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第1篇

關(guān)鍵詞：可再生能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整；Granger因果關(guān)系

中圖分類號(hào)：F830.92 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1674-0017-2016（10）-0027-08

一、問題提出

在經(jīng)濟(jì)增速換擋、資源環(huán)境約束趨緊的新常態(tài)下，中國推動(dòng)能源消費(fèi)革命、可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢在必行。可再生能源是來自于自然資源且能夠從自然過程不斷地得到補(bǔ)充的能量來源，發(fā)展可再生能源有助于實(shí)現(xiàn)資源消耗、環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長的雙脫鉤發(fā)展。

OECD國家化石燃料的使用量正逐漸減少，可再生能源的發(fā)電量占比逐步提升。根據(jù)國際能源署預(yù)測，到2035年可再生能源將提供其總發(fā)電量的三分之一。OECD國家在可再生能源的開發(fā)利用上具有先行優(yōu)勢，在發(fā)展可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)調(diào)上有較豐富的經(jīng)驗(yàn)，對(duì)我國可再生能源產(chǎn)業(yè)具有借鑒意義。中國已經(jīng)制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消費(fèi)比重分別達(dá)到15%、20%的目標(biāo)。據(jù)預(yù)測（見圖1），到2030年可再生能源將增長42%-48%，成為一次能源需求中的第二位。可見，可再生能源將在未來的能源結(jié)構(gòu)中發(fā)揮重要作用。可再生能源產(chǎn)業(yè)作為新興綠色產(chǎn)業(yè)，蘊(yùn)含著新的經(jīng)濟(jì)增長方式，在此背景下，本文研究的問題是一個(gè)亟需解決的問題。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究在近十年開始出現(xiàn)。對(duì)美國的研究較多，Ewing等（2007）用廣義方差分解法對(duì)美國2000：1C2005：6月度數(shù)據(jù)研究得出：可再生能源的消費(fèi)會(huì)增加工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)。Bowden和Payne（2010）同樣運(yùn)用TodaCYamamoto方法對(duì)美國1949C2006年可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，但采用了部門數(shù)據(jù)，結(jié)果表明商業(yè)和工業(yè)的可再生能源消費(fèi)和實(shí)際GDP之間沒有因果關(guān)系，住宅可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值有單向因果關(guān)系。一些學(xué)者對(duì)OECD國家的情形進(jìn)行了研究，Apergis和Payne（2010）對(duì)20個(gè)經(jīng)合組織國家在1985―2005年期間的研究表明，可再生能源消M與經(jīng)濟(jì)增長之間在短期和長期均存在雙向因果關(guān)系。Salim等（2014）利用1980-2011年的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)OECD國家可再生能源和不可再生能源與能源消費(fèi)、工業(yè)產(chǎn)值和GDP增速的動(dòng)態(tài)關(guān)系。檢驗(yàn)表明，在長期和短期內(nèi)工業(yè)總產(chǎn)值與可再生能源和不可再生能源消費(fèi)之間均有雙向的因果關(guān)系。GDP增速與不可再生能源消費(fèi)之間在短期內(nèi)存在雙向關(guān)系的證據(jù)，而與可再生能源之間只有單向因果關(guān)系。中國學(xué)者郭四代等（2012）選取1990-2010年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和新能源（水電、核電、風(fēng)電）消費(fèi)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)，新能源的消費(fèi)是促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Granger原因。王瑛（2008）對(duì)1953-2006年的年度數(shù)據(jù) ，分析了水電、核電、風(fēng)電消費(fèi)與實(shí)際GDP之間的協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系，得出1953-2006年間這三種能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間具有顯著的協(xié)整關(guān)系，另外我國可再生能源消費(fèi)量對(duì)GDP增長也有顯著的單向Granger因果關(guān)系。

目前文獻(xiàn)結(jié)論表明：經(jīng)濟(jì)增長對(duì)可再生能源消費(fèi)較多地具有單向因果關(guān)系，但也有部分國家或地區(qū)顯現(xiàn)出這兩者間雙向的因果關(guān)系。單向因果關(guān)系即經(jīng)濟(jì)增長發(fā)生在可再生能源消費(fèi)增長之前，可以在計(jì)量上解讀為經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)可再生能源的發(fā)展；雙向因果關(guān)系則說明，從計(jì)量分析得到可再生能源消費(fèi)先于經(jīng)濟(jì)增長，可以作為經(jīng)濟(jì)增長的因，在政策、環(huán)境保護(hù)的需求之下，可再生能源產(chǎn)業(yè)具備了自身發(fā)展的動(dòng)力，甚至進(jìn)一步刺激經(jīng)濟(jì)增長。

本文將能源消費(fèi)分為可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)，作為生產(chǎn)要素考慮Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，選取1994-2013年的數(shù)據(jù)，對(duì)OECD國家和中國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分別進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。首先，通過面板單位根、協(xié)整檢驗(yàn)分析OECD國家可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系；建立VEC 模型，進(jìn)行因果檢驗(yàn)分析二者的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系，并進(jìn)行長期和短期的Granger因果檢驗(yàn)。其次，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析了中國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長間長期協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，并進(jìn)行長期和短期的Granger因果檢驗(yàn)。最后，結(jié)合實(shí)證分析結(jié)果，對(duì)我國可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出了建議。

三、OECD國家可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究

（一）模型構(gòu)建

本節(jié)利用現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論的分析框架，構(gòu)建了包含可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)面板數(shù)據(jù)在內(nèi)的生產(chǎn)函數(shù)，實(shí)證研究OECD國家和可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）

其中，Y■為OECD國家實(shí)際GDP，K■是OECD國家資本存量，L■為OECD國家總勞動(dòng)力人數(shù)，RE■表示OECD各國可再生能源消費(fèi)總量，NRE■表示OECD各國不可再生能源消費(fèi)總量。這里的可再生能源包括：水電、太陽能、風(fēng)能、地?zé)崮芎蜕镔|(zhì)能。不可再生能源包括：石油、天然氣和煤。

本文采取以下自然對(duì)數(shù)形式的面板計(jì)量模型和時(shí)間序列模型：

Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（RE■）+α■Ln（NRE■）+μ■ （2）

其中，i表示橫截面，t表示時(shí)間， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■為殘差項(xiàng)。

（二）實(shí)證研究

1.單位根檢驗(yàn)。利用面板單位根LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF Fisher檢驗(yàn)、PP Fisher檢驗(yàn)，對(duì)34個(gè)OECD國家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一階差分序列上分別進(jìn)行含有截距項(xiàng)以及含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)的檢驗(yàn)得到的。一階差分值均在1%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均為一階差分平穩(wěn)序列，即為I（1）。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。在面板單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本節(jié)采用Pedroni提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法。Pedroni構(gòu)造了四個(gè)“聯(lián)合組內(nèi)”統(tǒng)計(jì)量和三個(gè)“組間”統(tǒng)計(jì)量。這七個(gè)統(tǒng)計(jì)量均漸進(jìn)服從（0，1）的正態(tài)分布，并且給出了臨界值。如果計(jì)算出來的統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，表明存在長期協(xié)整關(guān)系。對(duì)LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■進(jìn)行Pedroni面板協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

以上是包含截距項(xiàng)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，滯后期長度按照SIC標(biāo)準(zhǔn)自動(dòng)選擇。有四個(gè)統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著，又因?yàn)樵跇颖玖枯^小的情況下以ADF統(tǒng)計(jì)量為主，其P值為0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之間存在長期協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，通過面板最小二乘估計(jì)，對(duì)LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■間的長期協(xié)整方程進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：

為了能夠修正面板數(shù)據(jù)的異方差性，在估計(jì)的權(quán)重選項(xiàng)中選擇了Period weights，進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)。由表3可見，四個(gè)解釋變量均在1%的水平上顯著，不可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大。可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響超過了勞動(dòng)力，為0.09。這說明，OECD整體可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系已經(jīng)確立。

3.VEC模型分析。存在協(xié)整關(guān)系的變量可以建立向量誤差修正（VEC）模型來揭示變量之間的短期關(guān)系，故建立以下VEC模型：

z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■ （3）

其中，z■的各分量是OECD生產(chǎn)函數(shù)中I（1）的各變量；α是調(diào)整參數(shù)矩陣，其每一行元素是出現(xiàn)在第i個(gè)方程中的對(duì)應(yīng)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)；β為協(xié)整向量矩陣，其每一列所表示的變量的線性組合都是一種協(xié)整形式；p為滯后階數(shù)，此處根據(jù)SIC原則確定為2；ε■是擾動(dòng)項(xiàng)。

模型（3）的協(xié)整向量估計(jì)結(jié)果如表4。

得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期協(xié)整關(guān)系，即：

1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）

式中ecm■表示實(shí)際GDP、資本存量、勞動(dòng)力、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)的線性組合序列，也是協(xié)整方程（4）的殘差項(xiàng)，并將作為后面誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)。實(shí)際GDP的VEC模型的估計(jì)結(jié)果為：

1ny■=-0.029*（1ny■-0.1621nk■-0.5901nl■-0.0771nre■-0.1391nnre■+2.518）

+0.1301ny■-0.1271ny■+0.0171nk■+0.0201nk■+0.1441nL■

+0.2471nL■+0.071nre■-0.0161nre■+0.0751nnre■+0.0181nnre■+0.043 （5）

以上估計(jì)結(jié)果可以說明：對(duì)實(shí)際GDP當(dāng)期的變化量解釋作用最強(qiáng)的是上一期和上兩期的勞動(dòng)力變化，解釋作用分別達(dá)到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的實(shí)際GDP變化量解釋，可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)的上一期和上兩期變化對(duì)其解釋作用都較弱。同時(shí)，ecm■表示短期波動(dòng)向上期均衡的調(diào)整，其系數(shù)為-0.029，即以0.029的速度負(fù)向調(diào)整。

4.因果檢驗(yàn)。本節(jié)運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)研究變量長期的因果關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)的因果關(guān)系。本文主要研究可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，故下表中只報(bào)告這兩者的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果。基于長期協(xié)整方程的Granger因果檢驗(yàn)如結(jié)果表5，滯后階數(shù)選擇4階。

在“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)檢驗(yàn)中，在1%的水平上拒絕了該假設(shè)，說明經(jīng)濟(jì)增長是OECD國家可再生能源消費(fèi)的原因。同時(shí)，在5%的水平上拒絕了 “LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，說明可再生能源消費(fèi)在長期也是OECD經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。

基于VEC模型的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如表6。

從表6結(jié)果來看，在“DLnY■不是DLnRE■的格蘭杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格蘭杰原因”的原假設(shè)檢驗(yàn)均在10%的顯著性水平上被拒絕，說明經(jīng)濟(jì)增長的短期波動(dòng)不是OECD國家可再生能源消費(fèi)短期波動(dòng)的原因，同樣，OECD國家可再生能源消費(fèi)短期波動(dòng)也不是其經(jīng)濟(jì)增長的短期波動(dòng)的原因。二者在統(tǒng)計(jì)上因果關(guān)系均不顯著。

由以上可得，OECD國家經(jīng)濟(jì)增長在長期顯著地是可再生能源消費(fèi)的原因，可以解釋為：從長期來看，保障經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長才能負(fù)擔(dān)可再生能源發(fā)展初期普遍較高的成本。經(jīng)濟(jì)增長在短期并不構(gòu)成可再生能源消費(fèi)的原因，可能是因?yàn)槟壳翱稍偕茉聪M(fèi)在短期內(nèi)的迅速增長大多是能源轉(zhuǎn)型的政策引導(dǎo)結(jié)果。可再生能源消費(fèi)在滯后4階的長期狀況下是經(jīng)濟(jì)增長的原因，說明OECD國家可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響在大約4期之后可以明顯表現(xiàn)出來。短期內(nèi)，可再生能源消費(fèi)波動(dòng)外生于實(shí)際GDP的概率達(dá)到52%，這可能是因?yàn)槟壳翱稍偕茉聪M(fèi)在能源消費(fèi)中的占比還較小，短期內(nèi)不足以表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長的原因。

四、中國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究

（一）模型構(gòu)建

本節(jié)實(shí)證研究中國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）

其中，Y■為中國實(shí)際GDP， K■是中國資本存量，L■為中國總勞動(dòng)力人數(shù)，RE■表示中國可再生能源消費(fèi)總量，NRE■為中國不可再生能源消費(fèi)總量。

為了增強(qiáng)數(shù)據(jù)的顯性化趨勢、避免異方差，采用自然對(duì)數(shù)形式的時(shí)間序列模型：

Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）

t表示時(shí)間，t=1994，1995，……2013；μ■是殘差。

（二）實(shí)證研究

1.單位根檢驗(yàn)。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一階差分序列上的單位根檢驗(yàn)結(jié)果不平穩(wěn)，故下表列出這五個(gè)序列在二階差分上的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出均在5%的顯著性水平上通過。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二階平穩(wěn)的，即I（2）。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。在單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本節(jié)采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)都表明在5%的顯著性水平下存在4個(gè)協(xié)整方程。可知：中國LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之間存在長期均衡關(guān)系。

在此基礎(chǔ)之上，先進(jìn)行ARCH LM條件異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)得到F統(tǒng)計(jì)量為122.02，相應(yīng)P值為0.00，說明估計(jì)方程的殘差序列存在ARCH效應(yīng)。因此，選擇ARCH模型進(jìn)行估計(jì)，從估計(jì)結(jié)果看仍然存在問題如下：第一，LnL■和LnRE■的系數(shù)估計(jì)結(jié)果較不顯著；第二，DW統(tǒng)計(jì)量為0.13。懷疑存在序列相關(guān)問題，如果存在，則顯著性水平、擬合優(yōu)度將不可信，因此，應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。采用LM檢驗(yàn)。

LM統(tǒng)計(jì)量顯示，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關(guān)性。同時(shí)，觀察相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量，得到殘差序列在1、5和6階上存在序列相關(guān)。通過將擾動(dòng)項(xiàng)的滯后項(xiàng)ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回歸結(jié)果：

由表10可見，四個(gè)解釋變量均在1%的水平上顯著。中國在1994-2013年間，資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響最大，其次是不可再生能源消費(fèi)。可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整系數(shù)超過了勞動(dòng)力，為0.17。說明對(duì)中國來說，可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系在這20年已經(jīng)得到了顯現(xiàn)。中國在這三十年間的可再生能源構(gòu)成主要是以水力發(fā)電為主，全球已開發(fā)水電資源中，中國占27%。DW統(tǒng)計(jì)量為1.78，序列相關(guān)得到解決。

3.VAR模型分析。向量自回歸（VAR）模型把系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)的函數(shù)來構(gòu)造模型，可以用于分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊。本節(jié)構(gòu)造的VAR（p）模型為中國的實(shí)際GDP、資本存量、勞動(dòng)力、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)五變量系統(tǒng)，主要分析可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的短期動(dòng)態(tài)影響。在無約束VAR模型條件下，依據(jù)LR、FRE、AIC、SC和HQ等準(zhǔn)則得到最優(yōu)滯后期階數(shù)為2，因此，選擇VAR（2）模型。

對(duì)VAR模型，當(dāng)其所有特征根的模的倒數(shù)小于1時(shí)，表示該模型是穩(wěn)定的。由圖2可知該VAR（2）模型所有特征根的模的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，該模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

因此，模型VAR（2）構(gòu)造如下：

1ny1nk1nl1nre1nnre=A*1ny1nk1nl1nre1nnre■+B*1ny1nk1nl1nre1nnre■+C （8）

A=0.740 -0.164 -1.626 0.038 0.4112.344 0.556 -9.011 0.038 0.2100.049 -0.019 0.475 0.007 0.0392.540 -0.094 10.368 0.164 0.400-0.137 0.313 -4.265 0.093 1.231

估計(jì)結(jié)果表明：

B=0.205 0.047 1.687 0.045 -0.202-0.970 -0.258 2.678 0.210 -0.3920.002 0.016 0.066 -0.014 -0.061-0.528 -0.001 -18.234 -0.284 -0.695-0.583 -0.093 9.344 0.174 -0.590C=1.068127.5848.844138.870-97.145

基于上述VAR（2）模型，進(jìn)一步用脈沖響應(yīng)函數(shù)研究當(dāng)外部環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生沖擊后對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響，以及可再生能源消費(fèi)收到外部環(huán)境沖擊后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。得到的這兩者的脈沖響應(yīng)圖如圖3所示。橫軸表示滯后期，這里設(shè)定為10年，縱軸表示變量相應(yīng)的大小。

由圖3可知，當(dāng)外界給可再生能源消費(fèi)一個(gè)單位的沖擊，GDP開始顯示一較小的正響應(yīng)，之后在第二期先增長達(dá)到最強(qiáng)，第三期到第四期為減弱期，第四期時(shí)有一個(gè)短暫的小于零的過程，之后又拉升新一輪的正效應(yīng)不斷增長的階段，第六期時(shí)達(dá)到第二個(gè)峰值，且該峰值與上一個(gè)峰值十分接近，第八期是降到零，但未出現(xiàn)負(fù)值，最后兩期又出現(xiàn)上升的正相應(yīng)。而外界給GDP一個(gè)單位沖擊，可再生能源的響應(yīng)在第二期出現(xiàn)由零到負(fù)的微小降低，并在進(jìn)入第四期時(shí)回到零并啟動(dòng)直達(dá)第八期的增長，達(dá)到峰值后又逐漸降低，到第十期回到零。可見，可再生能源消費(fèi)受一個(gè)正的外部沖擊后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響在其滯后十期內(nèi)，除第四期例外以外，其余均為正，且經(jīng)濟(jì)增長的正響應(yīng)會(huì)階段性的反復(fù)出現(xiàn)，這符合可再生能源消費(fèi)的特性。而GDP受一個(gè)正的外部沖擊后對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響在開始時(shí)并不明顯，在第四期之后也增長緩慢，最大的正相應(yīng)在第七至第八期才能表現(xiàn)，說明經(jīng)濟(jì)增長對(duì)可再生能源消費(fèi)并不能起到立竿見影的作用，但在較長階段都會(huì)有穩(wěn)步增加的促進(jìn)作用。

4.因果檢驗(yàn)。本小節(jié)研究中國可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系，首先對(duì)中國五個(gè)變量的原序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，得到與的Granger因果關(guān)系。

從以上結(jié)果來看，Granger因果檢驗(yàn)在5%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)，從而表明在中國經(jīng)濟(jì)增長能夠Granger引起可再生能源的消費(fèi)。但與OECD國家的檢驗(yàn)結(jié)果不同的是，檢驗(yàn)接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，表明可再生能源消費(fèi)不是中國經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。

基于上述VAR（2）模型檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系，運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)，其中，中國實(shí)際GDP和可再生能源消費(fèi)的檢驗(yàn)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)：在包含二階滯后的VAR模型中，這兩種變量的因果關(guān)系與長期較接近，Granger因果檢驗(yàn)在10%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)，肯定了LnRE■對(duì)LnY■的解釋作用，從而表明在中國經(jīng)濟(jì)增長能夠Granger引起可再生能源的消費(fèi)。檢驗(yàn)接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，表明可再生能源消費(fèi)不是中國經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，可再生能源消費(fèi)有60%的概率外生于經(jīng)濟(jì)增長。

由因果檢驗(yàn)的結(jié)果可知，中國的經(jīng)濟(jì)增長對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響在較大概率上得到了確認(rèn)，無論是建立在長期穩(wěn)定的關(guān)系還是短期內(nèi)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。而可再生能源消費(fèi)則在長期內(nèi)有53%的概率外生于經(jīng)濟(jì)增長，即在較大概率上還不能構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滯后設(shè)置，可再生能源消費(fèi)仍然不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。但筆者發(fā)現(xiàn)，當(dāng)把VAR的模型只設(shè)定滯后第二期時(shí)，可再生能源消費(fèi)在93%的概率上成為經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因；經(jīng)濟(jì)增長也在94%的概率上Granger引起可再生能源消費(fèi)。這樣的設(shè)定是來源于上一節(jié)的脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果，同時(shí)，此時(shí)的VAR模型也是平穩(wěn)的。因此，我們可以認(rèn)為中國的可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在這滯后的影響。

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

運(yùn)用OECD國家和中國1994-2013年的數(shù)據(jù)，本文研究得出OECD和中國在可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間都存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，還主要得到了如表12所示的因果關(guān)系結(jié)果。

通過實(shí)證研究，本文發(fā)現(xiàn)OECD國家和中國可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的相同之處：即經(jīng)濟(jì)增長對(duì)可再生能源的長期引領(lǐng)作用，這可以解釋為：第一，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長到一定階段時(shí)，化石能源推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的不可持續(xù)性日漸突顯，這隨之帶來了改變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、發(fā)展可再生能源的需求；第二，從率先發(fā)展可再生能源的國家可以看出，該產(chǎn)業(yè)發(fā)展的起始階段均需投入大量成本，應(yīng)建立在經(jīng)濟(jì)長足發(fā)展的基礎(chǔ)之上。同時(shí)，研究發(fā)現(xiàn)了OECD國家和中國可再生能源消費(fèi)在短期內(nèi)均不能引起經(jīng)濟(jì)增長，這說明可再生能源消費(fèi)短期內(nèi)無論在發(fā)達(dá)國家還是中國都還不能顯著地帶來經(jīng)濟(jì)增長的變化，目前的可再生能源消費(fèi)的比例仍然較小，經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)也只在小概率下是受到它的影響。

OECD國家和中國可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的不同之處也表現(xiàn)在兩個(gè)方面。一方面，肯定了OECD國家在長期內(nèi)可再生能源消費(fèi)也對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有引領(lǐng)作用。OECD在這20年內(nèi)可再生能源的發(fā)展說明可再生能源消費(fèi)的增長在較大概率上會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長，這為可再生能源消費(fèi)發(fā)展相對(duì)落后的國家和地區(qū)在一定程度上打消了顧慮，中國應(yīng)該更加信心堅(jiān)定地可再生能源消費(fèi)的發(fā)展。同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)中國包含可再生能源消費(fèi)滯后四期變量的模型檢驗(yàn)中，它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因也得到了確認(rèn)，這說明在一定條件下，中國存在著可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的原因。另一方面，短期的經(jīng)濟(jì)增長對(duì)可再生能源消費(fèi)的因果關(guān)系中，OECD的檢驗(yàn)中拒絕了這一關(guān)系，而中國則接受。中國近年來的經(jīng)濟(jì)增長堪稱“奇跡”，在推動(dòng)可再生能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過程了給予了大量補(bǔ)貼，支持國民生產(chǎn)總值的增長，對(duì)我國發(fā)展可再生能源產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用更加突出；相比而言，OECD作為發(fā)達(dá)國家的集體，其GDP在長時(shí)間內(nèi)保持在較高的穩(wěn)定水平，他們發(fā)展可再生能源在短期更多地是依賴技術(shù)突破。

（二）相關(guān)建議

第一，加快綠色金融發(fā)展，提升可再生能源產(chǎn)業(yè)活力。引導(dǎo)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)推出綠色信貸體系，嚴(yán)控“兩高一剩”行業(yè)信貸，將環(huán)境責(zé)任標(biāo)準(zhǔn)融入銀行業(yè)經(jīng)營管理，積極應(yīng)對(duì)可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的市場失靈和政府缺位。引導(dǎo)綠色債券在可再生能源項(xiàng)目中的規(guī)范發(fā)展，建立政策激勵(lì)措施體系，增加綠色債券市場流動(dòng)性，增加投資主體與市場規(guī)模。把握綠色金融在經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型中的機(jī)遇，積極適應(yīng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，形成可再生能源發(fā)展和綠色金融的良性循環(huán)，培育新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。

第二， 加強(qiáng)能源供給側(cè)改革，促進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。利用市場機(jī)制強(qiáng)化可再生能源市場優(yōu)先供給，通過可再生能源配額制和綠色電力證書等在OECD國家運(yùn)用成熟的體制，促進(jìn)可再生能源電力價(jià)格發(fā)現(xiàn)，減小國家可再生能源產(chǎn)業(yè)補(bǔ)貼缺口。推進(jìn)能源扶貧，推動(dòng)r網(wǎng)改造升級(jí)，提高農(nóng)網(wǎng)對(duì)分布式發(fā)電的接納能力，一方面使農(nóng)村成為推動(dòng)可再生能源消費(fèi)提升的重要陣地， 另一方面推進(jìn)光伏扶貧等精準(zhǔn)扶貧模式落地，發(fā)揮好可再生能源對(duì)脫貧攻堅(jiān)的助力作用。

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The Relationship between Renewable Energy Consumption and Economic Growth

――A Comparison between OECD Countries and China

WANG Yongheng SONG Yingmin LIU Hongfu WANG Hetong

（Pingliang Municipal Sub-branch PBC，Pingliang Gansu 744000）

第2篇

關(guān)鍵詞：公款消費(fèi)；內(nèi)需；經(jīng)濟(jì)增長

2015年剛剛過去，根據(jù)商務(wù)部最新披露的數(shù)據(jù)顯示，2015年我國社會(huì)消費(fèi)品零售總額預(yù)計(jì)將達(dá)到30萬億元，穩(wěn)居世界第二；全年前三季度消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率近60%，消費(fèi)已成為經(jīng)濟(jì)增長首要?jiǎng)恿Γ诮?jīng)濟(jì)增長三駕馬車中處于領(lǐng)跑位置。

在2012年中央出臺(tái)“八項(xiàng)規(guī)定”后有一種論調(diào)認(rèn)為，“八項(xiàng)規(guī)定”等反腐利劍客觀上影響了社會(huì)消費(fèi)，尤其是餐飲等行業(yè)受波及嚴(yán)重。但實(shí)際上通過2015年1-11月中國銀聯(lián)的大數(shù)據(jù)：大眾餐飲銀聯(lián)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)筆數(shù)占比為96.7%，較2014年提升0.7個(gè)百分點(diǎn)；餐飲業(yè)整體消費(fèi)強(qiáng)度為434元/筆，較2014年下降5.4%，其中大眾餐飲消費(fèi)強(qiáng)度為349元/筆，較2014年下降5.3%。說明目前居民大眾餐飲消費(fèi)頻次顯著提升，消費(fèi)強(qiáng)度（單筆消費(fèi)金額）逐步回落。也就說目前消費(fèi)的主體是大眾消費(fèi)，公款消費(fèi)等非正規(guī)消費(fèi)形式正在逐漸淡出消費(fèi)主體范疇內(nèi)，我國消費(fèi)市場正在快速健康的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長更多得需要依賴內(nèi)需的發(fā)展，畢竟當(dāng)下外需低迷，全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展遲緩。

但是現(xiàn)實(shí)是否與理論相符呢，下文將從理論上對(duì)公款消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長二者之間的關(guān)系進(jìn)行分析。

一、公款消費(fèi)的簡單定義

公款消費(fèi)，顧名思義即用公款進(jìn)行消費(fèi)的行為。廣義的公款消費(fèi)包括生產(chǎn)性公款消費(fèi)和生活性公款消費(fèi)，后者以“三公”消費(fèi)表現(xiàn)最為突出。而本文的公款消費(fèi)也主要指后者，也即狹義的公款消費(fèi)。需要注意的是，公款消費(fèi)需要區(qū)別對(duì)待，必要的公款消費(fèi)是應(yīng)該而且必須的，毫無疑問起積極作用；而本文討論的公款消費(fèi)增長主要指不必要的公款消費(fèi)，其作用是好是壞就值得商榷了。

二、公款消費(fèi)真能擴(kuò)大內(nèi)需嗎？

首先，簡要分析下前文觀點(diǎn)的看似合理之處。根據(jù)需求理論，公款消費(fèi)的增長，將增加預(yù)期收入/開支，從而增加需求，即所謂擴(kuò)大內(nèi)需，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

如圖所示，初始的需求曲線D與供給曲線S，于點(diǎn)A（Q，P）達(dá)到初始均衡。公款消費(fèi)，預(yù)期收入/開支，需求，供給曲線S不變，需求曲線由D右移到D’，S與D’于點(diǎn)A’（Q’，P’）再次達(dá)到均衡。即需求由Q右移到Q’，即公款消費(fèi)增長擴(kuò)大了內(nèi)需。反之則得：限制公款消費(fèi)抑制了內(nèi)需。

但是，上述分析只是靜態(tài)的分析，即其他條件不變下的分析，也就忽視了公款消費(fèi)增長對(duì)其他因素的影響；而正是這影響導(dǎo)致了公款消費(fèi)不一定有利于擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

首先，公款消費(fèi)的增長，尤其是不必要的公款消費(fèi)的極度擴(kuò)張，將直接減少政府用于社會(huì)保障的支出，減少眾多居民的可支配收入，減少了居民的消費(fèi)。也就是說，公共消費(fèi)的增長以居民消費(fèi)的減少為代價(jià)，公共消費(fèi)增長對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需未起實(shí)質(zhì)性作用。

其次，公款消費(fèi)的增長，尤其是不必要的公款消費(fèi)的極度擴(kuò)張，致使政府支出用于消費(fèi)的部分大大增加，而用于生產(chǎn)的部分則大大減少，造成社會(huì)財(cái)富的巨大浪費(fèi)，整個(gè)社會(huì)付出的機(jī)會(huì)成本巨大。公款消費(fèi)的增長以政府投資的減少為代價(jià)，若將內(nèi)需簡單分為消費(fèi)與生產(chǎn)兩部分，公款消費(fèi)增長對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需仍未起實(shí)質(zhì)性作用，甚至得不償失。

所以，筆者的觀點(diǎn)是：公款消費(fèi)的增長只是對(duì)居民消費(fèi)的替代、對(duì)政府投資的替代，并未有實(shí)質(zhì)性的擴(kuò)大內(nèi)需。而當(dāng)前限制公款消費(fèi)造成的內(nèi)需萎縮、經(jīng)濟(jì)減速只是短期內(nèi)因被替代的居民消費(fèi)、政府投資尚未補(bǔ)充回來，而在長期內(nèi)則不會(huì)存在。

三、公款消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)方面的其他不利影響

公款消費(fèi)不一定能擴(kuò)大內(nèi)需，也就不一定能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。而且，公款消費(fèi)的增長，尤其是不必要的公款消費(fèi)的極度擴(kuò)張，將對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生極為不利的影響。

首先，公款消費(fèi)不利于市場機(jī)制發(fā)揮作用。由于公款消費(fèi)使用的是公家的錢，“不用白不用，用了還想用”，公款消費(fèi)的主體對(duì)價(jià)格的漲跌并不感興趣，需求的價(jià)格彈性很難發(fā)揮作用，經(jīng)濟(jì)對(duì)價(jià)格的敏感性較差，價(jià)格競爭機(jī)制不是很靈，限制了市場機(jī)制作用的更大發(fā)揮。

其次，公款消費(fèi)增長易引發(fā)通貨膨脹。公款消費(fèi)的增長，尤其是不必要的公款消費(fèi)的極度擴(kuò)張，易引發(fā)財(cái)政赤字的形成與擴(kuò)大；如果以中央銀行增發(fā)貨幣的方式來彌補(bǔ)財(cái)政赤字，易造成貨幣超發(fā)，引發(fā)不必要的通貨膨脹，不利于經(jīng)濟(jì)增長。

第三，公款消費(fèi)增長易造成經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不合理。公款消費(fèi)中，尤其是不必要的公款消費(fèi)，普遍存在著高檔消費(fèi)、奢侈品消費(fèi)等現(xiàn)象，不僅對(duì)社會(huì)民眾起了不好的示范作用，助長了社會(huì)奢侈之風(fēng)，更嚴(yán)重誤導(dǎo)了市場與投資，致使其偏向于奢侈品等行業(yè)，而真正具有創(chuàng)造力與成長空間的行業(yè)反而得不到投資，造成了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不合理，不利于經(jīng)濟(jì)的長遠(yuǎn)發(fā)展。

簡言之，公款消費(fèi)及其增長對(duì)經(jīng)濟(jì)方面有很大的不利影響，因此需要得到限制。反言之，限制公款消費(fèi)可以在一定程度上抑制通貨膨脹，調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，解放市場機(jī)制的作用，有利于經(jīng)濟(jì)增長，并將在長期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

四、公款消費(fèi)對(duì)其他方面的不利影響

除經(jīng)濟(jì)以外，公款消費(fèi)還對(duì)社會(huì)的其他方面起著種種不利的影響。

首先，公款消費(fèi)易造成。政府官員借公款消費(fèi)之便利，行之事實(shí)大有人在，通常以高檔餐飲、星級(jí)酒店、臺(tái)掛歷等形式，巧立名目、投機(jī)取巧，、行賄受賄、牟取私利大行其道，損害了社會(huì)公眾的利益，政府形象受損，政府公信力大為下降，同時(shí)也不利于社會(huì)的穩(wěn)定。

其次，公款消費(fèi)易引發(fā)不良社會(huì)風(fēng)氣。正如上文所言，公款消費(fèi)中，尤其是不必要的公款消費(fèi)，普遍存在著高檔消費(fèi)、奢侈品消費(fèi)等現(xiàn)象，對(duì)社會(huì)民眾起了不好的示范作用，致使社會(huì)民眾熱衷于追求奢靡奢侈，引發(fā)不良的社會(huì)風(fēng)氣，更造成資源的巨大浪費(fèi)。

公款消費(fèi)對(duì)其他方面的種種不利影響，都將以各種形式直接或間接地影響到社會(huì)的經(jīng)濟(jì)增長，不進(jìn)而不利于經(jīng)濟(jì)的增長。因此，有必要限制公款消費(fèi)及其增長。即限制公款消費(fèi)有利于經(jīng)濟(jì)增長。

五、總結(jié)

總之，筆者的觀點(diǎn)是公款消費(fèi)是否真實(shí)擴(kuò)大內(nèi)需不得而知；但抑制公款消費(fèi)則有利于經(jīng)濟(jì)增長及其長遠(yuǎn)發(fā)展。

筆者認(rèn)為，由利己性驅(qū)動(dòng)并制約的、進(jìn)而互利的市場應(yīng)是自由的，由市場中的個(gè)體自由選擇、自主決策、自己承擔(dān)后果；而政府的職能則應(yīng)限制在：提供一個(gè)自由、公平的環(huán)境，且由于市場缺陷的存在，要求政府以獨(dú)立經(jīng)濟(jì)個(gè)體的身份間接引導(dǎo)、協(xié)調(diào)、彌補(bǔ)市場個(gè)體的行為。（此即為我心目中的真正的“人民當(dāng)家做主”）

抑制公款消費(fèi)顯然有利于這樣的政府職能的實(shí)現(xiàn)。而當(dāng)前我國強(qiáng)調(diào)市場的決定性作用，要求政府“放權(quán)”，而抑制公款消費(fèi)、尤其是不必要的公款消費(fèi)顯然符合當(dāng)前經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)發(fā)展的趨勢與要求。這樣一種自由市場的實(shí)現(xiàn)還有賴于政府在制度與法治兩方面的不斷完善與創(chuàng)新，抑制公款消費(fèi)也應(yīng)該放在制度與法治層面來綜合考慮。

第3篇

關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；能源消費(fèi)彈性系數(shù)；湖北省

中圖分類號(hào)：F592 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2012）09-0034-02

An Analysis on the Relationship Between Eenergy Consumption and Economy Growth in Hubei Provice

LU Fang

（College of Literature Law &Economics of Wuhan University of Science & Technology， Wuhan Hubei， 430065）

Abstract： Energy is an important material basis for economic and social development， and it is closely related to economic development. Firstly， the author analyzes the status and characteristics of the energy consumption in Hubei Province， and then the author tests the relationship between energy consumption and economic growth using annual data from 1980-2010 in Hubei Province. The results show that there is long-term stable relationship between energy consumption and economic growth in Hubei Province， but there is no Granger causality relationship between them. By estimating the energy consumption elasticity in Hubei Province， the author found that the energy consumption elasticity coefficient is high and energy efficiency need to be improved.

Key words：Energy consumption；Economic development；Energy consumption elasticity coefficient；Hubei Province

能源是人類生存和社會(huì)生產(chǎn)活動(dòng)的物質(zhì)基礎(chǔ)，任何一個(gè)國家或地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及人民生活水平的提高，都需要能源作為支撐。大多數(shù)國家的發(fā)展實(shí)踐證明，一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，特別是處于工業(yè)化發(fā)展階段的國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長多以能源大量消耗為前提，中國也不例外。從改革開放開始，我國就進(jìn)入了從農(nóng)業(yè)化向工業(yè)化轉(zhuǎn)型的歷史時(shí)期，進(jìn)入21世紀(jì)后，我國工業(yè)化水平進(jìn)一步提高，對(duì)能源的需要和消費(fèi)也在進(jìn)一步增加。早在2002年，我國能源消費(fèi)已位列全球第二，僅次于美國。根據(jù)中國能源研究公布的數(shù)據(jù)，2010年我國一次能源消費(fèi)量為32.5億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，同比增長了6%，已成為全球第一能源消費(fèi)大國。與此同時(shí)，盡管2010年度能耗強(qiáng)度比上一年進(jìn)一步降低，單位產(chǎn)值能源消費(fèi)量下降4%，但我國能源消費(fèi)強(qiáng)度仍偏高，是美國的3倍、日本的5倍。隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高速增長，能源日益成為我國經(jīng)濟(jì)增長的制約因素之一。從世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期趨勢來看，我國不可能繼續(xù)走 “高能源消耗以支持高經(jīng)濟(jì)增長”的發(fā)展道路，提高能源利用效率，降低能源消費(fèi)強(qiáng)度勢在必行。

從20世紀(jì)70年代開始，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系逐漸成為經(jīng)濟(jì)界研究的熱點(diǎn)問題。現(xiàn)階段湖北省能源消費(fèi)數(shù)量攀升，能源利用率卻不高。本文在搜集整理大量相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，利用圖形、表格以及計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)此進(jìn)行實(shí)證研究。

一、湖北省能源消費(fèi)的現(xiàn)狀和特點(diǎn)

（一）從能源消費(fèi)總量來看，湖北省能源消費(fèi)加速增長，在全國能源消費(fèi)中的比重有所增加

根據(jù)能夠查到的數(shù)據(jù)可知，湖北省1980年的能源消費(fèi)總量2010.66萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤（當(dāng)量值，下同），到1990年消費(fèi)總量達(dá)到4002.39萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年平均增長速度達(dá)到7.19%；2000年的能源消費(fèi)總量達(dá)到6156.28萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，是1990年消費(fèi)量的1.5倍，年均增長速度4.46%。進(jìn)入21世紀(jì)后，能源消費(fèi)總量加速增長，2010年湖北省能源消費(fèi)總量達(dá)到15137.6萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，10年的年均增速為9.6%。從時(shí)間上來看，湖北能源消費(fèi)除1990年略有下降，1998年受經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響有所下降外，基本保持一種不斷上升的趨勢。在2000年之前，湖北省在全國能源消費(fèi)總量中所占比重始終保持在4%左右。從2000年開始，這個(gè)比重在緩慢增加，到2010年該比重已上升到4.66%。

（二）從能源消費(fèi)的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成來看，第二產(chǎn)業(yè)始終是全省能源消費(fèi)的主體，但第三產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)迅速增長

1990年湖北一、二、三次產(chǎn)業(yè)和居民生活能源終端消費(fèi)量占全社會(huì)能源終端消費(fèi)量的比重分別為5.3%、 7.4%、 9.3%和10.0%。其中第二產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)比重最大，超過3/4。此后第二產(chǎn)業(yè)在能源消費(fèi)中的比重緩慢下降，到2009年首次降到70%以下。而與此同時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)的比重穩(wěn)步提高，從2005年的13.2%上升到2010年的17%。這說明湖北省仍是以工業(yè)為主，但第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。

（三）從能源消費(fèi)的品種結(jié)構(gòu)來看，煤炭仍然是該省能源消費(fèi)的主體，新能源發(fā)展不夠

煤炭消費(fèi)在湖北省能源消費(fèi)總量中始終占據(jù)主要地位，從2000年以來所占比重始終保持在70%以上。相比之下，湖北省新能源和可再生能源的開發(fā)利用嚴(yán)重滯后。風(fēng)電剛剛起步，太陽能光熱開發(fā)利用潛力大，但尚未進(jìn)行大規(guī)模利用。生物質(zhì)能仍在試點(diǎn)，尚未有效利用，核電還是空白。

（四）從能源自給率來看，湖北省能源的對(duì)外依存度較高，能源自給率較低

從指標(biāo)上來看，能源自給率等于一國或一地區(qū)給定年度的能源生產(chǎn)總量與當(dāng)年的能源消費(fèi)總量之比。在湖北省，“缺煤、少油、乏氣、多水”是該省能源的基本現(xiàn)狀。從2005年到2010年，湖北省能源自給率分別為43.3%、34.7%、33.9%、41.5%、36.6%、35.2%。這種現(xiàn)象的存在，一方面是由于本省的能源資源存量較為匱乏；另一方面是由于“十一五”期間湖北省經(jīng)濟(jì)快速增長，對(duì)能源的需求量大幅提高。

（五）從能源強(qiáng)度來看，湖北省能源強(qiáng)度仍然較高

能源強(qiáng)度是指能源利用與經(jīng)濟(jì)或物力產(chǎn)出之比。從宏觀角度而言，能源強(qiáng)度是一國或地區(qū)一次能源使用總量或最終能源使用與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之比，也稱單位GDP能耗。該指標(biāo)反映了經(jīng)濟(jì)對(duì)能源的依賴程度，反映了一國或地區(qū)綜合能源利用效率。2006年，國家統(tǒng)計(jì)局《國家統(tǒng)計(jì)局關(guān)于建立單位GDP能耗等相關(guān)指標(biāo)報(bào)送制度和修訂能源統(tǒng)計(jì)報(bào)表的通知》，使單位GDP能耗成為各級(jí)政府部門的考核指標(biāo)之一，該指標(biāo)也成為備受關(guān)注的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展指標(biāo)。針對(duì)這一形勢，湖北省相應(yīng)出臺(tái)了《湖北省能源發(fā)展“十一五”規(guī)劃》。“十五”時(shí)期，湖北全省萬元GDP能耗下降14.7%，由2000年的1.77噸標(biāo)準(zhǔn)煤下降到2005年的1.51噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年節(jié)能率達(dá)到3.13%，節(jié)約和少用能源800多萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。（湖北省能源發(fā)展“十一五”規(guī)劃）“十一五”期間，湖北省萬元GDP能耗逐年下降，從2006年的1.45噸標(biāo)準(zhǔn)煤下降到2010年的0.95噸標(biāo)準(zhǔn)煤，累計(jì)下降幅度達(dá)到34.5%，圓滿完成了國家“十一五”規(guī)劃提出的下降20%的任務(wù)。

二、湖北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

（一）能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的因果分析

本文將利用時(shí)間序列動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系的協(xié)整分析，對(duì)湖北省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行定量的實(shí)證研究。

在協(xié)整分析中，數(shù)據(jù)的選取和處理對(duì)于分析結(jié)果的科學(xué)性具有重要的意義。本文選取1980～2010年湖北能源消費(fèi)總量（EC）與地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。其中，能源消費(fèi)總量采用當(dāng)量值計(jì)算，單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤；為了消除價(jià)格因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長實(shí)際水平的影響，地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）按1980年不變進(jìn)行了換算，計(jì)量單位為億元。

在進(jìn)行協(xié)整分析之前，一般要先進(jìn)行變量的單位根檢驗(yàn)，只有同階單整的變量之間才可能協(xié)整。檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)型的方法有多種，本文選用PP法對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。利用Eviews軟件進(jìn)行操作，結(jié)果發(fā)現(xiàn)雖然時(shí)間序列變量EC和GDP是非平穩(wěn)的，但其二階差分變量是平穩(wěn)序列，滿足協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的前提條件，因此可以進(jìn)一步對(duì)其二階差分變量之間的協(xié)整進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1，表2。

因此湖北省能源消費(fèi)總量和經(jīng)濟(jì)增長存在一種長期均衡，其均衡方程為：

GDP = -1636.91001979 + 0.559674770859*EC

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明：湖北省能源消費(fèi)總量和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文采用Granger（1969）提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對(duì)這一問題進(jìn)行分析，結(jié)果如下（見表3）。

上圖結(jié)果顯示，1980年到2010年湖北省的能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在因果關(guān)系，即GDP不是能源消費(fèi)增長的Granger原因，能源消費(fèi)也不是GDP增長的Granger原因。

（二）能源消費(fèi)彈性系數(shù)分析

能源消費(fèi)彈性系數(shù)等于能源消費(fèi)量年平均增長速度與國民經(jīng)濟(jì)年平均增長速度之比。該系數(shù)從另一個(gè)方面反映能源與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系。計(jì)算與分析能源消費(fèi)彈性系數(shù)的目的，主要為了研究國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)間的關(guān)系，預(yù)測今后能源消費(fèi)與國民經(jīng)濟(jì)的增長速度。該彈性系數(shù)越小，說明在產(chǎn)出增長一定的前提下消耗的能源越少，能源效率越高。湖北省從1981年到2009年的能源消費(fèi)彈性系數(shù)詳見圖1。

從1981年到1990年的10年間，湖北省能源消費(fèi)彈性系數(shù)一直維持在較高水平，其中有5年的系數(shù)大于1，平均系數(shù)0.85。從1991年到2000年這十年間，能源消費(fèi)彈性系數(shù)都沒有超過1，平均系數(shù)只有0.51，其中1998年由于全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，湖北省改年的能源消費(fèi)量有所下降，導(dǎo)致彈性系數(shù)為-0.08。從2001年到2009年這9年間，有3年的消費(fèi)彈性系數(shù)超過了1，其中2004年彈性系數(shù)為1.75，2005年彈性系數(shù)為1.58。這兩年正是湖北省經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的時(shí)間，因此對(duì)能源的需要量較大，能源消費(fèi)的彈性系數(shù)也較高。從2006年開始，為服從國家“十一五”規(guī)劃中節(jié)能降耗的指標(biāo)任務(wù)，湖北省在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)努力降低單位GDP能耗，提高能源利用效率，因此這期間的能源消費(fèi)彈性系數(shù)緩步下降，從2006年的0.76下降到2009年的0.48，節(jié)能降耗效果顯著。

三、結(jié)論與建議

盡管湖北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長各自的序列是非穩(wěn)定的，但就長期來說，它們之間卻構(gòu)成了長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間卻不存在因果關(guān)系。同時(shí)湖北省2000年以后的能源消費(fèi)彈性系數(shù)較高，顯示出經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源的依賴。為此，本文提出以下建議。

一是以開展“兩型社會(huì)建設(shè)”為契機(jī)，積極倡導(dǎo)資源節(jié)約型社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。推進(jìn)重化工業(yè)集約發(fā)展，實(shí)現(xiàn)節(jié)能降耗；提高高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的比重，優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)。

二是積極開發(fā)新能源。根據(jù)湖北省缺煤、少氣、無油的能源特點(diǎn)，建議政府整合湖北高校的科研創(chuàng)新能力，加大對(duì)新能源的研發(fā)投入，減少污染嚴(yán)重的火電項(xiàng)目，不斷提高能源的利用效率。

參考文獻(xiàn)：

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第4篇

【關(guān)鍵詞】面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn) 環(huán)境污染 能源消費(fèi) 經(jīng)濟(jì)增長

一、背景

自工業(yè)化以來，大多數(shù)國家為了加速經(jīng)濟(jì)增長，都大規(guī)模開發(fā)能源，從而導(dǎo)致能源逐漸缺乏。而如今我國的能源與環(huán)境問題尤為突出。所以，研究我國的環(huán)境保護(hù)、能源消費(fèi)以及經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系具有理論與現(xiàn)實(shí)意義。本文對(duì)環(huán)境保護(hù)、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行綜合研究，力圖更全面地分析它們之間的關(guān)系。本文采用我國各個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，使用面板數(shù)據(jù)的方法實(shí)證分析我國各個(gè)地區(qū)的環(huán)境污染、能源消費(fèi)以及經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

二、研究方法

本文采取單位根檢驗(yàn)以及協(xié)整檢驗(yàn)的方法來量化能源消費(fèi)、環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系。單位根檢驗(yàn)主要有IPS檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、LLC檢驗(yàn)方法以及ADF等。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法包括Kao檢驗(yàn)以及Pedroni檢驗(yàn)，這兩種方法檢驗(yàn)的原假設(shè)均為不存在協(xié)整關(guān)系。

三、實(shí)證分析

（一）指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取

經(jīng)濟(jì)增長：使用地區(qū)生產(chǎn)總值，單位：億元。

能源消費(fèi)：由于我國煤炭和石油的供需存在低估的情況，但電力消費(fèi)數(shù)據(jù)比較準(zhǔn)確。所以此次用來反映經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間關(guān)系的指標(biāo)，使用各地區(qū)電力消費(fèi)量，單位：億千瓦小時(shí)。

環(huán)境污染：環(huán)境污染的評(píng)價(jià)指標(biāo)選擇工業(yè)廢水排放量，單位：萬噸。

選取2005年至2014年我國30個(gè)省（直轄市、自治區(qū)）的GDP、工業(yè)廢水排放量F以及電力消費(fèi)量E的數(shù)據(jù)來創(chuàng)建面板數(shù)據(jù)集。30個(gè)省（直轄市，自治區(qū)）包括北京、天津、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、遼寧、河北、陜西、山東、山西、河南、、甘肅、上海、湖北、江蘇、浙江、湖南、廣東、安徽、江西、重慶、四川、貴州、云南、青海、福建、海南、廣西、寧夏、新疆，因?yàn)閿?shù)據(jù)包括極端數(shù)據(jù)所以不考慮。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。首先對(duì)變量GDP、F以及E進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換以消除異方差的影響，記LNGDPit=Ln（GDPit），LNEit=Ln（Eit），LNFit =Ln（Fit）。

（二）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

采用 IPS檢驗(yàn)、LLC檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)以及Fisher-ADF檢驗(yàn)來進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可得，LnGDPit，LnEit，LnFit在5%的水平下不平穩(wěn)，經(jīng)一階差分后，LnGDPit，LnEit，LnFit的四種檢驗(yàn)方法都在5%水平上拒絕原假設(shè)，因此我們得出LnGDPit，LnEit，LnFit為一階單整序列。

（三）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)LnGDPit，LnEit，LnFit的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)和Kao協(xié)整檢驗(yàn)。面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明： PP、ADF統(tǒng)計(jì)量以及ADF統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明LnEit、LnFit以及LnGDPit之間有著顯著的協(xié)整關(guān)系。

（四）模型檢驗(yàn)

（1）固定效應(yīng)模型的顯著性檢驗(yàn)。固定效應(yīng)模型的顯著性檢驗(yàn)原理是檢驗(yàn)固定效應(yīng)系數(shù)ai 是否有差別，檢驗(yàn)結(jié)果表明，p值小于5%，所以拒絕固定效應(yīng)系數(shù)相同的原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型更合適。

Hausman檢驗(yàn)。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)為隨機(jī)效應(yīng)模型的系數(shù)與固定效應(yīng)模型的系數(shù)沒有差別，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，則接受原假設(shè)，否則為固定效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果表明，p值在5%的水平下拒絕原假設(shè)，因此選固定效應(yīng)模型。

（五）模型的估計(jì)

用固定效應(yīng)模型估計(jì)模型，結(jié)果顯示被估計(jì)參數(shù)全部通過顯著性檢驗(yàn)，R2值高達(dá)0.98，擬合的效果很好，但是DW值低，為0.33，存在自相關(guān)問題。

根據(jù)上面的分析我們采用加入AR（1）后的模型估計(jì)結(jié)果：

LNGDPit=6.469+ai+0.396LNEit+0.113LNFit+0.929AR（1）

模型調(diào)整后的R2為0.998，各個(gè)系數(shù)均通過t檢驗(yàn)，AR（1）的回歸系數(shù)顯著不為0，DW值為2.41，已消除自相關(guān)，模型擬合的較好。

通過以上的分析可以得出，GDP與環(huán)境污染、能源消費(fèi)之間有著顯著的長期均衡關(guān)系，從我國的平均水平來看，能源消費(fèi)的彈性系數(shù)為0.396，即能源供給每增加1%，GDP增長0.396%；環(huán)境污染的彈性系數(shù)為0.113，表明環(huán)境污染每增加1%，GDP增長0.113%，以上說明經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染存在著正向關(guān)系，符合我們以環(huán)境污染為代價(jià)換取經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)實(shí)。

第5篇

關(guān)鍵詞：政府消費(fèi)；居民消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；格蘭杰因果檢驗(yàn)；脈沖響應(yīng)

中圖分類號(hào)：F014.5

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-2484-2008（05）-0049-07

一、引 言

投資、消費(fèi)、出口是拉動(dòng)一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”，三者均衡增長，國民經(jīng)濟(jì)才能健康、平穩(wěn)地發(fā)展。但是，投資需求只是中間需求，只有消費(fèi)需求才是真正的最終需求，消費(fèi)需求規(guī)模的擴(kuò)大和結(jié)構(gòu)升級(jí)才是經(jīng)濟(jì)增長的源動(dòng)力。馬克思的消費(fèi)理論和西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論都肯定了消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)增長中的重要作用。馬克思的消費(fèi)理論指出，消費(fèi)是生產(chǎn)的最終目的，因而最終消費(fèi)是引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源動(dòng)力。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為消費(fèi)需求是真正的最終需求，對(duì)于投資需求進(jìn)而對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)增長起著直接的和最終的制約作用，是經(jīng)濟(jì)增長的根本動(dòng)力。因此，如何增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用，進(jìn)而確立消費(fèi)主導(dǎo)拉動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長模式，始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)界和國家實(shí)際部門研究的熱點(diǎn)問題。

改革開放以來，在“三駕馬車”的拉動(dòng)下，我國經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了近30年的高增長。但是，近年來，我國消費(fèi)率不斷下降，投資率持續(xù)上升，經(jīng)濟(jì)增長主要依靠投資需求拉動(dòng)。在投資與出口雙雙大幅增長的同時(shí)，我國消費(fèi)率明顯下降，1978年到2006年間，我國的消費(fèi)率總體呈現(xiàn)下降趨勢，已經(jīng)從1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明顯加大［1］。消費(fèi)率過低、消費(fèi)需求持續(xù)低迷所引發(fā)的一系列問題，已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的最突出挑戰(zhàn)之一。消費(fèi)需求的持續(xù)低迷，使得我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的后勁不足，經(jīng)濟(jì)增長不得不更多地依靠投資和出口需求拉動(dòng)，進(jìn)而惡化“產(chǎn)能過剩”問題和加劇國際貿(mào)易摩擦，“產(chǎn)能過剩”問題惡化和國際貿(mào)易摩擦加劇反過來又使得投資和出口拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式越來越難以為繼。經(jīng)濟(jì)增長中的結(jié)構(gòu)性矛盾日漸突出，并將影響我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展。從各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)踐看，消費(fèi)占GDP的比重越高，其對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用就越強(qiáng)［2］。因此，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力問題直接影響到國民經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)健康發(fā)展，我國消費(fèi)率明顯下降，在一定程度上影響了我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，深入研究消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)問題具有重要意義。

研究居民消費(fèi)、政府消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在某種長期均衡關(guān)系，居民消費(fèi)增長與經(jīng)濟(jì)增長之間、政府消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間以及居民消費(fèi)增長與政府消費(fèi)增長之間是否存在因果關(guān)系，對(duì)政府調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，制定經(jīng)濟(jì)政策將是一種重要依據(jù)。本文利用協(xié)整理論、格蘭杰因果檢驗(yàn)和向量自回歸模型，對(duì)我國居民消費(fèi)、政府消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系進(jìn)行因果關(guān)系分析，對(duì)制訂國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，調(diào)整居民消費(fèi)與政府消費(fèi)關(guān)系，增強(qiáng)消費(fèi)總需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用具有重要的意義。

但從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，至少在以下兩個(gè)方面還存在一些問題：

首先是研究的范圍。現(xiàn)有研究文獻(xiàn)大多限于總消費(fèi)［3］、居民消費(fèi)［4-7］或政府消費(fèi)［8-10］同經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，這樣來研究消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，必然會(huì)產(chǎn)生一定偏誤。在分析消費(fèi)總需求不足等問題時(shí)，僅僅關(guān)注居民消費(fèi)或政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)功能都存在著重大缺陷。

其次是研究的方法論。傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法研究消費(fèi)時(shí)存在著動(dòng)態(tài)穩(wěn)定性假設(shè)，而實(shí)際上經(jīng)濟(jì)不斷增長的趨勢使大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量序列是非平穩(wěn)的，這樣直接運(yùn)用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法來研究非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系從方法論方面考慮就缺乏一定的可靠性。

基于以上問題，我們?cè)谘芯恐袊M(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題時(shí)，選取1978～2006年的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)（資料來源于2007年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》）。用GDP、PCE、GCE分別代表國民生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)和政府消費(fèi)，為了更容易得到平穩(wěn)序列，分別對(duì)各個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，這種變換不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系和短期調(diào)整模式，同時(shí)可方便的考察居民消費(fèi)和政府消費(fèi)對(duì)GDP的敏感性。在研究方法方面運(yùn)用協(xié)整理論和向量自回歸模型（VAR）來彌補(bǔ)傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)方面的不足，將它們納入一個(gè)向量自回歸(VAR)模型中，采用JJ極大似然估計(jì)方法，檢驗(yàn)GDP、PCE、GCE之間是否存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，如果存在這種關(guān)系，則在此基礎(chǔ)上，根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)GDP、PCE、GCE之間的因果關(guān)系，最后，在向量自回歸(VAR)模型的基礎(chǔ)上運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)來分析我國政府消費(fèi)和居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度。

二、政府消費(fèi)、居民消費(fèi)與

經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系檢驗(yàn)

本文通過對(duì)GDP、居民消費(fèi)、政府消費(fèi)三者之間進(jìn)行協(xié)整和因果關(guān)系檢驗(yàn)，來進(jìn)一步確定三者之間的內(nèi)在關(guān)系。實(shí)證檢驗(yàn)分四個(gè)步驟完成：第一，利用單位根檢驗(yàn)確定時(shí)間序列的平穩(wěn)性；第二，確定變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系；第三，采用格蘭杰因果性檢驗(yàn)考察變量之間的因果關(guān)系；第四，通過VAR模型進(jìn)一步驗(yàn)證三者的內(nèi)在關(guān)系。本文所有檢驗(yàn)結(jié)果均使用Eviews5.1計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件進(jìn)行了多次回歸分析而得。

（一）變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文利用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）單位根檢驗(yàn)來確定三個(gè)變量的平穩(wěn)性，最優(yōu)滯后期用AIC最小準(zhǔn)則確定，以保證殘差非自相關(guān)。結(jié)果見表1。

表1 單位根的ADF檢驗(yàn)表 變量[]檢驗(yàn)類型（C，T，K）[]ADF檢驗(yàn)值[]各顯著性水平

K)分別表示單位根檢驗(yàn)方程中包含常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)。

由ADF檢驗(yàn)可知，三個(gè)序列都是一階單整的。

（二）協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果及分析

協(xié)整檢驗(yàn)的基本思想是：盡管兩個(gè)或兩個(gè)以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這些變量之間便存在長期穩(wěn)定關(guān)系即協(xié)整關(guān)系，這種關(guān)系可以看作是對(duì)經(jīng)濟(jì)學(xué)中所說的規(guī)律性的定量描述。目前關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)和估計(jì)有許多具體的模型和技術(shù)，常用的有E-G(Engle-Granger)兩步法和J-J(Johansen-Jusdius)跡統(tǒng)計(jì)量法(或稱最大特征值法)，尤其是后者有許多優(yōu)點(diǎn)，并得到廣泛應(yīng)用。

本文利用J-J跡統(tǒng)計(jì)量法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)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）

模型中括號(hào)內(nèi)為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差，協(xié)整矩陣的秩r=0的似然比統(tǒng)計(jì)量的值為53.68025，相應(yīng)的5%的臨界值為42.91525，其余式做類似理解。

協(xié)整關(guān)系說明lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在協(xié)整關(guān)系，揭示了lnPCE、lnGCE對(duì)lnGDP的影響度，而且表明lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在長期均衡關(guān)系。可以看出，在長期內(nèi)，lnGDP與lnPCE、lnGCE之間具有很密切的相關(guān)性，lnPCE、lnGCE的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用；從回歸方程可以看出，lnPCE、lnGCE相關(guān)比率每增加1％，lnGDP分別增長0.3％和0.5％。可見lnGCE更有效的促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。

（三）格蘭杰（Granger）因果性檢驗(yàn)

上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們變量之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。C.W.J.Granger在1969年提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想是“過去可以預(yù)測現(xiàn)在”，即如果X是Y變化的原因，則X的變化應(yīng)該發(fā)生在Y變化之前。如果X是引起Y的原因，則在Y關(guān)于Y滯后變量的回歸中，添加X的滯后變量作為獨(dú)立的解釋變量，應(yīng)該顯著增加回歸的解釋能力，此時(shí)，稱X為Y的格蘭杰原因，如果添加X的滯后變量后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則稱X不是Y的格蘭杰原因。

由于因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后的階數(shù)非常敏感，本文采取依次多滯后幾階，看結(jié)果是否具有同一性。對(duì)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果表 零假設(shè)[]滯后期[]F統(tǒng)計(jì)量[]概率[]結(jié)論lnPCE對(duì)lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對(duì)lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒絕9.178[]0.006[]拒絕lnPCE對(duì)lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對(duì)lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒絕 5.789[] 0.001[]拒絕lnPCE對(duì)lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對(duì)lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]3[]1.678[]0.207[]不拒絕3.786[]0.029[]拒絕lnGCE對(duì)lnGDP不存在Granger因果關(guān)系lnGDP對(duì)lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒絕 3.316[] 0.081[]不拒絕lnGCE對(duì)lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對(duì)lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒絕[] 1.871[] 0.179[]拒絕lnGCE對(duì)lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對(duì)lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]3[]1.296[]0.306[]拒絕 2.328[] 0.109[]拒絕lnGCE對(duì)lnPCE不存在Granger因果關(guān)系lnPCE對(duì)lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]1[]4.832[]0.038[]不拒絕0.992[]0.329[]拒絕lnGCE對(duì)lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]lnPCE對(duì)lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]2[]3.761[]0.040[]不拒絕1.613[]0.223[]拒絕[]lnGCE對(duì)lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]lnPCE對(duì)lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]3[]2.587[]0.085[]不拒絕[]1.712[]0.200[]拒絕

由表2可以看出：

在滯后1-2期情況下，存在lnPCE和lnGDP之間的雙向Granger意義上的因果關(guān)系。在滯后3期情況下，僅存在lnGDP到lnPCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。

在滯后1期情況下，僅存在lnGDP到lnGCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。

在滯后1-3期情況下，僅存在lnGCE到lnPCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。

（四）VAR模型的估計(jì)

1980年C．A．Sims將向量自回歸(Vector Auto Regressive，VAR)模型引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)中，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性分析的廣泛應(yīng)用。這種模型采用多方程聯(lián)立形成，它是用模型中所有內(nèi)生當(dāng)期變量對(duì)它們的若干滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。其明顯的優(yōu)點(diǎn)在于對(duì)外生變量和內(nèi)生變量不必加以區(qū)別而同等對(duì)待，因而VAR模型估計(jì)的結(jié)果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精確的因果關(guān)系檢驗(yàn)。

1．本文構(gòu)造的VAR模型可以表示為：

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)在實(shí)際應(yīng)用中面臨如何選擇滯后階數(shù)的問題，滯后階數(shù)越大，越能完整反映模型的動(dòng)態(tài)特征，但是滯后期越長，模型待估參數(shù)越多，自由度越少，因此應(yīng)在滯后期與自由度間尋求平衡。表3綜述了根據(jù)各種準(zhǔn)則選定的VAR滯后階數(shù)。

表3 選擇VAR滯后階數(shù)的各種準(zhǔn)則 內(nèi)生變量：lnGDP,lnPCE, lnGCE；外生變量：C；樣本區(qū)間：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：*表示根據(jù)該準(zhǔn)則選定的階數(shù)。LR：連續(xù)修正LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(在5%水平顯著)；FPE：最終預(yù)測誤差；AIC(Akaike)：信息準(zhǔn)則；SC ( Schwarz )：信息準(zhǔn)則；HQ ( Harman-Quinn)信息準(zhǔn)則。

因此我們選則VAR的滯后階數(shù)為1。構(gòu)建的VAR模型為：

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，經(jīng)濟(jì)增長主要受自身lnGDP(-1)和lnPCE(-1)的影響；居民消費(fèi)主要受lnGDP(-1)的影響。這也對(duì)照了前面格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的論斷。經(jīng)過檢驗(yàn)，模型是顯著的，且所有特征根根模的倒數(shù)都小于1，說明該VAR模型的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的(見圖1)。所以，滿足脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析的前提條件。下面，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解做出合理的解釋。

圖1 VAR穩(wěn)定性檢驗(yàn)圖2．脈沖響應(yīng)函數(shù)

VAR模型的脈沖反應(yīng)函數(shù)（IRF）可以反映來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)，顯示任意變量的隨機(jī)擾動(dòng)（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動(dòng)態(tài)過程。如果隨機(jī)擾動(dòng)存在相關(guān)性，他們將包含不與特定變量相聯(lián)系的共同部分，通常將共同部分的效應(yīng)歸屬于VAR系統(tǒng)中第一個(gè)出現(xiàn)的變量（依照方程順序）。圖2為基于上述VAR模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表因變量對(duì)解釋變量的響應(yīng)程度。在模型中，將響應(yīng)函數(shù)的追蹤基數(shù)設(shè)定為十年。圖中實(shí)線部分為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值，虛線為響應(yīng)函數(shù)值加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。

從圖2可以看出：

lnGDP對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，在第1期達(dá)最大后開始慢慢回落，到第5期為負(fù)值，負(fù)值的最大值出現(xiàn)在第7期后開始逐漸回升；lnGDP對(duì)來自lnPCE的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)一開始較弱，但這種負(fù)面沖擊效應(yīng)逐步增強(qiáng)并在第3期下降到低谷，然后又逐漸回升；lnGDP對(duì)來自lnGCE的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，在第2期達(dá)最大后開始慢慢回落，到第4期為負(fù)值，負(fù)值的最大值出現(xiàn)在第6期后開始逐漸回升，多數(shù)觀察為負(fù)值。

lnPCE對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊反應(yīng)相對(duì)不是很大，在第1期達(dá)最大后開始慢慢回落，在第3期達(dá)到谷底隨后又開始回升；lnPCE對(duì)lnGDP的沖擊反應(yīng)強(qiáng)烈，在第1期達(dá)到最高點(diǎn)后從第6期開始趨于平緩；lnPCE對(duì)來自lnGCE的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，在第2期達(dá)最大后開始慢慢回落，從第4期開始趨于平緩。

lnGCE對(duì)其自身的沖擊反應(yīng)一開始就很強(qiáng)，在第1期達(dá)到最大，隨后一直趨于回落；lnGCE對(duì)lnGDP的沖擊反應(yīng)強(qiáng)烈，在第1期達(dá)到最高點(diǎn)后從第6期開始趨于平緩；lnGCE對(duì)來自lnPCE的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，從第1期開始就慢慢上升，從第8期開始趨于平緩。

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線圖

可見，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)居民消費(fèi)的提高在短期內(nèi)會(huì)帶來一定的正面沖擊效應(yīng)，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應(yīng)會(huì)隨著時(shí)間慢慢減弱，即在長期來看經(jīng)濟(jì)增長會(huì)帶來居民消費(fèi)的增長；同時(shí)，居民消費(fèi)的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長在短期內(nèi)會(huì)帶來一定的負(fù)面沖擊效應(yīng)，但經(jīng)過一定時(shí)間，這種效應(yīng)會(huì)改變?yōu)檎鏇_擊效應(yīng)；經(jīng)濟(jì)增長對(duì)政府消費(fèi)的提高在短期內(nèi)會(huì)帶來一定的正面沖擊效應(yīng)，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應(yīng)會(huì)隨著時(shí)間慢慢減弱；同時(shí)，政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有一定的促進(jìn)作用，效應(yīng)不是很強(qiáng)但一直比較穩(wěn)定。

3．預(yù)測方差分解

VAR模型的方差分解是將系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。方差分解表示的是當(dāng)系統(tǒng)的某個(gè)變量受到了一個(gè)單位的沖擊以后，以變量的預(yù)測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)按其成因分解為與各方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(新息)相關(guān)聯(lián)的各組成部分，以了解各新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。本文利用方差分解技術(shù)分析了各個(gè)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。方差分解的結(jié)果見表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[]從表4可以發(fā)現(xiàn)：

從lnGDP方差分解影響結(jié)果可以看出lnGDP的預(yù)測誤差主要是由自身引起的，在第1期受自身波動(dòng)的影響，隨著滯后時(shí)期的增多，lnPCE對(duì)lnGDP的影響越來越大，但是最終也未超過35%。lnGCE對(duì)lnGDP的影響一直很弱。可見居民消費(fèi)的沖擊對(duì)GDP的影響是逐漸遞增的，但是經(jīng)濟(jì)增長的大部分波動(dòng)還是由自身引起的，由自身引起的波動(dòng)的影響始終在64%以上，而政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響很小，可忽略不計(jì)。

從lnPCE的方差分解的結(jié)果可以看出lnPCE的波動(dòng)大部分可由自身的波動(dòng)和lnGDP的影響引起的，lnGCE的影響太微不足道，可忽略不記。其中l(wèi)nPCE自身的波動(dòng)是趨于遞增的，而來自lnGDP的影響是趨于遞減的，隨著滯后時(shí)期的推進(jìn)，lnPCE大部分預(yù)測誤差可由lnGDP的影響來解釋。可見從短期還是長期來看lnGDP對(duì)lnPCE的影響都是很顯著的。

從lnGCE的方差分解的結(jié)果可以看出lnGCE一開始的預(yù)測誤差是由自身和lnGDP來解釋的，但隨時(shí)間的推進(jìn)，lnGCE的波動(dòng)大部分可由lnPCE和lnGDP共同來解釋。也可以說，從第5期開始lnGCE的波動(dòng)受自身和lnPCE、lnGDP的影響趨于穩(wěn)定，但lnGDP對(duì)lnGCE的影響還是占主導(dǎo)地位的。

從方差分解表的信息來看，我國的lnGDP、lnGCE和lnPCE的慣性比較大，一開始大部分都是由自身和lnGDP的影響造成的，除lnPCE外，lnGDP、lnGCE隨著時(shí)間的推移，由自身的擾動(dòng)帶來的影響趨于減弱。還有長期來看lnPCE對(duì)lnGDP影響是逐漸增大的，因此應(yīng)注重發(fā)展居民消費(fèi)。

四、結(jié)論與啟示

以上根據(jù)1978～2006年的數(shù)據(jù)對(duì)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析，得出如下結(jié)論：

1. lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，具有長期穩(wěn)定和短期波動(dòng)的特性并且lnGCE更有效地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。

2. 在滯后1-2期情況下，存在lnPCE和lnGDP之間的雙向Granger意義上的因果關(guān)系。在滯后3期情況下，僅存在lnGDP到lnPCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。在滯后1期情況下，僅存在lnGDP到lnGCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。在滯后1-3期情況下，僅存在lnGCE到lnPCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。

3.從脈沖函數(shù)上分析，政府消費(fèi)對(duì)GDP影響很小，而我國政府消費(fèi)占GDP的比重在10%～14%之間波動(dòng)，已經(jīng)快要超過15%的上限。政府消費(fèi)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和工業(yè)化進(jìn)程城市化進(jìn)程的加快，規(guī)模會(huì)擴(kuò)大，但是在今后的發(fā)展中應(yīng)盡力控制好規(guī)模，以達(dá)到最優(yōu)，也可以避免政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)。從方差分解來看，居民消費(fèi)對(duì)GDP的影響要超過政府消費(fèi)。因此，擴(kuò)大內(nèi)需的重要是擴(kuò)大居民消費(fèi)，而不是擴(kuò)大政府消費(fèi)。但是消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的沖擊并沒有預(yù)想的那么大，從實(shí)證分析來看卻沒有發(fā)揮其真正作用。在穩(wěn)健的財(cái)政政策的背景下我們應(yīng)該實(shí)行擴(kuò)大居民消費(fèi)，適當(dāng)縮減政府消費(fèi)，我們應(yīng)當(dāng)從觀念機(jī)制和制度上大力發(fā)展消費(fèi)信貸減輕居民的流動(dòng)性約束，而且要增加居民尤其是農(nóng)村居民的收入。

不論是理論分析還是各國經(jīng)驗(yàn)均表明，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有非常重要的拉動(dòng)作用。消費(fèi)率高，經(jīng)濟(jì)增長就快。消費(fèi)率低，經(jīng)濟(jì)增長就慢。深入分析發(fā)現(xiàn)，上述的結(jié)論與我國實(shí)際情況相吻合。改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)得到了迅速的發(fā)展，它帶來了消費(fèi)的增長，而消費(fèi)的增長，又反過來推動(dòng)著經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展。我國雖然在消費(fèi)率很低的情況下依然保持經(jīng)濟(jì)的高速增長，但主要依賴于投資和出口貿(mào)易推動(dòng)。因此，這種投資推動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長是很難持續(xù)的，沒有最終消費(fèi)的支持，經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量也就上不去。針對(duì)我國居民消費(fèi)率嚴(yán)重偏低的情況，政府不應(yīng)該是束手無策，而應(yīng)該積極通過調(diào)整政府消費(fèi)將最終消費(fèi)率保持在一個(gè)適度的水平上。最理想的狀態(tài)當(dāng)然是政府消費(fèi)能夠有效促進(jìn)居民消費(fèi)，因?yàn)榫用裣M(fèi)才是最終消費(fèi)的主體。但即使政府消費(fèi)不能拉動(dòng)居民消費(fèi)，也至少應(yīng)當(dāng)根據(jù)居民消費(fèi)的消費(fèi)進(jìn)行調(diào)整，以補(bǔ)充居民消費(fèi)之不足，從而使最終消費(fèi)率保持在適度水平上。可喜的是，我們的實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果均肯定了上述兩種假設(shè)關(guān)系的存在，這說明政府的消費(fèi)政策是有效的。

但是，總的來說我國目前消費(fèi)率偏低，這在一定程度上嚴(yán)重制約著國民經(jīng)濟(jì)的健康快速發(fā)展。因此我們要了解妨礙消費(fèi)需求增長的因素并采取相應(yīng)的策略以求我國經(jīng)濟(jì)能夠得到更快的發(fā)展。

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第6篇

【文章摘要】

改革開放以來，我國能源消耗水平快速提高，過快的能源使用比率使得我國進(jìn)入低能效、高污染的困境，為了改變當(dāng)前現(xiàn)狀，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系研究顯得尤為重要。本文利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，通過ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)，揭示出我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并且得出促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的能源消費(fèi)中煤炭的消耗量最大，其次是電力、石油、天然氣，表明我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)并不合理。建議堅(jiān)持集約型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，把握當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整機(jī)會(huì)，轉(zhuǎn)變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

【關(guān)鍵詞】

能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；關(guān)系研究

0 引言

改革開放35年來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，同時(shí)也使得我國的能源消費(fèi)速度越來越快，我國資源人均儲(chǔ)存量較少，其中不可再生資源中以煤居多，缺少石油和天然氣，這一系列資源特點(diǎn)直接影響我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，現(xiàn)在煤炭生產(chǎn)和消費(fèi)比重分別達(dá)到76%和68.9%，這一數(shù)據(jù)顯示我國是世界上煤炭消費(fèi)比重最高的國家。能源消費(fèi)的高速增長及以煤炭為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)使得我國的能源及污染問題日益嚴(yán)重，這一情況引起國家對(duì)能源使用情況及能源消費(fèi)現(xiàn)狀引起高度重視，將“節(jié)能減排”正式寫入“十一五”規(guī)劃報(bào)告中，明確要求各方在保障經(jīng)濟(jì)增長的前提下提高能源使用效率，降低能源消費(fèi)增長速度，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)。政策頒布以后，預(yù)期的目標(biāo)是否可以達(dá)成，節(jié)能減排的有序進(jìn)行是否會(huì)在一定程度上影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程，這主要還是由能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系決定。為了改變能源消費(fèi)現(xiàn)狀，研究能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系可以幫助當(dāng)局制定相關(guān)政策條例，以期為推進(jìn)節(jié)能減排、能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化提出更為實(shí)用的措施。

本文主要利用計(jì)量分析方法對(duì)我國GDP數(shù)據(jù)和各種能源的消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行關(guān)聯(lián)關(guān)系分析，這些能源包括：石油、電力、天然氣、煤炭。通過1990-2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，揭示我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的客觀關(guān)系，為我國經(jīng)濟(jì)保持可持續(xù)發(fā)展，構(gòu)建節(jié)約型社會(huì)和和諧社會(huì)提供建設(shè)性的政策建議。

1 能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的計(jì)量分析

1.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)煤炭、石油、天然氣、電力四種能源消費(fèi)與GDP增長關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析前，首先要進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文選用ADF單位根指標(biāo)來檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列（即單整序列）才能進(jìn)行相應(yīng)的回歸分析，否則就會(huì)產(chǎn)生偽回歸問題，進(jìn)而造成錯(cuò)誤的結(jié)論。因此，下面將分別對(duì)GDP增長率，煤炭、石油、天然氣和電力消費(fèi)增長率的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，只要檢驗(yàn)結(jié)果表明這五個(gè)變量都是單整序列，接下來就可以對(duì)它們進(jìn)行其它檢驗(yàn)和回歸分析。

為了研究的方便，以下分別利用YGDP、XC、XO、XG、XE來表示GDP增長率、煤炭消費(fèi)增長率、石油消費(fèi)增長率、天然氣消費(fèi)增長率以及電力消費(fèi)增長率，并且這五個(gè)變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

注：表示對(duì)應(yīng)的一階差分序列。

從表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE數(shù)據(jù)序列除了XG序列是非平穩(wěn)的，其它序列都是平穩(wěn)的，但是各序列皆在一階差分下平穩(wěn)，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一階單整序列，即I（1），因此可以對(duì)它們之間的關(guān)系進(jìn)行下一步分析。

1.2 協(xié)整檢驗(yàn)

通過對(duì)殘差（residual）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)判斷其平穩(wěn)性，以檢驗(yàn)YGDP、XC、XO、XG、XE之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通過了協(xié)整檢驗(yàn)，表明它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

1.3 相關(guān)關(guān)系分析

根據(jù)表2的檢驗(yàn)結(jié)果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立的各變量間的線性模型，如下所示：

（1）

對(duì)模型（1）進(jìn)行最小二乘（OLS）回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。其中，根據(jù)DW值可以判斷，變量之間存在自相關(guān)性，并且XG與XE的系數(shù)不顯著，XG也沒通過符號(hào)檢驗(yàn)。

表3 OLS回歸分析結(jié)果

注：數(shù)據(jù)來源于Eveiws6.0輸出結(jié)果；***表示對(duì)應(yīng)的變量通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，**表示對(duì)應(yīng)的變量通過5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，*表示對(duì)應(yīng)的變量通過10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。

進(jìn)而考慮到一階自相關(guān)的存在，重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。

注：數(shù)據(jù)來源于Eveiws6.0輸出結(jié)果，***表示對(duì)應(yīng)的變量通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，*表示對(duì)應(yīng)的變量通過10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。

由表4可知，R2值達(dá)到0.69263，模型整體擬合優(yōu)度較高，模型中的解釋變量對(duì)被解釋變量具有很好的解釋能力；F值為8.93125，方程通過了顯著性檢驗(yàn)，DW值也在合理的區(qū)間范圍內(nèi)，各變量之間已經(jīng)不存在自相關(guān)性。根據(jù)表4的結(jié)果，煤炭消費(fèi)增長率（XC）在1%水平下呈現(xiàn)出顯著性，石油消費(fèi)增長率（XO）、天然氣消費(fèi)增長率（XG）與電力消費(fèi)增長率（XE）都在10%的水平下呈現(xiàn)出顯著性，并且煤炭、石油、天然氣和電力消費(fèi)增長率都通過了符號(hào)檢驗(yàn)，表明這四個(gè)因素會(huì)顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而不是相反。根據(jù)四個(gè)變量系數(shù)的大小，得出我國經(jīng)濟(jì)增長過程中的能源支持，首先是煤炭，其次是電力，然后是石油和天然氣。

第7篇

[關(guān)鍵詞] 體育消費(fèi) 擴(kuò)大內(nèi)需 經(jīng)濟(jì)增長

隨著我國改革、開放的日益深入，隨著社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制的逐步建立，我國的經(jīng)濟(jì)增長格局發(fā)生了明顯的變化，其中一個(gè)主要的方面就是傳統(tǒng)的以生產(chǎn)擴(kuò)張帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的模式開始轉(zhuǎn)向以需求制約經(jīng)濟(jì)增長的模式，刺激消費(fèi)需求成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素，如何擴(kuò)展消費(fèi)領(lǐng)域、開辟經(jīng)濟(jì)增長的新途徑，日益成為政府關(guān)注的重要問題，正確認(rèn)識(shí)和評(píng)價(jià)體育消費(fèi)在擴(kuò)大內(nèi)需，刺激經(jīng)濟(jì)增長中的作用。研究這些問題在現(xiàn)階段不僅具有理論價(jià)值，而且具有極為重要的現(xiàn)實(shí)意義，同時(shí)對(duì)于我們重新審視體育的功能、度量體育的價(jià)值也有重要意義。

一、將體育休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整結(jié)合起來

體育產(chǎn)業(yè)是一個(gè)覆蓋面非常廣,產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度很高的行業(yè)，涉及國民經(jīng)濟(jì)的很多部門,從發(fā)達(dá)國家的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律來看,在發(fā)展初期那些為第二產(chǎn)業(yè)直接服務(wù)的金融、保險(xiǎn)、交通運(yùn)輸?shù)刃袠I(yè)會(huì)有一個(gè)快速發(fā)展。但隨后,這些行業(yè)的發(fā)展速度將逐漸放慢,而那些為提高國民素質(zhì)和生活質(zhì)量的行業(yè),如教育、文化、體育等行業(yè)將有一個(gè)持續(xù)、快速的發(fā)展。這是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般規(guī)律，同時(shí)也是我國今后產(chǎn)業(yè)調(diào)整的方向。奧運(yùn)會(huì)作為目前規(guī)模最大的全球性體育盛事，為我們產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供了一次難得的發(fā)展機(jī)遇,這體現(xiàn)在:

由于奧運(yùn)會(huì)是目前規(guī)模最大的全球性活動(dòng)，因此舉辦城市都會(huì)全力為保證大會(huì)成功投入最優(yōu)質(zhì)、最先進(jìn)的技術(shù)裝備和產(chǎn)品。這帶動(dòng)了本國相關(guān)技術(shù)和產(chǎn)品的升級(jí)換代，推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化。舉辦奧運(yùn)會(huì)所要求的大規(guī)模高質(zhì)量的信息傳播網(wǎng)絡(luò),眾多功能齊全的設(shè)備，先進(jìn)的文化、體育設(shè)施，清新優(yōu)美的城市環(huán)境,方便快節(jié)的市內(nèi)和城際交通,生動(dòng)活潑豐富多彩的文化氛圍,可大大促進(jìn)我們電子信息產(chǎn)業(yè),環(huán)抱產(chǎn)業(yè)，新型建材業(yè),文化產(chǎn)業(yè)和旅游服務(wù)業(yè)的發(fā)展,加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的過程。

二、將奧運(yùn)經(jīng)濟(jì)短期效應(yīng)與體育休閑產(chǎn)業(yè)的長期發(fā)展結(jié)合起來

奧運(yùn)經(jīng)濟(jì)通過直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用越大，在奧運(yùn)投資周期結(jié)束后,對(duì)主辦城市和主辦國的經(jīng)濟(jì)帶來沖擊就越大。奧運(yùn)經(jīng)濟(jì)的這一特性在國外被稱為“低谷效應(yīng)”。從亞運(yùn)會(huì)的情況看，由于北京人口眾多,發(fā)展速度快,結(jié)果可能會(huì)相對(duì)樂觀一些，但仍然值得我們注意。從目前北京市的奧運(yùn)規(guī)劃來看,北京奧運(yùn)會(huì)場館和奧運(yùn)村的局部既集中又合理的分散，有利于比賽的組織和管理,并突出考慮了賽后利用問題，從另一方面看,要實(shí)現(xiàn)奧運(yùn)經(jīng)濟(jì)的短期效應(yīng)與體育休閑產(chǎn)業(yè)的長期發(fā)展結(jié)合關(guān)鍵在于培養(yǎng)一個(gè)穩(wěn)定的居民體育休閑消費(fèi)市場。目前,我國體育用品消費(fèi)還存在體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)單一和體育消費(fèi)較低的問題。為此,應(yīng)細(xì)分體育消費(fèi)市場,注重開發(fā)的層次性。根據(jù)不同年齡、不同職業(yè)、不同收入水平和不同興趣消費(fèi)者的消費(fèi)需求，開發(fā)組織不同層次體育勞務(wù)消費(fèi)品的生產(chǎn),以滿足不同層次的消費(fèi)者需求

三、體育消費(fèi)的內(nèi)在定義

體育消費(fèi)包括物質(zhì)的消費(fèi)和精神的消費(fèi)，物質(zhì)消費(fèi)中有文化的內(nèi)涵，精神消費(fèi)中有物質(zhì)的基礎(chǔ)。體育消費(fèi)不僅僅是一種經(jīng)濟(jì)行為，也是一種文化活動(dòng)。體育消費(fèi)既受文化因素的影響和制約，又能引起人們對(duì)一定文化的需求的追求；有的消費(fèi)過程直接表現(xiàn)為一種文化活動(dòng)的過程。

體育消費(fèi)行為本身是一種社會(huì)化行為，它受個(gè)體所處社會(huì)文化環(huán)境和個(gè)體消費(fèi)心理差異的影響。不同社會(huì)文化環(huán)境和亞文化背景下的消費(fèi)者，由于生活方式、審美觀念、價(jià)值觀念、消費(fèi)觀念的不同，其體育消費(fèi)理念和消費(fèi)方式也不同。亞文化也稱副文化，對(duì)體育消費(fèi)有著特定的影響。亞文化是指不占主流或某一局部的文化現(xiàn)象，它不僅包括與主體文化共通的價(jià)值觀念，還有其自己獨(dú)特的價(jià)值觀念。有學(xué)者認(rèn)為亞文化對(duì)其成員的影響比主文化還要強(qiáng)，一種亞文化可以代表一種生活方式，它賦予個(gè)人一種可以辨別出來的身份。

我國較為典型的受亞文化影響的體育消費(fèi)群體主要包括地理亞文化群體：是人們由于受所處自然地理?xiàng)l件的影響而形成與氣候條件、地理?xiàng)l件有關(guān)的生活方式和消費(fèi)習(xí)俗的亞文化群體，如北方人選擇運(yùn)動(dòng)服飾，顏色、喜愛的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目與南方人截然不同。區(qū)域亞文化群體:是以人口的行政區(qū)域分布為特色的亞文化群體,存在著較大的差異，鄉(xiāng)鎮(zhèn)消費(fèi)者的消費(fèi)寬度要大大窄于城市消費(fèi)者,這種差異直接與社會(huì)文化環(huán)境和生產(chǎn)發(fā)展力水平有關(guān)。

四、結(jié)論

體育業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)具有較為密切的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度。如旅游業(yè)、廣告業(yè)、建筑業(yè)、食品業(yè)、機(jī)械制造業(yè)都與體育有著直接或間接的聯(lián)系，體育業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性一方面表現(xiàn)為它與其他產(chǎn)業(yè)的直接或間接的消耗關(guān)系上，另一方面表現(xiàn)為體育業(yè)與其他行業(yè)之間可以產(chǎn)生邊緣交叉，籍以形成許多新行業(yè)，積極發(fā)展體育消費(fèi)可以推動(dòng)這些新興行業(yè)的發(fā)展。

體育實(shí)物型消費(fèi)品大多需求價(jià)格彈性較大，體育服務(wù)型消費(fèi)品大多需求價(jià)格彈性比較小，而兩者的需求收入彈性，特別使服務(wù)型消費(fèi)品的需求收入彈性一般都較大。體育消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的依存度較其他產(chǎn)業(yè)為弱。其根本原因在于：體育業(yè)的資本報(bào)酬率遠(yuǎn)比社會(huì)資本平均報(bào)酬率高，因此，一方面流入體育業(yè)的資本遠(yuǎn)比一般行業(yè)要多；另一方面，該行業(yè)資本流入效率較一般行業(yè)也高出許多，即便在經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化時(shí)，其資本報(bào)酬率有所下降，但較其他行業(yè)相比，仍具有較大的投資價(jià)值。

參考文獻(xiàn):

[1]龔 堅(jiān) 劉成高 楊 露:奧運(yùn)經(jīng)濟(jì)與我國體育產(chǎn)業(yè)化[J].西南民族學(xué)院報(bào).哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版,2002,（5）

第8篇

關(guān)鍵詞：云南民族地區(qū)；消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號(hào)：F014.5 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1673－291X（2011）05－0019－03

影響一國（或地區(qū)）經(jīng)濟(jì)增長的原因是多方面的，最主要、最直接的因素是社會(huì)總需求，其中包括消費(fèi)需求、投資需求和出口需求三個(gè)方面。與投資相比，消費(fèi)需求是最終需求，是推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的原動(dòng)力，也是社會(huì)生產(chǎn)的目的。

近幾年，云南省民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)雖然得到了一定程度的發(fā)展，但由于與云南省民族地區(qū)接壤的國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)比較落后，所以云南省民族地區(qū)的出口貿(mào)易發(fā)展受到了一定的限制，云南省民族地區(qū)的投資方向主要集中在第二產(chǎn)業(yè)。這種情況下，研究云南省民族地區(qū)消費(fèi)需求與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，對(duì)進(jìn)一步刺激消費(fèi)、擴(kuò)大消費(fèi)、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、消費(fèi)需求拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)描述

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)消費(fèi)起著決定性作用。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的過程中，我們獲得了認(rèn)識(shí)和理論上的突破，那就是不僅增長決定著消費(fèi)，同時(shí)，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有拉動(dòng)作用，甚至消費(fèi)決定著經(jīng)濟(jì)增長速度的快慢和質(zhì)量的高低。

1.消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的直接拉動(dòng)

消費(fèi)直接拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，在生產(chǎn)能力的界限之內(nèi)，消費(fèi)的增長直接就是經(jīng)濟(jì)的增長，消費(fèi)增長多少，GDP也增長多少；反之亦然。就內(nèi)需而言，只有消費(fèi)才是社會(huì)再生產(chǎn)循環(huán)的終點(diǎn)和新的起點(diǎn)，是真正的最終需求。沒有最終消費(fèi)需求也就不會(huì)有生產(chǎn)者對(duì)生產(chǎn)要素的需求。沒有最終消費(fèi)需求的擴(kuò)大，就沒有投資需求的擴(kuò)大。

2.消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的間接拉動(dòng)

消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的間接拉動(dòng)，其表現(xiàn)形式就是消費(fèi)拉動(dòng)投資，它和消費(fèi)一樣對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起拉動(dòng)作用。因此可以說，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)以消費(fèi)為基礎(chǔ)。從本質(zhì)上看，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在對(duì)有效供給形成的貢獻(xiàn)，即因投資活動(dòng)而引起的社會(huì)產(chǎn)品和勞務(wù)的需求，這是關(guān)于投資活動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的本質(zhì)特征。從中長期看，只有把投資建立在消費(fèi)的基礎(chǔ)上，形成消費(fèi)與投資的良性循環(huán)和持續(xù)增長態(tài)勢，共同拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，才能有效地?cái)U(kuò)大內(nèi)需，并為經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生機(jī)制的最終形成創(chuàng)造條件，使整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)入良性循環(huán)軌道。

二、云南省民族地區(qū)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分析

1.云南省民族地區(qū)最終消費(fèi)在GDP中的比重分析

經(jīng)濟(jì)增長主要是由最終消費(fèi)（消費(fèi)需求）、資本形成（投資需求）和凈出口（國外需求）三大需求拉動(dòng)的。消費(fèi)、投資、出口決定了經(jīng)濟(jì)增長的速度和質(zhì)量，被形容為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的“三架馬車”。由于云南省地處祖國西南邊陲，對(duì)外貿(mào)易發(fā)展緩慢，所以經(jīng)濟(jì)增長主要由消費(fèi)需求和資本形成兩部分構(gòu)成。本文分析根據(jù)1998―2008年《云南省統(tǒng)計(jì)年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)楚雄、紅河、文山、西雙版納、大理、德宏、怒江、迪慶八個(gè)自治州的有關(guān)數(shù)據(jù)加總得到國民經(jīng)濟(jì)各個(gè)組成部分在GDP中所占的比重。

從圖1可以看出，從1997年以來，云南省民族地區(qū)的最終消費(fèi)呈現(xiàn)下降趨勢，由1997年的65.12%下降為2007年的57.90%，年均消費(fèi)率為63.11%。雖然云南省一些民族地區(qū)實(shí)行了投資、消費(fèi)雙向啟動(dòng)政策（比如大理白族自治州就制定了把旅游業(yè)和服務(wù)業(yè)作為支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要產(chǎn)業(yè)），但是由于云南省民族地區(qū)主要的經(jīng)濟(jì)發(fā)展還是依靠工業(yè)，特別是有色金屬產(chǎn)業(yè)，所以導(dǎo)致云南省民族地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要依靠投資需求來拉動(dòng)。因此，云南省民族消費(fèi)需求的增長慢于GDP增長，導(dǎo)致消費(fèi)需求占GDP的比重不斷下降。

這期間，雖然云南省民族地區(qū)的最終消費(fèi)率呈下降趨勢，但是在經(jīng)濟(jì)增長的三大需求中，始終占據(jù)主導(dǎo)地位，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的份額最大的需求，仍是促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Α８匾氖牵c投資相比，消費(fèi)需求波動(dòng)幅度較小，是經(jīng)濟(jì)增長中最為穩(wěn)定的因素。消費(fèi)需求的剛性決定了在GDP的年新增額中，消費(fèi)需求波動(dòng)幅度小于投資等因素，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的慣性最大。

2.云南省民族地區(qū)最終消費(fèi)的構(gòu)成分析

根據(jù)消費(fèi)主體的成分和性質(zhì)不同，最終消費(fèi)可以分為政府消費(fèi)和居民消費(fèi)兩部分，而居民消費(fèi)又可以細(xì)分為農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。1997―2007年云南省民族地區(qū)消費(fèi)各組成部分在GDP所占比重的折線圖如下（見圖2）。

（1）居民消費(fèi)和政府消費(fèi)

從總的變動(dòng)趨勢來看，云南省民族地區(qū)消費(fèi)率一直呈現(xiàn)出平穩(wěn)上升的趨勢，從1997年的11.04%，上升到2007年的15.61%，年平均消費(fèi)率為13.95%。而居民消費(fèi)的變化與最終消費(fèi)的變動(dòng)基本一致，在波動(dòng)中呈下降趨勢，下降幅度相對(duì)較大，從1997年的54.08%下降為2007年的42.49%，下降了11.59個(gè)百分點(diǎn)。居民消費(fèi)率不斷下降是造成最終消費(fèi)率下降的主要原因。

從結(jié)構(gòu)來看，最終消費(fèi)由居民消費(fèi)和政府消費(fèi)組成，居民消費(fèi)率和政府消費(fèi)率之間存在此消彼長的關(guān)系。在最終消費(fèi)中居民消費(fèi)和政府消費(fèi)所占的比重較為穩(wěn)定，居民消費(fèi)率占有重要部分，1997―2007年居民消費(fèi)占最終消費(fèi)率平均為77%，是構(gòu)成最終消費(fèi)率的主力，政府消費(fèi)趨勢雖然不斷上升，但是只占最終消費(fèi)的23%左右。

（2）城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)

在居民消費(fèi)構(gòu)成中，云南省民族地區(qū)的農(nóng)村居民消費(fèi)始終高于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。但是，從圖2中可以看出，隨著時(shí)間的發(fā)展云南省民族地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平呈不斷下降的趨勢。1997年農(nóng)村居民消費(fèi)率為33.36%，比城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率高出了15.68個(gè)百分點(diǎn)；而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)卻是呈反方向變化趨勢，到2007年，云南省民族地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率為20.72%，已經(jīng)和同期的農(nóng)村居民消費(fèi)水平相差無幾。

3.消費(fèi)需求彈性分析

眾所周知，如果這一彈性大于1，說明最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用比較大，反之則小，如果彈性為0，則說明那個(gè)最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長沒有影響。根據(jù)1992―2007年《云南省統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)整理計(jì)算得到云南省民族地區(qū)1992―2007年消費(fèi)需求彈性：

從上表可以看出1998―2007年，云南省民族地區(qū)消費(fèi)彈性系數(shù)在0.75―1.35之間，并且大部分都在1左右。這說明，云南省民族地區(qū)消費(fèi)富有彈性，如果實(shí)行擴(kuò)大內(nèi)需、刺激消費(fèi)的政策可以有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。1998―2007年間的平均消費(fèi)需求彈性系數(shù)為1.11，這說明云南省民族地區(qū)消費(fèi)每增長1%會(huì)帶動(dòng)GDP增長1.11個(gè)百分點(diǎn)。從總體上看，最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用比較大。

4.消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率分析

根據(jù)國民經(jīng)濟(jì)核算體系，最終消費(fèi)=居民消費(fèi)+政府消費(fèi)，居民消費(fèi)=城鎮(zhèn)居民消費(fèi)+農(nóng)村居民消費(fèi)。由此推出各需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的量化公式為：

各需求對(duì)GDP增長的貢獻(xiàn)率=各需求的增加額/GDP增加額×100%

各需求對(duì)GDP增長拉動(dòng)的百分點(diǎn)=GDP增長的百分點(diǎn)×各需求對(duì)GDP增長的貢獻(xiàn)率。利用以上的公式對(duì)1998―2008年《云南省統(tǒng)計(jì)年鑒》中的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，得到1998―2008年間云南省民族地區(qū)消費(fèi)各組成部分對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)系數(shù)。并繪制出消費(fèi)各個(gè)組成部分對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)系數(shù)的折線圖。

圖3顯示，1998―2007年，相對(duì)于居民消費(fèi)，政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)波動(dòng)較小，基本保持在15%左右。同期，居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)雖說總體上占據(jù)主導(dǎo)地位，但其貢獻(xiàn)份額從2004年以后呈下降趨勢，波動(dòng)較大，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的最高點(diǎn)（1999年的49.63%）與最低點(diǎn)（19.73%）相差29.9個(gè)百分點(diǎn)。從而可以看出，居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長拉動(dòng)的總體水平要高于政府消費(fèi)，1998―2007年，政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長拉動(dòng)保持平穩(wěn)，平均為2.39個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)平均水平為5.03個(gè)百分點(diǎn)，高出政府消費(fèi)2.64個(gè)百分點(diǎn)。

圖4反映了居民消費(fèi)中城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)態(tài)勢，結(jié)果顯示城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在1998―2007年雖有波動(dòng)，但是一直保持在20%左右；而農(nóng)村居民對(duì)波動(dòng)幅度較大，從1998年的25.77%下降至2007年的14.87%，下降了10.9個(gè)百分點(diǎn)。城鎮(zhèn)居民對(duì)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)的平均水平為2.89個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)平均水平為2.15個(gè)百分點(diǎn)。

三、分析的主要結(jié)論和政策意義

（一）結(jié)論

1.云南省民族地區(qū)的最終消費(fèi)在國內(nèi)生產(chǎn)總值中占據(jù)主要地位，是經(jīng)濟(jì)增長中份額最大，最穩(wěn)定的需求，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Γ亲罱K消費(fèi)呈下降趨勢。世界平均最終消費(fèi)率2003年為67.9%，東亞平均64%。而云南省民族地區(qū)最終消費(fèi)率僅維持在50%―60%之間，這說明，云南省的最終消費(fèi)率水平不高，通過擴(kuò)大消費(fèi)需求的措施，可以提高消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

2.1997―2007年，云南省民族地區(qū)消費(fèi)彈性系數(shù)大部分都在1左右，說明云南省民族地區(qū)的最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用比較大，云南省民族地區(qū)的消費(fèi)富有彈性，國家實(shí)行擴(kuò)大消費(fèi)需求的政策可以有效地推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

3.1997―2007年，云南省民族地區(qū)居民消費(fèi)相對(duì)于政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)占總體地位，雖然說居民消費(fèi)由于受中國總體市場化進(jìn)程中的一些影響，比如說住房改革、教育制度改革和社會(huì)保障制度改革等，對(duì)人們的消費(fèi)觀念產(chǎn)生了一定的影響，但是居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用仍然高于政府消費(fèi)。

4.1997―2007年，云南省民族地區(qū)居民消費(fèi)中農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)作用大于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，主要是因?yàn)檫^去云南省民族地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程比較緩慢，農(nóng)村居民從人口上來說占大多數(shù)導(dǎo)致的。但是隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷加快，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)一定會(huì)超過農(nóng)村居民消費(fèi)，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)占主要地位。

（二）建議

消費(fèi)需求是經(jīng)濟(jì)增長的助推器，對(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長有著極為重要的作用。分析結(jié)果也說明了消費(fèi)是促進(jìn)云南省民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，也是云南省民族地區(qū)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的重要基礎(chǔ)。結(jié)合云南省民族地區(qū)的實(shí)際情況，現(xiàn)提出促進(jìn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的幾條建議。

1.提高城鎮(zhèn)居民收入，調(diào)節(jié)收入分配關(guān)系

消費(fèi)是收入的函數(shù)，在其他條件一定的情況下，收入增長越快，消費(fèi)需求也愈加強(qiáng)勁，反之則相反。所以，沒有收入的較快增長，要擴(kuò)大消費(fèi)需求、提高消費(fèi)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重是不太可能的。居民收入水平的高低是決定消費(fèi)的先決條件，同時(shí)也是制止居民消費(fèi)繼續(xù)下降的重要條件。因此，調(diào)整居民收入分配比例，提高居民收入，是擴(kuò)大消費(fèi)需求的主要途徑。提高城鎮(zhèn)居民收入，主要是擴(kuò)大中等收入者的比重，提高中等收入群體的收入水平。中產(chǎn)階級(jí)增加收入的主要來源是依靠自身的教育水平和專業(yè)技術(shù)才能的提高。這就要求要加大對(duì)義務(wù)教育的政府投入，保證社會(huì)成員公平的教育機(jī)會(huì)，保證收入分配的起點(diǎn)公平、機(jī)會(huì)公平。高度重視人力資源能力建設(shè)，整合各種社會(huì)教育培訓(xùn)資源，建立覆蓋全省的教育培訓(xùn)網(wǎng)絡(luò)，加強(qiáng)中高級(jí)技術(shù)工人和高技能人才的培養(yǎng)。

2.促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，提高農(nóng)民收入，開拓農(nóng)村市場

云南省民族地區(qū)農(nóng)村居民占總?cè)丝诘拇蠖鄶?shù)，農(nóng)村市場蘊(yùn)涵巨大的潛力，能否較快地提高農(nóng)民收入和擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)，對(duì)促進(jìn)云南省民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)保持較快發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。主要措施有：第一，加大對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投入，加快改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件，與此同時(shí)，應(yīng)著重發(fā)揮財(cái)政資金的杠桿作用，積極運(yùn)用財(cái)政貼息、風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保等手段，吸附、引導(dǎo)和動(dòng)員社會(huì)各類資金流向農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。第二，繼續(xù)實(shí)施和完善減免農(nóng)業(yè)稅政策，按照中央部署，適時(shí)免除各項(xiàng)涉農(nóng)稅收，切實(shí)減輕農(nóng)民稅費(fèi)負(fù)擔(dān)，為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展創(chuàng)造條件。繼續(xù)擴(kuò)大和完善對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)“直補(bǔ)”政策，充分調(diào)動(dòng)農(nóng)民“事農(nóng)”的積極性。

3.完善社會(huì)保障制度，營造良好的消費(fèi)環(huán)境

健全的社會(huì)保障體系可以解除消費(fèi)者的后顧之憂，可以降低居民的支出風(fēng)險(xiǎn)，從而提高居民消費(fèi)傾向。社會(huì)保障制度的發(fā)展可以鼓勵(lì)居民產(chǎn)生巨大的即期消費(fèi)，同時(shí)釋放當(dāng)前高儲(chǔ)蓄的能量。目前，完善云南省民族地區(qū)社會(huì)保障體系的重點(diǎn)是：首先，要完善城市的社會(huì)保障制度。進(jìn)一步規(guī)范城市低保范圍和低保標(biāo)準(zhǔn)，切實(shí)做到應(yīng)保盡保；確保下崗職工基本生活費(fèi)和離退休人員養(yǎng)老金按時(shí)足額發(fā)放，而且不能發(fā)生新的拖欠；堅(jiān)持城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，在社會(huì)統(tǒng)籌和個(gè)人賬戶相結(jié)合的基礎(chǔ)上，力爭做到個(gè)人賬戶實(shí)賬運(yùn)營，同時(shí)加快補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)制度和政策的研究制定。其次，要積極探索建立農(nóng)村養(yǎng)老、醫(yī)療保險(xiǎn)和最低生活保障制度，將農(nóng)村轉(zhuǎn)移進(jìn)城的新職工納入社會(huì)保障范圍的可行辦法。在農(nóng)村建立新的與市場經(jīng)濟(jì)相適應(yīng)的救濟(jì)系統(tǒng)，形成個(gè)人、政府、社會(huì)多方面的救濟(jì)款籌集渠道，滿足農(nóng)村貧困群體多層次的救濟(jì)要求。針對(duì)進(jìn)城務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力，建立工傷保險(xiǎn)制度和醫(yī)療保險(xiǎn)制度，在土地征用費(fèi)用的補(bǔ)償上，應(yīng)包含養(yǎng)老保障因素。

參考文獻(xiàn)：

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[2] 馬光輝，寧定琴.中國消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析（1978―2004）[J].山東經(jīng)濟(jì)，2006，（3）.

第9篇

［關(guān)鍵詞］消費(fèi)需求；經(jīng)濟(jì)增長；投資率；消費(fèi)率

1 研究背景與問題提出

擴(kuò)大內(nèi)需包括擴(kuò)大投資需求和擴(kuò)大消費(fèi)需求兩個(gè)方面。擴(kuò)大投資需求,就是要通過積極的財(cái)政和貨幣政策,激活國內(nèi)投資市場,特別是固定資產(chǎn)投資；擴(kuò)大消費(fèi)需求,就是通過增收、擴(kuò)大信貸等經(jīng)濟(jì)杠桿,激活國內(nèi)消費(fèi)市場,從而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長。南寧市增加固定資產(chǎn)投資和擴(kuò)大內(nèi)需、消費(fèi),同時(shí)充分利用北部灣經(jīng)濟(jì)開發(fā)和東盟—中國自由貿(mào)易區(qū)建成的機(jī)遇,著手打造經(jīng)濟(jì)起飛的平臺(tái)。

2 南寧市固定資產(chǎn)投資與gdp的關(guān)系分析

2.1 固定資產(chǎn)投資周期與名義經(jīng)濟(jì)周期在大體上保持同步變動(dòng)的趨勢

從“十五”時(shí)期到“十一五”時(shí)期前三年(2006—2008),南寧市經(jīng)濟(jì)平均增長速度較快而平穩(wěn),最小值8%,最大值14.6%；但是固定資產(chǎn)投資增長速度不均勻,最小值-7.55%,最大值51.74%。固定資產(chǎn)投資周期與名義經(jīng)濟(jì)周期在大體上保持同步變動(dòng)的趨勢,但又具有一定的差別。這主要表現(xiàn)在：第一,峰谷位置在時(shí)間上有所差別,經(jīng)濟(jì)增長往往滯后于固定資產(chǎn)投資一年達(dá)到峰值或是開始上升。第二,南寧市近10年來,全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的波動(dòng)幅度高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的波動(dòng)幅度。以年度增長率的離差系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)差/均值)來衡量,1999—2008年南寧市固定資產(chǎn)投資的波動(dòng)幅度(0.5048)是名義國內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)幅度(0.3685)的1.37倍,是實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)幅度(0.3542)的1.43倍。

2.2 南寧市固定資產(chǎn)投資與gdp的關(guān)系檢驗(yàn)

選擇2000—2008的年度數(shù)據(jù),并對(duì)南寧市固定資產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值分別剔除固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和國內(nèi)商品零售價(jià)格指數(shù)變動(dòng)因素的干擾。

固定資產(chǎn)投資函數(shù)的選擇：gdpt=b0+bl×fair+ut

式中,fai為南寧市固定資產(chǎn)投資額,gdp為南寧市生產(chǎn)總值，ut為隨機(jī)誤差。

2.3 南寧市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析

選擇adf檢驗(yàn)?zāi)蠈幨泄潭ㄙY產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關(guān)系,結(jié)果是,在5％和10％的顯著水平下,以aic準(zhǔn)則為標(biāo)準(zhǔn),gdpt、fait都是i(1)變量,其一階差分gdpt和fait均為平穩(wěn)時(shí)間序列。選取engle-granger兩步法(e-g)來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明南寧市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間序列均為一階單整。即：gdpt～i(1),fait～i(1),因而可以進(jìn)行協(xié)整回歸,其結(jié)果如下：

gdpt=0.1526+2.151fait

(6.93) (21.86)

r2=0.899 dw=1.508

根據(jù)durbin.watson法對(duì)ut進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果顯示兩變量gdpt和fait是協(xié)整的,即南寧市固定資產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值在這一時(shí)段存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。

2.4 granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過選取滯后長度,可以看出,原假設(shè)“gdp不是fai變化的原因”和“fai不是gdp變化的原因”均被拒絕了,說明兩者存在著雙向因果關(guān)系,即南寧市經(jīng)濟(jì)增長與固定資產(chǎn)投資增長存在著雙向因果關(guān)系。

3 南寧市消費(fèi)需求與gdp的關(guān)系分析

3.1 南寧市全市居民收入與消費(fèi)水平穩(wěn)步增長

近10年南寧市全市居民收入與消費(fèi)水平穩(wěn)步增長,但是農(nóng)民收入和消費(fèi)增長要相對(duì)緩慢,同時(shí)南寧市在全國所有省會(huì)中消費(fèi)總額居于中等地位。

3.2 消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)增長中的比重逐步下降

消費(fèi)需求是經(jīng)濟(jì)增長中份額最大,最穩(wěn)定的需求期間,雖然南寧市的最終消費(fèi)率呈下降趨勢,但是在經(jīng)濟(jì)增長的三大需求中,始終占據(jù)主導(dǎo)地位,是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的份額最大的需求,是促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Α?999—2008年,南寧市最終消費(fèi)率平均值為52.27％,同期的投資率平均值為27.1％,而凈出口在gdp中所占的比重僅為3.2％。更重要的是,與投資相比,消費(fèi)需求波動(dòng)幅度較小,是經(jīng)濟(jì)增長中最為穩(wěn)定的因素。消費(fèi)需求的剛性決定了在gdp年新增額中,消費(fèi)需求波動(dòng)幅度遠(yuǎn)小于投資等其他因素,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響慣性最大，因而,消費(fèi)成為國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的重要保證。

3.3 消費(fèi)需求彈性表明最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用比較大

南寧市名義消費(fèi)彈性系數(shù)在0.31~5.15,并且大部分都在2左右,且最小數(shù)值大于0.31,這說明南寧市消費(fèi)富于彈性,國家實(shí)行擴(kuò)大內(nèi)需、刺激消費(fèi)的政策可以很有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。這期間,名義消費(fèi)彈性系數(shù)平均為2.15,這說明我國名義消費(fèi)每增長1％會(huì)帶動(dòng)名義gdp增長2.15個(gè)百分點(diǎn)。從總體上看,最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用比較大。

4 南寧市固定資產(chǎn)投資、消費(fèi)需求與gdp的關(guān)系分析

4.1 南寧市固定資產(chǎn)投資率過高,增長速度過快

自1997年亞洲金融危機(jī)以來,南寧市的固定資產(chǎn)投資率在高位上持續(xù)提高,1999—2008年的平均投資率為50.2％,已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了全國的平均水平38％。工業(yè)化推動(dòng)、城鎮(zhèn)居民住房制度改革、積極財(cái)政政策、地方政府追求政績、城市化水平加速是造成高投資率的主要原因,此外還有承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與高儲(chǔ)蓄導(dǎo)致投資需求偏高。

4.2 南寧市投資與消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理

4.2.1 農(nóng)村消費(fèi)影響消費(fèi)總量不足

農(nóng)村消費(fèi)需求主要是指農(nóng)村居民滿足消費(fèi)需要并且具有貨幣支付能力的支出。目前,農(nóng)村人口占南寧市人口半數(shù)以上,潛在的消費(fèi)能力巨大。但是,由于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的低迷,農(nóng)村社會(huì)保障體系缺乏等多種因素,農(nóng)村居民消費(fèi)不足。

4.2.2 收入因素影響了消費(fèi)能力

改革開放以來,南寧市居民收入水平有了較大幅度的提高,但居民收入的增長速度還是遠(yuǎn)低于gdp增長速度,居民增收緩慢很大程度上影響了消費(fèi)需求的擴(kuò)大；居民收入差距擴(kuò)大也導(dǎo)致消費(fèi)需求不足,高收入階層的平均消費(fèi)傾向低,其消費(fèi)需求逐漸接近飽和狀態(tài),消費(fèi)增量低于收入的增量。低收入階層邊際消費(fèi)傾向顯著高于高收入階層,但由于缺乏健全的收入補(bǔ)助機(jī)制,使得大量低收入階層有消費(fèi)欲望但缺少必要的消費(fèi)能力,導(dǎo)致消費(fèi)需求不足。

4.2.3 供給因素影響了消費(fèi)意愿