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文檔簡(jiǎn)介
1、對(duì)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(shí)間序列安穩(wěn)性多重共線(xiàn)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(gè)天下性的熱門(mén)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(duì)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(guān)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(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速生長(zhǎng),海內(nèi)消費(fèi)總值GDP穩(wěn)定增長(zhǎng),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(zhǎng),能源斲喪的總量也越來(lái)越多,越來(lái)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(guó)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(zhǎng)的緣故原由1經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(chē)等家庭生存用品的家庭數(shù)目增長(zhǎng)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(guó)經(jīng)濟(jì)的快速生長(zhǎng),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(zhǎng)狀態(tài)的緊張因素,GDP的增長(zhǎng)包羅農(nóng)業(yè),產(chǎn)業(yè),修建業(yè)等多方面的增長(zhǎng)。此中,產(chǎn)業(yè),修建業(yè),交通運(yùn)輸業(yè)的生長(zhǎng)都必要斲喪大量的能源。再次,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了科技的生長(zhǎng),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(huì)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(gè)惡性循環(huán),經(jīng)濟(jì)越生長(zhǎng),科技越
3、興隆,能源斲喪的越多。綜上,經(jīng)濟(jì)的生長(zhǎng)是能源斲喪總量增長(zhǎng)的最根底緣故原由。2能源消費(fèi)總量的增長(zhǎng)能源消費(fèi)總量的增長(zhǎng)是導(dǎo)致能源斲喪總量增長(zhǎng)的直接緣故原由。經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)導(dǎo)致能源需求量的增長(zhǎng),有需求一定會(huì)有供給,這就一定導(dǎo)致了能源消費(fèi)量的增長(zhǎng)。3生齒增長(zhǎng)隨著中國(guó)生齒數(shù)目的增長(zhǎng),家庭耗電量,家庭用水量等各方面斲喪都在增長(zhǎng)。而且,每小我私人都是一個(gè)無(wú)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(lè)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(duì)峙可一連生長(zhǎng)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(zhǎng)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(jià)X3,產(chǎn)業(yè)GDPX4
5、(1978年穩(wěn)定價(jià)),人均GDPX51978年穩(wěn)定價(jià),墟落生齒X6。此中GDP作為經(jīng)濟(jì)生長(zhǎng)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(zhǎng)程度的代表。由于上文提到的生存文化的改變無(wú)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(shì)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(wàn)噸尺度煤X2城鎮(zhèn)生齒萬(wàn)人X3GDP1978年可比價(jià)百億元X4產(chǎn)業(yè)GDP1978年可比價(jià)(百億元)X5人均GDP1978年可比價(jià)(百億元)X6墟落生齒萬(wàn)人2時(shí)間序列安穩(wěn)性查驗(yàn)與修正由于所用的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù),而大多數(shù)經(jīng)濟(jì)
6、時(shí)間序列黑白安穩(wěn)的,假設(shè)直接將非安穩(wěn)的時(shí)間序列看成安穩(wěn)時(shí)間序列來(lái)舉行闡發(fā),那么大概造成“偽回歸。以是起首要對(duì)時(shí)間序列的安穩(wěn)性舉行查驗(yàn)。3多重共線(xiàn)性查驗(yàn)與修正由于有6個(gè)說(shuō)明變量,各說(shuō)明變量的不雅測(cè)值之間大概存在線(xiàn)形相干干系,以是必要對(duì)模子舉行多重共線(xiàn)性的查驗(yàn)。4自相干的查驗(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)體系的經(jīng)濟(jì)舉動(dòng)都具偶然間上的慣性,以是大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)中都有自相干征象。別的,經(jīng)濟(jì)運(yùn)動(dòng)的滯后效應(yīng)、模子設(shè)定錯(cuò)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(duì)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(gè)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(shuō)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(duì)此模子舉行異方差查驗(yàn)并修正。二數(shù)據(jù)泉源從中國(guó)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(gè)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(jià)產(chǎn)業(yè)GDP可比價(jià)人均GDP可比價(jià)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(jià),如許就可以消除代價(jià)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(shí)間序列安穩(wěn)性的查驗(yàn)與修正用圖形法斷定時(shí)間序列是否是安穩(wěn)的。詳細(xì)做法是:別離做
12、出說(shuō)明變量、被說(shuō)明變量與時(shí)間的散點(diǎn)圖橫軸為時(shí)間,縱軸為變量,從圖形的漫衍情勢(shì)斷定時(shí)間序列是否是安穩(wěn)的。圖行如下:形如下從這幾個(gè)圖形中我們可以看出:除墟落生齒外,別的說(shuō)明變量的圖形漫衍大抵隨時(shí)間的增長(zhǎng)而呈上升趨勢(shì),以是時(shí)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(shí)間的變更都呈上升趨勢(shì)。以是,固然這些經(jīng)濟(jì)時(shí)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(huì)出現(xiàn)“偽回歸征象。由于墟落生齒的存在會(huì)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(lái)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(xiàn)性的查驗(yàn)與修正這里用簡(jiǎn)樸相干系數(shù)
13、法對(duì)說(shuō)明變量之間是否存在多重共線(xiàn)性舉行查驗(yàn)。用Exel軟件,對(duì)數(shù)據(jù)舉行簡(jiǎn)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(jià)產(chǎn)業(yè)GDP可比價(jià)人均GDP可比價(jià)能源消費(fèi)總量1城鎮(zhèn)生齒0.9594891GDP可比價(jià)0.9192960.9548121產(chǎn)業(yè)GDP可比價(jià)0.9095640.9294210.9955941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)峻多重共線(xiàn)性題目。必要對(duì)此模子舉行修正。用漸漸回歸法對(duì)多重共線(xiàn)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(gè)說(shuō)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(shuō)明變量之間是否存在多重共線(xiàn)性,履歷表白,VIF10時(shí),說(shuō)明說(shuō)明變量與別的說(shuō)明變量之間有嚴(yán)峻的多重共線(xiàn)性,且這種共線(xiàn)性大概會(huì)過(guò)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(jià)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(duì)自相干舉行修訂。,用SPSS軟件,接納9次迭代法,對(duì)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(xiǎn)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(duì)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(duì)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(duì)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(pán)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(kāi)始選擇了比力多的變量作為闡發(fā)根據(jù),但是通過(guò)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(zhǎng)是能源斲喪總量曾長(zhǎng)的根底
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