我國(guó)電力消費(fèi)的影響因素分析

《我國(guó)電力消費(fèi)的影響因素分析》由會(huì)員上傳分享，免費(fèi)在線閱讀，更多相關(guān)內(nèi)容在行業(yè)資料-天天文庫。

1、我國(guó)電力消費(fèi)的影響因素分析摘要：我國(guó)電力消費(fèi)的影響因素分析，對(duì)我國(guó)各個(gè)地區(qū)電力供求與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展意義重大。本文收集了1990-2008年以來的19年電力消費(fèi)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)此建立多元回歸模型，再對(duì)模型分析檢驗(yàn)，并最終通過逐步回歸，得到模型。關(guān)鍵詞：電力消費(fèi)量多元回歸模型檢驗(yàn)問題重述現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)社會(huì)下，電力供求與經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)環(huán)境之間的關(guān)系異常密切。電力工業(yè)作為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略中的重要先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。電力的生產(chǎn)及充足供給為經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民生活水平的提高和社會(huì)進(jìn)步提供了必不可少的條件，而電力供給的短缺將給國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展

2、與人民生活帶來巨大的負(fù)面影響。近年來，我國(guó)頻繁出現(xiàn)“用電荒”，因此，研究電力需求與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增長(zhǎng)、電力消費(fèi)價(jià)格及工業(yè)總產(chǎn)值之間的關(guān)系，具有重要的理論與實(shí)踐意義。問題分析根據(jù)本文所研究的課題，在模型中以我國(guó)年電力消費(fèi)總理Y作為因變量，選擇解釋變量如下所示：全國(guó)GDP總額：隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，生產(chǎn)與生活對(duì)電力需求的依賴性越來越強(qiáng)，電力消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)的作用也越來越明顯。生產(chǎn)發(fā)展和人民生活水平的提高，是拉動(dòng)電力消費(fèi)增長(zhǎng)的主要因素。經(jīng)研究表明了GDP與電力消費(fèi)之間存在著明顯著且穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。因此，我們將GDP作為電力消費(fèi)量的一

3、個(gè)影響因素。全國(guó)人口總量POP：在電力的消費(fèi)環(huán)節(jié)，城鄉(xiāng)居民的用電需求不可忽視，較大規(guī)模的人口基數(shù)會(huì)增加電力消費(fèi)。每個(gè)人的正常工作和生活都需要不斷的消費(fèi)電力，當(dāng)年全國(guó)人口總量與當(dāng)年電力消費(fèi)在一定程度上存在正相關(guān)關(guān)系。14工業(yè)總產(chǎn)值：總體上來說，工業(yè)部門多數(shù)屬于高密度用電部門。隨著工業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化的發(fā)展，工業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)效率大大提高，與此同時(shí)，對(duì)于生產(chǎn)過程中電力的需求也大大提高，故我們把工業(yè)總產(chǎn)值變動(dòng)的因素考慮到了影響因素當(dāng)中。電力出廠價(jià)格指數(shù)：價(jià)格影響需求，電價(jià)的波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致電力消費(fèi)量的變動(dòng)，所以我們引入價(jià)格因素，又因?yàn)楦鞯貐^(qū)電價(jià)存在差異，

4、較難直接引用，所以我們用電力出廠價(jià)格指數(shù)來近似電價(jià)。模型假設(shè)假定影響電力消費(fèi)量的其他因素可以忽略符號(hào)說明：回歸系數(shù)：隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)序列：電力消費(fèi)總量（億千瓦時(shí)）：人口總量（萬人）：工業(yè)總產(chǎn)值（億元）：電力出廠價(jià)格指數(shù)（絕對(duì)值）。：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）模型建立與求解一、建立回歸模型如下：二、變量間關(guān)系分析（1）計(jì)算相關(guān)系數(shù)為了保證線性模型的合理性，首先需要分析因變量和自變量間的相關(guān)性，可以通過計(jì)算簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)分析。只有與因變量呈高度相關(guān)的自變量才適合引入模型。因此，對(duì)因變量與自變量計(jì)算相關(guān)系數(shù)分析，得到結(jié)果如圖一14圖一結(jié)果顯示，除NH以

5、外，其它自變量與因變量顯示較高的相關(guān)性。（2）繪制散點(diǎn)圖進(jìn)一步繪制散點(diǎn)圖分析自變量與因變量有無明顯線性關(guān)系。一次選取一個(gè)自變量，與因變量一起繪制散點(diǎn)圖。下面以GDP為例做散點(diǎn)圖，如圖二所示：圖二三、模型的估計(jì)運(yùn)用最小二乘法（OLS）對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，得到結(jié)果如下（圖三）：14圖三從上表可以看出，解釋變量系數(shù)的t檢驗(yàn)除gdp與常數(shù)項(xiàng)外都不顯著。若改變模型的設(shè)定形式，采用對(duì)數(shù)形式令：genrlny=log(y)、genrlngdp=log(gdp)、genrlnnh=log(nh)、genrlntp=log(tp)、genrlzs=l

6、og(zs)，然后進(jìn)行回歸，則結(jié)果如圖四：圖四14顯然，采用對(duì)數(shù)形式后模型的進(jìn)一步提高,且除外所有解釋變量檢驗(yàn),模型效果非常好,所以修改模型為對(duì)數(shù)形式，如下：四、回歸結(jié)果的檢驗(yàn)(一)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1．從回歸結(jié)果看，方程的樣本可決系數(shù)和調(diào)整后的樣本決可系數(shù)均非常高,表明方程擬合情況非常好。2．系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：除外的其余解釋變量檢驗(yàn)均通過()。由于lnnh沒有通過t檢驗(yàn),我們初步判斷模型存在多重共線性。（二）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1、多重共線性檢驗(yàn)（如圖五）：圖五由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，與、相互之間的相關(guān)系數(shù)很高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。2．修

7、正多重共線性：逐步回歸法首先對(duì)回歸，結(jié)果如圖六：14圖六繼續(xù)對(duì)進(jìn)行回歸，結(jié)果如圖七：圖七對(duì)進(jìn)行回歸，結(jié)果如圖八：14圖八最后，對(duì)進(jìn)行回歸，結(jié)果如圖九：圖九從各個(gè)回歸結(jié)果的可知，對(duì)的擬合是最好的，因此，將確定為第一個(gè)解釋變量。接著添加變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如圖十：14圖十此時(shí)，可決系數(shù)雖然增加，但是不明顯，同時(shí)，的檢驗(yàn)并未通過，繼續(xù)改變添加的變量為，回歸結(jié)果如圖十一：圖十一同理，的加入作用也不好，繼續(xù)改變添加變量為,回歸結(jié)果如圖十二：14圖十二從結(jié)果可以看出，的加入使可決系數(shù)提高，但是該變量仍然未能通過了t檢驗(yàn)，此時(shí)可以重新選擇作為模型中

8、的變量，然后添加進(jìn)行回歸，結(jié)果為圖十三：圖十三顯然，此時(shí)可決系數(shù)低于單獨(dú)使用作為解釋變量，繼續(xù)改變解釋變量組合，將替換成,回歸結(jié)果為圖十四：14圖十四此時(shí)，R平方有所提高，且個(gè)變量均通過檢驗(yàn)，故也可加入模型，接著繼續(xù)添加變量進(jìn)行回歸，