消费与经济的关系精选(九篇)

第1篇：消费与经济的关系范文

[关键词]煤炭消费量；协整；误差修正模型；格兰杰因果关系

Abstract：This paper uses cointegration theory and error correction model to build structural demand model of coal consumption on the basis of basic analysis of coal supply and demand of China, and we also introduced long-term balance of Chinese coal to the short-term forecast, thus we obtained that the total quantity of economy growth still relies on the coal resources consumption in great degree. However, from the error correction model, the coal consumption of second industry shows high efficiency tendency. This paper uses Granger causality tests verify above conclusions.

Key words：coal consumption；cointegration；error correction model；Granger causality tests

随着我国国民经济的快速发展和基础设施建设步伐的加快，能源的供给与需求迅速增长，其中尤以煤炭的供给与需求量增长最为显著。全国煤炭产量从1978年的6.18亿吨上升到2004年的19.56亿吨，2005年产量为21.9亿吨，①比上年增长9.9% 。消费量从1978年的4.04亿吨增加到2004年的13.34亿吨，2005年预计消费量约在21.4亿吨，②比上年增长10.6%，略高于煤炭生产量的增长速度和GDP的增长速度（9.9%）。2006年上半年，全国能耗增长仍快于经济增长，单位GDP能耗不降反升0.8%。在这种情况下，煤炭资源的高消耗能否继续支持经济的高速增长，实现能源利用的集约化及高效率，进而实现经济增长方式的转变，成为摆在我们面前的一个亟待解决的问题。为此，很多学者从能源消费总量或是某一能源的消费量，如石油，来分析和解决这一问题。[1]

国内外学者采用不同的方法对中国能源消费与经济增长的关系做了大量研究，但主要是从定性方面进行，定量分析方面也主要集中在考察能源需求总量、能源利用效率和经济增长之间的关系。[2]其中，林伯强（2001）将协整误差校正模型引入到能源分析中,通过分析能源需求和GDP、能源价格、经济结构中重工业份额的协整关系，建立了中国能源需求的计量经济模型。在经济增长与能源消费各组成部分的分析上，黄飞（2001）采用灰色关联分析法中的关联度分析，认为能源消费结构中与国民经济发展关系最大的是石油，其次是电力，再次是煤炭。张丽峰（2005）利用协整与误差修正理论建立了三次产业的能源消费总量与产业发展的误差修正模型。[3]但是，总量或石油消费量的分析不足以反映我国以煤炭为主的能源消费特征。因此，本文运用协整理论与误差修正模型对第一、二、三产业的煤炭消费量与经济增长（以国内生产总值衡量）进行实证分析，得到中国煤炭消费的误差修正模型，并对模型做出解释，以期真实反映我国各产业能源（煤炭）消费现状，揭示经济增长方式转变的历史进程。

一、中国煤炭消费结构的基本分析

中国国内能源资源禀赋决定了中国以煤为主的能源消费结构，其中第一产业与第三产业煤炭消费量占煤炭消费总量的10%左右，第二产业煤炭消费量则占 90%。煤炭的消费量在能源消费总量中从1978年到2004年的27年间消费比例都维持在65%以上，这是我国能源消费结构的主要特点之一，煤炭消费量在较长时间里仍将维持在一个较高水平，如图1所示。[4]随着中国经济的高速、稳步增长，中国能源消费量也随之增长。

资料来源：中国统计年鉴，2005。

然而，我国煤炭的生产量并不能满足经济发展的需要，如何实现煤炭资源在各产业间的合理配置以保证国民经济的持续、快速、健康发展是我们急需解决的重要问题。因此，研究煤炭消费量与产业之间的协整和因果关系具有重要的现实意义。

二、误差修正模型的建立及检验

（一）数据来源和变量选取

本文运用协整理论和误差修正模型分析中国从19752004年间煤炭消费量和国内生产总值及三次产业产值的协整关系，对具有长期均衡关系的变量构建具有误差修正项的长期均衡方程,并对模型进行分析。本文所选取的煤炭消费量和各产业国内生产总值数据均来自各年《中国统计年鉴》。

为消除异方差的影响和数据的剧烈波动，对原数列取自然对数。其主要变量和含义见表1。

表1模型符号及变量说明(略)

（二）误差修正模型的建立

经典的回归模型是建立在数据序列是平稳的基础上的，对于不平稳的时间序列，可能产生伪回归现象，使模型不能准确反映变量之间的真实关系。协整（cointegration）理论可以很好地解决这一问题，它是由Engle和Granger（1987）提出的，是近年来处理非平稳时间序列之间长期均衡关系和短期波动的有力工具。本文采用EngleGranger两步法。首先对变量进行Augment DickeyFuller(ADF)单位根检验，以确定序列的平稳性和单整阶数。经ADF单位根检验，检验结果见表2。观察下表可以发现煤炭消费量、国内生产总值、第一产业产值、第二产业产值及第三产业产值对数化后均为二阶单整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均为 I(2)。

表2ADF单位根检验结果（略）

因此变量之间存在长期稳定的均衡关系，即煤炭消费量和国内生产总值及三次产业产值之间存在长期的均衡关系。使用Eviews5.0可以分别求出LNCC和LNGDP，LNCC和LNGDP1， LNCC和LNGDP2，LNCC和LNGDP3的长期均衡方程。

对误差修正序列进行单位根检验，发现四组误差修正序列都是0阶单整，即误差修正序列是平稳的。从而证明了以上四组长期均衡关系的成立，即协整关系的存在。通过以上分析，从而可以建立最终的误差修正模型。

从以上误差修正模型来看，我国短期煤炭消费量主要取决于上一年煤炭消费量及当年国内生产总值，上一年煤炭消费量对当期煤炭消费量的影响相当显著，国内生产总值变化1%，则引起国内煤炭消费量增加0.39%。而滞后两期的煤炭消费量和滞后一期的第二产业产值引起当期煤炭消费量反方向的变化，这与我国积极推进经济增长方式的转变，走集约化道路是分不开的，图一中煤炭消费比例有下降趋势，但是由于煤炭资源消费的惯性，出现了图中所示的我国煤炭消费量占能源消费总量的比例仍然保持在一个较高水平上。而我国经济的高速增长也得益于煤炭消费量的持续、稳定。

模型的长期均衡主要体现在国内生产总值，ECM_GDP项的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。ECM_GDP的系数 -1-0.7336030，满足误差修正项前面系数的取值范围及符号。从系数估计值（-0.733603）来看，国内生产总值与煤炭消费量间长期均衡关系对短期波动的调整力度还是相当大的，并且在建立模型时，通过多次估计和检验，发现只有国内生产总值的误差修正项对煤炭消费量有显著的长期均衡误差控制，而第一产业、第二产业和第三产业产值的误差修正项没有显著影响。

同时，我们可以得出煤炭消费量的实际观测值、误差修正模型的拟合值以及参差项的显示图，见图2。

误差修正模型具有其明显的优越性：一阶差分项的使用消除了变量可能存在的趋势因素，从而避免了虚假回归问题；一阶差分项的使用也消除了模型可能存在的多重共线性问题；而误差修正项的引入也保证了变量水平值的信息没有被忽略；由于误差修正向本身的平稳性，使得该模型可以用经典回归方法进行估计，尤其是模型中差分项可以使用通常的t检验与F检验进行选取。

（三）格兰杰因果关系检验

Granger因果性检验是指：在序列Xt和Yt消除了趋势之后，如果利用过去的Xt和Yt的值一起对Yt进行预测，比单用Yt的过去值预测的效果更好的话，序列Xt和Yt存在因果关系，这种关系称为Granger因果关系。煤炭消费量与三次产业产值的格兰杰因果关系检验结果见表4。

表4格兰杰因果关系检验结果

由上表可知，国内生产总值及三次产业产值与煤炭消费量之间存在单方向的格兰杰因果关系，即国内生产总值和三次产业产值是煤炭消费量的格兰杰因果关系。值得注意的是，二次产业否定原假设的概率是94%，略低于其他几个指标，说明我国第二产业的发展在能源利用上正在朝着集约化和多元化的方向发展。这与以上得到的误差修正模型的结论是一致的。

三、结论及预测

通过以上分析得出，采用分不同产业的误差修正模型来预测煤炭消费量能够充分反映出国内产业结构变动对煤炭消费量的影响，而煤炭消费量的变化仍然体现为国内生产总值变动的结果。第二产业中的电力、钢铁、建材和化工四个行业是中国煤炭消费最集中的行业，四大行业的增长速度变化对煤炭需求量变化影响很大，煤炭需求的周期性变化取决于四大行业的周期变化。2005年电力、冶金、建材、化工等主要耗煤行业全年均保持着良好的发展态势，产品产量增势不减，生产量累计同比均保持着 10% 左右的高速增长率。四大行业2005年煤炭需求量达到19.5亿吨，预计2006年全国煤炭需求量在22.5亿吨左右，煤炭供给量约在22亿吨左右，煤炭供需基本平衡。第二产业经济增长方式的转变、能源的集约化利用及能源需求结构的多元化将有力地缓解我国煤炭供需矛盾，实现煤炭供需新的平衡。

2006年上半年，我国国内生产总值增长10.9%，煤炭生产增长12.8%，在经济加速增长的情况下，煤炭供应比较宽松，库存继续增加。钢铁、有色金属、建材等领域重点企业坚持推进结构调整和增长方式转变，通过产品结构调整和节能降耗改造降低单位能耗。但是，我们注意到：上半年能源消费增长快速，超过了国家GDP的增长速度，暴露出经济增长方式和能源消费结构上仍然存在的一些问题。这也说明我国在实现经济增长方式的转变，能源、经济和环境协调发展方面还有很长的路要走。

注 释：

①2005年煤炭生产量数据来源于《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》。

②2005年煤炭消费量数据来源于《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》。

主要参考文献：

[1]马超群,储慧斌,李 科．中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究[J]．系统工程,2004（10）．

[2]张政伟,吕子安,张 英．能源与中国经济增长[J]．工业技术经济，200（1）．

第2篇：消费与经济的关系范文

关键词：粉丝经济消费升级互联网流量变现

1消费升级是什么

消费升级是消费结构升级，以及消费者不再单纯追求所消费的产品的使用价值，而是更加追求商品的符号价值及附加价值(更加追求消费精神化、情感化、高品质以及个性化多元化)。随着时代的发展，消费者的心理和消费需求由质量、价格更多的是转向了追求多元化和个性以及服务品质化，商品的标准化逐渐被取代。消费者更是注重情感和精神消费，商家也必须针对不同的消费群体进行个性化和多元化的产品服务，以满足消费者的个性需求和情感需求。

2粉丝经济概念以及内涵

粉丝经济是指在社交网络时代里，存在于粉丝和偶像明星之间的相关经济行为。正如张嫱在《粉丝力量大》里提出的“粉丝经济以情绪资本为核心，以粉丝社区为营销手段增值情绪资本，以消费者为主角，由消费者主导营销手段，从消费者的感情出发，企业借力使力，达到为品牌与偶像增值情绪资本的目的”。粉丝经济现在突破了时空的局限，被广泛运用在文化娱乐、销售商品以及提供服务等多个领域。商家则是借助一定的平台，通过某个兴趣点，聚集在朋友圈和粉丝群给粉丝提供各种各样的商品和服务以满足粉丝的需求，从而转化为消费，实现盈利。除了平常的偶像明星与粉丝之间会有经济关系之外，“网红产业”也逐渐发展了起来。

3粉丝经济的体现以及与消费升级的关系

3.1出现了不同的“偶像主体”

而不同的平台更是会有不同的“偶像主体”出现，大范围的是品牌企业、综艺影视以及各个火爆景点都会有粉丝出现，有的是品牌的忠实粉丝，只要新出产品就一定购买；综艺节目和影视节目正如《奔跑吧兄弟》则掀起一股购买“撕名牌”道具的浪潮，以及作者八月长安所写的被翻牌的振华三部曲《橘生淮南》(还未播出)《你好，旧时光》《最好的我们》都因为是怀旧青春片卖情怀而都获得了极高的播放点击量，这便可转化为了通信流量收入。火爆景点大到故宫，小到网红打卡店都有忠实粉丝，最近故宫出的彩妆更是在“双十二”购物节这天受到疯抢，是粉丝的古风情怀也是忠诚度的影响，直接转化为了消费盈利。而小范围的除了偶像明星、还有博主网红、商业精英以及节目里的辩手。博主和网红在直播平台直播时穿的衣服用的化妆品都会引起粉丝的购买，并且粉丝还会在平台上“打赏”主播，送游艇送飞机等礼物。节目《奇葩说》的导师出了关于情商课的书也受到大家的青睐而获得了较高的销售量。

3.2《偶像练习生》节目的出现再一次引起“粉丝经济”繁荣

正如马斯洛需求理论所提出的那样，需求分为生理需求、安全需求、爱与归属的需求、尊重的需求以及自我实现需求。粉丝经济可以说是一种情感资本，粉丝经济拥有着独特的强大的推动力量，不仅购买产品还变相向外界宣传了相关产品。偶像代言的产品，即使并未大幅度降价，销量依旧猛涨。2018年可谓之是偶像元年，2018年初在爱奇艺平台上线的养成系偶像选秀节目《偶像练习生》自开播便迅速走红，引起全民关注，也有极高的话题讨论度。其中的9名出道成员也均有较高的人气。在节目播出期间，由于其赛制是粉丝的投票直接决定了偶像的出道位，偶像发展的权利被完完全全交到了粉丝手中，而粉丝自然不会放过“追星”权利变成“造星”权利的这个机会，因而广大商家抓住了粉丝付出精力金钱以及时间只为了让偶像有出道机会的心理，而使得粉丝经济再一次受到大家的关注。

3.3偶像蔡徐坤及其粉丝成为粉丝经济中最具代表性人物

2018年，有关粉丝经济最具有代表性的偶像就是蔡徐坤。蔡徐坤的出现以及其粉丝强大的数据和购买力使得“蔡徐坤”这个名字逐渐成为了一个符号，成为了一个象征着强大的粉丝经济能力以及商业经济价值的符号。出道半年，个人代言养生堂面膜，单品面膜销量13万，销售额约2400万，成为当日美妆类目排名第一。作为汤臣倍健yep系列产品的代言人兼首席好看官，截至到7月9日，十款产品销量9.7万，销售额逼近1550万，而在“双十一”当天，汤臣倍健旗舰店跻身“2018天猫双十一亿元俱乐部”，在行业热销店铺排行第一，销售额增长112.7%。代言手机vivoX23因其代言以及IKUN定制款，该手机稳居天猫手机2k～3k价位段销量冠军。以及作为中国移动视频彩铃首席体验官，相关话题阅读数达到34.2亿。个人时尚杂志封面《MadameFigaro》8.2万册开售三秒售空、《红秀GRAZIA》4.6万册、《睿士ELLEMEN》6.3万册、《NYLON尼龙》5.3万册、《Qthemusic》3.6万册、《悦游》《时尚先生》基本秒切(上线按秒计算售空)个人电子刊《TENDERS时尚》更是达到了600万元的销售额。蔡徐坤粉丝更是热衷于同款，他的同款墨镜当日官网即时缺货，同款手表三小时现货售罄，同款卫衣更是直接售罄。为了响应蔡徐坤一直以来对正能量公益活动的支持，他的粉丝“IKUN”也跟着他的脚步热心于公益。绿化造林12项、动物救助17项、儿童类(教育设施捐赠、儿童保护、免费午餐、特殊儿童救助以及国际捐赠等)48项、社会类(援建路灯、灾后救助、关爱老兵、医疗设备捐赠、渐冻人救助以及台风救助等)21项。2018的BAZAAR办了“课后一小时”活动，近7000名粉丝参与该活动筹集20余万元。

4“粉丝经济”行为里所体现出的消费升级

4.1情感需求与替代满足

所有好看的数据背后是粉丝投入的金钱、情感以及精力，不见得一定是生活所需物品，但一定程度满足了粉丝情感消费心理，符合了消费升级里的情感消费。商家们从消费者的真实需求入手，按照需求进行产品设计和生产。蔡徐坤代言了养生堂面膜之后，商家推出了带有蔡徐坤照片的包装盒，以及按照购买名词赠送明信片和小卡还有人形立牌，都满足了粉丝的情感需求。以及最近的李维斯百无禁忌代言也是购买蔡徐坤同款衣服可以进行粉丝刺绣。对偶像的喜爱来源于把自我的认同感和自身的达不到的理想折射在偶像身上，渴求获得替代满足。让自己的偶像站在榜单的顶端，用金钱和时间的投入换取好看的数据，一定程度让粉丝自以为自己也一起达到了高顶端的水平。

4.2品位消费不断增长

粉丝经济里的粉丝认为偶像带着他们走在潮流前端，并且自认为与偶像穿同款用同款会离自己的偶像更近一点，所以粉丝跟着偶像买时尚单品，买偶像同款，粉丝会因为偶像进而青睐于专业品牌，于是品味消费不断增长。而商家们在看到了粉丝的需求后，快速得通过相对应的产品以及服务吸引粉丝购买，从而使得消费转化为盈利。

4.3见识消费

还有些粉丝认为看偶像的舞台能获得了很好的感官享受，而在蔡徐坤这里，粉丝们除了通过舞台满足了自己的精神消费的需求之外，更是为了让偶像真真切切感受到自己的人气，也是为了自己能够第一时间获取到爱豆的资讯，于是买门票去看偶像。粉丝因为追寻偶像也进行了一系列的衣食住行消费。有些粉丝去各地的演唱会的同时还会“顺便”旅游从而带动了见识消费的增长，这也是粉丝经济衍生出来的与消费升级有关的消费。还有LED屏幕的生日应援打榜应援，有大屏幕的应援也就意味着会有粉丝前去“打卡认证”(即拍照认证)，也进一步带动了相关旅游见识消费的增长。

4.4新媒体时代粉丝经济方式再一步升级(自我提升消费)

随着时代和技术变化发展，从最开始大家只在屏幕面前欣赏，到去现场直接观看舞台，再到“我想为偶像做点什么”发展。正如各大粉圈里都有所谓的“剪刀手”(专门剪辑偶像的视频已达到安利的效果)，“站姐”(跟行程去前线拍照的)、“画手”(自己进行创作画偶像以满足广大粉丝)，以及“写文大大”(开“脑洞”写故事让粉丝能够进行情感代入)，现在还有“小剧场”(根据一个idea配合偶像的照片然后进行故事创作)。之前的追星唯一回报是情感上的满足，而如今不仅是满足，更多是想更加主动为偶像进行应援，同时随着应援方式的多样化多元化，粉丝也在不断开拓自己的能力去支持偶像，有的是报名上课学会ps美化图片，有的买了相机去现场拍照，有的是花钱学画画只为了画自己偶像，还有的因为自己的偶像能歌善舞，于是自己也报名学习舞蹈学唱歌学乐器，这些都是粉丝经济延伸出来的消费，同时这些更是粉丝的自我提升消费。而一旦这些技能达到一定程度就能进行延伸的粉丝经济，“站姐”此刻变成了所谓的“商家”抓住了粉丝和偶像之间强烈的情感连接点，主动将这些连接点转化为自己可盈利可促进购买欲望的利益点，比如“站姐”可以在微店、淘宝、OWhat等平台上售卖自己的应援合集和photobook，噱头就是“你没见过的图”“有些照片连偶像自己都不记得了”“老照片”以及附赠DVD、明信片、贴纸、小卡、徽章、立牌等来刺激粉丝的好奇心和收藏癖。可以说2018年，哪里有蔡徐坤哪里就有热度哪里就有经济热点。正是由于偶像的发展权利被完完全全交到了粉丝手里，粉丝掌握着主动权利，因而粉丝与偶像关系的紧密成为了商家的利益点，将商业价值转化成实在的消费盈利，属于消费升级。以及粉丝经济发展过程中的相关一系列消费，如情感满足替代满足消费、品味消费、自我提升消费、以及见识消费的增长也属于消费升级。

第3篇：消费与经济的关系范文

二、海南经济的消费总量与结构分析

三、消费需求对经济增长的影响

四、海南经济中需求不足的因素分析

五、扩大内需的政策措施

六、结束语

一、 前言

消费问题，从消费行为角度看，属于微观经济范畴；从国内生产总值最终使用构成看，消费是重要总体变量，它的总量和结构变动影响国内生产总值的变动，即对经济增长具有影响作用。因此，消费问题，同时也是一个宏观经济范畴。我们对消费问题研究的出发点，是对经济增长的关注。

消费问题在近两年成为一个焦点问题，刺激消费成为拉动经济增长的有效手段。近两年，我国经济增长速度趋缓，经济发展的外部环境和内部环境发生变化，例如东南亚金融危机、人民币不贬值压力、国有企业改革、政府机构改革等，使得消费问题终于浮出水面，引起人们的关注，成为新的经济增长点。由于经济发展的外部环境和内部环境变化，严重削弱了经济增长的各种要素，因此，将开拓国内市场、刺激消费、扩大内需确定为经济增长的基本立足点和长期发展策略，具有重要的现实意义。

消费与增长，传统的计划经济理论认为，经济增长带来消费的增加，增长对消费起着决定性作用。经济增长了才能适当增加消费，消费基金的过快增长会影响和妨碍经济发展，并以此为依据安排经济建设和制定宏观发展计划。在计划经济向市场经济转变的过程中，我们不但取得了制度上的变革，也获得了认识和理论上的突破，那就是不仅增长决定着消费，同时消费对增长具有拉动作用，消费拉动作用在一定条件下可以超过投资的影响作用，决定着经济增长速度的快慢和质量的高低。这一增长观点可以从下面的经验材料和理论获得支持。第一，高收入高消费与低收入低消费两种模式比较。

改变。因此，消费水平没有获得与经济增长的同步增长，海南经济增长的机会成本高昂，经济发展质量不高。与全国平均水平和世界水平相比，海南消费水平低下。九十年代以来，根据国际货币基金组织和世界银行统计，世界平均消费水平为78─79%，全国平均消费水平为58─60%，海南仅为41─55%，见表2-2

总消费又细分为居民消费和政府消费。从上面资料看，建省前政府消费仅占总消费的5─10%，建省后快速上升到20%以上（仅有两年低于20%）。与居民消费和总消费相比，政府支出增长速度是最快的。

2 、消费模型

消费，从实物形态看，表现为商品和劳务；从货币形态看，来源于可支配的实际收入。消费水平的高低主要决定于一国国民个人可支配收入的高低。所谓个人可支配收入是指个人在一年中得到的可以自由支配的收入总和。个人可支配收入是gdp的一部分，受投资、税赋和政府转移支付等因素影响。在其他条件不变的情况下，个人可支配收入决定于gdp的大小和gdp转移为个人收入的多少即收入分配政策。

设个人可支配收入为yd，gdp为y，假定个人可支配收入在gdp中所占比重为b，我们称b为gdp的个人分配系数。这样就得到：

yd=b* y (2．1)

再假定个人消费c是个人可支配收入的函数，由此得到：

c=a+c* yd (2．2)

c=a+b* c* y (2．3)

这样，我们就建立了具有一般意义的消费模型，即式（2．3）。其中，a是自发性消费，为常量，表明一个基本的消费水平；c为边际消费倾向，它是消费增量同个人可支配收入增量的比例，即

c=d c/d yd=d c/(b* d y)=1/b* d c/d y （2．4）

从消费模型可以看出，在边际消费倾向c一定条件下，消费水平取决于两个因素：即gdp的个人分配系数b和gdp。

在gdp既定条件下，个人分配系数b决定了消费总量和消费水平。b是政策参数，是收入分配政策的反映。研究表明，b波动区间的上限，也就是消费的最大限度，受预期投资影响。预期投资决定了预期的收入，所以b受到预期收入影响。因此，消费不但取决于即期可支配收入，也受预期收入影响。

利用消费模型，我们来进一步分析海南经济中消费的特点及消费与收入的关系特征，见表2-3。

表2-3 居民收入与消费情况 单位：元

--------------------------------------------------------------------------------

年份 职工平 居民人均 农村居民 人均储蓄存 居民人 农业居民 非农业居民

均工资 可支配收入 人均纯收入 款年末余额 均消费

1990 1980 1575 778 802 852 698 1436

1991 2194 1726 916 1039 866 667 1609

1992 2720 2318 1026 1680 1128 819 2252

1993 3501 3072 1320 2699 1449 1064 2813

1994 4485 3920 1620 3369 1814 1259 3723

1995 5340 4770 1872 3978 2197 1548 4345

1996 5476 4926 2156 4619 2376 1726 4444

1997 5664 4850 2382 5041 2458 1802 4458

资料来源：《海南统计年鉴》，1998年

第一、以量入为出的低消费为主要特征。

1990─1997年，消费中量入为出观念占主导地位，消费水平低下，且增长缓慢。同期人均gdp增长了2.6倍，人均消费增长1.9倍，其中农业人均消费增长1.6倍，非农业人均消费增长2.1倍。消费水平提高远远落后于经济增长速度，并且消费水平的城乡差距扩大，1990年城乡消费水平比为2.1: 1，1997年扩大到2.5: 1。

第二、收入水平提高落后于经济增长水平。

1990─1997年，职工平均工资增长1.9倍，城市居民人均可支配收入增长2.1倍，农村人均纯收入增长2.1倍，明显落后于经济增长。低收入是现行的收入分配政策的主导思想。低收入必然带来低消费，由此引发的需求不足成为经济增长缓慢的主要因素，无疑制约了经济发展后劲，给经济的可持续发展带来了严重的不利影响。

第三、非工资性收入和非货币化消费现象严重。海南经济表现为低收入低消费的特征同时，还表现为高储蓄。1990─1997年，人均储蓄增长5.3倍，超过了经济增长和收入增长速度。不协调的高储蓄表明，? 居民的非工资性收入即灰色收入相当高，甚至超过工资收入，成为主要收入来源之一。社会团体的小金库和地下经济是灰色收入的来源。地下经济有多大？占gdp份额有多少？尚难估算，也不列入gdp。但是，如果地下经济超过一定份额，将使gdp核算和经济增长测算低于实际水平。地下经济失控无疑将破坏经济肌体的健康，干扰正常的经济秩序。- 非货币消费即实物消费现象不容忽视。公有住房、医疗保健等实物分配曾一度是主要消费形式，目前这些制度改革没有全部结束，尚有遗留问题，新的货币化分配机制也没有完全建立健全，计划经济下的实物消费情结和惯性仍在发生作用，实物或变相实物消费仍大量存在，这些因素影响着消费领域的货币化程度。小金库禁而不绝、政府支出快速增长就是一个明显的例子，见图2-1。

图2-1 人均收入、储蓄、消费曲线

三、消费需求对经

济增长的影响

1、消费贡献率与投资贡献率

经济增长是一个复杂的问题，它受许多因素影响，例如，消费、投资、国际贸易、劳动力、科技进步、经济体制以及政府政策等等。对于投资、劳动力生产要素研究已取得相当多成果，但是，消费对经济增长的影响作用研究，仍有许多空白。近两年，需求不足的负面影响越来越明显，需求不足业已成为经济增长缓慢的主要原因。在基础设施薄弱，生产要素瓶颈作用显著的情况下，投资对经济增长的拉动作用比较明显，扩大投资成为主要的手段。随着经济总量扩张、基础设施完善，投资对经济增长的边际效益逐渐降低，拉动作用逐渐减弱，这时，消费拉动作用会明显增强，并成为刺激经济增长的一个主要因素。贡献率是我们研究消费和投资拉动作用所采用的一个指标。消费贡献率是指消费对经济增长的贡献，即在gdp增长中消费因素所占的比重。投资贡献率是指投资对经济增长的贡献，即在gdp增长中投资因素所占的比重。表3-1为海南1988─1997年消费、投资贡献率。

关于净出口。净出口在海南经济总量中一直占较小比重，近年受贸易政策影响，比重下降。所以净出口对海南经济增长影响较小，这里暂不述及。

2、贡献率分析

在海南经济增长中，消费贡献率一直处于较低水平状态，投资贡献率始终保持较高水平。重投资、轻消费，形成海南经济的特殊格局，成为经济结构中的突出矛盾。1988─1997年，消费贡献率为41─57%，全国平均水平为56─63%，低6─15百分点；投资贡献率为59─41%，全国平均水平为43─34%，高7─16个百分点。

从投资方面看，建省初期，面对比较薄弱的基础设施和经济发展要素诸如电力、能源、交通、原材料等瓶颈制约，我们不得不拿出大量资金搞建设，采取高投资政策，依靠扩大投资规模，来完成经济基础设施建设和经济实力扩张。投资拉动作用十分明显，经济获得迅速增长。由此可见，海南经济走的是一条粗放型的外延式的增长道路。随着经济总量扩张，基础设施和发展要素不断完善，投资对经济增长影响开始减弱。尤其是十年来，在开发建设中出现的低水平、小而全、大而全项目的重复建设问题非常突出。所以，投资对经济增长的边际效益逐渐减弱，投资向最终消费的转化越来越低，投资拉动作用明显下降。近两年，虽然我们采取了积极的财政政策，扩大基础设施投资规模，但是，效果不很明显。因此在经济增长问题上，扩大投资规模只能是权宜之计，而且在宏观投资政策上，我们要一手抓“规模控制”，一手还要抓“结构引导”。

从消费角度看，消费贡献率低于57%，1994年达到谷底水平41%，一直处于较低水平，消费对经济增长拉动作用始终没有真正发挥出来。在投资边际效益下降情况下，消费对经济增长的作用得到加强。但是，海南经济需求不足始终没有得到解决，形成了即使在高投资政策下仍然没有高产出，经济增长持续缓慢。与全国平均水平和世界平均水平相比，海南经济消费贡献率相差10─20个百分点。这个差距就是我们刺激消费需求，开拓国内市场，扩大内需的政策空间。如果消费贡献率每年增长一个百分点，那么，再过十年，海南经济增长水平和质量，就可以居于全国领先水平；再过二十年，将达到发达国家经济水平。

四、海南经济中需求不足的因素分析

综上所述，收入水平，预期收入是消费的主要来源，起着决定性作用，我们称其为内部影响因素。消费习惯、产品质量、品种、价格以及服务，影响着消费选择，可以称其为外部影响因素。海南经济中需求不足，既有内部因素的原因，也有外部因素的原因。总消费包括居民消费和政府消费。政府消费主要受政策影响且较难定量，前面已略有分析，在此不再赘言。下面仅从居民消费方面说明需求不足的原因。

1、收入分配政策改革滞后是造成需求不足的主要原因。

1990─1997年，人均gdp增长2.6倍，职工平均工资仅增长1.9倍，农民纯收入仅增2.1倍。进入九十年代，海南经济得到快速发展，城乡居民收入得以较快提高，消费水平取得明显增长。但是，相对于经济增长水平，收入增长比较缓慢，消费水平没有得到经济增长的全部合理转化成果。在经济增长中，有相当的份额是我们牺牲掉的收入和消费增长的部分。从消费模型看，在既定gdp条件下，可支配收入高低取决于收入分配系数的大小。收入分配系数是政府收入分配政策的反映。高投资政策，必然是低收入分配政策，也必然带来低消费，造成需求不足。低收入分配政策同时也是非工资性收入膨胀和非货币化消费增加的根源。

2、价格机制改革快于收入机制改革影响消费需求增长。

我们进行经济体制改革开放，许多改革措施往往是以价格调整为契机的。价格机制成为政府和居民关注的焦点。尤其是推行市场经济体制改革后，由于认识上的误区，以及市场流通领域利益驱动和立法力度不够等原因，国内市场商品价格比较混乱，曾一度失控。在与国际市场接轨问题上，盲目追逐价格平行而忽视了产品品种、质量等非价格因素，也忽视了居民的收入水平和购买能力。在利益驱动下，国内市场上的粮、糖、棉、钢材、汽车、家用电器、服装、航空客票、标准住宿费、电影票、公

园门票、美容美发等价格，基本接近国际市场价格水平，有的甚至高于国际市场价格。然而，我们的收入水平与其他国家相比，相距甚远，我们的购买力远远落后于其他国家。从收入分配看，工薪阶层占绝大多数，私有经济业主仅占极小份额。所以工薪阶层是我们的消费主体。由于工资收入增长缓慢，名目繁多的“补贴”等非工资性收入仍是大多数居民家庭的主要收入来源，从而形成低收入与高价格这一突出矛盾，使得居民的消费需求得不到充分满足，居民消费处于抑制状态，从而造成消费市场低迷，有效需求不足。

3、经济周期性波动，预期收入下降是目前影响需求不足的一个不容忽视的因素。

在计划经济向市场经济转变过程中，政府实行了一系列改革措施。例如，住房制度改革、社会保障制度改革、医疗保险制度改革、教育体制改革、退休制度改革、国有企业改革和政府机构改革。这些制度改革措施一方面影响着居民的消费支出，另一方面影响到人们的思想和心理态势，因为人们原有的计划经济的思想惰性和情结在相当的范围和程度上存在着。加上近几年经济周期性波动影响，使人们对经济的预期不明确，对收入的预期下降。这些因素使人们少支出多储蓄，以备将来不时之需。在诸多改革措施中，收入分配机制改革仍然未提到议事日程，露出庐山真面目，同时又要面对下岗分流、子女教育费上涨等支出增加压力。因此，人们只能精打细算，以积极节流被动开源方式来抵御收入预期的下降。

4、消费模式不利于需求不足状态改变。

海南经济发展的滞缓期比全国多十年。建省后，进入九十年代，海南经济才开始真正的开发建设。农业，是海南经济的主要基础产业，在产业结构中占有支配地位。所以，由于长期经济滞缓和文化背景因素影响，海南经济的消费习惯根深蒂固，消费模式表现为传统社会中的低收入低消费，量入为出的特征。在改革开放中，海南经济获得了长足发展，发生了巨大变化，然而，消费习惯、消费模式没有多大变化。

十年来，储蓄率不断上升，1992年超过60%。随着收入增加，消费未得到较快增长，储蓄却大幅上涨，说明人们增加的收入不是用来扩大消费而是进行储蓄。高储蓄率可以为经济发展提供资金，在经济起步发展阶段是非常必要的。但是随着经济总量扩大，高储蓄将影响消费率的提高，对经济增长产生负面影响。在经济波动发生时，人们在经济预期不明确的情况下，必然采取多储蓄，而不是多消费。近两年的经济实践表明，在扩大内需问题上，高储蓄率是一大障碍，虽然央行连续七次大幅度减息，但统计资料显示，储蓄有增无减，国民储蓄热情依然高涨。所以在目前形势下，单一的降息货币政策也难以取得预期效果。高储蓄就意味着低消费，它们是一个问题的两个方面。生活上的节约简朴，就微观而言，是一种文化美德，但就宏观而言是有害无益的，是不经济的。它往往成为低收入低消费的一个合理支点和借口。在现实经济活动中，伴随着生活上的节约，是生产上的大量浪费和重复建设，是资源、能源、原材料和人才的大量浪费。在资源稀缺和经济产出成果有限的条件下，这无疑是两把杀手锏，使消费水平难以提高。因此，在扩大内需问题上，不但要一手抓鼓励消费，一手还要抓生产环节中的浪费，要珍惜稀缺的资源。

5、影响需求不足的其他因素

第一、投资结构不合理和投资效益低下，不利于收入增长，不利于消费增加。我国财政政策比较单一，主要以投资为首选手段来进行宏观调控，当经济过热时就严格压缩投资，在经济低迷时就大量追加投资。这种政策的结果是，重复建设、盲目建设、低水平低效益项目十分严重。投资结构不合理和建设项目效益差，造成企业普遍严重亏损，甚至有许多项目一开工就亏损。投资严重浪费，生产能力相对过剩，企业低效，从而造成职工下岗人数增加，收入增长缓慢。我们可以算一笔帐：1997年，以全国平均水平为标准，通过扣除gdp的投资额，来调整海南消费率上升5%达到60%，那么5%的gdp就是20个亿，（1997年gdp为408个亿），相当于海南当年全社会固定资产投资的12%；如果以世界水平为标准，那么，就要扣除gdp的23%即94个亿的投资额，相当于海南全社会固定资产投资的56%。这部分就是由于消费与投资结构不合理和投资效益低下形成的。

第二、商品和服务不能满足消费需求。居民消费依靠对市场所提供的商品和服务的效用选择来实现的。国内市场上，中、低档商品占主体，高档较少，与国际市场相比，质量存在明显差距。高、中、低档商品分类，不应当仅仅是价格差别，更重要的应该是质量和服务的区别。居民对进口商品的热衷就是对国内市场不能满足消费需求的一个规避。商品价高质差，假冒伪劣现象猖蹶，欺诈消费者现象屡屡发生，这无疑严重地打击了消费者的信心，抑制了购买力的顺利实现。同时，产品品种、结构单一，也构成对消费的消极影响。有关资料显示，美国市场销售产品超过40万种，而我国市场只有10万多种，而且在工艺、质量、技术含量方面存在明显差距。

五、扩大内需的政策措施

以需求不足为特征的海南经济的缓慢增长，已经引起有识之士的普遍关注。

国家在实施积极的财政政策和货币政策的同时，也把扩大内需做为宏观调控手段，来促进经济的增长。在这样的大环境下，海南应以此为契机，积极拓展消费市场，刺激消费需求，及时制订有效的政策措施来解决长期困扰经济增长的需求不足问题。如果需求不足长期存在，在投资手段不能有效地发挥作用的情况下，就可能产生通货紧缩。目前经济运行中的通货紧缩问题应引起我们的警惕。因为通货紧缩将吞噬海南经济十年来取得的成果，带来经济的严重倒退。如何拓展消费市场？如何刺激消费需求？如何克服和避免经济增长中可能出现的需求不足问题？我们认为，首先应该将提高消费率、降低投资率作为制订经济政策的基本出发点和长期发展战略。虽然需求不足就表现为消费率的低下，消费率提高意味着需求不足的改善，但是，在解决需求不足问题上，首先应该注重消费率的提高。因为海南经济发展实践表明，由于过度地强调了投资的作用，忽视了消费的影响作用，造成海南经济出现高投资率、低消费率的发展格局，投资与消费二者比例关系不协调，影响了海南经济增长的持续性和增长质量。应当承认，这是由于我们认识上的误区和政策引导上的失误造成的。为此，要尽快调整二者比例关系，改变原有格局，提高消费率，降低投资率，达到经济良性循环。提高消费率并不是消极的压缩投资，以经济增长为代价换取消费的增加，而是积极地扩大消费，使消费增长快于投资增长，在经济适度增长条件下消费与投资的比例关系协调发展。同时，注重经济运行的平稳性和政策的连续性，克服和避免经济周期性波动所造成的危害；注意防范收入水平和消费水平差距扩大，出现社会两级分化，要“效率”与“公平”并重，利用宏观调控手段，逐步实现最大程度的社会公平，保证经济发展所要求的安定的社会大环境。在政策操作上，具体地应采取以下措施：

1、加快收入分配机制改革，尽快制订出台改革方案。

提高国内生产总值的个人分配系数，也就是加大经济发展成果向个人倾斜力度，以提高居民收入水平，从而增加有效需求；将工资制度改革提到议事日程，尽快提高政府公务员和国有企业职工工资收入水平，将住房、医疗、社会保险和子女教育等项费用计入工资，消除现存工资制度中的各种补贴和分配中的实物消费形式，实现货币化分配。建立起明确的工资增长机制，完善各项福利制度改革，实现职工福利的市场化和社会化管理。同时，尽快完善其他各项经济体制改革，减少由此带来的经济周期性波动和人们对经济预期的不明确，提高未来收入的预期。

2、适当提高粮食收购价格，切实减轻农民负担，逐步提高农民的收入水平。

农业是海南经济的基础性支柱产业，农业人口占总人口的四分之三，所以农村消费市场发展前景广阔。十年来，农民收入水平和消费水平增长缓慢，城乡差距扩大。但是，农民的边际消费倾向较高，所以要逐步增加农民收入，从而启动农村消费市场。增加农民收入的具体措施包括：? 适当提高粮食收购价格。粮食是农业的主要产品，是农民收入的主要来源，并且粮食价格仍有上调的空间，所以要提高粮食价格，保证农民主要收入来源，维护农民种粮的积极性；- 解决瓜菜水果保鲜、运输和销售环节矛盾。瓜菜水果已成为农业的一项重要收入，但是保鲜技术缺乏、运输和销售难的问题比较普遍，要加强“绿色通道”软、硬件建设，保证产销顺利实现；? 切实减轻农民负担。取消各种不合理摊派，实现以税代费，在目前情况下，对农民实行税率优惠政策；精减乡村干部，降低农民负担干部的系数。资料表明，农民收入中除去消费，并未全部转化为农业投资，有相当一部分被各种不合理摊派吞掉，这无疑提高了农业生产成本，增加了农民负担，也打击了农民的生产积极性；ˉ 加快农村基础设施建设，就地消化农村剩余劳动力，谋求优质高效农业。农村的经济发展要素瓶颈作用十分明显，劳动力大量剩余。加快农村基础设施建设，加快农业经济发展步伐，就地消化剩余劳动力，是必由之路，同时推广科学技术，实现农业产业化发展，从而达到增加农民收入，增加农民有效需求的目的。

3、增加城镇低收入阶层的收入，缩小收入水平差距。及时足额发放下岗职工生活补贴和失业救济金，健全社会保险机制，这是刺激消费的需要，也是社会和经济稳定发展的需要。开征利息税，单一的减息政策未能获得实效，同时配以积极的财政税收调节政策，进行收入再分配，使收入向贫困居民转移。储蓄率居高不下，消费需求低迷不振，是开征利息税的有利时机。通过利息税，不但可以增加财政收入，实现收入再分配，还可以达到缩小城镇收入水平差距，从而增加有效需求。

4、加快消费观念转变和消费模式升级。

需求不足与量入为出的消费习惯有密切关系。在刺激消费需求上，要注重消费观念的转变，从政策上引导居民形成正确的消费观念，将消费提到与储蓄对经济发展同等重要的高度去认识，转变传统的量入为出的低消费习惯，培养人们形成积极的适度消费观念。同时大力开展消费信贷，改变消费信贷落后局面，建立健全个人信用制度。积极推广以住房、汽车

等高档耐用消费品为主的信贷形式，方式可以多样，方法应更加灵活。大力支持收入稳定的消费者进行提前消费。

5、调整产业结构，提高产品和服务质量，切实保护消费者合法权益。

对于严重过剩项目，坚决实行“关、停、并、转”，并严格禁止上新的项目，对于已近饱和的项目，要严格限制新项目开工，对投资实行严格的管理责任制，克服投资决策中的，杜绝新的重复和浪费。增加产品品种,提高产品质量和服务水平，严厉打击假冒伪劣产品活动，加大消费市场执法力度，切实保护消费者合法权益不受侵害。

第4篇：消费与经济的关系范文

【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.

第5篇：消费与经济的关系范文

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．

第6篇：消费与经济的关系范文

关键词：能源消费结构 经济增长 对策

一、研究目的

江苏是一个能源消费大省，当前江苏的能源消费总量中原煤消费占据着绝对的比重，原油消费位居其次，而相对较清洁的天然气消费及新能源消费在能源消费总量中所占比例基本可以忽略不计。从江苏省经济可持续发展的角度考虑，我们需要研究江苏省的能源消费结构与经济增长的关系，一方面可以对江苏省的各大能源消费项目对经济的影响有一个量上的把握；另一方面，我们也可以从研究结果中对江苏省能源消费结构的调整指明方向。

二、文献综述

Kraft.A和Kraft.J（1978），分析了美国1947年至1974年的能源消费与经济的数据，发现：经济增长是能源消费增长的格兰杰原因，而反之不成立。Yu和 Hwang （1984），Yu和 Choi（1985）利用格兰杰因果分析的方法，检验了多国的能源消费与经济数据，发现：能源消费与经济增长的格兰杰因果关系在不同国家间是存在差异的。Yu和Jin（1992）研究美国能源消费总量与经济总量后，发现此两者之间存有协整关系，并且GDP对能源消费的影响明显。Hwang和Gum （1992） 分析了台湾的能源消费与经济数据后，得出了台湾的能源消费和经济总量之间是双向格兰杰因果关系。Stern（1993）通过对美国1947年至1990年的数据进行因果关系检验，并且加入了VAR模型分析，发现能源消费对GDP并没有格兰杰因果关系，但是反之GDP却是能源消费的格兰杰原因。

三、计量模型

本文的目的是分别研究江苏省各主要能源消费项目与经济之间的关系。假定江苏省原煤消费、原油消费、天然气消费和电力消费分别与本省经济增长存在着一定的关系，分别以江苏省GDP总量为因变量，原煤、原油、天然气和电力消费量为自变量，建立四个线性回归模型，方程如下：

LNGDP= C1+αLNCOAL+ε1 LNGDP= C2+βLNOIL+ε2

LNGDP= C3+γ LNGAS+ε3 LNGDP= C4+θLNPOWER+ε4

其中，GDP代表江苏省的地区生产总值，COAL代表江苏省的原煤消费总量，OIL代表江苏省的原油消费总量，GAS代表江苏省的天然气消费总量，POWER代表江苏省的电力消费总量。α，β，γ，θ分别是四个线性回归方程的自变量系数，εi （i=1、2、3、4）分别代表四个线性回归方程的残差，Cj （j=1、2、3、4）分别代表是个线性回归方程的常数项。

用Eviews 6.0软件对LNCOAL、LNGAS、LNOIL、LNPOWER进行ADF检验，检验结果表1所示。根据表1所展现的结果，四组数据的原序列都是不平稳的，而一阶序列除了DLNPOWER以外均是平稳的，因此需对原序列做二阶的ADF检验。检验结果显示，四组数据的二阶ADF检验值均可以在5%的置信水平上检验通过。那么可以得出结论，原序列是属于二阶单整序列，满足协整检验的前提。

在平稳性检验之后对LNGDP与LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNPOWER做Granger因果检验，结果如下：

如表2所示：原煤消费是GDP增长的格兰杰原因，而GDP增长也是原煤消费增长的格兰杰原因。

如表3所示：原油消费的增长不是GDP增长的格兰杰原因，而GDP增长是原油消费增长的格兰杰原因。

如表4所示：天然气消费增长不是GDP增长的格兰杰原因，而GDP增长是天然气消费增长的格兰杰原因。

如表5所示：电力消费增长是GDP增长的格兰杰原因，GDP增长也是电力消费增长的格兰杰原因。

四、结论

第一，江苏省原煤消费与经济增长是双向因果关系，且两者是正相关的关系，增加1%的原煤消费会带来1.238%经济增长，而经济每增长1%就会带来原煤消费0.808%的速度增长；第二，江苏省原油消费与经济增长是单向因果关系，经济增长带来了原油消费的增长，而原油消费的增长并不一定会引起经济的增长。这两者是正相关的关系，地区生产总值每增加1%，就会带来原油消费0.622%的增长；第三，江苏省天然气消费与经济增长也是单向因果关系，经济增长是原油消费增加的格兰杰原因，而反之不成立。两者之间是正相关的关系，GDP每增加1%就会引起天然气消费3.86%的增长；第四，江苏省电力消费与经济增长是正相关的双向因果关系。每当全省GDP增加1%，就会引起电力消费以0.963%的速度增长，而电力消费每增长1%就会带来1.039%的经济增长。

从实证分析的结果中，我们可以看出，原油、原煤和电力消费对经济增长的影响是积极的，其中原油消费对经济的影响最大，其次是原煤消费的影响。而天然气消费对经济增长的影响却不尽如人意。

参考文献：

[1]马尔萨斯.人口原理[M].黄立波，译.西安：陕西人民出版社，2007

[2]大卫・李嘉图.政治经济学及赋税原理[M].北京：商务印书社，1962

[3]（美）丹尼斯・米都斯. 增长的极限――罗马俱乐部关于人类困境的报告.李宝恒译[M].长春：吉林人民出版社，1997

[4]Kraft.J.， Kraft.A.. On the Relationship Between Energy and GNP. Journal of Energy and Development[J]， 1978， 3

[5]Yu.E.S.H.， Hwang， B.K..The Relationship Between Energy and GNP：Further Result[J]. Energy economies， 1984， 6（3）

[6]Yu， E.S.H.， Choi， J.Y..The causal relationship between energy and GNP：An international comparison [J].Journal of Energy and Development， 1985， 10（2）

第7篇：消费与经济的关系范文

关键词：政府消费；居民消费；经济发展；格兰杰因果检验；脉冲响应

一、引 言

投资、消费、出口是拉动一国经济发展的“三驾马车”，三者均衡增长，国民经济才能健康、平稳地发展。但是，投资需求只是中间需求，只有消费需求才是真正的最终需求，消费需求规模的扩大和结构升级才是经济增长的源动力。马克思的消费理论和西方经济学理论都肯定了消费在经济增长中的重要作用。马克思的消费理论指出，消费是生产的最终目的，因而最终消费是引导经济发展的源动力。西方经济学理论认为消费需求是真正的最终需求，对于投资需求进而对整个经济增长起着直接的和最终的制约作用，是经济增长的根本动力。因此，如何增强消费对经济的拉动作用，进而确立消费主导拉动的经济增长模式，始终是经济学界和国家实际部门研究的热点问题。

改革开放以来，在“三驾马车”的拉动下，我国经济经历了近30年的高增长。但是，近年来，我国消费率不断下降，投资率持续上升，经济增长主要依靠投资需求拉动。在投资与出口双双大幅增长的同时，我国消费率明显下降，1978年到2006年间，我国的消费率总体呈现下降趋势，已经从1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明显加大［1］。消费率过低、消费需求持续低迷所引发的一系列问题，已经成为

协整关系说明ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间存在协整关系，揭示了ln?pce?、ln?gce?对ln?gdp?的影响度，而且表明ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间存在长期均衡关系。可以看出，在长期内，ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间具有很密切的相关性，ln?pce?、ln?gce?的扩大对经济增长具有促进作用；从回归方程可以看出，ln?pce?、ln?gce?相关比率每增加1％，ln?gdp?分别增长0.3％和0.5％。可见ln?gce?更有效的促进了经济的增长。

（三）格兰杰（granger）因果性检验

上述协整检验结果告诉我们变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。c.w.j.granger在1969年提出的因果关系检验的基本思想是“过去可以预测现在”，?即如果x是y变化的原因，则x的变化应该发生在y变化之前。如果x是引起y的原因，则在y关于y滞后变量的回归中，添加x的滞后变量作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力，此时，称x为y的格兰杰原因，如果添加x的滞后变量后，没有显著增加回归模型的解释能力，则称x不是y的格兰杰原因。

?由于因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采取依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。对消费与经济增长之间的granger因果关系检验结果见表2。

表2 格兰杰检验结果表 零假设[]滞后期[]f统计量[]概率[]结论ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒绝9.178[]0.006[]拒绝ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒绝 5.789[] 0.001[]拒绝ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]3[]1.678[]0.207[]不拒绝3.786[]0.029[]拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒绝 3.316[] 0.081[]不拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒绝[] 1.871[] 0.179[]拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]3[]1.296[]0.306[]拒绝 2.328[] 0.109[]拒绝ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]1[]4.832[]0.038[]不拒绝0.992[]0.329[]拒绝ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系[]ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]2[]3.761[]0.040[]不拒绝1.613[]0.223[]拒绝[]ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系[]ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]3[]2.587[]0.085[]不拒绝[]1.712[]0.200[]拒绝

由表2可以看出：

在滞后1-2期情况下，存在ln?pce?和ln?gdp?之间的双向granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在ln?gdp?到ln?pce?的单向granger意义上的因果关系。

在滞后1期情况下，仅存在ln?gdp?到ln?gce?的单向granger意义上的因果关系。

在滞后1-3期情况下，仅存在ln?gce?到ln?pce?的单向granger意义上的因果关系。

（四）var模型的估计

1980年c．a．sims将向量自回归(vector auto regressive，var)模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。这种模型采用多方程联立形成，它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。其明显的优点在于对外生变量和内生变量不必加以区别而同等对待，因而var模型估计的结果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精确的因果关系检验。

1．本文构造的var模型可以表示为：

?y?t=α+∑p[]i=1β?iy??t-i?+u?t（2）

其中：y?t=?ln?gdp?i

?ln?pce?i

?ln?gce?i，α=α?1

α?2

α?3，

β?i=β??11,i?[]β??12,i?[]β??13,i?

β??21,i?[]β??22,i?[]β??23,i?

β??31,i?[]β??32,i?[]β??33,i?,u=u??1t?

u??2t?

u??3t?,u??it??n(0,σ?2)?在实际应用中面临如何选择滞后阶数的问题，滞后阶数越大，越能完整反映模型的动态特征，但是滞后期越长，模型待估参数越多，自由度越少，因此应在滞后期与自由度间寻求平衡。表3综述了根据各种准则选定的var滞后阶数。

表3 选择var滞后阶数的各种准则 内生变量：ln?gdp?,ln?pce?, ln?gce?；外生变量：?c?；样本区间：1985～2006年 lag[]logl[]lr[]fpe[]aic[]sc[]hq[]0[]141.697[]na [] 3.05e-09[]-11.096[]-10.950[]-11.0551[]159.857[]30.509?*[]1.48e-09?*[] -11.829?*[] -11.244?*[] -11.666?*2[]165.773[]8.518[]1.96e-09[]-11.582[]-10.558[]-11.2983[]176.460[]12.825[]1.89e-09[]-11.717[]-10.254[]-11.311

注：*表示根据该准则选定的阶数。lr：连续修正lr检验统计量(在5%水平显著)；fpe：最终预测误差；aic(akaike)：信息准则；sc ( schwarz )：信息准则；hq ( harman-quinn)信息准则。

因此我们选则var的滞后阶数为1。构建的var模型为：

?δ?ln?gdp?i=1.38525δ?ln?gdp??t-1?-0.876792δ?ln?pce??t-1?+0.174980δ?ln?gce??t-1?+0.039279

t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］

r?2=0.628?r?2?=0.580f=12.954

δ?ln?pce?i=0.860081δ?ln?gdp??t-1?-0.292779δ?ln?pce??t-1?+0.234451δ?ln?gec??t-1?+0.016839

(3)

t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］

r?2=0.585?r?2?=0.531f=10.809

δ?ln?gce?i=0.826969δ?ln?gdp??t-1?-0.444377δ?ln?pce??t-1?+0.080339δ?ln?gce??t-1?+0.072780

t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］

r?2=0.302?r?2?=0.211f=3.318

由以上的模型中可以看出，经济增长主要受自身?ln?gdp(-1)和?ln?pce(-1)的影响；居民消费主要受?ln?gdp(-1)的影响。这也对照了前面格兰杰因果关系检验的论断。经过检验，模型是显著的，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明该?var?模型的结构是稳定的(见图1)。所以，满足脉冲响应函数和方差分解分析的前提条件。下面，运用脉冲响应函数和方差分解做出合理的解释。

?

图1 var稳定性检验图2．脉冲响应函数

var模型的脉冲反应函数（irf）可以反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反应，显示任意变量的随机扰动（新息innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程。如果随机扰动存在相关性，他们将包含不与特定变量相联系的共同部分，通常将共同部分的效应归属于var系统中第一个出现的变量（依照方程顺序）。图2为基于上述var模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度。在模型中，将响应函数的追踪基数设定为十年。图中实线部分为响应函数的计算值，虚线为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。

从图2可以看出：

??ln?gdp对自身的一个标准差新息冲击立即有较强的反应，在第1期达最大后开始慢慢回落，到第5期为负值，负值的最大值出现在第7期后开始逐渐回升；?ln?gdp对来自?ln?pce的一个标准差新息冲击的反应一开始较弱，但这种负面冲击效应逐步增强并在第3期下降到低谷，然后又逐渐回升；?ln?gdp对来自?ln?gce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，到第4期为负值，负值的最大值出现在第6期后开始逐渐回升，多数观察为负值。

?ln?pce对自身的一个标准差新息冲击反应相对不是很大，在第1期达最大后开始慢慢回落，在第3期达到谷底随后又开始回升；?ln?pce对?ln?gdp的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；?ln?pce对来自?ln?gce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，从第4期开始趋于平缓。

?ln?gce对其自身的冲击反应一开始就很强，在第1期达到最大，随后一直趋于回落；?ln?gce对?ln?gdp的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；?ln?gce对来自?ln?pce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，从第1期开始就慢慢上升，从第8期开始趋于平缓。

图2 脉冲响应函数曲线图

可见，经济增长对居民消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱，即在长期来看经济增长会带来居民消费的增长；同时，居民消费的提高对经济增长在短期内会带来一定的负面冲击效应，但经过一定时间，这种效应会改变为正面冲击效应；经济增长对政府消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱；同时，政府消费对经济增长有一定的促进作用，效应不是很强但一直比较稳定。

?3．预测方差分解

var模型的方差分解是将系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解表示的是当系统的某个变量受到了一个单位的冲击以后，以变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用程度，它的基本思想是把系统中每一个内生变量的变动按其成因分解为与各方程随机扰动项(新息)相关联的各组成部分，以了解各新息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解技术分析了各个变量对经济增长的贡献率。方差分解的结果见表4。

?表4 ?ln?gdp方差分解表 ?ln?pce方差分解表 ?ln?gce方差分解表 period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce[]period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce[]period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce1[]0.042[]100.000[]0.000[]0.000[]1[]0.045[]77.304[]22.696[]0.000[]1[] 0.053[]从表4可以发现：

从?ln?gdp方差分解影响结果可以看出?ln?gdp的预测误差主要是由自身引起的，在第1期受自身波动的影响，随着滞后时期的增多，?ln?pce对?ln?gdp的影响越来越大，但是最终也未超过35%。?ln?gce对?ln?gdp的影响一直很弱。可见居民消费的冲击对?gdp?的影响是逐渐递增的，但是经济增长的大部分波动还是由自身引起的，由自身引起的波动的影响始终在64%以上，而政府消费对经济增长的影响很小，可忽略不计。

从?ln?pce的方差分解的结果可以看出?ln?pce的波动大部分可由自身的波动和?ln?gdp的影响引起的，?ln?gce的影响太微不足道，可忽略不记。其中?ln?pce自身的波动是趋于递增的，而来自?ln?gdp的影响是趋于递减的，随着滞后时期的推进，?ln?pce大部分预测误差可由?ln?gdp的影响来解释。可见从短期还是长期来看?ln?gdp对?ln?pce的影响都是很显著的。

从?ln?gce的方差分解的结果可以看出?ln?gce一开始的预测误差是由自身和?ln?gdp来解释的，但随时间的推进，?ln?gce的波动大部分可由?ln?pce和?ln?gdp共同来解释。也可以说，从第5期开始?ln?gce的波动受自身和?ln?pce、?ln?gdp的影响趋于稳定，但?ln?gdp对?ln?gce的影响还是占主导地位的。

从方差分解表的信息来看，我国的?ln?gdp、?ln?gce和?ln?pce的惯性比较大，一开始大部分都是由自身和?ln?gdp的影响造成的，除?ln?pce外，?ln?gdp、?ln?gce随着时间的推移，由自身的扰动带来的影响趋于减弱。还有长期来看?ln?pce对?ln?gdp影响是逐渐增大的，因此应注重发展居民消费。

四、结论与启示

以上根据1978～2006年的数据对消费与经济增长的关系进行了分析，得出如下结论：

1. ?ln?gdp与?ln?pce、?ln?gce之间存在着稳定的长期均衡关系，具有长期稳定和短期波动的特性并且?ln?gce更有效地促进了经济的增长。

??2. 在滞后1-2期情况下，存在?ln?pce和?ln?gdp之间的双向?granger?意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在?ln?gdp到?ln?pce的单向?granger?意义上的因果关系。在滞后1期情况下，仅存在?ln?gdp到?ln?gce的单向?granger?意义上的因果关系。在滞后1-3期情况下，仅存在?ln?gce到?ln?pce的单向?granger?意义上的因果关系。

?3.从脉冲函数上分析，政府消费对gdp影响很小，而我国政府消费占gdp的比重在10%～14%之间波动，已经快要超过15%的上限。政府消费随着经济发展和工业化进程城市化进程的加快，规模会扩大，但是在今后的发展中应尽力控制好规模，以达到最优，也可以避免政府消费对居民消费的挤出效应。从方差分解来看，居民消费对gdp的影响要超过政府消费。因此，扩大内需的重要是扩大居民消费，而不是扩大政府消费。但是消费对经济的冲击并没有预想的那么大，从实证分析来看却没有发挥其真正作用。在稳健的财政政策的背景下我们应该实行扩大居民消费，适当缩减政府消费，我们应当从观念机制和制度上大力发展消费信贷减轻居民的流动性约束，而且要增加居民尤其是农村居民的收入。

不论是理论分析还是各国经验均表明，消费对经济增长具有非常重要的拉动作用。消费率高，经济增长就快。消费率低，经济增长就慢。深入分析发现，上述的结论与我国实际情况相吻合。改革开放以来，我国的经济得到了迅速的发展，它带来了消费的增长，而消费的增长，又反过来推动着经济的迅速发展。我国虽然在消费率很低的情况下依然保持经济的高速增长，但主要依赖于投资和出口贸易推动。因此，这种投资推动的经济增长是很难持续的，没有最终消费的支持，经济增长的质量也就上不去。针对我国居民消费率严重偏低的情况，政府不应该是束手无策，而应该积极通过调整政府消费将最终消费率保持在一个适度的水平上。最理想的状态当然是政府消费能够有效促进居民消费，因为居民消费才是最终消费的主体。但即使政府消费不能拉动居民消费，也至少应当根据居民消费的消费进行调整，以补充居民消费之不足，从而使最终消费率保持在适度水平上。可喜的是，我们的实证检验的结果均肯定了上述两种假设关系的存在，这说明政府的消费政策是有效的。

但是，总的来说我国目前消费率偏低，这在一定程度上严重制约着国民经济的健康快速发展。因此我们要了解妨碍消费需求增长的因素并采取相应的策略以求我国经济能够得到更快的发展。

第8篇：消费与经济的关系范文

关键词:巴西;能源消费;经济增长;碳排放

中图分类号:F113.3 文献标识码:A 文章编号:1003-4161(2010)03-0020-04

一、引言

Granger因果检验是研究变量之间关系最适合的计量方法。已有较多学者采用该方法来研究能源消费和经济增长的关系。如Glasure and Lee(1998)对亚洲国家能源消费与经济增长之间的因果关系进行了实证分析,并得出结论:在新加坡,实际GDPGranger引起了能源消费。Yu and Choi(1985)采用Granger因果检验法分析韩国GNP和能源消费之间的关系,结果发现他们之间存在单向因果关系。除了分析总能源消费与经济增长的关系之外,一些学者还具体分析了某一种能源消费与经济增长之间的关系,比如,Bowden and Payne(2009)通过Granger因果检验分析表明:在美国居民可再生能源消费Granger引起了实际产出,然而工业、商业可再生能源消费各自与实际产出之间不存在Granger因果关系。综观已有的研究,很少学者将能源消费、经济增长以及碳排放放在一起进行研究,本文将进行这方面的尝试。

作为“金砖四国”之一的巴西,其经济发展尤其受到学者的关注。巴西同时也是能源消费大国,那么巴西的能源消费对经济增长的贡献到底怎样?另一方面,因能源消费,尤其是传统能源消费所带来的温室气体排放量增加,使当今世界的环境面临严峻挑战。在此背景下,世界各国都积极筹划发展低碳经济,以降低能源消费对环境造成的不利影响,那么巴西的碳排放与能源消费的关系又是怎样的?巴西如何在不牺牲环境的前提下实现经济的可持续发展?本文接下来将分析巴西能源消费、经济增长与碳排放之间的关系,并在此基础上,为巴西的可持续发展提出建议。

鉴于本文主要对能源消费、经济增长与碳排放的关系进行实证分析,因此将对各部分做如下安排:第二部分介绍计量方法、变量选取及数据来源,第三部分分析能源消费与经济增长之间的关系,第四部分则分析能源消费与碳排放之间的关系,最后一部分在第三、四部分实证分析的基础上提出建议。

二、计量方法、变量选取及数据来源

对经济变量之间的关系进行实证分析,要经过这样一些步骤。首先是对变量序列做单位根检验,在此基础上分析变量之间是否存在协整关系和Granger因果关系。本文在分析能源消费与经济增长之间的关系时采用多变量分析框架,而在分析能源消费与碳排放之间的关系时采用双变量分析框架。

不管是多变量分析框架还是双变量分析框架,首先要对变量序列进行平稳性检验,这是因为在分析经济模型时,如果对非平稳时间序列直接进行回归容易产生“伪回归”现象,从而造成结论无效。本文采取ADF法来检验变量的平稳性,在此基础上,再对变量序列进行协整分析和Granger因果关系分析。

在进行协整分析和Granger因果关系分析时,多变量分析框架与双变量分析框架就有差别了。

对时间序列进行协整检验的方法包括由Engle and Granger提出的EG两步法和Johansen检验法。一般地,分析两个变量之间的协整关系时采用EG两步法,而在多变量框架下分析协整关系常使用Johansen检验法。EG两步法在对两个以上的变量做协整检验时存在一个较大的缺陷,即,把不同的变量作为被解释变量时,可能检验得出不同的协整向量。而Johansen检验法不仅克服了EG两步法的缺陷,而且做多变量检验时,还可以精确地检验出协整向量的数目,以判断变量之间的长期均衡关系。所以,以下在分析能源消费与经济增长之间的协整关系时采用Johansen协整检验方法,而在分析能源消费与碳排放之间的协整关系时采用EG两步法。

我们结合经济模型来选择实证分析中所用到的变量。在分析能源消费与经济增长关系时,我们选择加入了能源消费变量的C-D生产函数。长期以来,能源作为生产过程中的独立要素投入常常被忽略,这是因为与其他要素的就业成本相比,能源投入在GDP中只占很小比例(Ghali and EI-Sakka,2004;Lee et al.,2008),能源只被看做是原材料的一部分而已。之所以出现这种情况,事实上隐含着一个重要的逻辑前提和假定:能源是存在的,而且不会枯竭。随着世界经济的不断发展,能源对经济的约束也越来越明显,特别是上世纪70年代的两次石油危机更是凸显了能源对经济增长的约束作用。

近期大量的研究越来越重视能源在生产过程中的重要性,一些学者试图把能源作为除了劳动力、资本以外的附加的生产要素纳入生产函数当中(Ghali and EI-Sakka,2004;Lee and Chiang,2008;Stern,2000;Wolde-Rufael,2008)。本文同样按照这一思路,建立分析模型如下:

Yt=kβ1tLβ2tEβ3t

Yt表示t时刻总产出或实际GDP,Kt表示t时刻的资本存量,Lt表示t时刻的就业水平,Et表示t时刻总能源消费量。对该函数取自然对数建立回归方程表示如下:

LYt=α0+β1LKt+β2LLt+β3LEt+εt

系数βi,i=1,2,3分别表示资本存量、就业和总能源消费的弹性(Lee et al, 2008),εt为随机扰动项。

需要说明的是本文将使用总资本形成来代表资本存量K。许多学者在缺少资本存量数据时都曾采用过这样的处理方法(Lee and Chiang,2008;Narayan and Smyth,2008;Sari and Soytas, 2007)。使用总资本形成代替资本存量有一些局限。总资本形成是一个流量概念,不能衡量随年度累计下来的资本存量,没有考虑资产折旧带来的调整。总投资只是总资本存量的一个变动,不涵盖折旧。总资本形成也包括存货。Sari and Soytas(2007)指出永续盘存法在估算资本存量时假定折旧率是常数,因而资本的任何变动都与投资的变动有很大关系。这样,用新固定投资数据来衡量资本存量的发展趋势还是较为可靠的。

本文使用的数据是1977―2006年之间的年度数据。实际GDP、总资本形成、能源消费量以及碳排放量数据均来自于世界银行的世界发展指数(2009)光盘版,而就业数据则来自于国际劳工组织网站。对这些数据取自然对数后分别表示为:LYt、LKt、LEt、LCEt和LLt。

三、能源消费与经济增长关系的实证分析

使用Eviews6.0软件对LYt、LKt、LEt和LLt的平稳性检验结果见表1。

从检验结果来看,变量LYt、LKt、LEt和LLt的ADF检验值均大于10%水平下的临界值,因此无法拒绝有单位根的假设,是不平稳序列。然而,从一阶差分序列的ADF检验值则都小于10%水平下的临界值,因此拒绝有单位根的假设,所以一阶差分序列都是平稳的。从而得出结论:变量LYt、LKt、LEt和LLt都是一阶单整序列。在此基础上进行变量间协整关系检验,检验见表2。

从以上结果可以发现:LYt、LKt、LEt和LLt四个变量之间存在协整关系。协整方程为:

LYt=0.512+0.16LKt+0.62LLt+0.23LEt

(4.29)(10.24)(2.54) (3.91)

其中括号内为各估计系数的t值,从该方程可以看出当GDP变动1个百分点,资本存量变动0.16个百分点,就业变动0.62个百分点,而能源使用变动0.23个百分点。协整检验结果只告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系,还需要通过Granger因果关系检验来进一步验证。根据AIC准则确定各变量的最优滞后阶数为2,对变量间Granger因果关系检验结果见表3。

表3 Granger因果关系检验结果

原假设F检验值概率P值结论

LKt不是引起LYt的原因LYt不是引起LKt的原因4.482050.0227拒绝1.654740.2131无法拒绝

LLt不是引起LYt的原因LYt不是引起LLt的原因5.623990.0103拒绝4.693470.0195拒绝

LEt不是引起LYt的原因LYt不是引起LEt的原因4.064640.0308拒绝0.048700.9526无法拒绝

从以上结果可以发现,LLt是引起LYt变动的原因,同时LYt也是引起LLt变动的原因,说明就业和GDP的变动都会引起对方的变动;而LEt与LYt之间只表现为从LEt到LYt的单向因果关系,即能源消费变动单方向引起GDP的变动。同样资本存量变动也单方向引起GDP的变动,而根据经济现实,GDP的变动同样会引起资本存量的变动。可能是因为数据处理方面的问题,所以实证结果没能与现实情况完全吻合。

四、能源消费与碳排放之间关系的实证分析

如上文所述,对能源消费与碳排放之间关系的研究属于双变量分析,因此,这里采用EG两步法。以上已经对能源消费序列进行了平稳性检验,能源消费的自然对数序列LEt是一阶单整序列。下面是碳排放序列的平稳性检验结果见表4。

表4 ADF单位根检验结果

变量检验形式

(C,T, M)ADF检验值临界值1%显著性水平5%显著性水平10%显著性水平10%显著性水平下的平稳性

LCEt(C,N,7)-1.349587-3.679322-2.967767-2.622989不平稳

LCEt(C,N,7)-5.169447-3.689194-2.971853-2.625121平稳

注:检验形式中,C表示单位根检验中是否包含常数项,T表示时间趋势项,M表示滞后期数,M的选择根据SIC准则自动选定。

该结果说明LCEt也是一阶单整序列。接下来采用EG两步法检验LEt和LCEt的协整关系和Granger因果关系,见表5。

1.对LEt和LCEt进行回归后的残差序列et的单位根检验如下:

表5 ADF单位根检验结果

变量检验形式(C,T,M M)ADF检验值临界值1%显著性水平5%显著性水平10%显著性水平10%显著性水平下的平稳性

et (C,N,7)-2.414313-3.679322-2.967767-2.622989不平稳

注:检验形式中,C表示单位根检验中是否包含常数项,T表示时间趋势项,M表示滞后期数,M的选择根据SIC准则自动选定。

根据EG两步法的检验思想,说明能源消费与碳排放之间不存在长期的协整关系

2.同时能源消费与碳排放之间不存在Granger因果关系。

巴西的能源消费与碳排放之间既不存在长期的协整关系,同时格兰杰因果检验也否认了巴西的能源消费是碳排放增长的格兰杰原因。因而,单纯从能源消费总量角度很难准确地把握能源消费与碳排放之间的关系,要准确把握这一关系,还需要进一步考察巴西的能源消费结构。

五、对策建议及对中国的启示

以上研究结果告诉我们,巴西存在着从能源消费到经济增长的单向因果关系。降低能源使用将会导致经济增长趋缓,为了保持经济增长,则需要增加能源消费。

一般来讲,能源消费,特别是传统能源消费的增加会对环境造成不利影响。从第四部分的分析可知:单纯从能源消费总量角度很难发现巴西的能源消费与碳排放之间到底有什么关系。我们接下来考察巴西的能源消费结构,并在此基础上对巴西经济的可持续发展提出建议。

(一)对巴西保持可持续发展的对策建议

根据BP世界能源统计(2009)资料显示,2008年在由石油、天然气、煤炭、核能以及水电消费构成的能源消费合计中,巴西的情况是:石油消费量105.3百万吨(石油当量),占合计量的46%,天然气消费量22.7百万吨(石油当量),占合计量的9.95%,煤炭消费量14.6百万吨(石油当量),占合计量的6.4%,核能消费量3.1百万吨(石油当量),占合计量的1.36%,水电消费量82.3百万吨(石油当量),占合计量的36%。从中我们可以发现:与印度、中国等发展中大国不同的是,巴西的能源消费中煤炭占比很低,而清洁的可再生能源,如水电消费占比则很高。同时,目前巴西使用的乙醇、生物柴油及其他可替代能源已占其所有能源消耗量的44%,远高于13.6%的世界平均水平。这样的能源消费结构对环境保护很有利。正是由于巴西拥有较为优化的能源消费结构才没有使其因能源消费增加而带来碳排放的大量增加。根据碳监测行动网数据,在全球前10大碳排放国中,成熟与新兴市场都名列榜内,唯独巴西不在名单内。以巴西为首的拉丁美洲,碳排放量只有东亚和东欧的一半。

现在,我们已经清楚地认识到:如果能源消费结构得到足够的优化,总能源消费量的增加在促进经济增长的同时,完全可以避免温室气体的大量排放。要使能源消费结构更加优化,就需要提高清洁能源的使用量。清洁能源包括可再生能源和核能、生物能等新能源。目前,巴西的可再生能源的利用率较高,同时生物能源技术居世界领先地位,生物能利用率远高于世界平均水平。因此,巴西只要在现有较好的能源消费结构基础上,继续加强对新能源的研发和推广使用,就可以在不破坏环境的同时实现经济持续增长。

(二)巴西成功经验对中国的启示

同为“金砖四国”成员的中国,在能源消费结构方面与巴西有很大不同。中国的能源消费结构长期以来一直以煤为主。虽然目前中国的能源消费结构不断地在发生积极变化,清洁能源和新能源的使用在总能源使用中所占的份额有一定程度提升,见表6。然而由于中国的资源分布不均,表现为不同类型能源储量分布不均,煤炭资源丰富,水资源短缺,即使同一类能源也存在地区分布不均的问题,所以短期内中国以煤炭为主的能源消费结构不会有很大的变化,这也成为我国碳排放水平难以降低的重要原因之一。据世界银行2009年世界发展指数提供的数据显示,从1995年到2005年巴西的人均碳排放水平一直维持在2公吨的低水平上,而中国1995年的人均碳排放水平为3公吨,从2004年开始又攀升到4公吨。中国目前仍处在加快工业化发展的过程中,中国的经济发展阶段特征决定了中国能源使用量仍会很大,基于以上事实,本文认为巴西在优化能源消费结构降低碳排放水平方面至少给中国带来以下有益的启示:

1.巴西在生物能源的研发及推广使用方面的成功经验表明中国可以在该类能源领域有所发展

为满足能源消费高速增长的需求,面对石油资源日益减少的挑战,巴西政府重视替代能源的开发利用,积极实施可再生能源多元化的发展战略,在推广使用乙醇作为机动车燃料的同时,还利用本国特有的自然条件和资源优势大力研发生物柴油技术,逐步在全国20多个州建立了生物柴油技术开发网络。

近年来中国城市化进程加快,未来中国还将继续推进这一进程。然而,中国是一个农业大国,同时在城市化进程中也出现了不少问题,如农民工的生活保障问题以及对城市公共资源享有程度较低问题等,这使我们必须冷静看待中国的城市化发展。本文认为未来中国的城乡发展要保持均衡,中央仍应该重视解决农村发展问题,对农民种植作为能源原材料的经济作物加大扶持力度,这不仅可以使农民增收,也可以在一定程度上促进中国生物能源的发展和使用,从而降低碳排放水平。为更好地发展生物能源,中国可以在生物能源的技术研发方面加强与巴西的合作。

2.巴西降低碳排放水平的经验还在于巴西能够立足本国能源资源状况,优化能源消费结构

对中国而言,既然短期内很难改变以煤炭为主的一次性能源消费结构,那么中国也应以此为基础,通过相应的措施降低碳排放水平。相关研究表明:相较石油和天然气,单位热量燃煤引起的二氧化碳排放要分别高出约36%和61%,引起的传统污染物排放则更高。因此,我国解决能源和环境问题的关键在于如何清洁、高效利用好煤。清洁、高效利用煤炭技术具体包括煤炭加工技术。即,通过加工可显著提高煤炭质量和利用效率,减少污染物排放;煤炭转化技术。即,将煤炭气化、液化或制成甲醇和二甲醚;煤炭燃烧技术;煤炭生产、加工和转换过程中排放物(矸石、中煤、粉煤灰、二氧化硫)的再利用技术以及碳捕捉和封存技术等。

参考文献:

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第9篇：消费与经济的关系范文

内容摘要：经济周期是国民经济运行过程中循环出现的经济波动现象，它表现为总体经济活跃与呆滞循环交替的过程。经济波动的研究是宏观经济学中十分重要的领域。我国经济发展的实践表明，自1953年我国开始大规模经济建设进入工业化进程以来，我国国民经济运行有起有落，表现出明显的周期波动性。总需求波动是经济波动的重要原因，消费、投资及进出口作为总需求的重要组成部分，在乘数-加速数的作用下，消费、投资及进出口的扩张与收缩，将对经济波动产生重要影响。基于比较的观点，本文以国民收入恒等式、乘数-加速数模型、IS-LM-BP模型、AD-AS模型、产出缺口模型等为理论基础，分析了我国经济波动与消费、投资及进出口之间的作用关系。

关键词：经济波动 消费 投资 进出口

经济发展的历史表明：经济增长方式从来就不是按部就班、一成不变的，任何国家的经济都是在经济上下波动的交替中发展的。西方经济周期理论中的消费不足论、投资过度论以及D.H.Robertson的“对外贸易是经济增长的发动机”等理论，都表明了消费、投资及进出口贸易是影响经济繁荣与萧条的重要因素。本文运用国民收入恒等式，乘数-加速数模型，IS-LM-BP模型，AD-AS模型，产出缺口模型等，对经济波动与消费、投资及进出口之间的相互作用以及作用过程进行理论分析。

基于国民收入恒等式的分析

根据凯恩斯的国民收入和主要决定理论，在开放经济中，一国均衡收入取决于消费、投资、政府支出和净出口。在开放经济中，商品市场的均衡条件为：

GDP=C+I+G（X－M）（1）

其中GDP、C、I、G、X、M分别代表国内生产总值，消费，投资，政府支出，出口和进口。式（1）是一个会计恒等式，从直观上静态的描述了开放经济中，产出与消费、投资、政府支出及进出口之间的关系。为了进一步深入分析开放经济条件下产出与消费、投资、政府支出及进出口之间的关系，在（1）中引入时间因素，即将（1）式动态化。

假定t时期的产出由t时期的消费、投资、政府支出及进出口水平决定，从而（1）式动态化为：

GDPt=Ct+It+Gt+（Xt－Mt） （2）

式中t表示时期。（2）式两边对时间求一阶导数可得：

d（GDPt′）=dCt′+dIt′+dGt′+d（Xt′-Mt′）（3）

其中，GDPt′=dGDP/dt，其余类似。（3）式两边同除以GDPt并对（3）式右边进行适当变换，可得：

（4）

这里，分别为各个变量的增长率，则分别为消费、投资、政府支出、出口和进口在国内生产总值中所占的比例。因此，（4）式表示了动态化后的国民收入恒等式中，右边各个组成部分数量上的变化对产出的影响。根据（4）式，可以计算出消费、投资、政府支出、出口和进口的变化与产出之间的直接关系。从这里的分析可知，消费、投资和进出口的变化无疑将引起产出的波动，而产生的波动也将作用于消费、投资和进出口。

基于乘数－加速数模型的分析

根据萨缪尔森的乘数－加速数原理，新发明的出现使投资增加，投资通过乘数作用使国民收入增加。人们的收入增加，从而购买更多的物品，导致整个社会消费和进口增加。由于加速数的作用，消费和进口的增加促使投资以更快的速度增加，而投资又使国民收入增加，从而消费和进口再次上升。如此循环往复，国民收入不断增长，社会经济处于经济周期的繁荣阶段，逼近经济周期的波峰位置。然而，社会资源是有限的，经济增长水平迟早会超过潜在经济增长水平，而处于经济周期的波峰位置。一旦经济达到经济周期的波峰位置，国民收入便不再增长，从而消费和进口下降。根据加速原理，消费和进口的下降意味着投资的成倍减少，投资减少，国民收入减少，从而消费和进口进一步减少。又根据加速原理，消费和进口的减少使得投资进一步减少，国民收入进一步下降。如此循环往复，国民收入持续下降，社会经济处于经济周期的萧条阶段，由于长期的负投资，即生产设备的逐年减少，仍在坚持生产的一部分企业感到有必要更新设备，于是随着投资开始增加，国民收入开始增加，消费和进口增加。通过加速数的作用，社会经济再次进入繁荣阶段，新一轮的经济周期开始。

出口表示本国商品在国外的销售，代表着国外对本国商品的需求，是由外国的购买力和购买要求决定的，本国难以左右，因而本文中假定出口是本国经济的一个外生变量，我国经济波动与出口的相互作用取决于上述过程，而独立形成一个外生过程。一般而言，出口的增加会导致国民收入增加，出口的减少导致国民收入的减少，而国民收入的增加或减少又将影响消费和进口，进而又影响投资，从而对经济波动产生影响。本文将经济波动与消费、投资及进出口的相互作用过程如图1所示。

图1所示过程表明，在开放经济条件下，投资通过乘数作用影响国民收入水平，国民收入又影响消费和进口水平，而消费和进口又通过投资乘数间接影响国民收入，进口作为一个外生变量通过外贸乘数影响国民收入。因此，在乘数－加速数的作用下，经济波动与消费、投资及进出口相互作用。

基于SI-LM-BP模型的分析

凯恩斯的国民收入决定模型是一个实物经济模型，没有考虑到货币因素对国民收入的影响，从而也就没有考虑利率对总需求的影响。凯恩斯认为，消费是收入的增函数，即当收入增加时消费会增加，但不如收入增加的快，投资是利率的减函数，即利率上升时投资下降，利率下降时投资上升。下面我们运用IS-LB-BP模型来分析经济波动与消费、投资及进出口之间的相互作用。

如图2所示，IS曲线表示商品市场均衡，LM曲线表示货币市场均衡，BP曲线表示国际收支平衡。假设经济初始处于内部和外部共同均衡的E1点，利率水平为R1，产出水平为Y1，实行固定汇率下的资本不完全流动，BP曲线的斜率小于LM曲线的斜率。假设经济的初始均衡点E1处于经济周期的萧条阶段，萧条持续一段时间后，投资开始缓慢增加，使总需求增加，IS1曲线缓慢向右移动，产出增加，消费和进口亦开始缓慢增加，IS1曲线最终右移至IS2位置，IS2与LM1相交于较高利率水平的国内均衡点E，与BP相交于较低利率水平的国际收支平衡点E2。在国内货币供给水平不变的条件下，国内利率必然上升。一方面，收入增加导致贸易逆差，造成国际收支失衡的压力。另一方面，利率上升将导致足够的外资流入，最终出现国际收支顺差。国际收支顺差，外汇市场上出现本币供不应求的局面，本币出现升值压力，出口减少。在固定汇率制度下，为了维持固定汇率，货币当局必须对外汇市场进行干预，以本币买进外币。这样，一方面官方外汇储备增加，另一方面国内货币供应量增加。LM1曲线向右移动至LM2，LM2与IS2、BP曲线交于E2点，重新达到内部和外部均衡，利率水平为R2，比初始的利率水平R1高，产出水平为Y2。当利率达到某一水平之前，投资继续增加，上述过程循环往复，产出水平达到很高水平，利率也将达到很高水平，经济周期波动进入繁荣阶段。当利率提高到一定程度，投资开始下降，使总需求减少，IS曲线开始向左移动，产出减少，消费和进口减少，IS曲线移至IS2位置，且最终左移至IS1位置。在国内货币供给水平不变的条件下，国内利率必然下降。一方面，收入减少导致贸易顺差，造成国际收支失衡的压力。另一方面，利率下降将导致足够的外资流出，最终出现国际收支逆差。国际收支逆差，外汇市场上出现本币供过于求的局面，本币出现贬值压力，出口增加。在固定汇率制度下，为了维持固定汇率，货币当局必须对外汇市场进行干预，以外币买进本币。这样，一方面官方外汇储备减少，另一方面国内货币供应量减少。LM曲线开始向左移动至LM2位置，且最终左移至LMl位置，重新达到内部和外部均衡点E1。经济波动再次进入萧条阶段。这样国民经济运行经历了一次完整的周期波动，当上述过程循环往复，国民经济运行就表现出周期波动特征。

综合上述分析可知，这里利率起到了重要作用。投资增加使产出增加，产出增加导致消费和进口增加，又进一步导致投资增加，在国内货币供应量不变的情况下，国内利率必然上升。当利率达到一定水平后，投资开始减少，产出减少，消费和进口减少，又导致投资进一步减少，在国内货币供应量不变的情况下，国内利率下降。这一过程的循环往复，国民经济运行就表现出周期波动特征。

基于AD-AS模型的分析

开放经济条件下，总需求=消费+投资+政府支出+（出口-进口），消费、投资、政府支出、出口和进口的任何波动都可能导致总需求的波动，从而导致总需求与总供给均衡点的变动，最终导致经济波动。下面我们运用AD-AS模型来分析经济波动与消费、投资及进出口之间的相互作用。

图3中ASL表示长期总供给曲线，它与潜在产量线Y完全重合，ASS表示短期总供给曲线，AD表示总需求曲线。假定经济初始处于总需求曲线AD1和短期总供给曲线ASS的均衡点E1处，其产出水平为Y1，价格水平为P1。从图3可知，E1点处在潜在产量线Y*，的左侧，产出水平Y1和价格水平P1都处于很低的水平，经济处于萧条阶段。当总需求增加时，总需求曲线从 AD1右移至AD2处，经济处于短期总供给曲线ASS和新的总需求曲线AD2的均衡点E2处，其产出水平为Y2，价格水平为P2。从图3可知，E2点处在潜在产量线Y*的右侧，产出水平Y2和价格水平P2都处于很高的水平，经济处于繁荣阶段。

假设经济处于萧条阶段，即总需求曲线AD与短期总供给曲线ASS的均衡点位于潜在产量线的左侧，持续一段时间后部分企业开始更新固定资产投资，在乘数作用下产出增加，消费和进口增加，又进一步导致投资增加，从而导致总需求不断增加，致使总需求曲线AD向右移动，经济开始复苏。复苏阶段投资继续增加，产出继续增加，消费和进口进一步增加，投资又进一步增加，总需求进一步增加，总需求曲线AD进一步右移，如此循环往复，总需求曲线AD与短期总供给曲线ASS的均衡点越过潜在产量线并进一步右移，经济进入繁荣阶段。当经济到达波峰位置时，由于资源约束导致产出下降，消费和进口下降，进一步又使投资减少，从而导致总需求下降，致使总需求曲线向左移动，经济开始出现衰退。衰退阶段投资继续减少，产出继续下降，消费和进口继续减少，投资进一步下降，总需求继续下降，总需求曲线AD进一步左移，如此循环往复，总需求曲线AD与短期总供给曲线ASS的均衡点越过潜在产量线并进一步左移，经济进入萧条阶段。这样宏观经济运行就完成了一次周期波动。萧条持续一段时间后，部分企业开始更新固定资产投资，总需求开始增加，经济开始缓慢复苏，宏观经济运行开始新的周期波动，如此循环往复，宏观经济运行就表现出周期波动特征。根据图3可知，出口作为本国经济的外生变量，出口波动将直接导致总需求曲线移动，导致总需求曲线AD与短期总供给曲线ASS的均衡点移动，从而影响经济波动。

综合上述分析可知，总需求波动是经济波动的重要原因，消费、投资及进出口波动将直接导致总需求波动，消费、投资及进出口的增加或减少将导致经济的复苏或衰退，经济的繁荣与萧条亦将导致消费、投资及进出口的扩张与收缩。

基于产出缺口模型的分析

前面分析了经济波动与消费、投资及进出口之间的相互作用，下面我们运用产出缺口模型来分析经济周期阶段与消费、投资及进出口的关系。

西方学者一般将经济周期波动分为两个阶段:收缩阶段和扩张阶段，波峰和波谷是经济周期波动的转折点。经济周期波动也可以分为四个阶段：繁荣（经济活动扩张或向上的阶段）、衰退（由繁荣转为萧条的过渡阶段）、萧条（经济活动收缩或向下的阶段）、复苏（由萧条转为繁荣的过渡阶段）（如图4所示）。图4中正斜率的直线是经济的长期增长趋势线。由于经济总体上保持着或多或少的增长，所以经济增长的长期趋势是正斜率的。

产出缺口是指潜在产出与实际产出之差，即：

产出缺口=潜在产出－实际产出（5）

产出缺口可以衡量实际产出与潜在产出之间周期性偏离的规模。当产出缺口是正值时，实际产出低于潜在产出，这时经济位于收缩阶段。随着产出缺口的不断扩大，实际产出越来越低于潜在产出，于是衰退日益严重，最后经济出现萧条。萧条持续一段时间后，部分企业开始更新固定资产投资，在乘数－加速数的作用下，产出缺口越来越小，萧条和衰退程度不断减轻和缓和，实际产出朝着潜在产出水平上升，进而步入复苏阶段。当实际产出越过潜在产出线，上升到潜在产出线上时，产出缺口由正值变为负值。这时经济步入扩张阶段，经济出现繁荣局面。

由（5）式可知，产出缺口的产生主要是实际产出变动的结果，而实际产出Y-C+I+G+（X-M）+Iu，Iu指期初过量存货投资。当经济出现衰退时，Iu≥0，厂商会产生不乐观的预期，从而减少投资，通过乘数的作用使产出减少，进而消费和进口减少，又进一步导致投资减少，产出缺口为正值，且正的产出缺口越来越大，直至波谷位置，经济进入萧条阶段。当一部分仍在生产的企业开始更新固定资产投资时，Iu越来越小直至厂商的期初存货投资为零，正的产出缺口逐渐缩小，这时厂商产生乐观的预期，从而增加投资，通过乘数的作用使产出增加，进而消费和进口增加，又进一步导致投资增加，产出缺口变为负值，且负的产出缺口越来越大，经济开始复苏直至波峰位置，经济进入繁荣阶段。另外由（5）式可知，出口作为本国经济的一个外生变量，出口的增加或减少将直接导致实际产出的增加或减少，使得产出缺口缩小或扩大，从而影响经济周期波动所处阶段。

综合上述分析可知，经济周期波动所处阶段与消费、投资及进出口增长水平紧密相关。一般情况是，当经济处于复苏和繁荣阶段时，消费、投资及进口就趋于扩张阶段，当经济处于衰退和萧条阶段时，消费、投资和进口就趋于收缩阶段，出口的扩张与收缩亦对经济周期波动所处阶段产生重要影响。

参考文献：

1.刘树成.中国经济周期波动的新阶段.上海远东出版社，1996

2.张泽厚等.中国经济波动与监测预警.中国统计出版社，1992

3.(英)凯恩斯. 高鸿业译.就业、利息和货币通论.商务印书馆，1999

4.罗伯特小巴罗. 方松英译.现代经济周期理论.商务印书馆，1997

5.Mike Artis(2004)."Economics slowdown in developing countries."Investment Horizons, pp.4-5

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