對能源消耗總量影響因素的實(shí)證分析

1、對能源斲喪總量影響因素的實(shí)證闡發(fā)論文關(guān)鍵詞：模子時間序列安穩(wěn)性多重共線性異方差自回歸查驗(yàn)修正一、弁言隨著能源危急的出現(xiàn)，能源斲喪題目成為了一個天下性的熱門題目。本文重要闡發(fā)影響能源斲喪量的經(jīng)濟(jì)變量與能源斲喪之間的相干干系。二、對能源斲喪近況的闡發(fā)一能源斲喪總量的研究闡發(fā)經(jīng)觀察研究，能源重要包羅原煤原油、自然氣、水電、核電、風(fēng)電等。比年來我國經(jīng)濟(jì)快速生長，海內(nèi)消費(fèi)總值GDP穩(wěn)定增長，人民生存程度明顯進(jìn)步。但我們也應(yīng)該看到，隨著經(jīng)濟(jì)的增長，能源斲喪的總量也越來越多，越來越快。石油危急、淡水資源匱乏、臭氧層空洞、植被淘汰、有數(shù)物種滅盡等征象反復(fù)出現(xiàn)。有的國度乃至一連多年都出現(xiàn)了能源危急。二能源斲喪總

2、量增長的緣故原由1經(jīng)濟(jì)增長起首，隨著人們生存程度的普及進(jìn)步，擁有電冰箱、空調(diào)、暖氣、電腦、電視機(jī)、私人車等家庭生存用品的家庭數(shù)目增長了很多，這就造成了能源斲喪數(shù)目普及性的進(jìn)步；其次，隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速生長，海內(nèi)新建了很多產(chǎn)業(yè)企業(yè)，這些企業(yè)天天都在斲喪大量能源。海內(nèi)消費(fèi)總值GDP是權(quán)衡經(jīng)濟(jì)生長狀態(tài)的緊張因素，GDP的增長包羅農(nóng)業(yè)，產(chǎn)業(yè)，修建業(yè)等多方面的增長。此中，產(chǎn)業(yè)，修建業(yè)，交通運(yùn)輸業(yè)的生長都必要斲喪大量的能源。再次，經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了科技的生長，而科技程度的進(jìn)步促使了能源斲喪程度的進(jìn)步。能源斲喪不會像已往一樣僅僅范圍在一樣平常照明和少有的產(chǎn)業(yè)企業(yè)上了。如許便形成了一個惡性循環(huán)，經(jīng)濟(jì)越生長，科技越

3、興隆，能源斲喪的越多。綜上，經(jīng)濟(jì)的生長是能源斲喪總量增長的最根底緣故原由。2能源消費(fèi)總量的增長能源消費(fèi)總量的增長是導(dǎo)致能源斲喪總量增長的直接緣故原由。經(jīng)濟(jì)的增長導(dǎo)致能源需求量的增長，有需求一定會有供給，這就一定導(dǎo)致了能源消費(fèi)量的增長。3生齒增長隨著中國生齒數(shù)目的增長，家庭耗電量，家庭用水量等各方面斲喪都在增長。而且，每小我私人都是一個無底洞，從出生到殞命，每小我私人都市斲喪數(shù)不盡的能源。我們每小我私人的一樣平常生存，衣、食、注行、娛樂等各方面都市斲喪能源。我們不該該忘記，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成再生的。4生存文化的改變隨著當(dāng)代生存節(jié)奏的加速，人們更傾向于

4、快節(jié)奏，高服從的生存方法，這就繁殖了很多人利用一次性筷子，一次性茶杯等用具的生理。而且高服從，快節(jié)奏的生存方法導(dǎo)致了人們白費(fèi)白費(fèi)的生存風(fēng)俗。三、研究目的為了使海內(nèi)的能源能一連被利用，對峙可一連生長途徑，必要定量地闡發(fā)影響能源斲喪總量的重要因素。而且從這些方面入手只管淘汰能源的斲喪。四、實(shí)證闡發(fā)一理論根據(jù)1總論從上文所提到的內(nèi)容中，我們可以得出結(jié)論，影響能源斲喪總量的重要因素，除了能源消費(fèi)總量外，還大概與經(jīng)濟(jì)生長的快慢、生齒數(shù)目、生存風(fēng)俗、人們的生存程度痛癢相干。因此這里思量到的影響能源斲喪總量的因素重要有：能源消費(fèi)總量X1,，城鎮(zhèn)生齒X2，海內(nèi)消費(fèi)總值GDP1978年穩(wěn)定價X3,產(chǎn)業(yè)GDPX4

5、(1978年穩(wěn)定價)，人均GDPX51978年穩(wěn)定價，墟落生齒X6。此中GDP作為經(jīng)濟(jì)生長的快慢的代表，城鎮(zhèn)生齒和墟落生齒作為生齒數(shù)目的代表，人均GDP作為人們生存程度的代表，產(chǎn)業(yè)GDP作為產(chǎn)業(yè)生長程度的代表。由于上文提到的生存文化的改變無法尋到詳細(xì)的數(shù)據(jù)舉行度量，以是，此因素只能歸入到人均GDP中。為此設(shè)定以下情勢的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模子：此中，為第i年能源斲喪總量X1為能源消費(fèi)總量萬噸尺度煤X2城鎮(zhèn)生齒萬人X3GDP1978年可比價百億元X4產(chǎn)業(yè)GDP1978年可比價(百億元)X5人均GDP1978年可比價(百億元)X6墟落生齒萬人2時間序列安穩(wěn)性查驗(yàn)與修正由于所用的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，而大多數(shù)經(jīng)濟(jì)

6、時間序列黑白安穩(wěn)的，假設(shè)直接將非安穩(wěn)的時間序列看成安穩(wěn)時間序列來舉行闡發(fā)，那么大概造成“偽回歸。以是起首要對時間序列的安穩(wěn)性舉行查驗(yàn)。3多重共線性查驗(yàn)與修正由于有6個說明變量，各說明變量的不雅測值之間大概存在線形相干干系，以是必要對模子舉行多重共線性的查驗(yàn)。4自相干的查驗(yàn)與修正所用數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)。由于經(jīng)濟(jì)體系的經(jīng)濟(jì)舉動都具偶然間上的慣性，以是大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)中都有自相干征象。別的，經(jīng)濟(jì)運(yùn)動的滯后效應(yīng)、模子設(shè)定錯誤、數(shù)據(jù)的處置懲罰等多種緣故原由都大概導(dǎo)致出現(xiàn)自相干。因此，必要對模子舉行自相干的查驗(yàn)并舉行修正。5異方差的查驗(yàn)與修正能源斲喪總量的多元闡發(fā)模子，是一個龐大的經(jīng)濟(jì)模子，因此，有大概

7、此模子中略去的變量隨說明變量的變革而呈紀(jì)律性的變革，即模子中存在異方差征象。也有其他大概緣故原由導(dǎo)致此模子存在異方差征象，如：變量的設(shè)定題目、利用均勻數(shù)作為樣本數(shù)據(jù)等。綜上，必要對此模子舉行異方差查驗(yàn)并修正。二數(shù)據(jù)泉源從中國統(tǒng)計(jì)年鑒2022中整合了能源斲喪總量及組成，能源消費(fèi)總量及組成，海內(nèi)消費(fèi)總值，生齒數(shù)及組成這四個百姓經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)后得到如下數(shù)據(jù)：年份能源斲喪總量能源消費(fèi)總量城鎮(zhèn)生齒墟落生齒GDP可比價產(chǎn)業(yè)GDP可比價人均GDP可比價19785714462770172457901436.4516.073.8119795858864562184957904737.7616.283.951980

8、6027563735191407956539.1916.314.1019815944763227202217990140.0716.454.1919826206766778214808017439.9916.424.1819836604071270222748073440.4016.444.2319847090477855240178034042.4016.804.4319857668285546250948075746.7417.584.8919868085088124263668114148.9318.435.1219878663291266276748162651.4718.835.38

9、19889299795801286618236557.7020.576.03198996934101639295408316462.6321.986.55199098703103922301958413866.2722.496.931991103783104844312038462070.8123.197.411992109170107256321758499676.6224.348.011993115993111059331738534488.2527.969.2319941227371187293416985681106.4432.2811.131995131176129034351748

10、5947121.0336.2512.6619961389481326163730485085128.8038.0313.4719971381731324103944984177130.7738.2013.6819981322141242504160883153129.6136.2413.5519991301191259354374882038127.9535.2113.3820001385531289784590680837130.5635.8013.6520011431991374454806479563133.2435.8613.942002151797143810502127824113

11、4.0335.4914.0220221749901638425237676851137.5036.4714.3820222032271873415428375705147.0338.8115.3820222246822058765621274544152.8541.2016.0520222462702210565770673742158.8643.1516.53此中，GDP,產(chǎn)業(yè)GDP,人均GDP這三組數(shù)據(jù)接納的是1978年的可比價，如許就可以消除代價指數(shù)的影響。三數(shù)據(jù)闡發(fā)1模子的設(shè)定顛末上文闡發(fā)，模子終極設(shè)定為：2時間序列安穩(wěn)性的查驗(yàn)與修正用圖形法斷定時間序列是否是安穩(wěn)的。詳細(xì)做法是：別離做

12、出說明變量、被說明變量與時間的散點(diǎn)圖橫軸為時間，縱軸為變量，從圖形的漫衍情勢斷定時間序列是否是安穩(wěn)的。圖行如下：形如下從這幾個圖形中我們可以看出：除墟落生齒外，別的說明變量的圖形漫衍大抵隨時間的增長而呈上升趨勢，以是時間序列黑白安穩(wěn)的。但從它們的圖形中可以看出，除墟落生齒外，這些非安穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量隨時間的變更都呈上升趨勢。以是，固然這些經(jīng)濟(jì)時間序列是配安穩(wěn)的，但它們之間卻存在恒久平衡干系。因此，可以用這些數(shù)據(jù)舉行回歸闡發(fā)，根本不會出現(xiàn)“偽回歸征象。由于墟落生齒的存在會使模子存在“偽回歸征象，而生齒數(shù)目可以用城鎮(zhèn)生齒來表現(xiàn)，以是經(jīng)闡發(fā)，剔除墟落生齒這一因素。3多重共線性的查驗(yàn)與修正這里用簡樸相干系數(shù)

13、法對說明變量之間是否存在多重共線性舉行查驗(yàn)。用Exel軟件，對數(shù)據(jù)舉行簡樸相干系數(shù)闡發(fā)，得到相干系數(shù)表，詳細(xì)數(shù)據(jù)如下：能源消費(fèi)總量城鎮(zhèn)生齒GDP可比價產(chǎn)業(yè)GDP可比價人均GDP可比價能源消費(fèi)總量1城鎮(zhèn)生齒0.9594891GDP可比價0.9192960.9548121產(chǎn)業(yè)GDP可比價0.9095640.9294210.9955941人均GDP可比價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)峻多重共線性題目。必要對此模子舉行修正。用漸漸回歸法對多重共線性舉行修正。由SPSS軟件得到如下數(shù)據(jù)：從以上數(shù)據(jù)可知，顛末漸漸回歸之后，只有能源消費(fèi)總量

14、這一個說明變量進(jìn)入了模子，而且其VIF值為1.000切合尺度。VIF的巨細(xì)反響了說明變量之間是否存在多重共線性，履歷表白，VIF10時，說明說明變量與別的說明變量之間有嚴(yán)峻的多重共線性，且這種共線性大概會過分的影響最小二乘預(yù)計(jì)。但由于現(xiàn)實(shí)履歷及研究表白，能源斲喪總量與GDP也有高度相干干系，以是必要把穩(wěn)定價GDP也參加到模子中。以是末了得到的模子如下：此中，的系數(shù)由LS預(yù)計(jì)得到。4自相干的查驗(yàn)與修正接納D查驗(yàn)法查驗(yàn)?zāi)Ｗ邮欠翊嬖谧韵喔?。用SPSS軟件得到如下數(shù)據(jù)：用科克倫-奧克特迭代法對自相干舉行修訂。，用SPSS軟件，接納9次迭代法，對模子舉行闡發(fā)后，得到如下數(shù)據(jù)：顛末迭代后，根本消除了自相干

15、。得到的模子如下所示：5異方差的查驗(yàn)與修正別離做與Y的散點(diǎn)圖：由圖形可以看出：能源消費(fèi)總量與Y不存在自相干干系，而GDP與Y險些也不存在自相干干系。為了得到更確定的答案，還必要用G-Q查驗(yàn)法對模子舉行異方差的查驗(yàn)。由殘差平方與GDP的散點(diǎn)圖，可知模子大概存在升序擺列的異方差。以是對模子數(shù)據(jù)舉行升序擺列，去除中心四分之一的數(shù)據(jù)，別離對余下的數(shù)據(jù)舉行回歸闡發(fā)，得到如下數(shù)據(jù)：方差闡發(fā)dfSSSF回歸闡發(fā)114987455861.5E+09271.1062殘差949754337.265528260總計(jì)101548499924方差闡發(fā)dfSSSF回歸闡發(fā)11.58E+10905.3101殘差8139955216.817494402總計(jì)9盤算統(tǒng)計(jì)量=139955216.8/49754337.26=2.81給定明顯性程度=0.05，查F漫衍表，的臨界值為F(0.05)(11,11)=2.82。由于2.812.82，以是以為模子中不存在異方差。五、模子總結(jié)本次闡發(fā)一開始選擇了比力多的變量作為闡發(fā)根據(jù)，但是通過種種查驗(yàn)和調(diào)解，終極效果表現(xiàn)，影響能源斲喪總量的重要因素有能源消費(fèi)總量與GDP。能源消費(fèi)總量是斲喪總量的直接制約因素。GDP的增長是能源斲喪總量曾長的根底