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[摘 要]能源消费量与经济发展水平之间关系问题，是世界各国研究的热点问题之一。鉴于此，本文旨在运用采集的数据利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正，实现对能源消费与工业经济增长之间的实证分析。最后，会对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。
[关键词]能源消费；经济增长；改进措施
中圖分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2016）09-0053-01
一、问题的提出
中国是个发展中国家。我国的经济增长依靠能源的消费，而我国的石油、天然气资源不是十分的充足，根据有关资料显示：中国人均能源资源占有量远比世界平均水平值要低。我国人均石油、天然气可采储备量分别为世界水平值得10%和5%。从环境污染角度看，我国在节能减排工作上面面临着新的问题挑战。资源和能源消耗大，利用率低导致我国环境污染严重已成为不争的事实。
那么能源消费与工业经济增长在数值上有什么关系？本文收集了1980年至2007年的时间数据，并加以实证分析。
二、模型设定
我们所用的数据均来源于《中国统计年鉴》 所设模型的样本容量为27个。分别以能源消费总量（Y）作为因变量，能源生产总量（X1）、全国生活能源消费总量（X2）、城镇居民人均可支配收入（X3）和工业能源消费总量（X4）为因变量。在EVIEWS软件中输入数据，观察散点图发现存在较强的线性关系，故此选择建立线性模型。计量模型可以设定为
三、模型检验
假设模型中随机扰动项u满足古典假定，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济学软件Eviews得结果：
t= （-0.708675） （5.163553） （0.516422） （3.689293） （6.063122）
=0.999297 =0.999175 F=8176.418 DW=1.376476
1、经济意义检验
由回归估计结果可以看出，能源生产总量、全国生活能源消费总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量四个解释变量前的系数为正值，即与能源消费总量呈线性正相关，与现实经济意义理论相符。
2、统计推断检验
从估计的结果可以看出，可决系数R2=0.999297，F=8176.418，认为模型的拟合程度可以接受。系数显著性检验：给定α=0.05，查t分布表，在自由度为n-4=23时的临界值2.069，、、的t值大于临界值，拒绝原假设，接受备择假设，表明能源生产总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量对能源消费总量有显著性影响；仅有的t值小于临界值2.069，所以接受原假设，表明全国生活能源消费总量对能源消费总量影响不显著。
3、计量经济学检验
（1）多重共线性检验
①对各解释变量进行多重共线性检验
由上表可看出，模型整体上线性回归拟合较好，R2 与F值较显著，而解释变量的t检验不显著，则说明该模型可能存在多重共线性。利用EVIEWS软件得到各变量间相关系数矩阵表可以看出各解释变量之间的相关系数较高，所以解释变量之间存在多重共线性。
②修正多重共线性
1、用EVIEWS分别对Y与各解释变量、、、做最小二乘回归最后发现的方程最大，所以以为基础，顺次加入其他变量逐步回归。
经比较，新加入x4的方程=0.998541，改进最大，而且各参数的t检验显著，但是x2的符号不合理，选择保留x4，再加入其他新变量逐步回归。
在X1、X4的基础上加入X2后的方程明显增大，但是X2的t检验不通过，因其为负值不合理。加入X3后不但方程的明显增大，而且t检验值也通过，所以选择保留X3，继续回归。
加入后，不仅下降，而且参数的t检验不显著。这说明引起多重共线性，所以应予剔除。
最后得出的回归模型是：
（2） 异方差检验
采用White检验n=9.5955小于在显著性为0.05水平下的卡方检验值16.9190，所以不存在异方差。
（3） 自相关检验
采用DW检验，由上分析可得DW=1.371751；给定显著性水平α=0.05，n=28，K=3时，查Durbin—Watson表得下限临界值=1.181，上限临界值=1.650，可知 四、自相关修正
采用科克伦—奥克特引入一阶自相关系数AR（1） 得出的结果中可决系数R2的值为0.999368.非常接近于1，模型拟合度非常高。在1%的显著水平条件下，参数显著不为零，模型整体性良好。AR（1）对应的Prob值为0.0067，在1%的显著水平下显著。D.W.对应的值为1.85，查解释变量为4且自由度为27的D.W.分布表，上下限分别为1.16，1.65.由于1.65<1.85<2.35，所以模型不再存在一阶自相关。
最终回归模型为：
t = （-0.699866） （7.276451） （4.647176） （6.135601）
=0.999368 F=8695.975 DW=1.850801
五、结论分析
1、 在自相关的修正过程中，我们可以发现，全国生活能源消费总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量等经济数据都具有时间上的惯性；另外一方面，城镇人均可支配收入具有经济活动的滞后性，城镇居民人均可支配收入的增加，不会使居民能源消费的水平当期就达到应有的水平，而是要经过若干期才能达到。因为人的消费观念的改变存在一定的适应期。
2、 虽然能源价格、能源消费结构和环境政策等因素未能在模型中得到量化和反映，但不是说这些因素对能源需求的影响并不重要。事实上，这些因素越是得不到量化和反映，越是暴露了当前我国在这些方面的不足和缺陷，更应该重视和解决。
六、政策建议
1、充分发挥市场机制的作用，促进我国能源消费向高效、清洁的方向发展。在工业方面，有重点地调整产业结构，确保经济与能源消费的协调。
2、优化和改善能源消费结构，大力发展清洁能源的使用，加强科学技术在此类能源上的创新性。我国具有丰富的水能、风能、太阳能等可再生资源，从长远来看，我国应在中长期战略上做好大力发展可再生能源的部署。
3、加强能源统计，制定有效的能源发展战略。能源统计数据的质量，应包括数据的准确性和时效性。提高能源统计数据的准确性、时效性、国际可比性，便于有关部门及时调整战略，实现能源的有效利用。
参考文献
[1] 刘宏杰，邱立成.中国能源消费与经济发展关系的时间序列分析[J].《河北经贸大学学报》， 2013，3.
[2] 林伯强，中国能源需求的经济计量分析[J].统计研究，2012，10.
[3] 史丹.结构变动是影响我国能源消费的主要因素[J].中国工业经济，2010，11.
[关键词]能源消费；经济增长；改进措施
中圖分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2016）09-0053-01
一、问题的提出
中国是个发展中国家。我国的经济增长依靠能源的消费，而我国的石油、天然气资源不是十分的充足，根据有关资料显示：中国人均能源资源占有量远比世界平均水平值要低。我国人均石油、天然气可采储备量分别为世界水平值得10%和5%。从环境污染角度看，我国在节能减排工作上面面临着新的问题挑战。资源和能源消耗大，利用率低导致我国环境污染严重已成为不争的事实。
那么能源消费与工业经济增长在数值上有什么关系？本文收集了1980年至2007年的时间数据，并加以实证分析。
二、模型设定
我们所用的数据均来源于《中国统计年鉴》 所设模型的样本容量为27个。分别以能源消费总量（Y）作为因变量，能源生产总量（X1）、全国生活能源消费总量（X2）、城镇居民人均可支配收入（X3）和工业能源消费总量（X4）为因变量。在EVIEWS软件中输入数据，观察散点图发现存在较强的线性关系，故此选择建立线性模型。计量模型可以设定为
三、模型检验
假设模型中随机扰动项u满足古典假定，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济学软件Eviews得结果：
t= （-0.708675） （5.163553） （0.516422） （3.689293） （6.063122）
=0.999297 =0.999175 F=8176.418 DW=1.376476
1、经济意义检验
由回归估计结果可以看出，能源生产总量、全国生活能源消费总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量四个解释变量前的系数为正值，即与能源消费总量呈线性正相关，与现实经济意义理论相符。
2、统计推断检验
从估计的结果可以看出，可决系数R2=0.999297，F=8176.418，认为模型的拟合程度可以接受。系数显著性检验：给定α=0.05，查t分布表，在自由度为n-4=23时的临界值2.069，、、的t值大于临界值，拒绝原假设，接受备择假设，表明能源生产总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量对能源消费总量有显著性影响；仅有的t值小于临界值2.069，所以接受原假设，表明全国生活能源消费总量对能源消费总量影响不显著。
3、计量经济学检验
（1）多重共线性检验
①对各解释变量进行多重共线性检验
由上表可看出，模型整体上线性回归拟合较好，R2 与F值较显著，而解释变量的t检验不显著，则说明该模型可能存在多重共线性。利用EVIEWS软件得到各变量间相关系数矩阵表可以看出各解释变量之间的相关系数较高，所以解释变量之间存在多重共线性。
②修正多重共线性
1、用EVIEWS分别对Y与各解释变量、、、做最小二乘回归最后发现的方程最大，所以以为基础，顺次加入其他变量逐步回归。
经比较，新加入x4的方程=0.998541，改进最大，而且各参数的t检验显著，但是x2的符号不合理，选择保留x4，再加入其他新变量逐步回归。
在X1、X4的基础上加入X2后的方程明显增大，但是X2的t检验不通过，因其为负值不合理。加入X3后不但方程的明显增大，而且t检验值也通过，所以选择保留X3，继续回归。
加入后，不仅下降，而且参数的t检验不显著。这说明引起多重共线性，所以应予剔除。
最后得出的回归模型是：
（2） 异方差检验
采用White检验n=9.5955小于在显著性为0.05水平下的卡方检验值16.9190，所以不存在异方差。
（3） 自相关检验
采用DW检验，由上分析可得DW=1.371751；给定显著性水平α=0.05，n=28，K=3时，查Durbin—Watson表得下限临界值=1.181，上限临界值=1.650，可知
采用科克伦—奥克特引入一阶自相关系数AR（1） 得出的结果中可决系数R2的值为0.999368.非常接近于1，模型拟合度非常高。在1%的显著水平条件下，参数显著不为零，模型整体性良好。AR（1）对应的Prob值为0.0067，在1%的显著水平下显著。D.W.对应的值为1.85，查解释变量为4且自由度为27的D.W.分布表，上下限分别为1.16，1.65.由于1.65<1.85<2.35，所以模型不再存在一阶自相关。
最终回归模型为：
t = （-0.699866） （7.276451） （4.647176） （6.135601）
=0.999368 F=8695.975 DW=1.850801
五、结论分析
1、 在自相关的修正过程中，我们可以发现，全国生活能源消费总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量等经济数据都具有时间上的惯性；另外一方面，城镇人均可支配收入具有经济活动的滞后性，城镇居民人均可支配收入的增加，不会使居民能源消费的水平当期就达到应有的水平，而是要经过若干期才能达到。因为人的消费观念的改变存在一定的适应期。
2、 虽然能源价格、能源消费结构和环境政策等因素未能在模型中得到量化和反映，但不是说这些因素对能源需求的影响并不重要。事实上，这些因素越是得不到量化和反映，越是暴露了当前我国在这些方面的不足和缺陷，更应该重视和解决。
六、政策建议
1、充分发挥市场机制的作用，促进我国能源消费向高效、清洁的方向发展。在工业方面，有重点地调整产业结构，确保经济与能源消费的协调。
2、优化和改善能源消费结构，大力发展清洁能源的使用，加强科学技术在此类能源上的创新性。我国具有丰富的水能、风能、太阳能等可再生资源，从长远来看，我国应在中长期战略上做好大力发展可再生能源的部署。
3、加强能源统计，制定有效的能源发展战略。能源统计数据的质量，应包括数据的准确性和时效性。提高能源统计数据的准确性、时效性、国际可比性，便于有关部门及时调整战略，实现能源的有效利用。
参考文献
[1] 刘宏杰，邱立成.中国能源消费与经济发展关系的时间序列分析[J].《河北经贸大学学报》， 2013，3.
[2] 林伯强，中国能源需求的经济计量分析[J].统计研究，2012，10.
[3] 史丹.结构变动是影响我国能源消费的主要因素[J].中国工业经济，2010，11.