計量經(jīng)濟學(xué)論文標(biāo)準(zhǔn)范文

1、能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系研究摘要：能源是國家經(jīng)濟的命脈，也是一國經(jīng)濟發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。我國作為世界上經(jīng)濟增長最快的國家，對于能源的消費也是非比尋常的。在我國的經(jīng)濟增長中，對于能源的消耗占主要地位的就是工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。從一定程度上來講，能源的消費與工業(yè)經(jīng)濟增長之間存在著千絲萬縷的聯(lián)系。本文就著重分析了能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，旨在從我國經(jīng)濟的增長以及能源的消費之間尋找到一個協(xié)調(diào)點，促進工業(yè)經(jīng)濟的高效增長。一直以來，工業(yè)都是能源消費的主體，是工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的不可缺少的生產(chǎn)資料，尤其是對我國這個經(jīng)濟快速發(fā)展的發(fā)展中國家來說。在很長的一段時間內(nèi)，我國工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展都是以犧牲能源為代價的

2、，由于在科技水平生產(chǎn)技術(shù)等方面的欠缺，能源就理所當(dāng)然的成了經(jīng)濟發(fā)展的彌補品。雖然說幾年來，隨著能源危機的臨近，以及世界對綠色生產(chǎn)的呼喚，我國也制訂了一系列的規(guī)章制度和措施等來限制能源的粗放性消費，但是畢竟我國還處于經(jīng)濟大幅增長的階段，所以對于能源的消費也是必不可少的。所以，在現(xiàn)階段，對于能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究，是我國工業(yè)生產(chǎn)以及能源管理相關(guān)部門工作中的一個重點，也是促進有關(guān)部門采取相應(yīng)措施提高能源利用率，實現(xiàn)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，協(xié)調(diào)經(jīng)濟與能源關(guān)系目標(biāo)的關(guān)鍵。關(guān)鍵詞：能源消費 能源生產(chǎn) 計量經(jīng)濟學(xué)模型 能源戰(zhàn)略總論：我國是一個能源大國，但是，我國人口眾多，人均能源占有量不及同期發(fā)達國家的

3、1/5。能源是任何一個國家經(jīng)濟發(fā)展不可缺失的物質(zhì)基礎(chǔ)。隨著我國人口的繼續(xù)增長，經(jīng)濟的快速發(fā)展，能源消費量的增加是必然的，而與年俱增的能源消費對環(huán)境造成的破壞也越來越嚴(yán)重。因此，怎樣優(yōu)化能源利用結(jié)構(gòu)，開發(fā)利用清潔能源，就成為我國經(jīng)濟發(fā)展的當(dāng)務(wù)之急。這就需要我們清楚了解能源供需形勢，做好影響能源消費因素分析，為能源規(guī)劃及政策的制定提供科學(xué)依據(jù)，保證我國國民經(jīng)濟又好又快地發(fā)展。一、能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長相關(guān)概念在經(jīng)濟發(fā)展中，能源一直都是一個永恒的話題，很多的學(xué)者也都對能源做了很多研究，對其相關(guān)聯(lián)的概念做了很多的界定。一般而言，在能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究中需要探討的概念主要如下：（一）能源

4、概念及其分類所謂的能源就是我們通常所說的能源資源，它可以產(chǎn)生各種能量，并且被充分的應(yīng)用到了工業(yè)生產(chǎn)以及人們的日常生活中。這些資源包括煤炭、原油、天然氣、水能、核能以及一些太陽能、地?zé)崮艿鹊取＿@些能源由于其性能以及生產(chǎn)方面的不同，可以將其分為下面的幾類：1.按照能量的來源可以分為三類：地球本身所蘊藏的能量，比如地?zé)?、原子核能；來自地球外部天體的能量，比如，太陽能，它為風(fēng)能、水能、生物能以及礦物質(zhì)能的形成提供條件；地球和其它天體相互作用產(chǎn)生的能量，比如，潮汐能等。2.按照能源的基本形態(tài)可以分為兩類：一次能源與二次能源。一次能源就是天然的能源，比如煤炭、石油、天然氣等；二次能源則是在一次能源加工的基

5、礎(chǔ)之上形成的能源，比如，電能、煤氣、汽油、柴油等等。3.按照能源的性質(zhì)可以分為兩類：燃料型能源與非燃料型能源。燃料型能源主要有石油、煤炭、天然氣、木材等，而非燃料型的能源則為水能、風(fēng)能、地?zé)崮艿鹊取?.按其生產(chǎn)情況可以分為可再生資源和不可再生資源?？稍偕Y源就是可以通過一些形式能夠得到不斷的補充或者是在較短的周期內(nèi)能夠再次產(chǎn)生的能源。比如，風(fēng)能、水能、太陽能、生物能等都是可再生資源；而反之在較短的時間內(nèi)不能夠再生產(chǎn)的能源就是不可再生資源，比如煤炭、石油、天然氣等。（二）能源消費在認(rèn)識了能源的概念以及分類的基礎(chǔ)上我們再看看究竟什么是能源消費。其實能源消費故名思意就是對能源的利用以及使用，在使用中

6、包括個人以及家庭對能源的使用，也包括工業(yè)、農(nóng)業(yè)、服務(wù)業(yè)等對能源的使用，這屬于統(tǒng)計學(xué)的范疇。（三）經(jīng)濟增長與工業(yè)經(jīng)濟增長對于經(jīng)濟增長，經(jīng)濟學(xué)界有著比較統(tǒng)一的認(rèn)定，認(rèn)為經(jīng)濟增長是實際總產(chǎn)出或者是人均實際產(chǎn)出的不斷增加。它的增長是指生產(chǎn)總成果在量上面的增加，在對其衡量的過程中要將所有的生產(chǎn)要素結(jié)合起來。而工業(yè)經(jīng)濟的增長則是指在一定的時期內(nèi)，全部的工業(yè)企業(yè)在實際生產(chǎn)總值或者是增加值上面的不斷增長的一個過程。它的界定是在一段時期內(nèi)的界定，而并不是在一個點上面的界定。二、中國能源供求現(xiàn)狀分析我國經(jīng)濟快速增長，必然帶動能源消費量的增長。作為世界上最大的發(fā)展中國家，建國以來，我國的經(jīng)濟總量和能源消費總量都出現(xiàn)

7、了較大幅度的增長。1953年1978年GDP由1615億元增長到6584億元，再增長到2005年的183084億元，1953年1978年，1979年2005年兩個階段的平均增長率分別為5.8%和9.7%；能源消費量由1953年的0.54億噸標(biāo)準(zhǔn)煤增長到1978年的5.71億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，再增長到2005年的22.47億噸標(biāo)準(zhǔn)煤。年均分別增長了9.9%和5.3%。中國的人均能源消費量也在迅速增長，1953年1978年由0.09噸標(biāo)準(zhǔn)煤增長到0.59噸標(biāo)準(zhǔn)煤，再增長到2005年的1.70噸標(biāo)準(zhǔn)煤。2003年全國城鄉(xiāng)生活人均年用電量為173.7千瓦時，而1980年只有10.7千瓦時。從已收集來的數(shù)據(jù)來看

8、，近年來，我國能源消費是處于供不應(yīng)求的狀態(tài)，并且供求矛盾有擴大的趨勢。從圖中可看出，1996年之前能源的生產(chǎn)和消費均呈溫和上升局勢，雖然能源的生產(chǎn)不能滿足消費的要求，但二者差距也相對平穩(wěn)。但1996年之后之一差距不斷擴大，能源的生產(chǎn)不能滿足經(jīng)濟發(fā)展對它的需求，到2003年能源需求大幅度增加，而能源生產(chǎn)卻不能同步增加，能源矛盾突出。1997年1999年中國經(jīng)濟在保持持續(xù)增長的同時，能源消費總量出現(xiàn)了下降?？赡艿脑蚴牵菏袌龀霈F(xiàn)需求疲軟現(xiàn)象，能源產(chǎn)品需求減少；一些高能耗、污染大的“五小”企業(yè)被關(guān)閉；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化等。由另外的資料表明，2002年2004年連續(xù)三年的能源需求彈性系數(shù)都大于1，說明能源

9、消費量增長速度已經(jīng)超過經(jīng)濟增長速度，經(jīng)濟發(fā)展的能源代價在擴大。種種證據(jù)表明，我國的能源問題比較深刻，迫切需要解決。三、數(shù)據(jù)選取1、能源消費總量，在模型中用Y來表示。是指一次性能源消費總量，由煤炭、石油、天然氣等組成（單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。2、能源消費的影響因素：（1）能源生產(chǎn)總量，在模型中用X1來表示。是指一次性能源生產(chǎn)總量，該指標(biāo)是觀察全國能源生產(chǎn)水平、規(guī)模、構(gòu)成和發(fā)展速度的總量指標(biāo)（單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。（2）全國生活能源消費總量，在模型中用X2來表示，是指一次性能源在在生活方面的消費量。（單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。（3）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，在模型中用X3來表示。指城鎮(zhèn)居民家庭人均可用于最終消費

10、支出和其它非義務(wù)性支出以及儲蓄的總和。它是家庭總收入扣除交納的所得稅、個人交納的社會保障費以及調(diào)查戶的記賬補貼后的收入。（單位：元）。（4）工業(yè)能源消費總量，在模型中用X4來表示，是指工業(yè)方面的能源消費量。（單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。（5）其他因素，在模型中用U表示。我們將由于各種原因未考慮到和無法度量的因素歸入隨機擾動項，如能源價格變動、消費者偏好、國家的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)政策等。原始數(shù)據(jù)：年份能源消費總量（Y）能源生產(chǎn)總量（X1）全國生活能源消費總量（X2）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X3）工業(yè)能源消費總量（X4）198060275637359583477.63898619815944763227100645

11、00.4398061982620676677810313535.3417861983660407127010910564.6445711984709047785511762652.1478651985766828554613318739.1510681986808508812413583900.95444119878663291266143231002.15879219889299795801155341180.263040198996934101639155831373.966291199098703103922158001510.267578199110378310484415993170

12、0.6714131992109170107256156362026.6762791993115993111059157312577.4812231994122737118729154133496.2878551995131176129034157454283961911996138948132616177144838.91003221997138173132410163685160.31000801998132214124250143935425.19440919991301191259351455258549079720001385531289781596562809544320011431

13、99137445154276859.6923472002151797143810175277702.81021812003174990163842198278472.21217712004203227187341212819421.61432442005224682205876234501049315949220062462702210562538811759.8117513720072655832354452679015780.76190167本文所有數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒四、模型設(shè)定回歸模型設(shè)定如下：Y=0+1X1+2X2+3X3+4X4+uY=能源消費總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）X1=能源生產(chǎn)總量（

14、萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）X2=全國生活能源消費總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）X3=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）X4=工業(yè)能源消費總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）u=隨機擾動項0 1 2 3 4待估參數(shù)t=19802007五、模型檢驗 假設(shè)模型中隨機擾動項u滿足古典假定，運用OLS方法估計模型的參數(shù)，利用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews計算可得如下結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 5/21/13 Time: 10:49Sample: 1980 2007Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-Stati

15、sticProb.  C-1822.9752572.371-0.7086750.4856X10.5536140.1072165.1635530.0000X20.2095480.4057690.5164220.6105X31.5853960.4297293.6892930.0012X40.5682710.0937266.0631220.0000R-squared0.999297    Mean dependent var125790.9Adjusted R-squared0.999175    S

16、.D. dependent var55317.60S.E. of regression1588.843    Akaike info criterion17.73983Sum squared resid58061714    Schwarz criterion17.97773Log likelihood-243.3577    F-statistic8176.418Durbin-Watson stat1.376476    Prob(F

17、-statistic)0.000000回歸方程為：Y=-1822.975+0.553614X1+0.209548X2+1.585396X3+0.568271X4t=(-0.708675) (5.163553)（0.516422) (3.689293)（6.063122）R2=0.999297 -R2=0.999175 F=8176.418 DW=1.3764761、 經(jīng)濟意義檢驗由回歸估計結(jié)果可以看出，能源生產(chǎn)總量、全國生活能源消費總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費總量與能源消費總量呈線性正相關(guān)，與現(xiàn)實經(jīng)濟意義理論相符。2、 統(tǒng)計推斷檢驗從估計的結(jié)果可以看出，可決系數(shù)R2=0.9992

18、97，F(xiàn)=8176.418，表明模型在整體上擬合地比較理想。系數(shù)顯著性檢驗：給定=0.05，X1、X3、X4的t值大于給定的顯著性水平，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)能源消費總量對能源消費總量有顯著性影響；僅有X2的t值小于給定的顯著性水平，接受原假設(shè)，表明全國生活能源消費總量對能源消費總量影響不顯著。3、 計量經(jīng)濟學(xué)檢驗（1） 多重共線性檢驗由下表可看出，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X2的t檢驗不顯著，則說明該模型可能存在多重共線性。在Eviews中計算解釋變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)，得如下結(jié)果，也可以看出解釋變量之間存在多

19、重共線性。用逐步回歸法修正模型的多重共線性。運用OLS方法逐一求Y對各個解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計意義選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。結(jié)果如下：變量X1X2X3X4參數(shù)估計值1.20542512.5890413.323271.372864t統(tǒng)計量96.6878717.9831722.8513987.97252R20.9972270.9255860.9525710.996652加入x1的方程-R2最大，以x1為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。變量X1X2X3X4-R2X1,x21.306361(27.90480)-1.129489(-2.225649)0.997500X1,x31.0

20、57581（24.98728）1.723936（3.601698）0.998028X1,x40.654737(6.080966)0.629503(5.132058)0.998541經(jīng)比較，新加入x4的方程-R2=0.998541，改進最大，而且各參數(shù)的t檢驗顯著，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。X1X2X3X4-R2X1,x4,x20.765901(6.854640)-0.815105(-2.230921)0.585695(5.066001)0.998742X1,x4,x30.589143(7.276451)1.433497(4.647176)0.563954(6

21、.135601)0.999200在X1、X4的基礎(chǔ)上加入X2后的方程-R2明顯增大，但是X2的t檢驗不通過。加入X3后不但方程的R2明顯增大，而且t檢驗值也通過，所以選擇保留X3，繼續(xù)回歸。X1X2X3X4-R2X1,x4,x3,x20.553614(5.163553)0.209548(0.516422)1.585396(3.689293)0.568271(6.063122)0.999175在x1，x4，x3的基礎(chǔ)上，加入x2后，不僅R2下降，而且x2參數(shù)的t檢驗不顯著。這說明x2引起多重共線性，應(yīng)予剔除。最后修正多重共線性影響的回歸結(jié)果為：Dependent Variable: YMetho

22、d: Least SquaresDate: 5/21/13 Time: 10:52Sample: 1980 2007Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-1771.2542530.847-0.6998660.4907X10.5891430.0809667.2764510.0000X31.4334970.3084664.6471760.0001X40.5639540.0919156.1356010.0000R-squared0.999289  &#

23、160; Mean dependent var125790.9Adjusted R-squared0.999200    S.D. dependent var55317.60S.E. of regression1564.382    Akaike info criterion17.67993Sum squared resid58734956    Schwarz criterion17.87025Log likelihood-243.5191  

24、  F-statistic11245.40Durbin-Watson stat1.371751    Prob(F-statistic)0.000000（2） 異方差檢驗圖示法：從上圖可看出，殘差e隨Y的變動趨勢不明顯，不規(guī)律，所以，該模型可能不存在異方差。是否存在異方差還應(yīng)通過更進一步的檢驗。White檢驗White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.042741    Probability0.445875Obs*R-squared9.595539&#

25、160;   Probability0.384209Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 5/21/13 Time:11:13Sample: 1980 2007Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-2878793647930201-0.6006220.5556X12823.5682913.6080.9690970.3453X12-0.0223

26、870.046955-0.4767730.6393X1*X30.2622180.2289511.1453000.2671X1*X40.0140390.0959760.1462780.8853X32816.78112596.900.2236090.8256X320.8497920.9903100.8581070.4021X3*X4-0.4876150.225676-2.1606890.0444X4-3330.5263099.903-1.0743970.2968X420.0233340.0494580.4717850.6427R-squared0.342698   &

27、#160;Mean dependent var2097677.Adjusted R-squared0.014047    S.D. dependent var2734894.S.E. of regression2715618.    Akaike info criterion32.73939Sum squared resid1.33E+14    Schwarz criterion33.21518Log likelihood-448.3515   

28、; F-statistic1.042741Durbin-Watson stat3.175863    Prob(F-statistic)0.445875nR2=9.595539,由White檢驗知，在=0.05下，查2分布表，得臨界值20.05（10）=18.3070。因為nR2=9.59553920.05（10）=18.3070。所以拒絕備擇假設(shè)，不拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。ARCH檢驗：ARCH Test:F-statistic0.731099    Probability0.400648Ob

29、s*R-squared0.767152    Probability0.381099Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 5/21/13 Time: 11:18Sample (adjusted): 1981 2007Included observations: 27 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C2408098.679705.53.54285

30、50.0016RESID2(-1)-0.1680530.196543-0.8550430.4006R-squared0.028413    Mean dependent var2051841.Adjusted R-squared-0.010450    S.D. dependent var2776010.S.E. of regression2790478.    Akaike info criterion32.59251Sum squared resid1.95E+14

31、60;   Schwarz criterion32.68850Log likelihood-437.9989    F-statistic0.731099Durbin-Watson stat1.850657    Prob(F-statistic)0.400648因為（n-1）R2=0.76715220.05（1）=3.84146，接受原假設(shè)，表明模型中的隨機誤差項不存在異方差。（3） 自相關(guān)補救圖示法：由上圖可知，e和e（-1）散點圖大部分點落在第、象限，表明隨機擾動項u可能存在正自

32、相關(guān)。按照時間順序繪制殘差項e的圖形。從圖中可看出，e隨t的變化逐次有規(guī)律地變化，呈現(xiàn)鋸齒形的變化，可判斷隨機擾動項u可能存在正自相關(guān)。由下表可得DW=1.371751；給定顯著性水平=0.05，n=28，K=3時，查DurbinWatson表得下限臨界值dL=1.181，上限臨界值dU=1.650，可知dLDWdU，由此可判斷模型可能存在自相關(guān)。Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 5/21/13 Time: 11:26Sample: 1980 2007Included observations: 28VariableCoeffici

33、entStd. Errort-StatisticProb.  C-1771.2542530.847-0.6998660.4907X10.5891430.0809667.2764510.0000X31.4334970.3084664.6471760.0001X40.5639540.0919156.1356010.0000R-squared0.999289    Mean dependent var125790.9Adjusted R-squared0.999200    S.D. dependen

34、t var55317.60S.E. of regression1564.382    Akaike info criterion17.67993Sum squared resid58734956    Schwarz criterion17.87025Log likelihood-243.5191    F-statistic11245.40Durbin-Watson stat1.371751    Prob(F-statistic)0

35、.000000在不能確定的區(qū)域，可采取的措施是增大樣本容量。但是，由于數(shù)據(jù)收集有困難，又DW接近dL值，所以，我們可假設(shè)模型有正自相關(guān)。引入一階自相關(guān)系數(shù)AR(1) 得出回歸結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 5/21/13 Time: 11:28Sample (adjusted): 1981 2007Included observations: 27 after adjustmentsConvergence achieved after 9 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-St

36、atisticProb.  C-3288.2213341.502-0.9840550.3358X10.5853170.0955096.1283970.0000X31.1223990.4092362.7426710.0119X40.6004100.1084185.5379320.0000AR(1)0.3443680.2047201.6821390.0067R-squared0.999368    Mean dependent var128217.4Adjusted R-squared0.999253   &

37、#160;S.D. dependent var54831.80S.E. of regression1498.621    Akaike info criterion17.62805Sum squared resid49409060    Schwarz criterion17.86802Log likelihood-232.9787    F-statistic8696.007Durbin-Watson stat1.850807    

38、Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots      .34從上圖可知，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）對應(yīng)的Prob值為0.0067，在1%的顯著水平下顯著。D.W.對應(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：Y=-3288.221+0.585317X1+1.122399X3+0.600410X4t=(-0.699866) (7.276451) (4.647176) (6.135601)R2=0.999368 F=8696.007 DW=1.850807這說明，在其他因素不變的情況下，當(dāng)能源生產(chǎn)總量X1、工業(yè)能源消費總量X4分別增長1萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，能源消費總量Y分別增長0.585317、0.600410萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長1元時，能源消費總量Y增長1.122399萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。從模