隨著我國改革開放的進(jìn)一步發(fā)展，能源經(jīng)濟(jì)的發(fā)展格局也在不斷改進(jìn)。在1990年以前我國能源的主要供給方式為自給自足，但是在1990年以后我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入快速發(fā)展階段，自給自足的模式已經(jīng)不再適合經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要，同時從1990年開始我國的能源對外依存度不斷增高。

　　摘要：文章運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，利用我國1980～2011年的能源消耗總量及其影響因素的有關(guān)數(shù)據(jù)，經(jīng)過回歸分析，得到擬合優(yōu)度較好的中國能源消耗總量預(yù)測模型，由計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，得到結(jié)果：影響我國能源消耗總量的主要因素是能源生產(chǎn)總量、年底總?cè)丝跀?shù)和進(jìn)出口總額，并據(jù)此提出了一點(diǎn)建議。

　　關(guān)鍵詞：計量論文投稿,計量,能源,回歸,Eviews3.1

　　我國面臨的能源消耗問題也不斷突出：能源利用效率低下、能源結(jié)構(gòu)不合理及環(huán)境代價巨大等。我國的煤炭剩余總量可供開采不足百年，石油僅剩儲量可供開采十幾年，天然氣僅�？晒╅_采三十幾年的儲量，能源安全問題面臨嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。因此研究能源消耗的影響因素有助于了解我國能源消耗各影響因素的影響大小以及怎樣合理地調(diào)整各因素達(dá)到以較少的能源消耗換取較快的經(jīng)濟(jì)增長的目的。

　　1能源消耗總量的影響因素

　�、倌茉瓷�產(chǎn)總量。能源是經(jīng)濟(jì)增長的根本動力，消耗源自于生產(chǎn)，雖然我國的能源消耗可以來源于進(jìn)口，但是主要還是依賴于國內(nèi)的能源生產(chǎn)總量。兩次石油危機(jī)之后，能源問題成為全球性問題，能源安全直接關(guān)系到國家的安全，我國是能源消耗大國，消耗總量更是非常依賴與國內(nèi)的生產(chǎn)總量。

　�、贕DP。改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)呈高速增長狀態(tài)，作為全球最大的發(fā)展中國家，我國正處于工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展的階段，發(fā)展經(jīng)濟(jì)是我國的主要任務(wù)之一，而GDP的增長必然會引起能源消耗總量的變化。

　　③我國的年底總?cè)丝跀?shù)。能源是人們賴以生存的必要物質(zhì)，人人都需要能源，對于人口大國的中國來說，能源消耗總量隨著人口的增長也在不斷的增加。

　�、苓M(jìn)出口總額。我國不僅是進(jìn)口大國，也是出口大國，但是對比與進(jìn)口的高價值、低能耗的商品而言，我國出口的商品大都是低價值、高能耗。所以進(jìn)出口總額的增加在增加國民生產(chǎn)總值的同時也在索要更多的能源。故選擇被解釋變量與解釋變量如下：Y為能源消耗總量、X1為能源生產(chǎn)總量、X2為國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、X3年底總?cè)丝跀?shù)、X4為進(jìn)出口總額。通過做X1、X2、X3、X4的散點(diǎn)圖，可以看出X1在1995～2000年的走勢發(fā)生了變化，這是因為我國在此期間是石油凈進(jìn)口國，因此以混合形式引入虛擬變量D1：

　　D1=1，t=1995、1996、1997、1998、1999、20000，其他

　　2初步建立模型

　　①模型的設(shè)定。利用國家統(tǒng)計局提供的1980～2011年我國能源消耗總量、能源生產(chǎn)總量、GDP及年底總?cè)丝跀?shù)的年度數(shù)據(jù)，作被解釋變量跟各個解釋變量的散點(diǎn)圖可以看出各解釋變量與被解釋變量都是呈正相關(guān)關(guān)系，而且與大多數(shù)解釋變量Xj的關(guān)系大致是呈線性的，因此設(shè)模型為：

　　Yt=a0+a1D1+b11X1t+b12（X1tD1）+b2X2t+b3X3t+b4X4t+ut

　　由經(jīng)濟(jì)常識可知，上述模型中各各解釋變量的系數(shù)都應(yīng)大于0。

　　②對設(shè)定的模型進(jìn)行OLS估計可得到回歸方程：

　　y∧t=-40937.71-1455.032D1+1.024X1t+0.021X1tD1-

　　（-3.343）（-0.024）（12.444）（0.046）

　　0.018X2t+0.322X3t+0.1409X4t

　�。�-0.501）（2.148）（2.382）

　　說明D1、X1tD1對Y的影響不顯著，應(yīng)刪除，故設(shè)定模型為：

　　Yt=b0+b1X1t+b2X2t+b3X3t+b4X4t+ut

　　3函數(shù)模型的修正

　　對Yt=b0+b1X1t+b2X2t+b3X3t+b4X4t+ut進(jìn)行回歸可得：

　　y∧t=-44957.25+1.1013913X1t-0.009997X2t+0.367990X3t

　�。�-4.45）（13.84）（-0.31）（3.01）

　　+0.128830X4t

　�。�2.35）

　　F=5232.614，R-2=0.999，模型總體上顯著性通過，X2未能通過t檢驗，而且為負(fù)值，即GDP對能源消耗總量起負(fù)的影響作用，不符合經(jīng)濟(jì)常理，懷疑模型中解釋變量之間存在較為嚴(yán)重的多重共線性。

　　3.1多重共線性的處理（逐步回歸法）

　�、儆肶分別與X1、X2、X3、X4之間進(jìn)行逐步回歸，可得到Y(jié)與X1之間的估計效果最好，估計方程為：

　　y∧t=-17482.65+1.170198X1t

　　（-12.096）（128.535）

　　R-2=0.998DW=0.971

　　由分析可知，我國能源生產(chǎn)總量對能源消耗總量的影響最大，且與經(jīng)驗符合，所以選擇X1作為初始回歸模型的解釋變量。

　�、谟贸跏蓟貧w模型分別與X2、X3、X4進(jìn)行回歸分析，得到此模型與X3之間的估計效果最好，估計方程為：

　　y∧t=-39436.77+1.140085X1t+0.219404X3t

　�。�-3.771）（68.562）（2.117）

　　R-2=0.998>0.998DW=1.065

　　模型的擬合優(yōu)度提高，并且符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗，解釋變量都通過了t檢驗，因此把X3加入回歸模型是合理的。

　�、塾蒙弦徊街械玫降幕貧w模型分別對X2和X4進(jìn)行回歸分析，可以得到此模型與X4之間的估計效果最好，估計方程為：y∧t=-45061.86+1.000835X1t+0.378236X3t+

　　（-4.539）（16.993）（3.272）

　　0.122577X4t

　�。�2.449）

　　R-2=0.999>0.998DW=1.567

　　加入X4后，模型的擬合優(yōu)度提高，并且符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗，解釋變量都能夠通過t檢驗，所以應(yīng)當(dāng)把X4加入模型中。

　　因此我們可以得到結(jié)論，我國能源消耗總量的最主要影響因素為：能源生產(chǎn)總量（X1）、年底總?cè)丝跀?shù)（X3）和進(jìn)出口總額（X4）。擬合結(jié)果：

　　y∧t=-45061.86+1.000835X1t+0.378236X3t+0.122577X4t

　　3.2異方差的檢驗與處理

　　3.2.1異方差的檢驗（G—Q檢驗）

　　對X1進(jìn)行升序排序，刪掉位于中間的8個值，把剩余的24個值進(jìn)行平分，獲得每組有12個樣本值的兩個子樣本，分別對兩個子樣本進(jìn)行回歸，得到RSS1=47479971（樣本觀測值較�。┖蚏SS1=139000000（樣本觀測值較大），計算可得F1=RSS2/RSS1=2.927550233.44，故認(rèn)為不存在異方差。同理，對X3進(jìn)行檢驗，F(xiàn)2=22.8>3.44，即認(rèn)為存在異方差；對X4進(jìn)行檢驗，F(xiàn)3=9.88>3.44，認(rèn)為存在異方差。

　　3.2.2異方差的處理（用WLS法）

　　用1/|ei|作為權(quán)重，使用WLS可以得到估計方程：

　　y∧t=-48160.01+0.954347X1t+0.443173X3t+0.157235X4t

　�。�-12.517）（26.280）（8.059）（5.532）

　　3.3序列相關(guān)的檢驗及處理

　　對模型進(jìn)行WLS估計并消除異方差之后，發(fā)現(xiàn)DL4最終模型

　　y∧t=-48160.01+0.954347X1t+0.443173X3t+0.157235X4t

　�。�-12.517）（26.280）（8.059）（5.532）

　　R-2=0.999997

　　最終模型中各釋變量的系數(shù)都大于0，即各解釋變量對被解釋變量的影響都是正的影響，符合經(jīng)濟(jì)常識；且該模型不存在異方差、序列相關(guān)，也無嚴(yán)重的多重共線性；又各解釋變量參數(shù)的t檢驗值同能夠通過統(tǒng)計檢驗，故該模型為最終模型。

　　5相對誤差分析

　　相對誤差=|估計值-觀測值|/觀測值，經(jīng)計算，除了1980年和1985年兩年的相對誤差大于5.00%之外，其余都不超過5.00%，預(yù)測消耗總量的平均相對誤差為1.89%，說明該模型預(yù)測效果較好。

　　6結(jié)論和建議

　　首先，能源消耗總量的影響因素分析表明影響我國能源消耗總量的因素最主要的因素是我國的能源生產(chǎn)總量，在其他影響因素不變化的條件下，當(dāng)能源生產(chǎn)總量增加1萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤時，我國的能源消耗總量增加0.954萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。其次是我國的年底總?cè)丝跀?shù)，在其他影響因素不變的條件下，當(dāng)我國的年底總?cè)丝跀?shù)增加1萬人時，我國的能源消耗增加0.443萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。最后是進(jìn)出口總額，在其他影響因素不變的條件下，當(dāng)我國的進(jìn)出口總額增加1億元時，我國的能源消耗量增加0.157萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。其次，對模型進(jìn)行相對誤差分析得到該模型的平均相對誤差為1.89%，其中相對絕對誤差在5%以下的有30期，占樣本容量的93.75%，說明該模型的模擬結(jié)果比較好，可以作為相關(guān)問題的分析的參考。

　　從結(jié)論中可以知道，我國能源消耗總量的主要影響因素是我國的能源生產(chǎn)總量、年底總?cè)丝跀?shù)和進(jìn)出口總額。因此為了滿足我國日益增長的能源消耗需求，而又不對其他國家的能源進(jìn)出口產(chǎn)生很強(qiáng)的依賴性，就必須依靠技術(shù)進(jìn)步來開發(fā)新能源，進(jìn)而改善我國的能源利用率低下、能源結(jié)構(gòu)不合理、環(huán)境代價巨大及能源需求和供給的矛盾等現(xiàn)狀。

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