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能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系研究論文
能源消費量與經(jīng)濟發(fā)展水平之間關(guān)系問(wèn)題，是世界各國研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。鑒于此，本文旨在運用采集的數據利用EVIEWS軟件對計量模型進(jìn)行了參數估計和檢驗，并加以修正，實(shí)現對能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的實(shí)證分析。最后，會(huì )對所得的分析結果作了經(jīng)濟意義的分析，并相應提出一些政策建議。
一、問(wèn)題的提出
中國是個(gè)發(fā)展中國家。我國的經(jīng)濟增長(cháng)依靠能源的消費，而我國的石油、天然氣資源不是十分的充足，根據有關(guān)資料顯示：中國人均能源資源占有量遠比世界平均水平值要低。我國人均石油、天然氣可采儲備量分別為世界水平值得10%和5%。從環(huán)境污染角度看，我國在節能減排工作上面面臨著(zhù)新的問(wèn)題挑戰。資源和能源消耗大，利用率低導致我國環(huán)境污染嚴重已成為不爭的事實(shí)。
那么能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)在數值上有什么關(guān)系?本文收集了1980年至2007年的時(shí)間數據，并加以實(shí)證分析。
二、模型設定
我們所用的數據均來(lái)源于《中國統計年鑒》 所設模型的樣本容量為27個(gè)。分別以能源消費總量(Y)作為因變量，能源生產(chǎn)總量(X1)、全國生活能源消費總量(X2)、城鎮居民人均可支配收入(X3)和工業(yè)能源消費總量(X4)為因變量。在EVIEWS軟件中輸入數據，觀(guān)察散點(diǎn)圖發(fā)現存在較強的線(xiàn)性關(guān)系，故此選擇建立線(xiàn)性模型。計量模型可以設定為
三、模型檢驗
假設模型中隨機擾動(dòng)項u滿(mǎn)足古典假定，運用OLS方法估計模型的參數，利用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews得結果：
t= (-0.708675) (5.163553) (0.516422) (3.689293) (6.063122)
=0.999297 =0.999175 F=8176.418 DW=1.376476
1、經(jīng)濟意義檢驗
由回歸估計結果可以看出，能源生產(chǎn)總量、全國生活能源消費總量、城鎮居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費總量四個(gè)解釋變量前的系數為正值，即與能源消費總量呈線(xiàn)性正相關(guān)，與現實(shí)經(jīng)濟意義理論相符。
2、統計推斷檢驗
從估計的結果可以看出，可決系數R2=0.999297，F=8176.418，認為模型的擬合程度可以接受。系數顯著(zhù)性檢驗：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，接受備擇假設，表明能源生產(chǎn)總量、城鎮居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費總量對能源消費總量有顯著(zhù)性影響;僅有的t值小于臨界值2.069，所以接受原假設，表明全國生活能源消費總量對能源消費總量影響不顯著(zhù)。
3、計量經(jīng)濟學(xué)檢驗
(1)多重共線(xiàn)性檢驗
�、賹Ω鹘忉屪兞窟M(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗
由上表可看出，模型整體上線(xiàn)性回歸擬合較好，R2 與F值較顯著(zhù)，而解釋變量的t檢驗不顯著(zhù)，則說(shuō)明該模型可能存在多重共線(xiàn)性。利用EVIEWS軟件得到各變量間相關(guān)系數矩陣表可以看出各解釋變量之間的相關(guān)系數較高，所以解釋變量之間存在多重共線(xiàn)性。
�、谛拚嘀毓簿�(xiàn)性
1、用EVIEWS分別對Y與各解釋變量、、、做最小二乘回歸最后發(fā)現的方程最大，所以以為基礎，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，而且各參數的t檢驗顯著(zhù)，但是x2的符號不合理，選擇保留x4，再加入其他新變量逐步回歸。
在X1、X4的基礎上加入X2后的方程明顯增大，但是X2的t檢驗不通過(guò)，因其為負值不合理。加入X3后不但方程的明顯增大，而且t檢驗值也通過(guò)，所以選擇保留X3，繼續回歸。
加入后，不僅下降，而且參數的t檢驗不顯著(zhù)。這說(shuō)明引起多重共線(xiàn)性，所以應予剔除。
最后得出的回歸模型是：
(2) 異方差檢驗
采用White檢驗n=9.5955小于在顯著(zhù)性為0.05水平下的卡方檢驗值16.9190，所以不存在異方差。
(3) 自相關(guān)檢驗
采用DW檢驗，由上分析可得DW=1.371751;給定顯著(zhù)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AR(1) 得出的結果中可決系數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(zhù)水平條件下，參數顯著(zhù)不為零，模型整體性良好。 AR(1)對應的Prob值為0.0067，在1%的顯著(zhù)水平下顯著(zhù)。D.W.對應的值為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、結論分析
1、 在自相關(guān)的修正過(guò)程中，我們可以發(fā)現，全國生活能源消費總量、城鎮居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費總量等經(jīng)濟數據都具有時(shí)間上的慣性;另外一方面，城鎮人均可支配收入具有經(jīng)濟活動(dòng)的滯后性，城鎮居民人均可支配收入的增加，不會(huì )使居民能源消費的水平當期就達到應有的水平，而是要經(jīng)過(guò)若干期才能達到。因為人的消費觀(guān)念的改變存在一定的適應期。
2、 雖然能源價(jià)格、能源消費結構和環(huán)境政策等因素未能在模型中得到量化和反映，但不是說(shuō)這些因素對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，越是暴露了當前我國在這些方面的不足和缺陷，更應該重視和解決。
五、政策建議
1、充分發(fā)揮市場(chǎng)機制的作用，促進(jìn)我國能源消費向高效、清潔的方向發(fā)展。在工業(yè)方面，有重點(diǎn)地調整產(chǎn)業(yè)結構，確保經(jīng)濟與能源消費的協(xié)調。
2、優(yōu)化和改善能源消費結構，大力發(fā)展清潔能源的使用，加強科學(xué)技術(shù)在此類(lèi)能源上的創(chuàng )新性。我國具有豐富的水能、風(fēng)能、太陽(yáng)能等可再生資源，從長(cháng)遠來(lái)看，我國應在中長(cháng)期戰略上做好大力發(fā)展可再生能源的部署。
3、加強能源統計，制定有效的能源發(fā)展戰略。能源統計數據的質(zhì)量，應包括數據的準確性和時(shí)效性。提高能源統計數據的準確性、時(shí)效性、國際可比性，便于有關(guān)部門(mén)及時(shí)調整戰略，實(shí)現能源的有效利用。
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