消费与经济增长的关系范文

消费与经济增长的关系范文第1篇

关键词：能源消费；经济增长；协整关系

中图分类号：F206 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）28-0046-01

引言

近年来，随着各地雾霾危害的加剧，国家对相关环境污染现象的严防厉惩，给能源行业的发展带来了前所未有的冲击和挑战。可以说，能源既是促进经济发展的助推器，也是衡量人民生活质量的指标。如今，能源消费与经济增长到底是一种什么样的关系，能源消费可能会对经济增长产生什么样的影响，这样的问题显得十分重要。所以，本文以广西2000―2014年间的时间序列数据为研究对象，来分析广西能源消费与其经济增长之间的关系。

一、文献综述

目前，有很多关于能源消费与经济增长之间的关系的研究，但这方面的研究主要是全国和省域范围上的区别。例如，陈书通（1996）认为，能源消费与经济增长之间的关系是经济增长必然会引起能源消费的变化[1]。陈榕（1998）以福建省为例，指出20世纪80年代福建省经济增长对其能源消费有很强的依赖性，能源消费支持着经济增长[2]。崔明欣、刘超（2016）通过选取中国东北三省1990―2013年的数据，实证分析结果显示，能源消费与经济增长之间存在因果关系[3]。

二、实证分析

1.数据的来源及处理。本文选取的样本区间是2000―2013年，频率为年度，数据来源于《广西统计年鉴》。采用广西壮族自治区生产总值和能源消费总量作为经济增长和能源消费的衡量指标。本文分别用lnGDP和lnE代表经济增长和能源消费。

2.序列平稳性检验。其实，平稳性检验方法有很多种，而单位根检验是检验序列是否平稳的一种最为常用的方法。在单位根检验中如果有单位根的存在，则认为序列是不平稳的。本文所有的检验都是在Eviews7.2条件下进行的。ADF检验结果显示，原变量都是不平稳的，对它们进行一阶差分后所得的变量同样也是不平稳的，而对它们进行二阶差分后所得的变量都是平稳的。

3.协整检验。从上面的检验结果可知，两个变量是二阶单整的，它满足进行协整检验的前提条件。所以，本文运用EG两步法来检验两变量之间是否存在协整关系。根据EG两步法的思想可知，如果残差序列不存在单位根则认为它是平稳的，也就是它们存在协整关系。检验结果显示，残差序列是平稳的，即lnGDP和lnE的二阶差分存在协整关系。

4.格兰杰因果关系检验。由协整检验的结果可知，经济增长和能源消费两者之间存在协整关系。但是，它们两者之间到底是谁先变化谁后变化并不知道，所以为了弄清楚这种先后关系，需要对变量进行格兰杰因果关系检验。检验结果显示，能源消费是广西经济增长的格兰杰原因。

三、政策建议

如果想要让广西经济持续迅速地发展，就需要充足的供应能源。因为能源消费对经济增长会产生影响，但是也要注意利用先进技术开发新能源，提高能源的利用效率，以减少对能源的过度浪费，促使能源的合理消费。在短时间里，加大能源投入会刺激广西经济的增长。但从长期来看的话，反而会对其经济带来负面影响。所以，能源消费要适度，超过一定的水平可能会不利于广西经济的增长和发展。

参考文献：

[1] 陈书通.我国未来经济增长与能源消费关系分析[J].中国工业经济，1996，（9）.

消费与经济增长的关系范文第2篇

关键词:固定资产投资 消费 经济增长 协整检验

投资、消费与经济增长关系研究概述

对投资需求和经济增长之间关系的研究中，美国等国的固定资本形成(固定资产投资在GDP中所占份额)同人均GDP之间具有显著的正相关关系(DeLong和Summers，1992)，并且这种相关性显示了从投资率到增长率之间的因果关系。国内，蒋晓华通过协整回归、误差修正模型以及Granger因果检验的计量经济学方法，分析了固定资产投资和经济增长之间的关系，得出了固定资产投资对经济增长的影响显著，但存在滞后效应;姚娜将固定资产分为国有固定资产、集体固定资产和个体固定资产，研究各固定资产投资总量对国民经济总值的影响，得出公有固定资产投资与当期实际GDP之间存在高度相关关系，其中以国有和集体的固定资产投资为主，二者对GDP的产出有较大影响作用;苗敬毅利用单整PP检验和协整EG检验分析了中国固定资产投资和经济增长间的长期均衡关系，建立了反映中国固定资产投资与经济增长动态影响机制的传递函数模型。

另外，消费作为需求力量，对经济增长起着拉动作用。近年来，消费需求对经济增长的积极影响越来越大。本文以对河南省居民消费与经济增长的研究为例，比较有代表性的观点有:杨芳揭示了河南省农村居民消费需求的特点，并提出了刺激河南农村居民消费应采取的措施和对策;王慧采用扩展的线性支出系统，对河南省城镇居民各类商品年消费支出与年可支配收入进行了系统的定量分析，揭示了城镇居民消费需求将出现新型家电及电脑产品消费趋势，现代通讯工具及上网需求日趋旺盛，娱乐教育文化服务支出增多等新热点;田萍、廖靖宇应用聚类分析方法，对河南省17个地市级城市居民的消费结构进行了比较统计分析，得到了各城市居民消费结构的一些特点和规律，并进一步探讨了其消费结构、可支配收入与总消费支出之间的关系。

但从现有文献来看，相关研究存在以下不足:一是现有关于固定资产投资的研究文献大多是从全国范围内进行研究，对区域的研究较少;二是把投资、消费与经济增长联合起来进行协整分析的研究较少;三是现有研究文献大多针对居民消费，没有涵盖政府消费，这样从数量方面来研究总消费需求与经济增长的关系，必然会产生一定的偏差;四是由于在用传统的计量经济方法研究消费时以存在动态稳定性为前提，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，所以直接运用传统的计量经济方法研究非平稳的经济变量之间的关系缺乏一定的可靠性。鉴于此，本文以河南省为例，将GDP中的固定资产投资和最终消费作为研究对象，在研究方法方面用协整理论和误差修正模型弥补传统计量经济方法的不足，从而对河南省固定资产投资及最终消费与经济增长的关系进行更为精确的实证分析。

数据选取

本文所用的样本取自1978-2006年度的数据(来源于历年《河南统计年鉴》)，用固定资产投资总额反映投资状况，用最终消费总额反映最终消费状况，用宏观经济指标—国民生产总值(GDP)反映经济增长，数据全部折算成1978年不变价，以消除物价变动对其的影响。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系并能使其趋势线性化，又可以消除时间序列数据中存在的异方差，所以对实际GDP、固定资产投资和最终消费总额进行自然对数变换，分别表示为lnYt、lnIt和lnCt，其相应的差分序列为dlnYt、dlnIt和dlnCt。

实证检验

(一)单位根检验

由于数据选取的是GDP、固定资产投资和最终消费总额这类宏观经济变量，其时间序列大多都不是平稳的，随着时间的位移而持续增长。但是这些变量主要受宏观经济环境的影响，如果经济出现突发性震荡，受到冲击的这些宏观经济变量可能逐渐回到它们的长期增长趋势上去，也可能呈现出随机游走的状态。若呈现出随机游走的状态，还用普通OLS进行回归，许多参数统计量的分布不再是标准分布，所作的回归被认为是“伪回归”，为克服这一现象，使回归有意义，本文对时间序列进行差分，然后对差分序列进行回归。这样做可以使差分序列趋于平稳，但缺点是忽略了原时间序列包含的有用信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的。

为解决上述问题，可以采用协整理论，而要进行协整分析必须首先进行单位根检验。进行单位根检验有多种方法，如DF法、ADF法、PP法，本文采用ADF法来检验变量的稳定性，如对于非平稳变量，还需检验其一阶差分(或增长率的平稳性)，如果变量的一阶差分是平稳的，则称该变量有单位根，所有变量都一阶差分平稳是变量之间存在协整关系的必要条件。运用上述方法和数据，利用Eviews5.0软件分别对各变量水平值和一阶差分进行检验，检验结果(见表1)。

从表1可以看出，时间序列lnYt、lnIt和lnCt的ADF单位根检验值在1%的显著性水平下大于所对应的临界值，而dlnYt、dlnIt和dlnCt的ADF统计量是显著的，也就是说变量lnYt、lnIt和lnCt是不平稳的，存在单位根I(1)。由于非平稳时间序列不能直接进行简单回归，所以需要通过协整检验进一步检验变量间的协整关系。

(二)Johansen协整检验

常用的协整检验方法有两种:一种是EG两步法，它通常用于检验两变量之间的协整关系;另一种是JJ检验法，用于多变量之间的协整关系检验。JJ检验法可以对系统中所有独立的变量关系作总体分析，并且不事先假定系统中变量关系的个数，也无需确定对哪一个变量作规范，有较普遍的适用性。因为lnYt、lnIt和lnCt都是一阶单整变量，因此可使用Johansen检验或JJ法进行协整检验，以验证该三变量是否存在协整关系，检验结果(见表2)。

协整检验从检验不存在协整关系这一零假设开始逐步展开。从零假设H0∶r=0开始，检验统计量的值大于1%和5%显著性水平的临界值，表明应拒绝零假设，接受备择假设H1∶r≥1。在接下来的检验中，零假设H0∶r≤1在5%的显著性水平上被接受，在5%的显著性水平上，变量之间有且仅有一个协整关系。由此可见，在95%的概率度下可以确信河南省经济增长与固定资产投资和最终消费总额存在长期均衡关系，长期均衡关系的协整方程是:

LnYt=0.726+0.664LnCt+0.342LnIt(1)

(2.08)(3.82)(5.55)

通过协整检验和协整方程可以看出，lnYt、lnIt和lnCt之间存在着长期协整关系。且固定资产投资增长率和最终消费增长率对经济增长率长期有正的影响，当固定资产投资增长率增加1个单位时，能够使经济增长率上升0.342个单位。同理，当最终消费增长率增加1个单位时，能够使经济增长率上升0.664个单位。也就是说，固定资产投资增长率和最终消费增长率的适度上升，能刺激经济增长率上升，即经济增长幅度的变化增加。

(三)误差修正模型

根据格兰杰表示定理，协整关系必然可以表示为误差修正模型。误差修正模型描述变量围绕长期均衡关系进行短期动态调整的过程。协整方程的误差修正项为:

ECMt=LnYt-(0.726+0.664LnCt+

0.342LnIt)

建立误差修正模型，其估计结果如下:lnIt和lnCt对lnYt的短期效应为:

LnYt=0.6462lnCt+0.2640lnIt-

(5.55)(3.43)

0.2530ECMt-1(2)

(-1.74)

即LnYt=0.6462lnCt+0.2640lnIt-0.2530lnYt-1+0.168lnCt-1+0.087lnIt+

0.184

在式(2)中解释变量lnCt和lnIt的系数分别表示lnCt关于LnYt的短期弹性为0.6462，lnIt关于LnYt的短期弹性为0.2640，而长期弹性为0.2530，而误差修正项象征着向长期均衡的调整，如果其系数是显著的，就认为GDP与最终消费和固定资产投资在一个时期里的失衡分别有多大比例可在下一个时期里得到修正。由向量误差修正模型可知:在短期，固定资产投资增长率和最终消费增长率对经济增长率有正向作用，两者对经济增长率有刺激作用，固定资产投资增长率和最终消费增长率的增加，能推动经济增长率上升。

结论

由上述分析过程可以得到以下结论:

第一，式(1)中的斜率在经济上可以解释为弹性。具体说来，由式(1)可知，河南省最终消费每增加1%，国内生产总值就增加0.664%;固定资产投资每增加1%，国内生产总值就增加0.342%。可见，投资、消费与经济增长的关系是密切的，投资、消费是维持长期经济增长的重要动力。

第二，投资、消费与经济增长之间虽然存在以上长期均衡关系，但在短期内却会偏离这种均衡关系，表现为向长期均衡关系不断调整的动态过程。式(2)表明固定资产投资和最终消费的短期变化对国内生产总值有显著的正影响，即投资、消费变动增加1个单位，会分别引起国内生产总值变动增加0.2640个单位和0.6462个单位，国内生产总值的实际值与均衡值的差距约有25.30%得到修正。

参考文献

1.蒋晓华.固定资产投资与经济增长关系的协整分析[J].内蒙古科技与经济，2007(1)

2.姚娜.我国固定资产投资与经济增长关系的实证分析[J].金融经济，2007(8)

3.苗敬毅.中国固定资产投资与经济增长的传递函数模型[J].生产力研究，2006(4)

4.杨芳.河南省农村居民消费需求的特点与对策[J].河南社会科学，2001(5)

5.王慧.河南省城镇居民收入与消费结构的分析[J].经济经纬，2001(3)

消费与经济增长的关系范文第3篇

关键词：消费经济增长　储蓄　投资

在现代的开放经济中，一国的经济增长主要靠消费需求、投资需求和净出口需求来推动，作为总需求构成因素之一的消费需求对经济增长具有持久的推动力。当前，发达国家的家庭消费占GDP的比重平均在70％左右，发展中国家家庭消费占GDP的比重也在60％左右。因此，消费与经济增长问题的研究已经成为经济学中一个经久不衰的专门领域。本文将对传统的消费一经济增长理论进行回顾，并介绍发展经济学家针对发展中国家的实际提出的消费一经济增长理论，在此基础上对这些理论进行述评。

一、关于消费一经济增长模式的传统理论和观点

(一)哈罗德一多马模型

哈罗德一多马经济增长模型集中考察了社会资本再生产过程中的三个变量及其相互关系。即：资本一产量比(C)、储蓄率(s)、有保证的增长率(Gw)。得出的基本方程为：

Gw=s/c

从基本方程可以看出，哈罗德强调了资本对于经济增长的决定作用，只要一个国家的资本的积累率即储蓄率保持在一个较高的水平上。它的经济就会以一个较快的速度增长。

(二)新古典经济增长模型

新古典经济增长模型(以索洛模型为代表)延续了哈罗德一多马模型的经济思想，强调储蓄对经济增长的重要性。索洛模型提出，一国的人均储蓄有两种用途：一是为每一个人配备更多的资本设备，这被称为资本的深化；另一部分是为新生人口配备每人平均应得的资本设备，这被称为资本的广化。索洛认为，资本主义经济中存在着一条稳定的均衡增长途径，均衡条件为：人均储蓄=资本广化。由于人均储蓄：储蓄率文人均产出，因此储蓄率越高，均衡的人均资本水平越高，从而均衡的人均产量水平就越高。显然，他们认为，消费水平高会使资本积累减少从而降低人均产出水平。

20世纪60年代之后，很多经济学家认为，提高一个国家的人均消费水平是经济增长的根本目的。在这一认识下，新古典学派的经济学家费尔普斯于1961年找到了与人均消费最大化相联系的人均资本应满足的关系式。这一关系式被称为资本积累的黄金分割律。其基本内容是：人均资本量的选择使资本的边际产品等于劳动的增长率时，均衡状态时的人均消费达到最大。黄金分割律揭示了人均消费与人均资本的关系。也就是说，如果一个经济拥有的人均资本少于黄金分割的数量。则该经济能够提高人均消费的途径是在目前缩减消费，增加储蓄。直到人均资本达到黄金分割律的水平。从消费的角度，我们可以把“黄金分割律”通俗地解释为：如果我们对每一个当代和未来世代的社会成员提供同等数量的消费。则人均消费的最大数量即为“黄金消费”。

(三)凯恩斯的消费需求不足会抑制增长的观点

凯恩斯认为，形成资本主义经济萧条的根源是由于消费需求和投资需求所构成的总需求不足以致无法实现充分就业。而消费需求不足是由于边际消费倾向递减规律(随着收入的增加。人们也会增加消费，但消费的增加小于收入增加的幅度)的作用，人们不会把增加的收入全用来增加消费。

二、发展经济学家关于消费一经济增长模式的理论和观点

(一)发展中国家工业化进程中消费率的“U”型曲线

从世界各国经济发展和工业化进程看。投资率呈现从低到高、再从高到低并趋于相对稳定的变动过程，近似一条平缓“倒U”型的曲线(或称为“马鞍型”曲线)；消费率变动过程则呈现与投资率相反的平缓的“U”型曲线(或称为“倒马鞍型”曲线)。投资率和消费率变动是由工业化进程中消费结构和产业结构的逐步提升引起的。

在工业化进程中，随着收入水平的提高，消费结构不断提升，食品等初级产品消费比重逐步下降，工业制成品消费比重逐步上升，第二产业发展相对较快，造成投资率不断上升。消费率不断下降。当工业化进程基本完成、经济发展迈向发达阶段时，消费结构由工业品消费为主转向以住房、教育、旅游等产品为主，第三产业发展相对较快，造成投资率出现下降，消费率相应上升。从长期看，第三产业发展必须以第二产业为依托。为满足消费结构不断提升的消费需求，需要第二产业和第三产业协调发展。这样。投资率和消费率在维持一段时间的下降和上升后，又在新的起点上形成了平衡并维持相对稳定。

(二)罗斯托关于消费一增长具有阶段特征的观点

美国经济学家罗斯托1960年在其著名的《经济成长阶段》一书中，提出了经济增长阶段理论，首次将各国经济增长过程概括为六个阶段，在经济增长的不同阶段，消费、储蓄、投资与经济增长的关系是不同的。

第一，传统社会阶段即农业社会。经济增长缓慢。消费在国民收入中占较大的比例，消费率较高，但这一阶段的消费处于低水平。

第二，为起飞创造前提条件的阶段。消费在国民收入中所占的比例要低一些，消费率有所下降，而更多的国民收入用于储蓄，储蓄率上升较快。

第三，起飞阶段。一部分人收入的大幅度增加，他们具有很高的储蓄、扩大的投资和上升的消费水平。罗斯托把生产性投资与国民收入的比率提高到10％以上看成是实现经济起飞的三个先决条件之一。

第四，走向成熟阶段。经济持续增长，消费水平迅速提高。在经济增长进入到高收入阶段以后，消费在国民收入中所占的份额也比较大，消费率比较高。

第五，大众高消费阶段。越来越多的资源被引导到耐用消费品的生产和大众服务的提供，耐用消费品产业和服务业成为经济中的主导部门。

第六，追求生活质量阶段。这一阶段的特点是追求闲暇和娱乐，而不是把收入增长看得最重要。此阶段，消费质量提升很快。

(三)钱纳里关于消费率与人均GNP动态变化的实证研究

著名发展经济学家H・钱纳里等人进行的一项实证研究表明：人均国民生产总值(GNP)不同水平时的消费变化呈动态分布。以1964年的美元来衡量。居民消费率在人均GNP低于100美元时(中值70美元)为最高。达到77.9％，为贫困型高消费。此后，随着人均GNP提高到1000美元，居民消费率开始直线下降，累计下降16.2个百分点。但是，当人均GNP迈过1000美元门槛以后，居民消费率的图景出现了转折性变化，开始步入上升阶段。此时，消费结构升级显著加快。根据钱纳里等的标准结构，在人均GNP超过1000美元以后，食品和衣着类等生存型消费比重下降，发展享受型消费比重迅速上升。代表居民食品、饮料、烟草等消费支出比的恩格尔系数，从100美元时的53.2％下降到1000美元时的28.4％，降幅达24.8个百分点。在人

均GNP达到1000美元以上(中值1500美元)时，恩格尔系数降幅趋缓，仅下降1.6个百分点。

三、对上述理论观点的评价和结论

传统的经济理论是非常忽视消费对增长的作用的。认为消费占国民收入的比例越小，经济增长率越高。即使消费与增长有关系，那么这也是通过其他指标间接作用于增长的，消费对增长拉动往往遵循消费一储蓄一投资一增长这样的逻辑推导链，如哈罗德一多马模型、新古典增长模型等。因此，早期的发展经济学家都同意哈罗德一多马模型的结论，认为发展中国家要加快经济发展。必须提高储蓄率以促进资本形成。也就是说，发展中国家应该暂时牺牲消费以获得工业发展所需的大量投资。这些理论在少数实行计划经济的发展中大国(前苏联、我国建国初期)曾经实践过，但事实证明，虽然曾经一度有过很快的经济增长速度，但超越现有条件的过快过大规模的投资抑制了消费品工业的发展和人民生活水平的提高。造成了产业结构的严重失衡。

从凯恩斯开始，消费才真正成为关心的问题。凯恩斯的观点与哈罗德一多马模型的观点截然相反。他认为，资本主义社会的常态是消费需求不足。政府应该通过财政和货币政策刺激消费需求，促进经济增长。凯恩斯的理论符合他所处的20世纪30年代经济大萧条的时代背景。而罗斯托和钱纳里的观点更多地考虑了发展中国家的现实，强调消费与经济增长是一种动态的阶段性相互推进关系，

消费与经济增长的关系范文第4篇

关键词：可再生能源消费；经济增长；协整；Granger因果关系

中图分类号：F830.92 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2016（10）-0027-08

一、问题提出

在经济增速换挡、资源环境约束趋紧的新常态下，中国推动能源消费革命、可再生能源产业发展势在必行。可再生能源是来自于自然资源且能够从自然过程不断地得到补充的能量来源，发展可再生能源有助于实现资源消耗、环境污染和经济增长的双脱钩发展。

OECD国家化石燃料的使用量正逐渐减少，可再生能源的发电量占比逐步提升。根据国际能源署预测，到2035年可再生能源将提供其总发电量的三分之一。OECD国家在可再生能源的开发利用上具有先行优势，在发展可再生能源消费和经济增长的协调上有较丰富的经验，对我国可再生能源产业具有借鉴意义。中国已经制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消费比重分别达到15%、20%的目标。据预测（见图1），到2030年可再生能源将增长42%-48%，成为一次能源需求中的第二位。可见，可再生能源将在未来的能源结构中发挥重要作用。可再生能源产业作为新兴绿色产业，蕴含着新的经济增长方式，在此背景下，本文研究的问题是一个亟需解决的问题。

二、文献综述

关于可再生能源消费和经济增长关系的研究在近十年开始出现。对美国的研究较多，Ewing等（2007）用广义方差分解法对美国2000：1C2005：6月度数据研究得出：可再生能源的消费会增加工业生产指数。Bowden和Payne（2010）同样运用TodaCYamamoto方法对美国1949C2006年可再生能源消费和经济增长之间的因果关系进行检验，但采用了部门数据，结果表明商业和工业的可再生能源消费和实际GDP之间没有因果关系，住宅可再生能源消费对实际国内生产总值有单向因果关系。一些学者对OECD国家的情形进行了研究，Apergis和Payne（2010）对20个经合组织国家在1985―2005年期间的研究表明，可再生能源消M与经济增长之间在短期和长期均存在双向因果关系。Salim等（2014）利用1980-2011年的数据，检验OECD国家可再生能源和不可再生能源与能源消费、工业产值和GDP增速的动态关系。检验表明，在长期和短期内工业总产值与可再生能源和不可再生能源消费之间均有双向的因果关系。GDP增速与不可再生能源消费之间在短期内存在双向关系的证据，而与可再生能源之间只有单向因果关系。中国学者郭四代等（2012）选取1990-2010年中国国内生产总值（GDP）和新能源（水电、核电、风电）消费数据，运用Granger因果关系进行检验，发现在短期内，新能源的消费是促进国内经济发展的Granger原因。王瑛（2008）对1953-2006年的年度数据 ，分析了水电、核电、风电消费与实际GDP之间的协整关系和Granger因果关系，得出1953-2006年间这三种能源消费与经济增长之间具有显著的协整关系，另外我国可再生能源消费量对GDP增长也有显著的单向Granger因果关系。

目前文献结论表明：经济增长对可再生能源消费较多地具有单向因果关系，但也有部分国家或地区显现出这两者间双向的因果关系。单向因果关系即经济增长发生在可再生能源消费增长之前，可以在计量上解读为经济增长带动可再生能源的发展；双向因果关系则说明，从计量分析得到可再生能源消费先于经济增长，可以作为经济增长的因，在政策、环境保护的需求之下，可再生能源产业具备了自身发展的动力，甚至进一步刺激经济增长。

本文将能源消费分为可再生能源消费和不可再生能源消费，作为生产要素考虑Cobb-Douglas生产函数，选取1994-2013年的数据，对OECD国家和中国可再生能源消费与经济增长的关系分别进行了实证检验。首先，通过面板单位根、协整检验分析OECD国家可再生能源消费与经济增长的长期关系；建立VEC 模型，进行因果检验分析二者的短期动态调整关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。其次，通过单位根检验、协整检验、基于VAR模型的脉冲响应函数，分析了中国可再生能源消费与经济增长间长期协整关系和短期动态关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。最后，结合实证分析结果，对我国可再生能源产业发展提出了建议。

三、OECD国家可再生能源消费与经济增长关系的实证研究

（一）模型构建

本节利用现代经济增长理论的分析框架，构建了包含可再生能源消费和不可再生能源消费面板数据在内的生产函数，实证研究OECD国家和可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）

其中，Y■为OECD国家实际GDP，K■是OECD国家资本存量，L■为OECD国家总劳动力人数，RE■表示OECD各国可再生能源消费总量，NRE■表示OECD各国不可再生能源消费总量。这里的可再生能源包括：水电、太阳能、风能、地热能和生物质能。不可再生能源包括：石油、天然气和煤。

本文采取以下自然对数形式的面板计量模型和时间序列模型：

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

其中，i表示横截面，t表示时间， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■为残差项。

（二）实证研究

1.单位根检验。利用面板单位根LLC检验、IPS检验、ADF Fisher检验、PP Fisher检验，对34个OECD国家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等数据进行平稳性检验，检验结果见表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一阶差分序列上分别进行含有截距项以及含有截距项和时间趋势项的检验得到的。一阶差分值均在1%的显著性水平上通过了显著性检验，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均为一阶差分平稳序列，即为I（1）。

2.协整检验。在面板单位根检验平稳的基础上，本节采用Pedroni提出的面板协整检验方法。Pedroni构造了四个“联合组内”统计量和三个“组间”统计量。这七个统计量均渐进服从（0，1）的正态分布，并且给出了临界值。如果计算出来的统计量大于临界值，则拒绝原假设，表明存在长期协整关系。对LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■进行Pedroni面板协整检验，结果见表2。

以上是包含截距项的协整检验结果，滞后期长度按照SIC标准自动选择。有四个统计量在1%的水平上显著，又因为在样本量较小的情况下以ADF统计量为主，其P值为0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之间存在长期协整关系。在此基础上，通过面板最小二乘估计，对LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■间的长期协整方程进行估计，估计结果如下：

为了能够修正面板数据的异方差性，在估计的权重选项中选择了Period weights，进行广义最小二乘估计。由表3可见，四个解释变量均在1%的水平上显著，不可再生能源消费对经济增长的贡献最大。可再生能源消费对经济增长的影响超过了劳动力，为0.09。这说明，OECD整体可再生能源消费与经济增长的长期关系已经确立。

3.VEC模型分析。存在协整关系的变量可以建立向量误差修正（VEC）模型来揭示变量之间的短期关系，故建立以下VEC模型：

z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■ （3）

其中，z■的各分量是OECD生产函数中I（1）的各变量；α是调整参数矩阵，其每一行元素是出现在第i个方程中的对应误差修正项的系数；β为协整向量矩阵，其每一列所表示的变量的线性组合都是一种协整形式；p为滞后阶数，此处根据SIC原则确定为2；ε■是扰动项。

模型（3）的协整向量估计结果如表4。

得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期协整关系，即：

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

式中ecm■表示实际GDP、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费的线性组合序列，也是协整方程（4）的残差项，并将作为后面误差修正模型的误差修正项。实际GDP的VEC模型的估计结果为：

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）

以上估计结果可以说明：对实际GDP当期的变化量解释作用最强的是上一期和上两期的劳动力变化，解释作用分别达到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的实际GDP变化量解释，可再生能源消费和不可再生能源消费的上一期和上两期变化对其解释作用都较弱。同时，ecm■表示短期波动向上期均衡的调整，其系数为-0.029，即以0.029的速度负向调整。

4.因果检验。本节运用Granger因果检验研究变量长期的因果关系和短期动态的因果关系。本文主要研究可再生能源消费和经济增长的关系，故下表中只报告这两者的Granger因果检验结果。基于长期协整方程的Granger因果检验如结果表5，滞后阶数选择4阶。

在“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设检验中，在1%的水平上拒绝了该假设，说明经济增长是OECD国家可再生能源消费的原因。同时，在5%的水平上拒绝了 “LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，说明可再生能源消费在长期也是OECD经济增长的格兰杰原因。

基于VEC模型的Granger因果检验结果如表6。

从表6结果来看，在“DLnY■不是DLnRE■的格兰杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格兰杰原因”的原假设检验均在10%的显著性水平上被拒绝，说明经济增长的短期波动不是OECD国家可再生能源消费短期波动的原因，同样，OECD国家可再生能源消费短期波动也不是其经济增长的短期波动的原因。二者在统计上因果关系均不显著。

由以上可得，OECD国家经济增长在长期显著地是可再生能源消费的原因，可以解释为：从长期来看，保障经济稳定增长才能负担可再生能源发展初期普遍较高的成本。经济增长在短期并不构成可再生能源消费的原因，可能是因为目前可再生能源消费在短期内的迅速增长大多是能源转型的政策引导结果。可再生能源消费在滞后4阶的长期状况下是经济增长的原因，说明OECD国家可再生能源消费对经济增长的影响在大约4期之后可以明显表现出来。短期内，可再生能源消费波动外生于实际GDP的概率达到52%，这可能是因为目前可再生能源消费在能源消费中的占比还较小，短期内不足以表现为经济增长的原因。

四、中国可再生能源消费与经济增长关系的实证研究

（一）模型构建

本节实证研究中国可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）

其中，Y■为中国实际GDP， K■是中国资本存量，L■为中国总劳动力人数，RE■表示中国可再生能源消费总量，NRE■为中国不可再生能源消费总量。

为了增强数据的显性化趋势、避免异方差，采用自然对数形式的时间序列模型：

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

t表示时间，t=1994，1995，……2013；μ■是残差。

（二）实证研究

1.单位根检验。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一阶差分序列上的单位根检验结果不平稳，故下表列出这五个序列在二阶差分上的检验结果，可以看出均在5%的显著性水平上通过。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二阶平稳的，即I（2）。

2.协整检验。在单位根检验平稳的基础上，本节采用Johansen协整检验。结果表明变量之间存在协整关系，迹检验和最大特征根检验都表明在5%的显著性水平下存在4个协整方程。可知：中国LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之间存在长期均衡关系。

在此基础之上，先进行ARCH LM条件异方差检验，检验得到F统计量为122.02，相应P值为0.00，说明估计方程的残差序列存在ARCH效应。因此，选择ARCH模型进行估计，从估计结果看仍然存在问题如下：第一，LnL■和LnRE■的系数估计结果较不显著；第二，DW统计量为0.13。怀疑存在序列相关问题，如果存在，则显著性水平、拟合优度将不可信，因此，应进行进一步检验。采用LM检验。

LM统计量显示，在1%的水平上拒绝原假设，回归方程的残差序列存在明显的序列相关性。同时，观察相关图和Q统计量，得到残差序列在1、5和6阶上存在序列相关。通过将扰动项的滞后项ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回归结果：

由表10可见，四个解释变量均在1%的水平上显著。中国在1994-2013年间，资本存量对经济增长的影响最大，其次是不可再生能源消费。可再生能源消费对经济增长的协整系数超过了劳动力，为0.17。说明对中国来说，可再生能源消费和经济增长的长期关系在这20年已经得到了显现。中国在这三十年间的可再生能源构成主要是以水力发电为主，全球已开发水电资源中，中国占27%。DW统计量为1.78，序列相关得到解决。

3.VAR模型分析。向量自回归（VAR）模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后项的函数来构造模型，可以用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击。本节构造的VAR（p）模型为中国的实际GDP、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费五变量系统，主要分析可再生能源消费和经济增长之间的短期动态影响。在无约束VAR模型条件下，依据LR、FRE、AIC、SC和HQ等准则得到最优滞后期阶数为2，因此，选择VAR（2）模型。

对VAR模型，当其所有特征根的模的倒数小于1时，表示该模型是稳定的。由图2可知该VAR（2）模型所有特征根的模的倒数都在单位圆内，该模型是稳定的，可以进行脉冲响应分析。

因此，模型VAR（2）构造如下：

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

估计结果表明：

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，进一步用脉冲响应函数研究当外部环境对经济增长产生冲击后对可再生能源消费的影响，以及可再生能源消费收到外部环境冲击后对经济增长的影响。得到的这两者的脉冲响应图如图3所示。横轴表示滞后期，这里设定为10年，纵轴表示变量相应的大小。

由图3可知，当外界给可再生能源消费一个单位的冲击，GDP开始显示一较小的正响应，之后在第二期先增长达到最强，第三期到第四期为减弱期，第四期时有一个短暂的小于零的过程，之后又拉升新一轮的正效应不断增长的阶段，第六期时达到第二个峰值，且该峰值与上一个峰值十分接近，第八期是降到零，但未出现负值，最后两期又出现上升的正相应。而外界给GDP一个单位冲击，可再生能源的响应在第二期出现由零到负的微小降低，并在进入第四期时回到零并启动直达第八期的增长，达到峰值后又逐渐降低，到第十期回到零。可见，可再生能源消费受一个正的外部冲击后对经济增长的影响在其滞后十期内，除第四期例外以外，其余均为正，且经济增长的正响应会阶段性的反复出现，这符合可再生能源消费的特性。而GDP受一个正的外部冲击后对可再生能源消费的影响在开始时并不明显，在第四期之后也增长缓慢，最大的正相应在第七至第八期才能表现，说明经济增长对可再生能源消费并不能起到立竿见影的作用，但在较长阶段都会有稳步增加的促进作用。

4.因果检验。本小节研究中国可再生能源消费和经济增长的因果关系，首先对中国五个变量的原序列进行Granger因果检验，得到与的Granger因果关系。

从以上结果来看，Granger因果检验在5%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。但与OECD国家的检验结果不同的是，检验接受了“LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因。

基于上述VAR（2）模型检验变量之间的因果关系，运用Granger因果检验，其中，中国实际GDP和可再生能源消费的检验结果。可以发现：在包含二阶滞后的VAR模型中，这两种变量的因果关系与长期较接近，Granger因果检验在10%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设，肯定了LnRE■对LnY■的解释作用，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。检验接受了“LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因，可再生能源消费有60%的概率外生于经济增长。

由因果检验的结果可知，中国的经济增长对可再生能源消费的影响在较大概率上得到了确认，无论是建立在长期稳定的关系还是短期内的动态关系。而可再生能源消费则在长期内有53%的概率外生于经济增长，即在较大概率上还不能构成经济增长的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滞后设置，可再生能源消费仍然不是经济增长的Granger原因。但笔者发现，当把VAR的模型只设定滞后第二期时，可再生能源消费在93%的概率上成为经济增长的Granger原因；经济增长也在94%的概率上Granger引起可再生能源消费。这样的设定是来源于上一节的脉冲响应函数的结果，同时，此时的VAR模型也是平稳的。因此，我们可以认为中国的可再生能源消费对经济增长存在这滞后的影响。

五、结论与建议

（一）主要结论

运用OECD国家和中国1994-2013年的数据，本文研究得出OECD和中国在可再生能源消费与经济增长之间都存在长期稳定的协整关系。同时，还主要得到了如表12所示的因果关系结果。

通过实证研究，本文发现OECD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的相同之处：即经济增长对可再生能源的长期引领作用，这可以解释为：第一，当经济增长到一定阶段时，化石能源推动经济增长的不可持续性日渐突显，这随之带来了改变能源消费结构、发展可再生能源的需求；第二，从率先发展可再生能源的国家可以看出，该产业发展的起始阶段均需投入大量成本，应建立在经济长足发展的基础之上。同时，研究发现了OECD国家和中国可再生能源消费在短期内均不能引起经济增长，这说明可再生能源消费短期内无论在发达国家还是中国都还不能显著地带来经济增长的变化，目前的可再生能源消费的比例仍然较小，经济增长的波动也只在小概率下是受到它的影响。

OECD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的不同之处也表现在两个方面。一方面，肯定了OECD国家在长期内可再生能源消费也对经济增长有引领作用。OECD在这20年内可再生能源的发展说明可再生能源消费的增长在较大概率上会引起经济增长，这为可再生能源消费发展相对落后的国家和地区在一定程度上打消了顾虑，中国应该更加信心坚定地可再生能源消费的发展。同时，本文发现中国包含可再生能源消费滞后四期变量的模型检验中，它对经济增长的Granger原因也得到了确认，这说明在一定条件下，中国存在着可再生能源消费对经济增长的原因。另一方面，短期的经济增长对可再生能源消费的因果关系中，OECD的检验中拒绝了这一关系，而中国则接受。中国近年来的经济增长堪称“奇迹”，在推动可再生能源产业的发展过程了给予了大量补贴，支持国民生产总值的增长，对我国发展可再生能源产业的促进作用更加突出；相比而言，OECD作为发达国家的集体，其GDP在长时间内保持在较高的稳定水平，他们发展可再生能源在短期更多地是依赖技术突破。

（二）相关建议

第一，加快绿色金融发展，提升可再生能源产业活力。引导银行业金融机构推出绿色信贷体系，严控“两高一剩”行业信贷，将环境责任标准融入银行业经营管理，积极应对可再生能源产业发展中的市场失灵和政府缺位。引导绿色债券在可再生能源项目中的规范发展，建立政策激励措施体系，增加绿色债券市场流动性，增加投资主体与市场规模。把握绿色金融在经济绿色转型中的机遇，积极适应经济结构和产业结构调整，形成可再生能源发展和绿色金融的良性循环，培育新的经济增长点。

第二， 加强能源供给侧改革，促进能源消费结构优化。利用市场机制强化可再生能源市场优先供给，通过可再生能源配额制和绿色电力证书等在OECD国家运用成熟的体制，促进可再生能源电力价格发现，减小国家可再生能源产业补贴缺口。推进能源扶贫，推动r网改造升级，提高农网对分布式发电的接纳能力，一方面使农村成为推动可再生能源消费提升的重要阵地， 另一方面推进光伏扶贫等精准扶贫模式落地，发挥好可再生能源对脱贫攻坚的助力作用。

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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）

消费与经济增长的关系范文第5篇

内容摘要：在关于中国能源消费与经济增长相互关系的研究中，以能源消费、经济增长两个变量的平稳性检验为起点，确定单位根，发现协整，并以误差纠正模型展开二者之间Granger因果分析的做法见于2000年后多篇文献。聚焦1979到2008年间30年数据，本文在允许结构断点的条件下展开平稳性检验，发现能源消费不是单位根而是趋势平稳过程，由此，协整关系的分析框架不再适用。本文转而采用不依赖协整关系的Toda-Yamamoto一类方法进行Granger因果检验。检验结果显示二者从能源消费到经济增长的单向因果关系仍然成立，而能源消费中结构断点的发现则值得后续更加深入的研究。

关键词：能源消费 经济增长 因果关系 结构断点

引言

能源消费与经济增长相互关系问题历来为国内外文献所关注。对中国这样的发展中大国而言，这一问题尤其具有特殊重要的意义。2000年后，在国际文献中，Shiu and Lam（2004）使用1971到2000年之间数据，研究了电力消费与GDP 之间的相互关系，在误差纠正模型之下，他们发现了从电力消费到GDP的单向因果关系。Yuan等（2007）则研究了1978到2004年之间的数据，同样发现了电力消费与 GDP之间存在协整关系，以及从前者到后者的单向因果关系。国内文献方面，林伯强（2003）在三要素生产函数的框架之下，通过协整和误差纠正模型分析，发现电力消费与经济增长及其它变量之间存在长期协整关系，尤其是前者向后者的单向因果关系。此后，研究多着眼总体能源消费（而不仅仅是电力消费）与经济增长问题，马超群等（2004）研究1978至2000年间数据，韩智勇等（2004）研究1953至2003年间数据，发现了两者间的双向Granger因果关系。赵进文和范继涛（2007）、陈首丽和马立平（2010）则分别使用1956到2005年、1979到2003年数据，发现了从能源消费到经济增长的单向因果关系。这四篇文章在研究时段上有所不同，而在方法上，都以对数据的单位根检验所得到的非平稳属性为基础展开。除赵进文和范继涛（2007）主要运用平滑转换回归模型外，其它三篇则着重考察了变量间协整关系，并在协整成立的条件下运用误差纠正模型，以发现能源消耗和GDP之间Granger意义上的因果关系。

以时间序列计量分析的典型标准衡量，以上基于数据单位根属性展开的研究并无不妥，且相对于以往忽略数据平稳性以至协整关系的研究，这些较近文献无疑更加准确客观。而同时，关于此问题的探讨也确可以从另一角度予以深化并修正。这一深化，或者说修正，首先在于对单位根属性的检验本身。我们发现，以中国改革开放以来30年，即1979到2008，这一重要时段而言，当不考虑结构变化（或断点），而以典型的Augmented Dickey-Fuller方法进行单位根检验时，能源消费和GDP都是表现为二阶单整I（2）。而当我们考虑数据中结构变化的可能，依据Zivot and Andrews（1992）的检验方法，以结构变化作为备择假设时，检验结果显示在此区间内，中国能源消费表现为含结构断点的趋势平稳数据，而不是真正的I（2），由此可知，中国能源消费与经济增长之间将不会存在我们所一般讨论的协整关系。

本文主要研究非协整背景下，1979到2008年改革开放以来30年间中国能源消费与经济增长之间的因果关系问题。本文主要的贡献在于揭示能源消费中结构变化及相应的趋势平稳属性，并引入Toda and Yamamoto（1995）方法来建立能源消费与经济增长之间相互关系。据我们了解，国内外文献中，这也是此种方法在中国能源与增长关系问题上的首次运用。

数据及结构断点下的单位根判定问题

聚焦改革开放以来30年间中国能源消费与经济增长关系议题，我们采用两项数据，即能源消费总量（Energy，以万吨标准煤为单位）、和国内生产总值（GDP，按不变价格计算指数）来分别代表这两个变量，分别如图1、图2所示。值得说明的是，与一些现有文献，如赵进文和范继涛（2007）等不同，我们这里并没有采取对数处理的做法。原因在于，尽管对数形式变换会带来弹性计算上的方便，以及被认为利于削弱异方差的影响，但实际上这一变换对数据特性的影响不可忽视，所以并不可取，相关文献参见Granger and Hallman（1991）、Franses and Koop （1998）、Kramer and Davies（2002）等。因此，本文中我们保留原始数据形式展开分析，相应的单位根检验结果如表1所示。

在这里，除了运用Augmented Dickey-Fuller （ADF）检验外，本文还采用了Phillips-Perron（PP）的检验方法。相对于ADF检验，PP检验相当于没有扩展的Dickey-Fuller检验，它是通过修正的t统计量来应对可能的序列自相关对单位根统计量的影响。如表1所示，不管是ADF检验，还是PP检验，在只有截距，以及截距加线性趋势不同的情况下，Energy、GDP都表现出了具有二阶单整的非平稳过程。

在以上单位根检验的基础上，本文对数据中单位根问题做了更深入探讨。单位根检验的结果是后续分析的基础步骤，而检验中所涉及到的确定性趋势项选择又是一个敏感的问题。尤其是当我们进行单位根检验时，结构变化问题不应被忽略。Perron（1989）首先研究了给定外生结构断点条件下的数据非平稳检验问题，发现数据序列中断点的存在可能会导致Dickey-Fuller类型检验的误判，即把含有结构断点的趋势平稳数据解读为非平稳数据。针对现实中断点确定的不确定性或者说主观性问题，Zivot and Andrews （1992）研究了结构断点内生化检验的问题，提出一种新的检验方法（ZA检验），在确定出结构断点发生时间点的同时，相应判断数据序列是单位根过程，或是含有结构变化的趋势平稳过程。根据这一检验，很多原本被认为非平稳的单位根数据，实际上都只是趋势平稳过程而已。

如果我们考察中国能源消费总量和国内生产总值两项数据，则不难发现，结构变化所导致的断点问题是这两个数据序列中一个不能排除的因素。尤其以能源消费而言，如图1所示，从20世纪八十年代初开始，中国能源消耗总量一直以接近线性规律的趋势稳定走高，直到在1996年后出现停滞甚至短暂的下降；然后自1998年开始缓慢增长，并从2002后开始进入另一增长阶段，突出表现为更高的增长速度即斜率。也就是说，这一数据过程中体现出至少两个明显不同的增长阶段，使得我们难于用一个单一的数据生成过程来描述整个区间。相对而言，如图2所示，GDP的趋势变化较为平缓，存在可能但并不明显的结构断点。因此，至少对能源消费数据而言，结构变化的因素不可忽略，应给予恰当处理。

本文采用Zivot and Andrews（1992）中的ZA检验，对能源消费与GDP中可能的结构断点做进一步的认定。如前所述，我们已经通过ADF和PP检验确定二者都是带有单位根的非平稳过程，而通过ZA检验，我们将确定其分别是含单位根过程的非平稳数据，还是带有结构断点的趋势平稳数据。作为Dickey-Fuller 类型检验的扩展，ZA检验基于三种不同的方程以适应不同的确定性趋势，本文中采用第三种方程，以适应截距和斜率项同时存在断点的情况：

其中，DUt和DTt为体现确定性趋势项中结构断点的两个哑元变量。如果以TB表示结构断点发生时间点，则DUt=0除非t>TB，而DTt=0除非t>TB。而其它变量及参数则与一般Dickey-Fuller检验中相同。关键在α，当我们拒绝它为零的原假设时，则表明yt不是含单位根的非平稳过程，而是含有结构断点的趋势平稳过程。

这一检验用于Energy，结果显示在2001年发生有结构断点，检验统计量为-6.28，低于1%水平下的临界值-5.57（5%水平下临界值为-5.08），序列中含有单位根的原假设被拒绝，清楚显示能源消费为含有结构断点的趋势平稳过程而非单位根过程；而对GDP而言，检验统计量为-0.43，远远高于10%水平下的临界值，由此我们并不能拒绝之前ADF和PP检验所显示的二阶单整过程。

基于上述检验结果，既然Energy 和GDP两个变量之中只有后者是单位根过程，则两者之间的协整关系失去必要前提，我们需要使用协整与误差纠正模型之外的框架来分析两者之间的相互关系。

基于Toda-Yamamoto方法的因果分析

Granger因果的方法是一种广泛运用的时间序列方法，用于发现变量之间时序（或者说预测）意义上的因果关系，在国内外文献中大量用于研究能源消费与经济增长之间的相互关系。一般而言，在使用这一方法之前，我们需要测定每个变量本身的平稳属性，然后在变量间存在协整可能的条件下（如在本文的双变量系统中，双方都应是同阶单位根过程），再进行协整判断。如果存在协整，则在误差纠正模型中进行Granger因果分析；如果没有协整，则要在各个数据的平稳形式下用普通方程展开 Granger的因果分析，以避免伪回归。亦即应用Granger的重要前提是要准确测定系统中的变量是几阶单整、以及是否存在协整。这也是引言中所引述的多篇文献的做法。

基于前面对两个变量ZA检验的结果，我们知道Energy和GDP之间将没有存在协整的可能，因此因果关系的分析需要在协整和误差纠正模型之外来进行考虑。相对于常规的去趋势项或差分以得到平稳形式数据再做分析的方法，本文采用一种不依赖单整、协整检验结果的Granger因果分析方法来确定Energy与GDP的相互关系。相对于常规作法，在数据非平稳时，这一方法同样能够达到避免伪回归的效果，但又不排除数据中长期趋势的影响，同时在实际使用上更为简单，在结果上也更加稳健。

这一不依赖于协整检验结果的Granger因果分析方法，主要由Toda and Yamamoto（1995）提出（文中此后简称T-Y方法）。T-Y方法的基本思路是，针对所研究的问题考虑向量自回归（VAR）系统，对系统中各个变量而言，确定可能出现的最高单整阶次dmax，而对变量之间是否协整则不作考察。在（如通常以信息准则的方法）确定VAR系统真实滞后阶次p基础上，建立一个扩展的（p+dmax）阶滞后的VAR系统。然后，通过修正的Wald检验，通过考察前p阶滞后项的系数是否同时显著为零来判断一个变量是否对其它变量具有Granger意义上的因果关系。在本文的双变量系统下，我们将需要考虑如下的VAR模型：

其中，E和G分别代表Energy和GDP，而其它变量和标识与VAR模型中典型含义一致。为检验能源消费E不导致经济增长G的假设，我们将检验如下约束：

而为检验经济增长G不导致能源消费E的假设，我们将检验如下约束：

在Toda and Yamamoto（1995）之后，Dolado and Lutkepohl（1996）提出了非常相似但更为简单的方法（文中简称D-L方法），即在系统真实滞后p阶基础上只扩展一阶而不是dmax，在后续的Wald检验中则仍然只测试前p阶滞后的系数。

本文中我们同时采用上述两种方法。首先，我们分别采用Akaike 和 Schwarz两种信息准则的做法得到双变量VAR系统的p值为2，而根据之前ADF和PP、以及ZA检验的结果，我们已经知道Energy与GDP中，只有后者是单位根过程且为I（2），因此dmax为2。根据以上结果，基于T-Y和D-L两种方法的结果如表2 所示。可以看到，使用T-Y方法时，Wald统计量在两个方向上都不显著，因此我们不能建立任何一个方向上的因果关系。而在使用D-L方法时，我们不能拒绝经济增长G不导致能源消费E的原假设，而却能在5%的显著水平上（概率值在四舍五入前为0.047）拒绝能源消费E不导致经济增长G的原假设。由此，结果清楚表明在两变量之间，存在从能源消费到经济增长的单向因果关系。而在T-Y方法中，不能得到显著结果的原因，我们估计可能在于dmax更高阶的滞后阶次，导致更多的自由度损失，从而在这里有限的样本中相应降低了检验结果的显著性水平。可以看到，即使在T-Y方法中，两个方向上的检验结果概率值不同，检验结果更倾向于拒绝能源消耗不导致经济增长的原假设。

结论

本文通过数据发现基于单位根及协整检验、误差纠正模型的分析，是现有文献中涉及中国能源消费与经济增长相互关系问题时的一个通行的分析框架。

作为本文的第一个贡献，我们发现，当考虑数据中可能的结构变化时，上述做法或有修正的必要。以本文中1979年改革开放至2008年间30年数据为对象，能源消费水平和经济增长，在以Augmented Dickey-Fuller 和Phillips-Perron检验时均为二阶单整，而以考虑结构断点的Zivot-Andrews 方法再做单位根检验时，能源消费实际为含有结构断点的趋势平稳数据序列，因此，它与GDP之间也就失去构成协整的必要条件。由此，协整及误差纠正的分析框架不再适用。

作为本文的第二个贡献，我们转而引入一种放宽数据单整检验、并且不依赖变量间协整关系的方法来确定能源消费与经济增长间的相互关系。这一方法主要由Toda and Yamamoto（1995）、Dolado and Lutkepohl （1996）提出。应用这种经过修正的Granger因果检验方法，我们发现在能源消费与经济增长之间，前者是后者的Granger原因，而反之则不然。这一从能源消费到经济增长的单向因果，尽管基于不同方法，仍与现有文献中的多数结果吻合，再次显示能源保障在中国经济持续增长中所起的重要作用。

作为引申，本文中关于能源消费数据中结构断点的意义应当并不限于计量分析手段上的修正。这一单个数据序列中断点的发现提示我们应以结构变化的观点来研究变量之间相互关系的结构变化问题。节能减排的目标就是要在经济增长的同时，避免能源消耗的同步增长。所以，二者之间关系的结构变化应是常态，而非特例。限于样本，本文并未对这一相互关系的稳定性展开深入探讨，也是本文的局限。如何评估这一结构变化，并更进一步，研究导致这种结构变化发生的深层原因，以指导我们的节能减排政策，是更值得未来进行深入研究。

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7.Franses， P. H. and Koop， G. 1998， "On the Sensitivity of Unit Root Inference to Nonlinear Data Transformations"， Economics Letters， 59， pp. 7-15

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11.Shiu， A. and Lam， P.， 2004， "Electricity consumption and economic growth in China"， Energy Policy， 32， 47-54

消费与经济增长的关系范文第6篇

GDP和煤炭消费具有因果关系这一结论和实际情况也是相符合的，这样就可以通过两者之间的关系预测煤炭消费，但是GDP作为总指标却也不能明确表明不同产业对煤炭消费产生的影响，也就是经济结构变化对煤炭消费的影响，同样不能帮助实务中分析煤炭需求的前景，但是将经济增长分解成不同产业的产值，研究不同产业的产值和对应的煤炭消费的协整性和因果关系，能够帮助因技术提升、产业政策等发生经济结构改变的煤炭消费的变化，这样能够更为精准的研究煤炭需求，进而探究煤炭价格的形成机制。所以，本文重点研究不同产业产值和煤炭消费量的协整性和因果情况，研究第一、二、三产业和煤炭消费之间的关系。

（一）第一产业和煤炭消费的协整性与因果关系分析

研究一段时间的第一产业和煤炭消费的数据分析，得出两者的变化趋势没有明显关系的结论，第一产业产值增加，煤炭消费变化稳定同时呈现小幅下降趋势。再研究其平稳性和协整性，同样得出两者不存在协整关系的结论。

（二）第二产业和煤炭消费的协整性与因果关系分析

同样研究一段时间内的第二产业和煤炭消费的发展关系，在一段时间内两者共同增长，后来又出现两者之间不相符的波动，再后来又有一段时间第二产业产值增加，煤炭消费反而下降的局面，最后两者又回到共同增长的情况。我们对第二产业的煤炭消费序列及第二产业的产值序列进行平稳性和因果关系验证，得出第二产业产值对煤炭消费具有因果关系的结论，但是在显著水平为接近百分之二十时，才体现出因果关系，这种因果关系是比较微弱的。但是第二产业产值的增加对煤炭消费具有较强的因果关系，说明其对煤炭消费具有单向因果关系。这个结论和我国实际经济状况相符合，煤炭是我国第二产业的重要组成，其生产产值是第二产业的重要组成部分，煤炭消费的增加一定会对其生产造成重要影响，其生产增加也会使得第二产业产值增加，进一步提升GDP，所以两者之间存在着双向因果关系。

（三）第三产业与煤炭消费的协整性与因果关系分析

第三产业的煤炭消费应包括商业、贸易及其他项，对第三产业的产值序列及其煤炭消费序列进行平稳性检验，方程选择不含常数项及趋势项的假设方程。可见，第三产业的产值序列为二阶单整序列，而其煤炭消费序列为一阶单整序列，不存在协整关系。通过对三种产业和煤炭消费的研究可以证实，第一产业和第三产业对煤炭消费不具有协整关系，第一、二产业产值增加，煤炭消费变化稳定或者微弱下降，说明一、二产业发展和煤炭消费关系不大。第二产业和经济增长的结论一致，和煤炭消费具有双向因果关系，主要因为煤炭丛属第二产业，煤炭消费支撑产业发展。

结论

消费与经济增长的关系范文第7篇

关键词：电力 协整 误差修正模型

电力作为一种优质、便捷的能源，占我国终端能源消费的15%以上，在国民经济发展中占有很高的地位。当前我国电力供应十分紧张，客观地分析我国电力消费和GDP之间的协整和因果关系，对我国经济发展和电力能源发展有着重要的政策指导意义。

本文利用我国1971~2002年时间段内的国民生产总值（GDP）、全国电力消费总量（POW）的数据进行分析，数据来源于历年的《中国统计年鉴》以及《中国工业统计年鉴2003》，所有计算由Eviews3.1软件完成。

平稳性检验

首先，本文分别利用ADF（Augmented Dickey Fuller test）和PP（Phillips Perron test）单位根检验方法来验证时间序列的平稳性，结果见表1。ADF检验表明，水平序列LGDP（GDP的自然对数序列）与LPOW（POW的自然对数序列）无法拒绝不存在单位根的原假设，也就是说两序列均为非平稳序列；而一阶差分序列分别在10%和5%的显著水平上拒绝原假设，即它们的一阶差分序列为平稳序列，PP检验也在1%的显著水平上认为序列为一阶单整序列。

协整检验

平稳性检验验证了LGDP与LPOW同为一阶单整序列，需要进一步验证变量间的协整关系。以下分别采用两阶段法（EG法）和JJ法检验两个变量是否存在协整关系。EG检验随机项ADF值为-6.8182*，表明协整回归方程的随机项序列在1%的显著性水平下平稳，即LPOW和LGDP之间存在协整关系。JJ检验在1%的显著水平下（LR值为27.5218NS）拒绝没有协整关系，却无法拒绝（LR值为2.8628）至少存在一个协整关系，这表明在两个序列之间存在唯一的协整关系。因此可以进行下面的格兰杰因果检验，以及建立有效的误差修正模型。

格兰杰因果分析

对序列进行滞后期分别为1-5年的格兰杰因果检验。结果一致表明在滞后期1-5年内都无法拒绝GDP不是POW的原因（检验F统计量分别为：0.3577NS，0.1232NS，0.0967NS，2.1903NS，1.1573NS），相反在1%和5%的显著水平上拒绝了POW不是GDP的原因（检验F统计量分别为：4.3965**，3.5311**，3.7426**，3.8529**，5.2391*）。因此可以推断电力消费是经济增长的单向原因，然而无论是从短期还是长期来看，GDP都不是电力消费的直接影响因素。为进一步探讨研究，以下采用误差修正模型的方法做比较分析。

误差修正模型分析

消费与经济增长的关系范文第8篇

能源是国民经济发展重要的物质基础之一，对于一国的经济增长有着重要作用。但自上世纪70年代以来，就能源问题引发的一系列的石油危机，海湾战争，伊拉克战争等重大国际事件，引起了世界各国对能源的高度重视和对世界能源资源的激烈争夺。改革开放以来，我国经济取得了举世瞩目的成就，CDP年均增速高达9.8%i。然而中国经济的高速发展是以高耗能、高排放为代价的。2011年，我国GDP约占世界的8.6%，但能源消耗占世界的19.3%。我国单位CDP能耗是世界平均水平的2.5倍，美国的3.3倍，日本的7倍，也高于巴西、墨西哥等发展中国家。自2005年以来，我国能源消费年均增加近2亿吨标煤，2011年新增能源消费量达到2.3亿吨标煤。这一数据相当于意大利或墨西哥一年的消费量，世界上也仅有13个国家的能源消费总量超过该数字。目前，我国已成为世界第一大能源消费国，但与高增长的能源消费对应的是，我国能源资源禀赋不高，煤炭、石油、天然气的人均占有量低，仅为世界平均水平的67%、5.4%、7.5%。ii能源的大规模开发利用已对生态环境造成严重影响，国内部分地区生态环境严重透支，应对气候变化的压力日益增大。从环境和资源保护及可持续发展的角度来讲，通过技术进步不断提高能源的使用效率，优化能源结构显得日益重要。我国的能源禀赋具有多煤、少油、少气的特点，中国一次能源生产和消费结构中，煤炭比重分别高达76%和68.9%，是世界上煤炭比重最高的国家，而煤炭又是一次能源中热值最低污染最大的能源品种。且我国的煤炭利用以燃烧为主，在每年消费的煤炭中，有80%以上是直接燃烧。这样的能源消费结构导致我国能源效率与发达国家甚至一些发展中国家有着较大的差距，产生了能源消费居高不下，污染严重等问题。

重庆作为中西部唯一的一个直辖市，是全国较大的多功能经济中心城市之一，人口密集，工业基础雄厚，已形成机械、轻工、建材、纺织、化工及冶金等行业为主的工业体系。201 1年，重庆市生产总值接近1万亿元，比2010年增长16.5%，增幅跃居全国第一。重庆工业总产值达到1.38万亿元，增长26.2%，iii伴随着这种高增长的背后却是巨大的能耗，重庆能源的生产与消费矛盾日益突出。十七届五中全会和“十二五”规划纲要指出：推动能源生产和利用方式变革、合理控制能源消费总量。而十报告提出：推动能源生产和消费革命，控制能源消费总量，加强节能降耗，支持节能低碳产业和新能源、可再生能源发展，确保国家能源安全。由“变革”到“革命”，从“合理控制”到“控制”透露出国家对能源发展的高度重视。因此，研究重庆经济增长与能源消费的关系，提出节能措施，具有重要的现实意义。

1 重庆经济增长与能源消费的现状分析

改革开放30多年以来，重庆市发生了翻天覆地的变化。重庆市国民生产总值从1980年的90.69亿元增加至2010年的7925.58亿元，增长了87.4倍，GDP年均增长16%；致使能源消耗的急剧增加，能源消费从1980年的985.59万吨标准煤增至2010年的7117.41万吨标准煤，增长了7.2倍，年均增长率达到7%。其中，油料和电力的增长幅最大，分别为18.3倍和12.1倍，年均增长率分别为11%和9%；煤炭和天然气的增长幅度分别为6.5倍和5.8倍，年均增长率分别为7%和6%。粗放式的增长方式使重庆面临着巨大的资源环境压力。

重庆市能源消费结构主要以煤炭为主，如图一所示，这30年来，煤炭所占比重基本维持在70%左右，其他能源所占比重略有上升，天然气消费比例占12%左右，油料和电力分别只占7%和9%，与全国平均水平和北京、上海等沿海发达地区相比，还有很大差距。再从图二可以看到。重庆市经济的发展对能源的需求越来越大，煤炭、天然气、油料和电力的消费量都是呈快速上扬趋势，供需矛盾将进一步激化。且煤炭消费总量的趋势与GDP总量的趋势最为接近，这表明促使重庆市经济增长的能源消费中，主要是煤炭，能源消费结构严重不合理，环境压力巨大。

2重庆经济增长与能源消费的实证分析

2.1数据来源和指标选取

本文对于能源消耗的研究选取《重庆统计年鉴201 1年》上的1980-2010年重庆市能源消费总量（y），单位为万吨标准煤；经济增长用GDP生产总值（x1）来表示，单位万元；由于一次能源消费结构中，煤炭的消费始终保持着较高的份额，固本文采用煤炭消费量占总能源消费量的比重（x2）来表示能源消费结构，单位为（%）。

2.2模型构建

由于对时间序列数据进行自然对数变换不会改变数据的特征，却能使数据趋势线性化并在一定程度上消除时间序列的异方差。故本文将变量对数化后采用以下模型进行实证分析：

lny=a+bllnxl+b21nx2+u

2.3回归分析

本文利用软件eviews6.0对表二的统计数据进行OLS估计，得出以下结果：

luy=-20.5601 1+0.534399 lnx1+4.6203781nx2

.S=（4.439394）（0.03329 1）（0.933846）

t=（-4.63 1287）（16.055225）（4.947688）

R2=0.946923 F=249.7693 S：E=0.139725

2.4模型检验

从经济意义上来讲，lnxI对lny的弹性系数为0.53，lnx2对lny的弹性系数为4.62，说明GDP每增加1%，能源消费将增长0.53%；能源消费结构每增加1%，能源消费将增长4.62%。

S.E=0.139725，很小，说明回归直线精度很高，代表性好。能源消费的估计值与实际值之间的平均误差为0.13万吨标准煤。

R2=0.946923，接近于1，拟合优度较高，样本回归直线的解释能力为94.69%，说明重庆能源消费变动的94.69%可由样本回归直线作出解释。

给定α=0.05，查t分布表。在自由度为n-2=29下，临界值t0.025（29）=2.0452，因为结果中的t值都大于临界值2.0452，所以拒绝原假设，表明GDP生产总值和能源消费结构对于能源消费量有显著性影响。

3 结论与建议

从以上的实证分析可以得出结论，重庆能源结构对能源消费的弹性系数为4.62，显著高于经济增长对能源消费的弹性系数，重庆能源结构的变动对能源消费的影响显著。重庆至今仍占68%以上煤炭消费比重的能源结构是导致能源结构弹性较大的原因。且煤炭燃烧带来的污染严重，对社会经济环境的可持续发展非常不利。因此，做好节能降耗工作，提升能源利用效率，改善能源结构势在必行。

3.1转变经济增长方式，调整三次产业结构

目前重庆经济的快速增长主要是靠自然资源的高投入和高消费换来的，要想实现经济的可持续发展，必须做好由“粗放型”的增长模式，向低消耗、高产出的“集约型”增长方式转变。第二产业在重庆经济中占有重要地位，可以说工业是重庆经济发展的支柱.2010年，重庆市的三次产业结构比例为：8.6：55.0：36.4，如果能够推进第三产业的发展，降低第二产业中电力热力企业、化学制造业、金属冶炼和矿物制品业等高能耗行业对于能源的消费量，那么既能降低能耗，保护环境，也能促进GDP的增长，对全市的经济社会发展都是极为有利的。所以，重庆市要做好产业的内部结构调整，大力发展服务业、IT产业、通用设备制造、医药制造业等能耗相对较低的产业，优化产业结构，提升综合竞争力。

3.2加大节能降耗技术的研究与开发，提高能源利用率

节能技术的开发和采用，不仅能降低企业成本，也能提升企业竞争力，缩小差距，为企业带来巨大收益。所以，把资源、能源等关键性技术的发展摆在优先地位，突破企业发展中的前沿技术和先进技术，为建设节约型产业提供技术支撑十分重要。重庆应紧紧围绕全市发展的产业规划，结合自身特点，重点研究开发工业、交通运输、建筑等领域的节能技术与设备，加快发展天然气，页岩气的开发力度，大力发展风能、太阳能、生物质能、地热能等可再生能源，减少煤炭的使用量或者增加煤化工一体化项目。实施锅炉窑炉改造、电机系统节能、能量系统优化、余热余压利用、节约替代石油、建筑节能、绿色照明等节能改造工程，以及节能技术产业化示范工程、节能产品惠民工程、合同能源管理推广工程和节能能力建设工程。如节能环保汽车及关键零部件技术、超临界火力发电机组、风力发电成套设备、以煤气化为基础的多联产技术、内燃机、船舶及配套产品等以及煤层气、天然气净化、集输与安全控制技术等。积极推广新技术的运用，提高能源利用率。

3.3控制高能耗企业的发展，向能源利用效率高的行业转变

根据市场需要和产业政策，积极推进能源利用效率高的行业集群的发展，坚持走科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污染少、人力资源得到充分发挥的新型工业化道路，加快发展高技术产业，运用高新技术和先进适用技术改造传统产业，提升工业整体水平。重点加强冶金、煤炭、电力、化工、建材等高耗能行业节能降耗，加快淘汰落后冶炼工艺和设备，淘汰传统能耗高的小水泥、小玻璃和实心页岩转，大力推进先进冶炼、熔炼技术，大力发展新型干法水泥、装饰新材料和建材等。对于重点耗能工业企业，应特别加强管理，加大节能技术改造，向低能耗的行业转变。

3.4加强政府引导作用，建立节能降耗相关机制

市政府应该加强引导，落实固定资产投资项目管理，对所引进项目的能源结构是否符合国家、地方和行业节能设计规范及标准，有无采用明令禁止或淘汰的落后工艺、设备以及是否采用节能新工艺、新技术、新产品等方面情况进行综合评估，引进技术先进、能源利用效率高的项目。建立和完善节能降耗的市场机制，引导社会采购、使用节能产品；建立能源价格调节机制，完善节能的价格、财政、税收、信贷等政策，对超过单位产品能耗限额的企业实行用能加价收费；建立和完善能耗统计指标体系、监测体系和考核体系，建立健全节能目标责任评价、考核和奖惩制度，强化政府和企业的责任。

消费与经济增长的关系范文第9篇

关键词：公款消费；内需；经济增长

2015年刚刚过去，根据商务部最新披露的数据显示，2015年我国社会消费品零售总额预计将达到30万亿元，稳居世界第二；全年前三季度消费对经济增长的贡献率近60%，消费已成为经济增长首要动力，在经济增长三驾马车中处于领跑位置。

在2012年中央出台“八项规定”后有一种论调认为，“八项规定”等反腐利剑客观上影响了社会消费，尤其是餐饮等行业受波及严重。但实际上通过2015年1-11月中国银联的大数据：大众餐饮银联网络消费笔数占比为96.7%，较2014年提升0.7个百分点；餐饮业整体消费强度为434元/笔，较2014年下降5.4%，其中大众餐饮消费强度为349元/笔，较2014年下降5.3%。说明目前居民大众餐饮消费频次显著提升，消费强度（单笔消费金额）逐步回落。也就说目前消费的主体是大众消费，公款消费等非正规消费形式正在逐渐淡出消费主体范畴内，我国消费市场正在快速健康的发展，经济增长更多得需要依赖内需的发展，毕竟当下外需低迷，全球经济发展迟缓。

但是现实是否与理论相符呢，下文将从理论上对公款消费与经济增长二者之间的关系进行分析。

一、公款消费的简单定义

公款消费，顾名思义即用公款进行消费的行为。广义的公款消费包括生产性公款消费和生活性公款消费，后者以“三公”消费表现最为突出。而本文的公款消费也主要指后者，也即狭义的公款消费。需要注意的是，公款消费需要区别对待，必要的公款消费是应该而且必须的，毫无疑问起积极作用；而本文讨论的公款消费增长主要指不必要的公款消费，其作用是好是坏就值得商榷了。

二、公款消费真能扩大内需吗？

首先，简要分析下前文观点的看似合理之处。根据需求理论，公款消费的增长，将增加预期收入/开支，从而增加需求，即所谓扩大内需，进而促进经济增长。

如图所示，初始的需求曲线D与供给曲线S，于点A（Q，P）达到初始均衡。公款消费，预期收入/开支，需求，供给曲线S不变，需求曲线由D右移到D’，S与D’于点A’（Q’，P’）再次达到均衡。即需求由Q右移到Q’，即公款消费增长扩大了内需。反之则得：限制公款消费抑制了内需。

但是，上述分析只是静态的分析，即其他条件不变下的分析，也就忽视了公款消费增长对其他因素的影响；而正是这影响导致了公款消费不一定有利于扩大内需，促进经济增长。

首先，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，将直接减少政府用于社会保障的支出，减少众多居民的可支配收入，减少了居民的消费。也就是说，公共消费的增长以居民消费的减少为代价，公共消费增长对扩大内需未起实质性作用。

其次，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，致使政府支出用于消费的部分大大增加，而用于生产的部分则大大减少，造成社会财富的巨大浪费，整个社会付出的机会成本巨大。公款消费的增长以政府投资的减少为代价，若将内需简单分为消费与生产两部分，公款消费增长对扩大内需仍未起实质性作用，甚至得不偿失。

所以，笔者的观点是：公款消费的增长只是对居民消费的替代、对政府投资的替代，并未有实质性的扩大内需。而当前限制公款消费造成的内需萎缩、经济减速只是短期内因被替代的居民消费、政府投资尚未补充回来，而在长期内则不会存在。

三、公款消费对经济方面的其他不利影响

公款消费不一定能扩大内需，也就不一定能促进经济增长。而且，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，将对经济产生极为不利的影响。

首先，公款消费不利于市场机制发挥作用。由于公款消费使用的是公家的钱，“不用白不用，用了还想用”，公款消费的主体对价格的涨跌并不感兴趣，需求的价格弹性很难发挥作用，经济对价格的敏感性较差，价格竞争机制不是很灵，限制了市场机制作用的更大发挥。

其次，公款消费增长易引发通货膨胀。公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，易引发财政赤字的形成与扩大；如果以中央银行增发货币的方式来弥补财政赤字，易造成货币超发，引发不必要的通货膨胀，不利于经济增长。

第三，公款消费增长易造成经济结构的不合理。公款消费中，尤其是不必要的公款消费，普遍存在着高档消费、奢侈品消费等现象，不仅对社会民众起了不好的示范作用，助长了社会奢侈之风，更严重误导了市场与投资，致使其偏向于奢侈品等行业，而真正具有创造力与成长空间的行业反而得不到投资，造成了经济结构的不合理，不利于经济的长远发展。

简言之，公款消费及其增长对经济方面有很大的不利影响，因此需要得到限制。反言之，限制公款消费可以在一定程度上抑制通货膨胀，调整经济结构，解放市场机制的作用，有利于经济增长，并将在长期促进经济增长。

四、公款消费对其他方面的不利影响

除经济以外，公款消费还对社会的其他方面起着种种不利的影响。

首先，公款消费易造成。政府官员借公款消费之便利，行之事实大有人在，通常以高档餐饮、星级酒店、台挂历等形式，巧立名目、投机取巧，、行贿受贿、牟取私利大行其道，损害了社会公众的利益，政府形象受损，政府公信力大为下降，同时也不利于社会的稳定。

其次，公款消费易引发不良社会风气。正如上文所言，公款消费中，尤其是不必要的公款消费，普遍存在着高档消费、奢侈品消费等现象，对社会民众起了不好的示范作用，致使社会民众热衷于追求奢靡奢侈，引发不良的社会风气，更造成资源的巨大浪费。

公款消费对其他方面的种种不利影响，都将以各种形式直接或间接地影响到社会的经济增长，不进而不利于经济的增长。因此，有必要限制公款消费及其增长。即限制公款消费有利于经济增长。

五、总结

总之，笔者的观点是公款消费是否真实扩大内需不得而知；但抑制公款消费则有利于经济增长及其长远发展。

笔者认为，由利己性驱动并制约的、进而互利的市场应是自由的，由市场中的个体自由选择、自主决策、自己承担后果；而政府的职能则应限制在：提供一个自由、公平的环境，且由于市场缺陷的存在，要求政府以独立经济个体的身份间接引导、协调、弥补市场个体的行为。（此即为我心目中的真正的“人民当家做主”）

抑制公款消费显然有利于这样的政府职能的实现。而当前我国强调市场的决定性作用，要求政府“放权”，而抑制公款消费、尤其是不必要的公款消费显然符合当前经济现实发展的趋势与要求。这样一种自由市场的实现还有赖于政府在制度与法治两方面的不断完善与创新，抑制公款消费也应该放在制度与法治层面来综合考虑。

消费与经济增长的关系范文第10篇

关键词：能源消耗；经济增长；格兰杰检验；协整分析

自上世纪70年代以来，世界爆发的3次石油危机，海湾战争，伊拉克战争等一系列重大国际事件引起世界各国对能源的高度重视和对世界能源资源的激烈争夺。我国作为世界上经济发展最快的国家之一，同时也是能源的生产和消费大国，虽然我国能源生产率的增长快于消费率的增长，但仍满足不了经济发展的需要.青岛市作为我国山东东部主要的经济发展和能源消耗城市，其经济发展对全国有着重要的影响。

进入新世纪以来，青岛市社会经济发展取得了举世瞩目的成就，经济总量、城市面貌和人民生活水平实现了飞跃。在这一历史性的变革中，能源对经济和社会发展的支撑作用不容忽视。随着节能减排写进国策，发展经济的同时要更加强调可持续发展，更加重视能源安全，更要从实际行动上打造能源节约型、环境友好型社会，最终实现青岛市社会经济又好又快的发展。

一、文献综述

能源是人类进步和社会发展的物质基础，经济增长需要能源作支撑。关于能源消耗与经济增长二者之间的关系，不同学者从不同角度进行了深入研究，取得了较为丰硕的成果。其中比较有代表性的有：1978年Kraft.J和Kraft.A的开创性研究，他们利用美国1947年～1974年的数据.发现GNP与能源消费之间存在从GNP到能源消费之间的单向因果关系；我国学者韩智勇等（2004）研究了1978～2000年中国能源消费总量与经济增长的协整性和因果关系，结论表明中国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系，但不具有长期的协整性；张明慧等（2004）运用生产函数和格兰杰因果关系检验法对1961～2001年间的能源消费总量与经济增长的关系进行分析，探究了我国能源消费与经济增长的深层关系，结论显示我国能源对经济的促进作用是明显的。

同时也有众多学者对我国各地区的经济增长与能源消费关系进行了实证研究：蒋光军等（2009）根据重庆市直辖以来能源消费总量、国内生产总值以及社会固定资产投资额等数据，应用灰色关联理论分析了重庆市能源消费各影响因素的相关关系，其结论显示：重庆市能源消费与国民经济和第二产业的比重存在高度相关性；马丽，张前进（2008）利用宁夏1985～2005年能源消费与经济增长相关数据，运用计量经济分析方法，通过协整检验以及格兰杰因果关系检验.发现宁夏能源消费对经济增长有推动作用，能源消费和经济增长呈现出双向的因果关系，但不具有长期的均衡性：赵晓丽，欧阳超（2008）通过矩阵分析法研究了北京市经济结构和能源消费结构的关系，同时采用因素分解法研究了经济结构与能源消费强度的关系，其研究认为北京市产业结构调整与各产业能源利用效率的提高都促使其能源强度下降，但主要的动力还是来自产业结构的调整，并且认为天然气是北京市1998年以来需求增长最快的能源。这篇文章从产业结构的角度对我国能源消费与经济增长进行分析，为研究各地区能源消费与经济增长的关系提供了新的研究方向。

大部分分析能源消费与经济增长关系的文章都是根据能源消费总量与GDP这两个数据来分析的。但是不容忽视的是，产业结构的调整可以促进经济又好又快的发展，关于产业结构调整对经济增长的影响，国内学者几乎一致认为产业结构变动有助于经济增长。本文的研究目的是明确各产业能源消费与各产业增加值的关系，并且根据研究结论，为青岛市有效的产业结构改革提供一些切实可行的建议，实现又好又快的发展。

二、青岛市能源消费概况

进入新世纪以来，青岛市社会经济发展取得了举世瞩目的成就，经济总量、城市面貌和人民生活水平实现了飞跃。在这一历史性的变革中，能源对经济和社会发展的支撑作用不容忽视。随着节能减排写进国策，发展经济的同时要更加强调可持续发展，更加重视能源安全，更要从实际行动上打造能源节约型、环境友好型社会，最终实现青岛市社会经济又好又快的发展。作为我国重要的对外开放沿海城市，青岛市的健康发展对我国有重要意义，对我国其他城市的发展有积极的影响作用。制定适合青岛市经济发展的能源政策尤为重要，因此对青岛市能源消费与经济增长关系的研究也就十分有必要。

图1为青岛市能源消费总量与GDP趋势图。从图中可以看出自进入新世纪以来.青岛市的能源消费总量从1985年的504.05万吨增加至2010年的1637.17万吨。经济总量增长迅速，从1985到2010年，青岛市GDP从81.4亿元增长至6615.6亿元.青岛市以能源消耗年均5.42%的速度支撑了GDP年均11.33%的增长。

经济发展质量的提高，除能源利用技术不断提高的因素外，主要得益于产业结构的优化调整。青岛市采取的不断提高第三产业地位并使其成为经济发展的支柱产业、降低第一产业比例以及优化第二产业结构的产业政策，使青岛市的经济发展速度加快，同时也取得了十分明显的节能效果。据测算，服务业比重每增加1个百分点，将促进全市万元GDP能耗下降1个百分点以上。

图二为万元GDP能耗走势图，自1992年起.青岛市万元GDP能耗下降明显，由2005到2010年呈直线下降态势。这说明青岛市控制能源利用成效显著。

三、青岛市各产业能源消费量与各产业增加值关系的实证分析

（一）变量选取

选取《青岛市统计年鉴》和《中国统计年鉴》地区生产总值、能源消费总量和能源生产总量1985-2010年的样本区间作为研究对象，其中地区生产总值单位亿元，能源数据采用标准煤作为变量，单位是万吨标准煤。

为了消除价格影响，将青岛的名义GDP除以青岛市的居民消费价格指数（CPI）（1950年=100）算得以1950年为基期的实际GDP，将实际GDP（单位：亿元）作为经济增长指标。对于表示能源消耗的指标，我们选用规模以上工业主要能源消费与库存的主要能源消耗，计算在内的能源有原煤、焦炭、焦炉煤气、其他煤气、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油气、炼厂干气、热力、电力，由于这些不同的能源的单位不同，我们根据折算系数将这些能源全部折算成标准煤（单位：万吨）。【注：由于1998年之前主要能源统计口径与1998年之后的年份不一致。计算1998年的消耗能源中之前年份计算在内的能源与没有计算在内的能源的比重，并发现这个比重的变化不大。因此，将1998年的这一比重作为折算系数，折算出1998年之前的总的能源消耗。】

（二）数据分析方法介绍

1.序列平稳性及其检验方法

在20世纪70年代以前，计量经济学中的建模技术基本都是建立在“平稳的经济时间序列”这样一个前提假设上，然而对于实际经济现象来说，这一假设显然过于理想化了。多数的宏观经济时间序列都是非平稳的。而当经济过程非平稳的时候，回归拟合系数在不同的时序条件下具有不同的分布，从而由变量间的统计关系来推断计量经济模型的形式，就会出现比较大的偏差，导致出现伪回归现象：同时在利用联立方程模型对经济活动进行建模的时候，经常出现很大的偏差，导致预测的失败。

所谓序列的平稳性是指一个序列的均值、方差和自协方差是否稳定。如果一个序列是非平稳的，但其一阶差分是平稳的，则称此序列为一阶单整序列：类似的，如果必须经过d次差分后才能平稳，则此序列为d阶单整序列。

根据Stock和Watson（Stock，et al.，1989）的研究结果，包括协整检验和因果性检验在内的很多统计检验结果对序列的平稳性非常敏感。因此，作为协整检验和因果关系分析的第一步我们就要对能源消耗与经济增长的时间序列进行平稳性检验。

1976年，Dickey和Fuller建立了对序列平稳性的检验方法，即DF单位根检验方法。1979-1980年间，他们又对其进行了扩展，形成ADF检验方法。由于实际的经济序列通常不会是一个简单的一阶自回归过程，所以本文采用ADF检验方法对序列进行单位根检验来判断其平稳性。ADF检验是Dickey和Fuller为校正自相关在DF检验的基础上扩展而来的，它是假定时间序列的数据生成过程为AR（P1（P阶的自回归过程）。检验方程有三种情况：1.不含常数项和时间趋势：2.含有常数项但不含时间趋势：3.同时含有常数项和时间趋势。

原假设和备择假设分别是：

H0：β=1，（yt有单位根） H1：β

用DF统计量检验单位根。在零假设成立的条件下，DF=β-1/S（β）服从DF分布。由于统计量的分布是非标准分布，因此使用Mackinnon临界值来进行判断。如果检验统计值大于临界值则接受零假设，认为序列不存在单位根，是平稳序列；相反则说明序列存在单位根，是非平稳序列。

2.序列间协整性及其检验方法

变量序列之间的协整性衡量了两个变量变化趋势之间的长期稳定关系。其经济意义在于：尽管两个变量具有各自的长期波动规律，但只要他们是协整的，那么在两者之间就存在一个长期稳定的比例关系。

根据Engle和Granger在1978年提出的协整理论（Engle，etal.，1987），对于两个都是随机游走的变量序列，如果这两个序列都是非平稳的，但都是d阶单整序列，而且它们的线性组合是稳定的，则称这两个序列为协整的。对于两个序列而言，具有相同的单整阶数，是序列之间具有协整性的必要条件。如果已经判断两个时间序列是非平稳的，但其都是d阶单整序列，则可以对这两个变量进行OLS回归，得到协整回归方程，X1t=β1x2t+…+βNxNt，进而通过对协整方程残差是否平稳的ADF检验来判断两个时间序列之间的长期协整性。

3.序列间因果关系及其检验方法

变量之间因果关系衡量的是一种变量的变化对另一种变量的影响程度。目前对于变量之间的因果关系的常用的检验方法是格兰杰因果关系检验方法。在本文研究中，我们采用格兰杰因果关系检验方法来能源消耗与经济增长的因果性。格兰杰因果关系检验思路是：如果两个经济变量X和Y，对Y进行预测，在同时包含X和Y过去信息的条件下，比只单独包括Y的过去信息，对Y的预测效果更好，即变量x的历史信息有助于变量Y预测精度的改善，则认为X对Y存在因果关系。但该检验的前提是检验变量是平稳的，若不平稳也要存在协整关系。

（三）模型建立及参数求解

本文选用ADF（原假设：至少存在一个单位根：备选假设为：序列不存在单位根）法对变量进行平稳性榆验，结果如表1所示。（表1）变量ln（GDP）的ADF统计量1.582057大于显著性水平为1%、5%、10%情况下的临界值，所以接受至少有一个单位根的原假设，即ln（GDP）序列不平稳，然而ln（GDP）一阶差分序列的ADF统计量值小于显著水平为10%时的临界值，说明该序列一阶单整。同理，可分析得出变量ln（RESUM）也是一阶单整。可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系。

非平稳时间序列的线性组合可能是平稳的，如果这种平稳存在，这些非平稳的时间序列被认为具有协整关系。

本文采用Engle和Granger（1987）提出的协整检验方法，即E-G协整检验法。首先对In（GDP）、ln（RESUM）进行回归，回归方程如下：

ln（GDPt）=-8.40+1.95ln（RESUMt）+et

（15.6726）

ln（RESUM）系数的t统计量值为15.46726，伴随概率低于0.05，得知统计意义上ln（GDP）的变化与ln（RESUM）存在关系，结合经济意义两者的关系的可以认为ln（GDP）与ln（RESUM存在因果关系。经单位根检验，et的ADF值为-2.119268，p值为0.0353，小于0.05，说明在统计意义上残差是平稳的。残差平稳，则回归方程的设定合理的，说明回归方程的因变量和解释变量之间存在稳定的均衡关系，不存在伪回归。

（四）模型解释

由于能源弹性系数为1.95，能源消耗增加1%，经济增长1.95%，说明就长期来看，对于青岛来说能源的增长对经济的促进作业将是会增加的。认为原因在1985年至今这段时间里，青岛的发展迅速且潜力巨大，其经济尚未达到均衡水平，其对与生产要素的需求也尚未达到饱和状态。从经济学意义上，我们应该建议其继续增加能源的投入，以使经济迅速达到最优水平，但从环境保护方面，我们则建议，青岛市应该减少能源的消耗，因为有资料显示盲目的能源消耗的确造成环境的污染。导致了绿色经济学上GDP的减少。结合这两点，我们建议青岛市应从提高能源的使用效率上人手，争取以最小的能源投入，得到最大的经济效益，最低的环境污染程度。

经济增长与能源消耗的关系有以下三种情况：

（1）经济增长领先于能源消费：

（2）能源消费推动了经济增长：

（3）两者是互为动因的。

下面进行格兰杰因果关系分析：Granger因果检验往往受滞后长度P的影响。处理滞后期有两种方法：一是从2阶滞后开始测试，按AIC、SC最小的原则确定VAR的滞后长度，作为Granger因果关系检验的滞后期；二是尝试不同的滞后期，观测因果关系的变化特征。本文采用第一种方法，将ln（GDP）、ln（RESUM）作为内生变量，建立VAR模型，确定滞后阶数，结果如表2所示。（表2）

由表2可知，滞后阶数为4时，AIC、SC都达到最小，所以确定滞后阶数4作为格兰杰果分析的滞后阶数。做格兰杰果分析，结果见表3。

由表3可以看出，在5%的置信水平下，ln（GDP）不是ln（RESUM）的Granger原因这一假设不能被拒绝，说明产值增加，不是进一步加大能源的消耗的原因：ln（RESUM）也不是ln（GDP）的Granger原因，说明能源的消耗能不一定会带来GDP的增加。结合这两点可以说明，在统计意义上，青岛的经济发展不是能源消耗增长的原因，提高能源消耗也不一定就能促进经济的增长。综上，经济的增长不管在统计意义上还是在能源发展的方面，都应该采取其他途径（提高能源利用率等），而不是简单的提高能源消耗。

四、结论与建议

由格兰杰因果关系分析得，产值不是能源消耗的Granger原因，说明产值增加，不是进一步加大能源的消耗的原因；能源消耗也不是产值增加的Granger原因，说明能源的消耗能不一定能带来GDP的增加。结合这两点可以说明，青岛的经济增长不能简单通过增加能源的消耗来完成，而从Granger检验也可看出，青岛市的确也没有在经济增长速度的刺激下盲目增加能源消耗，而是在产值增加下，下大力气提高了技术水平，将资本更多地投入低耗能行业，使得能耗增加不会过快，这也是青岛作为较发达城市的一个特征。

消费与经济增长的关系范文第11篇

【摘 要】近年来，随着中国国民经济持续快速增长，经济规模的不断扩大，拉动能源消费需求迅速增加。目前，中国能源消费量已经位居世界第二，约占世界能源消费量的20%，未来我国能源工业能否支撑我国经济的高速增长，成为人们关心的问题。本文使用协整分析和Granger因果关系检验以及误差的修正模型，利用中国1985～2012年的GDP和能源的消费数据，得出全国经济提升以及能源消费关系中出现的协整关系，而且存在在经济提升到能源消费所产生的单项因果关系，即国家的经济增长可以说是非能源依赖型的。在此探索基础上对未来两者的关系如何协调的发展提出战略性建议。

【关键词】经济增长；能源消费；误差修正模型；Granger因果关系；协整检验

引言

能源是保证经济发展的重要因素，是一个国家或地区经济发展的血液，是制约一个国家或者地区经济发展的中国要因素，研究经济增长与能源消费之间的关系是显着的。由于不同国家和地区的经济所处的阶段以及产业结构的实际情况不尽相同，上面所述的四种情况在不同的时间和地点都可能成立。对同一种情况采用不同的研究方法所得到的结果也不完全相同。KRAFT等用Granger因果检验方法对美国的能源消费与经济增长之间的关系进行了深入研究得出了经济增长对能源消费的单向因果关系。自20世纪90年代起，国内也开始了对经济增长与能源消费之间关系的研究。虽然方法各不相同，但是总的来说都揭示了能源和经济增长之间存在着一定的关系。

一、分析研究的模型理论

现阶段我国提出建设资源节约型和环境友好型社会，在节约建设的背景形式下能否做好具体的工作，关键在于明确经济增长与能源消费之间的关系。

经济增长与能源消费关系的检验模型。计量经济学中在建模型时要求随机过程是平稳的序列，如果序列不平稳，对模型的结果就会产生一定得误导性和不准确性，致使按照传统统计推断的结论存在严重的误差。实际上许多经济序列是非平稳的（具有明显的时间趋势），模型的直接建立将失去模型建立的初衷，因此需要经济序列测试和协整测试的稳定性， 在此基础上，序列之间的关系由格兰杰因果检验确定。 冰使用误差校正模型（ECM）来确定序列之间的平衡关系。

（一）时间序列的平稳性检验模型

如果时间序列具有稳定的均值，方差和协方差，则该序列被称为平滑时间序列，如果不满足该条件是非平稳时间序列。

（二）协整检验

协整反映了不同时间序列之间的长期均衡关系。设{yt，t=1，2，…}为一n维向量单位根过程，它的每一份量序列（yit）（i=1，2，…n）为一单变量单位根的过程，yit～I（1）.假如有着一非零的n维向的量α使得yt的线性组合αyt变成一个稳定的过程，那么也就叫做随机的向量yt是协整的，α是其属于协整向量。协整还表明两个变量都并不是平稳的，可是两者之间还有这一定的联系，却可以是保持平稳的，协整往往能作为两个变量彼此存在的长期的平衡联系的证据。协整分析是在时间序列的向量自回归的基础上发展起来的空间结构与时间动态相结合的建模方法与理论分析方法。最简单的协整检验是两个变量的Engle-Granger两步检验法。

二、实证研究

（一）样本选择与数据来源

本文选取1985～2012年全国国内生产总值（GDP）和能源消费总量（EC）的数据作为样本。所设计的变量主要有理念的国家GDP，GDP数据以1985年不变价格计算的实际GDP，EC单位是亿元；单位是万吨标准煤。数据来源于国家统计年鉴和能源数据统计年鉴。为了使两个序列变得更容易平稳，取两者的对数，分别记为LGDP和LEC。

（二）变量单位根检验

在进行协整分析之前，首先需要对数据LGDP和LEC的时间序列进行单位根检验。因为LGDP和LEC都大于零LGDP和LEC序列均为非平稳序列，但是其二阶差分后在1%的显著性水平下也拒绝了存在单位根的原假设，说明它们均是二阶单整序列，即LGDP和LEC为差分平稳序列，因此可以进行协整检验Granger因果关系检验。

（三）变量的Granger因果关系检验

虽然GDP与能源消费之间的确存在协整关系，这也只能表明GDP与能源消费之间存在因果关系，并未指明因果关系的方向。为了进一步分析经济增长与能源消费之间的关系，需要对GDP与能源消费EC做Granger因果关系检验，以进一步确认两个变量之间的因果关系。

三、结论及政策建议

（一）结论

1.中国的经济增长与能源消费之间存在着协整关系，尽管短期内今年估计增长与能源消费之间存在波动关系，但是从长期来看，经济增长与能源消费之间存在长期稳定的均衡关系。通过误差修正模型可以看出，误差修正项的系数为整负，符合反向修正机制，对GDP与能源消费之间的长期均衡关系具有比较好的调整作用。

2.通过Granger因果关系检验可知，经济增长与能源消费之间存在单向的因果P系，即GDP是EC的Granger原因，及说明中国经济是非能源依赖型经济。如果方式合适，节能政策对中国经济增长影响不大。

（二）对策以及建议

从上述实证检验结果可以看出，中国经济未来与各类能源消费的协调发展，为中国可持续发展新型工业化提供了一些战略意见。推动资源节约型社会经济发展模式，尽快制定国家总体能源发展战略。在能源供应不足或价格不稳定的情况下，国家应以合法，行政，全面的方式利用投资，财税，价格等经济杠杆制定一系列相关政策，积极推动资源节约型社会经济发展模式，国家总体能源发展战略。只有在国家一级制定长效能发展战略的指导下，实施煤炭，石油，天然气，水电，核能等部门的协调发展目标，才能实现能效优化。

参考文献：

[1]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京：中国人民大学出版社，2010.

消费与经济增长的关系范文第12篇

［关键词］ 能源消耗；GDP；协整分析；误差修正模型；预测

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 18. 034

［中图分类号］ F427；F124 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1673 - 0194（2012）18- 0062- 03

1 引 言

能源是人类活动的物质基础。在某种意义上讲，人类社会的发展离不开优质能源的出现和先进能源技术的使用。在当今世界，能源的发展、能源和环境，是全世界、全人类共同关心的问题，也是我国社会经济发展的重要问题。随着工业化进程的深入，能源的大量使用成为经济增长的推动力量。可见，经济增长与能源消费之间形成一定的互动关系。能源是经济增长的原动力，经济增长又拉动能源消费。能源消费分两部分：一部分是由生产技术水平所决定的能源消费，一般这部分能源消费与经济增长的关系在短期之内不会发生明显变化；另一部分是由管理水平、市场环境、产业结构等因素决定的能源消费水平，即体制性因素决定的能源消费水平。这部分消费可变性较大，引起能源消费与经济增长关系不稳定。

内蒙古是我国的能源大省，蕴含丰富的煤炭、天然气、风能以及稀土资源。其中煤炭产能居国内前列。依托自身的资源优势，同时占有临近东北老工业基地及华北京津经济发达的区位优势。最近几年资源转化的飞快发展支持了周边地区快速的经济发展，同时也实现了内蒙古资源优势向经济优势的转变。经过多年的开发建设，自治区建立起了煤炭开发、电力生产、天然气资源开发和利用为主体的能源经济体系。

本文拟从定量分析内蒙古的能源消费和经济增长入手，建立计量经济模型，运用回归分析和协整分析方法，分析1985－2010年内蒙古能源消费与地区GDP 增长的关系。通过对经济增长的预测结果间接估计能源消费总量变动趋势。

2 能源消费与经济增长的协整分析

从国内外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用GDP数据代表经济发展，用能源消费总量数据代表能源消费，选用经济计量模型展开研究。

2.1 数据来源与处理

本文的分析数据来源于《2011年内蒙古统计年鉴》，其中能源消费总量以万吨标准煤为单位，GDP 以亿元为单位。1985-2010 年间中国国内物价变化很大，造成名义GDP与实际GDP 数值之间出现较大差异。由于能源消费总量是以万吨标准煤为单位，不包含价格变动的影响，因此在研究经济增长与能源消费关系时，应该选取扣除价格变动影响后的实际GDP。本文以1985年不变价格计算的实际GDP，用此实际GDP作为经济发展变量进行实证分析。

2.2 简单回归分析

为了深入分析内蒙古能源消费与GDP之间的关系，我们知道，GDP的增加与导致能源消费的增加，首先对两者进行简单相关分析。为消除数据间的较大变动，对数变化后能减少多重共线性和异方差对模型的影响，因此对两变量取对数。用Y表示能源消费，X表示实际GDP，lnY表示对能源消费Y取对数，lnX表示实际GDP值X取对数。以此利用Eviews 6．0进行一元线性回归，得到如下回归结果：

t＝（20．90）（19．56）

R2=0.94 DW＝0．167 （1）

在回归方程中，括号内表示系数估计的t统计量。从回归的结果来看，回归方程和系数都表现出高度显著。利用White检验统计量nR2对上述回归结果的残差进行检验，得到nR2＝1．93，说明在1％的显著性水平下不能否定原假设，即认为随机项中不存在异方差。但DW值为0．167，小于dL=1.302，说明残差序列存在正自相关。很明显，用简单线性回归分析不能有效解释能源消费和GDP 之间的关系。

2.3 协整分析

2.3.1 单位根检验

平稳性检验是检验时间序列数据的波动是否平稳。分别对变量lnY、lnX 的水平值及其一阶差分序列和二阶差分序列进行ADF检验，检验结果见表1。

从表1中可以看出，lnY和lnX，DlnY和DlnX的ADF统计量的值均大于1％～10％水平所以的临界值，无法拒绝原假设，即认为均为非平稳序列。lnY和lnX的二阶差分DDlnY和DDlnX的ADF统计量在1％的显著性水平下拒绝原假设，即认为它们是平稳序列。因此，检验结果表明lnY和lnX的二阶差分变量都是二阶单整序列I（2）。

2.3.2 协整检验

对于两个经济变量，有时虽然它们各自有各自的长期波动规律，但如果它们之间存在着一个长期稳定的比例关系，则它们是协整的。如果两组非平稳时间序列不存在协整关系，则根据它们构造出来的回归模型就可能是伪回归的。由于变量lnY和lnX是二阶单整序列，因此应该对其是否存在协整关系进行检验。本文选用EG两步检验法对二者进行检验。

第一步，建立DDlnY作为被解释变量，DDlnX作为解释变量的一元线性回归方程，回归结果如下：

消费与经济增长的关系范文第13篇

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）

消费与经济增长的关系范文第14篇

（安徽财经大学 统计与应用数学学院，安徽 蚌埠 233030）

摘要：随着全国经济的快速发展，作为国家经济生力军的安徽省经济也在逐渐增长.近些年来安徽省经济发展，人民的生活水平提高，居民消费水平也显著上升.本文运用统计计量经济的相关理论对安徽省的居民消费和经济增长进行实证研究，发现二者之间存在长期的均衡关系，并对偏离均衡关系进行了误差修正.最后根据实证的结果和均衡关系提出安徽省应该首先增加农村居民消费，再次是增加中等居民的收入水平，提高居民消费，最后还要改善居民消费环境，进而推动安徽经济快速增长.

关键词 ：安徽省；居民消费；经济增长；实证分析

中图分类号：F127文献标识码：A文章编号：1673-260X（2015）02-0138-04

1 引言

改革开放以来，我国经济增长的不平衡是众所周知的一个问题，其一个表现就是经济增长过分依赖投资和净出口，以至于在GDP中消费所占的比重逐年下滑，从而对经济的健康发展产生不利的影响.安徽省是我国华东的一个主要省份，所以在安徽省也存在着经济增长过分依赖投资和净出口的现象.消费是人类在社会生活中一个重要的行为表现，无论任何社会都离不开消费.消费对经济增长的拉动作用不仅直接而且效果也十分显著，在我国的总消费中居民消费占比高于70%，因此消费对经济增长的影响也就主要以居民消费对经济增长的影响的形式表现出来.1981年，我国居民消费率最高时曾达到52.5%.从1990年以后，由于投资和净出口比重的逐渐增加，我国居民消费率一直表现为下降趋势，从1991年的47.5%降至2004年的41.5%，进入到二十一世纪后我国消费率不断下滑.而世界各国居民消费率大多达到60%以上，高于我国消费率20多个百分点.我国消费率的偏低会导致投资增长的减少.随着GDP中消费所占比重的逐渐减少，我国政府开始关注到消费的重要，希望通过拉动社会消费需求，进而推动经济增长.党的十七大报告中提出：“坚持扩大国内需求特别是消费需求的方针，促进经济增长由主要依靠投资和出口拉动向依靠消费、投资和出口协调拉动转变”.本文以安徽省为例，利用计量经济的理论通过对安徽居民消费与经济增长之间关系的实证分析，为安徽省制定提高居民消费需求，进而推动安徽经济增长提供理论基础.

2 相关理论

2.1 凯恩斯的消费函数理论

凯恩斯在《就业、利息和货币通论》（1936）一书中提出：总消费是总收入的函数.这一思想用线性函数形式表示为：

ct=a+b*Yt(1)

式中ct表示总消费,Yt表示总收人,下标t表示时期；a、b为参数.参数b称为边际消费倾向,其值介于0与1之间.(l)式反映了消费随收人增加而增加的倾向.凯恩斯以收入来解释消费的理论被称为绝对收入假说.由于总支出E分为消费和投资两部分.即:

E=c+i (2)

总收人等于总支出：Y=E

联合方程式(1)、(2)可得:

由于0<b<1，b越接近1，总收入越大.这解释了消费跟国民收人的密切关系，在国民收入的支出法计算中

Y=C+G+I+X-M(4)

在(4)式中，由于G是政府支出，在国民收入中基本稳定，由数据上可以看出国民收人Y受到C、I、X、M(投资、消费、进出口)的影响，进而说明GDP 和消费是相互影响的.

2.2 协整理论

协整理论是2003年诺贝尔经济学奖得主恩格尔(RF. Engle)和格兰杰(CW.J. Granger)在1978年首先提出来的.所谓协整是指对于两个或几个非平稳的变量序列，若它们的线性组合序列呈平稳性，则称这几个变量序列间存在协整关系，而当变量为协整时，两个变量虽然具有长期波动规律，但两个变量之间还存在着一个长期稳定的比例关系.反之，如果两个变量具有长期波动规律，且并非协整的，则它们之间就不存在一个长期稳定的关系.只有当单整变量的阶数相同时变量才可能是协整.而建立误差修正模型的前提就是变量必须是协整的.协整检验论证了变量之间是否存在长期的均衡关系，而现实中各经济变量之间大多存在着很多复杂的关系，所以只用协整检验不能完全反应变量之间的关系，因此是否存在因果关系还需要进一步进行因果关系检验，所以本文选择用格兰杰因果检验来判断GDP与居民消费之间是否存在因果关系.本文选取1993-2012年的安徽省时间序列数据，利用协整理论来实证研究安徽省居民消费与经济增长在经济运行当中的长期均衡关系和短期动态变化，从而得出安徽省居民消费对经济增长具有影响作用的结论.

3 样本数据和计量分析

3.1 数据的选取与处理

本文选取安徽省地区生产总值(GDP，被解释变量)与安徽省居民消费支出(CS，解释变量)两个经济时间序列变量建立模型，样本区间为1993-2012 年数据.先对经济变量GDP、CS取对数，用LNGDP、LNCS表示，利用Eviews6.0来分析安徽省居民消费与经济增长之间的关系.

3.2 简单模型的回归分析

建立简单的宏观经济计量模型:

Yt=a+b*CSt(5)

其中，用CSt代表当期安徽省居民消费支出，用Yt代表安徽省当期GDP.首先对经济变量GDP和安徽居民消费支出CS的对数LNGDP，LNCS进行相关性检验，以确定它们之间是否存在某种联系.根据表1利用Eviews6.0.得出如下结果(见表2)：

由表2可看到，安徽省GDP和居民消费之间的相关性达到0.995，这说明二者具有非常强的相关性.为了检验二者之间的其他关系，对它们进行回归分析，得到的变量的回归方程为：

LNGDP=-0.242466+1.130866LNCS

R2=0.990659DW=0.54879F=1908.996(6)

从上述结果可以看出，方程的拟合度比较好.从图1我们能够看到方程的拟合情况，这说明解释变量(居民消费支出)能很好地线性表示被解释变量(GDP).而且方程整体的显著性检验以及系数的t检验均通过.但是我们并不能就此认为此方程可以解释两个变量之间的关系，因为我们并没有检验时间序列的平稳性，假如时间序列非平稳，那么，我们前面所做的工作将毫无意义，方程存在虚假回归的可能，所以本文再利用协整检验加以验证.

3.3 协整检验及误差修正模型

由于时间序列数据一般都是非平稳的，采用单方程模型很可能出现“虚假回归”现象，为了避免这种情况发生，我们采用协整检验的方法，克服虚假回归现象从而找到非平稳经济变量之间的真实稳定关系.由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，一定程度上可以消除时间序列中存在的异方差现象.数据来自表1，数据处理都是使用Eview6.0来完成.

1.单位根检验(ADF)

在对变量进行协整检验之前必须对分析中所涉及的时间序列进行平稳性检验，单位根检验判别单整的常用方法是DF(迪克逊)检验和ADF(修正迪克逊)检验，由于大部分数据可能存在高度的自相关，因此选择ADF单位根检验方法.

其中，DLNGDP、DLNCS分别表示GDP和CS的一阶差分.由上表可得，LNGDP和LNCS序列均为非平稳的，经过一次差分后变为平稳序列，即说明LNGDP和LNCS均为I(1)序列，说明GDP和CS 之间可能存在长期的均衡关系.

2.协整关系检验

为了检验居民消费CS与GDP是否具有协整关系，本文采用Engle一Grange法：协整检验对方程(6)的残差进行平稳性检验，简称EG检验法，得到如下结果：得知残差序列在1%的显著水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结果，因此可确定残差是平稳序列.说明两变量LNGDP和LNCS之间存在协整关系，即两变量之间存在长期均衡关系.

3.格兰杰因果关系检验

上面的协整检验结果告诉我们居民消费CS与GDP之间存在长期的均衡关系，但它们之间是否存在着因果关系，即是由居民消费的增加带来经济的增长，还是经济增长带来居民消费的增加需要进一步验证.使用表1的数据，对其进行Granger因果关系检验，结果如表5所示.

通过上述结果可看出,在滞后期为2年时，在显著性水平为5%的水平下拒绝原假设LNGDP不是LNCS的格兰杰原因，经济增长是居民消费增长的原因.而当滞后期为2年时，在显著性水平为5%的水平下接受原假设LNCS不是LNGDP的格兰杰原因，这说明此时居民消费的增长不是经济增长的原因.由以上的结果可以看出，经济增长可以导致居民消费的增加，但是在滞后期较短时，居民消费的增加不一定会导致经济增长.

4.误差修正模型

从前面的检验可知残差序列是平稳的序列，代表安徽省经济增长的LNGDP与居民消费LNCS之间存在长期的均衡关系，因此，可以建立关于两者的误差修正模型.结果如下：

ecmt-1=LNGDP+0.242466058908

-1.13086605868LNCS(7)

由于LNGDP和LNCS都是一阶单整的，所以DLNGDP、DLNCS是零阶单整的，同时ecmt-1也是零阶单整的，故我们可以对DLNGDP、DLNCS、ecmt-1进行OLS回归，但考虑到?着t可能存在自相关，所以我们分别引入DLNGDP、DLNCS的滞后三期的值，可以得到：

DLnGDP=C(1)+C(2)×DLnCS+C(3)×DLnCSt-1

+C(4)×DLnCSt-2+C(5)×DLnCSt-3

+C(6)×DLnGDPCSt-1+C(7)×DLnGDPCSt-2

+C(8)×DLnGDPCSt-3+?琢ecmt-1+?着t(8)

在eviews6.0中运用逐步回归法，提出不显著的滞后期变量，其结果如下：

DLNGDP=0.092948+0.655262DLNCS

-0.300088DLNGDP(-1)+0.109953DLNCS(-1)

+0.620748ecmt-1 (9)

方程的回归系数通过了显著性检验，误差修正 的系数为正，符合正向修正机制.上面的误差修正模型中，差分项反映了安徽省居民消费短期经济波动对经济增长的影响.而由方程可知，不仅当期居民消费对经济增长有影响，上期的居民消费和经济增长均对当前的经济增长有影响.短期居民消费变化1%，引起国内生产总值变化65.52%；误差修正项ecmt-1的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整强度.从系数估计值0.620748来看，当经济波动偏离长期均衡时，0.620748的调整强度将非均衡状态拉回到均衡状态.以上说明其他因素对当期的GDP具有一定影响.

4 结论和政策意见

由前面的实证可以看出，安徽省经济增长与其居民消费水平两者之间存在着长期稳定的均衡关系.因此，安徽省在制定经济发展政策时，应该意识到它们之间的关系，尽可能的从提高居民消费水平的角度去推进经济增长，而不是仅依靠投资和进出口来拉动经济增长，唯有这样，安徽省的国民经济才会健康稳定地发展.

由上面的检验及实证分析可以对安徽省的经济发展提出以下意见：

4.1 增加居民消费水平推动经济增长尤其是以增加农村居民消费水平为主

由于目前我国的经济增长过分依赖于投资推动，应该增加居民消费对经济增长的拉动，安徽省的居民消费也不例外，这其中居民消费包括城镇居民消费和农村居民消费，所以增加居民消费就要增加城镇居民消费和农村居民消费，而我省农村居民是其中的主要部分，又加上农村居民的消费观念还是比城镇居民落后，所以应着力推动农村居民消费的增长.

4.2 增加居民消费水平推动经济增长要尽可能提高低收入者收入和中等收入者占比

我省部分地方的居民消费观念落后，所以要改变居民以储蓄为主的消费观念.同时我省农村居民是主体，而他们的收入水平偏低，大多为低收入者，所以要提高安徽省的中等收入者的比重.要促进居民消费水平的上升，应该大力提高安徽中等收入者占总消费者的比例，因为中等收入人群是安徽消费主体里的中坚力量，中等收入人群不仅具有较高的消费倾向并且消费层析也高于低收入人群.因此提高中等收入者的比重对于改善安徽省消费水平具有积极意义.

4.3 增加居民消费水平推动经济增长要为居民提供一个良好的消费环境

消费环境包括软环境和硬环境，为居民营造一个良好的环境要从这两方面入手.其中软环境包括消费者的权益和信贷环境.而硬环境也就是居民消费的硬件设施，例如消费的店铺商城.

参考文献：

〔1〕古扎拉蒂.计量经济学(第三版)[M].北京：中国人民大学出版社，1999.

〔2〕徐凤，金克琴.中国居民消费与经济增长关系的实证研究[J].北京工商大学学报，2009.

〔3〕刘莹血.四川省居民消费对经济增长影响实证分析[D].成都：西南财经大学，2013.

〔4〕王鹏.山东农村居民收入与消费的协整分析[J].东方企业文化,2011(6):210.

消费与经济增长的关系范文第15篇

[关键词]能源消费;经济增长;协整;长期动态模型;ARDL模型

[中图分类号]F206 [文献标识码]A [文章编号]1005-6432(2010)45-0145-03

1 前 言

中国作为能源生产和消费大国,节能减排将是一项基本国策,问题是这一抑制能源消费的政策是否会阻碍经济增长?回答取决于能源消费与经济增长的因果关系,如果能源消费增长能够带动经济增长,那么限制能源消费肯定会限制经济增长;相反,能源消费不是经济增长的原因(或重要原因),那么抑制能源消费将不会对国民经济有很大的抑制作用。此外,国内外关于这个主题的研究不少,但结果没有表现出一致性,除了研究方法上的差异外,不同国家或不同地方的不同样本数据,也可能导致不同的结论。从另一个角度而言,能源消费和经济增长间的规律实际上可能没有普遍性,对于两者之间的关系更多的是一种经验认识。因此,通过实证研究弄清中国能源消费与经济增长的关系具有重要意义。

2 中国能源消费与经济增长的实证分析

2.1 变量和数据说明

本文采用年度数据,考虑到改革开放后我国经济体制的变化,设定样本区间为1985―2009年。经济的增长状况采用国内生产总值指数指标来度量,记为Y,数据来自2009年《中国统计年鉴》,以1978年为100。能源消费采用能源消费总量(E)的实物量来反映,数据来自2009年《中国能源统计年鉴》,单位为万吨标准煤。图1是1985―2009年消费总量与国内生产总值指数的增长趋势。由图1可以看出能源总量和经济增长的变动趋势是基本一致的,尤其在2002年以后,二者都呈现出加速增长的趋势。可见,中国能源与经济增长之间很可能存在着协整的关系。

2.2 稳定性检验

由于很多经济变量的时间序列都是非平稳的,对非平稳时间序列数据进行统计推断时会出现伪回归问题,因此,必须考虑时间序列的非平稳性。可通过增加DF检验法,即ADF检验法来检验。单位根检验的结果对趋势项和常数项设定非常敏感,预先不知道是否应该包含断截距项和趋势项,在实际研究中一般采用以下方法判别:先检验带截距、带趋势项的情形,如果趋势项不显著,则去掉趋势项;如果截距项也不显著,则继续去掉截距项。通过比较AIC的大小和兼顾模型和系数的显著性来选择滞后阶数。由表1可知LE的一阶差分,LY的一阶差分在检验显著水平为10%以下都是平稳的。

3 结论及建议

3.1 结论

第一,通过协整分析,确定能源消费和GDP之间存在着协整关系,即尽管在短期内我国能源消费与GDP之间的关系存在波动,但是从长期来看,能源消费与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。

第二,通过Granger因果关系检验可知,我国能源消费是国内经济增长格兰杰原因,经济的增长就必须以能源消费为代价,能源消费总量必然随着经济总量的增长而增长。但是,GDP并不是能源消费的Granger原因。由此,可以得出能源消费与经济增长之间存在着从能源消费到经济增长的单向因果关系的结论。

第三,建立了长期动态模型,可以用能源消费总量滞后值和国内生产总值指数滞后值来预测未来的能源消费总量和全国的经济增长速度,为制定未来有关能源消费的政策提供有用的信息。

3.2 建议

影响能源消费变动的因素有很多,其中经济规模、技术进步、结构变动是其主要的原因,大约占了总因素的98%,从变动趋势来看,有两个时期的能源消费变动比较剧烈。一个是1995―1998年的能源消费下降,主要因素是技术进步加快;另一个是1998―2003年的能源消费上升,主要因素是结构变动中重工业趋势和技术进步变慢。因此,为保持经济的可持续发展必须得提高能源利用效率,鼓励开发新能源、新工艺。政府部门可以通过征收能源消费税提高能源使用成本,对节能技术研发的投资项目实行减、免税收及直接补贴等方式,推动节能工作的开展。同时,加大科研开发新能源(如核能、氢能、生物能等)、新工艺的投入,缩小各领域里能源利用的技术水平与国际先进水平的差距,以实现降低能源消耗、缓解能源紧张、促进能源经济和谐发展的终极目标。另外,第三产业能源消费较第二产业很低,因此大力发展第三产业,提高其在生产总值的比重,能源消费总量增长速度就会下降,所以国家在制订经济发展规划时应鼓励大力发展第三产业。

4 本文需改进的地方

在选取指标上,选取了全国生产总值指数和能源消费总量,这样研究得出的结论不够细致,可能不能在实际上给决策者提供很好的操作信息,应该把全国的情况按行业来细分,首先可以按三个大的产业来划分。再进一步,就可以按更细的行业来划分。而对能源消费,也可以按不同类型的能源来划分,譬如可以按原煤,原油,天然气,水电、核电、风电四种类型的能源分别来做实证研究。这样研究会得到更有用的分析结论,还可以针对不同行业或不同类型的能源消费作出相应的建议。

参考文献:

[1]余江.资源约束,结构变动与经济增长――理论与中国能源消费的经验[M].北京:人民出版社,2009.

[2]达摩达尔•N•故扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京:中国人民大学出版社,2005.

[3]侯建朝,谭忠富,谢品杰.中国能源消费与经济发展的动态关系研究[J].技术经济,2009(27).

[4]王建林,赵佳佳.能源消费和经济增长的因果关系测度与分析――基于中国样本[J].工业技术经济,2009(27).