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消费与经济增长的关系范文1
[关键词]煤炭消费量；协整；误差修正模型；格兰杰因果关系
作者简介：任少飞，男，山东财政学院，济南 250014
冯 华，男，山东财政学院经济学院，教授，济南 250014
随着我国国民经济的快速发展和基础设施建设步伐的加快，能源的供给与需求迅速增长，其中尤以煤炭的供给与需求量增长最为显著。全国煤炭产量从1978年的6.18亿吨上升到2004年的19.56亿吨，2005年产量为21.9亿吨，①比上年增长9.9% 。消费量从1978年的4.04亿吨增加到2004年的13.34亿吨，2005年预计消费量约在21.4亿吨，②比上年增长10.6%，略高于煤炭生产量的增长速度和GDP的增长速度（9.9%）。2006年上半年，全国能耗增长仍快于经济增长，单位GDP能耗不降反升0.8%。在这种情况下，煤炭资源的高消耗能否继续支持经济的高速增长，实现能源利用的集约化及高效率，进而实现经济增长方式的转变，成为摆在我们面前的一个亟待解决的问题。为此，很多学者从能源消费总量或是某一能源的消费量，如石油，来分析和解决这一问题。[1]
国内外学者采用不同的方法对中国能源消费与经济增长的关系做了大量研究，但主要是从定性方面进行，定量分析方面也主要集中在考察能源需求总量、能源利用效率和经济增长之间的关系。[2]其中，林伯强（2001）将协整误差校正模型引入到能源分析中,通过分析能源需求和GDP、能源价格、经济结构中重工业份额的协整关系，建立了中国能源需求的计量经济模型。在经济增长与能源消费各组成部分的分析上，黄飞（2001）采用灰色关联分析法中的关联度分析，认为能源消费结构中与国民经济发展关系最大的是石油，其次是电力，再次是煤炭。张丽峰（2005）利用协整与误差修正理论建立了三次产业的能源消费总量与产业发展的误差修正模型。[3]但是，总量或石油消费量的分析不足以反映我国以煤炭为主的能源消费特征。因此，本文运用协整理论与误差修正模型对第一、二、三产业的煤炭消费量与经济增长（以国内生产总值衡量）进行实证分析，得到中国煤炭消费的误差修正模型，并对模型做出解释，以期真实反映我国各产业能源（煤炭）消费现状，揭示经济增长方式转变的历史进程。
一、中国煤炭消费结构的基本分析
中国国内能源资源禀赋决定了中国以煤为主的能源消费结构，其中第一产业与第三产业煤炭消费量占煤炭消费总量的10%左右，第二产业煤炭消费量则占90%。煤炭的消费量在能源消费总量中从1978年到2004年的27年间消费比例都维持在65%以上，这是我国能源消费结构的主要特点之一，煤炭消费量在较长时间里仍将维持在一个较高水平，如图1所示。[4]随着中国经济的高速、稳步增长，中国能源消费量也随之增长。
资料来源：中国统计年鉴，2005。
然而，我国煤炭的生产量并不能满足经济发展的需要，如何实现煤炭资源在各产业间的合理配置以保证国民经济的持续、快速、健康发展是我们急需解决的重要问题。因此，研究煤炭消费量与产业之间的协整和因果关系具有重要的现实意义。
二、“误差修正模型”的建立及检验
（一）数据来源和变量选取
本文运用协整理论和误差修正模型分析中国从1975―2004年间煤炭消费量和国内生产总值及三次产业产值的协整关系，对具有长期均衡关系的变量构建具有误差修正项的长期均衡方程,并对模型进行分析。本文所选取的煤炭消费量和各产业国内生产总值数据均来自各年《中国统计年鉴》。
为消除异方差的影响和数据的剧烈波动，对原数列取自然对数。其主要变量和含义见表1。
表1模型符号及变量说明
（二）“误差修正模型”的建立
经典的回归模型是建立在数据序列是平稳的基础上的，对于不平稳的时间序列，可能产生“伪回归”现象，使模型不能准确反映变量之间的真实关系。协整（cointegration）理论可以很好地解决这一问题，它是由Engle和Granger（1987）提出的，是近年来处理非平稳时间序列之间长期均衡关系和短期波动的有力工具。本文采用Engle―Granger两步法。首先对变量进行Augment Dickey―Fuller(ADF)单位根检验，以确定序列的平稳性和单整阶数。经ADF单位根检验，检验结果见表2。观察下表可以发现煤炭消费量、国内生产总值、第一产业产值、第二产业产值及第三产业产值对数化后均为二阶单整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均为I(2)。
表2ADF单位根检验结果
因此变量之间存在长期稳定的均衡关系，即煤炭消费量和国内生产总值及三次产业产值之间存在长期的均衡关系。使用Eviews5.0可以分别求出LNCC和LNGDP，LNCC和LNGDP1， LNCC和LNGDP2，LNCC和LNGDP3的长期均衡方程。
对误差修正序列进行单位根检验，发现四组误差修正序列都是0阶单整，即误差修正序列是平稳的。从而证明了以上四组长期均衡关系的成立，即协整关系的存在。通过以上分析，从而可以建立最终的误差修正模型。
从以上误差修正模型来看，我国短期煤炭消费量主要取决于上一年煤炭消费量及当年国内生产总值，上一年煤炭消费量对当期煤炭消费量的影响相当显著，国内生产总值变化1%，则引起国内煤炭消费量增加0.39%。而滞后两期的煤炭消费量和滞后一期的第二产业产值引起当期煤炭消费量反方向的变化，这与我国积极推进经济增长方式的转变，走集约化道路是分不开的，图一中煤炭消费比例有下降趋势，但是由于煤炭资源消费的惯性，出现了图中所示的我国煤炭消费量占能源消费总量的比例仍然保持在一个较高水平上。而我国经济的高速增长也得益于煤炭消费量的持续、稳定。
模型的长期均衡主要体现在国内生产总值，ECM_GDP项的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。ECM_GDP的系数-1
同时，我们可以得出煤炭消费量的实际观测值、误差修正模型的拟合值以及参差项的显示图，见图2。
误差修正模型具有其明显的优越性：一阶差分项的使用消除了变量可能存在的趋势因素，从而避免了虚假回归问题；一阶差分项的使用也消除了模型可能存在的多重共线性问题；而误差修正项的引入也保证了变量水平值的信息没有被忽略；由于误差修正向本身的平稳性，使得该模型可以用经典回归方法进行估计，尤其是模型中差分项可以使用通常的t检验与F检验进行选取。
（三）格兰杰因果关系检验
Granger因果性检验是指：在序列Xt和Yt消除了趋势之后，如果利用过去的Xt和Yt的值一起对Yt进行预测，比单用Yt的过去值预测的效果更好的话，序列Xt和Yt存在因果关系，这种关系称为Granger因果关系。煤炭消费量与三次产业产值的格兰杰因果关系检验结果见表4。
表4格兰杰因果关系检验结果
由上表可知，国内生产总值及三次产业产值与煤炭消费量之间存在单方向的格兰杰因果关系，即国内生产总值和三次产业产值是煤炭消费量的格兰杰因果关系。值得注意的是，二次产业否定原假设的概率是94%，略低于其他几个指标，说明我国第二产业的发展在能源利用上正在朝着集约化和多元化的方向发展。这与以上得到的误差修正模型的结论是一致的。
三、结论及预测
通过以上分析得出，采用分不同产业的误差修正模型来预测煤炭消费量能够充分反映出国内产业结构变动对煤炭消费量的影响，而煤炭消费量的变化仍然体现为国内生产总值变动的结果。第二产业中的电力、钢铁、建材和化工四个行业是中国煤炭消费最集中的行业，四大行业的增长速度变化对煤炭需求量变化影响很大，煤炭需求的周期性变化取决于四大行业的周期变化。2005年电力、冶金、建材、化工等主要耗煤行业全年均保持着良好的发展态势，产品产量增势不减，生产量累计同比均保持着 10% 左右的高速增长率。四大行业2005年煤炭需求量达到19.5亿吨，预计2006年全国煤炭需求量在22.5亿吨左右，煤炭供给量约在22亿吨左右，煤炭供需基本平衡。第二产业经济增长方式的转变、能源的集约化利用及能源需求结构的多元化将有力地缓解我国煤炭供需矛盾，实现煤炭供需新的平衡。
2006年上半年，我国国内生产总值增长10.9%，煤炭生产增长12.8%，在经济加速增长的情况下，煤炭供应比较宽松，库存继续增加。钢铁、有色金属、建材等领域重点企业坚持推进结构调整和增长方式转变，通过产品结构调整和节能降耗改造降低单位能耗。但是，我们注意到：上半年能源消费增长快速，超过了国家GDP的增长速度，暴露出经济增长方式和能源消费结构上仍然存在的一些问题。这也说明我国在实现经济增长方式的转变，能源、经济和环境协调发展方面还有很长的路要走。
注 释：
①2005年煤炭生产量数据来源于《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》。
②2005年煤炭消费量数据来源于《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》。
主要参考文献：
[1]马超群,储慧斌,李 科．中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究[J]．系统工程,2004（10）．
[2]张政伟,吕子安,张 英．能源与中国经济增长[J]．工业技术经济，200（1）．
[3]张丽峰．产业能源消费与产业发展的协整与误差修正模型分析[J]．经济经纬,2005（6）．
[4]郭云涛,中国煤炭中长期供需分析与预测[J]．中国煤炭,2004（10）．
The Relation between Chinese Economic Growth
and Coal Consumption Structure
Ren Shaofei Feng Hua
Abstract：This paper uses cointegration theory and error correction model to build structural demand model of coal consumption on the basis of basic analysis of coal supply and demand of China, and we also introduced long-term balance of Chinese coal to the short-term forecast, thus we obtained that the total quantity of economy growth still relies on the coal resources consumption in great degree. However, from the error correction model, the coal consumption of second industry shows high efficiency tendency. This paper uses Granger causality tests verify above conclusions.
Key words：coal consumption；cointegration；error correction model；Granger causality tests
消费与经济增长的关系范文2
二、海南经济的消费总量与结构分析
三、消费需求对经济增长的影响
四、海南经济中需求不足的因素分析
五、扩大内需的政策措施
六、结束语
一、 前言
消费问题，从消费行为角度看，属于微观经济范畴；从国内生产总值最终使用构成看，消费是重要总体变量，它的总量和结构变动影响国内生产总值的变动，即对经济增长具有影响作用。因此，消费问题，同时也是一个宏观经济范畴。我们对消费问题研究的出发点，是对经济增长的关注。
消费问题在近两年成为一个焦点问题，刺激消费成为拉动经济增长的有效手段。近两年，我国经济增长速度趋缓，经济发展的外部环境和内部环境发生变化，例如东南亚金融危机、人民币不贬值压力、国有企业改革、政府机构改革等，使得消费问题终于浮出水面，引起人们的关注，成为新的经济增长点。由于经济发展的外部环境和内部环境变化，严重削弱了经济增长的各种要素，因此，将开拓国内市场、刺激消费、扩大内需确定为经济增长的基本立足点和长期发展策略，具有重要的现实意义。
消费与增长，传统的计划经济理论认为，经济增长带来消费的增加，增长对消费起着决定性作用。经济增长了才能适当增加消费，消费基金的过快增长会影响和妨碍经济发展，并以此为依据安排经济建设和制定宏观发展计划。在计划经济向市场经济转变的过程中，我们不但取得了制度上的变革，也获得了认识和理论上的突破，那就是不仅增长决定着消费，同时消费对增长具有拉动作用，消费拉动作用在一定条件下可以超过投资的影响作用，决定着经济增长速度的快慢和质量的高低。这一增长观点可以从下面的经验材料和理论获得支持。第一，高收入高消费与低收入低消费两种模式比较。中国改革开放的20年历史经验表明，与改革开放前的三十年相比，1979年后我国经济发展迅速，更重要的是收入水平和消费水平获得巨大的提高，原来的低收入低消费，经济发展滞缓模式已彻底改变。即使是同一时期在我国不同地区，例如东南沿海地区与西部地区，不同的消费模式伴随着不同水平的经济增长。再以美国等发达国家为例，高收入高消费模式，伴随着成功的经济增长。所以，低收入低消费伴随着经济增长的滞缓和效率低下；高收入高消费伴随的是经济增长的高产出和高质量。第二，生产函数理论。劳动力是经济增长的重要要素，而劳动力离不开消费。衣、食、住、行消费是劳动力的基础需要，没有这些消费活动也就不存在劳动力，消费水平决定着劳动力的总量水平和素质构成。所以，消费不但是人口再生产需要，也是经济活动的必要前提条件，经济活动，最原始的、首要的是从消费开始的。消费决定了劳动力，劳动力传导着消费对经济增长的影响和贡献。
二、海南经济的消费总量与结构分析
1、消费需求的现状、特点和结构
国内生产总值的支出构成分为总消费、总投资和净出口。总消费是其重要组成部分。改革开放20年，尤其是海南建省十年来，经济取得相当的进步，人民生活水平获得巨大提高。见表2-1。
表2-1 消费的总量与结构 单位：亿元
年份 总消费 占GDP比重% 居民 消费比重% 政府 消费比重%
1978 16.68
85.1
15.71 94.0 0.97
5.8
1979 17.46
85.6
16.65 93.9
1.09 0.6
1980 19.10
86.0
17.85 93.5
1.25
6.5
1981 20.64 79.6
19.16 92.8
1.48
7.2
1982 22.38
71.7
20.83 93.1
1.55
6.9
1983 24.00
70.7
22.09 92.1
1.91
8.0
1984 26.12 62.0
23.37 89.4
2.76
10.6
1985 31.58 58.3
28.05 88.8
3.53
11.2
1986 36.81 59.4
32.70 88.8
4.11
11.2
1987 40.00 60.2
35.83
89.2
4.17
10.4
1988 48.7
59.0
43.22
88.6
5.55
11.4
1989 57.27 57.1
48.99
85.5
8.28
14.5
1990 66.29 52.2
48.45
73.1 11.31
26.9
1991 72.87 52.1
56.86
78.0
15.93
22.0
1992 95.58 43.4
75.18
78.7
20.40
21.3
1993 127.92 42.7
98.04
76.6
29.88
23.4
1994 156.47 41.1
124.55 79.6
31.92
20.4
1995 188.50 46.2
153.09
81.2
35.41
18.8
1996 208.87、 53.6
168.27
80.6
40.60
19.4
1997 222.33 54.5
176.82
79.5
45.51
20.5
资料来源：《海南统计年鉴》，1998年
以1988年为分界线，前后两个十年。1978─1988年，总消费占GDP（代表国内生产总值，下同）比重为60─86%，（个别年份稍低）。在较低水平经济总量情况下，较高水平的消费率必然是较低的储蓄率，总投资处于有限的低水平规模，经济发展处于一种滞缓状态。1988─1997年，消费率为41─59%，储蓄率得到大幅度提高，总投资规模迅速膨胀，经济取得迅猛发展。但是，消费率下降的滞后结果是，经济的发展出现了严重的需求不足。海南经济的高速度是以牺牲消费为代价的，同时，低收入低消费模式没有得到根本改变。因此，消费水平没有获得与经济增长的同步增长，海南经济增长的机会成本高昂，经济发展质量不高。与全国平均水平和世界水平相比，海南消费水平低下。九十年代以来，根据国际货币基金组织和世界银行统计，世界平均消费水平为78─79%，全国平均消费水平为58─60%，海南仅为41─55%，见表2-2
总消费又细分为居民消费和政府消费。从上面资料看，建省前政府消费仅占总消费的5─10%，建省后快速上升到20%以上（仅有两年低于20%）。与居民消费和总消费相比，政府支出增长速度是最快的。
2 、消费模型
消费，从实物形态看，表现为商品和劳务；从货币形态看，来源于可支配的实际收入。消费水平的高低主要决定于一国国民个人可支配收入的高低。所谓个人可支配收入是指个人在一年中得到的可以自由支配的收入总和。个人可支配收入是GDP的一部分，受投资、税赋和政府转移支付等因素影响。在其他条件不变的情况下，个人可支配收入决定于GDP的大小和GDP转移为个人收入的多少即收入分配政策。
设个人可支配收入为Yd，GDP为Y，假定个人可支配收入在GDP中所占比重为b，我们称b为GDP的个人分配系数。这样就得到：
Yd=b* Y (2．1)
再假定个人消费C是个人可支配收入的函数，由此得到：
C=a+c* Yd (2．2)
C=a+b* c* Y (2．3)
这样，我们就建立了具有一般意义的消费模型，即式（2．3）。其中，a是自发性消费，为常量，表明一个基本的消费水平；c为边际消费倾向，它是消费增量同个人可支配收入增量的比例，即
c=D C/D Yd=D C/(b* D Y)=1/b* D C/D Y （2．4）
从消费模型可以看出，在边际消费倾向c一定条件下，消费水平取决于两个因素：即GDP的个人分配系数b和GDP。
在GDP既定条件下，个人分配系数b决定了消费总量和消费水平。b是政策参数，是收入分配政策的反映。研究表明，b波动区间的上限，也就是消费的最大限度，受预期投资影响。预期投资决定了预期的收入，所以b受到预期收入影响。因此，消费不但取决于即期可支配收入，也受预期收入影响。
利用消费模型，我们来进一步分析海南经济中消费的特点及消费与收入的关系特征，见表2-3。
表2-3 居民收入与消费情况 单位：元
--------------------------------------------------------------------------------
年份 职工平 居民人均 农村居民 人均储蓄存 居民人 农业居民 非农业居民
均工资 可支配收入 人均纯收入 款年末余额 均消费
1990 1980
1575
778
802
852
698
1436
1991 2194
1726
916
1039
866
667
1609
1992 2720
2318
1026
1680
1128
819
2252
1993 3501
3072
1320
2699
1449
1064
2813
1994 4485
3920
1620
3369
1814
1259
3723
1995 5340
4770
1872
3978
2197
1548
4345
1996 5476
4926
2156
4619
2376
1726
4444
1997 5664
4850
2382
5041
2458
1802
4458
资料来源：《海南统计年鉴》，1998年
第一、以量入为出的低消费为主要特征。
1990─1997年，消费中量入为出观念占主导地位，消费水平低下，且增长缓慢。同期人均GDP增长了2.6倍，人均消费增长1.9倍，其中农业人均消费增长1.6倍，非农业人均消费增长2.1倍。消费水平提高远远落后于经济增长速度，并且消费水平的城乡差距扩大，1990年城乡消费水平比为2.1: 1，1997年扩大到2.5: 1。
第二、收入水平提高落后于经济增长水平。
1990─1997年，职工平均工资增长1.9倍，城市居民人均可支配收入增长2.1倍，农村人均纯收入增长2.1倍，明显落后于经济增长。低收入是现行的收入分配政策的主导思想。低收入必然带来低消费，由此引发的需求不足成为经济增长缓慢的主要因素，无疑制约了经济发展后劲，给经济的可持续发展带来了严重的不利影响。
第三、非工资性收入和非货币化消费现象严重。海南经济表现为低收入低消费的特征同时，还表现为高储蓄。1990─1997年，人均储蓄增长5.3倍，超过了经济增长和收入增长速度。不协调的高储蓄表明，? 居民的非工资性收入即灰色收入相当高，甚至超过工资收入，成为主要收入来源之一。社会团体的小金库和地下经济是灰色收入的来源。地下经济有多大？占GDP份额有多少？尚难估算，也不列入GDP。但是，如果地下经济超过一定份额，将使GDP核算和经济增长测算低于实际水平。地下经济失控无疑将破坏经济肌体的健康，干扰正常的经济秩序。- 非货币消费即实物消费现象不容忽视。公有住房、医疗保健等实物分配曾一度是主要消费形式，目前这些制度改革没有全部结束，尚有遗留问题，新的货币化分配机制也没有完全建立健全，计划经济下的实物消费情结和惯性仍在发生作用，实物或变相实物消费仍大量存在，这些因素影响着消费领域的货币化程度。小金库禁而不绝、政府支出快速增长就是一个明显的例子，见图2-1。
图2-1 人均收入、储蓄、消费曲线
三、消费需求对经济增长的影响
1、消费贡献率与投资贡献率
经济增长是一个复杂的问题，它受许多因素影响，例如，消费、投资、国际贸易、劳动力、科技进步、经济体制以及政府政策等等。对于投资、劳动力生产要素研究已取得相当多成果，但是，消费对经济增长的影响作用研究，仍有许多空白。近两年，需求不足的负面影响越来越明显，需求不足业已成为经济增长缓慢的主要原因。在基础设施薄弱，生产要素瓶颈作用显著的情况下，投资对经济增长的拉动作用比较明显，扩大投资成为主要的手段。随着经济总量扩张、基础设施完善，投资对经济增长的边际效益逐渐降低，拉动作用逐渐减弱，这时，消费拉动作用会明显增强，并成为刺激经济增长的一个主要因素。贡献率是我们研究消费和投资拉动作用所采用的一个指标。消费贡献率是指消费对经济增长的贡献，即在GDP增长中消费因素所占的比重。投资贡献率是指投资对经济增长的贡献，即在GDP增长中投资因素所占的比重。表3-1为海南1988─1997年消费、投资贡献率。
关于净出口。净出口在海南经济总量中一直占较小比重，近年受贸易政策影响，比重下降。所以净出口对海南经济增长影响较小，这里暂不述及。
2、贡献率分析
在海南经济增长中，消费贡献率一直处于较低水平状态，投资贡献率始终保持较高水平。重投资、轻消费，形成海南经济的特殊格局，成为经济结构中的突出矛盾。1988─1997年，消费贡献率为41─57%，全国平均水平为56─63%，低6─15百分点；投资贡献率为59─41%，全国平均水平为43─34%，高7─16个百分点。转贴于
从投资方面看，建省初期，面对比较薄弱的基础设施和经济发展要素诸如电力、能源、交通、原材料等瓶颈制约，我们不得不拿出大量资金搞建设，采取高投资政策，依靠扩大投资规模，来完成经济基础设施建设和经济实力扩张。投资拉动作用十分明显，经济获得迅速增长。由此可见，海南经济走的是一条粗放型的外延式的增长道路。随着经济总量扩张，基础设施和发展要素不断完善，投资对经济增长影响开始减弱。尤其是十年来，在开发建设中出现的低水平、小而全、大而全项目的重复建设问题非常突出。所以，投资对经济增长的边际效益逐渐减弱，投资向最终消费的转化越来越低，投资拉动作用明显下降。近两年，虽然我们采取了积极的财政政策，扩大基础设施投资规模，但是，效果不很明显。因此在经济增长问题上，扩大投资规模只能是权宜之计，而且在宏观投资政策上，我们要一手抓“规模控制”，一手还要抓“结构引导”。
从消费角度看，消费贡献率低于57%，1994年达到谷底水平41%，一直处于较低水平，消费对经济增长拉动作用始终没有真正发挥出来。在投资边际效益下降情况下，消费对经济增长的作用得到加强。但是，海南经济需求不足始终没有得到解决，形成了即使在高投资政策下仍然没有高产出，经济增长持续缓慢。与全国平均水平和世界平均水平相比，海南经济消费贡献率相差10─20个百分点。这个差距就是我们刺激消费需求，开拓国内市场，扩大内需的政策空间。如果消费贡献率每年增长一个百分点，那么，再过十年，海南经济增长水平和质量，就可以居于全国领先水平；再过二十年，将达到发达国家经济水平。
四、海南经济中需求不足的因素分析
综上所述，收入水平，预期收入是消费的主要来源，起着决定性作用，我们称其为内部影响因素。消费习惯、产品质量、品种、价格以及服务，影响着消费选择，可以称其为外部影响因素。海南经济中需求不足，既有内部因素的原因，也有外部因素的原因。总消费包括居民消费和政府消费。政府消费主要受政策影响且较难定量，前面已略有分析，在此不再赘言。下面仅从居民消费方面说明需求不足的原因。
1、收入分配政策改革滞后是造成需求不足的主要原因。
1990─1997年，人均GDP增长2.6倍，职工平均工资仅增长1.9倍，农民纯收入仅增2.1倍。进入九十年代，海南经济得到快速发展，城乡居民收入得以较快提高，消费水平取得明显增长。但是，相对于经济增长水平，收入增长比较缓慢，消费水平没有得到经济增长的全部合理转化成果。在经济增长中，有相当的份额是我们牺牲掉的收入和消费增长的部分。从消费模型看，在既定GDP条件下，可支配收入高低取决于收入分配系数的大小。收入分配系数是政府收入分配政策的反映。高投资政策，必然是低收入分配政策，也必然带来低消费，造成需求不足。低收入分配政策同时也是非工资性收入膨胀和非货币化消费增加的根源。
2、价格机制改革快于收入机制改革影响消费需求增长。
我们进行经济体制改革开放，许多改革措施往往是以价格调整为契机的。价格机制成为政府和居民关注的焦点。尤其是推行市场经济体制改革后，由于认识上的误区，以及市场流通领域利益驱动和立法力度不够等原因，国内市场商品价格比较混乱，曾一度失控。在与国际市场接轨问题上，盲目追逐价格平行而忽视了产品品种、质量等非价格因素，也忽视了居民的收入水平和购买能力。在利益驱动下，国内市场上的粮、糖、棉、钢材、汽车、家用电器、服装、航空客票、标准住宿费、电影票、公园门票、美容美发等价格，基本接近国际市场价格水平，有的甚至高于国际市场价格。然而，我们的收入水平与其他国家相比，相距甚远，我们的购买力远远落后于其他国家。从收入分配看，工薪阶层占绝大多数，私有经济业主仅占极小份额。所以工薪阶层是我们的消费主体。由于工资收入增长缓慢，名目繁多的“补贴”等非工资性收入仍是大多数居民家庭的主要收入来源，从而形成低收入与高价格这一突出矛盾，使得居民的消费需求得不到充分满足，居民消费处于抑制状态，从而造成消费市场低迷，有效需求不足。
3、经济周期性波动，预期收入下降是目前影响需求不足的一个不容忽视的因素。
在计划经济向市场经济转变过程中，政府实行了一系列改革措施。例如，住房制度改革、社会保障制度改革、医疗保险制度改革、教育体制改革、退休制度改革、国有企业改革和政府机构改革。这些制度改革措施一方面影响着居民的消费支出，另一方面影响到人们的思想和心理态势，因为人们原有的计划经济的思想惰性和情结在相当的范围和程度上存在着。加上近几年经济周期性波动影响，使人们对经济的预期不明确，对收入的预期下降。这些因素使人们少支出多储蓄，以备将来不时之需。在诸多改革措施中，收入分配机制改革仍然未提到议事日程，露出庐山真面目，同时又要面对下岗分流、子女教育费上涨等支出增加压力。因此，人们只能精打细算，以积极节流被动开源方式来抵御收入预期的下降。
4、消费模式不利于需求不足状态改变。
海南经济发展的滞缓期比全国多十年。建省后，进入九十年代，海南经济才开始真正的开发建设。农业，是海南经济的主要基础产业，在产业结构中占有支配地位。所以，由于长期经济滞缓和文化背景因素影响，海南经济的消费习惯根深蒂固，消费模式表现为传统社会中的低收入低消费，量入为出的特征。在改革开放中，海南经济获得了长足发展，发生了巨大变化，然而，消费习惯、消费模式没有多大变化。
十年来，储蓄率不断上升，1992年超过60%。随着收入增加，消费未得到较快增长，储蓄却大幅上涨，说明人们增加的收入不是用来扩大消费而是进行储蓄。高储蓄率可以为经济发展提供资金，在经济起步发展阶段是非常必要的。但是随着经济总量扩大，高储蓄将影响消费率的提高，对经济增长产生负面影响。在经济波动发生时，人们在经济预期不明确的情况下，必然采取多储蓄，而不是多消费。近两年的经济实践表明，在扩大内需问题上，高储蓄率是一大障碍，虽然央行连续七次大幅度减息，但统计资料显示，储蓄有增无减，国民储蓄热情依然高涨。所以在目前形势下，单一的降息货币政策也难以取得预期效果。高储蓄就意味着低消费，它们是一个问题的两个方面。生活上的节约简朴，就微观而言，是一种文化美德，但就宏观而言是有害无益的，是不经济的。它往往成为低收入低消费的一个合理支点和借口。在现实经济活动中，伴随着生活上的节约，是生产上的大量浪费和重复建设，是资源、能源、原材料和人才的大量浪费。在资源稀缺和经济产出成果有限的条件下，这无疑是两把杀手锏，使消费水平难以提高。因此，在扩大内需问题上，不但要一手抓鼓励消费，一手还要抓生产环节中的浪费，要珍惜稀缺的资源。
5、影响需求不足的其他因素
第一、投资结构不合理和投资效益低下，不利于收入增长，不利于消费增加。我国财政政策比较单一，主要以投资为首选手段来进行宏观调控，当经济过热时就严格压缩投资，在经济低迷时就大量追加投资。这种政策的结果是，重复建设、盲目建设、低水平低效益项目十分严重。投资结构不合理和建设项目效益差，造成企业普遍严重亏损，甚至有许多项目一开工就亏损。投资严重浪费，生产能力相对过剩，企业低效，从而造成职工下岗人数增加，收入增长缓慢。我们可以算一笔帐：1997年，以全国平均水平为标准，通过扣除GDP的投资额，来调整海南消费率上升5%达到60%，那么5%的GDP就是20个亿，（1997年GDP为408个亿），相当于海南当年全社会固定资产投资的12%；如果以世界水平为标准，那么，就要扣除GDP的23%即94个亿的投资额，相当于海南全社会固定资产投资的56%。这部分就是由于消费与投资结构不合理和投资效益低下形成的。
第二、商品和服务不能满足消费需求。居民消费依靠对市场所提供的商品和服务的效用选择来实现的。国内市场上，中、低档商品占主体，高档较少，与国际市场相比，质量存在明显差距。高、中、低档商品分类，不应当仅仅是价格差别，更重要的应该是质量和服务的区别。居民对进口商品的热衷就是对国内市场不能满足消费需求的一个规避。商品价高质差，假冒伪劣现象猖蹶，欺诈消费者现象屡屡发生，这无疑严重地打击了消费者的信心，抑制了购买力的顺利实现。同时，产品品种、结构单一，也构成对消费的消极影响。有关资料显示，美国市场销售产品超过40万种，而我国市场只有10万多种，而且在工艺、质量、技术含量方面存在明显差距。
五、扩大内需的政策措施
以需求不足为特征的海南经济的缓慢增长，已经引起有识之士的普遍关注。国家在实施积极的财政政策和货币政策的同时，也把扩大内需做为宏观调控手段，来促进经济的增长。在这样的大环境下，海南应以此为契机，积极拓展消费市场，刺激消费需求，及时制订有效的政策措施来解决长期困扰经济增长的需求不足问题。如果需求不足长期存在，在投资手段不能有效地发挥作用的情况下，就可能产生通货紧缩。目前经济运行中的通货紧缩问题应引起我们的警惕。因为通货紧缩将吞噬海南经济十年来取得的成果，带来经济的严重倒退。如何拓展消费市场？如何刺激消费需求？如何克服和避免经济增长中可能出现的需求不足问题？我们认为，首先应该将提高消费率、降低投资率作为制订经济政策的基本出发点和长期发展战略。虽然需求不足就表现为消费率的低下，消费率提高意味着需求不足的改善，但是，在解决需求不足问题上，首先应该注重消费率的提高。因为海南经济发展实践表明，由于过度地强调了投资的作用，忽视了消费的影响作用，造成海南经济出现高投资率、低消费率的发展格局，投资与消费二者比例关系不协调，影响了海南经济增长的持续性和增长质量。应当承认，这是由于我们认识上的误区和政策引导上的失误造成的。为此，要尽快调整二者比例关系，改变原有格局，提高消费率，降低投资率，达到经济良性循环。提高消费率并不是消极的压缩投资，以经济增长为代价换取消费的增加，而是积极地扩大消费，使消费增长快于投资增长，在经济适度增长条件下消费与投资的比例关系协调发展。同时，注重经济运行的平稳性和政策的连续性，克服和避免经济周期性波动所造成的危害；注意防范收入水平和消费水平差距扩大，出现社会两级分化，要“效率”与“公平”并重，利用宏观调控手段，逐步实现最大程度的社会公平，保证经济发展所要求的安定的社会大环境。在政策操作上，具体地应采取以下措施：
1、加快收入分配机制改革，尽快制订出台改革方案。
提高国内生产总值的个人分配系数，也就是加大经济发展成果向个人倾斜力度，以提高居民收入水平，从而增加有效需求；将工资制度改革提到议事日程，尽快提高政府公务员和国有企业职工工资收入水平，将住房、医疗、社会保险和子女教育等项费用计入工资，消除现存工资制度中的各种补贴和分配中的实物消费形式，实现货币化分配。建立起明确的工资增长机制，完善各项福利制度改革，实现职工福利的市场化和社会化管理。同时，尽快完善其他各项经济体制改革，减少由此带来的经济周期性波动和人们对经济预期的不明确，提高未来收入的预期。
2、适当提高粮食收购价格，切实减轻农民负担，逐步提高农民的收入水平。
农业是海南经济的基础性支柱产业，农业人口占总人口的四分之三，所以农村消费市场发展前景广阔。十年来，农民收入水平和消费水平增长缓慢，城乡差距扩大。但是，农民的边际消费倾向较高，所以要逐步增加农民收入，从而启动农村消费市场。增加农民收入的具体措施包括：? 适当提高粮食收购价格。粮食是农业的主要产品，是农民收入的主要来源，并且粮食价格仍有上调的空间，所以要提高粮食价格，保证农民主要收入来源，维护农民种粮的积极性；- 解决瓜菜水果保鲜、运输和销售环节矛盾。瓜菜水果已成为农业的一项重要收入，但是保鲜技术缺乏、运输和销售难的问题比较普遍，要加强“绿色通道”软、硬件建设，保证产销顺利实现；? 切实减轻农民负担。取消各种不合理摊派，实现以税代费，在目前情况下，对农民实行税率优惠政策；精减乡村干部，降低农民负担干部的系数。资料表明，农民收入中除去消费，并未全部转化为农业投资，有相当一部分被各种不合理摊派吞掉，这无疑提高了农业生产成本，增加了农民负担，也打击了农民的生产积极性；ˉ 加快农村基础设施建设，就地消化农村剩余劳动力，谋求优质高效农业。农村的经济发展要素瓶颈作用十分明显，劳动力大量剩余。加快农村基础设施建设，加快农业经济发展步伐，就地消化剩余劳动力，是必由之路，同时推广科学技术，实现农业产业化发展，从而达到增加农民收入，增加农民有效需求的目的。
3、增加城镇低收入阶层的收入，缩小收入水平差距。及时足额发放下岗职工生活补贴和失业救济金，健全社会保险机制，这是刺激消费的需要，也是社会和经济稳定发展的需要。开征利息税，单一的减息政策未能获得实效，同时配以积极的财政税收调节政策，进行收入再分配，使收入向贫困居民转移。储蓄率居高不下，消费需求低迷不振，是开征利息税的有利时机。通过利息税，不但可以增加财政收入，实现收入再分配，还可以达到缩小城镇收入水平差距，从而增加有效需求。
4、加快消费观念转变和消费模式升级。
需求不足与量入为出的消费习惯有密切关系。在刺激消费需求上，要注重消费观念的转变，从政策上引导居民形成正确的消费观念，将消费提到与储蓄对经济发展同等重要的高度去认识，转变传统的量入为出的低消费习惯，培养人们形成积极的适度消费观念。同时大力开展消费信贷，改变消费信贷落后局面，建立健全个人信用制度。积极推广以住房、汽车等高档耐用消费品为主的信贷形式，方式可以多样，方法应更加灵活。大力支持收入稳定的消费者进行提前消费。
5、调整产业结构，提高产品和服务质量，切实保护消费者合法权益。
对于严重过剩项目，坚决实行“关、停、并、转”，并严格禁止上新的项目，对于已近饱和的项目，要严格限制新项目开工，对投资实行严格的管理责任制，克服投资决策中的官僚主义，杜绝新的重复和浪费。增加产品品种，提高产品质量和服务水平，严厉打击假冒伪劣产品活动，加大消费市场执法力度，切实保护消费者合法权益不受侵害。
六、结束语
近两年，在我国的经济生活中，增长率引起了社会各界的关注，消费成为新的经济增长点。本文就是在这样的背景下，对海南经济中的消费问题以及消费对经济增长的影响，进行了探讨，对长期困扰着海南经济增长的需求不足问题进行了分析，并提出了解决的政策措施。对于目前的经济问题，我们认为既有总量问题，也存在结构失衡问题。在扩大内需、解决需求不足的同时，还要进行结构调整，这样才能解决深层次的经济矛盾，提高经济增长的质量。在研究工作中，我们强烈地感觉到经济增长速度不仅仅是一个统计数字，它还应具有更加生动和丰富的内涵，应当是经济质量和成果的综合反映。发展与增长，是两个本质意义不同的经济指标，发展反映了经济的数量，增长应当是经济质量的反映。所以，我们对经济增长的关注，主要是对经济质量和成果的关注。对消费问题的研究，我们也是以经济增长质量为出发点的。如果单纯地追求经济增长速度的高低，那么，势必就掉入了统计数字的泥潭，做出的分析和研究会变成枯燥而毫无价值的数字游戏。经济发展的数量仅仅是一种手段，经济增长的质量才是我们追求的目标。1998年中国经济达到7.8%的增长速度，而美国和世界平均增长速度不过1—2%，但是，经济增长质量和成果，是不能同日而语的。由此，我们认为，经济增长是经济质量的提高，应当包含环境保护、住房条件、教育水平、人均收入水平、人均消费水平、平均预期寿命、科技含量等等概念内容，这就是我们的增长观。
参考文献
蒋学模主编，《社会主义宏观经济学》，浙江人民出版社，1990。
杨宽宽、俞肖云，消费需求对经济增长的影响，《中国统计》，中国统计出版社，1998。
消费与经济增长的关系范文3
关键词：电力 经济 消费 因果关系 产业调整
中图分类号：TV521 文献标志码：A
电力是现代化国家的基础产业，电力工业的快速发展促进了经济发展和社会进步。而在当今经济快速发展的中国，电力的供给已满足不了人们日益增长的电力需求，因而经常出现电力短缺，其严重制约了我国经济的发展。因此，研究我国电力消费与经济增长的关系，将对科学用电、制定电力产业政策具有重要意义，从而更好地促进经济的可持续发展。
本论文从用电量这个角度对电力消费与经济增长的关系进行分析，并基于我国1990-2013年全社会用电量、国民生产总值（GDP）的统计数据，利用SPSS软件，采用误差修正模型（ECM）与格兰杰（Granger）因果关系检验等分析手段，对我国电力消费与经济增长的关系进行研究。
一、关系分析模型
（一）时间序列的平稳性检验
平稳的时间序列，是指一个时间序列内，统计指标的均值、方差等统计特征不会随着时间的推移而发生变化。在图示中，其可看做是一条围绕其平均值上下波动的曲线。为避免伪回归现象，多变量的时间序列回归建模必须要进行平稳性检验。序列的平稳性检验主要有DF检验、ADF检验及PP检验等。本文的单位根检验采用ADF检验。
（二）协整检验
协整检验是检验变量之间是否存在长期稳定的关系。若通过了协整检验，则说明该方程的回归残差是平稳的，并在此基础上对原方程进行回归，其回归结果较为精确。协整检验一般采用E- G（Engle-Granger）两步法和Johansen极大似然法。本文采用E-G两步法。
（四）Granger因果关系检验
Granger因果关系检验主要是检验一个经济变量的历史信息是否可用来预测另一个经济变量的未来变动。也就是说，Granger因果关系是一种计量经济学意义上的预测关系，并不是真正意义上的因果关系。
Granger因果关系检验对于2元向量自回归（滞后为q）联立模型：
三、实证分析
以实际GDP代表经济增长，以全社会用电量代表电力消费。本文采用1990―2013年的数据进行分析。年度实际GDP是用每年度的名义GDP除以当年的国内生产总值指数（以1978年的国内生产总值指数为基期1），见表1。
我国1990～2013年GDP与全社会用电量数据，以X表示全社会用电量，Y表示经济增长，见图1。
（一）单位根检验
本文对这两个时序变量分别取自然对数，即为lny、lnx（其目的是排除异方差性），采用ADF检验来检验时间序列的平稳性。见表2、表3。
d（lny，2）单位根检验结果
由表2可知，t值（t=-2.885971）小于1%水平下的临界值（τ=-2.717511），则说明lny在二阶时，有99%的可能性，其实平稳的。因此，lny是二阶单整的。
由表3可知，t值（t=-4.984366）小于1%水平下的临界值（τ=-4.498307），则说明lnx在二阶时，有99%的可能性，其实平稳的。因此，lnx是二阶单整的。
（二）协整检验
lny，lnx均是二阶单整的，利用E-G两步法检验二者是否具有协整关系，对lny进行关于lnx的最小二乘法回归，见表4。
根据上表的输出结果，得lny与lnx的长期均衡关系为：
由回归结果可知，残差项是平稳的。因此，lny与lnx存在协整关系。
表4的回归结果表明，电力消费每增长1%时，我国国内生产总值将平均增长0.376%。
（三）误差修正模型
以滞后一期的残差项作为误差修正模型，其建模结果见表6。
（四）格兰杰因果关系检验
由伴随概率可知，在5%的显著性水平下，拒绝“lny不是lnx的格兰杰原因”、“lnx不是lny的格兰杰原因”的假设。因此，从二阶滞后的情况来看，lny与lnx互为因果关系，见表7。
四、结束语
通过对我国1990～2013年期间的全社会用电量与国内生产总值的关系进行分析，得出如下结论：
第一，全社会用电量与国内生产总值具有长期均衡（协整）关系，且呈正相关关系，全社会用电量每增加 1%，国内生产总值增长0.376%。因此，要合理发展电力工业，从而促进国民经济水平的提高。同时，由于电力工业需要火力发电或水力发电做支撑，在发展电力工业的过程中，要注意合理利用资源，避免资源浪费，从而更好地促进我国经济的可持续发展。
第二，全社会用电量与国内生产总值的Granger因果关系是双向因果关系，即全社会用电量与GDP是相互制约的。不仅经济增长会促进电力工业的发展，而且电力消费的增加也会促使经济的增长，反之亦然。现阶段，我国社会的用电量处于短缺状态，因此要积极发展国内经济，从而更好地促进电力工业的发展，电力的发展也会很好地推动经济得增长，从而形成一个良性循环，使我国社会呈现一派生机勃勃的景象。
参考文献：
消费与经济增长的关系范文4
[关键词]能源消费；经济增长；区域能源供给
[中图分类号]F407[文献标志码]A[DOI]10.3969/j.issn.1009-3729.2015.01.013
能源是人类社会赖以生存和发展不可或缺的物质资源，是关系国家经济命脉的重要战略物资。随着中国经济的快速发展，对能源的需求也不断增长。然而，能源是稀缺的，巨大的能源需求与有限的能源储量之间的矛盾日益成为困扰中国经济发展的一个难题。在2014年第十一届APEC能源部长会议上，与会各国对世界能源形势达成了如下共识：一方面，世界能源需求保持稳定增长态势，亚太地区作为世界能源需求中心的地位更加突出；另一方面，多元化的能源供应和能源技术创新对于维护能源安全和可持续发展至关重要。基于这一共识，会议呼吁：为实现能源和经济可持续发展，各经济体应加强互联互通，节约能源，提高能效；积极探索符合自身情况的能源生产和消费模式，加快实现能源生产和消费方式转型；发展清洁能源，提高公众对绿色低碳能源的科学认识和接受程度，逐步建立绿色、节能和高效的生产方式和生活方式，不断提升居民生活质量。这次会议为世界各国能源生产和消费指明了方向，同时也对包括我国在内的发展中国家的能源利用效率提出了更高要求。为了实现能源的可持续利用和经济的稳定快速发展，有必要深入研究能源消费与经济增长之间的关系。本文拟利用实证的分析方法，基于中国30个省市区的省际面板数据，运用Hausman检验和固定效应模型，对能源消费与经济增长之间的关系进行研究，以期对我国改善能源生产和能源消费提供政策建议。
一、研究现状
1.国外研究现状
国外学者曾对国家层面上的能源消费与经济增长之间的关系进行了实证分析，而针对某一地区的研究文献并不多，并且大多采用的是经典计量经济学理论。对于能源消费与经济增长之间的因果关系和变量间协整关系的研究，始终没有达成一致的结论。例如，Kraft 等[1]对 1947―1974年美国的国民收入与能源消费之间的关系进行了实证分析，发现二者之间具有单向因果关系；Yu[2]则把上述数据的研究范围扩展到 1979 年，发现国民收入与能源消费之间不存在因果关系；Glasure等[3]利用E-G两步法对韩国和新加坡的能源消费与收入数据进行检验，发现二者之间不存在协整关系；Shyamal Paula[4]对1950―1996年印度的能源消费与经济增长之间的关系进行了协整分析，结果表明它们之间存在长期均衡关系；Lee[5]以18个发展中国家的相关数据构建了经济、资本、能源之间关系的模型，利用异质面板协整理论进行研究分析，结果表明18个国家的能源消费与经济增长都存在双向因果关系；Narayan[6]利用面板协整的方法，验证了中东地区电力消费与产出之间存在显著的反馈效应；Apergis[7]以15个新兴国家 1980―2006年煤炭消费与经济增长的数据为基础，利用面板协整理论进行协整分析，结果显示二者之间具有双向因果关系。
2.国内研究现状
国内学者主要是采用经典计量方法（如协整理论、向量自回归、面板模型理论）和灰色关联分析方法对能源消费与经济增长的关系进行研究。例如，林伯强[8]以协整理论为基础，建立了包括经济增长、电力消费、资本投入和人力资本在内的多变量模型，结果表明它们之间存在长期均衡关系，并且存在从电力消费到经济增长的单向因果关系；吴巧生等[9]利用中、美两国的相关数据，对两国的能源消费与经济增长的协整关系进行了分析，发现两国都存在从能源消费到经济增长的单向因果关系；黄玲[10]从1978―2005年福建省能源消费和经济增长数据出发，通过协整理论、格兰杰因果检验等方法得出两者之间存在协整关系，并且具有能源消费到经济增长的单向因果关系；王火根等[11]在生产函数中考虑了能源这一投入要素，建立了多变量的生产函数模型，在面板模型的基础上对我国30个省市经济增长与能源消费的关系进行了研究，得出我国能源消费是经济增长的单向原因；于全辉等[12]认为中国东部地区能源消费与经济增长之间存在显著的协整关系，而在西部地区这一关系并不显著；张琳等[13]从Cobb-Douglas生产函数出发，对中国中部6省的能源消费与经济增长之间的关系进行了实证研究，发现中部地区经济增长与能源消费、资本存量和劳动力之间存在着长期稳定的均衡关系，能源作为一种必需的生产要素，对实现中部崛起起着十分重要的推动作用；吴玉鸣[14]应用空间面板计量经济模型，分析了中国各省域的能源消费行为、决定因素及其空间溢出效应，指出我国各个省域的能源需求主要由产业结构、经济增长和人口增长等因素决定，价格机制在调控能源需求方面还未能发挥出应有的作用，同时能源利用效率等被忽略的因素对邻近区域的能源消费行为具有很强的溢出效应；刘慧媛[15]利用动态面板估计方法分析了中国能源消费与经济增长的关系，通过使用面板协整分析、误差修正模型及面板格兰杰因果检验对中国省级层面能源消耗与经济增长之间的动态关系进行了研究，结果表明，无论从长期还是从短期来看，能源消耗与经济增长之间互为双向因果关系，能源消耗增加会导致人均GDP增加，同样人均GDP增加也会导致能源消耗增加。
二、实证分析
1.模型设定
本文选取中国30个省市区（不包括港、澳、台，由于数据缺失，故未对进行分析）的GDP、能源消费量、固定资产投资总额（代表资本存量）、劳动力就业人数共783个数据，样本时间区间为1978―2013年。数据来源为历年统计年鉴、Wind数据库、国泰安数据库等。其中，GDP数据为实际GDP，用当期GDP除以当期价格表示；资本存量用固定投资总额表示；劳动力人数用三产就业人数表示。为了更好地了解能源消费对地区经济增长的作用，把全国30个省市区（不包括、港澳台）分成东部、中部和西部三个地区。其中，东部地区包括黑龙江省、吉林省、辽宁省、天津市、河北省、上海市、山东省、江苏省、浙江省、福建省、广东省和海南省；中部地区包括山西省、安徽省、河南省、江西省、湖北省、湖南省；西部地区包括陕西省、内蒙古自治区、新疆维吾尔自治区、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、广西壮族自治区、四川省、重庆市、云南省和贵州省。
通过搜集30个省市区的GDP、能源消费总量、固定资产投资总额、劳动力就业人数，整理得到1978―2013年的省际面板数据；同时为了研究分类能源对经济增长的贡献程度，搜集整理了关于煤炭、电力和石油消费等相关数据（数据年份：1995―2012），结合前面的数据整理得到了1995―2012年关于GDP、煤炭消费量、电力消费量、石油消费量，以及固定资产投资、劳动力就业人数的省际面板数据。
3.实证结果与分析
运用Stata 11.0软件，对1978―2013年的省际面板数据进行回归分析，结果见表1。
从表1可知，无论是全国还是东、中、西部地区，经济增长都与能源消费存在显著的正相关关系，能源消费对经济增长具有显著的促进作用。对全国而言，能源消费每增长1%，将带来全国 0504 6% 的GDP增长。相对于资本和劳动力而言，能源消费对经济增长的促进作用显得稍弱一些。而对东部地区来说，劳动力对于经济增长的拉动更强一些，这是因为东部地区作为相对发达的地区，其劳动力素质要远高于中部和西部地区，而劳动力数量的增加会极大地促进生产力水平的提高，从而带动经济总量的增加。而对中部地区而言，投资在带动经济增长中起着重要作用。中部地区在我国处于区域发展的中间位置，其发展水平虽低于东部却高于西部，对资本的需求是其经济发展的重要着力点，因而资本总量的增加会极大地促进其经济增长。对西部地区而言，资本和能源消费对经济增长的带动效应要远高于劳动力，这与西部地区的自然资源条件和劳动力素质相对低下有关。总体而言，能源消费在经济增长中起着比较重要的作用，其对经济增长的贡献呈现出东、中、西阶梯式分布特征。
为了进一步分析主要分类能源消费对经济增长
从表2可知，就全国而言，煤炭、石油和电力消费对经济增长的作用都比较显著。在对经济增长的促进作用上，电力消费的影响更大一些。电力消费量平均每增加1%，将带来全国6.110 255%的GDP增长；而石油消费量每增加1%，只带来全国1.078 22%的GDP增长。
同时还发现，煤炭消费与经济增长呈负相关，这与我国能源消费的构成有关。在我国，煤炭作为最主要的消费能源，其消费量在我国能源消费构成中已占到了70%以上，过去煤炭消费曾在经济增长中扮演重要角色，但近些年来，我国煤炭消费已经达到了一种过度消费的状态，根据边际效用递减规律，煤炭消费将带来环境污染等负面效应，其对经济的促进作用会不断减弱直至为零。
另外我们还发现，对于东部和西部地区来说，煤炭消费对经济增长的作用并不显著。这是因为东部地区经济发达，率先使用清洁能源，高新技术产业深入发展，因而像煤炭这种高污染的能源对其经济增长的作用已不大。同样，西部地区由于地理位置偏远，且煤炭资源主要分布在东中部地区，煤炭运输成本又较高，因此西部地区煤炭消费对其经济发展的作用也不是那么显著。
对于单个能源种类来说，如煤炭，其消费对经济增长的作用程度在全国区域范围内，呈现出东、西、中逐渐递减的特征，这与煤炭的地理分布和各地区的能源结构有关。中部地区煤炭资源丰富，因而效用相对较低，而东部地区由于技术发达，设备先进，因而单位煤炭消费量的增加会带来较高的产出收益。而对于石油和电力来讲，在全国区域范围内，其消费对经济增长的作用程度表现出中部高于东部、东部高于西部的规律。这也在一定程度上反映了中部地区经济发展对电力和石油消费的需求更为迫切。
三、结论与政策建议
本文利用固定效应分析和Hausman检验的方法，通过构建包括GDP、能源、资本和劳动力的四变量面板数据模型，对我国能源消费总量和经济增长之间的关系进行了检验，结果表明：我国能源消费对经济增长具有显著的促进作用，与投资和劳动力一起构成了经济增长的“新三驾马车”。通过建立GDP和分类能源消费与资本、劳动力的计量经济模型，发现电力和石油消费在促进经济增长中的作用比较显著，尤其是电力消费，其单位增长将带来经济总量的大幅增加。对东、中、西部而言，煤炭消费对于经济增长的促进作用呈现出东、西、中逐渐递减的特征，而电力和石油消费对经济增长的作用却呈现出中、东、西逐渐递减的规律。对于煤炭消费而言，由于过度消费和地区产业结构的影响，其对经济增长的促进作用变得并不显著。
这一结论为中国制定合理的能源消费政策与战略提供了科学依据。中国是一个发展中大国，区域资源禀赋存在显著差异，并且区域经济发展不平衡。所以，中国必须协调区域能源消费与经济增长的关系，依据区域经济发展与能源消费的因果关系，制定合理的区域能源消费政策和战略，确保区域能源消费与经济增长之间的关系呈正相关。
为此，首先，要加大对本地区能源资源的开发利用程度，提升各种能源的利用效率，增加区域能源供给，并结合地区经济发展与能源消费的关系，重点开发、利用相关能源，如在全国范围内，大力发展电力基础设施建设，增加对电力行业的投入，这样可以带来较高的经济产出。对中部地区而言，要加大石油与电力消费的投入力度，保障其对经济增长的贡献率。其次，要大力开发替代能源与清洁能源，优化能源消费结构，如要广泛开发太阳能、风能、潮汐能等新能源，降低对煤炭、石油、天然气等传统不可再生能源的依赖，逐步实现经济结构的完美转型。最后，要调整和优化地区产业结构，摒弃以高消耗、高污染为代价的错误发展路径，节能减排，增加对环境保护和治理的投入，真正实现经济的“绿色发展”。
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消费与经济增长的关系范文5
关键词：消费 经济增长 协整检验 格兰杰因果检验 实证研究
一、引言
改革开放35年以来，我国各地区利用国家相关政策和本地区优势使得经济取得了长足的发展。但随着人口红利、政策红利的相对减少，加之经济危机的影响，世界经济复苏缓慢，出口疲软，经济的进一步发展出现了制约瓶颈。现实表明过度依靠出口已不是长久之计，努力扩大内需，刺激消费已成为共识。消费作为需求力量，对经济增长起着拉动作用，保持旺盛的消费需求对经济长期稳定增长具有决定性作用。[1]四川省作为我国内陆一个人口大省，研究四川省消费与经济增长关系具有现实意义。
二、四川省消费与经济增长现状
自改革开放以来四川省经济取得了翻天覆地的变化，经济总量由1978年的184.61亿元增加到2012年的23872.8亿元，增加了128.31倍，年均增长速度达10.5%，尤其是2002―2012年这十年，年增长速度都在两位数以上，年均增长速度达13%，远高于我国总体发展速度。
四川省最终消费情况由1978年的136.56亿元增加到11926.7亿元，增加了86.33倍，年均增长速度9.4%，远低于经济总量的变化。居民消费由1978年的114.13亿元增加到2012年的9095.3亿元，增加了78.69倍，年均增长速度9.0%，其中农村居民消费由1978年的84.88亿元增加到3255.7亿元，增加了37.35倍，年均增长速度6.7%，城镇居民消费由1978年的29.25亿元增加到1978年的5839.6亿元，增加了近200倍，年均增长速度12%。政府消费由1978年的22.43亿元增加到2012年的2831.4亿元，增加了125.23倍，年均增长速度11%。由此可见，在最终消费中，城镇居民消费和政府消费在增加倍数及年均增长速度上都远高于最终消费，所占比重呈现增长趋势；而原占比较大的农村居民消费比重呈现出下降趋势，在增加倍数及年均增长速度上都落后于最终消费。
三、四川省消费与经济增长关系的实证分析
（一）变量的选取和数据说明
本文所用的样本取自1978―2012年度的数据（来源于《四川统计年鉴2013》），用宏观经济指标――四川省生产总值（GDP）来反映经济增长，分别用最终消费总额、居民消费、城镇居民消费、农村居民消费及政府消费从不同角度来反映消费的状况。为方便起见，生产总值、城镇居民消费、农村居民消费及政府消费分别用Y、X1、X2及X3来表示。由于年鉴中的GDP 和各个消费数据是按当年价格水平计算的，为了消除物价变动对其影响，即为使GDP和各年的消费情况具有可比性， 运用 1978年为基期的商品零售定基价格指数（1978年为1）和各种消费价格指数（1978年为 1）对GDP和消费数据进行调整得到实际数据。另外由于数据的对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列数据中存在的异方差现象，所以对变量进行对数变换。[2]本文所有数据分析和处理均利用计量经济学软件Eviews6.0完成。
（二）平稳性分析
平稳性检验分析结果整理如表1所示。
由ADF检验结果可知，对原始序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3进行单位根检验，在1%和5%的显著水平下，四个原始序列的ADF检验值均分别大于其相应的临界值，不能拒绝H0，即原始序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3都存在单位根，都是非平稳序列。而对这四个序列的差分序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3进行单位根检验，可知在5%这个显著水平下，四个差分序列的ADF检验值均分别小于其相应的临界值，可以拒绝H0，也就表明差分序列D（LnY）、D（LnX1）、D（LnX2）和D（LnX3）都不存在单位根，都是平稳序列。因此，四个原始序列都是一阶单整的，表示为：LnY～I（1），LnX1～I（1），LnX2～I（1），
LnX3～I（1）。
（三）协整分析
由于三个原始变量LnY、LnX1、LnX2和LnX3都是I（1）的，为了进一步确认它们之间是否具有长期稳定的均衡关系，要对其进行协整性检验。方法是先分别作LnX1、LnX2及LnX3三个经济变量对LnY的二元线性回归分析，之后用ADF方法检验残差序列的平稳性：若残差序列平稳，则说明变量之间存在协整关系；若残差序列不平稳，则说明变量之间不存在协整关系。
分别以LnX1、LnX2和LnX3为解释变量，LnY为被解释变量，用OLS回归方法做回归模型。估计出的三个回归模型分别为为：
LnYτ=0.728937+1.194387LnX1τ+■
LnYτ=1.404782+0.976104LnX1τ+■
LnYτ=2.349679+0.951260LnX1τ+■
下面则通过对ADF统计量检验残差序列ετ平稳性的方法来分别检验LnY与LnX1、LnX2及LnX3之间是否存在协整关系。Eviews6.0软件运行结果如下（见表2―4）：
由于只有当ADF值均小于相应临界值时才可以拒绝H0，表明残差序列ετ不具有单位根，是平稳序列，变量间才具有协整关系。由以上结果可以知道，只有变量LnY和LnX1之间存在协整关系，而LnY分别和LnX2及LnX3之间不存在协整关系。
（四）格兰杰因果关系分析
在进行格兰杰因果关系检验时，由于被检验经济变量必须是平稳的，所以我们采用平稳的一阶差分序列D（LnY）、D（LnX1）、D（LnX2） 和D（LnX3）进行检验分析。格兰杰因果关系检验结果如下表（见表5）：
从表5可以看出，D（LnY）与D（LnX1）、D（LnY）与D（LnX2）、D（LnY）与D（LnX3）之间均不存在因果关系。也就是说：在短期内，四川省经济增长不是城镇居民消费、农村居民消费及政府消费的格兰杰原因，城镇居民消费、农村居民消费及政府消费也不是经济增长的格兰杰原因。
六、主要结论及政策建议
（一）主要结论
1、通过协整分析可知，经济增长和城镇居民消费之间存在协整关系，而经济增长分别和农村居民消费及政府消费之间不存在协整关系。也就是说经济增长和城镇居民消费之间存在着长期稳定的均衡关系，城镇居民消费每增长1%，引起GDP相应平均增长1.194387%，而经济增长分别和农村居民消费及政府消费之间不存在长期稳定的均衡关系。
2、通过格兰杰因果关系检验结果可以看出，1978―2012年四川省的经济增长与城镇居民消费、农村居民消费及政府消费之间均不存在格兰杰因果关系。 这说明四川省城镇居民消费、农村居民消费及政府消费并未达到拉动经济增长的程度，而经济增长也并未引起城镇居民消费、农村居民消费及政府消费的增加。根据现代经济理论，众所周知消费是拉动经济增长的三驾马车之一，但是可能由于在研究期间内消费不足导致消费对经济增长的拉动作用较弱。
（二）政策建议
1、由于从长期看四川经济增长只和城镇居民消费之间存在着长期稳定的均衡关系，并且城镇居民消费对经济增长的影响较大，因此四川省应大力推进城镇化建设，走城乡一体化道路。
2、努力增加居民收入。这里的收入既包括货币性显形收入又包括非货币形收入。增加居民货币性显形收入是要让居民有钱可花，提高居民的消费的可能性；而增加居民非货币形收入（主要为完善社会保障体系）是要让居民放心去花，减少消费的后顾之忧。
3、千方百计刺激消费，提升居民的消费欲望。进一步调整省内的产业结构，了解居民的消费倾向，进而多生产能够勾起并满足居民消费欲望的产品， 同时要不断的进行产品更新换代升级，迫使消费者主动缩短产品的使用周期。■
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消费与经济增长的关系范文6
关键词：政府消费；居民消费；经济发展；格兰杰因果检验；脉冲响应
一、引 言
投资、消费、出口是拉动一国经济发展的“三驾马车”，三者均衡增长，国民经济才能健康、平稳地发展。但是，投资需求只是中间需求，只有消费需求才是真正的最终需求，消费需求规模的扩大和结构升级才是经济增长的源动力。马克思的消费理论和西方经济学理论都肯定了消费在经济增长中的重要作用。马克思的消费理论指出，消费是生产的最终目的，因而最终消费是引导经济发展的源动力。西方经济学理论认为消费需求是真正的最终需求，对于投资需求进而对整个经济增长起着直接的和最终的制约作用，是经济增长的根本动力。因此，如何增强消费对经济的拉动作用，进而确立消费主导拉动的经济增长模式，始终是经济学界和国家实际部门研究的热点问题。
改革开放以来，在“三驾马车”的拉动下，我国经济经历了近30年的高增长。但是，近年来，我国消费率不断下降，投资率持续上升，经济增长主要依靠投资需求拉动。在投资与出口双双大幅增长的同时，我国消费率明显下降，1978年到2006年间，我国的消费率总体呈现下降趋势，已经从1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明显加大［1］。消费率过低、消费需求持续低迷所引发的一系列问题，已经成为
协整关系说明ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间存在协整关系，揭示了ln?pce?、ln?gce?对ln?gdp?的影响度，而且表明ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间存在长期均衡关系。可以看出，在长期内，ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间具有很密切的相关性，ln?pce?、ln?gce?的扩大对经济增长具有促进作用；从回归方程可以看出，ln?pce?、ln?gce?相关比率每增加1％，ln?gdp?分别增长0.3％和0.5％。可见ln?gce?更有效的促进了经济的增长。
（三）格兰杰（granger）因果性检验
上述协整检验结果告诉我们变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。c.w.j.granger在1969年提出的因果关系检验的基本思想是“过去可以预测现在”，?即如果x是y变化的原因，则x的变化应该发生在y变化之前。如果x是引起y的原因，则在y关于y滞后变量的回归中，添加x的滞后变量作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力，此时，称x为y的格兰杰原因，如果添加x的滞后变量后，没有显著增加回归模型的解释能力，则称x不是y的格兰杰原因。
?由于因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采取依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。对消费与经济增长之间的granger因果关系检验结果见表2。
表2 格兰杰检验结果表 零假设[]滞后期[]f统计量[]概率[]结论ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒绝9.178[]0.006[]拒绝ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒绝 5.789[] 0.001[]拒绝ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]3[]1.678[]0.207[]不拒绝3.786[]0.029[]拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒绝 3.316[] 0.081[]不拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒绝[] 1.871[] 0.179[]拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]3[]1.296[]0.306[]拒绝 2.328[] 0.109[]拒绝ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]1[]4.832[]0.038[]不拒绝0.992[]0.329[]拒绝ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系[]ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]2[]3.761[]0.040[]不拒绝1.613[]0.223[]拒绝[]ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系[]ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]3[]2.587[]0.085[]不拒绝[]1.712[]0.200[]拒绝
由表2可以看出：
在滞后1-2期情况下，存在ln?pce?和ln?gdp?之间的双向granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在ln?gdp?到ln?pce?的单向granger意义上的因果关系。
在滞后1期情况下，仅存在ln?gdp?到ln?gce?的单向granger意义上的因果关系。
在滞后1-3期情况下，仅存在ln?gce?到ln?pce?的单向granger意义上的因果关系。
（四）var模型的估计
1980年c．a．sims将向量自回归(vector auto regressive，var)模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。这种模型采用多方程联立形成，它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。其明显的优点在于对外生变量和内生变量不必加以区别而同等对待，因而var模型估计的结果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精确的因果关系检验。
1．本文构造的var模型可以表示为：
?y?t=α+∑p[]i=1β?iy??t-i?+u?t（2）
其中：y?t=?ln?gdp?i
?ln?pce?i
?ln?gce?i，α=α?1
α?2
α?3，
β?i=β??11,i?[]β??12,i?[]β??13,i?
β??21,i?[]β??22,i?[]β??23,i?
β??31,i?[]β??32,i?[]β??33,i?,u=u??1t?
u??2t?
u??3t?,u??it??n(0,σ?2)?在实际应用中面临如何选择滞后阶数的问题，滞后阶数越大，越能完整反映模型的动态特征，但是滞后期越长，模型待估参数越多，自由度越少，因此应在滞后期与自由度间寻求平衡。表3综述了根据各种准则选定的var滞后阶数。
表3 选择var滞后阶数的各种准则 内生变量：ln?gdp?,ln?pce?, ln?gce?；外生变量：?c?；样本区间：1985～2006年 lag[]logl[]lr[]fpe[]aic[]sc[]hq[]0[]141.697[]na [] 3.05e-09[]-11.096[]-10.950[]-11.0551[]159.857[]30.509?*[]1.48e-09?*[] -11.829?*[] -11.244?*[] -11.666?*2[]165.773[]8.518[]1.96e-09[]-11.582[]-10.558[]-11.2983[]176.460[]12.825[]1.89e-09[]-11.717[]-10.254[]-11.311
注：*表示根据该准则选定的阶数。lr：连续修正lr检验统计量(在5%水平显著)；fpe：最终预测误差；aic(akaike)：信息准则；sc ( schwarz )：信息准则；hq ( harman-quinn)信息准则。
因此我们选则var的滞后阶数为1。构建的var模型为：
?δ?ln?gdp?i=1.38525δ?ln?gdp??t-1?-0.876792δ?ln?pce??t-1?+0.174980δ?ln?gce??t-1?+0.039279
t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］
r?2=0.628?r?2?=0.580f=12.954
δ?ln?pce?i=0.860081δ?ln?gdp??t-1?-0.292779δ?ln?pce??t-1?+0.234451δ?ln?gec??t-1?+0.016839
(3)
t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］
r?2=0.585?r?2?=0.531f=10.809
δ?ln?gce?i=0.826969δ?ln?gdp??t-1?-0.444377δ?ln?pce??t-1?+0.080339δ?ln?gce??t-1?+0.072780
t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］
r?2=0.302?r?2?=0.211f=3.318
由以上的模型中可以看出，经济增长主要受自身?ln?gdp(-1)和?ln?pce(-1)的影响；居民消费主要受?ln?gdp(-1)的影响。这也对照了前面格兰杰因果关系检验的论断。经过检验，模型是显著的，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明该?var?模型的结构是稳定的(见图1)。所以，满足脉冲响应函数和方差分解分析的前提条件。下面，运用脉冲响应函数和方差分解做出合理的解释。
?
图1 var稳定性检验图2．脉冲响应函数
var模型的脉冲反应函数（irf）可以反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反应，显示任意变量的随机扰动（新息innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程。如果随机扰动存在相关性，他们将包含不与特定变量相联系的共同部分，通常将共同部分的效应归属于var系统中第一个出现的变量（依照方程顺序）。图2为基于上述var模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度。在模型中，将响应函数的追踪基数设定为十年。图中实线部分为响应函数的计算值，虚线为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。
从图2可以看出：
??ln?gdp对自身的一个标准差新息冲击立即有较强的反应，在第1期达最大后开始慢慢回落，到第5期为负值，负值的最大值出现在第7期后开始逐渐回升；?ln?gdp对来自?ln?pce的一个标准差新息冲击的反应一开始较弱，但这种负面冲击效应逐步增强并在第3期下降到低谷，然后又逐渐回升；?ln?gdp对来自?ln?gce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，到第4期为负值，负值的最大值出现在第6期后开始逐渐回升，多数观察为负值。
?ln?pce对自身的一个标准差新息冲击反应相对不是很大，在第1期达最大后开始慢慢回落，在第3期达到谷底随后又开始回升；?ln?pce对?ln?gdp的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；?ln?pce对来自?ln?gce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，从第4期开始趋于平缓。
?ln?gce对其自身的冲击反应一开始就很强，在第1期达到最大，随后一直趋于回落；?ln?gce对?ln?gdp的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；?ln?gce对来自?ln?pce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，从第1期开始就慢慢上升，从第8期开始趋于平缓。
图2 脉冲响应函数曲线图
可见，经济增长对居民消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱，即在长期来看经济增长会带来居民消费的增长；同时，居民消费的提高对经济增长在短期内会带来一定的负面冲击效应，但经过一定时间，这种效应会改变为正面冲击效应；经济增长对政府消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱；同时，政府消费对经济增长有一定的促进作用，效应不是很强但一直比较稳定。
?3．预测方差分解
var模型的方差分解是将系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解表示的是当系统的某个变量受到了一个单位的冲击以后，以变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用程度，它的基本思想是把系统中每一个内生变量的变动按其成因分解为与各方程随机扰动项(新息)相关联的各组成部分，以了解各新息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解技术分析了各个变量对经济增长的贡献率。方差分解的结果见表4。
?表4 ?ln?gdp方差分解表 ?ln?pce方差分解表 ?ln?gce方差分解表 period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce[]period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce[]period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce1[]0.042[]100.000[]0.000[]0.000[]1[]0.045[]77.304[]22.696[]0.000[]1[] 0.053[]从表4可以发现：
从?ln?gdp方差分解影响结果可以看出?ln?gdp的预测误差主要是由自身引起的，在第1期受自身波动的影响，随着滞后时期的增多，?ln?pce对?ln?gdp的影响越来越大，但是最终也未超过35%。?ln?gce对?ln?gdp的影响一直很弱。可见居民消费的冲击对?gdp?的影响是逐渐递增的，但是经济增长的大部分波动还是由自身引起的，由自身引起的波动的影响始终在64%以上，而政府消费对经济增长的影响很小，可忽略不计。
从?ln?pce的方差分解的结果可以看出?ln?pce的波动大部分可由自身的波动和?ln?gdp的影响引起的，?ln?gce的影响太微不足道，可忽略不记。其中?ln?pce自身的波动是趋于递增的，而来自?ln?gdp的影响是趋于递减的，随着滞后时期的推进，?ln?pce大部分预测误差可由?ln?gdp的影响来解释。可见从短期还是长期来看?ln?gdp对?ln?pce的影响都是很显著的。
从?ln?gce的方差分解的结果可以看出?ln?gce一开始的预测误差是由自身和?ln?gdp来解释的，但随时间的推进，?ln?gce的波动大部分可由?ln?pce和?ln?gdp共同来解释。也可以说，从第5期开始?ln?gce的波动受自身和?ln?pce、?ln?gdp的影响趋于稳定，但?ln?gdp对?ln?gce的影响还是占主导地位的。
从方差分解表的信息来看，我国的?ln?gdp、?ln?gce和?ln?pce的惯性比较大，一开始大部分都是由自身和?ln?gdp的影响造成的，除?ln?pce外，?ln?gdp、?ln?gce随着时间的推移，由自身的扰动带来的影响趋于减弱。还有长期来看?ln?pce对?ln?gdp影响是逐渐增大的，因此应注重发展居民消费。
四、结论与启示
以上根据1978～2006年的数据对消费与经济增长的关系进行了分析，得出如下结论：
1. ?ln?gdp与?ln?pce、?ln?gce之间存在着稳定的长期均衡关系，具有长期稳定和短期波动的特性并且?ln?gce更有效地促进了经济的增长。
??2. 在滞后1-2期情况下，存在?ln?pce和?ln?gdp之间的双向?granger?意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在?ln?gdp到?ln?pce的单向?granger?意义上的因果关系。在滞后1期情况下，仅存在?ln?gdp到?ln?gce的单向?granger?意义上的因果关系。在滞后1-3期情况下，仅存在?ln?gce到?ln?pce的单向?granger?意义上的因果关系。
?3.从脉冲函数上分析，政府消费对gdp影响很小，而我国政府消费占gdp的比重在10%～14%之间波动，已经快要超过15%的上限。政府消费随着经济发展和工业化进程城市化进程的加快，规模会扩大，但是在今后的发展中应尽力控制好规模，以达到最优，也可以避免政府消费对居民消费的挤出效应。从方差分解来看，居民消费对gdp的影响要超过政府消费。因此，扩大内需的重要是扩大居民消费，而不是扩大政府消费。但是消费对经济的冲击并没有预想的那么大，从实证分析来看却没有发挥其真正作用。在稳健的财政政策的背景下我们应该实行扩大居民消费，适当缩减政府消费，我们应当从观念机制和制度上大力发展消费信贷减轻居民的流动性约束，而且要增加居民尤其是农村居民的收入。
不论是理论分析还是各国经验均表明，消费对经济增长具有非常重要的拉动作用。消费率高，经济增长就快。消费率低，经济增长就慢。深入分析发现，上述的结论与我国实际情况相吻合。改革开放以来，我国的经济得到了迅速的发展，它带来了消费的增长，而消费的增长，又反过来推动着经济的迅速发展。我国虽然在消费率很低的情况下依然保持经济的高速增长，但主要依赖于投资和出口贸易推动。因此，这种投资推动的经济增长是很难持续的，没有最终消费的支持，经济增长的质量也就上不去。针对我国居民消费率严重偏低的情况，政府不应该是束手无策，而应该积极通过调整政府消费将最终消费率保持在一个适度的水平上。最理想的状态当然是政府消费能够有效促进居民消费，因为居民消费才是最终消费的主体。但即使政府消费不能拉动居民消费，也至少应当根据居民消费的消费进行调整，以补充居民消费之不足，从而使最终消费率保持在适度水平上。可喜的是，我们的实证检验的结果均肯定了上述两种假设关系的存在，这说明政府的消费政策是有效的。
但是，总的来说我国目前消费率偏低，这在一定程度上严重制约着国民经济的健康快速发展。因此我们要了解妨碍消费需求增长的因素并采取相应的策略以求我国经济能够得到更快的发展。
