能源消耗總量影響因素論文

1、能源消耗總量影響因素論文論文關(guān)鍵詞：模型時間序列平穩(wěn)性多重共線性異方差自回歸檢驗修正 一、引言 隨著能源危機的出現(xiàn)，能源消耗問題成為了一個世界性的熱點問題。本文主要分析影響能源消耗量的經(jīng)濟變量與能源消耗之間的相關(guān)關(guān)系。 二、對能源消耗現(xiàn)狀的分析 （一）能源消耗總量的研究分析 經(jīng)調(diào)查研究，能源主要包括原煤原油、天然氣、水電、核電、風(fēng)電等。近年來我國經(jīng)濟快速發(fā)展，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP穩(wěn)定增長，人民生活水平顯著提高。但我們也應(yīng)該看到，隨著經(jīng)濟的增長，能源消耗的總量也越來越多，越來越快。石油危機、淡水資源匱乏、臭氧層空洞、植被減少、稀有物種滅絕等現(xiàn)象頻頻出現(xiàn)。有的國家甚至連續(xù)多年都出現(xiàn)了能源危機。 （二

2、）能源消耗總量增加的原因 1經(jīng)濟增長 首先，隨著人們生活水平的普遍提高，擁有電冰箱、空調(diào)、暖氣、電腦、電視機、私家車等家庭生活用品的家庭數(shù)量增長了很多，這就造成了能源消耗數(shù)量普遍性的提高；其次，隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，國內(nèi)新建了許多工業(yè)企業(yè)，這些企業(yè)每天都在消耗大量能源。國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是衡量經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的重要因素，GDP的增長包括農(nóng)業(yè)，工業(yè)，建筑業(yè)等多方面的增長。其中，工業(yè)，建筑業(yè)，交通運輸業(yè)的發(fā)展都需要消耗大量的能源。再次，經(jīng)濟增長促進了科技的發(fā)展，而科技水平的提高促使了能源消耗水平的提高。能源消耗不會像過去一樣僅僅局限在日常照明和少有的工業(yè)企業(yè)上了。這樣便形成了一個惡性循環(huán)，經(jīng)濟越發(fā)展

3、，科技越發(fā)達，能源消耗的越多。綜上，經(jīng)濟的發(fā)展是能源消耗總量增加的最根本原因。 2能源生產(chǎn)總量的增加 能源生產(chǎn)總量的增加是導(dǎo)致能源消耗總量增加的直接原因。經(jīng)濟的增長導(dǎo)致能源需求量的增加，有需求必然會有供應(yīng)，這就必然導(dǎo)致了能源生產(chǎn)量的增加。 3人口增加 隨著中國人口數(shù)量的增長，家庭耗電量，家庭用水量等各方面消耗都在增加。而且，每個人都是一個無底洞，從出生到死亡，每個人都會消耗數(shù)不盡的能源。我們每個人的日常生活，衣、食、住、行、娛樂等各方面都會消耗能源。我們不應(yīng)該忘記，再微小的白色塑料袋，也是用我們的資源制造的，而且這些資源都是不可再生的。 4生活文化的改變 隨著現(xiàn)代生活節(jié)奏的加快，人們更傾向于快

4、節(jié)奏，高效率的生活方式，這就滋生了許多人使用一次性筷子，一次性茶杯等用具的心理。而且高效率，快節(jié)奏的生活方式導(dǎo)致了人們鋪張浪費的生活習(xí)慣。 三、研究目的 為了使國內(nèi)的能源能持續(xù)被利用，堅持可持續(xù)發(fā)展道路，需要定量地分析影響能源消耗總量的主要因素。并且從這些方面入手盡量減少能源的消耗。 四、實證分析 （一）理論依據(jù) 1總論 從上文所提到的內(nèi)容中，我們可以得出結(jié)論，影響能源消耗總量的主要因素，除了能源生產(chǎn)總量外，還可能與經(jīng)濟發(fā)展的快慢、人口數(shù)量、生活習(xí)慣、人們的生活水平息息相關(guān)。因此這里考慮到的影響能源消耗總量的因素主要有：能源生產(chǎn)總量X1,，城鎮(zhèn)人口X2，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（1978年不變價）X

5、3,工業(yè)GDPX4(1978年不變價)，人均GDPX5（1978年不變價），鄉(xiāng)村人口X6。其中GDP作為經(jīng)濟發(fā)展的快慢的代表，城鎮(zhèn)人口和鄉(xiāng)村人口作為人口數(shù)量的代表，人均GDP作為人們生活水平的代表，工業(yè)GDP作為工業(yè)發(fā)展水平的代表。因為上文提到的生活文化的改變無法找到具體的數(shù)據(jù)進行度量，所以，此因素只能歸入到人均GDP中。為此設(shè)定以下形式的計量經(jīng)濟模型： 其中，為第i年能源消耗總量 X1為能源生產(chǎn)總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤） X2城鎮(zhèn)人口（萬人） X3GDP（1978年可比價）（百億元） X4工業(yè)GDP（1978年可比價）(百億元) X5人均GDP（1978年可比價）(百億元) X6鄉(xiāng)村人口（萬人） 2

6、時間序列平穩(wěn)性檢驗與修正 因為所用的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，而大多數(shù)經(jīng)濟時間序列是非平穩(wěn)的，如果直接將非平穩(wěn)的時間序列當(dāng)作平穩(wěn)時間序列來進行分析，則可能造成“偽回歸”。所以首先要對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。 3多重共線性檢驗與修正 由于有6個解釋變量，各解釋變量的觀測值之間可能存在線形相關(guān)關(guān)系，所以需要對模型進行多重共線性的檢驗。 4自相關(guān)的檢驗與修正 所用數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)。由于經(jīng)濟系統(tǒng)的經(jīng)濟行為都具有時間上的慣性，所以大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)中都有自相關(guān)現(xiàn)象。此外，經(jīng)濟活動的滯后效應(yīng)、模型設(shè)定錯誤、數(shù)據(jù)的處理等多種原因都可能導(dǎo)致出現(xiàn)自相關(guān)。因此，需要對模型進行自相關(guān)的檢驗并進行修正。 5異方差的檢驗

7、與修正 能源消耗總量的多元分析模型，是一個復(fù)雜的經(jīng)濟模型，因此，有可能此模型中略去的變量隨解釋變量的變化而呈規(guī)律性的變化，即模型中存在異方差現(xiàn)象。也有其他可能原因?qū)е麓四Ｐ痛嬖诋惙讲瞵F(xiàn)象，如：變量的設(shè)定問題、利用平均數(shù)作為樣本數(shù)據(jù)等。綜上，需要對此模型進行異方差檢驗并修正。 （二）數(shù)據(jù)來源 從中國統(tǒng)計年鑒2007中整合了能源消耗總量及構(gòu)成，能源生產(chǎn)總量及構(gòu)成，國內(nèi)生產(chǎn)總值，人口數(shù)及構(gòu)成這四個國民經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)后得到如下數(shù)據(jù)： 年份 能源消耗總量 能源生產(chǎn)總量 城鎮(zhèn)人口 鄉(xiāng)村人口 GDP可比價 工業(yè)GDP可比價 人均GDP可比價 1978 57144 62770 17245 79014 36.45

8、 16.07 3.81 1979 58588 64562 18495 79047 37.76 16.28 3.95 1980 60275 63735 19140 79565 39.19 16.31 4.10 1981 59447 63227 20171 79901 40.07 16.45 4.19 1982 62067 66778 21480 80174 39.99 16.42 4.18 1983 66040 71270 22274 80734 40.40 16.44 4.23 1984 70904 77855 24017 80340 42.40 16.80 4.43 1985 76682 8

9、5546 25094 80757 46.74 17.58 4.89 1986 80850 88124 26366 81141 48.93 18.43 5.12 1987 86632 91266 27674 81626 51.47 18.83 5.38 1988 92997 95801 28661 82365 57.70 20.57 6.03 1989 96934 101639 29540 83164 62.63 21.98 6.55 1990 98703 103922 30195 84138 66.27 22.49 6.93 1991 103783 104844 31203 84620 70.

10、81 23.19 7.41 1992 109170 107256 32175 84996 76.62 24.34 8.01 1993 115993 111059 33173 85344 88.25 27.96 9.23 1994 122737 118729 34169 85681 106.44 32.28 11.13 1995 131176 129034 35174 85947 121.03 36.25 12.66 1996 138948 132616 37304 85085 128.80 38.03 13.47 1997 138173 132410 39449 84177 130.77 38

11、.20 13.68 1998 132214 124250 41608 83153 129.61 36.24 13.55 1999 130119 125935 43748 82038 127.95 35.21 13.38 2000 138553 128978 45906 80837 130.56 35.80 13.65 2001 143199 137445 48064 79563 133.24 35.86 13.94 2002 151797 143810 50212 78241 134.03 35.49 14.02 2003 174990 163842 52376 76851 137.50 36

12、.47 14.38 2004 203227 187341 54283 75705 147.03 38.81 15.38 2005 224682 205876 56212 74544 152.85 41.20 16.05 2006 246270 221056 57706 73742 158.86 43.15 16.53 其中，GDP,工業(yè)GDP,人均GDP這三組數(shù)據(jù)采用的是1978年的可比價，這樣就可以消除價格指數(shù)的影響。 （三）數(shù)據(jù)分析 1模型的設(shè)定 經(jīng)過上文分析，模型最終設(shè)定為： 2時間序列平穩(wěn)性的檢驗與修正 用圖形法判斷時間序列是否是平穩(wěn)的。具體做法是：分別做出解釋變量、被解釋變量與時間的

13、散點圖（橫軸為時間，縱軸為變量），從圖形的分布形式判斷時間序列是否是平穩(wěn)的。圖行如下： 形如下 從這幾個圖形中我們可以看出：除鄉(xiāng)村人口外，其它解釋變量的圖形分布大致隨時間的增長而呈上升趨勢，所以時間序列是非平穩(wěn)的。 但從它們的圖形中可以看出，除鄉(xiāng)村人口外，這些非平穩(wěn)經(jīng)濟變量隨時間的變動都呈上升趨勢。所以，雖然這些經(jīng)濟時間序列是配平穩(wěn)的，但它們之間卻存在長期均衡關(guān)系。因此，可以用這些數(shù)據(jù)進行回歸分析，基本不會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。 因為鄉(xiāng)村人口的存在會使模型存在“偽回歸”現(xiàn)象，而人口數(shù)量可以用城鎮(zhèn)人口來表示，所以經(jīng)分析，剔除鄉(xiāng)村人口這一因素。 3多重共線性的檢驗與修正 這里用簡單相關(guān)系數(shù)法對解釋變

14、量之間是否存在多重共線性進行檢驗。用Excel軟件，對數(shù)據(jù)進行簡單相關(guān)系數(shù)分析，得到相關(guān)系數(shù)表，具體數(shù)據(jù)如下： 能源生產(chǎn)總量 城鎮(zhèn)人口 GDP可比價 工業(yè)GDP可比價 人均GDP可比價 能源生產(chǎn)總量 1 城鎮(zhèn)人口 0.959489 1 GDP可比價 0.919296 0.954812 1 工業(yè)GDP可比價 0.909564 0.929421 0.995594 1 人均GDP可比價 0.919021 0.954758 0.99999 0.99554 1 由以上數(shù)據(jù)，我們可以看出：數(shù)據(jù)存在嚴(yán)重多重共線性問題。需要對此模型進行修正。 用逐步回歸法對多重共線性進行修正。由SPSS軟件得到如下數(shù)據(jù)： 從

15、以上數(shù)據(jù)可知，經(jīng)過逐步回歸之后，只有能源生產(chǎn)總量這一個解釋變量進入了模型，而且其VIF值為1.000符合標(biāo)準(zhǔn)。（VIF的大小反映了解釋變量之間是否存在多重共線性，經(jīng)驗表明，VIF10時，說明解釋變量與其余解釋變量之間有嚴(yán)重的多重共線性，且這種共線性可能會過度的影響最小二乘估計。）但由于實際經(jīng)驗及研究表明，能源消耗總量與GDP也有高度相關(guān)關(guān)系，所以需要把不變價GDP也加入到模型中。所以最后得到的模型如下： 其中，的系數(shù)由OLS估計得到。 4自相關(guān)的檢驗與修正 采用DW檢驗法檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)。用SPSS軟件得到如下數(shù)據(jù)： 由以上圖表可知，DW值為1.026。取顯著性水平=0.05。查DW分布

16、表得，在顯著性水平為0.05，樣本容量n=29，解釋變量個數(shù)=2時，臨界值dL和dU分別為1.270和1.563。因為0DWDL，模型存在正的自相關(guān)，需要對模型進行修訂。 用科克倫-奧克特迭代法對自相關(guān)進行修訂。，用SPSS軟件，采用9次迭代法，對模型進行分析后，得到如下數(shù)據(jù)： 經(jīng)過迭代后，基本消除了自相關(guān)。得到的模型如下所示： 5異方差的檢驗與修正 分別做與Y的散點圖： 由圖形可以看出：能源生產(chǎn)總量與Y不存在自相關(guān)關(guān)系，而GDP與Y幾乎也不存在自相關(guān)關(guān)系。為了得到更確定的答案，還需要用G-Q檢驗法對模型進行異方差的檢驗。由殘差平方與GDP的散點圖，可知模型可能存在升序排列的異方差。所以對模型

17、數(shù)據(jù)進行升序排列，排除中間四分之一的數(shù)據(jù)，分別對余下的數(shù)據(jù)進行回歸分析，得到如下數(shù)據(jù)： 方差分析 df SS MS F 回歸分析 1 1498745586 1.5E+09 271.1062 殘差 9 49754337.26 5528260 總計 10 1548499924 方差分析 df SS MS F 回歸分析 11.58E+10 905.3101 殘差 8 139955216.8 17494402 總計 9計算統(tǒng)計量 =139955216.8/49754337.26=2.81 給定顯著性水平=0.05，查F分布表，的臨界值為F(0.05)(11,11)=2.82。因為2.812.82，所以認(rèn)為模型中不存在異方差。 五、模型總結(jié) 本次分析一開始選擇了比較多的變量作為分析依據(jù)，但是通過各種檢驗和調(diào)整，最終結(jié)果體現(xiàn)，影響能源消耗總量的主要因素有能源生產(chǎn)總量與GDP。能源生產(chǎn)總量是消耗總量的直