計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文標(biāo)準(zhǔn)范文

1、能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系研究摘要：能源是國(guó)家經(jīng)濟(jì)的命脈，也是一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。我國(guó)作為世界上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最快的國(guó)家，對(duì)于能源的消費(fèi)也是非比尋常的。在我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中，對(duì)于能源的消耗占主要地位的就是工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。從一定程度上來講，能源的消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，旨在從我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)以及能源的消費(fèi)之間尋找到一個(gè)協(xié)調(diào)點(diǎn)，促進(jìn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的高效增長(zhǎng)。一直以來，工業(yè)都是能源消費(fèi)的主體，是工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不可缺少的生產(chǎn)資料，尤其是對(duì)我國(guó)這個(gè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的發(fā)展中國(guó)家來說。在很長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)，我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都是以犧牲能源為代價(jià)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(jì)發(fā)展的彌補(bǔ)品。雖然說幾年來，隨著能源危機(jī)的臨近，以及世界對(duì)綠色生產(chǎn)的呼喚，我國(guó)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(fèi)，但是畢竟我國(guó)還處于經(jīng)濟(jì)大幅增長(zhǎng)的階段，所以對(duì)于能源的消費(fèi)也是必不可少的。所以，在現(xiàn)階段，對(duì)于能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究，是我國(guó)工業(yè)生產(chǎn)以及能源管理相關(guān)部門工作中的一個(gè)重點(diǎn)，也是促進(jìn)有關(guān)部門采取相應(yīng)措施提高能源利用率，實(shí)現(xiàn)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)與能源關(guān)系目標(biāo)的關(guān)鍵。關(guān)鍵詞：能源消費(fèi) 能源生產(chǎn) 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型 能源戰(zhàn)略總論：我國(guó)是一個(gè)能源大國(guó)，但是，我國(guó)人口眾多，人均能源占有量不及同期發(fā)達(dá)國(guó)家的

3、1/5。能源是任何一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可缺失的物質(zhì)基礎(chǔ)。隨著我國(guó)人口的繼續(xù)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，能源消費(fèi)量的增加是必然的，而與年俱增的能源消費(fèi)對(duì)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(guó)經(jīng)濟(jì)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(shì)，做好影響能源消費(fèi)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(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)又好又快地發(fā)展。一、能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)概念在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，能源一直都是一個(gè)永恒的話題，很多的學(xué)者也都對(duì)能源做了很多研究，對(duì)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(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(yáng)能、地?zé)崮艿鹊?。這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(yùn)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(yáng)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(bǔ)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(yáng)能、生物能等都是可再生資源；而反之在較短的時(shí)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(fèi)在認(rèn)識(shí)了能源的概念以及分類的基礎(chǔ)上我們?cè)倏纯淳烤故裁词悄茉聪M(fèi)。其實(shí)能源消費(fèi)故名思意就是對(duì)能源的利用以及使用，在使用中

6、包括個(gè)人以及家庭對(duì)能源的使用，也包括工業(yè)、農(nóng)業(yè)、服務(wù)業(yè)等對(duì)能源的使用，這屬于統(tǒng)計(jì)學(xué)的范疇。（三）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)學(xué)界有著比較統(tǒng)一的認(rèn)定，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是實(shí)際總產(chǎn)出或者是人均實(shí)際產(chǎn)出的不斷增加。它的增長(zhǎng)是指生產(chǎn)總成果在量上面的增加，在對(duì)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(jì)的增長(zhǎng)則是指在一定的時(shí)期內(nèi)，全部的工業(yè)企業(yè)在實(shí)際生產(chǎn)總值或者是增加值上面的不斷增長(zhǎng)的一個(gè)過程。它的界定是在一段時(shí)期內(nèi)的界定，而并不是在一個(gè)點(diǎn)上面的界定。二、中國(guó)能源供求現(xiàn)狀分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，必然帶動(dòng)能源消費(fèi)量的增長(zhǎng)。作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家，建國(guó)以來，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量和能源消費(fèi)總量都出現(xiàn)

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

8、，近年來，我國(guó)能源消費(fèi)是處于供不應(yīng)求的狀態(tài)，并且供求矛盾有擴(kuò)大的趨勢(shì)。從圖中可看出，1996年之前能源的生產(chǎn)和消費(fèi)均呈溫和上升局勢(shì)，雖然能源的生產(chǎn)不能滿足消費(fèi)的要求，但二者差距也相對(duì)平穩(wěn)。但1996年之后之一差距不斷擴(kuò)大，能源的生產(chǎn)不能滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)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(guó)經(jīng)濟(jì)在保持持續(xù)增長(zhǎng)的同時(shí)，能源消費(fèi)總量出現(xiàn)了下降?？赡艿脑蚴牵菏袌?chǎng)出現(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(fèi)量增長(zhǎng)速度已經(jīng)超過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能源代價(jià)在擴(kuò)大。種種證據(jù)表明，我國(guó)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(fèi)總量，在模型中用Y來表示。是指一次性能源消費(fèi)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(fèi)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(guó)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(guó)生活能源消費(fèi)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(fèi)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(fèi)

10、支出和其它非義務(wù)性支出以及儲(chǔ)蓄的總和。它是家庭總收入扣除交納的所得稅、個(gè)人交納的社會(huì)保障費(fèi)以及調(diào)查戶的記賬補(bǔ)貼后的收入。（單位：元）。（4）工業(yè)能源消費(fèi)總量，在模型中用X4來表示，是指工業(yè)方面的能源消費(fèi)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，如能源價(jià)格變動(dòng)、消費(fèi)者偏好、國(guó)家的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)政策等。原始數(shù)據(jù)：年份能源消費(fèi)總量（Y）能源生產(chǎn)總量（X1）全國(guó)生活能源消費(fèi)總量（X2）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X3）工業(yè)能源消費(fèi)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(guó)統(tǒng)計(jì)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(fèi)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(guó)生活能源消費(fèi)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(fèi)總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）u=隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)0 1 2 3 4待估參數(shù)t=19802007五、模型檢驗(yàn) 假設(shè)模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)u滿足古典假定，運(yùn)用OLS方法估計(jì)模型的參數(shù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews計(jì)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(jì)意義檢驗(yàn)由回歸估計(jì)結(jié)果可以看出，能源生產(chǎn)總量、全國(guó)生活能源消費(fèi)總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費(fèi)總量與能源消費(fèi)總量呈線性正相關(guān)，與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義理論相符。2、 統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)從估計(jì)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(yàn)：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(fèi)總量對(duì)能源消費(fèi)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(guó)生活能源消費(fèi)總量對(duì)能源消費(fèi)總量影響不顯著。3、 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)（1） 多重共線性檢驗(yàn)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(yàn)不顯著，則說明該模型可能存在多重共線性。在Eviews中計(jì)算解釋變量之間的簡(jiǎn)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(yùn)用OLS方法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)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(jì)值1.20542512.5890413.323271.372864t統(tǒng)計(jì)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(jìn)最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，但是x2的符號(hào)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(yàn)不通過。加入X3后不但方程的R2明顯增大，而且t檢驗(yàn)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(yàn)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(yàn)圖示法：從上圖可看出，殘差e隨Y的變動(dòng)趨勢(shì)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(jìn)一步的檢驗(yàn)。White檢驗(yàn)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(yàn)知，在=0.05下，查2分布表，得臨界值20.05（10）=18.3070。因?yàn)閚R2=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(yàn)：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?yàn)椋╪-1）R2=0.76715220.05（1）=3.84146，接受原假設(shè)，表明模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。（3） 自相關(guān)補(bǔ)救圖示法：由上圖可知，e和e（-1）散點(diǎn)圖大部分點(diǎn)落在第、象限，表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)u可能存在正自

32、相關(guān)。按照時(shí)間順序繪制殘差項(xiàng)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)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(shí)，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(duì)應(yīng)的Prob值為0.0067，在1%的顯著水平下顯著。D.W.對(duì)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(fèi)總量X4分別增長(zhǎng)1萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，能源消費(fèi)總量Y分別增長(zhǎng)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(zhǎng)1元時(shí)，能源消費(fèi)總量Y增長(zhǎng)1.122399萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。從模