優(yōu)秀畢業(yè)論文我國電力消費(fèi)因素分析

1、【實(shí)驗(yàn)作者】學(xué)號(hào)：1032215227pole【實(shí)驗(yàn)名稱】我國電力消費(fèi)因素分析【實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹客ㄟ^查閱全國統(tǒng)計(jì)年鑒，分析總體的結(jié)構(gòu)、變量的集中趨勢(shì)、離散趨勢(shì)及分布形態(tài)，對(duì)我國電力消費(fèi)水平和其影響因素作出總結(jié)分析。【實(shí)驗(yàn)內(nèi)容】進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國經(jīng)濟(jì)一直保持了良好的發(fā)展勢(shì)頭，電力工業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響程度日益突出。近年來，伴隨著國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速發(fā)展我國能源消費(fèi)快速增長，電力供應(yīng)日趨緊張。由于電力短缺，有些地區(qū)陸續(xù)出現(xiàn)了拉閘限電的情況，政府也出臺(tái)了推動(dòng)電力供應(yīng)的措施，但這并不能從根本上解決電力短缺問題。本文主要研究的是我國電力消費(fèi)的因素分析，預(yù)測(cè)未來用電需求提供依據(jù)

2、從而對(duì)我國電力中長期發(fā)展戰(zhàn)略提出一定的意見。數(shù)據(jù)主要來源于2010年中國統(tǒng)計(jì)年鑒，擬通過GDP人口總量，工業(yè)總產(chǎn)值，電力出廠價(jià)價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)，建立全國電力消費(fèi)總量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。一、影響因素的選取根據(jù)本文的研究課題，在模型中以我們年電力消費(fèi)總量Yi作為因變量，選擇解釋變量如下：1全國GDP總額：一國經(jīng)濟(jì)增長水平由這個(gè)指標(biāo)明確的反映出來。電力工業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，對(duì)電力的依賴性越來越高，所以我們將GDP乍為電力消費(fèi)量的一個(gè)影響因素。2全國人口總量：在電力消費(fèi)上，我們不僅要關(guān)注工業(yè)用電，也要關(guān)注城鄉(xiāng)居民的用電用電需求，每個(gè)人的正常工作和生活都需要不斷的消費(fèi)電力。3工業(yè)總產(chǎn)值：總體

3、上來說，工業(yè)部門多數(shù)屬于高密度用電部門。隨著工業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化的發(fā)展，工業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)效率大大提高，與此同時(shí)，對(duì)于生產(chǎn)過程中電力需求也大大提高，我們需要更多的考慮工業(yè)總產(chǎn)值變動(dòng)的因素。4電力出廠價(jià)格指數(shù)：價(jià)格總能影響需求，電價(jià)波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致電力消費(fèi)量的變動(dòng)，所以我們引入價(jià)格因素，又因?yàn)楦鞯貐^(qū)電價(jià)存在差異，直接引用較難，所以我們用電力出廠價(jià)指數(shù)來估計(jì)電價(jià)。二、模型設(shè)定、根據(jù)我們以上分析，回歸模型這里如下：Y = ：0 ' -lXli ,2X21-3X31 , "X4i +.二 iY （i=1,215）分別對(duì)應(yīng)自1992年起至2006年的全國電力消費(fèi)總量（單位：億千瓦時(shí)）Xii (i=1,

4、215）分別對(duì)應(yīng)自1992年起至2006年的全國GDP怦位：億元）Xz (i=1,215）分別對(duì)應(yīng)自1992年起至2006年的全國人口總量（單位：萬人）X3i (i=1,215）分別對(duì)應(yīng)自1992年起至2006年的全國工業(yè)總產(chǎn)值（單位：億元）X4i (i=1,215）分別對(duì)應(yīng)自1992年起至2006年的全國電力出廠價(jià)指數(shù)H (i=1,215）隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)序列三、樣本數(shù)據(jù)的收集電力消費(fèi)總電力出量（億千瓦工業(yè)總產(chǎn)值廠價(jià)指年份時(shí)）GDP（乙元）人口總量（億元）數(shù)1992年7859.2026923.50117171.0027724.21108.801993年8426.5035333.90118517.0

5、039693.00147.861994年9260.4048197.90119850.0051353.03206.261995年10023.4060793.70121121.0054946.86225.861996年10764.3071176.60122389.0062740.16255.451997年11284.4078973.00123626.0068352.68291.211998年11598.4084402.30124761.0067737.14307.231999年12305.2089677.10125786.0072707.04309.992000年13471.4099214.601

6、26743.0085673.66317.432001年14633.50109655.20127627.0095448.98324.732002年16331.50120332.70128453.00110776.48327.332003年19031.60135822.80129227.00142271.22330.272004年21971.40159878.30129988.00201722.19338.202005年24940.40184937.40130756.00251619.50352.412006年28588.00216314.40131448.00316588.96362.27數(shù)據(jù)來

7、源：中華人民共和國統(tǒng)計(jì)年鑒http:四、數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)由于所用數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，需要檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，分別對(duì)電力消費(fèi)總量（總量工業(yè)總產(chǎn)值，電力出廠價(jià)指數(shù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，Y), GDP 人口NullHypothesis:D(Y)hasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:3(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=3)t-StatisticProb.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-5.3769210.0091Testcriticalvalues:1%level-5.2953845%l

8、evel-4.00815710%level-3.460791*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.Warning:Probabilitiesandcriticalvaluescalculatedfor20observationsandmaynotbeaccurateforasamplesizeof10AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(Y,2)Method:LeastSquaresDate:11/18/11Time:17:00Sample(adjusted):19972006Includedo

9、bservations:10afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(Y(-1)-0.6928200.128851-5.3769210.0058D(Y(-1),2)0.5921300.1797463.2942640.0301D(Y(-2),2)-0.4691190.155523-3.0163870.0393D(Y(-3),2)0.7347890.2137403.4377740.0263C-1059.811208.9839-5.0712570.0071TREND(1992)231.096132.496727.111

10、3670.0021R-squared0.967452Meandependentvar290.6700AdjustedR-squared0.926766S.D.dependentvar397.4776S.E.ofregression107.5643Akaikeinfocriterion12.47776Sumsquaredresid46280.33Schwarzcriterion12.65932Loglikelihood-56.38882Hannan-Quinncriter.12.27860F-statistic23.77885Durbin-Watsonstat1.880893Prob(F-sta

11、tistic)0.004485表（1）對(duì)Y進(jìn)行一階差分的ADF檢驗(yàn)，從表（1）看，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量是-5.38，比顯著性水平為1%勺臨界值都小，所以拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。NullHypothesis:D(X1,2)hasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:1(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=2)t-StatisticProb.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.6813310.0706Testcriticalvalues:1%level-5.1248755

12、%level-3.93336410%level-3.420030*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.Warning:Probabilitiesandcriticalvaluescalculatedfor20observationsandmaynotbeaccurateforasamplesizeof11AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(X1,3)Method:LeastSquaresDate:11/18/11Time:17:17Sample(adjusted):19962006Includ

13、edobservations:11afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(X1(-1),2)-1.4929930.405558-3.6813310.0078D(X1(-1),3)0.2814780.2661951.0574130.3254C-8262.3613035.276-2.7221120.0297TREND(1992)1178.287363.14723.2446530.0142R-squared0.698108Meandependentvar598.7364AdjustedR-squared0.56872

14、6S.D.dependentvar3957.365S.E.ofregression2598.859Akaikeinfocriterion18.83882Sumsquaredresid47278462Schwarzcriterion18.98351Loglikelihood-99.61351Hannan-Quinncriter.18.74761F-statistic5.395708Durbin-Watsonstat2.389043Prob(F-statistic)0.030770表（2）對(duì)X1進(jìn)行二階差分ADF檢驗(yàn)，從表（2）看，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量是-3.68,比顯著性水平為者B小，所以拒絕原假設(shè)，序

15、列不存在單位根，是平穩(wěn)的10%勺臨界值NullHypothesis:D(LNX2)hasaunitrootExogenous:NoneLagLength:2(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=3)AugmentedDickey-Fullerteststatistic-1.8616590.0622Testcriticalvalues:1%level-2.7921545%level-1.97773810%level-1.602074t-StatisticProb.*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.Warning:Probabilitiesand

16、criticalvaluescalculatedfor20observationsandmaynotbeaccurateforasamplesizeof11AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(LNX2,2)Method:LeastSquaresDate:11/25/11Time:16:44Sample(adjusted):19962006Includedobservations:11afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(LNX2(-1)-

17、0.0471070.025304-1.8616590.0997D(LNX2(-1),2)0.3651140.3704990.9854660.3533D(LNX2(-2),2)-0.1505890.353985-0.4254120.6817R-squared0.184705Meandependentvar-0.000479AdjustedR-squared-0.019118S.D.dependentvar0.000313S.E.ofregression0.000316Akaikeinfocriterion-13.05755Sumsquaredresid7.97E-07Schwarzcriteri

18、on-12.94903Loglikelihood74.81653Hannan-Quinncriter.-13.12596Durbin-Watsonstat1.282587表(3)10%勺臨界值小,對(duì)X2進(jìn)行二階差分ADF檢驗(yàn)，從表(3)看，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量是-1.86，比顯著性水平為所以拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。NullHypothesis:D(X3,2)hasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:2(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=2)t-StatisticProb.*AugmentedDickey-

19、Fullerteststatistic-3.7668560.0681Testcriticalvalues:1%level-5.2953845%level-4.00815710%level-3.460791*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.Warning:Probabilitiesandcriticalvaluescalculatedfor20observationsandmaynotbeaccurateforasamplesizeof10AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(X3,3)Met

20、hod:LeastSquaresDate:11/18/11Time:21:07Sample(adjusted):19972006Includedobservations:10afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(X3(-1),2)-3.8534851.022998-3.7668560.0131D(X3(-1),3)1.9669990.7613922.5834230.0492D(X3(-2),3)0.7431400.5730451.2968260.2513C-51359.5216197.08-3.1709120

21、.0248TREND(1992)7208.6172015.6543.5763170.0159R-squared0.885336Meandependentvar1087.268AdjustedR-squared0.793604S.D.dependentvar17183.14S.E.ofregression7806.434Akaikeinfocriterion21.07014Sumsquaredresid3.05E+08Schwarzcriterion21.22143Loglikelihood-100.3507Hannan-Quinncriter.20.90417F-statistic9.6513

22、94Durbin-Watsonstat2.112956Prob(F-statistic)0.014306表（4）對(duì)X3進(jìn)行二階差分ADF檢驗(yàn)，從表（4）看，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量是-3.77.,比顯著性水平為者B小，所以拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。10%勺臨界值NullHypothesis:D(X4,2)hasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:1(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=2)t-StatisticProb.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-5.2856580.

23、0081Testcriticalvalues:1%level-5.1248755%level-3.93336410%level-3.420030*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.Warning:Probabilitiesandcriticalvaluescalculatedfor20observationsandmaynotbeaccurateforasamplesizeof11AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(X4,3)Method:LeastSquaresDate:11/18/11T

24、ime:21:11Sample(adjusted):19962006Includedobservations:11afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(X4(-1),2)-1.9815450.374891-5.2856580.0011D(X4(-1),3)0.4540200.1877142.4186770.0462C-17.913959.333267-1.9193650.0964TREND(1992)1.5138230.9117961.6602640.1408R-squared0.883625Meandepe

25、ndentvar3.131818AdjustedR-squared0.833750S.D.dependentvar18.78307S.E.ofregression7.658571Akaikeinfocriterion7.184816Sumsquaredresid410.5760Schwarzcriterion7.329505Loglikelihood-35.51649Hannan-Quinncriter.7.093609F-statistic17.71677Durbin-Watsonstat1.030766Prob(F-statistic)0.001194表（5）對(duì)X4進(jìn)行二階差分ADF檢驗(yàn)，

26、從表（5）看，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量是-5.26，比顯著性水平為5%勺臨界值都小，所以拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。結(jié)論，從檢驗(yàn)結(jié)果可知Y,X1,X2,X3,X4都為平穩(wěn)序列，可直接使用，建立模型。五、模型的估計(jì)運(yùn)用最小二乘法（OLS對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，得到結(jié)果如下DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:11/18/11Time:21:52Sample:19922006Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-48288.7423646.18-2.042

27、1370.0684X10.0579140.0416551.3903180.1946X20.4806250.2064602.3279360.0422X30.0304280.0164421.8505860.0940X4-22.791234.089523-5.5730760.0002R-squared0.998785Meandependentvar14699.31AdjustedR-squared0.998298S.D.dependentvar6288.756S.E.ofregression259.4133Akaikeinfocriterion14.21592Sumsquaredresid67295

28、2.4Schwarzcriterion14.45194Loglikelihood-101.6194Hannan-Quinncriter.14.21341F-statistic2054.400Durbin-Watsonstat1.414818Prob(F-statistic)0.000000我們可以看到R-squared和AdjustedR-squared都接近于1,表明模型擬合的效果非常好，解釋變量系數(shù)的t檢驗(yàn)除X1以外都顯著，Y=C(1)+C(2)*X1+C(3)*X2+C(4)*X3+C(5)*X4Y=-48288.7438148+0.0579136581183*X1+0.48062461

29、8597*X2+0.0304278955754*X3-22.7912259877*X4若改變模型設(shè)定形式，采用對(duì)數(shù)形式后進(jìn)行回歸結(jié)果如下DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:11/20/11Time:14:16Sample:19922006Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-35.720166.931618-5.1532210.0004LNX10.3724900.1056743.5249070.0055LNX23.4421880.632653

30、5.4408800.0003LNX30.2972710.0432516.8731410.0000LNX4-0.4979090.059549-8.3613940.0000R-squared0.999357Meandependentvar9.518860AdjustedR-squared0.999099S.D.dependentvar0.396157S.E.ofregression0.011890Akaikeinfocriterion-5.764960Sumsquaredresid0.001414Schwarzcriterion-5.528943Loglikelihood48.23720Hanna

31、n-Quinncriter.-5.767474F-statistic3882.636Durbin-Watsonstat2.532065Prob(F-statistic)0.000000我們發(fā)現(xiàn)，采用對(duì)數(shù)形式后模型的R2s一步提高，lnx1和lnx2的檢驗(yàn)變量t都很小，lnx3和lnx4的檢驗(yàn)變量t為0,所以修改模型為對(duì)數(shù)形式。LNY=C(1)+C(2)*LNX1+C(3)*LNX2+C(4)*LNX3+C(5)*LNX4LNY=-35.720161358+0.372489956351*LNX1+3.44218763279*LNX2+0.29727132501*LNX3-0.4979089564

32、84*LNX4六回歸結(jié)果的檢驗(yàn)（一）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1、從回歸的結(jié)果看，方程樣本的判定系數(shù)R2在調(diào)整前和調(diào)整后都非常的高，表明方程擬合效果非常好。2、系統(tǒng)顯著性檢驗(yàn)，調(diào)整前x1和x3的p值大于0.05,沒有通過t檢驗(yàn)，但是在調(diào)整后，所以的系數(shù)都通過了t檢驗(yàn)。（二）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1、異方差檢驗(yàn)WHITE僉驗(yàn)結(jié)果如下：HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic1.205946Prob.F(10,4)0.4639Obs*R-squared11.26389Prob.Chi-Square(10)0.3373ScaledexplainedSS3.146636Prob.Chi-S

33、quare(10)0.9778TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:11/20/11Time:15:02Sample:19922006Includedobservations:15CollineartestregressorsdroppedfromspecificationVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.0174910.223523-0.0782530.9414LNX1-0.0187290.047364-0.3954190.7127LNX1A2-

34、0.0237390.029903-0.7938650.4717LNX1*LNX20.0026530.0099940.2654770.8038LNX1*LNX30.0388530.0341801.1367130.3191LNX1*LNX40.0150400.0426220.3528620.7420LNX2*LNX3-0.0019060.006202-0.3072840.7740LNX2*LNX40.0025660.0063250.4057570.7057LNX3A2-0.0139560.010663-1.3088760.2607LNX3*LNX4-0.0181830.015037-1.20922

35、40.2932LNX4A20.0004110.0245610.0167140.9875R-squared0.750926Meandependentvar9.43E-05AdjustedR-squared0.128240S.D.dependentvar0.000109S.E.ofregression0.000102Akaikeinfocriterion-15.39566Sumsquaredresid4.17E-08Schwarzcriterion-14.87642Loglikelihood126.4674Hannan-Quinncriter.-15.40119F-statistic1.20594

36、6Durbin-Watsonstat3.598213Prob(F-statistic)0.463866從表中我們可以看出，檢驗(yàn)的伴隨概率是0.3373,Obs*R-squared為11.26389,由white檢驗(yàn)知,在a=0.05下，查XA2分布表，的臨界值為（xA210）18.307>11.26389,表明模型不存在異方差，ARCH檢驗(yàn)結(jié)果如下：HeteroskedasticityTest:ARCHF-statistic0.055602Prob.F(3,7)0.9814Obs*R-squared0.256022Prob.Chi-Square(3)0.9681TestEquation:

37、DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:11/25/11Time:19:52Sample(adjusted):19962006Includedobservations:11afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C6.45E-055.91E-051.0918260.3111RESIDA2(-1)-0.1043340.374956-0.2782560.7889RESIDA2(-2)0.1011380.3716450.2721350.7934RESIDA2(-3

38、)0.0312320.3694140.0845450.9350R-squared0.023275Meandependentvar6.60E-05AdjustedR-squared-0.395322S.D.dependentvar0.000121S.E.ofregression0.000143Akaikeinfocriterion-14.59501Sumsquaredresid1.43E-07Schwarzcriterion-14.45033Loglikelihood84.27258Hannan-Quinncriter.-14.68622F-statistic0.055602Durbin-Wat

39、sonstat2.003818Prob(F-statistic)0.981375從上表可以看出，Obs*R-squared=0.256022，在a=0.05下，查XA2分布表，的臨界值=7.815>0.256022,表明模型不存在異方差。由于WHITE檢驗(yàn)和ARCK驗(yàn)同時(shí)表明沒有異方差，所以我們認(rèn)定模型不存在異方差。也可以從殘差的散點(diǎn)圖看出，是同方差圖形。13O51O505。10ooOamuuNfosptnauQ- .010一*- .015_/- .0204111-.02-.01.00.01.02.03QuantilesofRESID2自相關(guān)檢驗(yàn)先利用殘差數(shù)據(jù)給出殘差如下所示的相關(guān)圖，我

40、們初步判斷序列存在負(fù)相關(guān)。.025.020.015.010.005.000-.005-.010-.015-.02019921994199619982000200220042006.025.020,*.015.010-e事«1.005一E.E.000r- .005一,«- .010-,，Q- .015_市- .020-I111-.02-.01.00.01.02.03E給定顯著性水平0.05,差DWH,當(dāng)n=15,k=4,dl為0.82,du為1.75而實(shí)驗(yàn)的DW值為2.532大于du,4-du<DW<4所以序列存在負(fù)相關(guān)Breusch-GodfreySerialC

41、orrelationLMTest:F-statistic0.903745Prob.F(1,9)0.3666Obs*R-squared1.368793Prob.Chi-Square(1)0.2420TestEquation:DependentVariable:RESIDMethod:LeastSquaresDate:11/25/11Time:18:45Sample:19922006Includedobservations:15Presamplemissingvaluelaggedresidualssettozero.VariableCoefficientStd.Errort-StatisticP

42、rob.C0.3984046.9778170.0570960.9557LNX10.0142750.1072420.1331080.8970LNX2-0.0371910.636922-0.0583910.9547LNX3-0.0059400.043908-0.1352840.8954LNX4-0.0101650.060785-0.1672300.8709RESID(-1)-0.3085920.324610-0.9506550.3666R-squared0.091253AdjustedR-squared-0.413607Meandependentvar-2.22E-14S.D.dependentv

43、ar0.010049S.E.ofregression0.011948Akaikeinfocriterion-5.727315Sumsquaredresid0.001285Schwarzcriterion-5.444095Loglikelihood48.95486Hannan-Quinncriter.-5.730332F-statistic0.180749Durbin-Watsonstat2.164899Prob(F-statistic)0.962923通過LM的檢驗(yàn)，表明模型存在著一階序列相關(guān)，既自相關(guān)。DependentVariable:D(LNY)Method:LeastSquaresDa

44、te:11/25/11Time:18:54Sample(adjusted):19932006Includedobservations:14afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.1287640.0389193.3084960.0091D(LNX1)0.3342950.1010573.3079720.0091D(LNX2)-11.285024.607982-2.4490150.0368D(LNX3)0.1122990.0665031.6886460.1256D(LNX4)-0.1529140.107488-1.

45、4226080.1886R-squared0.916183Meandependentvar0.092236AdjustedR-squared0.878931S.D.dependentvar0.037549S.E.ofregression0.013065Akaikeinfocriterion-5.565293Sumsquaredresid0.001536Schwarzcriterion-5.337059Loglikelihood43.95705Hannan-Quinncriter.-5.586421F-statistic24.59421Durbin-Watsonstat2.082526Prob(

46、F-statistic)0.000073通過一階差分，建立出差分模型，得到DW；2.08,du<DW<4-du沒有自相關(guān)。Y=?我們也可以運(yùn)用Durbin兩步法來估計(jì)自相關(guān)系數(shù)，【實(shí)驗(yàn)小結(jié)】模型系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義分析（一）系數(shù)經(jīng)濟(jì)意義分析1全國人口總數(shù)。從回歸系數(shù)3.442188可以看出，人口數(shù)量對(duì)電力消費(fèi)量的影響是比較顯著和重大的。居民生活用電，作為總體電力消費(fèi)量的一個(gè)重要組成部分，與全國人口數(shù)量有著密切的聯(lián)系。2GDP總數(shù)。一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體情況，用GDPf留艮好的影響出來，而電力作為重要的能源，起用量與GDP勺影響也是很大的。3全國工業(yè)總產(chǎn)值。無庸置疑，工業(yè)部門多數(shù)屬于高密度

47、用電部門，它也是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的命脈，工業(yè)部門對(duì)電力的消費(fèi)變動(dòng)和需求直接影響工業(yè)產(chǎn)出，對(duì)GDPm有相應(yīng)的影響。4電力出廠價(jià)價(jià)格指數(shù)。電價(jià)的波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致電力消費(fèi)的變動(dòng)，所以我們引入價(jià)格因素，但是由于各地的電價(jià)不同，且商業(yè)、工業(yè)以及普通居民的電價(jià)也是不同的，比較不適合以單一價(jià)格引入模型，不僅計(jì)算復(fù)雜且數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)不能夠很精確，不能很好的反映價(jià)格影響需求。因?yàn)楣I(yè)部門的電力主要消耗者，所以我們用電力出廠指數(shù)來近似電價(jià)。（二）回歸分析的政策建議1優(yōu)化電力工業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。我國電力資源是非常典型的以火電為主的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，而且火電的比重還有進(jìn)一步上升的趨勢(shì)，從以往的數(shù)據(jù)看一看到1985年我國火電生產(chǎn)占電力生產(chǎn)總量的78%，水電占22%，到2000年，火電占電力生產(chǎn)總量的82%水電占16%，到2006年火電的占生產(chǎn)總量的82.5%,。在空間分布上，水電和火電的分布受到資源的限制，分布也有很大的不同，水電由于受到裝機(jī)容量、地域、季節(jié)等因素的影響，所以產(chǎn)出的總量相對(duì)較低很多。而以火電為主的電力建構(gòu)一方面一來不可再生資源，另一方面對(duì)環(huán)境造成污染。我國化石能源剩余探明可采儲(chǔ)量可開發(fā)年限均較低，其產(chǎn)量難以滿足電力長期增長的需求。此外我國煤炭平均含硫量為0.9%，動(dòng)力煤為0.85%，高硫煤和中硫煤儲(chǔ)量分別占全國煤炭儲(chǔ)量的8.89%和3.74%，平均含硫量打到1.15%，隨著人民生活水