煤炭的價(jià)格波動(dòng)論文范文

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1利用模型分析陜西煤炭價(jià)格波動(dòng)對(duì)區(qū)域GDP的影響

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了對(duì)序列進(jìn)行分析，首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用eviews7軟件，通過取對(duì)數(shù)對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2可以看出，變量lnPcoal的ADF值為－2．75546，小于在10％置信水平下的臨界值－2．69044，說明lnPcoal的原序列是平穩(wěn)的，即I（0），變量lnGDP的ADF值為－2．691100小于在10％置信水平下的臨界值－2．690439，說明原始序列平穩(wěn)，即I（0），可以對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行回歸分析。

（2）建立回歸模型。本文通過對(duì)兩個(gè)變量取對(duì)數(shù)建立回歸模型：LnGDP＝a＋bLnPcoal利用最小二乘法對(duì)回歸模型參數(shù)計(jì)算求得樣本的回歸模型為：LnGDP＝4．133＋0．1310LnPcoal模型表明，煤炭價(jià)格增加1％，工業(yè)GDP指數(shù)上升0．1310％。

（3）回歸模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。雖然建立了樣本的回歸模型，但是還需要對(duì)解釋變量煤炭價(jià)格變異對(duì)被解釋變量工業(yè)GDP的變異解釋進(jìn)行檢驗(yàn)。R2＝ESS／TEE＝1－RSS／TSS稱為可決系數(shù)，通常用來判斷回歸線的擬合優(yōu)度。若R2＝1，表示回歸模型完全解釋了被解釋變量的變異；若R2＝0，則表示被解釋變量與解釋變量之間無線性關(guān)系。其中：TSS（totalsumofsquares）是真實(shí)的被解釋變量圍繞其均值的總變異；ESS（explainedsumofsquares）是估計(jì)的被解釋變量圍繞其均值的變異，是由解釋變量解釋的部分；RSS（residualsumofsquares）是被解釋變量變異未被解釋的部分。如果選擇的回歸模型能很好的擬合樣本數(shù)據(jù)，則ESS遠(yuǎn)大于RSS，如果回歸模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合不好，則RSS遠(yuǎn)大于ESS。由于ESS遠(yuǎn)大于RSS，說明工業(yè)GDP的波動(dòng)可以由煤炭價(jià)格解釋99．998％，所建立的線性回歸對(duì)樣本的擬合度很好。

（4）回歸方程顯著性檢驗(yàn)。對(duì)回歸方程顯著性檢驗(yàn)最常用的檢驗(yàn)是F檢驗(yàn)，F(xiàn)值越大，越有理由拒絕原假設(shè)H0：b＝0，接受備擇假設(shè)H1：b≠0。根據(jù)F＝ESS／（RSS／（T－2））求得F＝338．0238／（0．0079／（15－2））＝556241．6962。通過查閱F分布臨界值表可知，a＝0．005臨界值為11．37。由于F值大于F分布臨界值，所以拒絕煤炭價(jià)格系數(shù)為0的原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。

（5）因果關(guān)系檢驗(yàn)。煤炭價(jià)格和工業(yè)GDP之間存在相關(guān)關(guān)系，但是到底誰是因，誰是果，還需要進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰檢驗(yàn)是檢驗(yàn)序列之間因果關(guān)系的常用方法。本文通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在5％顯著水平下，lnGDP不是lnPcoal格蘭杰的原因的假設(shè)被拒絕，lnPcoal不是lnGDP格蘭杰原因的假設(shè)也被拒絕。因此表明煤炭價(jià)格和工業(yè)GDP之間具有穩(wěn)定的因果關(guān)系，而且互為因果。

2結(jié)論

利用1998年－2012年陜西煤炭價(jià)格和工業(yè)GDP數(shù)據(jù)建立了回歸模型LnGDP＝4．133＋0．1310LnPcoal，通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和方程的顯著性檢驗(yàn)表明，所建立的回歸模型很好的擬合了樣本數(shù)據(jù)。回歸模型也通過了顯著性檢驗(yàn)，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，煤炭價(jià)格和工業(yè)GDP之間是互為因果關(guān)系。

作者：李鮮玲張大田雷翠玲單位：陜西能源職業(yè)技術(shù)學(xué)