對能源消耗總量影響因素的實(shí)證分析

#對能源消耗總量影響因素的實(shí)證分析論文關(guān)鍵詞：模型時(shí)間序列平穩(wěn)性多重共線性異方差自回歸檢驗(yàn)修正一、引言隨著能源危機(jī)的出現(xiàn)，能源消耗問題成為了一個(gè)世界性的熱點(diǎn)問題。本文主要分析影響能源消耗量的經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)的增長，能源消耗的總量也越來越多，越來越快。石油危機(jī)、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(jī)。（二）能源消耗總量增加的原因1．經(jīng)濟(jì)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(jī)、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(jì)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(jì)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(yùn)輸業(yè)的發(fā)展都需要消耗大量的能源。再次，經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)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(huì)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(gè)惡性循環(huán)，經(jīng)濟(jì)越發(fā)展，科技越發(fā)達(dá)，能源消耗的越多。綜上，經(jīng)濟(jì)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(jì)的增長導(dǎo)致能源需求量的增加，有需求必然會(huì)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(gè)人都是一個(gè)無底洞，從出生到死亡，每個(gè)人都會(huì)消耗數(shù)不盡的能源。我們每個(gè)人的日常生活，衣、食、住、行、娛樂等各方面都會(huì)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(fèi)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(jiān)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(shí)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(jì)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(jià)）X3,工業(yè)GDPX4（1978年不變價(jià)），人均GDPX5（1978年不變價(jià)），鄉(xiāng)村人口X6。其中GDP作為經(jīng)濟(jì)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?yàn)樯衔奶岬降纳钗幕母淖儫o法找到具體的數(shù)據(jù)進(jìn)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(jì)量經(jīng)濟(jì)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(jià)）（百億元）X4工業(yè)GDP（1978年可比價(jià)）（百億元）X5人均GDP（1978年可比價(jià)）（百億元）X6鄉(xiāng)村人口（萬人）2．時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)與修正因?yàn)樗玫臄?shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，而大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，如果直接將非平穩(wěn)的時(shí)間序列當(dāng)作平穩(wěn)時(shí)間序列來進(jìn)行分析，則可能造成“偽回歸?！彼允紫纫獙r(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。3．多重共線性檢驗(yàn)與修正由于有6個(gè)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(jìn)行多重共線性的檢驗(yàn)。4．自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正所用數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)。由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)行為都具有時(shí)間上的慣性，所以大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)中都有自相關(guān)現(xiàn)象。此外，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的滯后效應(yīng)、模型設(shè)定錯(cuò)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(jìn)行自相關(guān)的檢驗(yàn)并進(jìn)行修正。5．異方差的檢驗(yàn)與修正能源消耗總量的多元分析模型，是一個(gè)復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)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(jìn)行異方差檢驗(yàn)并修正。（二）數(shù)據(jù)來源從中國統(tǒng)計(jì)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(gè)國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)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(jià)工業(yè)GDP可比價(jià)人均GDP可比價(jià)19785714462770172457901436.4516.073.8119795858864562184957904737.7616.283.9519806027563735191407956539.1916.314.1019815944763227201717990140.0716.454.1919826206766778214808017439.9916.424.1819836604071270222748073440.4016.444.2319847090477855240178034042.4016.804.4319857668285546250948075746.7417.584.8919868085088124263668114148.9318.435.1219878663291266276748162651.4718.835.3819889299795801286618236557.7020.576.03198996934101639295408316462.6321.986.55199098703103922301958413866.2722.496.931991103783104844312038462070.8123.197.411992109170107256321758499676.6224.348.011993115993111059331738534488.2527.969.2319941227371187293416985681106.4432.2811.1319951311761290343517485947121.0336.2512.6619961389481326163730485085128.8038.0313.4719971381731324103944984177130.7738.2013.6819981322141242504160883153129.6136.2413.5519991301191259354374882038127.9535.2113.3820001385531289784590680837130.5635.8013.6520011431991374454806479563133.2435.8613.9420021517971438105021278241134.0335.4914.0220031749901638425237676851137.5036.4714.3820042032271873415428375705147.0338.8115.3820052246822058765621274544152.8541.2016.0520062462702210565770673742158.8643.1516.53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(jià)，這樣就可以消除價(jià)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(shí)間序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)與修正用圖形法判斷時(shí)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(shí)間的散點(diǎn)圖（橫軸為時(shí)間，縱軸為變量），從圖形的分布形式判斷時(shí)間序列是否是平穩(wěn)的。圖行如下：形如下從這幾個(gè)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(shí)間的增長而呈上升趨勢，所以時(shí)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(jì)變量隨時(shí)間的變動(dòng)都呈上升趨勢。所以，雖然這些經(jīng)濟(jì)時(shí)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(jìn)行回歸分析，基本不會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。因?yàn)猷l(xiāng)村人口的存在會(huì)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(yàn)與修正這里用簡單相關(guān)系數(shù)法對解釋變量之間是否存在多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)。用Excel軟件，對數(shù)據(jù)進(jìn)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(jià)工業(yè)GDP可比價(jià)人均GDP可比價(jià)能源生產(chǎn)總量城鎮(zhèn)人口0.959489GDP可比價(jià)0.9192960.954812工業(yè)GDP可比價(jià)0.9095640.9294210.995594人均GDP可比價(jià)0.9190210.9547580.999990.995541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(jìn)行修正用逐步回歸法對多重共線性進(jìn)行修正。由SPSS軟件得到如下數(shù)據(jù)：從以上數(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(gè)解釋變量進(jìn)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(yàn)表明，VIF羽0時(shí)，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(huì)過度的影響最小二乘估計(jì)。）但由于實(shí)際經(jīng)驗(yàn)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(jià)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(jì)得到。4．自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正采用DW檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?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分布表得，在顯著性水平為0.05，樣本容量n=29，解釋變量個(gè)數(shù)=2時(shí)，臨界值dL和dU分別為1.270和1.563。因?yàn)?PW切L,模型存在正的自相關(guān)，需要對模型進(jìn)行修訂。用科克倫-奧克特迭代法對自相關(guān)進(jìn)行修訂。，用SPSS軟件，采用9次迭代法，對模型進(jìn)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(yàn)與修正分別做與丫的散點(diǎn)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(yàn)法對模型進(jìn)行異方差的檢驗(yàn)。由殘差平方與GDP的散點(diǎn)圖，可知模型可能存在升序排列的異方差。所以對模型數(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)行回歸分析，得到如下數(shù)據(jù)：方差分析dfSSMS回歸分5E+09271.1062殘差49754337.265528260總計(jì)101548499924方差分析dfSSMS回歸分析158378595241.58E+10905.3101殘差139955216.817494402總算統(tǒng)計(jì)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?yàn)?.81v2.82，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(yàn)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接制約因素。GDP的增長是能源消耗總量曾長的根