我國電力消費與經濟增長的統(tǒng)計分析【畢業(yè)論文+任務書+開題報告+文獻綜述+外文翻譯】

1、<p>　　本科畢業(yè)設計(論文)</p><p><b>　　( 屆)</b></p><p>　　論文題目 我國電力消費與經濟增長的統(tǒng)計分析</p><p>　　所在學院 </p><p>　　專業(yè)班級 統(tǒng)計學

2、 </p><p>　　學生姓名 學號 </p><p>　　指導教師 職稱 </p><p>　　完成日期 年 月 日</p><p><b>　　目　錄</b></p>

3、<p><b>　　誠 信 聲 明1</b></p><p>　　本科畢業(yè)論文（設計）選題審批表錯誤!未定義書簽。</p><p>　　本科畢業(yè)論文（設計）任務書2</p><p>　　本科畢業(yè)論文（設計）開題報告4</p><p><b>　　論文目錄7</b></p&g

4、t;<p>　　本科畢業(yè)論文（設計）答辯記錄錯誤!未定義書簽。</p><p>　　本科畢業(yè)論文與設計作品評定表錯誤!未定義書簽。</p><p>　　本科畢業(yè)論文（設計）成績評定表錯誤!未定義書簽。</p><p><b>　　誠 信 聲 明</b></p><p>　　我聲明，所呈交的畢業(yè)設計作品

5、和論文是本人經過近四年的基礎課程與專業(yè)課程學習的基礎上，在指導老師的指導下，經過幾個月集中的畢業(yè)設計學習、實踐和努力工作所取得的成果。據本人查證，除了文中特別加以標注和致謝的地方外，設計作品和論文中不包含其他人已經發(fā)表或撰寫過的研究成果。我承諾，設計作品和論文中的所有內容均真實、可信。</p><p>　　學生簽名： </p><p><b>　　簽名日

6、期：</b></p><p><b>　　計算機與信息學院</b></p><p>　　本科畢業(yè)論文（設計）任務書</p><p>　　（此表為教師填寫，內容打印，簽名必須手寫。學生要保存好該任務書，與開題報告一同上交指導教師，以備裝訂。）</p><p><b>　　計算機與信息學院</b&

7、gt;</p><p>　　本科畢業(yè)論文（設計）開題報告</p><p>　　注：開題報告內容可以打印，但導師和系（教研室）意見及簽名必須手寫。</p><p><b>　　論文目錄</b></p><p>　　我國電力消費與經濟增長的統(tǒng)計分析</p><p><b>　　摘　要9&l

8、t;/b></p><p>　　Abstract10</p><p><b>　　1 引言11</b></p><p>　　2研究方法的基本理論知識11</p><p>　　2.1單位根檢驗111</p><p>　　2.2協(xié)整檢驗112</p><p>　

9、　2.2.1基于殘差的檢驗11</p><p>　　2.2.2基于回歸系數的檢驗12</p><p>　　2.3 誤差修正模型和granger因果關系檢驗13</p><p>　　3電力消費與經濟增長關系研究13</p><p>　　3.1電力消費與經濟增長理論分析1315</p><p>　　3.1.1我國

10、經濟現狀分析……….……………………………………………..…13</p><p>　　3.1.2我國電力現狀分析………………………………………………………..…14</p><p>　　3.1.3電力消費對經濟增長的影響…………………………………………..……15</p><p>　　3.1.4經濟增長對電力消費的影響………………………………………………..15&l

11、t;/p><p>　　3．2我國電力消費與經濟增長實證研究......................................................................15</p><p>　　3.2.1單因素單位根檢驗………………………………........................................15</p><p&g

12、t;　　3.2.2 單因素協(xié)整檢驗………………………………………………….................16</p><p>　　3.2.3 單因素granger因果檢驗…….......................................................................16</p><p>　　3.2.4 單因素誤差修正模型………......

13、...................................................................16</p><p>　　4影響我國電力消費多因素實證研究16</p><p>　　4.1人口因素的實證研究16</p><p>　　4.2產業(yè)結構因素的實證研究..................................

14、.................................................17</p><p>　　5結論與分析....................................................................................................................19</p><p>&

15、lt;b>　　致 謝21</b></p><p><b>　　[參考文獻]22</b></p><p>　　附錄1：文獻綜述23</p><p>　　附錄2：外文文獻譯文27</p><p>　　附錄3：外文文獻原文31</p><p><b>　　摘　要&l

16、t;/b></p><p>　　能源消費與經濟增長之間的關系一直是能源經濟學的一個熱點研究問題。但是研究選取的國家的不同，同一國家時間間隔的不同或者所采用的檢驗方法的不同，所得到的結論也存在著差異。本文以1978-2010年間我國電力消費總量和GDP的數據為基礎，運用單位根檢驗、協(xié)整分析方法和Granger因果關系檢驗對我國的電力消費、產業(yè)結構和人口數與經濟增長的關系進行了探討。實證研究結果表明，電力消費與

17、經濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，并且存在從電力消費到經濟增長的單向因果關系。并在此基礎上建立了向量誤差修正模型，強化了用電力消費對GDP預測的準確性。</p><p>　　關鍵詞：電力消費，經濟增長，協(xié)整分析，因果檢驗，誤差修正模型</p><p><b>　　Abstract</b></p><p>　　The relationship

18、 between Energy consumption and economic growth is always a a hot research question in energy economics.But because the different of the country’s selecting and the test methods or different time intervals in the same co

19、untry,the study’ conclusion are also differences. In this paper, we take the 1978-2010 years’ electricity consumption and GDP data bits,based on the use of unit root tests, cointegration analysis and Granger causality te

20、st to discuss China's electricity consumptio</p><p>　　Key Words：electricity consumption, economic growth, Cointegration analysis, causality tests, error correction model</p><p><b>　　1

21、引言</b></p><p>　　電力工業(yè)是國民經濟的基礎產業(yè)，代表先進的生產力，關系著國計民生。隨著經濟的發(fā)展和人民生活水平的提高，電力在社會中扮演著越來越重要的角色。由于電力行業(yè)有著高度的敏感性和重要性，所以電力的發(fā)展逐漸成為我國發(fā)展戰(zhàn)略中的優(yōu)先發(fā)展重點。隨著生活水平的提高，生產和生活對電力的依賴程度愈來愈大，電力消費與國民經濟之間的關系更加緊密。我國是世界上電力生產和消費的大國，既經歷過電力供過

22、于求，也有過電力緊缺乃至拉閘限電的現象。然而電力是現代社會必不可少的生活、生產資料，是國民經濟發(fā)展和社會進步的重要基礎，電力的發(fā)展速度直接關系到國民經濟的發(fā)展水平，電力短缺或過剩，都將直接影響到經濟健康協(xié)調的發(fā)展，因此，研究電力消費與經濟增長具有重要的理論意義和現實意義，能對國家宏觀政策產生一定的影響。1978年，Kraft J和Kraft A首先對能源和經濟的增長之間的關系進行研究，分析了美國能源消耗和經濟增長之間的因果關系進行研究[

23、1]。黃超以1978-2002年25個年份的年發(fā)電量和國內的生產總值數據位統(tǒng)計樣本，運用恩格爾-格蘭杰兩步法，發(fā)現電力生產和經濟增長之間存在協(xié)整關系[2]。林伯強論述了政府的短期措施對解決電</p><p>　　本文主要采用單位根檢驗、協(xié)整分析及格蘭杰因果檢驗[4]研究電力消費與經濟增長之間的關系，研究了外部經濟沖擊對中國經濟增長與電力消費之間長期均衡關系的影響。</p><p>　　2研

24、究方法的基本理論知識</p><p>　　2.1 單位根檢驗（unit root test）</p><p>　　檢驗變量是否穩(wěn)定的過程稱為單位根檢驗[5]。平穩(wěn)序列將圍繞一個均值波動，并有向其靠攏的趨勢，而非平穩(wěn)過程則不具有這個性質。目前比較常用的單位根檢驗方法是ADF檢驗，該檢驗法的基本原理是通過n次差分的辦法將非平穩(wěn)序列轉化為平穩(wěn)序列，具體方法是估計回歸方程式：</p>

25、<p>　　其中為常數項，t為時間趨勢項，k為滯后階數（最優(yōu)滯后項），為殘差項。該檢驗的零假設H0：=0；備擇假設H1：≠0.如果的ADF值大于臨界值則拒絕原假設H0，接受H1，說明{Xt}是I(0),即它是平穩(wěn)序列。否則存在單位根，即它是非平穩(wěn)序列，需要進一步檢驗，直至確認它是d階單整，即I（d）序列。加入k個滯后項是為了使殘差項為白噪音。</p><p>　　2.2協(xié)整檢驗（co-integrat

26、ion test） </p><p>　　變量序列之間的協(xié)整關系是有Engle和Granger首先提出的[5]。其基本思想在于，盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但它們的某種顯性組合卻可能呈現穩(wěn)定性，則這兩個變量之間便存在長期穩(wěn)定關系即協(xié)整關系[5]。這一檢驗的基本內容是如果序列X1t,X2t,…，Xkt都是d階單整，存在一個向量α=（α1α2…αk），使得Zt=αXt~I(d-b),其中b>0,X

27、t’=(X1t，X2t，…，Xkt)’,則認為序列X1t，X2t，…，Xkt是（d,b）階協(xié)整，記為Xt~CI(d,b), α為協(xié)整向量。如果兩個變量都是單整變量，只有當它們的單整階數相同時才可能是協(xié)整；兩個以上變量如果具有不同的單整階數，有可能經過線性組合構成低階單整變量。協(xié)整的意義在于它揭示了變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系。滿足協(xié)整的經濟變量之間不能相互分離太遠，一次沖擊只能使它們短時內偏離均衡位置，在長期中會自動恢復到均衡

28、位置。Engle-granger通常用于檢驗兩變量之間的協(xié)整關系，而對于多變量之間的協(xié)整關系的檢驗則不方便。</p><p>　　2.2.1基于回歸殘差的協(xié)整檢驗[6]</p><p>　　考慮k個I（1）時間序列y1t，y2t，…，ykt，t=1,2,…n.可建立如下的三種協(xié)整回歸模型：</p><p>　　其中ut為擾動項。令</p><p&

29、gt;　　Yt=(y1t,y2t…y3t), </p><p>　　那么殘差。如果ut為單整變量，則y1t,y2t,…ykt之間沒有協(xié)整關系，否則，y1t,y2t,…ykt 存在著協(xié)整關系。但通過殘差的單位根檢驗來推斷協(xié)整關系的存在，其臨界值取決于回歸因子的個數，這與標準的ADF單位根檢驗的臨界值有所不同。 </p><p>　　2.2.2基于回歸系數的協(xié)整檢驗</p>

30、<p>　　Johansen協(xié)整檢驗是的基本思想是基于向量自回歸VAR模型將一個求極大似然函數的問題轉化為一個求特征根和對應的特征向量的問題。</p><p>　　通過求解如下特征值方程得到協(xié)整向量。</p><p>　　|λSkk-Sk0S00-1Sok|=0</p><p>　　式中，S00是來自于△xt-1△xt-2△xt-k+1的最小二乘回歸殘

31、差矩陣，其中△xt為xt的差分序列，△xt-1△xt-2△xt-k+1為 △xt的1-k階滯后序列；Skk是來自于△xt-k對△xt-1△xt-2△xt-k+1的最小二乘回歸殘差矩陣；S0k和Sk0是交叉積矩陣。使用“最大特征值”和“跡”統(tǒng)計量法可求出協(xié)整向量β?！白畲筇卣髦怠狈ㄓ嬎銟O大似然統(tǒng)計量的公式為：</p><p>　　，（r=0,1,… n-1）</p><p>　　式中λ1,λ

32、2,λn-1按由大到小的順序排列。該統(tǒng)計量檢驗假設至多存在r個協(xié)整向量。</p><p>　　2.3誤差修正模型和Granger因果檢驗 </p><p>　　一個變量xt是另一個變量yt的格蘭杰因就是指加入變量xt的歷史信息預測yt比不加時的預測效果更好[7]。因此，格蘭杰因可辨識時間序列之間變動的領先滯后關系。協(xié)整理論一般在誤差修正模型框架內檢驗序列間的格蘭杰因關系?？紤]如下雙變量向量

33、自回歸誤差修正模型:</p><p>　　式中：a1、a2為常數項；ast(i)(s, t=1, 2)為自回歸參數；e1t、e2t 為序列不相關的擾動項；Et-1 為誤差修正項(error correction term，ECT)，其實質是xt和yt水平值間長期均衡等式的殘差。誤差修正模型將變量的水平值和差分值有機地結合起來進行建模。在該模型中，變量yt 的短期波動?yt 受穩(wěn)定的長期趨勢(協(xié)整關系)和短期波動(

34、?xt)共同決定，短期內系統(tǒng)對均衡狀態(tài)的偏離程度大小直接決定了波動幅度的大小。從長期看，協(xié)整關系式起到了引力線的作用，它將非均衡狀態(tài)拉回到均衡態(tài)。根據格蘭杰表示定理，如果經濟變量之間存在協(xié)整關系,則該關系一定可以表示為誤差修正模型，這給非平穩(wěn)經濟過程的建模提供了比較完善的方法。若變量之間協(xié)整則它們之間至少存在一個方向的格蘭杰因。在式(5)中如果?x 滯后值的參數a22是F檢驗統(tǒng)計顯著的，則存在著從?x到?y的短期格蘭杰因；如果ECT的系

35、數估計b2是t 檢驗統(tǒng)計顯著的，則存在從x 到y(tǒng) 的長期格蘭杰因；如果聯合F檢驗顯示a22與b2都是統(tǒng)計顯著的，則存在從x 到y(tǒng)的強格蘭杰因。同理可檢驗從y 到x 的格蘭杰因。</p><p>　　3 電力消費與經濟增長關系研究</p><p><b>　　3.1理論分析：</b></p><p>　　3.1.1我國經濟增長現狀分析：</

36、p><p>　　經濟增長的概念最早是由經濟學家西蒙*庫茨涅茨提出的[8]，他將其定義為：“不斷擴大的供應它的人民所需的各種各樣的經濟商品的生產能力有著長期的提高”。之后，W*阿瑟*劉易斯在其著作《經濟增長理論》中也提及此概念。認為經濟增長是“人均產量的增長，使得到更多的物品與勞務的過程”。在此后的經濟文獻里，經濟增長通常指的是“實際總產出或人均實際支出的持續(xù)增加?！?lt;/p><p>　　由上述

37、內容可知，經濟增長是指生產總成果在量上的增加；經濟增長的過程就是把各種生產要素結合起來，不斷進行社會擴大再生產的過程。因此，本文將經濟增長定義為：一國或地區(qū)在一定時期內人均產出量的增加和實際生產能力的增加，一般由提出價格因素的國內生產總值作為衡量經濟增長的指標。</p><p>　　20世紀90年代以來，我國宏觀經濟開始進入了新一輪的高增長時期，如果按照1978年人民幣不變價計算，我國GDP品均增長速度達到10%

38、；GDP總量由1990年的19718億萬元增長到2010年的36876億萬元。200年比上年同比增長9%，且在2003年-2008年間，平均每年以11%以上的比率增長[9]。</p><p>　　下圖是我們1990年-2010年實際GDP增長率的變化趨勢。其中GDP增長速度是按不變價格計算而得的。</p><p>　　圖（）我國1990-2010年GDP增長率速度變化圖</p>

39、<p>　　資料來源：根據國家統(tǒng)計局《中國年鑒2011》的數據繪制[11]</p><p>　　從圖中可以看到，近幾年來，雖然我國經濟一直保持快速發(fā)展的勢頭，增長率峰值曾高達14.2%。但是由于總體實力仍然較弱，增長率波動幅度較大，欠發(fā)達仍然是我國的基本國情。我國經濟總量占世界的份額偏小。</p><p>　　3.1.2我國電力消費現狀分析：</p><p

40、>　　電力消費與經濟增長的關系：</p><p>　　電力工業(yè)是國民經濟中具有先行性的重要基礎產業(yè)，關系國計民生，是世界各國經濟發(fā)展戰(zhàn)略中的優(yōu)先重點發(fā)展對象。電力行業(yè)的發(fā)展對宏觀經濟很敏感，電力的起落波動對國民經濟的增長有著直接的影響，高速的經濟發(fā)展離不開充足可靠地電力保障。電力生產形勢與經濟發(fā)展和人民生活水平的變化息息相關，電力與經濟遵循各自不同的發(fā)展規(guī)律，并且彼此相互影響。</p><

41、;p>　　3.1.3電力消費對經濟增長的影響：</p><p>　　物質資料的生產只能也必須依賴能源消費為其提供動力，這是永恒不變的，改變的只是能源的存在形式。歷史上，人類社會經歷了四個能源時期[10]：柴草時期、煤炭時期、石油時期、多功能互補時期。電力工業(yè)的發(fā)展都能把社會生產力的發(fā)展由一個高峰推向另一個高峰。電力的使用提高了機械化程度，降低了勞動成本，使能源在一定程度上代替了勞動力，促進了勞動生產率的提高

42、。</p><p>　　3.1.4經濟增長對電力消費的影響：</p><p>　　經濟增長是拉動電力消費增長最重要的決定因素，使用總量GDP度量經濟增長可能會忽視我國龐大的人口基數以及在此基礎上的人口增長與生活水平的提高所帶動的工業(yè)、商貿等用電量的增加，因此，本文選取人均GDP作為對經濟增長的度量。</p><p>　　3.2 單因素實證分析</p>

43、<p>　　3．2.1 數據及處理</p><p>　　實證樣本選取了1978-2010年度相關數據，共24個樣本。原始數據來源于2011中國統(tǒng)計年鑒和中國統(tǒng)計局。被解釋變量X選取我國電力消費總量，解釋變量Y選取我國GDP總量。為了排除異方差，對兩變量均取自然對數，分別為LNX和LNY，這種變換不改變變量之間的協(xié)整關系和短期調整模式，而且可以很方便的考察我國電力消費量與GDP的相互影響程度。</p

44、><p>　　數據來源：《中國統(tǒng)計年鑒2011》。[11]</p><p>　　3．2.2 ADF檢驗</p><p>　　時間序列分析的基本用途是根據過去預測未來，因此必須使得統(tǒng)計規(guī)則不會隨著時間的推移而發(fā)生變化，也就是所謂的平穩(wěn)性。在時間序列應用協(xié)整理論進行分析時，平穩(wěn)性是一項重要的先決條件。</p><p><b>　　其檢驗結果

45、如下表1</b></p><p>　　表1 各序列的單位根檢驗結果</p><p>　　由以上結果可知，經過二級差分后的所有序列均在1%的顯著性水平下通過了單位根檢驗，即：這些序列都變?yōu)槠椒€(wěn)的時間序列，都為二階單整I（2）；</p><p>　　3.2．3 協(xié)整分析結果</p><p>　　當序列均為非平穩(wěn)時間序列時，變量間所進行

46、的回歸將可能導致偽回歸現象。差分雖然可以使非平穩(wěn)變?yōu)槠椒€(wěn)，但這樣做的后果是忽略了原始序列中包含的有用信息，而這些信息對分析問題是必不可少的。為了解決上述問題，我們可以對序列進行協(xié)整檢驗。</p><p>　　協(xié)整是指雖然兩個或者多個時間序列是不平穩(wěn)的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢的影響，使該組合成為一個平穩(wěn)的變量。協(xié)整檢驗就是為了考察非平穩(wěn)變量之間是否具有長期穩(wěn)定的關系。對于兩個或者多個具有各自長期波動規(guī)律

47、的變量來說，如果它們之間存在協(xié)整關系，那么這兩個或者多個變量之間也就存在長期的均衡關系，這便為建立動態(tài)模型奠定了基礎。我們采用恩格爾-格蘭杰兩步法對LNX和LNY序列進行協(xié)整檢驗。</p><p>　　表3.協(xié)整性檢驗（殘差的平穩(wěn)性檢驗） </p><p>　　從上表可以看出，殘差e1的統(tǒng)計量是顯著的，即拒絕存在單位根的零假設，認為殘差序列是平穩(wěn)序列。因此，認為LNX和LNY之間存在協(xié)整關

48、系，它們之間具有長期穩(wěn)定關系。</p><p>　　3.2.4因果關系檢驗</p><p>　　前面已經檢驗出序列LNX、LNY是同階單整序列，下面將用Granger模型來估計其因果關系。最優(yōu)滯后期通過VAR模型檢驗，結果為滯后階數2時AIC和SC為最小，因此滯后階數選擇2，檢驗結果參照表2</p><p>　　表2 LNX與LNY的因果關系檢驗</p>

49、;<p>　　由檢驗結果可以看出，對于“LNX不是LNY的格蘭杰成因”的假設，拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.0040，小于0.05，因此，至少是在95%的置信水平下，可以認為電力消費是國內生產總值的Granger成因；而對于“LNY不是LNX的格蘭杰成因的原假設，拒絕它犯第一類錯誤的概率為0.0896，不能夠拒絕原假設?？梢哉J為國內生產總值不是電力消費的格蘭杰成因。因此，根據檢驗結果，可以認為，1978-2010年間中

50、國電力消費與經濟增長之間只有單向的因果關系，并不存在互為因果的反饋性聯系。</p><p>　　3.2.5 誤差修正模型</p><p>　　誤差修正模型中個差分變量反應了變量短期變動的影響。被解釋變量的波動可以分為兩部分，一部分是解釋變量和被解釋變量自身的短期波動,另一部分是ECM長期均衡。</p><p>　　從殘差的單位根檢驗表可以看出，殘差序列穩(wěn)定，因此，認

51、為LNX和LNY之間存在協(xié)整關系，他們之間具有長期穩(wěn)定關系，長期協(xié)整方程為：</p><p>　　LNY = -4.56162527652 + 1.66318810171*LNX。</p><p>　　下面建立向量誤差修正模型（ECM）</p><p>　　ILNY = 0.0197889083795 + 1.5250132562*ILNX - 0.12077609

52、9099*E1(-1) </p><p>　?。?.015） （0.000） （0.024）</p><p>　　ILNY，ILNX分別表示LNY和LNX的一階差分。結果表明LNX的短期變動對LNY存在正向影響。此外，由于調整系數是顯著的，表明每年實際發(fā)生的LNY與其長期均衡值的偏差值中的12%被修正。從以上協(xié)整方程說明，從長期均衡看，GDP的確與用電量呈正

53、相關關系，用電量每增加1單位，GDP增長1.66個單位。</p><p>　　3．3影響我國電力消費多因素實證研究</p><p>　　3.3.1影響我國電力的主要因素（產業(yè)結構、人口數、）</p><p>　　以年末人口總數（Z1）作為人口因素的指標；第二產業(yè)（尤其是工業(yè)）是拉動經濟增長的主導力量，所有以第二產業(yè)產值比重（Z2）來衡量產業(yè)結構的變化；把居民可支配收

54、入（Z3）作為衡量居民生活水平的指標；被解釋變量依然選取全社會用電量（X）。為了排除異方差，對所有變量取自然對數。</p><p>　　3.3.2單位根檢驗</p><p>　　表5 LNX、LNz1、LNz2單位根檢驗結果</p><p>　　由以上結果可知，經過二級差分后的所有序列均在1%的顯著性水平下通過了單位根檢驗，即：這些序列都變?yōu)槠椒€(wěn)的時間序列，都為

55、二階單整I（2）.符合協(xié)整檢驗的前提。</p><p>　　3．3.3協(xié)整分析：</p><p>　　表6協(xié)整性檢驗（殘差的平穩(wěn)性檢驗檢驗）</p><p>　　從上表可以看出，殘差e1的統(tǒng)計量是顯著的，即拒絕存在單位根的零假設，認為殘差序列是平穩(wěn)序列。因此，認為LNX和LNz1和LNz2之間存在協(xié)整關系，他們的協(xié)整方程為：</p><p>

56、　　LEC = -86.3117386661 + 8.17457626464*LPOP</p><p>　　LEC = 3.42666543838 + 0.580325012787*LJIE</p><p>　　從以上協(xié)整方程說明，從長期均衡看，用電量的確與人口數、產業(yè)結構呈正相關關系，人口數每增加1單位，用電量增長8.17個單位，而第二產業(yè)增長1單位，用電量增長0.58個單位。</

57、p><p>　　3.3.4因果關系檢驗</p><p>　　表7 LNX 和LNz1、LNz2的因果關系檢驗結果</p><p>　　由此表可見，在5%的顯著水平上，人口是全社會用電量的單向Granger因果關系，即人口數的變動會影響電力消費總量的增加或減少。而產業(yè)結構與全社會用電量之間存在著雙向Granger因果關系，即兩者互為因果。</p><

58、;p>　　3.3.5誤差修正模型：</p><p>　　下面建立產業(yè)結構與人口數與用電量之間的誤差修正模型：</p><p>　　ILEC = 0.0206681394829 + 0.495018387011*ILJIE - 0.0159489848362*E5(-1)</p><p><b>　?。?.043）</b></p>

59、;<p>　　ILEC = 0.0635828352482 + 4.05473954579*ILPOP + 0.0396470880066*E7(-1)</p><p><b>　?。?.036）</b></p><p>　　ILJIE，ILPOP分別表示LJIE和LPOP的一階差分。結果表明LJIE和LPOP的短期變動對LEC存在正向影響。此外，由于調

60、整系數是顯著的，表明每年實際發(fā)生的LGDP與其長期均衡值的偏差值中的1.6%和3,9%被修正。</p><p><b>　　4 結果分析與討論</b></p><p>　　在市場經濟條件下，電力產業(yè)作為國民經濟發(fā)展的基礎產業(yè)，一旦成為國民經濟發(fā)展的制約瓶頸，造成的后果將是巨大的，隨著電力供求關系的轉化，弄清國民經濟的發(fā)展與電力需求發(fā)展之間的數量關系是非常必要的。研究經

61、濟增長與電力消費發(fā)展的相互關系，就是研究經濟總量和各產業(yè)的經濟現象與全社會用電之間的增減變化規(guī)律，從而達到為決策管理和經營活動提供信息服務，做好電力負荷預測，尋求新經濟增長點的目的。</p><p>　　本文以中國1978-2010年間的用電量與GDP的關系進行分析，得到中國的電力消費與經濟增長之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關系；短期內存在從電力消費到經濟增長的單向格蘭杰因，但不存在從經濟增長到電力消費的格蘭杰因。&l

62、t;/p><p>　　1．實證研究的結果是對改革開放20年來中國電力消費與經濟增長之間的綜合評價，結果表明電力消費是經濟增長的一個較強的外生變量。GDP與電力消費之間均存在協(xié)整關系，這說明電力消費與經濟增長之間即存在長期的共同增長趨勢，存在著共同波動性，因此，為了保證我國經濟健康協(xié)調的發(fā)展，有關部門在制定相關政策的時候，應當采取有效措施以保證電力消費的平穩(wěn)增長。</p><p>　　2．“經濟

63、要發(fā)展，電力要先行”，電力發(fā)展速度要領先于經濟的發(fā)轉，這與本文的結論是一致的。本文前面的格蘭杰因果檢驗和協(xié)整檢驗表明，我國經濟增長和電力消費之間，即在國內生產總值和年電力消耗總量之間存在著協(xié)整關系，長期的均衡關系和單向的因果關系，即電力消費影響國內經濟的發(fā)展，這一結論也符合我國的國情，改革開放后，我國經濟發(fā)展一直呈現出快速、健康、穩(wěn)定的良好態(tài)勢。在促進經濟發(fā)展的多種因素下，電力工業(yè)一直發(fā)揮著積極的作用，對我國經濟發(fā)展的推動是顯著的，電力

64、消費正作用于GDP。</p><p>　　3.正是由于用電量與GDP之間的密切關系，我們應該健全用電量的檢測機制，深入研究用電量和國民經濟的關系，建立國民經濟預測和用電量反應的聯動系統(tǒng)，為判斷未來國民經濟形勢走向提供良好建議，為經濟發(fā)展制定出合理的宏觀經濟政策。</p><p>　　4.人口是全社會用電量的單向Granger因果關系，即人口數的變動會影響電力消費總量的增加或減少。而產業(yè)結構

65、與全社會用電量之間存在著雙向Granger因果關系，即兩者互為因果。</p><p>　　5.影響電力消費的主要因素有產業(yè)結構和人口數量，無論長期還是短期，電力消費波動受產業(yè)結構的影響最大。在國家宏觀調控中，應該處理好用電結構、人均用電水平等方面影響電力經濟可持續(xù)發(fā)展的瓶頸問題，確保電力經濟又好又快地發(fā)展。</p><p><b>　　致 謝</b></p>

66、;<p>　　大學三年的學習生活即將結束，在此，我要感謝所有曾經教導過我的老師和關心過我的同學，他們在我成長過程中給予了我很大的幫助。本文能夠成功的完成，要特別感謝我的導師XXX教授的關懷和教導。</p><p><b>　　[參考文獻]</b></p><p>　　[1]Kraft,J.Kraft,A.On the relationship betwe

67、en energy and GNP[J].Journal of energy Development</p><p>　　[2]黃超,達慶利.我國電力工業(yè)發(fā)展和經濟增長的關系[J].中國電力,2005</p><p>　　[3]林伯強，結構變化、效率改進和能源需求預測-以中國電力行業(yè)為例[J].經濟研究2003</p><p>　　[4]王晶，乞建勛.我國電力消費與

68、GDP的協(xié)整性與因果關系研究[J].中國電力教育 2007 [5]Engle,R.F,C.W.J.Granger Co-integration and Error Correction:Estimation and Testing Economics,1993</p><p>　　[6]袁家海，丁偉等.電力消費與中國經濟發(fā)展的協(xié)整與波動分析[J].電網技術 2006</p><p>　　[

69、7]郭建平,何建敏,吳國富.中國電力消費與經濟增長的均衡關系分析[J].中國電力，2006</p><p>　　[8]楊文培，能源發(fā)展與經濟增長互動關系探討[J]，煤炭經濟研究，2005</p><p>　　[9]黃獻松,李邦邦.電能消費與區(qū)域經濟增長的協(xié)整分析[J].西安科技大學學報，2008</p><p>　　[10]馬超群,儲慧斌.中國能源消費與經濟增長的協(xié)

70、整與誤差校正模型研究[J].系統(tǒng)工程,2004</p><p>　　[11] 中國統(tǒng)計年鑒（2010.2011）</p><p>　　[12]Akarca,A.T.Long,T.V.On the relationaship between energy and GNP:a re-exa mination[J].journal of energy Development,1980,5:326

71、-331</p><p>　　[13]Yu,E.S.H,Hwang,B.K.,1984,The Relationship Between Energy and GNP:Further Results,Energy Economics,6,168-190</p><p>　　[14]尹建華，王兆華.中國能源消費與經濟增長間關系的實證研究[J].科學管理，2011</p><

72、;p><b>　　注 釋</b></p><p><b>　?、?lt;/b></p><p><b>　?、?lt;/b></p><p><b>　　附錄1：文獻綜述</b></p><p>　　關于我國電力消費與經濟增長的國內外研究綜述</p>

73、<p>　　我國是世界上電力生產和消費的大國，建國90周年以來，中國的電力需求和消費都快速增長，但是總是在電力短缺與過剩交互替換的“怪圈”中徘徊，而電力使用科學規(guī)劃的前提是對電力消費與經濟發(fā)展內在關系的科學認識。在西方國家，經濟與能源的關系問題的研究已經有幾十年的歷史，近年來，因果關系研究方法也逐漸被應用到我國的能源消費與經濟增長之間關系的研究中，而協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗已成為國內外學者研究兩個或兩個以上變量之間關系的重

74、要方法之一。許多研究顯示能源消費與經濟增長呈現正相關關系。然而關于能源消費和經濟變量之間的因果性方向長期以來都是一個頗有爭議的問題。在不同的時間、不同的國家、采用不同的檢驗方法往往得出不同的結論。電力作為一種優(yōu)質、便捷的能源，在國民經濟發(fā)展中占很高的地位。當前我國電力供應十分緊張，客觀地分析我國電力消費和GDP之間的協(xié)整和因果關系，對我國經濟發(fā)展和電力能源發(fā)展有著重要的政策指導意義。許多學者也進行了該方面的研究。</p>

75、<p>　　20世紀70年代末來，對于電力消費與國民經濟增長之間的因果關系問題學術界進行了大量的實證分析研究工作。在這研究領域做出開拓性工作的是Kraft和Kraft(1978),Kraft是第一個對美國1947-1974年的國民生產總值與能源消費關系進行了數量分析的[1]，他們發(fā)現:美國在1947-1974年期間, 僅存在GDP到能源消費的單向因果關系。此結果意味著實行能源保護政策不會影響GNP增長。然而,Akarca和Lo

76、ng(1980)[2] 縮短了Kfaft的樣本范圍卻沒有得出類似的研究成果，卻發(fā)現樣本區(qū)間的選擇可能會影響實證結果。Yu和Hwang(1984)[3]將上述研究的美國數據的樣本區(qū)間更新為1947-1979年, 但他們發(fā)現能源消費與GNP增長之間不存在因果關系。其中Stern[4]將Kraft的數據擴大到1947-1990年，并選取了國內生產總值（GDP）、能源和勞動、資本等四個因素作為自變量，通過VAR模型研究了電力經濟關系。Stern

77、發(fā)現雖然不存在總能源消費到GDP的Granger因果關系, 但若對最終能源消費測量根據燃料構成進行調整, 就會發(fā)現能源消費到GDP的Grang</p><p>　　在國內，很多學者也同樣采用了計量分析方法來實證研究電力（能源）與經濟的相關關系。文獻[10]采用恩格爾—葛蘭杰(E—G)檢驗，考慮數據結構變化的可能，研究了外部經濟沖擊對中國經濟增長與電力消費之間長期均衡關系的影響。黃超（2005）[11]以1978-

78、2002年25個年份的年發(fā)電量和國內生產總值數據為統(tǒng)計樣本，運用恩格爾-格蘭杰兩步法，發(fā)現電力生產和經濟增長之間存在協(xié)整關系。[12]林伯強認為，中國電力消費彈性系數在1978-2001年間平均為0.78，而1952-2001年間卻為0.86，他認為中國能源效率的提高與經濟結構的變化是其主要原因。然而他對1997年和1998ian電力消費分別增長4.4%和2.8%的解釋卻不太 令人信服，基于實證分析結果給出的2002-2005年電力需求

79、平均增長6.7%的預測也沒能經過現實的檢驗。黃獻松，李邦邦[13]利用ADF檢驗方法實證分析了陜西省全社會用電量與三大產業(yè)之間的協(xié)整關系，結果表明長期內電力消費的增加主要受第三產業(yè)的影響且方向相同，其次受第二產業(yè)的影響但方向相反，但短期正好和長期相反。</p><p>　　《中國能源消費與經濟增長的協(xié)整與誤差校正模型研究》[14]詳細研究中國從1954-2003年間年度GDP和能源總消費以及能源消費各構成部分之間

80、的長期均衡關系。通過協(xié)整與誤差方法和單位根檢驗等方法，研究表明GDP分別與能源總消費、煤炭消費之間存在協(xié)整關系，而GDP與石油、天然氣和水電之間不存在協(xié)整關系，進而分別建立了GDP和能源總消費的誤差校正模型。通過因果關系的檢驗。表明GDP與能源消費之間存在很強的Granger雙向因果關系。而GDP與電力消費之間存在單向因果關系，即經濟增長是電力消費增大的原因.《電力消費與中國經濟發(fā)展的協(xié)整與波動分析》[15] 運用協(xié)整理論研究了1978

81、-2003年間中國電力消費與經濟增長之間的關系，利用在此期間個產業(yè)產值與其用電量之間的協(xié)整關系檢驗結果驗證了中國電力消費與國內生產總值增長之間存在著長期協(xié)整關系，短期內則存在著從電力消費到GDP增長的單向格蘭關系，短期內則存在著從電力消費到GDP增長的單向格蘭杰因?！峨娏οM與中國經濟增長基于生產函數的研究》[16]應用協(xié)整分析和誤差修正模型技術研究了中國電力消費與經濟增長之間的關系。實證結果表明GDP、資本、人力</p>

82、<p>　　然而，上述文獻要么從定性方面分析，要么基于定量分析但缺乏實效性。而且很多文獻都側重研究電力短缺原因和應對措施。本文采用協(xié)整和誤差修正的方法分析了1978-2010年的GDP和用電量數據，運用協(xié)整理論分析兩者之間的序列關系，建立能更好體現電力消費和經濟發(fā)展關系的數學模型。實驗結果表明，我國經濟增長和電力生產之間，即在國內生產總值和年發(fā)電量之間存在著協(xié)整關系，長期的均衡關系和雙向的因果關系。</p>&

83、lt;p><b>　　[參考文獻]</b></p><p>　　[1]Kraft,J.Kraft,A.On the relationship between energy and GNP[J].Journal of energy Development,1978,3:401-403</p><p>　　[2]Akarca,A.T.Long,T.V.On the

84、relationaship between energy and GNP:a re-exa mination[J].journal of energy Development,1980,5:326-331</p><p>　　[3]Yu,E.S.H,Hwang,B.K.,1984,The Relationship Between Energy and GNP:Further Results,Energy Econ

85、omics,6,168-190</p><p>　　[4]Stern,D.L.Energy and Growth in the USA:A Multivariate[J].Energy Economics,1993,15:137-150</p><p>　　[5]Engle,R.F,C.W.J.Granger Co-integration and Error Correction:Esti

86、mation and Testing Economics,1993,15:137-150</p><p>　　[6]John,Asafu-Adjaye,2000,The Relationship between Energy consumption,energy prices and economix frowth:time series evidence from asian developing countr

87、ies,energy economics,22:615-625</p><p>　　[7]Cheng,B.L.Lai,T.W.An Investigation of Co-integration and Causality between energy Consumption and Economic Activity in Taiwan[J].Energy Economics,1997,19:435-44

88、4</p><p>　　[8]Yang,H.Y.,2000,A note on the causal relationship between energy consumption and GDP in tanwan,energy economics,22:309-317</p><p>　　[9]Soytas,U.and Sari,R.Energy consumption and GDP

89、:Causality Relationship in G7 Countries and Emerging Markets[J].Energy Economics,2003,25:33-37</p><p>　　[10]郭建平,何建敏,吳國富.中國電力消費與經濟增長的均衡關系分析[J].中國電力，2006,39(9):60-62．</p><p>　　[11]黃超,達慶利.我國電力工業(yè)發(fā)展和

90、經濟增長的關系[J].中國電力,2005,38(3):9-12</p><p>　　[12]林伯強，結構變化、效率改進和能源需求預測-以中國電力行業(yè)為例[J].經濟研究2003（5）：57-65</p><p>　　[13]黃獻松，李邦邦.電能消費與區(qū)域經濟增長的協(xié)整分析[J].西安科技大學學報，2008,28（3）:507-512</p><p>　　[14]馬超

91、群，儲慧斌.中國能源消費與經濟增長的協(xié)整與誤差校正模型研究[J].系統(tǒng)工程，2004 22（10）：47-50</p><p>　　[15] 袁家，丁偉.電力消費與中國經濟發(fā)展的協(xié)整與波動分析[J].電網技術，2006,39（9）：10-15</p><p>　　[16]林伯強.電力消費與中國經濟增長基于生產函數的研究.中國宏觀經濟論壇.</p><p>　　[17

92、] 王 晶，乞建勛.我國電力消費與GDP的協(xié)整性與因果關系研究[J],中國電力教育，2007:9-12</p><p>　　附錄4：外文文獻譯文　</p><p>　　電力消費與經濟增長的實證證據來自巴基斯坦</p><p>　　作者：Muhammad shahbaz.mete feridun</p><p>　　【摘要】本文采用自回歸分布滯

93、后方式來驗證電力消費和經濟增長之間的長期均衡關系。Toda Yamamoto和Wald檢驗的因果檢驗已經在1971年到2008年時期，巴基斯坦的實證研究中驗證了這兩者之間因果關系的方向。Ng-Perron and Clement-Montanes-Reyes的單位根檢驗經常用來解決變量的平穩(wěn)性檢驗。結果表明這兩個變量之間是一種長期均衡穩(wěn)定的關系，經濟增長影響了電力的消費，而不是電力消費影響經濟的增長。</p><p&

94、gt;<b>　　介紹</b></p><p>　　巴基斯坦是一個經濟生產活動被它不發(fā)達的能源基礎設施所限制的一個經濟國家。拉閘限電是一種常見的現象，以此種方式來滿足在生產活動上的日益增長的電力需求。Khan and Ahmed(2009)報告指出，巴基斯坦日前的電力生產越每天115000兆瓦，而作者估計到2010年，經濟活動上的電力需求將由原來的大約每天15000兆瓦增長為大約每天2000

95、0兆瓦。巴基斯坦能源上的供求之間的差距體現出了經濟增長所面臨的嚴重的能源危機。</p><p>　　正是在這種背景下，本文的研究目的是在確定電力消費和經濟增長兩者長期均衡的關系下，研究兩者之間的因果關系。盡管已經有大量的相關文獻（Kraft and Kraft 1978; Akarca and Long 1980; Erol and Yu 1987; Stern 1993; Asafu-Adjaye 2000;

96、Oh and Lee 2004; Narayan and Singh 2007; Reynolds and Kolodziej 2008; Narayan and Prasad 2008; Wolde-Rufael 2004, 2009; Apergis and Payne 2009; Chandran et al. 2009; Bowden and Payne 2009; Soytas and Sari 2009）到目前為止，這些研究

97、都缺少巴基斯坦的電力消費與經濟增長的關系的實證研究，本文旨在補充這種缺失。</p><p>　　從理論的角度來看，電力消費與經濟增長之間的因果關系的方向不是很清晰：隨著國家的發(fā)展，他們將開始更多得依靠制造業(yè)，因此需要消耗更多的能量。另一方面，能源使用量的大量提高必將導致能源的加快生產，因此，也會導致經濟更快速地增長。在巴基斯坦能源危機的事實下 ，進行這個國家電力消耗與經濟增長之間關系的研究調查，有利于政策的制定和

98、實施。在現有的文獻中有一個有趣的現象，即電力消費與經濟增長的關系，即使是在同一國家，其長期關系跟短期關系是不同的。出于這個原因，本文采用自回歸分布滯后（ARDL）邊界測試，以確定從長遠看，電力消費和經濟增長之間的平衡關系，以及因果關系檢驗，以便從1971年至2008年各年的數據中確定這兩個變量之間的因果關系的方向。通過Ng-Perron and Clement-Montanes-Reyes方法來解決單位根的檢驗。文章的結構如下：第二部分

99、是文獻回顧。第三部分是介紹數據和方法。第四部分是研究結論。</p><p><b>　　（2）文獻綜述</b></p><p>　　能源消費與經濟增長的關系在文獻中已被廣泛研究。Kraft and Kraft (1978)發(fā)現的從國民生產總值到能源消耗之間的單向因果關系是一項開創(chuàng)性的實證研究。在另一早期時候，Erol and Yu (1987)就曾研究過英國、法國、意

100、大利、德國、加拿大和日本的國內生產種子和能源消耗之間的關系，發(fā)現能源消耗與經濟增長之間實證研究的多種關系。Stern (1993)利用在能源消費與國內生產總值模型中加入資本和勞動力的多元框架，Asafu-Adjaye (2000)也曾研究過印度、印度尼西亞，菲律賓和泰國的能源消耗和收入之間的因果關系?，F在的一些文獻都把它分為兩部分即面板的研究與國內各種案例的研究。在一些面板的研究中已經發(fā)現額人均生產總值與電力消費之間的因果關系，如Yoo

101、 (2006)研究過包括印度尼西亞，馬來西亞，新加坡在內的東盟經濟體的電力消費與經濟增長之間的關系。</p><p>　　研究的時間序列是從1971年到2002年。他們的實證結果表明只有在印度尼西亞和泰國，經濟增長到能源消費存在單向的因果關系。在馬來西亞和新加坡，發(fā)現電力消費與經濟增長之間的變量的雙向因果關系。Chen et al. (2007)利用了亞洲地區(qū)的10個工業(yè)國和低收入國家的數據，利用面板協(xié)整方法討論

102、了電力消耗與經濟增長之間的因果關系問題。</p><p>　　他們有關于電力消費與經濟增長之間的因果關系的實證研究證據是不同的。同樣的，Sinha (2009)也曾探討88個發(fā)展中國家與發(fā)達國家的有關問題。實證結果表明，不管從長遠來看，還是在短期時間內，表示變量之間都存在雙向的因果關系。Ozturk and Acaravci (2010)研究了包括阿爾巴尼亞，保加利亞，匈牙利和羅馬尼亞在內的南非國家能源消費與經濟

103、增長之間的關系性質。實證結果表明，在匈牙利的人均國內生產總值和人均用電量的兩個解釋變量之間存在雙向因果關系。此外，不允許在短期時間內存在誤差修正模型的阿爾巴尼亞，保加利亞和羅馬尼亞國家的電力消耗與人均國內生產總值沒有協(xié)整性。此外，Acaravci和Ozturk（2009）探討在15個經濟轉型問題，即阿爾巴尼亞，白俄羅斯，保加利亞，捷克共和國，愛沙尼亞，拉脫維亞，立陶宛，馬其頓，摩爾多瓦，波蘭，羅馬尼亞，俄羅斯聯邦，塞爾維亞，斯洛伐克共和

104、國和烏克蘭的人均國內生產總值和人均用電量之間的因果關系。佩德羅尼面板和誤差修正模型不提供支持變量和經濟增長的協(xié)整性，經濟的增長也不是因為電力消費量的刺激。</p><p>　　而只有少數的文獻研究是關于巴基斯坦背景下的能源消耗和經濟增長之間的因果關系。Anjum and Butt (2001)研究了石油消費與人力資源之間的關系。他們的研究表明他們之間是從經濟增長到石油消耗或能源消耗的單向因果關系。雖然天然氣行業(yè)和

105、經濟增長沒有因果關系，但是電力行業(yè)影響了經濟的增長。最后，能源消耗也導致了在這行業(yè)的就業(yè)機會。另一方面，Alam and Butt (2002)用協(xié)整性和格蘭杰因果關系的研究方法探討能源消耗與經濟增長之間的關系。</p><p>　　他們的實證證據也支持協(xié)整性并在巴基斯坦的實證中發(fā)現了解釋變量之間的雙向因果關系說。但是，Siddiqui (2004)指出能源消耗刺激了經濟活動，對經濟增長似乎有正面的影響。但是對石

106、油產品來說卻是相反的。最近，Khan and Qayyum (2007)調查了巴基斯坦，孟加拉國，印度和斯里蘭卡等南非國家的能源消費與經濟增長之間的因果關系，他們的研究表明能源消費與經濟增長之間的因果關系。作者的記錄還表明，能源依賴和能源危機都可能會影響經濟增長，甚至影響收入和就業(yè)等因素的降低。. Qazi and Riaz (2008)也對能源消費與經濟增長之間的關系進行了研究，在短期時間內，兩者之間是雙向的因果關系，而在長期的時間下