2)0.0000(28.3967)0.973438y=f(x2,x1)0.000(1.4591）0.0000(24.9424)0.975883y=f(x2,x3)0.0000(26.36058)0.3078(1.045219)0.974752y=f(x2,x4)0.0000(16.22134)0.0725(1,89114)0.977304y=f(x2,x5)0.0000(13.04515)0.0122(2.743703)0.980047y=f(x2,x5,x1)0.3406(0.9761)0.0000(12.97622)0.0253(2.417414)0.981337y=f(x2,x5,x3)0.000(13,45252)0.1625(1.450073)0.0084(2.922518)0.982307y=f(x2,x5,x4)0.0000(12.60991)0.6760(0.42414)0.0791(1.850537)0.980622最佳線性回歸模型即為二元模型：1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：=0.980447擬合程度較高，被解釋變量的98.04%可以用解釋變量解釋，模型擬合程度較高。2）F檢驗(yàn)：F值為526.5096，伴隨概率為0.000000小于0.05，回歸方程顯著，即兩個(gè)個(gè)因素聯(lián)合起來(lái)對(duì)能源消費(fèi)總量有顯著影響。3）t檢驗(yàn)：x1 x2 x3 的t統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率分別為0.0000、0.0002和0.0015，均小于給定臨界值=0.05可知，解釋變量的T檢驗(yàn)均通過(guò)，解釋變量工業(yè)生產(chǎn)總值，人口增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)總量變動(dòng)有顯著影響。 (5) 異方差檢驗(yàn)(white檢驗(yàn))：時(shí)間序列模型也可能存在異方差。我們用white檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證該模型是否存在異方差。在建模的過(guò)程中，我們選擇含交叉項(xiàng)的模型進(jìn)行檢驗(yàn)。建立原假設(shè)H0：不存在異方差。 由，接受原假設(shè)，模型不存在異方差。（6）自相關(guān)檢驗(yàn)：DW=0.308379。給定顯著水平=0.05, n=24,k=2, 查DurbinWatson 表,dl=1.188,du=1.546。模型中DWdl，則誤差項(xiàng)間存在正相關(guān)?？捎每瓶藗?奧克特迭代法進(jìn)行補(bǔ)救。（7）偏相關(guān)檢驗(yàn)：在方程窗口中點(diǎn)擊View/Residual Test/Correlogram-Q-statistics，并輸入滯后期為10，則會(huì)得到殘差 與 的各期相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)，如下所示。從表中可以看出該線性模型的存在偏相關(guān)系數(shù)的直方塊有一個(gè)超過(guò)了虛線部分，偏自相關(guān)系數(shù)直方圖在虛線外，且Q統(tǒng)計(jì)量P值均小于0.05，說(shuō)明存在著一階自相關(guān)。（8）BG檢驗(yàn): 方程窗口點(diǎn)擊viewresidual testserial Correlation LM Test滯后期為1，得以下結(jié)果：Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic57.32417 Probability0.000000Obs*R-squared17.79237 Probability0.000025Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 06/29/15 Time: 20:19Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-69601.7656729.00-1.2269170.2341X2-0.0813030.048627-1.6719780.1101X50.5918920.4714371.2555050.2238RESID(-1)0.9044370.1194567.5712720.0000R-squared0.741349Mean dependent var1.70E-11Adjusted R-squared0.702551S.D. dependent var12843.49S.E. of regression7004.695Akaike info criterion20.69756Sum squared resid9.81E+08Schwarz criterion20.89390Log likelihood-244.3707F-statistic19.10806Durbin-Watson stat1.338166Prob(F-statistic)0.000004由上表可以看出， prob(nR )=0.000025小于給定的顯著性水平 =0.05，并且et-1回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量值絕對(duì)值均大于2，回歸系數(shù)顯著不為零,表明模型存在一階自相關(guān)性。（9）計(jì)量結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義分析：由上述回歸模型各變量系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義來(lái)看，x2的t檢驗(yàn)值最顯著為13.02829，這說(shuō)明工業(yè)總產(chǎn)值對(duì)能源產(chǎn)出總量的影響最大，這從直觀上也是容易理解的，工業(yè)產(chǎn)值增加必然要求產(chǎn)出上的提高。而x5的t檢驗(yàn)值位居第二，其數(shù)值為1.713287，說(shuō)明人口增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)總量也有一定的影響，但其影響系數(shù)遠(yuǎn)低于工業(yè)產(chǎn)值。5、 結(jié)論本案例對(duì)影響我國(guó)能源消費(fèi)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口增長(zhǎng)等因素進(jìn)行了分析，并對(duì)模型中異方差、序列相關(guān)等問(wèn)題進(jìn)行了修正，得出如下結(jié)論：在各因素中工業(yè)是我國(guó)能源消費(fèi)的主體,所占比重呈上升趨勢(shì)，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)率很大程度上影響能源消費(fèi)，高能耗行業(yè)集中度高，決定能源消費(fèi)走向，能源產(chǎn)出大幅增長(zhǎng)，加工轉(zhuǎn)換效率明顯提高對(duì)能源消費(fèi)影響大。我國(guó)能源消費(fèi)所面臨的問(wèn)題有：能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理，低級(jí)能源消費(fèi)量比重偏高，居民節(jié)能觀念淡薄，技術(shù)裝備水平不高，投入經(jīng)費(fèi)不足影響節(jié)能工作開展。因而，加大承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移力度，加快工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升步伐，加大技術(shù)研發(fā)以及改造投入，降低單位產(chǎn)品能耗，加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)等是發(fā)展經(jīng)濟(jì)的重點(diǎn)。6、 政策建議1、加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度，提高能源利用效率。由模型可以看出，工業(yè)是我國(guó)能源消費(fèi)的主體，是消費(fèi)能源的主要部門。因此，努力轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)