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能源消费因果关系!我国经济增长能源消费结构的计量

本论文可用于能源消费因果关系论文范文写作参考研究。

152 和巧虎一起学 因果关系 视频 : 因果关系 英文 1、★供给侧改革下消费信贷对经济增长作用的实证2、★河南省城镇化的产业、就业支撑3、★区域旅游业经济增长关系的时间序列4、★标准建设助力国家大数据战略实施

(山西财经大学统计学院,山西太原030006)

[摘 要]通过对1978—2014年国内生产总值(GDP)的时间序列数据和各能源消费(煤炭、石油、天然气、水电、核电和风电)的时间序列数据进行ADF检验、Johansen检验、Granger因果检验,以及误差修正模型等计量经济的工具处理与分析并建立模型.得出我国经济增长与石油消费量具有长期均衡关系,而与煤炭、天然气以及其他能源没有长期稳定的均衡关系.对我国经济增长与能源消费的关系做出判断与政策建议.

[关键词]GDP;能源消费;Johansen检验;Granger因果检验;误差修正模型

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2015.51.010

1引言

能源是一国经济发展的重要物质基础,经济的发展往往与能源需求的上升呈正相关关系.目前,我国能源紧缺的状况使人们认识到,不可再生能源的过度使用会成为经济增长的瓶颈,同时,能源开发利用中的环境问题也制约着经济的发展.改革开放以来,中国的经济经历了持续的快速增长,而此时越来越高的能源价格与环境污染现状都在迫切要求粗放型的经济增长向集约型经济增长转变.在新的历史时期,对能源消费和经济增长关系的研究,对于实施能源节约政策有着重要的指导意义.

近年来,因果关系研究方法也逐渐被应用到亚洲国家的能源消费与经济增长之间关系的研究中.在A safu—A djaye(2000)基于协整性检验和误差修正模型的研究中,显示了印度和印度尼西亚两国能源消费对GDP的因果关系,以及菲律宾和泰国两国能源消费和GDP之间的双向因果关系.张全权、陈涛和姜鹏(2011)分析中国能源消费与经济增长关系,得出中国能源消费与经济增长存在双向因果关系和协整关系.本文将利用协整性检验和因果性分析的方法,研究中国能源消费结构与经济发展之间的定性与定量关系,但主要集中在定量关系上.

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2数据采集与处理及模型的选取

本文数据选择样本区间为1978年至2014年,在我国能源消费的构成主要以煤炭、石油、天然气、水电、核电和风电等为主.所以,本文选取了煤炭、石油、天然气和水电、核电、风电的时间序列数据分别与GDP进行回归分析,其中将水电、核电和风电三者合而为一成为一种数据.为了使数据具有一定的可比性,将GDP的数据按1978年的不变价格换算成实际GDP.本文用RGDP表示实际国内生产总值(单位:亿元),COAL表示煤炭的年消费量(单位:万吨煤标准),OIL表示石油的年消费量(单位:万吨煤标准),GAS表示天然气的年消费量(单位:万吨煤标准),ELE表示水电、核电和风电的年消费量(单位:万吨煤标准).从各主要能源消费和实际GDP的时间序列图中可以看出我国能源消费主要以煤和石油为主的传统能源,而对于像天然气、水能、风能、核能等清洁能源的利用很低.同时各能源消费时间序列和实际GDP时间序列都是非平稳的时间序列,且它们的变化趋势呈一定的指数增长,直观上看这些变量可能均为二阶单整.

为了得到一阶单整以及避免使用实际的数据序列所产生的异方差问题,我们对五个时间序列数据取对数,得到了对数实际GDP(LNRGDP)、对数煤炭消费(LNCOAL)、对数石油消费(LNOIL)、对数天然气消费(LNGAS)、对数水电、风电和核电消费(LNELE).由其对数时间序列图可以看出对数实际GDP与各对数能源消费有一定的相关关系,走势大致保持了同方向性.各能源消费基本保持平缓的增长趋势,但对数天然气的消费在2008年前增长相对平缓,2008年后增速突然加快.这可能与我国的能源开发以及对天然气的开发利用的力度加大有关.

以上对数实际GDP时间序列与各对数能源消费时间序列是否存在长期的均衡关系即协整关系,我们得做进一步的协整检验.

用Eviews 6.0对对数变量LNRGDP、LNCOAL、LNOIL、LNGAS和LNELE做ADF检验,由检验结果知五个对数变量均为非平稳时间序列.在对它们分别进行一阶差分而后进行单位根检验,结果均为平稳时间序列.由此可得对数实际GDP、对数煤炭消费量、对数石油消费量、对数天然气消费量、对数水电核电风电消费量都是一阶单整.

通过各能源消费与GDP间的散点图可知LNRGDP与LNCOAL、LNRGDP与LNOIL、LNRGDP与LNGAS、LNRGDP与LNELE都呈一定的线性关系.所以可建立线性模型.

3Johansen协整检验和Granger因果检验

3.1Johansen检验

协整理论认为,在短期内各时间序列变量具有各自发展的变动趋势,但在长期,它们之中必存在协调发展的趋势,协整性的检验实质就在于检验其回归方程中是否存在单位根.若两时间序列不是协整的,则残差中一定存在单位根,若是协整的,则它的残差项一定是平稳的,不存在单位根.

对变量LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNELE分别和LNRGDP两两进行Johansen检验,选取滞后2阶,从Johansen检验结果可以看出,在0.05的水平下,只有对数实际GDP(LNRGDP)与对数石油消费量(LNOIL)之间存在一个协整关系,其余的三对时间序列之间不存在协整关系.

3.2Granger因果检验

本文对LNRGDP与LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNELE分别进行Granger因果检验,由检验结果可以看出GDP的增长与煤炭消费量和水电核电风电消费量没有格兰杰因果关系.而GDP增长是石油消费量和天然气消费量的格兰杰因果.可见随着我国GDP的增长,石油和天然气的消费量也逐渐增长.又由检验结果可以看出我国GDP增长与石油消费量有着长期均衡的相关关系.而其余的能源消费量与GDP增长没有长期的均衡关系.这在某种程度上与我国的经济现状相符.

4误差修正模型的建立

根据协整检验可以看出,经济增长与石油的消费存在长期的协整关系,也是一种长期的均衡关系.但由于时间跨度较短,无法得知这些结果的稳定性,因此有必要对其进行短期的因果关系检验,故建立误差修正模型来对其检验.误差修正模型把协整回归所生成的残差序列考虑到模型之中,来反映各变量之间的关系偏离长期均衡状态对短期波动的影响,若误差修正项的系数通过显著性检验,则表明误差修正机制产生,解释变量既是被解释变量的长期原因,也是其短期原因.若通不过显著性检验,则说明解释变量是被解释变量的短期原因,但不是其长期原因.

则可得误差修正模型如下:

Δ LNOIL⌒等于-0.005+0.454ΔLNRGDP+0.213ΔLNOILt-1-0.219εt-1(1)

(-0.19)(1.79)(1.47)

(-2.83)

R2等于0.378F等于5.875DW等于2.04

由公式(1)可知,此模型的误差修正项t统计量较显著,可见我国经济增长既是石油消费量的短期原因,又是长期原因.

5结论

由上述分析可以发现,各能源消费与经济增长之间的协整关系及因果关系有一定的差异,具体而言如下:一是GDP增长与煤炭消费没有协整关系,相互之间也无因果关系;二是GDP增长与石油消费之间存在协整关系,也有因果关系,但是是GDP的增长导致石油消费的增长;三是GDP增长与天然气消费之间无协整关系,但有单向因果关系即GDP的增长引起了天然气消费的增长;四是GDP增长与水电、核电、风电的消费没有协整关系,也无因果关系.

因果关系:第02话 因果关系

通过上述结论可知,我国能源消费结构处于不断调整的过程.随着经济的发展,国民生活水平的不断提高,我国居民的汽车拥有量越来越多以及工业国防的发展对石油的需求越来越多,这就使我国逐渐成为石油进口大国.同时居民对天然气的使用也不断增加,同时相比较煤炭天然气更清洁.由于技术原因我国对水电、核电、风电等新能源的利用率过低.煤炭一直是我国经济增长的动力,但随着能源结构的不断调整,及产业结构的调整使得煤炭与GDP没有长期的均衡关系.

参考文献:

[1]A safu—A djaye J.The Relationship between Electricity Consumption:Electricity Prices and Economic Growth:Time Series Evidence from Asian Developing Countries[J].Energy Economics,2000(22):615-625.

[2]张全权,陈涛,姜鹏.中国能源消费与经济增长关系的实证分析[J].西昌学院学报:自然科学版,2011,25(1).

[3]高秀革.我国产业结构对能源消费的影响研究[J].中国市场,2015(3).

[作者简介]李伟杰(1988—),男,汉族,山西临县人,经济学硕士,数量经济学专业.研究方向:金融投资数据分析.

 

 

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