導語：如何才能寫好一篇消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

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

中圖分類號：F830.92 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（10）-0027-08

一、問題提出

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

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

二、文獻綜述

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

目前文獻結(jié)論表明：經(jīng)濟增長對可再生能源消費較多地具有單向因果關(guān)系，但也有部分國家或地區(qū)顯現(xiàn)出這兩者間雙向的因果關(guān)系。單向因果關(guān)系即經(jīng)濟增長發(fā)生在可再生能源消費增長之前，可以在計量上解讀為經(jīng)濟增長帶動可再生能源的發(fā)展；雙向因果關(guān)系則說明，從計量分析得到可再生能源消費先于經(jīng)濟增長，可以作為經(jīng)濟增長的因，在政策、環(huán)境保護的需求之下，可再生能源產(chǎn)業(yè)具備了自身發(fā)展的動力，甚至進一步刺激經(jīng)濟增長。

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

三、OECD國家可再生能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

（一）模型構(gòu)建

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

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）

其中，Y■為OECD國家實際GDP，K■是OECD國家資本存量，L■為OECD國家總勞動力人數(shù)，RE■表示OECD各國可再生能源消費總量，NRE■表示OECD各國不可再生能源消費總量。這里的可再生能源包括：水電、太陽能、風能、地熱能和生物質(zhì)能。不可再生能源包括：石油、天然氣和煤。

本文采取以下自然對數(shù)形式的面板計量模型和時間序列模型：

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

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

（二）實證研究

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

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

以上是包含截距項的協(xié)整檢驗結(jié)果，滯后期長度按照SIC標準自動選擇。有四個統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，又因為在樣本量較小的情況下以ADF統(tǒng)計量為主，其P值為0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之間存在長期協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，通過面板最小二乘估計，對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■間的長期協(xié)整方程進行估計，估計結(jié)果如下：

為了能夠修正面板數(shù)據(jù)的異方差性，在估計的權(quán)重選項中選擇了Period weights，進行廣義最小二乘估計。由表3可見，四個解釋變量均在1%的水平上顯著，不可再生能源消費對經(jīng)濟增長的貢獻最大。可再生能源消費對經(jīng)濟增長的影響超過了勞動力，為0.09。這說明，OECD整體可再生能源消費與經(jīng)濟增長的長期關(guān)系已經(jīng)確立。

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

z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■ （3）

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

模型（3）的協(xié)整向量估計結(jié)果如表4。

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

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

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

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

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

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

以上估計結(jié)果可以說明：對實際GDP當期的變化量解釋作用最強的是上一期和上兩期的勞動力變化，解釋作用分別達到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的實際GDP變化量解釋，可再生能源消費和不可再生能源消費的上一期和上兩期變化對其解釋作用都較弱。同時，ecm■表示短期波動向上期均衡的調(diào)整，其系數(shù)為-0.029，即以0.029的速度負向調(diào)整。

4.因果檢驗。本節(jié)運用Granger因果檢驗研究變量長期的因果關(guān)系和短期動態(tài)的因果關(guān)系。本文主要研究可再生能源消費和經(jīng)濟增長的關(guān)系，故下表中只報告這兩者的Granger因果檢驗結(jié)果。基于長期協(xié)整方程的Granger因果檢驗如結(jié)果表5，滯后階數(shù)選擇4階。

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

基于VEC模型的Granger因果檢驗結(jié)果如表6。

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

由以上可得，OECD國家經(jīng)濟增長在長期顯著地是可再生能源消費的原因，可以解釋為：從長期來看，保障經(jīng)濟穩(wěn)定增長才能負擔可再生能源發(fā)展初期普遍較高的成本。經(jīng)濟增長在短期并不構(gòu)成可再生能源消費的原因，可能是因為目前可再生能源消費在短期內(nèi)的迅速增長大多是能源轉(zhuǎn)型的政策引導結(jié)果。可再生能源消費在滯后4階的長期狀況下是經(jīng)濟增長的原因，說明OECD國家可再生能源消費對經(jīng)濟增長的影響在大約4期之后可以明顯表現(xiàn)出來。短期內(nèi)，可再生能源消費波動外生于實際GDP的概率達到52%，這可能是因為目前可再生能源消費在能源消費中的占比還較小，短期內(nèi)不足以表現(xiàn)為經(jīng)濟增長的原因。

四、中國可再生能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

（一）模型構(gòu)建

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

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）

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

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

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

t表示時間，t=1994，1995，……2013；μ■是殘差。

（二）實證研究

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

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

在此基礎(chǔ)之上，先進行ARCH LM條件異方差檢驗，檢驗得到F統(tǒng)計量為122.02，相應(yīng)P值為0.00，說明估計方程的殘差序列存在ARCH效應(yīng)。因此，選擇ARCH模型進行估計，從估計結(jié)果看仍然存在問題如下：第一，LnL■和LnRE■的系數(shù)估計結(jié)果較不顯著；第二，DW統(tǒng)計量為0.13。懷疑存在序列相關(guān)問題，如果存在，則顯著性水平、擬合優(yōu)度將不可信，因此，應(yīng)進行進一步檢驗。采用LM檢驗。

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

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

3.VAR模型分析。向量自回歸（VAR）模型把系統(tǒng)中的每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項的函數(shù)來構(gòu)造模型，可以用于分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊。本節(jié)構(gòu)造的VAR（p）模型為中國的實際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費和不可再生能源消費五變量系統(tǒng)，主要分析可再生能源消費和經(jīng)濟增長之間的短期動態(tài)影響。在無約束VAR模型條件下，依據(jù)LR、FRE、AIC、SC和HQ等準則得到最優(yōu)滯后期階數(shù)為2，因此，選擇VAR（2）模型。

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

因此，模型VAR（2）構(gòu)造如下：

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

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

估計結(jié)果表明：

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

基于上述VAR（2）模型，進一步用脈沖響應(yīng)函數(shù)研究當外部環(huán)境對經(jīng)濟增長產(chǎn)生沖擊后對可再生能源消費的影響，以及可再生能源消費收到外部環(huán)境沖擊后對經(jīng)濟增長的影響。得到的這兩者的脈沖響應(yīng)圖如圖3所示。橫軸表示滯后期，這里設(shè)定為10年，縱軸表示變量相應(yīng)的大小。

由圖3可知，當外界給可再生能源消費一個單位的沖擊，GDP開始顯示一較小的正響應(yīng)，之后在第二期先增長達到最強，第三期到第四期為減弱期，第四期時有一個短暫的小于零的過程，之后又拉升新一輪的正效應(yīng)不斷增長的階段，第六期時達到第二個峰值，且該峰值與上一個峰值十分接近，第八期是降到零，但未出現(xiàn)負值，最后兩期又出現(xiàn)上升的正相應(yīng)。而外界給GDP一個單位沖擊，可再生能源的響應(yīng)在第二期出現(xiàn)由零到負的微小降低，并在進入第四期時回到零并啟動直達第八期的增長，達到峰值后又逐漸降低，到第十期回到零?？梢姡稍偕茉聪M受一個正的外部沖擊后對經(jīng)濟增長的影響在其滯后十期內(nèi)，除第四期例外以外，其余均為正，且經(jīng)濟增長的正響應(yīng)會階段性的反復(fù)出現(xiàn)，這符合可再生能源消費的特性。而GDP受一個正的外部沖擊后對可再生能源消費的影響在開始時并不明顯，在第四期之后也增長緩慢，最大的正相應(yīng)在第七至第八期才能表現(xiàn)，說明經(jīng)濟增長對可再生能源消費并不能起到立竿見影的作用，但在較長階段都會有穩(wěn)步增加的促進作用。

4.因果檢驗。本小節(jié)研究中國可再生能源消費和經(jīng)濟增長的因果關(guān)系，首先對中國五個變量的原序列進行Granger因果檢驗，得到與的Granger因果關(guān)系。

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

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

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

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

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

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

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

（二）相關(guān)建議

第一，加快綠色金融發(fā)展，提升可再生能源產(chǎn)業(yè)活力。引導銀行業(yè)金融機構(gòu)推出綠色信貸體系，嚴控“兩高一?！毙袠I(yè)信貸，將環(huán)境責任標準融入銀行業(yè)經(jīng)營管理，積極應(yīng)對可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的市場失靈和政府缺位。引導綠色債券在可再生能源項目中的規(guī)范發(fā)展，建立政策激勵措施體系，增加綠色債券市場流動性，增加投資主體與市場規(guī)模。把握綠色金融在經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型中的機遇，積極適應(yīng)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，形成可再生能源發(fā)展和綠色金融的良性循環(huán)，培育新的經(jīng)濟增長點。

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

參考文獻

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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）

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

一、背景

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

二、研究方法

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

三、實證分析

（一）指標和數(shù)據(jù)的選取

經(jīng)濟增長：使用地區(qū)生產(chǎn)總值，單位：億元。

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

環(huán)境污染：環(huán)境污染的評價指標選擇工業(yè)廢水排放量，單位：萬噸。

選取2005年至2014年我國30個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）的GDP、工業(yè)廢水排放量F以及電力消費量E的數(shù)據(jù)來創(chuàng)建面板數(shù)據(jù)集。30個?。ㄖ陛犑校灾螀^(qū)）包括北京、天津、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、遼寧、河北、陜西、山東、山西、河南、、甘肅、上海、湖北、江蘇、浙江、湖南、廣東、安徽、江西、重慶、四川、貴州、云南、青海、福建、海南、廣西、寧夏、新疆，因為數(shù)據(jù)包括極端數(shù)據(jù)所以不考慮。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。首先對變量GDP、F以及E進行了對數(shù)變換以消除異方差的影響，記LNGDPit=Ln（GDPit），LNEit=Ln（Eit），LNFit =Ln（Fit）。

（二）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

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

（三）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

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

（四）模型檢驗

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

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

（五）模型的估計

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

根據(jù)上面的分析我們采用加入AR（1）后的模型估計結(jié)果：

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

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

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

篇3

[關(guān)鍵詞] 體育消費 擴大內(nèi)需 經(jīng)濟增長

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

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

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

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

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

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

三、體育消費的內(nèi)在定義

體育消費包括物質(zhì)的消費和精神的消費，物質(zhì)消費中有文化的內(nèi)涵，精神消費中有物質(zhì)的基礎(chǔ)。體育消費不僅僅是一種經(jīng)濟行為，也是一種文化活動。體育消費既受文化因素的影響和制約，又能引起人們對一定文化的需求的追求；有的消費過程直接表現(xiàn)為一種文化活動的過程。

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

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

四、結(jié)論

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

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

參考文獻:

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篇4

[關(guān)鍵詞]制造業(yè)；能源消費；經(jīng)濟增長；協(xié)整檢驗

[中圖分類號]F423.62 [文獻標識碼]A [文章編號]2095-3283（2014）03-0080-03

一、引言

國內(nèi)外許多學者對能源消費和經(jīng)濟增長間的變動關(guān)系進行研究，如Kraft J.和Kraft A.（1978）對1947―1974年的美國數(shù)據(jù)進行研究，得出GDP對能源消費存在單向的因果關(guān)系，但是兩者不存在協(xié)整關(guān)系[1]。Yu和Hwang（1984）對1947―1979年美國的數(shù)據(jù)進行研究， 結(jié)果表明能源消費與GNP增長不存在因果關(guān)系[2]。Paresh Kumar Narayan和Stephan Popp （2012）分析了93個國家的能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期關(guān)系，認為能源消費不是實際GDP的Granger原因[3]。韓智勇等（2004）采用Engle-Granger兩步法對1978―2000年中國的GDP與能源消費總量數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果證明能源消費與GDP之間不存在長期均衡關(guān)系，但存在雙向因果關(guān)系[4]。楊俊、王慶存（2011）利用1978―2009年的數(shù)據(jù)對我國能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究，結(jié)果表明電力消費與GDP，GDP與煤炭消費，GDP與石油消費之間存在單向Granger因果關(guān)系[5]。

改革開放以來，新疆加快了結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)由農(nóng)牧業(yè)主導型逐步向工業(yè)主導型轉(zhuǎn)變，工業(yè)經(jīng)濟步入快速增長期，實現(xiàn)了前所未有的跨越式發(fā)展。1978年，新疆工業(yè)增加值僅有14.5億元，到2011年已達2700.02億元，年均增長9.9%。進入21世紀，新疆工業(yè)增長速度不斷加快，年均增長11.6%，高于同期GDP增速0.7個百分點，尤其近五年，是改革開放以來工業(yè)增長速度最快的時期，年均增速為13.6%，高于GDP 2.6個百分點。工業(yè)增加值占GDP的比重由1978年的37.1%增長至2011年的40.84%，提高了3.74個百分點（見圖1）?？梢姡I(yè)的快速發(fā)展在新疆經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮了不可替代的作用。

新疆是我國重要的能源基地，作為全國最大的資源儲備區(qū)，新疆煤的預(yù)測儲量為2萬億噸，占全國預(yù)測總儲量的37.7%；油氣資源約占全國陸上油氣資源總量的1/4。近年來，新疆能源消費呈快速上升趨勢，而工業(yè)能源消費占新疆能源消費總量的絕大部分，其在1988年占63.83%，到2011年上升至73.32%；而制造業(yè)的能源消費基本上占據(jù)了工業(yè)能源消費總量的六成左右（見圖2）。由此可見，能源是工業(yè)發(fā)展最重要的資源基礎(chǔ)，研究工業(yè)能源消費對工業(yè)經(jīng)濟的增長尤為重要，本文以制造業(yè)為落腳點，研究制造業(yè)能源消費與新疆工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的變動關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)選取與變量設(shè)定

為研究新疆制造業(yè)能源消費對工業(yè)經(jīng)濟增長的影響，本文選取了新疆1988―2011年的制造業(yè)能源消費量和實際工業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)，單位分別是億元人民幣和萬噸標準煤，分別以MEC和IGDP來表示。所有數(shù)據(jù)都源自歷年《新疆統(tǒng)計年鑒》。為排除物價變動因素的影響，本文以1988年為基期的工業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)和1988年工業(yè)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)對各序列數(shù)據(jù)進行平減；同時由于制造業(yè)能源消費和工業(yè)生產(chǎn)總值的變化趨勢具有波動性，易產(chǎn)生異方差的問題導致偽回歸的現(xiàn)象，為了排除異方差性，本文對時間序列變量取自然對數(shù)，記取對數(shù)后的工業(yè)生產(chǎn)總值和制造業(yè)能源消費總量分別為lnIGDP和lnMEC。圖2顯示了水平變量lnIGDP和lnMEC的趨勢圖，反映了1988―2011年新疆不變價的工業(yè)生產(chǎn)總值與制造業(yè)能源消費的變動趨勢。

根據(jù)1988―2011年的數(shù)據(jù)建立回歸模型，以工業(yè)生產(chǎn)總值為因變量，制造業(yè)能源消費為自變量建立新疆工業(yè)經(jīng)濟增長與制造業(yè)能源消費的雙變量對數(shù)模型，即：

lnIGDP=α+βlnMEC+μ

由圖2可知，除個別年份外，兩條曲線的變化趨勢相近，接近線性，其次lnIGDP和ln MEC都成增長趨勢，可以判斷上述模型的設(shè)計具有合理性，且lnIGDP和ln MEC存在協(xié)整關(guān)系。

三、實證分析

（一）ADF單位根檢驗

由上述分析可判斷，IGDP與MEC之間可能存在協(xié)整關(guān)系，在檢驗其協(xié)整關(guān)系之前，先要對時間序列的各變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用Augmented Dickey-Fuller（ADF）對時間序列進行檢驗。利用Stata軟件檢驗lnIDGP和lnMEC是否為非平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如表1，圖4、圖5所示（注：圖中的dlnIGDP、lnMEC為一階差分后的序列）。

由表1可以看出，在1%的顯著水平下，lnIGDP序列的ADF檢驗統(tǒng)計量值為1.409大于其臨界值-2.518，所以不能拒絕原假設(shè)，即存在單位根，而序列l(wèi)nMEC的ADF檢驗統(tǒng)計量值在1%的顯著水平下為-0.786，也大于其臨界值-2.518，所以接受原假設(shè)，存在單位根。對兩序列一階差分后再進行ADF檢驗，dlnIGDP、dlnMEC兩序列在1%的顯著水平下分別為-2.585、-4.263，均小于其臨界值-2.528，所以兩序列在1%的顯著水平下均通過了平穩(wěn)性檢驗（見圖4、圖5），同時兩序列為一階單整，即lnIGDP～I（1）、lnMEC～I（1）。

篇5

[關(guān)鍵詞]煤炭消費量；協(xié)整；誤差修正模型；格蘭杰因果關(guān)系

作者簡介：任少飛，男，山東財政學院，濟南 250014

馮 華，男，山東財政學院經(jīng)濟學院，教授，濟南 250014

隨著我國國民經(jīng)濟的快速發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)步伐的加快，能源的供給與需求迅速增長，其中尤以煤炭的供給與需求量增長最為顯著。全國煤炭產(chǎn)量從1978年的6.18億噸上升到2004年的19.56億噸，2005年產(chǎn)量為21.9億噸，①比上年增長9.9% 。消費量從1978年的4.04億噸增加到2004年的13.34億噸，2005年預(yù)計消費量約在21.4億噸，②比上年增長10.6%，略高于煤炭生產(chǎn)量的增長速度和GDP的增長速度（9.9%）。2006年上半年，全國能耗增長仍快于經(jīng)濟增長，單位GDP能耗不降反升0.8%。在這種情況下，煤炭資源的高消耗能否繼續(xù)支持經(jīng)濟的高速增長，實現(xiàn)能源利用的集約化及高效率，進而實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，成為擺在我們面前的一個亟待解決的問題。為此，很多學者從能源消費總量或是某一能源的消費量，如石油，來分析和解決這一問題。[1]

國內(nèi)外學者采用不同的方法對中國能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系做了大量研究，但主要是從定性方面進行，定量分析方面也主要集中在考察能源需求總量、能源利用效率和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。[2]其中，林伯強（2001）將協(xié)整誤差校正模型引入到能源分析中,通過分析能源需求和GDP、能源價格、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中重工業(yè)份額的協(xié)整關(guān)系，建立了中國能源需求的計量經(jīng)濟模型。在經(jīng)濟增長與能源消費各組成部分的分析上，黃飛（2001）采用灰色關(guān)聯(lián)分析法中的關(guān)聯(lián)度分析，認為能源消費結(jié)構(gòu)中與國民經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系最大的是石油，其次是電力，再次是煤炭。張麗峰（2005）利用協(xié)整與誤差修正理論建立了三次產(chǎn)業(yè)的能源消費總量與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的誤差修正模型。[3]但是，總量或石油消費量的分析不足以反映我國以煤炭為主的能源消費特征。因此，本文運用協(xié)整理論與誤差修正模型對第一、二、三產(chǎn)業(yè)的煤炭消費量與經(jīng)濟增長（以國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量）進行實證分析，得到中國煤炭消費的誤差修正模型，并對模型做出解釋，以期真實反映我國各產(chǎn)業(yè)能源（煤炭）消費現(xiàn)狀，揭示經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的歷史進程。

一、中國煤炭消費結(jié)構(gòu)的基本分析

中國國內(nèi)能源資源稟賦決定了中國以煤為主的能源消費結(jié)構(gòu)，其中第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)煤炭消費量占煤炭消費總量的10%左右，第二產(chǎn)業(yè)煤炭消費量則占90%。煤炭的消費量在能源消費總量中從1978年到2004年的27年間消費比例都維持在65%以上，這是我國能源消費結(jié)構(gòu)的主要特點之一，煤炭消費量在較長時間里仍將維持在一個較高水平，如圖1所示。[4]隨著中國經(jīng)濟的高速、穩(wěn)步增長，中國能源消費量也隨之增長。

資料來源：中國統(tǒng)計年鑒，2005。

然而，我國煤炭的生產(chǎn)量并不能滿足經(jīng)濟發(fā)展的需要，如何實現(xiàn)煤炭資源在各產(chǎn)業(yè)間的合理配置以保證國民經(jīng)濟的持續(xù)、快速、健康發(fā)展是我們急需解決的重要問題。因此，研究煤炭消費量與產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)整和因果關(guān)系具有重要的現(xiàn)實意義。

二、“誤差修正模型”的建立及檢驗

（一）數(shù)據(jù)來源和變量選取

本文運用協(xié)整理論和誤差修正模型分析中國從1975―2004年間煤炭消費量和國內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的協(xié)整關(guān)系，對具有長期均衡關(guān)系的變量構(gòu)建具有誤差修正項的長期均衡方程,并對模型進行分析。本文所選取的煤炭消費量和各產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)均來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》。

為消除異方差的影響和數(shù)據(jù)的劇烈波動，對原數(shù)列取自然對數(shù)。其主要變量和含義見表1。

表1模型符號及變量說明

（二）“誤差修正模型”的建立

經(jīng)典的回歸模型是建立在數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的基礎(chǔ)上的，對于不平穩(wěn)的時間序列，可能產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，使模型不能準確反映變量之間的真實關(guān)系。協(xié)整（cointegration）理論可以很好地解決這一問題，它是由Engle和Granger（1987）提出的，是近年來處理非平穩(wěn)時間序列之間長期均衡關(guān)系和短期波動的有力工具。本文采用Engle―Granger兩步法。首先對變量進行Augment Dickey―Fuller(ADF)單位根檢驗，以確定序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。經(jīng)ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。觀察下表可以發(fā)現(xiàn)煤炭消費量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)化后均為二階單整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均為I(2)。

表2ADF單位根檢驗結(jié)果

因此變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即煤炭消費量和國內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間存在長期的均衡關(guān)系。使用Eviews5.0可以分別求出LNCC和LNGDP，LNCC和LNGDP1， LNCC和LNGDP2，LNCC和LNGDP3的長期均衡方程。

對誤差修正序列進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)四組誤差修正序列都是0階單整，即誤差修正序列是平穩(wěn)的。從而證明了以上四組長期均衡關(guān)系的成立，即協(xié)整關(guān)系的存在。通過以上分析，從而可以建立最終的誤差修正模型。

從以上誤差修正模型來看，我國短期煤炭消費量主要取決于上一年煤炭消費量及當年國內(nèi)生產(chǎn)總值，上一年煤炭消費量對當期煤炭消費量的影響相當顯著，國內(nèi)生產(chǎn)總值變化1%，則引起國內(nèi)煤炭消費量增加0.39%。而滯后兩期的煤炭消費量和滯后一期的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值引起當期煤炭消費量反方向的變化，這與我國積極推進經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，走集約化道路是分不開的，圖一中煤炭消費比例有下降趨勢，但是由于煤炭資源消費的慣性，出現(xiàn)了圖中所示的我國煤炭消費量占能源消費總量的比例仍然保持在一個較高水平上。而我國經(jīng)濟的高速增長也得益于煤炭消費量的持續(xù)、穩(wěn)定。

模型的長期均衡主要體現(xiàn)在國內(nèi)生產(chǎn)總值，ECM_GDP項的系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。ECM_GDP的系數(shù)-1

同時，我們可以得出煤炭消費量的實際觀測值、誤差修正模型的擬合值以及參差項的顯示圖，見圖2。

誤差修正模型具有其明顯的優(yōu)越性：一階差分項的使用消除了變量可能存在的趨勢因素，從而避免了虛假回歸問題；一階差分項的使用也消除了模型可能存在的多重共線性問題；而誤差修正項的引入也保證了變量水平值的信息沒有被忽略；由于誤差修正向本身的平穩(wěn)性，使得該模型可以用經(jīng)典回歸方法進行估計，尤其是模型中差分項可以使用通常的t檢驗與F檢驗進行選取。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

Granger因果性檢驗是指：在序列Xt和Yt消除了趨勢之后，如果利用過去的Xt和Yt的值一起對Yt進行預(yù)測，比單用Yt的過去值預(yù)測的效果更好的話，序列Xt和Yt存在因果關(guān)系，這種關(guān)系稱為Granger因果關(guān)系。煤炭消費量與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表4。

表4格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由上表可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與煤炭消費量之間存在單方向的格蘭杰因果關(guān)系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值是煤炭消費量的格蘭杰因果關(guān)系。值得注意的是，二次產(chǎn)業(yè)否定原假設(shè)的概率是94%，略低于其他幾個指標，說明我國第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在能源利用上正在朝著集約化和多元化的方向發(fā)展。這與以上得到的誤差修正模型的結(jié)論是一致的。

三、結(jié)論及預(yù)測

通過以上分析得出，采用分不同產(chǎn)業(yè)的誤差修正模型來預(yù)測煤炭消費量能夠充分反映出國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對煤炭消費量的影響，而煤炭消費量的變化仍然體現(xiàn)為國內(nèi)生產(chǎn)總值變動的結(jié)果。第二產(chǎn)業(yè)中的電力、鋼鐵、建材和化工四個行業(yè)是中國煤炭消費最集中的行業(yè)，四大行業(yè)的增長速度變化對煤炭需求量變化影響很大，煤炭需求的周期性變化取決于四大行業(yè)的周期變化。2005年電力、冶金、建材、化工等主要耗煤行業(yè)全年均保持著良好的發(fā)展態(tài)勢，產(chǎn)品產(chǎn)量增勢不減，生產(chǎn)量累計同比均保持著 10% 左右的高速增長率。四大行業(yè)2005年煤炭需求量達到19.5億噸，預(yù)計2006年全國煤炭需求量在22.5億噸左右，煤炭供給量約在22億噸左右，煤炭供需基本平衡。第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變、能源的集約化利用及能源需求結(jié)構(gòu)的多元化將有力地緩解我國煤炭供需矛盾，實現(xiàn)煤炭供需新的平衡。

2006年上半年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長10.9%，煤炭生產(chǎn)增長12.8%，在經(jīng)濟加速增長的情況下，煤炭供應(yīng)比較寬松，庫存繼續(xù)增加。鋼鐵、有色金屬、建材等領(lǐng)域重點企業(yè)堅持推進結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長方式轉(zhuǎn)變，通過產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整和節(jié)能降耗改造降低單位能耗。但是，我們注意到：上半年能源消費增長快速，超過了國家GDP的增長速度，暴露出經(jīng)濟增長方式和能源消費結(jié)構(gòu)上仍然存在的一些問題。這也說明我國在實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，能源、經(jīng)濟和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展方面還有很長的路要走。

注 釋：

①2005年煤炭生產(chǎn)量數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國2005年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

②2005年煤炭消費量數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國2005年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

主要參考文獻：

[1]馬超群,儲慧斌,李 科．中國能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整與誤差校正模型研究[J]．系統(tǒng)工程,2004（10）．

[2]張政偉,呂子安,張 英．能源與中國經(jīng)濟增長[J]．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，200（1）．

[3]張麗峰．產(chǎn)業(yè)能源消費與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)整與誤差修正模型分析[J]．經(jīng)濟經(jīng)緯,2005（6）．

[4]郭云濤,中國煤炭中長期供需分析與預(yù)測[J]．中國煤炭,2004（10）．

The Relation between Chinese Economic Growth

and Coal Consumption Structure

Ren Shaofei Feng Hua

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

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

篇6

關(guān)鍵詞：政府消費 居民消費 經(jīng)濟增長 非參數(shù)模型 逐點回歸

引言

最終消費分為居民消費和政府消費，消費需求的增長作為拉動經(jīng)濟增長的重要措施，在經(jīng)濟發(fā)展過程中有十分重要的作用。居民消費是指在一定時期內(nèi)，全體居民通過市場對各種消費品與勞務(wù)的消費需求，是衡量人民生活水平是否提高的重要指標之一，居民消費的需求數(shù)量、結(jié)構(gòu)組成以及意愿傾向都對經(jīng)濟增長情況起著重要的影響。政府消費在統(tǒng)計上指政府部門為全社會提供公共產(chǎn)品或服務(wù)的消費支出，以及免費或以較低價格向居民提供貨物和服務(wù)的凈支出，研究政府消費能全面了解政府財政支出對經(jīng)濟增長的影響，緩解財政效率和財政公平之間的矛盾，促進社會和諧發(fā)展。我國居民消費和政府消費與經(jīng)濟增長之間存在密切的關(guān)系，對經(jīng)濟增長起著重要的影響。研究政府消費、居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系對于積極實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略、拓寬消費領(lǐng)域和改善消費環(huán)境，促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展具有重要的實踐意義。

理論分析

（一）居民消費與經(jīng)濟增長

我們通常將消費、投資和凈出口作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。而居民消費作為最終消費的重要組成部分，對經(jīng)濟增長起著不可忽視的拉動作用，其對經(jīng)濟增長的拉動理論可以分為直接拉動論和間接拉動論。

1.居民消費直接拉動論。在開放性的經(jīng)濟環(huán)境中，居民消費、政府購買、投資和凈進出口值是國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的四大直接來源。居民消費增長，則國內(nèi)生產(chǎn)總值增長，反之，居民消費減少，則國內(nèi)生產(chǎn)總值下降，因此，居民消費和經(jīng)濟增長二者之間存在直接相關(guān)的關(guān)系，所以可以通過增加居民消費來直接帶動國民經(jīng)濟的增長，而不需要任何的中間環(huán)節(jié)和中間變量，即居民消費的增加可以直接刺激經(jīng)濟增長。當然，居民消費的無限增長一旦超出國內(nèi)生產(chǎn)能力的界限，就會導致名義上的經(jīng)濟增長和通貨膨脹。

2.居民消費間接拉動論。居民消費除了直接刺激經(jīng)濟增長外，還可以借助中間環(huán)節(jié)或中間變量來拉動經(jīng)濟增長。主要表現(xiàn)形式就是，增加居民消費可以使投資發(fā)生變動，然后二者一起帶動經(jīng)濟的發(fā)展。從投資需求的角度看，投資需求是一種中間需求，此類投資并不能帶動經(jīng)濟的長期增長，只有將此類投資與居民消費需求相配合，才能真正的拉動內(nèi)需，從而促進經(jīng)濟的可持續(xù)性增長；從投資乘數(shù)來看，投資乘數(shù)與邊際消費傾向是同向變動的，邊際消費傾向增大，投資乘數(shù)也增大，所以投資的擴張就等同于居民消費的擴張。因此，投資需求間接拉動了經(jīng)濟增長。

總之，居民消費對經(jīng)濟增長具有促進作用。

（二）政府消費與經(jīng)濟增長

關(guān)于政府消費和經(jīng)濟增長的關(guān)系，目前還沒有一致的結(jié)論，可以將兩者之間的關(guān)系概括為政府消費推動論和政府消費抑制論。

1.政府消費推動論。政府作為市場經(jīng)濟殊的消費者，其消費行為帶有明顯的特征。首先，政府消費的數(shù)額非常巨大，在我國，政府消費占GDP比重較為穩(wěn)定，自1980年至今始終保持在13%～15%之間，其巨大的消費數(shù)量直接促進社會總產(chǎn)出增加，拉動經(jīng)濟增長。其次，政府消費的對象廣泛，從關(guān)系國計民生的鋼材、石油、煤炭等產(chǎn)品，到政府日常消耗的紙張、筆墨等，都屬于政府采購的范圍，如此廣泛的政府采購可以推動各行各業(yè)的互動發(fā)展，延長產(chǎn)業(yè)鏈，進而間接推動整個社會的同步發(fā)展。最后，政府消費的實質(zhì)在于為全國居民提供公共服務(wù)，其消費行為的外部性，可以對市場和社會心理產(chǎn)生不同的影響。例如，政府消費在醫(yī)療衛(wèi)生、教育文化、衛(wèi)生保健等社會保障方面支出的增加，將間接提高居民收入水平，增加居民對未來收入的樂觀預(yù)期，從而刺激居民的消費需求，促進經(jīng)濟增長。

2.政府消費抑制論。從經(jīng)濟增長理論來看，政府消費增加可能對居民消費和政府投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。 從政府消費數(shù)量來看，政府消費數(shù)量增加，導致商品市場上商品和服務(wù)的供給不足，物價隨著上漲，在貨幣名義供給量不變的情況下，實際貨幣供給量會因價格上漲而減少，結(jié)果利率上升，進而導致投資減少，投資減少進一步導致經(jīng)濟增長放緩。從政府消費結(jié)構(gòu)組成來看，過多的公共支出將增加政府運營成本，可能導致政府機構(gòu)臃腫，官僚腐敗等現(xiàn)象的產(chǎn)生。此外，過多的公共服務(wù)，將打消勞動者的生產(chǎn)積極性，可能出現(xiàn)社會“福利陷阱”。以上這些都不利于經(jīng)濟快速穩(wěn)定的可持續(xù)增長。

總之，政府消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系存在不確定性。

數(shù)據(jù)來源和構(gòu)建模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所采用的1990～2010年的省際面板數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及各省（市、自治區(qū)）的統(tǒng)計年鑒，包括除港、澳、臺地區(qū)以外的共30個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)（考慮到重慶于1997年建立直轄市，因此將1997年之后的重慶數(shù)據(jù)并入四川省計算）。

（二）構(gòu)建模型

通常來說，對面板數(shù)據(jù)進行計量建模分析，可采用參數(shù)、半?yún)?shù)和非參數(shù)三種分析方法。本文擬選取非參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型對數(shù)據(jù)進行實證分析。當然，為了說明非參數(shù)方法的優(yōu)點，我們同時也構(gòu)建了參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型加以對比。

在建立參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型前，需要對數(shù)據(jù)進行兩步檢驗，以此判斷該選擇何種形式的面板數(shù)據(jù)模型。第一步，進行拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗，即檢驗是選取面板數(shù)據(jù)模型還是混合回歸模型。經(jīng)檢驗結(jié)果表明P值小于0.01，因此選取面板數(shù)據(jù)模型；第二步，在選取面板數(shù)據(jù)模型的基礎(chǔ)上進行Hausman檢驗，即判斷是選取隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。經(jīng)檢驗結(jié)果表明P值也小于0.01，因此我們選取固定效應(yīng)模型。

本文將居民消費和政府消費變量引入國內(nèi)生產(chǎn)總值函數(shù)中，建立面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型如下：

（1）

其中，被解釋變量Y表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，是衡量國民經(jīng)濟發(fā)展狀況的最佳指標；K表示資本存量，是度量資本投入的指標，其計算方法參考單豪杰（2008）；L表示就業(yè)人數(shù)，用年末在崗職工人數(shù)來度量；G表示政府消費；C表示居民消費；α是截距項；ε是殘差項，它服從均值為0，方差為σ2的正態(tài)分布；下標i和t表示第t年的第i省份（市、自治區(qū)）。根據(jù)面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型的LSDV估計法得到模型（1）中各因素的參數(shù)值（見表1）。但是，模型（1）的設(shè)定存在兩個方面的局限：第一，由于模型（1）是線性參數(shù)模型，解釋變量之間的多重共線性問題在參數(shù)估計中無法徹底解決；第二，由于參數(shù)估計方法的局限性，估計的參數(shù)值無法反映各獨立變量的變化趨勢以及變量之間的相關(guān)性。

為了克服以上參數(shù)模型設(shè)定中的兩個缺點，本文嘗試建立非參數(shù)模型。非參數(shù)模型的優(yōu)越性在于：非參數(shù)模型可以根據(jù)面板數(shù)據(jù)的特征自由設(shè)定模型，模型中的多元函數(shù)f （·）除光滑性外，未對其形式做任何限制，從而避免了模型設(shè)定可能帶來的誤差。非參數(shù)模型的估計方法對回歸函數(shù)沒有太強的約束，其估計結(jié)果更加穩(wěn)健和精確，且能夠提供各個變量對經(jīng)濟增長影響的趨勢分析，為我們提供了更好的分析問題和解決問題的方法和渠道。

因此，非參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型建立如下：

（2）

其中αi為個體效應(yīng)。模型（2）可用局部線性估計方法進行估計，具體方法為：

令yit=ln（Yit），xit=（ln（Kit），ln（Lit）ln（Git），ln（Cit）），并將函數(shù) f （·）在點x=（x1，x2，x3，x4）處進行局部線性化，故模型（2）可寫為：

（3）

其中ζit中包含局部線性化后的余項；為列向量，，i =1，2，3，4。由式（3）可得：

（4）

其中。將式（4）中的加權(quán)最小二乘解定義為φ（x）的估計，即求解令最小化的φ（x），結(jié)果為：

（5）

其中K（g）為核函數(shù)，h為窗寬。由的表達式，又有：

i =1，2，3，4 （6）

其中λi代表第i個元素為1，其他元素為0的1×4的行向量。非參數(shù)模型的估計式與參數(shù)估計不同，其非參數(shù)估計式為x的函數(shù)，它反映各解釋變量對被解釋變量的邊際影響，則分別表示函數(shù)f （x）的四個偏導數(shù)在x=（x1，x2，x3，x4）處的估計值。

為進一步得到各影響因素在平均水平處的估計值，需要分別計算非參數(shù)估計φ（x）

在樣本均值處的值，其中，

，η=1，2，3，4，xη，it表示第η個變量在（i，t）處的值。又因為估計量是的函數(shù)，可以計算x中某些分量為常數(shù)時的φ（x）=（θ1（x），θ2（x），θ3（x），θ4（x））′。

本文擬利用以上所述的非參數(shù)估計方法實證研究政府消費、居民消費對經(jīng)濟增長的影響，并可進一步刻畫各個因素關(guān)于自變量的變化趨勢。

實證結(jié)果和經(jīng)驗分析

因為高斯函數(shù)是正態(tài)分布的密度函數(shù)，因此，在非參數(shù)模型回歸估計中，我們選取高斯函數(shù)作為核函數(shù)，并且根據(jù)Ullah和Roy（1998），選擇最優(yōu)窗寬h=an（-1/13），其中a為正的常數(shù)。因為窗寬對非參數(shù)估計結(jié)果具有敏感性，通過反復(fù)檢驗，我們選擇a=5.3時的估計結(jié)果，其對應(yīng)窗寬為h=2.5613，估計結(jié)果見表1。

通過觀察表1，我們發(fā)現(xiàn)：兩種方法對各自變量的估計結(jié)果在方向上是一致的，且居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻度最大，其次為資本存量和就業(yè)數(shù)量，最小的是政府消費；但是從系數(shù)絕對值來看，參數(shù)估計比非參數(shù)估計低估了資本存量、就業(yè)數(shù)量和政府消費為對經(jīng)濟增長的影響程度，高估了居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻度。此外，由非參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果可知：居民消費每增加1%，則促使經(jīng)濟增長0.5524%；政府消費每增加1%，也促使經(jīng)濟增長0.1501%。說明在中國目前的經(jīng)濟發(fā)展階段，增加居民消費和政府消費都能促進經(jīng)濟增長，但是居民消費對經(jīng)濟的促進作用高于政府消費。

我們運用非參數(shù)逐點估計，對各影響因素對自變量系數(shù)的變化趨勢做出分析。具體方法為：將區(qū)間[mini，t{xit}，maxi，t{xit}]等分成29個子區(qū)間，即30個端點，其中xit是任一解釋變量。我們共設(shè)計了16種估計：如在考察四個變量的系數(shù)隨政府消費變化的趨勢時，在各點處，做非參數(shù)估計，其中j =1，2，3，4，因此可得到4種非參數(shù)估計結(jié)果，類似地，我們可以考察其他自變量系數(shù)對任一變量的變化趨勢。圖1和圖2分別提供了四個變量關(guān)于政府消費系數(shù)和居民消費系數(shù)的逐點回歸估計結(jié)果。

由圖1和圖2，可得到如下回歸估計結(jié)果：

第一，政府消費系數(shù)與資本存量是先上升后下降，然后再上升的復(fù)雜關(guān)系，說明隨著資本存量的增加，政府消費這一變量對經(jīng)濟增長的促進和抑制作用交替出現(xiàn)，造成這一現(xiàn)象的原因考慮到我國不同的發(fā)展時期，政府政策的傾向性不同，政府消費在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段對經(jīng)濟增長的作用也會不同。政府消費系數(shù)與就業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)遞減的關(guān)系，表明了隨著年末在崗職工人數(shù)的增加，政府在公共支出領(lǐng)域，如文化教育、醫(yī)療保健、社會保險等方面的消耗性支出必然會加大，擠占政府的投資性支出，不利于經(jīng)濟的增長，政府消費對經(jīng)濟增長的促進作用必然會越來越小。

政府消費系數(shù)與政府消費數(shù)額存在逐漸遞減的關(guān)系，說明隨著政府消費數(shù)額的逐漸增加，政府消費對經(jīng)濟增長的促進作用越來越小。這是因為在經(jīng)濟的發(fā)展初期，適量的政府消費支出促進了經(jīng)濟增長，但是過多的公共產(chǎn)品投入，可能催生經(jīng)濟活動參與者的惰性，出現(xiàn)“養(yǎng)懶人”的現(xiàn)象，反而阻礙經(jīng)濟增長。政府消費系數(shù)與居民消費數(shù)額表現(xiàn)為先增加后減小的關(guān)系，說明隨著居民消費的增加，政府消費這一變量對經(jīng)濟增長的影響是促進作用，但是當居民消費的數(shù)額增加到一定程度時，反而政府消費對經(jīng)濟增長的貢獻作用變小，即存在一個“拐點”。表明政府的消費行為是理性的，政府根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展狀況決定政府支出數(shù)額的比例，當居民消費需求擴大后，政府必然會削減消費性支出，主要依靠居民消費來拉動經(jīng)濟增長。

第二，居民消費系數(shù)與資本存量是先下降再上升再下降的關(guān)系，說明隨著資本存量的增加，居民消費這一變量對經(jīng)濟增長的促進作用是先下降后上升的，當資本存量增加到一定程度后，居民消費對經(jīng)濟增長的促進作用又會減弱。在經(jīng)濟發(fā)展初期，居民普遍收入水平不高，即使資本投入的增加也無法刺激居民消費，這時居民消費對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)不強，隨著居民收入水平的不斷增加，居民消費也逐漸增加，因此對經(jīng)濟增長才有明顯的促進作用。但是近些年居民消費又對經(jīng)濟增長的促進作用開始出現(xiàn)減弱的現(xiàn)象，暗示了我國資本投入的低效率或無效率，這對于整個社會的經(jīng)濟增長是極為不利的。居民消費系數(shù)與就業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)逐漸遞減關(guān)系，說明隨著我國勞動人數(shù)的增加，居民消費對經(jīng)濟增長反而起了抑制作用。這是因為雖然我國就業(yè)人數(shù)增加了，但是勞動者工資普遍較低，較低的收入水平以及對未來收入的不確定性都會抑制居民的消費需求，從而間接的阻礙了經(jīng)濟增長。

居民消費系數(shù)與政府消費數(shù)額存在平滑的遞增的關(guān)系，暗示隨著政府消費支出數(shù)額的增加，居民消費對經(jīng)濟增長起了促進作用。這是因為政府消費支出對居民消費有著調(diào)解作用，即政府消費的增加，不僅可以部分替代居民在這方面的消費，間接增加居民收入，同時還會減少居民對未來不確定性的擔心，進而增加其他消費，從而間接的促進了經(jīng)濟增長。居民消費系數(shù)與居民消費數(shù)額表現(xiàn)為遞增關(guān)系，說明隨著居民消費數(shù)額的增加，居民消費這一變量對經(jīng)濟增長有著非常顯著的促進作用。居民消費作為經(jīng)濟增長的最主要的推動力，對增加社會需求總量起了至關(guān)重要的作用，因此提高居民收入水平，刺激居民消費，是保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的關(guān)鍵之舉。

結(jié)論和建議

綜上所述，本文認為居民消費對經(jīng)濟增長有著積極的促進作用；而政府消費對經(jīng)濟增長的影響具有政策傾向性，在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段具有不同的促進作用。在經(jīng)濟發(fā)展初期，政府消費和居民消費都對經(jīng)濟增長起較大的促進作用，當經(jīng)濟發(fā)展到一定水平后，居民消費對經(jīng)濟增長的促進作用越來越大，而政府消費對經(jīng)濟增長的促進作用越來越小。

近幾年，隨著我國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，越來越重視擴大內(nèi)需，最新的“十二五”規(guī)劃綱要里，將擴大消費表述為“擴大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點”，消費將發(fā)揮越來越大的作用?？刹扇∫韵麓胧壕用裣M方面：健全市場法規(guī)，完善市場管理；健全市場體系，形成良性競爭以提高商品質(zhì)量和服務(wù)質(zhì)量；提高農(nóng)民收入；加快收入分配制度改革；培養(yǎng)消費者正確的消費文化，轉(zhuǎn)變?nèi)藗兊南M觀念，培養(yǎng)消費意識；倡導新型的可持續(xù)的消費模式，提倡生態(tài)消費、循環(huán)消費。政府消費方面：提高政府在教育、醫(yī)療、住房和社會保障等“純民生”公共支出的比重，完善社會保障體系，解決人們的后顧之憂；將政府公共支出更多的向中西部落后地區(qū)，尤其是貧困農(nóng)村地區(qū)傾斜，從而縮小地區(qū)以及城鄉(xiāng)差距，促進經(jīng)濟和諧穩(wěn)定的發(fā)展。

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篇7

[關(guān)鍵詞] Granger因果檢驗 經(jīng)濟發(fā)展 能源消費

經(jīng)濟增長與能源消費之間的關(guān)系，一直是學術(shù)界關(guān)注的熱點。經(jīng)濟增長與能源消費之間的依賴關(guān)系，也即因果關(guān)系具有重要的政策意義。因為，如果存在從經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關(guān)系，則經(jīng)濟發(fā)展是非能源依賴型的，那么節(jié)能政策的實施對經(jīng)濟增長的負面影響可能非常小，甚至不存在負面影響；如果存在從能源消費到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，那么經(jīng)濟就是能源依賴型的，節(jié)能政策的實施可能會影響經(jīng)濟的增長；如果經(jīng)濟增長與能源消費之間不存在因果關(guān)系，即滿足所謂的“中性假說”，那么經(jīng)濟增長與能源消費之間就不存在什么必然聯(lián)系；如果經(jīng)濟增長與能源消費之間存在雙向因果關(guān)系，這表明經(jīng)濟增長與能源消費之間是相互依賴的，需要通過最佳的政策組合來實現(xiàn)經(jīng)濟增長與能源消費的協(xié)調(diào)發(fā)展。

在分析經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系的方法上,有文獻運用OLS方法對數(shù)據(jù)建立線性回歸模型，雖然這種方法可以分析兩者之間的長期發(fā)展關(guān)系，但是經(jīng)濟增長與能源消費數(shù)據(jù)是時間序列，而現(xiàn)代計量經(jīng)濟學表明，經(jīng)濟領(lǐng)域中許多時間序列都是非平穩(wěn)的（Granger and Newbold，1974），如果不考慮時間序列的非平穩(wěn)性而直接進行回歸估計，很可能得出變量之間“偽回歸”的錯誤關(guān)系的結(jié)論。因此，為了比較準確的分析變量之間的相關(guān)關(guān)系，格蘭杰因果關(guān)系檢驗（Granger test of causality）提供了一個有效途徑。Granger（1969，1988）用類比的方式提出了一種因果關(guān)系檢驗，即如果一個變量的加入提高了對另一個變量變化的預(yù)測能力，則前者為后者的原因。這種方法主要用于檢驗變量之間的因果關(guān)系的方向。本文使用格蘭杰因果檢驗方法分析我國經(jīng)濟增長與能源消費之間的因果關(guān)系及方向。

一、Granger因果檢驗的基本原理

對兩變量Y與X，格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求估計：

通過受約束的F檢驗判斷變量之間的格蘭杰因果關(guān)系及其方向。

例如針對方程（*）中X滯后項前的參數(shù)整體為零的原假設(shè)（即X不是Y的格蘭杰原因），分別做包含與不包含X滯后項的回歸，再計算F統(tǒng)計量：

其中RSSU、RSSR分別為:包含滯后項的回歸殘差平方和與不包含滯后項回歸的殘差平方和；k為無約束回歸模型的待估參數(shù)的個數(shù)；n為樣本容量，m為滯后期數(shù)。

根據(jù)判斷結(jié)果得出結(jié)論：

如果:F>Fa(m,n-k)則拒絕原假設(shè)，認為X是Y的格蘭杰原因。

如果:F

其中Fa(M,n-k)為F概率分布的臨界值，a為顯著性水平。

另外，對于Y是否為X的格蘭杰原因檢驗過程，針對方程（**）進行即可得出結(jié)論。

二、我國經(jīng)濟增長與能源的因果關(guān)系分析

分析中國經(jīng)濟增長與能源消費的格蘭杰因果關(guān)系，數(shù)據(jù)來源于1990年～2006年我國的GDP與能源消費總量（見“2007年中國統(tǒng)計年鑒”）。通過選擇不同的滯后期，格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果如下表：

從2階滯后的情況看，能源消費是GDP增長的格蘭杰原因，具有單向因果關(guān)系，但此時，檢驗的模型存在1階自相關(guān)性。同樣，對于不同滯后期的模型，同時考慮序列相關(guān)性以及赤池信息準則（AIC），發(fā)現(xiàn)：只有滯后4階的檢驗?zāi)Ｐ筒痪哂?階自相關(guān)性，而且也擁有較小的AIC值，因此“能源不是GDP的格蘭杰原因”與“GDP不是能源的格蘭杰原因”的原假設(shè)均被拒絕，由此可認為，能源消費與經(jīng)濟增長之間具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系。這就表明，一方面我國經(jīng)濟增長長期以來是能源依賴型的，即經(jīng)濟的發(fā)展依賴于能源的開發(fā)利用；另一方面，能源的開發(fā)利用也是以經(jīng)濟的發(fā)展為基礎(chǔ)的，經(jīng)濟的快速發(fā)展為能源開發(fā)利用提供強大的支持力。

如何有效利用能源，實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展已成為當今世界各國社會經(jīng)濟發(fā)展的行動綱領(lǐng)。針對我國經(jīng)濟發(fā)展與能源消費相互依賴的現(xiàn)狀，合理有效的利用能源是我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。對于不可再生能源，要堅持節(jié)約利用和綜合利用的原則，提高能源的利用效率；另外，積極開發(fā)可再生能源，并實現(xiàn)增值永續(xù)的開發(fā)原則，為我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展提供源源不斷的動力。只有這樣才能既保證經(jīng)濟的快速發(fā)展，又避免能源的過度開發(fā)。

參考文獻:

[1]楊冠瓊:經(jīng)濟增長與能源消費[J].經(jīng)濟管理，2006，（22）:85

篇8

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟增長；居民消費；單位根檢驗；協(xié)整檢驗

一、引言

在經(jīng)濟社會中，一個地區(qū)居民消費水平的高低對當?shù)氐慕?jīng)濟增長發(fā)揮著越來越重要的作用。消費水平是經(jīng)濟發(fā)展水平的體現(xiàn)，它經(jīng)常為人們所關(guān)注。對居民消費支出按照人們實際支出的去向分類可以分為吃、穿、住、用、文化娛樂等。近年來，隨著經(jīng)濟的發(fā)展和居民收入的提高，河北省居民的消費水平有了較大的提高，消費水平和消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化。經(jīng)濟增長真實的反映了一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟運行狀況，體現(xiàn)了國家或地區(qū)的綜合實力和經(jīng)濟發(fā)展水平。所以，研究經(jīng)濟增長與居民消費的關(guān)系就顯得尤為重要。消費是社會再生產(chǎn)的最終原動力和最新的起點，生產(chǎn)的最終目的是為了消費，為了更好地提高人們的物質(zhì)生活水平，而消費又會進一步促進社會再生產(chǎn)和生產(chǎn)規(guī)模的擴大。消費需求規(guī)模的擴大和結(jié)構(gòu)的升級才是經(jīng)濟增長的根本動力。在各種消費中，居民消費又是影響消費增長的最主要的因素。按照宏觀經(jīng)濟理論，經(jīng)濟增長和居民消費在一定時期內(nèi)應(yīng)存在一種共同的變化趨勢與均衡關(guān)系。

二、計量經(jīng)濟分析

由于現(xiàn)實中的時間序列數(shù)據(jù)大多數(shù)都是非平穩(wěn)的，并且對非平穩(wěn)序列的直接回歸會造成“偽回歸”現(xiàn)象，即本來不存在有意義關(guān)系的變量，經(jīng)回歸得出有意義關(guān)系的錯誤結(jié)論。協(xié)整檢驗是由Engle和Granger提出來的。協(xié)整的基本思想認為，盡管兩個或者兩個以上的變量中每個都是非平穩(wěn)的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平穩(wěn)的變量。協(xié)整理論為兩個或兩個以上非平穩(wěn)變量之間尋找均衡關(guān)系，以及用存在的協(xié)整關(guān)系的變量建立動態(tài)模型奠定了理論基礎(chǔ)。協(xié)整檢驗的常用方法有E-G（Engle-Granger）兩步檢驗法和約翰森（Johansen，1988）檢驗法，對于多變量之間的協(xié)整關(guān)系，可以使用基于向量自回歸模型的約翰森檢驗法。而Engle-Granger檢驗通常用于檢驗兩變量之間的協(xié)整關(guān)系。本文檢驗的是居民消費與河北省地區(qū)生產(chǎn)總值的協(xié)整關(guān)系所以采用Engle-Granger兩步檢驗法。在進行平穩(wěn)性檢驗時，將采用ADF單位根檢驗。

本文使用的數(shù)據(jù)均來源于《河北經(jīng)濟年鑒2011》。研究的數(shù)據(jù)樣本為河北省1978～2009的年度GDP和全省居民消費水平數(shù)據(jù)。用河北省的地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）即GDP表示經(jīng)濟增長，全省居民的居民消費水平（元）用X表示。對河北省以全省居民消費指標表示的居民消費水平和以地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）指標表示的經(jīng)濟增長進行單位根檢驗，結(jié)果表明兩變量均為非平穩(wěn)變量；取對數(shù)之后再次進行檢驗，仍然非平穩(wěn)；對居民消費和地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)取差分后再進行檢驗，仍然非平穩(wěn)，再次差分后檢驗，發(fā)現(xiàn)兩變量均通過單位根檢驗，表明和是平穩(wěn)變量。檢驗結(jié)果如表1：

由表1可知，LnX和LnGDP，在二階差分的時候，中ADF值為-6.513798，小于a=1％時的臨界值-4.309824。LnGDP中，ADF值為-5.392922，也小于a=1％時的臨界值-4.323979，所以可以得出這兩個時間序列都必須通過二階差分后，才能達到顯著性水平99％以上的平穩(wěn)性。因此可以認為，兩個時間序列LnX和LnGDP是I(2)的單位根過程，即LnX和LnGDP需經(jīng)過二次差分后才能變?yōu)槠椒€(wěn)序列，這是進行協(xié)整檢驗的前提。由單位根檢驗可知，LnX和LnGDP時間序列都是二階平穩(wěn)的，協(xié)整檢驗可以分兩步進行。第一步，協(xié)整回歸，用普通最小二乘法（OLS）估計LnX和LnGDP之間的方程，并計算非均衡誤差。估計的方程為：

InGDP=1.262125lnX-1.418319；（84.27746）（-13.30300）；R■=0.902264F=7102.69.69DW=0.271043，殘差的計算公式為：e■=InGDP-1.262125lnX+1.418319；第二步，檢驗的單整性，看看殘差是否是平穩(wěn)序列。通過單位根的檢驗發(fā)現(xiàn)：當滯后階數(shù)為1，不含常數(shù)項和截距項的模型最適合，ADF檢驗的結(jié)果如表2所示：

殘差序列的單位根檢驗可以看出ADF值為-2.1870229小于顯著性水平為5%的臨界值-1.952066，可以認為在的水平下，殘差序列是平穩(wěn)序列。也就是說存在和的平穩(wěn)線性組合，即居民消費與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

三、結(jié)論

經(jīng)過分析，我們可以得出結(jié)論：河北省GDP和居民消費水平這兩個時間序列都是非平穩(wěn)的，并且都有各自的變化規(guī)律，短期內(nèi)可能不一致；然而，從長期來看，二者之間有一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從回歸方程中可知，居民消費確實對河北經(jīng)濟的增長有很大的推動作用。居民消費水平每增加一元，河北省GDP就能增加1.262125億元。經(jīng)濟增長的幅度會隨著居民消費水平的高低而有變化，但長期來看，居民消費水平和經(jīng)濟增長之間會達到一個均衡穩(wěn)定狀態(tài)。

四、對策建議

（1）提高居民收入水平。要注重提高居民的收入水平尤其是城鎮(zhèn)居民的收入水平，刺激消費品市場需求，增強即期購買力。另一方面，住房是居民能進行穩(wěn)定生活的基本保障，提高住房租金補助水平和住房公積金水平，增強居民消費信貸的還貸能力，這對居民生活水平的提高將起到重要作用。（2）完善社會保障制度，增強居民消費信心。政府應(yīng)逐步完善包括住房、醫(yī)療、失業(yè)、養(yǎng)老等在內(nèi)的社會保障體系，使居民能夠看得起病，住得起房，老有所依，老有所養(yǎng)。同時，還要增加改革的透明度，減少居民對未來預(yù)期的不穩(wěn)定性，解除人們的后顧之憂，從而增加居民對未來生活的樂觀心理預(yù)期，逐漸樹立消費信心，并使居民變遠期的儲蓄傾向為即期的消費熱情。只有完善了社會保障體系，才能使居民有現(xiàn)期消費的信心，整個經(jīng)濟的形勢才能活躍起來，從而進一步促進居民消費。（3）推動信用消費發(fā)展。加大信用消費的宣傳力度，改變“勤儉持家”、“量入為出”的傳統(tǒng)消費觀念，使人們逐步接受信用消費這一新的消費方式，大力發(fā)展住房信用消費、汽車信用消費和信用卡消費。同時，也要完善信用消費市場的發(fā)展，引導人們正確的利用信用消費，保證信用市場的正常健康發(fā)展。

參 考 文 獻

[1]孫靜水．計量經(jīng)濟學[M]．北京：清華大學出版社，2008

篇9

關(guān)鍵詞:投資需求;消費需求;最終消費率;社會保障

中圖分類號:F12文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)22-0001-02

進入21世紀以來,中國經(jīng)濟保持了平穩(wěn)較快的增長態(tài)勢。從最終需求的角度看,投資和出口是推動新一輪中國經(jīng)濟增長的主要力量,特別是投資的增長支撐起來中國經(jīng)濟的快速增長。與經(jīng)濟增長的軌跡基本一致,全社會固定資產(chǎn)投資的增長速度也是從2000年開始加快,由10.3%持續(xù)上升到2003年的27.7%。之后政府針對投資和經(jīng)濟增長偏快的局面,分別是2003年下半年至2004年上半年、2005年上半年以及2006年4―9月,三次比較集中地出臺了一系列宏觀調(diào)控措施,使得投資增長速度有所降低。但由于投資增速一直保持較高水平,所以投資需求對GDP增長的貢獻率明顯,一直都高于消費需求對GDP的貢獻率和拉動作用。

一、經(jīng)濟增長的內(nèi)因與外因:“拉動”與“推動”

2008年國際金融危機席卷全球,中國日益外向的經(jīng)濟也不可避免地被危機波及,但中國政府果斷決策,4萬億的投資決策對穩(wěn)定民心和實體經(jīng)濟都起到了顯著的作用。政府新增的投資和強有力的實施手段都是宏觀經(jīng)濟外在的推動作用。若實施得當,則促使經(jīng)濟轉(zhuǎn)危為安并良性循環(huán);若實施不當,則很有可能會造成流動性過剩及通貨膨脹預(yù)期。那么從中國宏觀經(jīng)濟本質(zhì)上對癥下藥,我們更加需要經(jīng)濟內(nèi)在的拉動力量。從推動到拉動,實質(zhì)上是變被動為主動。中國當前主要有投資與出口驅(qū)動的增長模式,實際上反映出經(jīng)濟中的雙重失衡:一方面是內(nèi)部失衡,主要表現(xiàn)為投資和消費比例關(guān)系失調(diào);另一方面是外部失衡,也就是國際收支不平衡,突出表現(xiàn)為貿(mào)易順差過大,而其實質(zhì)是國內(nèi)儲蓄大于投資,并進一步表現(xiàn)為儲蓄與消費比例關(guān)系失調(diào)。因此綜合來看,內(nèi)外失衡的根本癥結(jié)在于消費需求的相對不足。因此在中國具體的情況下,研究和制定合理的消費政策、進行消費結(jié)構(gòu)的調(diào)整,如何從消費的角度入手,提高消費率進而提高中國居民生活質(zhì)量,就顯得十分重要和迫切了。

二、中國的消費與消費經(jīng)濟

中國的消費。從宏觀經(jīng)濟學的經(jīng)典理論來看,根據(jù)歐拉方程:消費增長率=[r(t)- ρ-θg] /θ。消費增長率是一個內(nèi)生性的增長變量,消費者的理最終決定消費率水平。而在這其中,影響最大的因素ρ值是指效用的貼現(xiàn)率,反映的是當前消費和未來消費之間的權(quán)衡問題,若該值較大則說明一國居民傾向于當前消費。從中國居民的消費理來看,ρ值較小,遠低于世界平均水平,這與中國增長緩慢的國民收入水平、提倡節(jié)儉的傳統(tǒng)文化美德以及尚未完善的社會保障體系不無關(guān)系。因此,與國際相比,中國的最終消費率明顯偏低。世界平均消費率為79.1%,其中低收入國家為80.2%,中等收入國家為72.6%,高收入國家為80.3%。而中國的消費率一般不足60%,近年來隨著投資的迅猛增長,曾一度低至不足50%,比世界平均水平低了近30個百分點。從消費需求的組成來看,最終消費率偏低主要表現(xiàn)為居民消費率過低。此外,政府消費率也相對較低,近年來,中國政府消費率平均僅為14%左右,低于亞洲國家25%的平均水平。

三、影響中國消費增長的因素分析

1.收入因素。影響中國最終消費率的因素主要有國民收入及其劃分的比例、人口數(shù)量及增長速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況、政府相關(guān)政策以及人們的消費心理等,其中最根本的制約因素還是國民收入。收入水平高,則消費領(lǐng)域廣,享受性、發(fā)展性消費較多,從而消費結(jié)構(gòu)層次較高;收入水平低,則消費領(lǐng)域窄,較多地集中于基本生活消費方面,從而消費結(jié)構(gòu)層次也較低。而在收入構(gòu)成中,工資性收入是比較穩(wěn)定和持久的部分,這部分收入在消費支出投向中的基本功能在于滿足人們?nèi)粘；旧钚枰?非工資性收入即一時性收入(如,各種獎金、兼職收入等)在消費支出投向中則更傾向于用來滿足非日常基本生活需要和發(fā)展性需要。不僅如此,近來來,宏觀收入分配結(jié)構(gòu)向非居民部門特別是政府部門傾斜的趨勢較為明顯,導致居民部門在國民收入分配中的地位趨向下降,這也制約了居民消費進一步快速增長。另外,持續(xù)走高的房價已成為阻礙消費快速增長的重要因素。由于房價增幅過大,超出了部分居民特別是中低收入居民的購買能力,從而抑制了其他消費需求的釋放。年輕居民的消費欲望較強、消費觀念超前,有潛力成為推動商業(yè)發(fā)展乃至經(jīng)濟增長的主力軍。但為了積累購房能力,不少城市家庭被迫進行儲蓄,有時是兩代人甚至幾代人進行儲蓄,這就使得住房消費以外的當期其他需求受到較大制約。

2.傳統(tǒng)因素。勤儉節(jié)約的消費文化傳統(tǒng)是導致中國消費率不高的另一個重要因素。中國居民的儲蓄率水平一直都很高,盡管近年來由于居高不下的通貨膨脹率使得很多金融學者一直在提醒大家中國“負利率”時代的來臨,但這依然不能改變中國高儲蓄率的現(xiàn)實,可見崇尚節(jié)儉的傳統(tǒng)文化影響之深。在這種文化的熏陶下,中國居民的自發(fā)消費意愿不強。盡管國家采取了各種刺激消費需求的政策,但中國居民的儲蓄率水平依然很高。而現(xiàn)在中國人口結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀愈加推動了儲蓄率的提高。眾所周知,中國目前已步入老齡化社會,中老年人口的占比在逐年提高。中年人的收入水平較高且大部分自身并沒有住房的壓力,但代代相傳的“前人栽樹、后人乘涼”的思想在這部分人群中根深蒂固,因此他們的自發(fā)消費意愿不強,更多的收入都是用來儲蓄以滿足下一代求學、購房等需求。

3.社會因素。社會保障具有穩(wěn)定社會、促進經(jīng)濟發(fā)展的雙重功能,就社會保障對經(jīng)濟發(fā)展的作用而言,它是國民收入再分配政策的重要手段,引導和控制社會及其成員的消費需求和消費結(jié)構(gòu)變化,從而促使生產(chǎn)、交換、分配和消費的良性循環(huán),社會保障正是通過對消費需求增長和需求變化這一環(huán)節(jié)的調(diào)節(jié),以促進消費結(jié)構(gòu)的合理化,最終促進經(jīng)濟社會的協(xié)調(diào)發(fā)展。在原有的與計劃經(jīng)濟相適應(yīng)的社會保障體系解體后,與市場經(jīng)濟體制相適應(yīng)的社會保障體系尚在進一步建立和完善之中。中國目前已經(jīng)初步建立以“三條保障線”和養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、工傷保險為主要內(nèi)容的城鎮(zhèn)社會保障體系;農(nóng)村社會保障事業(yè)也已取得較大進展,救災(zāi)救濟制度、農(nóng)村五保供養(yǎng)、農(nóng)村最低生活保障制度、新型農(nóng)村合作醫(yī)療和農(nóng)村救助醫(yī)療制度等初步展開,中國社會保障體制改變已取得了顯著的成績。但是,在社會保障事業(yè)發(fā)展的同時,中國社會保障實踐還存在著一些亟待解決的問題。比如,社會保障覆蓋面窄,只有部分城鎮(zhèn)居民享受到養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等社會保障,而數(shù)量龐大的農(nóng)民工并不能享受到這些待遇。社會保障體制的基本目標是實現(xiàn)對需求者的有效保障,而中國社會保障水平過低制約了這一目標的實現(xiàn)。中國的社會保障并不能給被保障者充分的幫助,特別是在農(nóng)村,低水平的社會保障讓農(nóng)民感到并沒有真正的實惠。另外,社會保障制度監(jiān)管不力,很多社會保障資金并不能真正到位發(fā)放到居民手中。中國社會保障體系的不完善進一步加大了居民未來支出的不確定性,導致居民儲蓄傾向上升,消費傾向下降。

四、結(jié)語

總體來看,中國宏觀經(jīng)濟增長勢頭強勁,發(fā)展平穩(wěn)而迅速。投資對經(jīng)濟增長的主導作用依然顯著,外貿(mào)經(jīng)濟雖然在金融危機期間稍有波動,但中國貿(mào)易順差的局面在今后較長的一段時間內(nèi)不會改變。然而從長期發(fā)展規(guī)劃來看,通過提高消費率從而改變居民消費傾向和消費結(jié)構(gòu)才是宏觀經(jīng)濟增長的本質(zhì)性推動因素和長遠發(fā)展的保障,促進消費需求,才能最終促進經(jīng)濟社會的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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篇10

論文關(guān)鍵詞：能源消費,經(jīng)濟增長,協(xié)整檢驗,檢驗

能源是人類生存與發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，也是社會經(jīng)濟發(fā)展的重要物質(zhì)保障，它關(guān)系到國計民生問題。我國正處于工業(yè)經(jīng)濟快速發(fā)展時期，對能源的需求也在不斷增加。據(jù)有關(guān)資料顯示，我國已成為全球第二大能源生產(chǎn)與消費國。為保證我國經(jīng)濟的快速、平穩(wěn)發(fā)展，青海省作為我國西部能源儲備基地之一的省份，有著義不容辭的責任。為此本文欲通過對青海省能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析，從而揭示出能源與經(jīng)濟發(fā)展之間的內(nèi)在聯(lián)系，為青海省能源發(fā)展規(guī)劃提供有力依據(jù)，從而保障我國能源穩(wěn)定、高效、充分的供給。

1青海省能源消費現(xiàn)狀

自改革開放以來，在西部大開發(fā)政策的號召下，青海省以前所未有的速度實現(xiàn)著經(jīng)濟的快速增長與發(fā)展，然而在經(jīng)濟的快速發(fā)展下，對各種能源的需求也呈急速上升趨勢，能源消費總量由1988年的447.04萬噸標準煤發(fā)展到2008年的2256.52萬噸標準煤；能源消耗增長速度也較快，2008年能源消耗比上年（2007年）增長了7.71%，其中增長幅度最大的是1999年，比上年增長27.04%。自“十一五”以來，青海省雖本著節(jié)能減排的原則進行經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，發(fā)展經(jīng)濟，從相對數(shù)量上看能源需求減少了，且每萬元國民生產(chǎn)總值能耗下降2.7噸標準煤，但從實際數(shù)量上看仍呈上升趨勢。為進一步適應(yīng)可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略目標，青海省應(yīng)加快能源產(chǎn)業(yè)的建設(shè)步伐，從而有力的保障經(jīng)濟的穩(wěn)定建設(shè)與發(fā)展。

青海省能源自給率相對較高，基本上能自給，但自給的程度是隨著經(jīng)濟的發(fā)展而呈現(xiàn)波動的趨勢。1988年青海省能源自給率僅為89.91%，到1992年時自給率已達到101.11%，1993年又從99.85%下降到1996年的83.74%，1997年雖有所回升，但呈現(xiàn)出極大的波動性，直至2005年青海省能源自給率才呈現(xiàn)出平穩(wěn)增長，達到完全的自給。這與當時青海省經(jīng)濟發(fā)展的能源政策和產(chǎn)業(yè)政策有很大關(guān)系?？偟膩砜矗嗪Ｊ∧茉垂┬锠顩r基本穩(wěn)定，能源供需基本保持平衡，能夠充分、有效的滿足地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的需要。

2能源消費與經(jīng)濟增長的實證分析

2.1變量的選擇與數(shù)據(jù)的說明

總產(chǎn)出(GDP)。采用國內(nèi)生產(chǎn)總值作為實際產(chǎn)出量,并且以1952年為基期將所有數(shù)據(jù)進行標準化。實際產(chǎn)出量為當年國內(nèi)生產(chǎn)總值與價格指數(shù)值比(1952年價格指數(shù)為100)。

物質(zhì)資本存量(K)。物質(zhì)資本以歷年生產(chǎn)過程中使用的固定資本投資額來反映。

人力資本存量(L)。用從業(yè)人員數(shù)量及其平均受教育年限的乘積來計算人力資本存量。

能源消費(E)。能源變量采用統(tǒng)計年鑒中能源消費總量(E)一項表示。

2.2青海省能源與經(jīng)濟增長的實證分析

研究經(jīng)濟增長最常用的方法就是利用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對能源消費與經(jīng)濟增長進行數(shù)量關(guān)系分析,引入能源消費這一變量,從而在三要素的生產(chǎn)函數(shù)的框架內(nèi)進行。

GDP=AKLEe（1）

由于C-D函數(shù)是非線性的，通過對數(shù)變換可以使之線性化。于是對（1）式兩邊取對數(shù)，則有：

lnGDP=lnA+lnK+lnL+lnE+（2）

令Y=lnGDP,=lnA,=lnK,=lnL,=lnE，則有

Y=++++（3）

根據(jù)1988-2008年青海省的GDP、全社會固定資產(chǎn)投資、人力資本存量以及能源消費量的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用eviews5.0計量分析軟件，用OLS方法進行分析，其結(jié)果可用下式表示：

Y=-1.253+0.269+0.249+0.44

從R（0.998）值判斷建立的回歸方程擬合程度較好，全社會固定資產(chǎn)投入系數(shù)與勞動力投入系數(shù)、能源消費量系數(shù)均為正，并且統(tǒng)計顯著（t＞2，F(xiàn)=2535.505）。通過上式可以看出，青海省能源消費量每增加一個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值就要平均增加0.44%。這說明青海省經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴性較大，經(jīng)濟的快速增長是在對能源需求不斷增長的基礎(chǔ)上實現(xiàn)的。青海省的經(jīng)濟發(fā)展仍處于高耗能低產(chǎn)出的階段，能源利用率較低。

2.2.1單位根檢驗。在具體應(yīng)用協(xié)整等理論進行分析時,必須首先分別檢驗被分析序列變量是否為平整的,即是否具有單位根(UnitRoot)。對能源消費量以及產(chǎn)出量取對數(shù),分別記為LE、LGDP,并對其時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。ADF檢驗?zāi)Ｐ蜑?

表1：

變量

ADF檢驗值

1% Critical Value

5% Critical Value

Result

LGDP

LK

LL

LE

LGDP

LK

LL

LE

1.984485

-0.77989

0.610822

1.390346

-3.082324

-4.546732

-5.333522

-3.619493

-3.857386

-3.857386

-3.831511

-3.020686

-3.886751

-3.831511

-3.831511

-3.831511

-3.040391

-3.040391

-3.029970

-3.020686

-3.052169

-3.029970

-3.029970

-3.029970

非平穩(wěn)

非平穩(wěn)

非平穩(wěn)

非平穩(wěn)

平穩(wěn)

平穩(wěn)