中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量之間的關(guān)系研究

摘 要：分析了中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量數(shù)據(jù)的變化特征，利用2000—2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Eviews軟件對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量進(jìn)行線性回歸分析，構(gòu)建了線性回歸模型。所構(gòu)建模型顯著性明顯，確定性系數(shù)達(dá)到了0.9。研究結(jié)果表明，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)總量；生產(chǎn)用水總量；模型

中圖分類號(hào)：F244 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）35-0006-02

工業(yè)用水總量是指工業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中消耗的總的水量。改革開(kāi)放后，中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)快速發(fā)展，工業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的用水量量不斷提高。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)工業(yè)生產(chǎn)用水量在2013年末達(dá)到6 170萬(wàn)噸，比上年增長(zhǎng)3.7%。研究國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與工業(yè)生產(chǎn)用水量之間的關(guān)系，對(duì)更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。

一、數(shù)據(jù)

2000—2013年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與生產(chǎn)用水總量數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。2013年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是2000年的5.7倍，同期生產(chǎn)用水總量增長(zhǎng)較快。

二、線性關(guān)系分析

相關(guān)分析能夠計(jì)算出一個(gè)確定性系數(shù)，它可以顯示變量之間關(guān)系的密切程度。在進(jìn)行分析時(shí)把兩個(gè)變量看成是平等的，不直接區(qū)分自變量和因變量，而是根據(jù)兩個(gè)變量的數(shù)值計(jì)算確定性系數(shù)。一個(gè)變量通常受許多因素的影響，但一般只有一個(gè)因素起關(guān)鍵性作用。這時(shí)若因變量于自變量在平面坐標(biāo)系上標(biāo)出，就可得出一系列點(diǎn)，若點(diǎn)的分布呈現(xiàn)出直線型模式，便可采用一元線性回歸預(yù)測(cè)。兩個(gè)變量在平面坐標(biāo)系上所構(gòu)成點(diǎn)的分布統(tǒng)稱為散點(diǎn)圖[1]在互為因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，確定性系數(shù)也只有一個(gè)，相關(guān)系數(shù)有正有負(fù)，表示變量之間的相關(guān)的方向。運(yùn)用 Eviews軟件，對(duì)中國(guó) 2000—2013 年生產(chǎn)生產(chǎn)用水總量（Y）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X）的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析。以能源消費(fèi)總量為被解釋變量，以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量，分析結(jié)果如圖1所示。從散點(diǎn)圖可以看出，生產(chǎn)生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間呈現(xiàn)較為明顯的線性關(guān)系。

三、建模

為進(jìn)一步分析生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間的線性關(guān)系，運(yùn)用 eviews6.0 軟件對(duì) 2000—2013 年生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行回歸分析，進(jìn)而構(gòu)建模型，結(jié)果如圖 2所示。

從圖2中可以看出，模型的確定性系數(shù)R2=0.90，這說(shuō)明該樣本回歸直線的解釋能力達(dá)到了90%，即在生產(chǎn)用水總量總變差中，解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值解釋部分占 90%。可見(jiàn)，所構(gòu)建模型的擬合度還是較好的。在給定 a=0.05 水平下，prob.=0.0000，prob.值遠(yuǎn)小于 0.05，說(shuō)明解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在 95%的置信下對(duì)被解釋變量生產(chǎn)用水總量有顯著影響，即通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)[2]。

經(jīng)過(guò)eviews軟件估計(jì)后所建模型如下：

Y=0.00164x+5327.236

式中，Y為生產(chǎn)用水總量，x為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

結(jié)語(yǔ)

計(jì)算結(jié)果表明，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與工業(yè)生產(chǎn)用水總量之間具有較高的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展極大地促進(jìn)了生產(chǎn)過(guò)程中用水量的增長(zhǎng)。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，工業(yè)化中前期用水總量呈上升趨勢(shì)。根據(jù)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)，當(dāng)進(jìn)入后工業(yè)化時(shí)代后，工業(yè)生產(chǎn)用水量便開(kāi)始下降。

參考文獻(xiàn)：

[1] http：//baike.baidu.com/view/207806.

[2] 趙海英，張明旭.化肥施用量對(duì)中國(guó)糧食產(chǎn)量的影響分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2013，（35）：71-72.

[責(zé)任編輯 柯 黎]endprint

摘 要：分析了中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量數(shù)據(jù)的變化特征，利用2000—2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Eviews軟件對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量進(jìn)行線性回歸分析，構(gòu)建了線性回歸模型。所構(gòu)建模型顯著性明顯，確定性系數(shù)達(dá)到了0.9。研究結(jié)果表明，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)總量；生產(chǎn)用水總量；模型

中圖分類號(hào)：F244 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）35-0006-02

工業(yè)用水總量是指工業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中消耗的總的水量。改革開(kāi)放后，中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)快速發(fā)展，工業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的用水量量不斷提高。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)工業(yè)生產(chǎn)用水量在2013年末達(dá)到6 170萬(wàn)噸，比上年增長(zhǎng)3.7%。研究國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與工業(yè)生產(chǎn)用水量之間的關(guān)系，對(duì)更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。

一、數(shù)據(jù)

2000—2013年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與生產(chǎn)用水總量數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。2013年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是2000年的5.7倍，同期生產(chǎn)用水總量增長(zhǎng)較快。

二、線性關(guān)系分析

相關(guān)分析能夠計(jì)算出一個(gè)確定性系數(shù)，它可以顯示變量之間關(guān)系的密切程度。在進(jìn)行分析時(shí)把兩個(gè)變量看成是平等的，不直接區(qū)分自變量和因變量，而是根據(jù)兩個(gè)變量的數(shù)值計(jì)算確定性系數(shù)。一個(gè)變量通常受許多因素的影響，但一般只有一個(gè)因素起關(guān)鍵性作用。這時(shí)若因變量于自變量在平面坐標(biāo)系上標(biāo)出，就可得出一系列點(diǎn)，若點(diǎn)的分布呈現(xiàn)出直線型模式，便可采用一元線性回歸預(yù)測(cè)。兩個(gè)變量在平面坐標(biāo)系上所構(gòu)成點(diǎn)的分布統(tǒng)稱為散點(diǎn)圖[1]在互為因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，確定性系數(shù)也只有一個(gè)，相關(guān)系數(shù)有正有負(fù)，表示變量之間的相關(guān)的方向。運(yùn)用 Eviews軟件，對(duì)中國(guó) 2000—2013 年生產(chǎn)生產(chǎn)用水總量（Y）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X）的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析。以能源消費(fèi)總量為被解釋變量，以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量，分析結(jié)果如圖1所示。從散點(diǎn)圖可以看出，生產(chǎn)生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間呈現(xiàn)較為明顯的線性關(guān)系。

三、建模

為進(jìn)一步分析生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間的線性關(guān)系，運(yùn)用 eviews6.0 軟件對(duì) 2000—2013 年生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行回歸分析，進(jìn)而構(gòu)建模型，結(jié)果如圖 2所示。

從圖2中可以看出，模型的確定性系數(shù)R2=0.90，這說(shuō)明該樣本回歸直線的解釋能力達(dá)到了90%，即在生產(chǎn)用水總量總變差中，解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值解釋部分占 90%?？梢?jiàn)，所構(gòu)建模型的擬合度還是較好的。在給定 a=0.05 水平下，prob.=0.0000，prob.值遠(yuǎn)小于 0.05，說(shuō)明解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在 95%的置信下對(duì)被解釋變量生產(chǎn)用水總量有顯著影響，即通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)[2]。

經(jīng)過(guò)eviews軟件估計(jì)后所建模型如下：

Y=0.00164x+5327.236

式中，Y為生產(chǎn)用水總量，x為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

結(jié)語(yǔ)

計(jì)算結(jié)果表明，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與工業(yè)生產(chǎn)用水總量之間具有較高的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展極大地促進(jìn)了生產(chǎn)過(guò)程中用水量的增長(zhǎng)。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，工業(yè)化中前期用水總量呈上升趨勢(shì)。根據(jù)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)，當(dāng)進(jìn)入后工業(yè)化時(shí)代后，工業(yè)生產(chǎn)用水量便開(kāi)始下降。

參考文獻(xiàn)：

[1] http：//baike.baidu.com/view/207806.

[2] 趙海英，張明旭.化肥施用量對(duì)中國(guó)糧食產(chǎn)量的影響分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2013，（35）：71-72.

[責(zé)任編輯 柯 黎]endprint

摘 要：分析了中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量數(shù)據(jù)的變化特征，利用2000—2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Eviews軟件對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量進(jìn)行線性回歸分析，構(gòu)建了線性回歸模型。所構(gòu)建模型顯著性明顯，確定性系數(shù)達(dá)到了0.9。研究結(jié)果表明，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與用水總量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)總量；生產(chǎn)用水總量；模型

中圖分類號(hào)：F244 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）35-0006-02

工業(yè)用水總量是指工業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中消耗的總的水量。改革開(kāi)放后，中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)快速發(fā)展，工業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的用水量量不斷提高。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)工業(yè)生產(chǎn)用水量在2013年末達(dá)到6 170萬(wàn)噸，比上年增長(zhǎng)3.7%。研究國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與工業(yè)生產(chǎn)用水量之間的關(guān)系，對(duì)更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。

一、數(shù)據(jù)

2000—2013年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與生產(chǎn)用水總量數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。2013年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是2000年的5.7倍，同期生產(chǎn)用水總量增長(zhǎng)較快。

二、線性關(guān)系分析

相關(guān)分析能夠計(jì)算出一個(gè)確定性系數(shù)，它可以顯示變量之間關(guān)系的密切程度。在進(jìn)行分析時(shí)把兩個(gè)變量看成是平等的，不直接區(qū)分自變量和因變量，而是根據(jù)兩個(gè)變量的數(shù)值計(jì)算確定性系數(shù)。一個(gè)變量通常受許多因素的影響，但一般只有一個(gè)因素起關(guān)鍵性作用。這時(shí)若因變量于自變量在平面坐標(biāo)系上標(biāo)出，就可得出一系列點(diǎn)，若點(diǎn)的分布呈現(xiàn)出直線型模式，便可采用一元線性回歸預(yù)測(cè)。兩個(gè)變量在平面坐標(biāo)系上所構(gòu)成點(diǎn)的分布統(tǒng)稱為散點(diǎn)圖[1]在互為因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，確定性系數(shù)也只有一個(gè)，相關(guān)系數(shù)有正有負(fù)，表示變量之間的相關(guān)的方向。運(yùn)用 Eviews軟件，對(duì)中國(guó) 2000—2013 年生產(chǎn)生產(chǎn)用水總量（Y）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X）的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析。以能源消費(fèi)總量為被解釋變量，以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量，分析結(jié)果如圖1所示。從散點(diǎn)圖可以看出，生產(chǎn)生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間呈現(xiàn)較為明顯的線性關(guān)系。

三、建模

為進(jìn)一步分析生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間的線性關(guān)系，運(yùn)用 eviews6.0 軟件對(duì) 2000—2013 年生產(chǎn)用水總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行回歸分析，進(jìn)而構(gòu)建模型，結(jié)果如圖 2所示。

從圖2中可以看出，模型的確定性系數(shù)R2=0.90，這說(shuō)明該樣本回歸直線的解釋能力達(dá)到了90%，即在生產(chǎn)用水總量總變差中，解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值解釋部分占 90%?？梢?jiàn)，所構(gòu)建模型的擬合度還是較好的。在給定 a=0.05 水平下，prob.=0.0000，prob.值遠(yuǎn)小于 0.05，說(shuō)明解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在 95%的置信下對(duì)被解釋變量生產(chǎn)用水總量有顯著影響，即通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)[2]。

經(jīng)過(guò)eviews軟件估計(jì)后所建模型如下：

Y=0.00164x+5327.236

式中，Y為生產(chǎn)用水總量，x為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

結(jié)語(yǔ)

計(jì)算結(jié)果表明，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與工業(yè)生產(chǎn)用水總量之間具有較高的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展極大地促進(jìn)了生產(chǎn)過(guò)程中用水量的增長(zhǎng)。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，工業(yè)化中前期用水總量呈上升趨勢(shì)。根據(jù)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)，當(dāng)進(jìn)入后工業(yè)化時(shí)代后，工業(yè)生產(chǎn)用水量便開(kāi)始下降。

參考文獻(xiàn)：

[1] http：//baike.baidu.com/view/207806.

[2] 趙海英，張明旭.化肥施用量對(duì)中國(guó)糧食產(chǎn)量的影響分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2013，（35）：71-72.

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