[哲學(xué)]covdleo經(jīng)濟信息管理論文征稿：長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長的實證分析(編輯修改稿)
2024-09-18 20:35 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 t）=dt+αtLn（GDPit）+μt（t=1，2，…T）（1）；狀態(tài)方程：αt+ct=Ttαt1+εt（t=1，2，…T）（2）方程（1）為測量方程，表示能源消費與GD之間的一般關(guān)系，其中：可變參數(shù)是不可觀測變量，稱為狀態(tài)變量，其變化反映除GDP以外的其他因素對能源消費和GDP關(guān)系的綜合影響；dt是具有固定參數(shù)的解釋變量。方程（2）稱為狀態(tài)方程或轉(zhuǎn)換（Transition）方程描述了狀態(tài)變量的生成過程。在方程（2）中，假定參數(shù)αt服從于AR（1）模型。μt，εt分別是測量方程和狀態(tài)方程的擾動項，相互獨立，且服從均值為零、方差是常數(shù)的正態(tài)分布。3．變量選擇與數(shù)據(jù)來源本文研究過程采用19902008年的長三角地區(qū)國民生產(chǎn)總值（GDP）、能源消耗（EC），使用以1990年為基期的國民生產(chǎn)總值指數(shù)對GDP進行縮減，以消除物價因素影響。為了保證數(shù)據(jù)的可比性和容易得到平穩(wěn)序列，同時削弱可能的異方差，對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)處理。數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年度的《上海統(tǒng)計年鑒》、《江蘇統(tǒng)計年鑒》、《浙江統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》。三、實證分析（1），結(jié)果見表2。表2顯示：變量Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF統(tǒng)計值都大于5%顯著水平的臨界值，因此不能拒絕原假設(shè)；Ln（GDP）和Ln（EC）都是一個非平穩(wěn)序列。ΔLn（GDP）和ΔLn（EC）的ADF統(tǒng)計值都是大于5%顯著水平的臨界值，因此也不能拒絕原假設(shè)。但是Δ2Ln（GDP）和Δ2Ln（EC）的ADF統(tǒng)計值都是小于5%顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，從而認為變量Δ2Ln（GDP）和Δ2Ln（Y）都是2階單整序列，即Ln（GDP）～I（2），Ln（EC）～I（2）。（2）協(xié)整關(guān)系為:LnEC=++μ贊t（3）t=（）（）R2= DW=：在19902008年，平均而言，經(jīng)濟增長1%%。（3）估計的殘差序列進行單位根檢驗，結(jié)果見表3。表3顯示：殘差序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定殘差序列是平穩(wěn)序列。長三角地區(qū)經(jīng)濟增長與能源消耗之間存在協(xié)整關(guān)系，并且協(xié)整向量為（1，－，－）′，說明在樣本期間內(nèi)，長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。（3）:ΔLnECt=++（4）t=（）（）（）（）R2= Adjusted R2= DW=其中，ecmt1=回歸方程（4）表明：第一，在5%的顯著性水平下，短期內(nèi)當期經(jīng)濟增長增加1%，%；前一期能源消費增長量增加1%，%。第二，－：當能源消費總量短期波動偏離長期均衡時候，以－，也就是說，將以－。第三，當ecmt1=＞0時，即第t1期能源消費總量向上偏離長期均衡時，調(diào)整系數(shù)會以－，從而調(diào)整第t期的能源消費總量向長期均衡靠近；當ecmt1=＜0時，即第t1期能源消費總量向下偏離長期均衡時，調(diào)整系數(shù)會以－，從而調(diào)整t期的能源消費總量向長期均衡靠近。（4）Granger因果檢驗，結(jié)果見表4。表4顯示：假設(shè)H2—能源消耗變化不會引起經(jīng)濟增長的變化，在兩種情況下都不能拒絕原假設(shè)，說明長三角地區(qū)能源消耗并不是經(jīng)濟增長的內(nèi)生變量。而假設(shè)H1—經(jīng)
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