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消费与经济增长的关系范文1
2015年刚刚过去，根据商务部最新披露的数据显示，2015年我国社会消费品零售总额预计将达到30万亿元，稳居世界第二；全年前三季度消费对经济增长的贡献率近60%，消费已成为经济增长首要动力，在经济增长三驾马车中处于领跑位置。
在2012年中央出台“八项规定”后有一种论调认为，“八项规定”等反腐利剑客观上影响了社会消费，尤其是餐饮等行业受波及严重。但实际上通过2015年1-11月中国银联的大数据：大众餐饮银联网络消费笔数占比为96.7%，较2014年提升0.7个百分点；餐饮业整体消费强度为434元/笔，较2014年下降5.4%，其中大众餐饮消费强度为349元/笔，较2014年下降5.3%。说明目前居民大众餐饮消费频次显著提升，消费强度（单笔消费金额）逐步回落。也就说目前消费的主体是大众消费，公款消费等非正规消费形式正在逐渐淡出消费主体范畴内，我国消费市场正在快速健康的发展，经济增长更多得需要依赖内需的发展，毕竟当下外需低迷，全球经济发展迟缓。
但是现实是否与理论相符呢，下文将从理论上对公款消费与经济增长二者之间的关系进行分析。
一、公款消费的简单定义
公款消费，顾名思义即用公款进行消费的行为。广义的公款消费包括生产性公款消费和生活性公款消费，后者以“三公”消费表现最为突出。而本文的公款消费也主要指后者，也即狭义的公款消费。需要注意的是，公款消费需要区别对待，必要的公款消费是应该而且必须的，毫无疑问起积极作用；而本文讨论的公款消费增长主要指不必要的公款消费，其作用是好是坏就值得商榷了。
二、公款消费真能扩大内需吗？
首先，简要分析下前文观点的看似合理之处。根据需求理论，公款消费的增长，将增加预期收入/开支，从而增加需求，即所谓扩大内需，进而促进经济增长。
如图所示，初始的需求曲线D与供给曲线S，于点A（Q，P）达到初始均衡。公款消费，预期收入/开支，需求，供给曲线S不变，需求曲线由D右移到D’，S与D’于点A’（Q’，P’）再次达到均衡。即需求由Q右移到Q’，即公款消费增长扩大了内需。反之则得：限制公款消费抑制了内需。
但是，上述分析只是静态的分析，即其他条件不变下的分析，也就忽视了公款消费增长对其他因素的影响；而正是这影响导致了公款消费不一定有利于扩大内需，促进经济增长。
首先，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，将直接减少政府用于社会保障的支出，减少众多居民的可支配收入，减少了居民的消费。也就是说，公共消费的增长以居民消费的减少为代价，公共消费增长对扩大内需未起实质性作用。
其次，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，致使政府支出用于消费的部分大大增加，而用于生产的部分则大大减少，造成社会财富的巨大浪费，整个社会付出的机会成本巨大。公款消费的增长以政府投资的减少为代价，若将内需简单分为消费与生产两部分，公款消费增长对扩大内需仍未起实质性作用，甚至得不偿失。
所以，笔者的观点是：公款消费的增长只是对居民消费的替代、对政府投资的替代，并未有实质性的扩大内需。而当前限制公款消费造成的内需萎缩、经济减速只是短期内因被替代的居民消费、政府投资尚未补充回来，而在长期内则不会存在。
三、公款消费对经济方面的其他不利影响
公款消费不一定能扩大内需，也就不一定能促进经济增长。而且，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，将对经济产生极为不利的影响。
首先，公款消费不利于市场机制发挥作用。由于公款消费使用的是公家的钱，“不用白不用，用了还想用”，公款消费的主体对价格的涨跌并不感兴趣，需求的价格弹性很难发挥作用，经济对价格的敏感性较差，价格竞争机制不是很灵，限制了市场机制作用的更大发挥。
其次，公款消费增长易引发通货膨胀。公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，易引发财政赤字的形成与扩大；如果以中央银行增发货币的方式来弥补财政赤字，易造成货币超发，引发不必要的通货膨胀，不利于经济增长。
第三，公款消费增长易造成经济结构的不合理。公款消费中，尤其是不必要的公款消费，普遍存在着高档消费、奢侈品消费等现象，不仅对社会民众起了不好的示范作用，助长了社会奢侈之风，更严重误导了市场与投资，致使其偏向于奢侈品等行业，而真正具有创造力与成长空间的行业反而得不到投资，造成了经济结构的不合理，不利于经济的长远发展。
简言之，公款消费及其增长对经济方面有很大的不利影响，因此需要得到限制。反言之，限制公款消费可以在一定程度上抑制通货膨胀，调整经济结构，解放市场机制的作用，有利于经济增长，并将在长期促进经济增长。
四、公款消费对其他方面的不利影响
除经济以外，公款消费还对社会的其他方面起着种种不利的影响。
首先，公款消费易造成。政府官员借公款消费之便利，行之事实大有人在，通常以高档餐饮、星级酒店、台挂历等形式，巧立名目、投机取巧，、行贿受贿、牟取私利大行其道，损害了社会公众的利益，政府形象受损，政府公信力大为下降，同时也不利于社会的稳定。
其次，公款消费易引发不良社会风气。正如上文所言，公款消费中，尤其是不必要的公款消费，普遍存在着高档消费、奢侈品消费等现象，对社会民众起了不好的示范作用，致使社会民众热衷于追求奢靡奢侈，引发不良的社会风气，更造成资源的巨大浪费。
公款消费对其他方面的种种不利影响，都将以各种形式直接或间接地影响到社会的经济增长，不进而不利于经济的增长。因此，有必要限制公款消费及其增长。即限制公款消费有利于经济增长。
五、总结
总之，笔者的观点是公款消费是否真实扩大内需不得而知；但抑制公款消费则有利于经济增长及其长远发展。
笔者认为，由利己性驱动并制约的、进而互利的市场应是自由的，由市场中的个体自由选择、自主决策、自己承担后果；而政府的职能则应限制在：提供一个自由、公平的环境，且由于市场缺陷的存在，要求政府以独立经济个体的身份间接引导、协调、弥补市场个体的行为。（此即为我心目中的真正的“人民当家做主”）
抑制公款消费显然有利于这样的政府职能的实现。而当前我国强调市场的决定性作用，要求政府“放权”，而抑制公款消费、尤其是不必要的公款消费显然符合当前经济现实发展的趋势与要求。这样一种自由市场的实现还有赖于政府在制度与法治两方面的不断完善与创新，抑制公款消费也应该放在制度与法治层面来综合考虑。
消费与经济增长的关系范文2
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
中图分类号：F014.5
文献标识码：A
文章编号：1002-2484-2008（05）-0049-07
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，已经成为中国经济持续发展的最突出挑战之一。消费需求的持续低迷，使得我国经济持续发展的后劲不足，经济增长不得不更多地依靠投资和出口需求拉动，进而恶化“产能过剩”问题和加剧国际贸易摩擦，“产能过剩”问题恶化和国际贸易摩擦加剧反过来又使得投资和出口拉动型经济发展模式越来越难以为继。经济增长中的结构性矛盾日渐突出，并将影响我国经济的持续稳定健康发展。从各国经济发展的实践看，消费占GDP的比重越高，其对国民经济的拉动作用就越强［2］。因此，消费对经济发展动力问题直接影响到国民经济协调健康发展，我国消费率明显下降，在一定程度上影响了我国经济的持续发展，深入研究消费对经济发展的拉动问题具有重要意义。
研究居民消费、政府消费和经济增长之间是否存在某种长期均衡关系，居民消费增长与经济增长之间、政府消费与经济增长之间以及居民消费增长与政府消费增长之间是否存在因果关系，对政府调节经济，制定经济政策将是一种重要依据。本文利用协整理论、格兰杰因果检验和向量自回归模型，对我国居民消费、政府消费和经济增长之间关系进行因果关系分析，对制订国民经济发展战略，调整居民消费与政府消费关系，增强消费总需求对经济增长的拉动作用具有重要的意义。
但从现有文献来看，至少在以下两个方面还存在一些问题：
首先是研究的范围。现有研究文献大多限于总消费［3］、居民消费［4-7］或政府消费［8-10］同经济增长之间的关系，这样来研究消费需求对经济增长的影响，必然会产生一定偏误。在分析消费总需求不足等问题时，仅仅关注居民消费或政府消费对经济的调节功能都存在着重大缺陷。
其次是研究的方法论。传统的计量经济方法研究消费时存在着动态稳定性假设，而实际上经济不断增长的趋势使大多数经济变量序列是非平稳的，这样直接运用传统的计量经济方法来研究非平稳的经济变量之间的关系从方法论方面考虑就缺乏一定的可靠性。
基于以上问题，我们在研究中国消费与经济发展问题时，选取1978～2006年的年度时间序列数据（资料来源于2007年《中国统计年鉴》）。用GDP、PCE、GCE分别代表国民生产总值、居民消费和政府消费，为了更容易得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这种变换不改变变量之间的协整关系和短期调整模式，同时可方便的考察居民消费和政府消费对GDP的敏感性。在研究方法方面运用协整理论和向量自回归模型（VAR）来弥补传统计量经济方面的不足，将它们纳入一个向量自回归(VAR)模型中，采用JJ极大似然估计方法，检验GDP、PCE、GCE之间是否存在长期稳定的协整关系，如果存在这种关系，则在此基础上，根据格兰杰因果检验方法，检验GDP、PCE、GCE之间的因果关系，最后，在向量自回归(VAR)模型的基础上运用脉冲响应函数和方差分解技术来分析我国政府消费和居民消费对经济增长的影响程度。
二、政府消费、居民消费与
经济增长的关系检验
本文通过对GDP、居民消费、政府消费三者之间进行协整和因果关系检验，来进一步确定三者之间的内在关系。实证检验分四个步骤完成：第一，利用单位根检验确定时间序列的平稳性；第二，确定变量之间是否具有协整关系；第三，采用格兰杰因果性检验考察变量之间的因果关系；第四，通过VAR模型进一步验证三者的内在关系。本文所有检验结果均使用Eviews5.1计量经济分析软件进行了多次回归分析而得。
（一）变量平稳性检验
本文利用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）单位根检验来确定三个变量的平稳性，最优滞后期用AIC最小准则确定，以保证残差非自相关。结果见表1。
表1 单位根的ADF检验表 变量[]检验类型（C，T，K）[]ADF检验值[]各显著性水平
K)分别表示单位根检验方程中包含常数项、趋势项和滞后阶数。
由ADF检验可知，三个序列都是一阶单整的。
（二）协整关系的检验结果及分析
协整检验的基本思想是：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却呈现稳定性，则这些变量之间便存在长期稳定关系即协整关系，这种关系可以看作是对经济学中所说的规律性的定量描述。目前关于协整关系的检验和估计有许多具体的模型和技术，常用的有E-G(Engle-Granger)两步法和J-J(Johansen-Jusdius)迹统计量法(或称最大特征值法)，尤其是后者有许多优点，并得到广泛应用。
本文利用J-J迹统计量法进行协整关系检验结果如下：
lnGDP=0.312477lnPCE+0.506360lnGCE+0.033824@TREND(79)（1）
(0.06683)
(0.07517)
(0.00760)
LR（r=0）=53.68025（42.91525）
LR（r=1）=19.64535（25.87211）
模型中括号内为估计标准差，协整矩阵的秩r=0的似然比统计量的值为53.68025，相应的5%的临界值为42.91525，其余式做类似理解。
协整关系说明lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在协整关系，揭示了lnPCE、lnGCE对lnGDP的影响度，而且表明lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在长期均衡关系。可以看出，在长期内，lnGDP与lnPCE、lnGCE之间具有很密切的相关性，lnPCE、lnGCE的扩大对经济增长具有促进作用；从回归方程可以看出，lnPCE、lnGCE相关比率每增加1％，lnGDP分别增长0.3％和0.5％。可见lnGCE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lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒绝9.178[]0.006[]拒绝lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒绝 5.789[] 0.001[]拒绝lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]3[]1.678[]0.207[]不拒绝3.786[]0.029[]拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒绝 3.316[] 0.081[]不拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒绝[] 1.871[] 0.179[]拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]3[]1.296[]0.306[]拒绝 2.328[] 0.109[]拒绝lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]1[]4.832[]0.038[]不拒绝0.992[]0.329[]拒绝lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系[]lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]2[]3.761[]0.040[]不拒绝1.613[]0.223[]拒绝[]lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系[]lnPCE对lnGCE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lnPCE和lnGDP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lnGDP到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。
在滞后1期情况下，仅存在lnGDP到lnGCE的单向Granger意义上的因果关系。
在滞后1-3期情况下，仅存在lnGCE到lnPCE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：
Yt=α+∑p[]i=1βiYt-i+Ut（2）
其中：Yt=lnGDPi
lnPCEi
lnGCEi，α=α1
α2
α3，
βi=β11,i[]β12,i[]β13,i
β21,i[]β22,i[]β23,i
β31,i[]β32,i[]β33,i,U=U1t
U2t
U3t,UitN(0,σ2)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：lnGDP,lnPCE, lnGCE；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：
ΔlnGDPi=1.38525ΔlnGDPt-1-0.876792ΔlnPCEt-1+0.174980ΔlnGCEt-1+0.039279
t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］
R2=0.628R2=0.580F=12.954
ΔlnPCEi=0.860081ΔlnGDPt-1-0.292779ΔlnPCEt-1+0.234451ΔlnGECt-1+0.016839
(3)
t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］
R2=0.585R2=0.531F=10.809
ΔlnGCEi=0.826969ΔlnGDPt-1-0.444377ΔlnPCEt-1+0.080339ΔlnGCEt-1+0.072780
t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］
R2=0.302R2=0.211F=3.318
由以上的模型中可以看出，经济增长主要受自身lnGDP(-1)和lnPCE(-1)的影响；居民消费主要受lnGDP(-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：
lnGDP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；lnGDP对来自lnPCE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；lnGDP对来自lnGCE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。
lnPCE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；lnPCE对lnGDP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；lnPCE对来自lnGCE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。
lnGCE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；lnGCE对lnGDP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；lnGCE对来自lnPCE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 lnGDP方差分解表 lnPCE方差分解表 lnGCE方差分解表 Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE[]Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE[]Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE1[]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lnGDP方差分解影响结果可以看出lnGDP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，lnPCE对lnGDP的影响越来越大，但是最终也未超过35%。lnGCE对lnGDP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lnPCE的方差分解的结果可以看出lnPCE的波动大部分可由自身的波动和lnGDP的影响引起的，lnGCE的影响太微不足道，可忽略不记。其中lnPCE自身的波动是趋于递增的，而来自lnGDP的影响是趋于递减的，随着滞后时期的推进，lnPCE大部分预测误差可由lnGDP的影响来解释。可见从短期还是长期来看lnGDP对lnPCE的影响都是很显著的。
从lnGCE的方差分解的结果可以看出lnGCE一开始的预测误差是由自身和lnGDP来解释的，但随时间的推进，lnGCE的波动大部分可由lnPCE和lnGDP共同来解释。也可以说，从第5期开始lnGCE的波动受自身和lnPCE、lnGDP的影响趋于稳定，但lnGDP对lnGCE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lnGDP、lnGCE和lnPCE的惯性比较大，一开始大部分都是由自身和lnGDP的影响造成的，除lnPCE外，lnGDP、lnGCE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lnPCE对lnGDP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. lnGDP与lnPCE、lnGCE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lnGCE更有效地促进了经济的增长。
2. 在滞后1-2期情况下，存在lnPCE和lnGDP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lnGDP到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。在滞后1期情况下，仅存在lnGDP到lnGCE的单向Granger意义上的因果关系。在滞后1-3期情况下，仅存在lnGCE到lnPCE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。
参考文献：
［1］ 中华人民共和国国家统计局．2007年中国统计年鉴［M］．北京：中国统计出版社，2007．
［2］ 陈文玲．培育国内消费需求是扩大内需的重中之重［J］．财贸经济，2002(8)：14-17．
［3］ 王文博，闫荣国．中国GDP最终消费的长期均衡与短期波动的协整分析［J］. 当代经济科学， 2003(5)：1-6．
［4］ 万光华，张茵，牛建高．流动性约束、不确定性和中国居民消费［J］．经济研究，2001（11）：35-44．
［5］ 孙烽，寿伟光. 最优消费、经济增长与经常账户动态［J］ ．财经研究，2001(5)：3-10．
［6］ 马成文，张志平．居民消费对我国经济发展影响效应分析［J］．财贸研究，2007（4）：6-11．
［7］ 陈海燕，张世英．我国经济增长与居民消费的面板协整检验［J］．统计与决策，2006（18）：67-70．
［8］ 马树才，孙长清．我国政府支出对经济增长拉动作用研究［J］．财经理论与实践，2005（11）：100-104．
［9］ 郭健．税收、政府支出与中国经济增长的协整分析［J］．财经问题研究，2006（11）：82-86．
消费与经济增长的关系范文3
关键词：云南民族地区；消费；经济增长
中图分类号：F014.5 文献标志码：A文章编号：1673－291X（2011）05－0019－03
影响一国（或地区）经济增长的原因是多方面的，最主要、最直接的因素是社会总需求，其中包括消费需求、投资需求和出口需求三个方面。与投资相比，消费需求是最终需求，是推进经济增长的原动力，也是社会生产的目的。
近几年，云南省民族地区经济虽然得到了一定程度的发展，但由于与云南省民族地区接壤的国家和地区经济比较落后，所以云南省民族地区的出口贸易发展受到了一定的限制，云南省民族地区的投资方向主要集中在第二产业。这种情况下，研究云南省民族地区消费需求与经济增长的关系，对进一步刺激消费、扩大消费、拉动经济增长具有非常重要的现实意义。
一、消费需求拉动经济增长的效应描述
传统的经济理论认为，经济增长对消费起着决定性作用。在计划经济向市场经济转变的过程中，我们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，消费对经济增长具有拉动作用，甚至消费决定着经济增长速度的快慢和质量的高低。
1.消费对经济增长的直接拉动
消费直接拉动经济增长，在生产能力的界限之内，消费的增长直接就是经济的增长，消费增长多少，GDP也增长多少；反之亦然。就内需而言，只有消费才是社会再生产循环的终点和新的起点，是真正的最终需求。没有最终消费需求也就不会有生产者对生产要素的需求。没有最终消费需求的扩大，就没有投资需求的扩大。
2.消费对经济增长的间接拉动
消费对经济增长的间接拉动，其表现形式就是消费拉动投资，它和消费一样对经济增长起拉动作用。因此可以说，投资对经济增长的贡献以消费为基础。从本质上看，投资对经济发展的贡献主要体现在对有效供给形成的贡献，即因投资活动而引起的社会产品和劳务的需求，这是关于投资活动对经济增长作用的本质特征。从中长期看，只有把投资建立在消费的基础上，形成消费与投资的良性循环和持续增长态势，共同拉动经济增长，才能有效地扩大内需，并为经济增长的内生机制的最终形成创造条件，使整个国民经济运行进入良性循环轨道。
二、云南省民族地区消费对经济增长的贡献分析
1.云南省民族地区最终消费在GDP中的比重分析
经济增长主要是由最终消费（消费需求）、资本形成（投资需求）和净出口（国外需求）三大需求拉动的。消费、投资、出口决定了经济增长的速度和质量，被形容为拉动经济增长的“三架马车”。由于云南省地处祖国西南边陲，对外贸易发展缓慢，所以经济增长主要由消费需求和资本形成两部分构成。本文分析根据1998―2008年《云南省统计年鉴》有关数据，对楚雄、红河、文山、西双版纳、大理、德宏、怒江、迪庆八个自治州的有关数据加总得到国民经济各个组成部分在GDP中所占的比重。
从图1可以看出，从1997年以来，云南省民族地区的最终消费呈现下降趋势，由1997年的65.12%下降为2007年的57.90%，年均消费率为63.11%。虽然云南省一些民族地区实行了投资、消费双向启动政策（比如大理白族自治州就制定了把旅游业和服务业作为支持经济发展的主要产业），但是由于云南省民族地区主要的经济发展还是依靠工业，特别是有色金属产业，所以导致云南省民族地区的经济发展主要依靠投资需求来拉动。因此，云南省民族消费需求的增长慢于GDP增长，导致消费需求占GDP的比重不断下降。
这期间，虽然云南省民族地区的最终消费率呈下降趋势，但是在经济增长的三大需求中，始终占据主导地位，是拉动经济增长的份额最大的需求，仍是促进国民经济增长的主要动力。更重要的是，与投资相比，消费需求波动幅度较小，是经济增长中最为稳定的因素。消费需求的刚性决定了在GDP的年新增额中，消费需求波动幅度小于投资等因素，对经济增长的惯性最大。
2.云南省民族地区最终消费的构成分析
根据消费主体的成分和性质不同，最终消费可以分为政府消费和居民消费两部分，而居民消费又可以细分为农村和城镇居民消费。1997―2007年云南省民族地区消费各组成部分在GDP所占比重的折线图如下（见图2）。
（1）居民消费和政府消费
从总的变动趋势来看，云南省民族地区消费率一直呈现出平稳上升的趋势，从1997年的11.04%，上升到2007年的15.61%，年平均消费率为13.95%。而居民消费的变化与最终消费的变动基本一致，在波动中呈下降趋势，下降幅度相对较大，从1997年的54.08%下降为2007年的42.49%，下降了11.59个百分点。居民消费率不断下降是造成最终消费率下降的主要原因。
从结构来看，最终消费由居民消费和政府消费组成，居民消费率和政府消费率之间存在此消彼长的关系。在最终消费中居民消费和政府消费所占的比重较为稳定，居民消费率占有重要部分，1997―2007年居民消费占最终消费率平均为77%，是构成最终消费率的主力，政府消费趋势虽然不断上升，但是只占最终消费的23%左右。
（2）城镇居民消费和农村居民消费
在居民消费构成中，云南省民族地区的农村居民消费始终高于城镇居民消费。但是，从图2中可以看出，随着时间的发展云南省民族地区农村居民消费水平呈不断下降的趋势。1997年农村居民消费率为33.36%，比城镇居民消费率高出了15.68个百分点；而城镇居民消费却是呈反方向变化趋势，到2007年，云南省民族地区城镇居民消费率为20.72%，已经和同期的农村居民消费水平相差无几。
3.消费需求弹性分析
众所周知，如果这一弹性大于1，说明最终消费对经济增长的拉动作用比较大，反之则小，如果弹性为0，则说明那个最终消费对经济增长没有影响。根据1992―2007年《云南省统计年鉴》数据整理计算得到云南省民族地区1992―2007年消费需求弹性：
从上表可以看出1998―2007年，云南省民族地区消费弹性系数在0.75―1.35之间，并且大部分都在1左右。这说明，云南省民族地区消费富有弹性，如果实行扩大内需、刺激消费的政策可以有效地促进经济增长。1998―2007年间的平均消费需求弹性系数为1.11，这说明云南省民族地区消费每增长1%会带动GDP增长1.11个百分点。从总体上看，最终消费对经济增长的拉动作用比较大。
4.消费需求对经济增长的贡献率分析
根据国民经济核算体系，最终消费=居民消费+政府消费，居民消费=城镇居民消费+农村居民消费。由此推出各需求对经济增长的量化公式为：
各需求对GDP增长的贡献率=各需求的增加额/GDP增加额×100%
各需求对GDP增长拉动的百分点=GDP增长的百分点×各需求对GDP增长的贡献率。利用以上的公式对1998―2008年《云南省统计年鉴》中的有关数据进行计算，得到1998―2008年间云南省民族地区消费各组成部分对经济增长的贡献率和拉动系数。并绘制出消费各个组成部分对经济增长贡献率和拉动系数的折线图。
图3显示，1998―2007年，相对于居民消费，政府消费对经济增长的贡献波动较小，基本保持在15%左右。同期，居民消费对经济增长的贡献虽说总体上占据主导地位，但其贡献份额从2004年以后呈下降趋势，波动较大，对经济增长贡献的最高点（1999年的49.63%）与最低点（19.73%）相差29.9个百分点。从而可以看出，居民消费对经济增长拉动的总体水平要高于政府消费，1998―2007年，政府消费对经济增长拉动保持平稳，平均为2.39个百分点，居民消费对经济增长的拉动平均水平为5.03个百分点，高出政府消费2.64个百分点。
图4反映了居民消费中城镇居民消费和农村居民消费对经济增长的贡献和拉动态势，结果显示城镇居民消费对经济增长的贡献在1998―2007年虽有波动，但是一直保持在20%左右；而农村居民对波动幅度较大，从1998年的25.77%下降至2007年的14.87%，下降了10.9个百分点。城镇居民对经济拉动的平均水平为2.89个百分点，农村居民对经济增长的拉动平均水平为2.15个百分点。
三、分析的主要结论和政策意义
（一）结论
1.云南省民族地区的最终消费在国内生产总值中占据主要地位，是经济增长中份额最大，最稳定的需求，是促进经济增长的主要动力，但是最终消费呈下降趋势。世界平均最终消费率2003年为67.9%，东亚平均64%。而云南省民族地区最终消费率仅维持在50%―60%之间，这说明，云南省的最终消费率水平不高，通过扩大消费需求的措施，可以提高消费对经济增长的促进作用。
2.1997―2007年，云南省民族地区消费弹性系数大部分都在1左右，说明云南省民族地区的最终消费对经济增长的拉动作用比较大，云南省民族地区的消费富有弹性，国家实行扩大消费需求的政策可以有效地推进经济增长。
3.1997―2007年，云南省民族地区居民消费相对于政府消费对经济增长的贡献占总体地位，虽然说居民消费由于受中国总体市场化进程中的一些影响，比如说住房改革、教育制度改革和社会保障制度改革等，对人们的消费观念产生了一定的影响，但是居民消费对经济增长的拉动作用仍然高于政府消费。
4.1997―2007年，云南省民族地区居民消费中农村居民消费对经济增长的贡献和拉动作用大于城镇居民消费，主要是因为过去云南省民族地区的城镇化进程比较缓慢，农村居民从人口上来说占大多数导致的。但是随着城镇化进程的不断加快，城镇居民消费一定会超过农村居民消费，并且对经济增长的贡献和拉动占主要地位。
（二）建议
消费需求是经济增长的助推器，对拉动经济增长有着极为重要的作用。分析结果也说明了消费是促进云南省民族地区经济增长的重要因素，也是云南省民族地区实现经济稳定增长的重要基础。结合云南省民族地区的实际情况，现提出促进消费对经济增长作用的几条建议。
1.提高城镇居民收入，调节收入分配关系
消费是收入的函数，在其他条件一定的情况下，收入增长越快，消费需求也愈加强劲，反之则相反。所以，没有收入的较快增长，要扩大消费需求、提高消费在国民经济中的比重是不太可能的。居民收入水平的高低是决定消费的先决条件，同时也是制止居民消费继续下降的重要条件。因此，调整居民收入分配比例，提高居民收入，是扩大消费需求的主要途径。提高城镇居民收入，主要是扩大中等收入者的比重，提高中等收入群体的收入水平。中产阶级增加收入的主要来源是依靠自身的教育水平和专业技术才能的提高。这就要求要加大对义务教育的政府投入，保证社会成员公平的教育机会，保证收入分配的起点公平、机会公平。高度重视人力资源能力建设，整合各种社会教育培训资源，建立覆盖全省的教育培训网络，加强中高级技术工人和高技能人才的培养。
2.促进农村经济快速发展，提高农民收入，开拓农村市场
云南省民族地区农村居民占总人口的大多数，农村市场蕴涵巨大的潜力，能否较快地提高农民收入和扩大农村消费，对促进云南省民族地区经济保持较快发展具有重要的战略意义。主要措施有：第一，加大对农村基础设施的投入，加快改善农村生产生活条件，与此同时，应着重发挥财政资金的杠杆作用，积极运用财政贴息、风险担保等手段，吸附、引导和动员社会各类资金流向农村基础设施建设。第二，继续实施和完善减免农业税政策，按照中央部署，适时免除各项涉农税收，切实减轻农民税费负担，为农村经济的发展创造条件。继续扩大和完善对农业生产“直补”政策，充分调动农民“事农”的积极性。
3.完善社会保障制度，营造良好的消费环境
健全的社会保障体系可以解除消费者的后顾之忧，可以降低居民的支出风险，从而提高居民消费倾向。社会保障制度的发展可以鼓励居民产生巨大的即期消费，同时释放当前高储蓄的能量。目前，完善云南省民族地区社会保障体系的重点是：首先，要完善城市的社会保障制度。进一步规范城市低保范围和低保标准，切实做到应保尽保；确保下岗职工基本生活费和离退休人员养老金按时足额发放，而且不能发生新的拖欠；坚持城镇企业职工基本养老保险制度，在社会统筹和个人账户相结合的基础上，力争做到个人账户实账运营，同时加快补充养老保险制度和政策的研究制定。其次，要积极探索建立农村养老、医疗保险和最低生活保障制度，将农村转移进城的新职工纳入社会保障范围的可行办法。在农村建立新的与市场经济相适应的救济系统，形成个人、政府、社会多方面的救济款筹集渠道，满足农村贫困群体多层次的救济要求。针对进城务工农村劳动力，建立工伤保险制度和医疗保险制度，在土地征用费用的补偿上，应包含养老保障因素。
参考文献：
[1] 云南统计局.1998―2008年云南统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，2008.
[2] 马光辉，宁定琴.中国消费与经济增长关系的实证分析（1978―2004）[J].山东经济，2006，（3）.
消费与经济增长的关系范文4
关键词：能源消费；经济增长；灰色关联分析
一、引言
能源是推动经济增长很重要一个因素，同时能源紧缺等问题对经济增长起着制约作用。中国粗放式经济增长方式使得经济增长依靠大量的能源消耗，导致能源供求问题突出、能源安全问题日渐被人们所重视，截止到2012年中国石油对外依存度达到了57%。新疆目前处在经济高速增长的阶段，新疆2010年GDP是5437.47亿元，比上年增长了10.6%，而新疆能源消费量也逐年上升，2010年能源消费总量达到8290.2万吨标准煤，比2009年增长10.16%。新疆经济的高速增长，使得能源消费需求大幅上升、能源供应日趋紧张。因此，研究新疆能源消费与经济增长的关系对于新疆乃至全国都有其现实的经济意义。
近年来国内对能源消费与经济增长的关系研究的较多，李晓燕（2010）以中国1997～2007年的GDP及能源消费数据为基础，对中国能源消费总量与经济增长的关系进行实证分析并分产业研究了各产业与能源消费间的关系，就相关问题提出相应对策。[1]汪东等（2010）以2001～2008年天津市GDP、能源消费数据为基础，分析了天津市经济增长与能源消费之间的关系。[2]刘朝明、曾胜、刘博（2006）利用C-D生产函数建立经济模型分析了经济增长与能源消费之间的关系，并提出了能源消费增长要与经济增长保持合理的比例。[3]刘爱芹（2008）以山东1998～2006年的能源消费、工业GDP序列数据为基础，分析了能源消费与工业经济增长之间的关系。[4]目前，国内全面研究能源消费与经济增长关系的较少，本文利用灰色关联度分析方法，从能源消费总量、能源利用效率、三次产业能源消费量、能源消费种类几个方面全面分析了新疆能源消费与经济增长之间的关系，并进一步提出相应的对策建议。
二、新疆能源消费与经济增长的灰色关联分析
（一）能源消费总量、能源利用率与经济增长的灰色关联分析
三、对策建议
（1）转变经济发展方式，提高能源利用效率。新疆自西部大开发以来经济增长迅速，但长期以来粗放式的经济增长方式必将制约新疆经济健康发展，同时也会给环境带来巨大污染。因此，新疆要转变经济发展方式，走集约化发展道路，提高能源利用效率，强化能源利用效率对经济增长的贡献，大力发展低碳经济、循环经济。
（2）调整能源消费结构，提高天然气、风能在能源消费中的比重。天然气污染小，发热值高，新疆作为西气东输的天然气输出地，应大力发展天然气能源，以气代煤，降低煤炭占能源消费中的比重。而且新疆风能和水能储量丰富，要大力发展风电和水电，提高水电和风电在能源消费中的比重。
（3）增加科技投入，积极发展清洁煤技术。目前来看，新疆煤炭消费短期内仍将占能源消费的很大比例，而煤炭对环境的污染严重，清洁煤技术可以减少污染排放、提高燃烧效率。应加大在净化燃烧技术、燃烧后净化处理技术、煤炭液化技术等方面的科技投入，降低煤炭消耗对环境的污染。
参考文献：
[1] 李晓燕.中国能源消费与经济增长的灰色关联分析[J].重庆大学学报，
2010，16（5）：31-35.
[2] 汪东，汲奕君，孙志威，等.天津市能源消费与经济增长的灰色关联分
析[J]. 环境污染与防治，2010，32（12）：90-92.
[3] 刘朝明，曾胜，刘博.我国能源消费与经济增长的关联模型分析[J].
华东经济管理，2006，20（11）：29-34.
[4] 刘爱芹.山东省能源消费与工业经济增长的灰色关联分析[J].中国人
口资源与环境，2008，18（3）：103-107.
[5] 吴敬锐，杨兆萍.新疆能源消费与经济增长的定量关系分析[J].干旱
消费与经济增长的关系范文5
【关键词】经济增长 能源消费 研究现状
一、引言
1973年爆发的“石油危机”，促使人们开始关注能源消费与经济增长关系的研究。能源是国家的经济命脉，也是一国经济发展的物质基础。在经济增长中，对于能源的消费占主要地位。因此在能源消费的制约下，我们应研究如何保障经济持续增长，正确认识经济增长与能源消费之间的关系。
二、国外研究现状
国外真正对能源经济问题的研究最具代表性的是梅多斯等人，在《增长与极限》一文中，他着重强调了能源对经济增长和社会发展的制约作用，通过研究世界人口、工业发展、污染、粮食生产和资源消耗五种因素之间的变动和相互关系，建立了“世界末日模型”，结论是如果维持现有的人口增长率和资源消耗速度不变的话，世界资源将会耗竭。之后的两次石油危机印证的梅多斯等人的结论。
（一） 国外研究的结果，可以根据其经济增长理论基础的差异分为技术内生和外生。在假定外生的技术进步研究中， Dasgupta and Heal 拓展的Ramsey模型得出在最优的增长路径上最终能源消费将减少。Nordhaus在经济增长模型中考虑了技术进步对可耗竭资源约束作用的弥补，并对技术进步的增长率施加了限制，从而实现了经济的可持续增长。
（二）Bovenberg假定技术进步是内生的，并在内生经济增长模型中加入环境这一因素，分析了环境政策对短期和长期经济增长的影响，以及这两种影响之间存在的差异。Grimaud and Rouge在内生增长模型中包括了可耗竭资源，并假设技术的进步取决于用于研发的劳动力和已有创新，对最优的经济增长路径进行分析。Grimaud and Rouge将生产部门分为最终产品部门和研发部门，假设了简单的内生技术进步，分析了污染、技术进步和经济增长之间的关系。
（三）国外学者选用不同的时间序列对能源消费和经济增长之间的关系进行了分析。研究的结果显示，GDP和能源消费存在着单向因果关系，双向因果关系，反向因果关系、不存在因果关系以及协整关系。
Kraft进行的实证研究和Erol对英国、法国等国的分析得出GDP与能源消费间存在单向因果关系；Erol的分析得出菲律宾和泰国的能源消费与GDP之间存在双向的因果关系。George采用希腊1960-1996年能源消费、GDP和CPI的数据，证明了其存在双向因果关系。Masih在一个多元计量经济模型框架内发现，印度尼西亚的GDP与能源消费存在反向因果关系；在Kraft的研究之上，Yu将样本空间从1974年扩展至1979，却发现GNP和能源消费之间并不存在因果关系。Stern使用单方程静态协整分析法以及多元动态协整分析法进行实证研究并发现了长期均衡关系。Soytas着重研究了韩国、日本等G7国家发现能源消费和GDP之间存在协整关系。
三、国内研究现状
能源问题一直是我国经济发展中的焦点和热点问题，最新资料表明，中国已经成为全球第二大能源消费国，是世界上能源消费增长最快的国家。国内经济增长与能源消费的相关性研究从定性和定量两方面展开。
（一）在定性方面，赵嫒认为，一个国家或地区国民经经济的增长速度同能源消费增长速度保持上正比例关系。隗斌贤则认为能源与经济增长的关系主要体现为两个方面：一是经济增长对能源的依赖性，二是能源的发展以经济增长为前提。
（二）在定量方面，我国学者的研究大多基于传统经济理论模型的扩展。赵丽霞和魏巍贤采用多变量的自回归方法，将能源作为新变量引入Cobb ―Douglas生产函数，得出我国能源消费与经济增长呈正相关的结论。赵进文，范继涛率先将非线性STR模型技术应用于此研究，得出我国经济增长对能源消费的影响具有非线性特征，经济增长对能源消费影响具有非对称性，以及经济增长对能源消费有明显的阶段性特征。欧晓万运用协整理论对我国1978～2006年的数据进行的分析表明经济增长与能源消费之间存在协整关系。
四、结论
以上文献的研究多数基于统计数据分析或者因果关系判断，总结得出能源消费与经济增长主要存在四种格兰杰因果关系：1）双向因果关系；2）单向因果关系；3）不存在因果关系；4）协整关系。
问题是，基于统计数据分析或者因果关系判断的分析方法，对于本来的指导意义不大，或者在短期内也许有效，但是当经济增长仍然按照原来的趋势发展下去的话，对于经济增长的长期趋势预测无能为力。事实上，越来越多的决策者意识到，利用这样的建模方式来分析问题，往往不仅不能够解决目前的问题，反而会使这些问题更加严重。
参考文献：
[1]欧晓万.经济增长与能源消费关系研究[J].经济研究，2008， 08.
消费与经济增长的关系范文6
[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、、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”。
[参考文献]
[1]
Kraft J，Kraft A.On the relationship between energy and GNP[J].The Journal of Energy and Development，1978（13）：401.
[2]Yu Eden S H，BeenKweiHwang.The relationship between energy and GNP：further results[J].Energy Economics，1984（3）：168.
[3]Glasure Y U，Lee A R.Cointegration，error correetion，and the relationship between GDP and eleetrieity：the ease of South Korea and SingaPore[J].Resource and Energy Economics，1997（20）：17.
[4]Paul，Rabindra N，Bhattacharya.Causality relationship between energy consumption and economic growth in India：a note on conflictingresults[J].Energy Economics，2004（26）：977.
[5]Lee C C.Energy consumption and GDP in developing countries：a cointegrated panel analysis[J].Energy Economics，2005（27）：415.
[6]Narayan P，Smyth R.Multivariate granger causality between electricity consumption，exports and GDP：evidence from a panel of middle eastern countries[J].Energy Policy，2009（37）：229.
[7]Apergis N，Payne J E.The emissions，energy consunption and growth nexus：evidence from the commonwealth of Independent States[J].Energy Economics，2010（1）：650.
[8]林伯强.电力消费与中国经济增长基于生产函数的研究[J].管理世界，2003（11）：18.
[9]吴巧生，陈亮，张炎涛，等.中国能源消费与GDP关系的再检验――基于省级面板数据的实证分析[J].数量经济与技术经济研究，2008（6）：27.
[10]黄玲.福建能源消费与经济增长关系的实证研究[J].经济研究导刊，2007（6）：148.
[11]王火根，沈利生.中国经济增长与能源消费空间面板分析[J].数量经济技术研究，2007（12）：98.
[12]于全辉，孟卫东.基于面板数据的中国能源与经济增长关系[J].系统工程，2008（6）：68.
[13]张琳，何炼成.我国区域能源消费与经济增长――基于省际面板数据协整模型的实证分析[J].江海学刊，2010（1）：79.
