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

.PAGE.能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系研究摘要：能源是國家經(jīng)濟(jì)的命脈，也是一國經(jīng)濟(jì)開展的重要物質(zhì)根底。我國作為世界上經(jīng)濟(jì)增長最快的國家，對于能源的消費(fèi)也是非比尋常的。在我國的經(jīng)濟(jì)增長中，對于能源的消耗占主要地位的就是工業(yè)經(jīng)濟(jì)的開展。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)增長之間的關(guān)系，旨在從我國經(jīng)濟(jì)的增長以及能源的消費(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。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)開展的不可缺少的生產(chǎn)資料，尤其是對我國這個(gè)經(jīng)濟(jì)快速開展的開展中國家來說。在很長的一段時(shí)間，我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)的開展都是以犧牲能源為代價(jià)的，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)開展的彌補(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(fèi)，但是畢竟我國還處于經(jīng)濟(jì)大幅增長的階段，所以對于能源的消費(fèi)也是必不可少的。所以，在現(xiàn)階段，對于能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)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(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)構(gòu)造，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：我國是一個(gè)能源大國，但是，我國人口眾多，人均能源占有量不及同期興旺國家的1/5。能源是任何一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)開展不可缺失的物質(zhì)根底。隨著我國人口的繼續(xù)增長，經(jīng)濟(jì)的快速開展，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)化能源利用構(gòu)造，開發(fā)利用清潔能源，就成為我國經(jīng)濟(jì)開展的當(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(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)，保證我國國民經(jīng)濟(jì)又好又快地開展。一、能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)概念在經(jīng)濟(jì)開展中，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(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)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?。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，比方地?zé)?、原子核能；來自地球外部天體的能量，比方，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，比方，潮汐能等。2.按照能源的根本形態(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，比方煤炭、石油、天然氣等；二次能源那么是在一次能源加工的根底之上形成的能源，比方，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，而非燃料型的能源那么為水能、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。可再生資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能夠再次產(chǎn)生的能源。比方，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(shí)間不能夠再生產(chǎn)的能源就是不可再生資源，比方煤炭、石油、天然氣等?！捕衬茉聪M(fèi)在認(rèn)識(shí)了能源的概念以及分類的根底上我們再看看終究什么是能源消費(fèi)。其實(shí)能源消費(fèi)故名思意就是對能源的利用以及使用，在使用中包括個(gè)人以及家庭對能源的使用，也包括工業(yè)、農(nóng)業(yè)、效勞業(yè)等對能源的使用，這屬于統(tǒng)計(jì)學(xué)的疇。〔三〕經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對于經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)學(xué)界有著比擬統(tǒng)一的認(rèn)定，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是實(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(jì)的增長那么是指在一定的時(shí)期，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的一個(gè)過程。它的界定是在一段時(shí)期的界定，而并不是在一個(gè)點(diǎn)上面的界定。二、中國能源供求現(xiàn)狀分析我國經(jīng)濟(jì)快速增長，必然帶動(dòng)能源消費(fèi)量的增長。作為世界上最大的開展中國家，建國以來，我國的經(jīng)濟(jì)總量和能源消費(fèi)總量都出現(xiàn)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(gè)階段的平均增長率分別為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(fèi)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(shí)，而1980年只有10.7千瓦時(shí)。從已收集來的數(shù)據(jù)來看，近年來，我國能源消費(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。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，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)開展對它的需求，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(jì)在保持持續(xù)增長的同時(shí)，能源消費(fèi)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)構(gòu)造的變化等。由另外的資料說明，2002年—2004年連續(xù)三年的能源需求彈性系數(shù)都大于1，說明能源消費(fèi)量增長速度已經(jīng)超過經(jīng)濟(jì)增長速度，經(jīng)濟(jì)開展的能源代價(jià)在擴(kuò)大。種種證據(jù)說明，我國的能源問題比擬深刻，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)是觀察全國能源生產(chǎn)水平、規(guī)模、構(gòu)成和開展速度的總量指標(biāo)〔單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤〕?！?〕全國生活能源消費(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)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?！矄挝唬涸??！?〕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?！矄挝唬喝f噸標(biāo)準(zhǔn)煤〕?！?〕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、國家的經(jīng)濟(jì)構(gòu)造政策等。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〕198060275637359583477.6389861981594476322710064500.4398061982620676677810313535.3417861983660407127010910564.6445711984709047785511762652.1478651985766828554613318739.1510681986808508812413583900.95444119878663291266143231002.15879219889299795801155341180.263040198996934101639155831373.966291199098703103922158001510.2675781991103783104844159931700.6714131992109170107256156362026.6762791993115993111059157312577.4812231994122737118729154133496.2878551995131176129034157454283961911996138948132616177144838.91003221997138173132410163685160.31000801998132214124250143935425.1944091999130119125935145525854907972000138553128978159656280954432001143199137445154276859.6923472002151797143810175277702.81021812003174990163842198278472.21217712004203227187341212819421.61432442005224682205876234501049315949220062462702210562538811759.8117513720072655832354452679015780.76190167本文所有數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒四、模型設(shè)定回歸模型設(shè)定如下：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+uY=能源消費(fèi)總量〔萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤〕X1=能源生產(chǎn)總量〔萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤〕X2=全國生活能源消費(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)β0β1β2β3β4——待估參數(shù)t=1980—2007五、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：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:5/21/13Time:Sample:19802007Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

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

Meandependentvar125790.9AdjustedR-squared0.999175

S.D.dependentvar55317.60S.E.ofregression1588.843

Akaikeinfocriterion17.73983Sumsquaredresid58061714

Schwarzcriterion17.97773Loglikelihood-243.3577

F-statistic8176.418Durbin-Watsonstat1.376476

Prob(F-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=0.999175F=8176.418DW=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。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=0.999297，F(xiàn)=8176.418，說明模型在整體上擬合地比擬理想。系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：給定α=0.05，X1、X3、X4的t值大于給定的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，承受備擇假設(shè)，說明能源生產(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，承受原假設(shè)，說明全國生活能源消費(fèi)總量對能源消費(fèi)總量影響不顯著。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)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，那么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96.6878717.9831722.8513987.97252R20.9972270.9255860.9525710.996652參加x1的方程-R2最大，以x1為根底，順次參加其他變量逐步回歸。變量X1X2X3X4-R2X1,x21.306361(27.90480)-1.129489(-2.225649)0.997500X1,x31.057581〔24.98728〕1.723936〔3.601698〕0.998028X1,x40.654737(6.080966)0.629503(5.132058)0.998541經(jīng)比擬，新參加x4的方程-R2=0.998541，改良最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，但是x2的符號不合理，選擇保存x4，再參加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(6.135601)0.999200在X1、X4的根底上參加X2后的方程-R2明顯增大，但是X2的t檢驗(yàn)不通過。參加X3后不但方程的R2明顯增大，而且t檢驗(yàn)值也通過，所以選擇保存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的根底上，參加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：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:5/21/13Sample:19802007Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1771.2542530.847-0.6998660.4907X10.5891430.0809667.2764510.0000X31.4334970.3084664.6471760.0001X40.5639540.0919156.1356010.0000R-squared0.999289

Meandependentvar125790.9AdjustedR-squared0.999200

S.D.dependentvar55317.60S.E.ofregression1564.382

Akaikeinfocriterion17.67993Sumsquaredresid58734956

Schwarzcriterion17.87025Loglikelihood-243.5191

F-statistic11245.40Durbin-Watsonstat1.371751

Prob(F-statistic)0.000000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)WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic1.042741

Probability0.445875Obs*R-squared9.595539

Probability0.384209TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:5/21/13Sample:19802007Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-2878793647930201-0.6006220.5556X12823.5682913.6080.9690970.3453X1^2-0.0223870.046955-0.4767730.6393X1*X30.2622180.2289511.1453000.2671X1*X40.0140390.0959760.1462780.8853X32816.78112596.900.2236090.8256X3^20.8497920.9903100.8581070.4021X3*X4-0.4876150.225676-2.1606890.0444X4-3330.5263099.903-1.0743970.2968X4^20.0233340.0494580.4717850.6427R-squared0.342698

Meandependentvar2097677.AdjustedR-squared0.014047

S.D.dependentvar2734894.S.E.ofregression2715618.

Akaikeinfocriterion32.73939Sumsquaredresid1.33E+14

Schwarzcriterion33.21518Loglikelihood-448.3515

F-statistic1.042741Durbin-Watsonstat3.175863

Prob(F-statistic)0.445875nR2=9.595539,由White檢驗(yàn)知，在α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ20.05〔10〕=18.3070。因?yàn)閚R2=9.595539＜χ20.05〔10〕=18.3070。所以拒絕備擇假設(shè)，不拒絕原假設(shè)，說明模型不存在異方差。ARCH檢驗(yàn)：ARCHTest:F-statistic0.731099

Probability0.400648Obs*R-squared0.767152

Probability0.381099TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:5/21/13Time:Sample(adjusted):19812007Includedobservations:27afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C2408098.679705.53.5428550.0016RESID^2(-1)-0.1680530.196543-0.8550430.4006R-squared0.028413

Meandependentvar2051841.AdjustedR-squared-0.010450

S.D.dependentvar2776010.S.E.ofregression2790478.

Akaikeinfocriterion32.59251Sumsquaredresid1.95E+14

Schwarzcriterion32.68850Loglikelihood-437.9989

F-statistic0.731099Durbin-Watsonstat1.850657

Prob(F-statistic)0.400648因?yàn)椤瞡-1〕R2=0.767152＜χ20.05〔1〕=3.84146，承受原假設(shè)，說明模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。自相關(guān)補(bǔ)救圖示法：由上圖可知，e和e〔-1〕散點(diǎn)圖大局部點(diǎn)落在第Ⅰ、Ⅲ象限，說明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)u可能存在正自相關(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α=0.05，n=28，K=3時(shí)，查Durbin—Watson表得下限臨界值dL=1.181，上限臨界值dU=1.650，可知dL＜DW＜dU，由此可判斷模型可能存在自相關(guān)。DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:5/21/1Sample:19802007Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1771.2542530.847-0.6998660.4907X10.5891430.0809667.2764510.0000X31.4334970.3084664.6471760.0001X40.5639540.0919156.1356010.0000R-squared0.999289

Meandependentvar125790.9AdjustedR-squared0.999200

S.D.dependentvar55317.60S.E.ofregression1564.382

Akaikeinfocriterion17.67993Sumsquaredresid58734956

Schwarzcriterion17.87025Loglikelihood-243.5191

F-statistic11245.40Durbin-Watsonstat1.371751

Prob(F-statistic)0.000000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：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:5/21/13Time:1Sample(adjusted):19812007Includedobservations:27afteradjustmentsConvergenceachievedafter9iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

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

Meandependentvar128217.4AdjustedR-squared0.999253

S.D.dependentvar54831.80S.E.ofregression1498.621

Akaikeinfocriterion17.62805Sumsquaredresid49409060

Schwarzcriterion17.86802Loglikelihood-232.9787

F-statistic8696.007Durbin-Watsonstat1.850807

Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots

.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=0.999368F=8696.007DW=1.85080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1萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，能源消費(fèi)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(shí)，能源消費(fèi)總量Y增長1.122399萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。從模型還可看出，能源生產(chǎn)總量X1對能源消費(fèi)的影響較小。缺乏之處：①此案例存在的問題是樣本容量太小，其可靠性受到影響。②對于時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)的平穩(wěn)性問題，本文未做處理。由于我們選取的數(shù)據(jù)