时间：2023-11-03 10:18:32
导语：在消费与经济的关系的撰写旅程中，学习并吸收他人佳作的精髓是一条宝贵的路径，好期刊汇集了九篇优秀范文，愿这些内容能够启发您的创作灵感，引领您探索更多的创作可能。
一、消费水平与经济发展
（一）消费水平与经济增长
消费水平的提高与经济增长，在客观上有合理的比例，在数量上有很大的依存关系，这种依存关系表现为以下几方面。 首先，消费水平的变动与国民收入增长的变动有着直接的依存关系，当国民收入的增长较快时，其他条件不变的情况下，消费水平也增长较快，而在某些时候，消费水平的增速会高于或低于国民收入的增速，但只要使积累与消费的比例稳定合理，国民经济就可以持续、稳定、协调地发展，当消费的增长超过国民收入的增长，也就是我们通常所说的高消费时，消费与生产的正常比例就会遭到破坏，生产正常发展就会受到影响，消费水平的提高则成为一种无源之水，无本之木。当消费需求不足，也就是我们所说的“高积累，低消费”时，消费与生产的比例同样会遭到破坏。这时候消费需求相应减少，消费品市场供过于求，消费对生产的促进作用弱化。由于生产与消费之间的不协调差距加大，引起商品或资本运动受阻，最终导致整个社会经济生产活动的被迫紧缩。 其次，消费率与经济增长率有一定的依存关系。消费是国民生产总值的主要部分，其变动必然会引起国民生产总值的变动。而最终消费与国民生产总值的比例函数，就是消费率，消费率对经济增长率变动有明显的影响。在合理的经济增长率区间，当消费旺盛，经济增长率就高， 消费不足，经济增长率就会滑落。当然，消费率也不是越高越好。消费率长期过高，会挤掉投资，使经济增长不能持久，但消费率也不能长期过低，长期过低就会使高速扩张的生产能力与低消费水平不相适应，出现“过剩危机”，从而影响经济增长。
（二） 消费水平与经济波动
改革开放以来，随着经济的高速增长，人民的消费水平也取得了同步的增长， 2 、居民消费倾向的变动。 居民消费倾向是指居民消费支出占居民收入的比例，是平均消费倾向及边际消费倾向的统称。平均消费倾向是指任一收入水平上消费在收入中的比率 （APC） ，边际消费倾向就是增加的单位收入中用于增加的消费部分的比率 （MPC） 。 在经济的短期波动中，人们的消费变动不会和收入的变动成比例，具体而言，在经济趋向繁荣过程中，收入增加，这时人们的消费会增加，但增加的幅度会小于收入增加的幅度，即边际消费倾向要比平均消费倾向小。在经济走向衰退过程 中，收入下降，这时人们消费会减少，但减少的幅度会小于收入下降的幅度，这也说明，边际消费倾向要比平均消费倾向小。平均消费倾向随着收入的增加而下降，因此边际消费倾向小于平均消费倾向，随着收入的增加，边际消费倾向是下降的。 消费倾向对整个国民经济的健康发展是具有十分重要的意义 的。它充分反映了在一定收入水平下消费意愿的大小。 农业波动对消费波动的影响。我国是一个农业大国，农业在国民收入中所占的比重大，农业的波动必然引起整个国民经济的波动，从而引起消费的波动。
二、影响消费水平的因素
影响消费水平的因素有很多 ，有经济因素，也有非经济因素。经济因素有国民收入总额及其提高速度，积累与消费的比例，消费与投资人口总数及其增长速度，价格水平的变动等。 消费水平的高低，直接依存于消费基金的多少，而消费基金又来自国民收入，国民收入总额大，增长速度快，其他条件不变的情况下，消费水平就高，收入总额小，增长速度慢，则消费水平就低。 在国民收入为一定的情况下，消费水平的高低，取决于积累与消费的比例，积累是扩大再生产的源泉，任何社会要扩大再生产，都必须有一定的积累，在积累效果不变或不断提高的情况下，积累的增长就意味着社会物质技术基础的增强。人们的物质文化水平的不断提高就有可靠的物质保证，反过来，消费的增强和消费水平的提高，又会促进生产的发展和积累的增加。在消费基金确定的情况下，人口的数量与消费水平成反比，人口数量大，增长速度快，人均消费水平就低，人口数量小，增长速度慢，消费水平就会高，我国人口基数大，且人口增长速度也快，而且每增加一亿人口，所用的时间越来越短，据粗步估算，我国现有人口达 14 亿左右。每年新增的社会财富，新生产的各种消费品中的一部分或大部分将为新增加的人口所占有，为提高居民生活水平和改善居民生存环境所进行的各种努力，如医院病床的增加，普遍教育和专业教育的普及，住宅条件的改善，生活用水质量的提高等都将因为人口总数的较快增长而受到影响。因此目前我国的消费水平是不高的。
三、城乡居民消费水平的比较及其对经济发展的影响
在我国，由于自然条件不同，生产力布局不同以及对某些地区采取“倾斜”政策和劳动差别和非劳动因素造成经济发展水平不同，劳动报酬不同，从而形成消费水平的差异，我国经济发展的不平衡，在地区之间，城 乡之间表现得非常明显，在经济发展过程中，由于城市发展较快，大部分农村发展比较慢，所以在一定时期内，城乡之间的消费水平差异比较明显。这主要是近年来，由于多数居民对未来支出预期不断增强，将收入较多地转向了储蓄，投资等其他渠道，加上医疗制度和社会保障制度，教育制度等多项改革情况下，居民为应付改革的被动储蓄倾向在明显增强，这在一定程度上直接影响居民的消费水平。而导致农村消费增长率低于城镇居民的消费增长率的原因除了农民的收入水平的限制以外，最主要是农村的消费环境滞后，配套设施不齐全 ， 如有些农村没有通电，或有电的地方供电极不正常而且电费极贵，这在一定程度上影响了农民的购买积极性。
【关键词】经济增长 能源消费 研究现状
一、引言
1973年爆发的“石油危机”，促使人们开始关注能源消费与经济增长关系的研究。能源是国家的经济命脉，也是一国经济发展的物质基础。在经济增长中，对于能源的消费占主要地位。因此在能源消费的制约下，我们应研究如何保障经济持续增长，正确认识经济增长与能源消费之间的关系。
二、国外研究现状
国外真正对能源经济问题的研究最具代表性的是梅多斯等人，在《增长与极限》一文中，他着重强调了能源对经济增长和社会发展的制约作用，通过研究世界人口、工业发展、污染、粮食生产和资源消耗五种因素之间的变动和相互关系，建立了“世界末日模型”，结论是如果维持现有的人口增长率和资源消耗速度不变的话，世界资源将会耗竭。之后的两次石油危机印证的梅多斯等人的结论。
（一） 国外研究的结果，可以根据其经济增长理论基础的差异分为技术内生和外生。在假定外生的技术进步研究中， Dasgupta and Heal 拓展的Ramsey模型得出在最优的增长路径上最终能源消费将减少。Nordhaus在经济增长模型中考虑了技术进步对可耗竭资源约束作用的弥补，并对技术进步的增长率施加了限制，从而实现了经济的可持续增长。
（二）Bovenberg假定技术进步是内生的，并在内生经济增长模型中加入环境这一因素，分析了环境政策对短期和长期经济增长的影响，以及这两种影响之间存在的差异。Grimaud and Rouge在内生增长模型中包括了可耗竭资源，并假设技术的进步取决于用于研发的劳动力和已有创新，对最优的经济增长路径进行分析。Grimaud and Rouge将生产部门分为最终产品部门和研发部门，假设了简单的内生技术进步，分析了污染、技术进步和经济增长之间的关系。
（三）国外学者选用不同的时间序列对能源消费和经济增长之间的关系进行了分析。研究的结果显示，GDP和能源消费存在着单向因果关系，双向因果关系，反向因果关系、不存在因果关系以及协整关系。
Kraft进行的实证研究和Erol对英国、法国等国的分析得出GDP与能源消费间存在单向因果关系；Erol的分析得出菲律宾和泰国的能源消费与GDP之间存在双向的因果关系。George采用希腊1960-1996年能源消费、GDP和CPI的数据，证明了其存在双向因果关系。Masih在一个多元计量经济模型框架内发现，印度尼西亚的GDP与能源消费存在反向因果关系；在Kraft的研究之上，Yu将样本空间从1974年扩展至1979，却发现GNP和能源消费之间并不存在因果关系。Stern使用单方程静态协整分析法以及多元动态协整分析法进行实证研究并发现了长期均衡关系。Soytas着重研究了韩国、日本等G7国家发现能源消费和GDP之间存在协整关系。
三、国内研究现状
能源问题一直是我国经济发展中的焦点和热点问题，最新资料表明，中国已经成为全球第二大能源消费国，是世界上能源消费增长最快的国家。国内经济增长与能源消费的相关性研究从定性和定量两方面展开。
（一）在定性方面，赵嫒认为，一个国家或地区国民经经济的增长速度同能源消费增长速度保持上正比例关系。隗斌贤则认为能源与经济增长的关系主要体现为两个方面：一是经济增长对能源的依赖性，二是能源的发展以经济增长为前提。
（二）在定量方面，我国学者的研究大多基于传统经济理论模型的扩展。赵丽霞和魏巍贤采用多变量的自回归方法，将能源作为新变量引入Cobb ―Douglas生产函数，得出我国能源消费与经济增长呈正相关的结论。赵进文，范继涛率先将非线性STR模型技术应用于此研究，得出我国经济增长对能源消费的影响具有非线性特征，经济增长对能源消费影响具有非对称性，以及经济增长对能源消费有明显的阶段性特征。欧晓万运用协整理论对我国1978～2006年的数据进行的分析表明经济增长与能源消费之间存在协整关系。
四、结论
以上文献的研究多数基于统计数据分析或者因果关系判断，总结得出能源消费与经济增长主要存在四种格兰杰因果关系：1）双向因果关系；2）单向因果关系；3）不存在因果关系；4）协整关系。
问题是，基于统计数据分析或者因果关系判断的分析方法，对于本来的指导意义不大，或者在短期内也许有效，但是当经济增长仍然按照原来的趋势发展下去的话，对于经济增长的长期趋势预测无能为力。事实上，越来越多的决策者意识到，利用这样的建模方式来分析问题，往往不仅不能够解决目前的问题，反而会使这些问题更加严重。
参考文献：
[1]欧晓万.经济增长与能源消费关系研究[J].经济研究，2008， 08.
内容摘要：经济周期是国民经济运行过程中循环出现的经济波动现象，它表现为总体经济活跃与呆滞循环交替的过程。经济波动的研究是宏观经济学中十分重要的领域。我国经济发展的实践表明，自1953年我国开始大规模经济建设进入工业化进程以来，我国国民经济运行有起有落，表现出明显的周期波动性。总需求波动是经济波动的重要原因，消费、投资及进出口作为总需求的重要组成部分，在乘数-加速数的作用下，消费、投资及进出口的扩张与收缩，将对经济波动产生重要影响。基于比较的观点，本文以国民收入恒等式、乘数-加速数模型、IS-LM-BP模型、AD-AS模型、产出缺口模型等为理论基础，分析了我国经济波动与消费、投资及进出口之间的作用关系。
关键词：经济波动 消费 投资 进出口
经济发展的历史表明：经济增长方式从来就不是按部就班、一成不变的，任何国家的经济都是在经济上下波动的交替中发展的。西方经济周期理论中的消费不足论、投资过度论以及D.H.Robertson的“对外贸易是经济增长的发动机”等理论，都表明了消费、投资及进出口贸易是影响经济繁荣与萧条的重要因素。本文运用国民收入恒等式，乘数-加速数模型，IS-LM-BP模型，AD-AS模型，产出缺口模型等，对经济波动与消费、投资及进出口之间的相互作用以及作用过程进行理论分析。
基于国民收入恒等式的分析
根据凯恩斯的国民收入和主要决定理论，在开放经济中，一国均衡收入取决于消费、投资、政府支出和净出口。在开放经济中，商品市场的均衡条件为：
GDP=C+I+G（X－M）（1）
其中GDP、C、I、G、X、M分别代表国内生产总值，消费，投资，政府支出，出口和进口。式（1）是一个会计恒等式，从直观上静态的描述了开放经济中，产出与消费、投资、政府支出及进出口之间的关系。为了进一步深入分析开放经济条件下产出与消费、投资、政府支出及进出口之间的关系，在（1）中引入时间因素，即将（1）式动态化。
假定t时期的产出由t时期的消费、投资、政府支出及进出口水平决定，从而（1）式动态化为：
GDPt=Ct+It+Gt+（Xt－Mt） （2）
式中t表示时期。（2）式两边对时间求一阶导数可得：
d（GDPt′）=dCt′+dIt′+dGt′+d（Xt′-Mt′）（3）
其中，GDPt′=dGDP/dt，其余类似。（3）式两边同除以GDPt并对（3）式右边进行适当变换，可得：
（4）
这里，分别为各个变量的增长率，则分别为消费、投资、政府支出、出口和进口在国内生产总值中所占的比例。因此，（4）式表示了动态化后的国民收入恒等式中，右边各个组成部分数量上的变化对产出的影响。根据（4）式，可以计算出消费、投资、政府支出、出口和进口的变化与产出之间的直接关系。从这里的分析可知，消费、投资和进出口的变化无疑将引起产出的波动，而产生的波动也将作用于消费、投资和进出口。
基于乘数－加速数模型的分析
根据萨缪尔森的乘数－加速数原理，新发明的出现使投资增加，投资通过乘数作用使国民收入增加。人们的收入增加，从而购买更多的物品，导致整个社会消费和进口增加。由于加速数的作用，消费和进口的增加促使投资以更快的速度增加，而投资又使国民收入增加，从而消费和进口再次上升。如此循环往复，国民收入不断增长，社会经济处于经济周期的繁荣阶段，逼近经济周期的波峰位置。然而，社会资源是有限的，经济增长水平迟早会超过潜在经济增长水平，而处于经济周期的波峰位置。一旦经济达到经济周期的波峰位置，国民收入便不再增长，从而消费和进口下降。根据加速原理，消费和进口的下降意味着投资的成倍减少，投资减少，国民收入减少，从而消费和进口进一步减少。又根据加速原理，消费和进口的减少使得投资进一步减少，国民收入进一步下降。如此循环往复，国民收入持续下降，社会经济处于经济周期的萧条阶段，由于长期的负投资，即生产设备的逐年减少，仍在坚持生产的一部分企业感到有必要更新设备，于是随着投资开始增加，国民收入开始增加，消费和进口增加。通过加速数的作用，社会经济再次进入繁荣阶段，新一轮的经济周期开始。
出口表示本国商品在国外的销售，代表着国外对本国商品的需求，是由外国的购买力和购买要求决定的，本国难以左右，因而本文中假定出口是本国经济的一个外生变量，我国经济波动与出口的相互作用取决于上述过程，而独立形成一个外生过程。一般而言，出口的增加会导致国民收入增加，出口的减少导致国民收入的减少，而国民收入的增加或减少又将影响消费和进口，进而又影响投资，从而对经济波动产生影响。本文将经济波动与消费、投资及进出口的相互作用过程如图1所示。
图1所示过程表明，在开放经济条件下，投资通过乘数作用影响国民收入水平，国民收入又影响消费和进口水平，而消费和进口又通过投资乘数间接影响国民收入，进口作为一个外生变量通过外贸乘数影响国民收入。因此，在乘数－加速数的作用下，经济波动与消费、投资及进出口相互作用。
基于SI-LM-BP模型的分析
凯恩斯的国民收入决定模型是一个实物经济模型，没有考虑到货币因素对国民收入的影响，从而也就没有考虑利率对总需求的影响。凯恩斯认为，消费是收入的增函数，即当收入增加时消费会增加，但不如收入增加的快，投资是利率的减函数，即利率上升时投资下降，利率下降时投资上升。下面我们运用IS-LB-BP模型来分析经济波动与消费、投资及进出口之间的相互作用。
如图2所示，IS曲线表示商品市场均衡，LM曲线表示货币市场均衡，BP曲线表示国际收支平衡。假设经济初始处于内部和外部共同均衡的E1点，利率水平为R1，产出水平为Y1，实行固定汇率下的资本不完全流动，BP曲线的斜率小于LM曲线的斜率。假设经济的初始均衡点E1处于经济周期的萧条阶段，萧条持续一段时间后，投资开始缓慢增加，使总需求增加，IS1曲线缓慢向右移动，产出增加，消费和进口亦开始缓慢增加，IS1曲线最终右移至IS2位置，IS2与LM1相交于较高利率水平的国内均衡点E，与BP相交于较低利率水平的国际收支平衡点E2。在国内货币供给水平不变的条件下，国内利率必然上升。一方面，收入增加导致贸易逆差，造成国际收支失衡的压力。另一方面，利率上升将导致足够的外资流入，最终出现国际收支顺差。国际收支顺差，外汇市场上出现本币供不应求的局面，本币出现升值压力，出口减少。在固定汇率制度下，为了维持固定汇率，货币当局必须对外汇市场进行干预，以本币买进外币。这样，一方面官方外汇储备增加，另一方面国内货币供应量增加。LM1曲线向右移动至LM2，LM2与IS2、BP曲线交于E2点，重新达到内部和外部均衡，利率水平为R2，比初始的利率水平R1高，产出水平为Y2。当利率达到某一水平之前，投资继续增加，上述过程循环往复，产出水平达到很高水平，利率也将达到很高水平，经济周期波动进入繁荣阶段。当利率提高到一定程度，投资开始下降，使总需求减少，IS曲线开始向左移动，产出减少，消费和进口减少，IS曲线移至IS2位置，且最终左移至IS1位置。在国内货币供给水平不变的条件下，国内利率必然下降。一方面，收入减少导致贸易顺差，造成国际收支失衡的压力。另一方面，利率下降将导致足够的外资流出，最终出现国际收支逆差。国际收支逆差，外汇市场上出现本币供过于求的局面，本币出现贬值压力，出口增加。在固定汇率制度下，为了维持固定汇率，货币当局必须对外汇市场进行干预，以外币买进本币。这样，一方面官方外汇储备减少，另一方面国内货币供应量减少。LM曲线开始向左移动至LM2位置，且最终左移至LMl位置，重新达到内部和外部均衡点E1。经济波动再次进入萧条阶段。这样国民经济运行经历了一次完整的周期波动，当上述过程循环往复，国民经济运行就表现出周期波动特征。
综合上述分析可知，这里利率起到了重要作用。投资增加使产出增加，产出增加导致消费和进口增加，又进一步导致投资增加，在国内货币供应量不变的情况下，国内利率必然上升。当利率达到一定水平后，投资开始减少，产出减少，消费和进口减少，又导致投资进一步减少，在国内货币供应量不变的情况下，国内利率下降。这一过程的循环往复，国民经济运行就表现出周期波动特征。
基于AD-AS模型的分析
开放经济条件下，总需求=消费+投资+政府支出+（出口-进口），消费、投资、政府支出、出口和进口的任何波动都可能导致总需求的波动，从而导致总需求与总供给均衡点的变动，最终导致经济波动。下面我们运用AD-AS模型来分析经济波动与消费、投资及进出口之间的相互作用。
图3中ASL表示长期总供给曲线，它与潜在产量线Y完全重合，ASS表示短期总供给曲线，AD表示总需求曲线。假定经济初始处于总需求曲线AD1和短期总供给曲线ASS的均衡点E1处，其产出水平为Y1，价格水平为P1。从图3可知，E1点处在潜在产量线Y*，的左侧，产出水平Y1和价格水平P1都处于很低的水平，经济处于萧条阶段。当总需求增加时，总需求曲线从 AD1右移至AD2处，经济处于短期总供给曲线ASS和新的总需求曲线AD2的均衡点E2处，其产出水平为Y2，价格水平为P2。从图3可知，E2点处在潜在产量线Y*的右侧，产出水平Y2和价格水平P2都处于很高的水平，经济处于繁荣阶段。
假设经济处于萧条阶段，即总需求曲线AD与短期总供给曲线ASS的均衡点位于潜在产量线的左侧，持续一段时间后部分企业开始更新固定资产投资，在乘数作用下产出增加，消费和进口增加，又进一步导致投资增加，从而导致总需求不断增加，致使总需求曲线AD向右移动，经济开始复苏。复苏阶段投资继续增加，产出继续增加，消费和进口进一步增加，投资又进一步增加，总需求进一步增加，总需求曲线AD进一步右移，如此循环往复，总需求曲线AD与短期总供给曲线ASS的均衡点越过潜在产量线并进一步右移，经济进入繁荣阶段。当经济到达波峰位置时，由于资源约束导致产出下降，消费和进口下降，进一步又使投资减少，从而导致总需求下降，致使总需求曲线向左移动，经济开始出现衰退。衰退阶段投资继续减少，产出继续下降，消费和进口继续减少，投资进一步下降，总需求继续下降，总需求曲线AD进一步左移，如此循环往复，总需求曲线AD与短期总供给曲线ASS的均衡点越过潜在产量线并进一步左移，经济进入萧条阶段。这样宏观经济运行就完成了一次周期波动。萧条持续一段时间后，部分企业开始更新固定资产投资，总需求开始增加，经济开始缓慢复苏，宏观经济运行开始新的周期波动，如此循环往复，宏观经济运行就表现出周期波动特征。根据图3可知，出口作为本国经济的外生变量，出口波动将直接导致总需求曲线移动，导致总需求曲线AD与短期总供给曲线ASS的均衡点移动，从而影响经济波动。
综合上述分析可知，总需求波动是经济波动的重要原因，消费、投资及进出口波动将直接导致总需求波动，消费、投资及进出口的增加或减少将导致经济的复苏或衰退，经济的繁荣与萧条亦将导致消费、投资及进出口的扩张与收缩。
基于产出缺口模型的分析
前面分析了经济波动与消费、投资及进出口之间的相互作用，下面我们运用产出缺口模型来分析经济周期阶段与消费、投资及进出口的关系。
西方学者一般将经济周期波动分为两个阶段:收缩阶段和扩张阶段，波峰和波谷是经济周期波动的转折点。经济周期波动也可以分为四个阶段：繁荣（经济活动扩张或向上的阶段）、衰退（由繁荣转为萧条的过渡阶段）、萧条（经济活动收缩或向下的阶段）、复苏（由萧条转为繁荣的过渡阶段）（如图4所示）。图4中正斜率的直线是经济的长期增长趋势线。由于经济总体上保持着或多或少的增长，所以经济增长的长期趋势是正斜率的。
产出缺口是指潜在产出与实际产出之差，即：
产出缺口=潜在产出－实际产出（5）
产出缺口可以衡量实际产出与潜在产出之间周期性偏离的规模。当产出缺口是正值时，实际产出低于潜在产出，这时经济位于收缩阶段。随着产出缺口的不断扩大，实际产出越来越低于潜在产出，于是衰退日益严重，最后经济出现萧条。萧条持续一段时间后，部分企业开始更新固定资产投资，在乘数－加速数的作用下，产出缺口越来越小，萧条和衰退程度不断减轻和缓和，实际产出朝着潜在产出水平上升，进而步入复苏阶段。当实际产出越过潜在产出线，上升到潜在产出线上时，产出缺口由正值变为负值。这时经济步入扩张阶段，经济出现繁荣局面。
由（5）式可知，产出缺口的产生主要是实际产出变动的结果，而实际产出Y-C+I+G+（X-M）+Iu，Iu指期初过量存货投资。当经济出现衰退时，Iu≥0，厂商会产生不乐观的预期，从而减少投资，通过乘数的作用使产出减少，进而消费和进口减少，又进一步导致投资减少，产出缺口为正值，且正的产出缺口越来越大，直至波谷位置，经济进入萧条阶段。当一部分仍在生产的企业开始更新固定资产投资时，Iu越来越小直至厂商的期初存货投资为零，正的产出缺口逐渐缩小，这时厂商产生乐观的预期，从而增加投资，通过乘数的作用使产出增加，进而消费和进口增加，又进一步导致投资增加，产出缺口变为负值，且负的产出缺口越来越大，经济开始复苏直至波峰位置，经济进入繁荣阶段。另外由（5）式可知，出口作为本国经济的一个外生变量，出口的增加或减少将直接导致实际产出的增加或减少，使得产出缺口缩小或扩大，从而影响经济周期波动所处阶段。
综合上述分析可知，经济周期波动所处阶段与消费、投资及进出口增长水平紧密相关。一般情况是，当经济处于复苏和繁荣阶段时，消费、投资及进口就趋于扩张阶段，当经济处于衰退和萧条阶段时，消费、投资和进口就趋于收缩阶段，出口的扩张与收缩亦对经济周期波动所处阶段产生重要影响。
参考文献：
1.刘树成.中国经济周期波动的新阶段.上海远东出版社，1996
2.张泽厚等.中国经济波动与监测预警.中国统计出版社，1992
3.(英)凯恩斯. 高鸿业译.就业、利息和货币通论.商务印书馆，1999
4.罗伯特小巴罗. 方松英译.现代经济周期理论.商务印书馆，1997
5.Mike Artis(2004)."Economics slowdown in developing countries."Investment Horizons, pp.4-5
作者简介：
[关键词]河北省 能源消费 经济增长 协整检验 Granger因果关系
一、引言
在全球气候变暖的背景下,以低能耗、低污染为基础的"低碳经济"成为全球热点。2009年12月7日在哥本哈根召开的气候峰会上初步达成了《哥本哈根协议》,对各国环境经济政策的制定和完善产生了重要的影响。目前中国政府已结合经济社会发展规划和可持续发展战略,提出了到2020年中国单位国内生产总值二氧化碳排放比2005年下降40%-45%的减排目标。各个国家和地区都在努力减少能源的使用量和提高能源的利用效率,以减少温室气体的排放,这就为以重工业为经济支柱的河北省带来了新的挑战。
河北省是能源生产和消费的大省,尤其是煤炭的使用量一直居高不下。据最新数据显示,河北省一次能源消费中煤炭占89.29%,而在化石能源―煤炭、石油、天然气中,煤炭的含碳量最高,每吨标煤含碳量是0.68吨,排放2.5吨二氧化碳;一吨标煤热量的石油含碳量大概是0.5―0.6吨,排放约1.9吨二氧化碳;而一吨标煤热量的天然气只排放1.4吨二氧化碳。煤炭使用量的居高不下位河北省发展低碳经济带来了挑战。因此要想在这样一个重工业地区发展低碳经济,必须要了解能源利用和GDP之间存在怎样的关系,才能够在不影响经济发展的前提下,利用合适的对策建议发展低碳经济。
表1 河北省1980―2008年GDP与能源消费
数据来源:《河北省统计年鉴2009》
本文从河北省的实际出发,通过单位根检验、协整分析和格兰杰(Granger)因果检验对河北省的能源利用和经济增长之间的关系进行实证分析,从中得到两者之间存在的关系,以此提出适合河北省发展低碳经济的对策建议。
二、研究方法和数据说明
1.研究方法。对时间序列数据进行因果性检验,序列的平稳性是研究的前提条件。对于平稳性检验本文采用单位根检验(ADF);协整检验采用EG(Engle-Granger)检验方法;因果关系检验,本文采用格兰杰(Granger)因果检验。
2.数据说明。本文选取1980―2008年间的数据作为样本空间。数据来源于《河北省统计年鉴》。用地区生产总值(GDP)表示经济增长,用能源消费总量(NY)表示能源的使用情况。
三、实证分析
1.平稳性检验。检验时间序列平稳性最常用的方法是单位根检验法,一个非平稳时间序列的一阶自回归模型的特征方程含有单位根,这样对时间序列平稳性的检验即转化为对单位根的检验,这里我们选取ADF检验。为了消除数据间的异方差现象,对数据进行取对数处理,用LnGDP代表对GDP取对数后的值,用LnNY代表对能源消费量NY取对数后的值。这种变换不会改变变量间长期均衡关系和短期稳定关系。
图11980―2008年GDP和NY取对数后的趋势
图1中,横坐标表示年份,横坐标表示LnGDP和LnNY的值。从图1中可以看出,两个序列都有随时间上升的趋势,并且包含常数项和趋势项,因此在ADF检验中应该包含这两项。检验的结果如下:
表2 LnGDP和LnNY的单位根检验
数据来源:《河北省统计年鉴2009》数据经eviews5.1计量软件分析整理所得
从表2可见,LnGDP和LnNY在经过二阶差分后,在滞后一期时,AIC和SC的值最小,所以选择滞后一期时的数值,ADF值分别小于5%显著水平的临界值,也就是说两个序列在95%的置信水平下是平稳的。由于序列之间存在同阶单整,因此这两个变量符合协整检验的前提条件,可以对其进行协整分析。
2.协整检验。本文应用协整检验方法是由Engle和Granger(1987)提出,又称EG检验法。这种协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验。首先对两变量用OLS法构造一元回归方程,证明两者之间存在稳定的均衡关系,然后对因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列,对残差进行ADF检验,如果残差项是平稳的就说明变量间是协整的,表示存在一种长期的均衡关系。
以河北省的生产总值(GDP)表示因变量,能源消费量(NY)表示自变量,并对取对数后的值用OLS法构造一个一元回归方程。得到的方程为:
LnGDP=-13.29630+2.305968LnNY(1)
T=(-14.47093) (22.70127)
R=0.950216 R2=0.948373
式中参数都是显著的,R和R2也较大,说明模型整体上对样本数据拟合的比较好。但是前面验证出LnGDP和LnNY都是非平稳序列,因此这个方程有可能是谬误回归。从(1)式得到残差方程:
ei=LnGDP+13.29630-2.305968LnNY
采用ADF检验方法对残差ei进行平稳性检验,得到的结果显示为:残差序列检验T值为-4.041522小于5%显著性水平-3.587527的临界值,表明可以在95%的置信水平下拒绝原假设,则残差序列ei为平稳的时间序列。也就是说河北省的能源利用和GDP之间存在一种长期的均衡关系。
3.格兰杰(Granger)因果关系检验。协整检验可得出时间序列之间是否存在长期的均衡关系,序列之间的因果关系可用Granger因果关系检验法。其基本思想是:如果变量Xt是Yt的原因,则Xt的变化应先于Yt的变化。因此,在做Yt对其他变量的回归时,如果把Xt的滞后值包括进来能显著地改进对Yt的预测,则称Xt是Yt的Granger原因,否则称Xt不是Yt的Granger原因(邓翔)。
通过协整检验,表明能源消费和经济增长之间存在长期的协整关系,是一种长期的均衡状态,但是这种均衡状态究竟是能源消费作用于地区生产总值GDP产生的结果,还是GDP影响能源消费的结果?这需要通过Granger因果检验,验证LnGDP和LnNY存在怎样的因果关系。通过以上检验发现,当两个变量滞后一期时AIC和SC值较小,因此选择滞后一期时对两变量进行Granger因果关系检验。
表3 LnGDP和LnNY的Granger因果关系检验
从表3可以看出,在滞后一期的情况下,LnNY不是影响LnGDP的概率为0.06730,拒绝原假设,说明能源消费促进了经济的发展。在概率为0.99104的情况下,检验接受了LnGDP不是影响LnNY的假设,证明了经济增长不是引起能源消费的原因。因此,从检验中可以得到能源消费对GDP的单向Granger因果关系,GDP的增长对能源消费却不存在单向的Granger因果关系。
四、结论及建议
1.结论
通过协整分析得出能源消费和GDP之间存在长期的均衡关系,尽管短期两个变量之间可能出现波动,但是从长期来看两者是一种稳定的均衡状态。从Granger因果关系检验中可以得到河北省能源消费量的增加促进了经济的发展,而经济的发展却不是能源消费量增加的原因,由此可以得出能源消费与经济增长之间是单向因果关系的结论。
2.建议
从以上分析中我们可以得出,河北省经济的发展和能源的消费之间存在着紧密的关系,但是经济的发展不一定要用大量消耗一次能源来实现。因此在大力倡导低碳经济的今天,河北省要想在不影响经济发展的前提下发展低碳经济,就应该提高能源的使用效率、发展清洁能源和开发新能源。根据河北省的具体情况提出了以下几条建议:
(1)发展循环经济,提高能源的利用效率。
提高能源的利用效率,一方面可以相同的能源使用量产生更多的经济增长,减轻经济发展的能源压力;另一方面也有利于环保,减少温室气体的排放。最终达到能源利用和经济发展的一种长期稳定状态。而新技术和新设备的应用是提高能源利用的关键因素。新技术能够提高能源的利用率,新设备能够节能降耗,减少生产环节的浪费。再通过产业间能源的循环利用,减少生产环节的能源的浪费,对废弃物进行再利用,形成一种低投入、高产出、低污染的生产模式,以最低的能耗达到最高的产出。
(2)优化能源结构,大力开发新能源。
从全省能源消费结构看,河北省煤炭消费占绝对主体地位,石油次之,天然气最低。2008年,这一比例为89.9:9.3:0.8。一次能源的大量消耗不利于经济的可持续发展,而且在倡导低碳发展的今天这也将制约河北省经济的健康有序发展。河北省可以利用自身的优势,开发新能源无疑能为发展清洁能源注入新的“血液”。利用丰富的水资源开发水电能源,秦皇岛、唐山等地濒临海域有丰富的水电宝藏。张家口有丰富的风能资源可以利用风能发电,代替煤炭和石油在生产中产生作用。不但能够减少不可再生资源的使用量,还能够减少温室气体的排放。
(3)政府加大对政策的支持力度。
政府增加节能公共预算,支持节能项目的实施和节能技术的研究开发和推广应用。政府要对一些低耗能、低污染的企业给予有力的发展政策,鼓励这些企业的开发新技术,推进节能技术的发展。并且取缔那些高耗能、高污染,对GDP贡献率低的企业,使河北省发展成为环境友好型的省区。
参考文献:
[1]易丹辉.数据分析与EVIEWS应用.北京:中国统计出版社,2002.
[2]蔡鑫磊.我国能源消费与GDP的关系―基于时间序列的实证分析[J].经济问题,2010.5.
[3]彭建强.河北省能源安全问题研究.河北省社会科学研究院.
[4]陈英姿,李雨潼.低碳经济与我国区域能源利用研究[J].吉林大学社会科学学报,2009.3.
（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.
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【关键词】 消费需求 经济增长
目前，消费问题已成为拉动内需、促进经济增长的强有力手段，越来越引起人们的关注。传统的计划经济理论认为，经济增长带来消费的增加，因此，经济增长对消费起着决定性作用。而在市场经济条件下，不仅经济增长决定着消费，消费对增长更具有拉动作用，在一定条件下能够超过投资的影响作用，决定经济增长速度的快慢和质量的高低，因此，这两者是相辅相成的。
一、国外对消费需求与经济增长之间的关系研究
马克思（1865）在《资本论》中对消费需求与经济增长之间的关系进行了深刻研究，形成了著名的生产消费观。在他看来，“消费需求是一个社会再生产过程中的重要环节，和生产、分配、交换等环节构成相互联系、相互制约的有机整体。在社会再生产过程中，生产是这一有机整体的出发点，而消费则是这一整体的终结点，分配和交换只是这一整体的两个中间环节。无论是什么社会背景，生产过程都必须是周而复始、连续不断的，没有最终消费，一个社会的再生产过程就会出现断裂现象”。马克思通过对再生产过程和消费需求的探讨指出：“消费需求决定着生产，各种不同要素之间存在密切的联系。消费需求是劳动力得以恢复和发展的必要条件，消费需求本身就是生产活动的一个重要内在要素，消费需求使社会所生产的产品成为现实的产品，消费需求促使新的生产需要的产生。因此，消费需求是一个社会再生产过程的基本前提、内在因素和必要条件，是任何社会形态生产的最终目的。如果没有消费需求，就没有相应的生产”。在他看来，再生产过程中生产、分配、交换和消费等四个环节是辩证统一、相互制约、互为影响的。从分配的角度来看，马克思对消费与生产的分析表明：消费总是在某一社会分配关系基础上的消费，而消费则是分配的最终实现，它对分配具有反作用。
凯恩斯（1934）在其代表作《就业、利息与货币通论》中指出：“在现实经济活动中，古典经济学家们所长期信奉的萨伊定律——供给自动创造需求，很难成立，需求在实际经济运行过程中并不总是被动的，总需求对总供给有显著的影响，而需求又由居民的可支配收入和边际消费倾向两个因素所决定。”提出了消费与居民可支配收入之间的关系模型：C=C0+aY。其中：C——社会总需求，C0——社会必要消费，a——边际消费倾向（居民可支配收入每增加1单位所引起的消费增加数量），Y——居民可支配收入。凯恩斯进一步推出，一个社会的有效总需求在经济发展过程中起着极其重要的作用，有效需求的增加会引起这一社会投资扩大并带来就业的增加，社会就业增加又会引起居民可支配收入的增加，居民可支配收入的增加又会促使新一轮消费的增长，从而推动经济不断循环向前发展。针对在实际经济发展过程中社会的有效需求数量常常达不到有效供给数量等的实际，他主张政府不应该被动地任由经济自行运转，而应该充分运用相关的财政政策和货币政策积极主动干预国民经济，进行有效的宏观调控，使有效总需求保持在与总供给相适应的步伐之上。他特别强调，评价一个政府工作好坏的标准不应该是有无财政赤字，而应该是一个社会的经济增长和充分就业。当社会有效需求不足时，政府应该主动扩大消费支出以使经济走出困境、推动经济发展。这不仅在宏观经济理论上作出了极大创新，而且在西方国家应对20世纪30年代经济大萧条的实践中也取得了良好效果。
索洛（1956）在修正“哈罗德—多马模型”的生产技术假设的基础上，运用资本和劳动可替代的“柯布—道格拉斯生产函数”，建立起新古典经济增长模型，从而解决了“哈罗德—多马模型”中经济增长率与人口增长率不能自发相等的问题。在这一经济增长模型中，他把经济的增长主要归因于资本积累的结果：资本由投资而来，而投资则主要来自于居民储蓄，居民储蓄和居民消费是呈反向变化关系的两个变量。由此来看，投资才是经济增长的决定性因素，而消费则会降低居民的储蓄率，从而减少社会投资会阻碍经济的快速发展。
罗斯托（1960）在其《经济成长阶段》中，根据现代西方发达国家的经济发展史，将经济社会的发展过程分为6个阶段。他解释说，在传统社会阶段，社会生产完全是围绕生存而展开的经济，而且通常都是封闭或孤立的经济状态；在为起飞创造条件阶段，是社会为摆脱贫穷落后走向繁荣富强的准备阶段，其主要特征是社会开始考虑经济改革的相关问题；在起飞阶段，这一阶段的社会经济必须具备生产性投资率提高、经济中出现一个或者几个具有很高成长率的领先部门、发明和革新变得十分活跃、适宜的政治活动和社会文化风俗环境等四个条件；在向成熟迈进阶段，是一个社会已把现代化的技术有效地应用到了它的大部分产业部门的时期，在这一阶段，国家的产业部门以及出口的产品开始出现多样化，高附加值的出口产业逐渐增多，社会投资的重点从劳动密集型产业逐步转向了资本密集型产业，国民福利、交通和通讯设施得到显著改善，经济增长惠及整个社会；在高额群众消费阶段，指主要的经济部门从制造业转向服务业，奢侈品消费向上攀升，生产者和消费者都开始大量利用并享受高科技带来的各种成果，人们在体闲、教育、保健、国家安全、社会保障等项目上的花费大量增加，而且开始欢迎外国产品的进入；在追求生活质量阶段，虽然罗斯托没有给出追求生活质量阶段的社会一个很清晰的概念，但他认为该阶段的主要目标是提高居民的生活质量，随着这一阶段的到来，一些长期困扰社会的老大难问题有望逐步得到解决。从罗斯托的经济发展阶段理论容易看出，在经济发展的每一阶段，生产是前提，消费是目的，经济越往高级阶段发展就越需要消费来拉动并改变产业部门结构，从而推动经济向更高阶段迈进。
二、国内对消费需求与经济增长之间的关系研究
刘迎秋（2002）在《次高增长阶段的中国经济》一书中强调，从经济动力学的角度讲，消费是生产的目的，是市场存在的根据，是经济增长的原动力。他指出，消费增长与经济增长之间存在着特定的对应关系。
武少俊（2003）在《强化消费需求启动措施，保证经济持续快速增长》中指出，消费需求是国民经济发展的原动力。国内消费需求的不足，已成为妨碍我国经济持续快速发展的主要矛盾。全面清理制约消费增长的体制和政策障碍，强化消费需求的启动力度应当是政府宏观调控的首要任务。应当把启动中低收入阶层的消费作为突破口，事半功倍；改善公众预期，增强消费者信心；支持农村发展，开拓农村消费市场；积极而谨慎地发展消费信贷；培养消费热点，加快消费结构升级换代的进程。
王青（2004）在《消费需求与经济增长》中强调，随着中国市场化进程的不断加快，经济运行已从生产主导型转变为消费主导型。市场化程度越高，需求特别是消费需求对经济增长的牵动作用就越大。
洪银兴（2005）在《发展经济学与中国经济发展》（第二版）中指出，人民的消费水平不只是受制于生产，还对生产起拉动作用。经济增长不仅靠投资需求拉动，还靠消费需求拉动。提高人民消费水平本身也是对经济增长的拉动，由消费需求拉动的经济增长由于有市场保证因而是可靠的经济增长。
邹红、喻开志（2007）在《消费需求拉动；基于中国经济增长的反思与启示》中指出，近几十年来，我们对消费需求增长的内在动力缺乏引导以及制度变迁中的复合因素难以治理，引起了居民消费率呈现下降趋势，进而居民消费需求对经济增长拉动乏力。
刘杉（2008）在《我国消费需求对经济增长的贡献分析》中论述到，当前中国消费率处于低水平并且还有持续降低的趋势，这是制约我国经济发展、扩大内需、保持经济又好又快增长的重要障碍，提出了如何提高消费需求对经济增长的贡献的建议。
金克琴（2009）在分析我国1978—2007年居民消费支出和国内生产总值的关系时，运用协整理论进行检验分析后指出，我国国内生产总值和居民消费支出之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用，刺激消费特别是占总消费比重较大的居民消费是拉动经济增长的最有效手段。他们建议，应转变一直以来以投资拉动为主的经济增长方式，采取有效措施提高居民消费率，以实现居民消费支出增加与经济增长相互促进的良性循环。
袁建文（2011）从投入产出分析方法出发，通过构建最终需求与经济增长之间的关系模型，对消费需求与经济增长的关系进行理论研究。用沈阳市2002年、2007年的投入产出表为数据来源作实证分析后，得出：消费需求在总量、速度和效率上都远比投资需求对经济增长的贡献大。
孙海涛（2012）基于计量经济学的基本理论，依据消费需求与经济增长之间的辩证关系，选用1978年以来我国经济发展和消费需求的32年数据，使用不同的计量经济方法，从经济增长的因素分析、经济增长对消费需求的影响和消费需求对经济增长的影响三个方面验证了消费需求与经济增长之间的数量关系和相互影响作用，同时利用格兰杰因果关系检验的方法确认了消费需求与经济增长之间互为因果的影响关系。数量关系的确立，为探求两者之间的变化趋势，进行科学决策提供了数量依据。
三、简要述评
就笔者所掌握的资料来看，国内的研究有以下特点：第一，消费与增长无关或者起反向作用：消费不会促进经济增长；消费少，经济增长反而快。第二，消费对增长具有拉动作用：消费促进经济增长。第三，消费与增长的关系具有阶段性特征：消费与经济增长是一种动态的阶段性相互推进关系。第四，消费与增长的一些实证研究：消费与增长具有一定规律性。
虽然已有的研究成果对我国消费与经济增长的关系做了分析，但他们有的并没有充分结合当代中国的实际，没有考虑中国制度的变革等问题，尤其是在国际金融危机的大背景下，而这些因素恰恰是我国居民生活消费的背景，城乡居民的消费离不开这些因素的影响。
（注：沈阳市社科联2013年度民生课题“居民消费需求对沈阳经济增长贡献实证分析及扩大内需的对策研究”（立项编号：sysk2013-07-20）研究成果。）
【参考文献】
[1] 马克思著，曾令先、卞彬、金永译：资本论[M].北京：人民日报出版社，2006.
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[6] 王青：消费需求与经济增长[J].江西社会科学，2004（8）.
关键词：消费 经济增长 协整检验 格兰杰因果检验 实证研究
一、引言
改革开放35年以来，我国各地区利用国家相关政策和本地区优势使得经济取得了长足的发展。但随着人口红利、政策红利的相对减少，加之经济危机的影响，世界经济复苏缓慢，出口疲软，经济的进一步发展出现了制约瓶颈。现实表明过度依靠出口已不是长久之计，努力扩大内需，刺激消费已成为共识。消费作为需求力量，对经济增长起着拉动作用，保持旺盛的消费需求对经济长期稳定增长具有决定性作用。[1]四川省作为我国内陆一个人口大省，研究四川省消费与经济增长关系具有现实意义。
二、四川省消费与经济增长现状
自改革开放以来四川省经济取得了翻天覆地的变化，经济总量由1978年的184.61亿元增加到2012年的23872.8亿元，增加了128.31倍，年均增长速度达10.5%，尤其是2002―2012年这十年，年增长速度都在两位数以上，年均增长速度达13%，远高于我国总体发展速度。
四川省最终消费情况由1978年的136.56亿元增加到11926.7亿元，增加了86.33倍，年均增长速度9.4%，远低于经济总量的变化。居民消费由1978年的114.13亿元增加到2012年的9095.3亿元，增加了78.69倍，年均增长速度9.0%，其中农村居民消费由1978年的84.88亿元增加到3255.7亿元，增加了37.35倍，年均增长速度6.7%，城镇居民消费由1978年的29.25亿元增加到1978年的5839.6亿元，增加了近200倍，年均增长速度12%。政府消费由1978年的22.43亿元增加到2012年的2831.4亿元，增加了125.23倍，年均增长速度11%。由此可见，在最终消费中，城镇居民消费和政府消费在增加倍数及年均增长速度上都远高于最终消费，所占比重呈现增长趋势；而原占比较大的农村居民消费比重呈现出下降趋势，在增加倍数及年均增长速度上都落后于最终消费。
三、四川省消费与经济增长关系的实证分析
（一）变量的选取和数据说明
本文所用的样本取自1978―2012年度的数据（来源于《四川统计年鉴2013》），用宏观经济指标――四川省生产总值（GDP）来反映经济增长，分别用最终消费总额、居民消费、城镇居民消费、农村居民消费及政府消费从不同角度来反映消费的状况。为方便起见，生产总值、城镇居民消费、农村居民消费及政府消费分别用Y、X1、X2及X3来表示。由于年鉴中的GDP 和各个消费数据是按当年价格水平计算的，为了消除物价变动对其影响，即为使GDP和各年的消费情况具有可比性， 运用 1978年为基期的商品零售定基价格指数（1978年为1）和各种消费价格指数（1978年为 1）对GDP和消费数据进行调整得到实际数据。另外由于数据的对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列数据中存在的异方差现象，所以对变量进行对数变换。[2]本文所有数据分析和处理均利用计量经济学软件Eviews6.0完成。
（二）平稳性分析
平稳性检验分析结果整理如表1所示。
由ADF检验结果可知，对原始序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3进行单位根检验，在1%和5%的显著水平下，四个原始序列的ADF检验值均分别大于其相应的临界值，不能拒绝H0，即原始序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3都存在单位根，都是非平稳序列。而对这四个序列的差分序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3进行单位根检验，可知在5%这个显著水平下，四个差分序列的ADF检验值均分别小于其相应的临界值，可以拒绝H0，也就表明差分序列D（LnY）、D（LnX1）、D（LnX2）和D（LnX3）都不存在单位根，都是平稳序列。因此，四个原始序列都是一阶单整的，表示为：LnY～I（1），LnX1～I（1），LnX2～I（1），
LnX3～I（1）。
（三）协整分析
由于三个原始变量LnY、LnX1、LnX2和LnX3都是I（1）的，为了进一步确认它们之间是否具有长期稳定的均衡关系，要对其进行协整性检验。方法是先分别作LnX1、LnX2及LnX3三个经济变量对LnY的二元线性回归分析，之后用ADF方法检验残差序列的平稳性：若残差序列平稳，则说明变量之间存在协整关系；若残差序列不平稳，则说明变量之间不存在协整关系。
分别以LnX1、LnX2和LnX3为解释变量，LnY为被解释变量，用OLS回归方法做回归模型。估计出的三个回归模型分别为为：
LnYτ=0.728937+1.194387LnX1τ+■
LnYτ=1.404782+0.976104LnX1τ+■
LnYτ=2.349679+0.951260LnX1τ+■
下面则通过对ADF统计量检验残差序列ετ平稳性的方法来分别检验LnY与LnX1、LnX2及LnX3之间是否存在协整关系。Eviews6.0软件运行结果如下（见表2―4）：
由于只有当ADF值均小于相应临界值时才可以拒绝H0，表明残差序列ετ不具有单位根，是平稳序列，变量间才具有协整关系。由以上结果可以知道，只有变量LnY和LnX1之间存在协整关系，而LnY分别和LnX2及LnX3之间不存在协整关系。
（四）格兰杰因果关系分析
在进行格兰杰因果关系检验时，由于被检验经济变量必须是平稳的，所以我们采用平稳的一阶差分序列D（LnY）、D（LnX1）、D（LnX2） 和D（LnX3）进行检验分析。格兰杰因果关系检验结果如下表（见表5）：
从表5可以看出，D（LnY）与D（LnX1）、D（LnY）与D（LnX2）、D（LnY）与D（LnX3）之间均不存在因果关系。也就是说：在短期内，四川省经济增长不是城镇居民消费、农村居民消费及政府消费的格兰杰原因，城镇居民消费、农村居民消费及政府消费也不是经济增长的格兰杰原因。
六、主要结论及政策建议
（一）主要结论
1、通过协整分析可知，经济增长和城镇居民消费之间存在协整关系，而经济增长分别和农村居民消费及政府消费之间不存在协整关系。也就是说经济增长和城镇居民消费之间存在着长期稳定的均衡关系，城镇居民消费每增长1%，引起GDP相应平均增长1.194387%，而经济增长分别和农村居民消费及政府消费之间不存在长期稳定的均衡关系。
2、通过格兰杰因果关系检验结果可以看出，1978―2012年四川省的经济增长与城镇居民消费、农村居民消费及政府消费之间均不存在格兰杰因果关系。 这说明四川省城镇居民消费、农村居民消费及政府消费并未达到拉动经济增长的程度，而经济增长也并未引起城镇居民消费、农村居民消费及政府消费的增加。根据现代经济理论，众所周知消费是拉动经济增长的三驾马车之一，但是可能由于在研究期间内消费不足导致消费对经济增长的拉动作用较弱。
（二）政策建议
1、由于从长期看四川经济增长只和城镇居民消费之间存在着长期稳定的均衡关系，并且城镇居民消费对经济增长的影响较大，因此四川省应大力推进城镇化建设，走城乡一体化道路。
2、努力增加居民收入。这里的收入既包括货币性显形收入又包括非货币形收入。增加居民货币性显形收入是要让居民有钱可花，提高居民的消费的可能性；而增加居民非货币形收入（主要为完善社会保障体系）是要让居民放心去花，减少消费的后顾之忧。
3、千方百计刺激消费，提升居民的消费欲望。进一步调整省内的产业结构，了解居民的消费倾向，进而多生产能够勾起并满足居民消费欲望的产品， 同时要不断的进行产品更新换代升级，迫使消费者主动缩短产品的使用周期。■
参考文献：
[1]王海侠，徐州消费与经济增长的实证分析[J].中国管理信息化，2009（10）
[2]李辉，浅析我国居民消费与经济增长的关系[J].才智，2011（17）
[3]李子奈，潘文卿，计量经济学（第三版）[M].高等教育出版社，2010，3
[4]易丹辉，数据分析与Eviews应用[M].中国人民大学出版社，2008，10
[5]王朝晖，王成进，政府消费、居民消费与广东经济增长[J].华东经济管理，2012，12
论文关键词：能源消费,经济增长,协整检验,检验
能源是人类生存与发展的重要物质基础，也是社会经济发展的重要物质保障，它关系到国计民生问题。我国正处于工业经济快速发展时期，对能源的需求也在不断增加。据有关资料显示，我国已成为全球第二大能源生产与消费国。为保证我国经济的快速、平稳发展，青海省作为我国西部能源储备基地之一的省份，有着义不容辞的责任。为此本文欲通过对青海省能源消费与经济增长关系的实证分析，从而揭示出能源与经济发展之间的内在联系，为青海省能源发展规划提供有力依据，从而保障我国能源稳定、高效、充分的供给。
1青海省能源消费现状
自改革开放以来，在西部大开发政策的号召下，青海省以前所未有的速度实现着经济的快速增长与发展，然而在经济的快速发展下，对各种能源的需求也呈急速上升趋势，能源消费总量由1988年的447.04万吨标准煤发展到2008年的2256.52万吨标准煤；能源消耗增长速度也较快，2008年能源消耗比上年（2007年）增长了7.71%，其中增长幅度最大的是1999年，比上年增长27.04%。自“十一五”以来，青海省虽本着节能减排的原则进行经济结构调整，发展经济，从相对数量上看能源需求减少了，且每万元国民生产总值能耗下降2.7吨标准煤，但从实际数量上看仍呈上升趋势。为进一步适应可持续发展的战略目标，青海省应加快能源产业的建设步伐，从而有力的保障经济的稳定建设与发展。
青海省能源自给率相对较高，基本上能自给，但自给的程度是随着经济的发展而呈现波动的趋势。1988年青海省能源自给率仅为89.91%，到1992年时自给率已达到101.11%，1993年又从99.85%下降到1996年的83.74%，1997年虽有所回升，但呈现出极大的波动性，直至2005年青海省能源自给率才呈现出平稳增长，达到完全的自给。这与当时青海省经济发展的能源政策和产业政策有很大关系。总的来看，青海省能源供需状况基本稳定，能源供需基本保持平衡，能够充分、有效的满足地区经济发展的需要。
2能源消费与经济增长的实证分析
2.1变量的选择与数据的说明
总产出(GDP)。采用国内生产总值作为实际产出量,并且以1952年为基期将所有数据进行标准化。实际产出量为当年国内生产总值与价格指数值比(1952年价格指数为100)。
物质资本存量(K)。物质资本以历年生产过程中使用的固定资本投资额来反映。
人力资本存量(L)。用从业人员数量及其平均受教育年限的乘积来计算人力资本存量。
能源消费(E)。能源变量采用统计年鉴中能源消费总量(E)一项表示。
2.2青海省能源与经济增长的实证分析
研究经济增长最常用的方法就是利用柯布-道格拉斯生产函数对能源消费与经济增长进行数量关系分析,引入能源消费这一变量,从而在三要素的生产函数的框架内进行。
GDP=AKLEe（1）
由于C-D函数是非线性的，通过对数变换可以使之线性化。于是对（1）式两边取对数，则有：
lnGDP=lnA+lnK+lnL+lnE+（2）
令Y=lnGDP,=lnA,=lnK,=lnL,=lnE，则有
Y=++++（3）
根据1988-2008年青海省的GDP、全社会固定资产投资、人力资本存量以及能源消费量的相关数据，利用eviews5.0计量分析软件，用OLS方法进行分析，其结果可用下式表示：
Y=-1.253+0.269+0.249+0.44
从R（0.998）值判断建立的回归方程拟合程度较好，全社会固定资产投入系数与劳动力投入系数、能源消费量系数均为正，并且统计显著（t＞2，F=2535.505）。通过上式可以看出，青海省能源消费量每增加一个百分点，国内生产总值就要平均增加0.44%。这说明青海省经济发展对能源的依赖性较大，经济的快速增长是在对能源需求不断增长的基础上实现的。青海省的经济发展仍处于高耗能低产出的阶段，能源利用率较低。
2.2.1单位根检验。在具体应用协整等理论进行分析时,必须首先分别检验被分析序列变量是否为平整的,即是否具有单位根(UnitRoot)。对能源消费量以及产出量取对数,分别记为LE、LGDP,并对其时间序列进行平稳性检验。ADF检验模型为:
表1：
变量
ADF检验值
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
非平稳
非平稳
非平稳
非平稳
平稳
平稳
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
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