消費與經濟的關系精選(九篇)

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第1篇：消費與經濟的關系范文

[關鍵詞]煤炭消費量；協(xié)整；誤差修正模型；格蘭杰因果關系

作者簡介：任少飛，男，山東財政學院，濟南 250014

馮 華，男，山東財政學院經濟學院，教授，濟南 250014

隨著我國國民經濟的快速發(fā)展和基礎設施建設步伐的加快，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。全國煤炭產量從1978年的6.18億噸上升到2004年的19.56億噸，2005年產量為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)支持經濟的高速增長，實現能源利用的集約化及高效率，進而實現經濟增長方式的轉變，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]

國內外學者采用不同的方法對中國能源消費與經濟增長的關系做了大量研究，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、能源利用效率和經濟增長之間的關系。[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、經濟結構中重工業(yè)份額的協(xié)整關系，建立了中國能源需求的計量經濟模型。在經濟增長與能源消費各組成部分的分析上，黃飛（2001）采用灰色關聯分析法中的關聯度分析，認為能源消費結構中與國民經濟發(fā)展關系最大的是石油，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業(yè)的能源消費總量與產業(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、三產業(yè)的煤炭消費量與經濟增長（以國內生產總值衡量）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業(yè)能源（煤炭）消費現狀，揭示經濟增長方式轉變的歷史進程。

一、中國煤炭消費結構的基本分析

中國國內能源資源稟賦決定了中國以煤為主的能源消費結構，其中第一產業(yè)與第三產業(yè)煤炭消費量占煤炭消費總量的10%左右，第二產業(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構的主要特點之一，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，我國煤炭的生產量并不能滿足經濟發(fā)展的需要，如何實現煤炭資源在各產業(yè)間的合理配置以保證國民經濟的持續(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業(yè)之間的協(xié)整和因果關系具有重要的現實意義。

二、“誤差修正模型”的建立及檢驗

（一）數據來源和變量選取

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生產總值及三次產業(yè)產值的協(xié)整關系，對具有長期均衡關系的變量構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業(yè)國內生產總值數據均來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》。

為消除異方差的影響和數據的劇烈波動，對原數列取自然對數。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

經典的回歸模型是建立在數據序列是平穩(wěn)的基礎上的，對于不平穩(wěn)的時間序列，可能產生“偽回歸”現象，使模型不能準確反映變量之間的真實關系。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。經ADF單位根檢驗，檢驗結果見表2。觀察下表可以發(fā)現煤炭消費量、國內生產總值、第一產業(yè)產值、第二產業(yè)產值及第三產業(yè)產值對數化后均為二階單整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均為I(2)。

表2ADF單位根檢驗結果

因此變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，即煤炭消費量和國內生產總值及三次產業(yè)產值之間存在長期的均衡關系。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系的成立，即協(xié)整關系的存在。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生產總值，上一年煤炭消費量對當期煤炭消費量的影響相當顯著，國內生產總值變化1%，則引起國內煤炭消費量增加0.39%。而滯后兩期的煤炭消費量和滯后一期的第二產業(yè)產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濟增長方式的轉變，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在國內生產總值，ECM_GDP項的系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。ECM_GDP的系數-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進行預測，比單用Yt的過去值預測的效果更好的話，序列Xt和Yt存在因果關系，這種關系稱為Granger因果關系。煤炭消費量與三次產業(yè)產值的格蘭杰因果關系檢驗結果見表4。

表4格蘭杰因果關系檢驗結果

由上表可知，國內生產總值及三次產業(yè)產值與煤炭消費量之間存在單方向的格蘭杰因果關系，即國內生產總值和三次產業(yè)產值是煤炭消費量的格蘭杰因果關系。值得注意的是，二次產業(yè)否定原假設的概率是94%，略低于其他幾個指標，說明我國第二產業(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論是一致的。

三、結論及預測

通過以上分析得出，采用分不同產業(yè)的誤差修正模型來預測煤炭消費量能夠充分反映出國內產業(yè)結構變動對煤炭消費量的影響，而煤炭消費量的變化仍然體現為國內生產總值變動的結果。第二產業(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，產品產量增勢不減，生產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。第二產業(yè)經濟增長方式的轉變、能源的集約化利用及能源需求結構的多元化將有力地緩解我國煤炭供需矛盾，實現煤炭供需新的平衡。

2006年上半年，我國國內生產總值增長10.9%，煤炭生產增長12.8%，在經濟加速增長的情況下，煤炭供應比較寬松，庫存繼續(xù)增加。鋼鐵、有色金屬、建材等領域重點企業(yè)堅持推進結構調整和增長方式轉變，通過產品結構調整和節(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，暴露出經濟增長方式和能源消費結構上仍然存在的一些問題。這也說明我國在實現經濟增長方式的轉變，能源、經濟和環(huán)境協(xié)調發(fā)展方面還有很長的路要走。

注 釋：

①2005年煤炭生產量數據來源于《中華人民共和國2005年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

②2005年煤炭消費量數據來源于《中華人民共和國2005年國民經濟和社會發(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．能源與中國經濟增長[J]．工業(yè)技術經濟，200（1）．

[3]張麗峰．產業(yè)能源消費與產業(yè)發(fā)展的協(xié)整與誤差修正模型分析[J]．經濟經緯,2005（6）．

[4]郭云濤,中國煤炭中長期供需分析與預測[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

第2篇：消費與經濟的關系范文

關鍵詞：經濟增長；能源消費；協(xié)整分析

中圖分類號：F61　文獻標識碼：A　文章編號：1000－2731(2011)05－0065－06

據國際能源署2010年7月19日的報告，2009年中國能源消費總量已經略高出美國，居世界第一。中國能源消費問題引起國內外普遍關注。判斷中國能源消費總量今后將如何增長是一個非常復雜的難題。無論是短期變化，還是長期趨勢都需要考慮國內外多種因素，特別是經濟發(fā)展態(tài)勢。本文從定量分析經濟增長與能源消費關系入手，通過對經濟增長的預測結果間接估計能源消費總量變動趨勢。

一、能源需求與經濟增長關系的定量分析

從國內外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用GDP數據代表經濟發(fā)展，用能源消費總量數據代表能源消費，選用經濟計量模型展開研究。但由于研究的地區(qū)、使用具體方法和數據的范圍不同，結果也不盡相同。

從國內看，趙麗霞，魏巍賢將能源引入c－D函數，建立向量自回歸模型，得出能源消費與經濟增長存在正向的相關關系；黃敏，赫英采用三因素CES生產函數建立了中國能源消費與經濟增長的關系的模型，得出由能源到經濟單向因果關系；劉星通過對1985－2003年GDP與能源消費進行格蘭杰因果關系的檢驗，認為經濟增長導致能源消費的增加，同時認為中國GDP與能源消費之間存在著協(xié)整關系；王海鵬，田澎，靳萍利用1953－2002年的統(tǒng)計數據和狀態(tài)空間模型對中國能源消費與經濟增長關系進行了研究，認為中國能源消費與經濟增長之間存在一種隨時間不斷變化的長期均衡關系即變參數協(xié)整關系；趙進文，范繼濤應用非線性STR模型分析1953－2005年中國能源消費與經濟增長之間內在結構依從關系，認為僅存在著從能源消費到經濟增長的單向格蘭杰因果關系。

綜上，從理論和實證看，能源消費與經濟增長的依存關系在中國的具體表結果現還未有一個一致性的結論，還有待使用最新數據展開深入研究。

(一)數據來源與處理

本文的分析數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒2009》，其中能源消費總量以萬噸標準煤為單位，GDP以億元為單位。1978－2008年間中國國內物價變化很大，造成名義GDP與實際GDP數值之間出現較大差異。由于能源消費總量是以萬噸標準煤為單位，不包含價格變動的影響，因此在研究經濟增長與能源消費關系時，應該選取扣除價格變動影響后的實際GDP。實際上國內的大多數同類研究都選用以不變價格計算的實際GDP作為經濟發(fā)展變量。本文以用1978年不變價格計算的GDP指數和1978年GDP總量3645.217億元為依據，推算出以1978年不變價格計算的實際GDP，用此實際GDP(下文記為GDP)作為經濟發(fā)展變量進行實證分析。

由于變量對數的差分近似地等于該變量的變化率，而經濟變量的變化率常常是穩(wěn)定序列，因此適合在經典回歸方程中分析。同時，為了減小變量的異方差和便于同其他同類研究成果相比較，本文在具體分析前對GDP和能源消費總量作自然對數變換，并以變換后的時間序列作為分析變量，分別用LNG－DP和LNEN表示。

(二)簡單回歸分析

在深入分析中國GDP和能源消費的動態(tài)關系之前，首先對兩者進行簡單相關分析。利用Eviews5.0的OLS估計，得到如下結果：

LNEN＝6.499784＋0.536775％LNGDP　(1)

(39.55993)　(31.41440)

R2＝0.971453　DW＝0.195600

(1)式中括號內表示系數估計的t統(tǒng)計量，從回歸的結果來看，回歸方程和系數都表現出高度顯著。但DW值為0.1956，小于dL＝1.36，說明殘差序列存在正自相關。利用Vgqaite檢驗統(tǒng)計量nR2對上述回歸結果的殘差進行檢驗，得到nR2＝15.04825，說明在1％的顯著性水平下否定原假設，即認為隨機項中存在異方差。很明顯，用簡單線性回歸分析不能有效解釋能源消費和GDP之間的關系。

(三)協(xié)整分析

1.單位根檢驗平穩(wěn)性檢驗是檢驗時間序列數據的波動是否平穩(wěn)。分別對變量LNEN、LNGDP的水平值及其一階差分序列進行ADF檢驗，檢驗結果見表1。

從表1可以看出，LNEN和LNGDP的ADF統(tǒng)計量均大于1％－10％水平所有的臨界值，無法拒絕原假設，即都為非平穩(wěn)序列。LINEN的一階差分序列DLNEN的ADF統(tǒng)計量在10％的顯著性水平下拒絕原假設、LNGDP的一階差分序列DLNGDP的ADF統(tǒng)計量在1％的顯著性水平下拒絕原假設，即可以認為都是平穩(wěn)序列。因此，檢驗結果表明LNEN變量和LNGDP變量都是一階單整序列I(1)。

2.協(xié)整檢驗協(xié)整的經濟意義在于：兩個經濟變量，雖然它們各自有各自的長期波動規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的比例關系。如果一組非平穩(wěn)時間序列不存在協(xié)整關系，則根據它們構造出的回歸模型就可能是偽回歸。

由于LNEN變量和LNGDP變量都是一階單整序列I(1)，它們之間可能存在協(xié)整關系。本文選用EG兩步檢驗法對兩者進行分析。

第一步，建立LNEN與LNGDP之間線性回歸模型，其結果如下(該模型與方程(1)相同)：

LINENt＝6.499784＋0.536775LNGDPt＋μt　(2)

第二步，檢驗殘差序列｛μt｝是否為平穩(wěn)時間序列。利用單位根檢驗中的ADF進行檢驗，通過分析發(fā)現：滯后階數為1、不含常數項和截距項的模型最適合；ADF值為－6.394 7，在l％的顯著性水平下可以認為殘差序列｛μt｝是平穩(wěn)序列。也就是說存在LNEN與LNGDP的平穩(wěn)線性組合，即能源消費總量和GDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

3.Granger因果關系檢驗通過協(xié)整檢驗表明能源消費和經濟增長之間存在協(xié)整關系。但是，這種長期的均衡關系究竟是能源消耗(LNEN)引起國內生產總值(LNGDP)變動的結果，還是國內生產總值(LNGDP)引起能源消耗(LINEN)的結果，需要進行格蘭杰因果關系檢驗。用滯后期為2，對LNEN和LNGDP進行格蘭杰因果關系檢驗，結果見表2。

從表2可以看出，以10％的顯著性水平拒絕LNGDP不是LNEN的格蘭杰原因，不能拒絕LNEN不是LNGDP的格蘭杰原因。此時，本文得出由LNGDP到LNEN的單向因果關系，也就是說GDP的增長是引起能源消費總量增加的原因。

4.誤差修正模型

誤差修正模型的基本思路是，若變量間存在協(xié)整關系，即表明這些變量存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種長期穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持。

建立誤差修正模型一般分為兩步，分別建立區(qū)分數據長期特征和短期特征的計量經濟模型，即建立長期關系模型和建立短期動態(tài)關系(誤差修正方程)。

由協(xié)整關系檢驗知，能源消費(LNEN)和經濟發(fā)展(LNGDP)之間存在協(xié)整關系。雖然調整后的R2很高，回歸系數也顯著，但殘差序列還存在自相關，同時也存在異方差。因此，需要重新對LNEN和LNGDP進行回歸分析，并加入滯后變量，進而建立單方程誤差修正模型。

(1)一階誤差修正模型

首先在模型(2)中加入一階滯后變量LNENt－1和LNGDPt－1。后，構成一階誤差修正模型；其次應用OLS方法估計模型參數。具體方程為：LNENt－1＝0.081468＋0.965481LNENt－1＋0.729333LNGDPt－O.697362LNGDPt－1＋μt－1?！?3)

(3)中，除常數項0.081468外，其他估計量都通過了t檢驗，同時模型整體也顯著。但DW值為0.714803，偏離數值2的程度較大，說明存在一定程度正自相關。顯然，模型(3)依然沒有解決時間序列的自回歸問題。

(2)二階誤差修正模型

在一階誤差修正模型(3)中加入二階滯后變量LNENt－2：和LNGDPt－2應用OLS估計模型參數，得到方程的具體形式為：

LNENt＝1.095＋1.608048LNENt－1 －0.780593LNENt－2＋0.603989LNGDPt－0.850767LNGDPt－1＋O.340720LNGDPt－2＋μt　(4)

從結果可以看出，除了LNGDP的二階滯后項外，該方程各個系數都通過t檢驗，方程整體效果也顯著。此時DW值為1.839648，在2附近(dL＝1.65，dU＝1.84)，說明不存在自相關。對殘差序列｛μt｝進行檢驗，也發(fā)現其是白噪聲序列。因此，模型(4)比較合理的反映了能源消費與GDP之間的關系，也是下文進行能源消費總量預測的依據。

如果對模型(4)進行適當的恒等變形，可得二階滯后項誤差修正模型的一般形式：

LNENt＝0.781LNENt－1＋0.604LNGDPt－0.34LNGDPt－1－0.173(LNENt－1－6.351－0.544LNGDPt－1)＋μt　(5)

(5)中的－0.1725(LNENt－1，－6.3512－0.544LNGDPt－1)項稱為誤差修正項，通常記為ecmt－1。從(5)式可以看到，若t－1時刻LNEN大于其長期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm為正，ALNENt將減?。蝗魌－1時刻LNEN小于其長期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm為負，ALNENt將增大。這符合反向修正機制，體現了長期非均衡誤差對LNENt的控制。

從線性模型(2)可以看出LNEN對LNGDP的長期彈性系數為0.536775，從二階誤差修正模型(4)可以看出LNEN對LNGDP的短期彈性系數為O.603989，因此，本文認為GDP增長對能源消費總量增長的影響程度短期要大于長期，用模型(4)進行預測能夠最大限度的使用短期信息進行不斷調整，進而得到長期預測的結果。要實現通過模型(4)進行能源消費總量的預測，需對中國經濟增長進行評價與預測分析。

二、中國經濟增長的宏觀趨勢分析

從理論和實證分析看，對經濟增長短期預測雖然在理論依據和數量分析方法上具有較強的基礎，但由于社會經濟發(fā)展的不確定性，使得各國不斷調整其對世界和本國的經濟增長預測值。然而，由于國民經濟發(fā)展的客觀性和人類對經濟增長的不懈追求，長期經濟增長預測具有一定的可行性和穩(wěn)定性。遺憾的是，對經濟長期增長在理論和數量分析上都有待進一步探討。

（一)改革開放以來中國的經濟增長回顧

從1949年到2009年，中國經濟發(fā)生了翻天覆地的變化，創(chuàng)造了中國經濟騰飛的奇跡。根據《中國統(tǒng)計年鑒(2000年)》，以當年價格計算的國內生產總值由1952年的679億元增長到1978年的3624.1億元，年均增長率為14.74％。根據《中國統(tǒng)計年鑒(2009年)》，以當年價格計算的國內生產總值由1978年的3645.2億元增長到2008年的300670億元，年均增長率為15.84％。

從1978－2008年名義C－DP的變動趨勢看，30年中中國經濟增長可以分為三個階段：1978－1991年，GDP年增長率為14.74％；1991－1999年，GDP年增長率為19.3％；1999－－2008年，GDP年增長率為14.38％。第一個階段是改革開放初期，以確立為代表的農業(yè)改革取得了巨大成功，對外開放取得了一定效果，經濟發(fā)展進入了快車道；第二個階，社會主義市場經濟體制改革目標確立，建立現代企業(yè)制度和進行分稅制改革促進了經濟快速發(fā)展；第三個階段國家先后提出了“西部大開發(fā)”“振興東北老工業(yè)基地”“加快發(fā)展中部地區(qū)”等戰(zhàn)略措施，經濟保持了較快的發(fā)展速度。

(二)對中國經濟增長的預期

中國經濟在改革開放30年來保持了年均增長率9.63％以上的實踐以及保持年增長率相對穩(wěn)定的特點，預示著其“高增長”階段還能夠持續(xù)相當長的一段時間。

從短期看，2009年，中國政府積極的財政政策和適度寬松貨幣政策取得初步效果，避免了“大蕭條”式衰退的發(fā)生，全年經濟增長8.7％，2010年有望達到9.17％增長率。從較長期看，由于具有長期持續(xù)增長的動力、空間、環(huán)境和條件，中國經濟仍將在未來10到20年內維持8％左右的“高速增長”。支持中國經濟未來增長的主要動力表現為以下幾方面：

1.人力資源的優(yōu)勢

中國是一個人口大國，同時也是勞動力人口比例居世界前列的國家。經過30年來人口與計劃生育工作努力以及穩(wěn)定低生育

工作的不斷深入，目前正處在勞動力豐富、撫養(yǎng)負擔低、儲蓄率高的“人口紅利期”，根據目前的年齡結構推算，中國“人口紅利期”還將持續(xù)25年左右，這就為今后一段時期內經濟持續(xù)發(fā)展提供了重要保障。2010年7月的《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要2010－2020》，提出高等教育毛入學率由2009年的24.2％達到2020年的40％，這必將對中國人口素質、特別是勞動力人口素質的提高起到積極的推動，中國人力資源一定會得到有效改善，并成為經濟持續(xù)發(fā)展的動力。從人均勞動報酬來看，我國仍處于勞動力報酬相對偏低的國家行列，雖然其產業(yè)工人的成本高于越南、印度等亞洲國家，但仍遠低于美國、日本和西方發(fā)達國家，這也是經濟高速發(fā)展的重要前提。

2.城鎮(zhèn)化步伐的加快2009年中國城鎮(zhèn)人口比率達46.6％，而發(fā)達國家城市化率一般已接近或高于80％，人均收入與中國相近的馬來西亞、菲律賓等周邊國家，城市化率也達60％以上。在城市化發(fā)展中，人們普遍認為城市化進程服從“s”型曲線發(fā)展。中國的城鎮(zhèn)化進程雖然很快，但由于正處在發(fā)展速度最快的時期，在未來一段時間內必將加快發(fā)展速度。隨著城鎮(zhèn)化步伐的加快，對基礎設施領域的投資需求會大量增加，必將帶動中國經濟的長期高速增長。

3.國內需求增加在前30年中國經濟的發(fā)展主要依賴國際市場推動，未來的20年內，繼續(xù)推動中國經濟增長的主要動力將來自國內市場的巨大需求。國際經驗表明，大國經濟增長主要靠內需支撐。目前，中國經濟正在轉向國內需求拉動。2008年，美國、印度內需占總需求的比重分別為92％、88％。而同年中國這一比重僅為72.8％％，發(fā)展空間和潛力巨大。當前，中國總體上還處在一個生存型社會階段，正在朝著發(fā)展型社會轉變。中國居民已不只是單純追求溫飽，還在需求的多樣性、升級性、公平性和可持續(xù)性上提出了更高要求，今后一段時間中國居民需求在數量和質量上都會有極大提升。

4.新興產業(yè)發(fā)展與產業(yè)升級一國經濟增長的長期動力主要來自于具有核心競爭力的產業(yè)或產業(yè)群。改革開放30年來中國已逐漸成長為世界制造業(yè)大國，但大而不強一直是發(fā)展中的軟肋，缺乏自主創(chuàng)新能力是制約中國產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要因素。中國政府提出，到2020年實現進入創(chuàng)新型國家行列的目標，新興能源產業(yè)發(fā)展規(guī)劃正在制定，金融、保險、信息和現代物流等現代服務業(yè)正處在培育發(fā)展過程中。隨著產業(yè)的升級和服務業(yè)的進一步發(fā)展，必將對中國經濟的快速發(fā)展起到積極的保障。

(三)經濟增長的預測

以不變價格計算的國內生產總值(GDP)代表了國民經濟的實際發(fā)展情況，是對經濟增長進行長期預測主要依據。一些經濟學家認為實際GDP的時間序列是包含單位根的，而用線形趨勢法則無法消除這個影響，所以他們對線性趨勢發(fā)提出了置疑。但是Nelson和Plosser認為，實際GDP是一階差分穩(wěn)定的，他們特別提出，在研究中應當注意，穩(wěn)定的、接近于l的自回歸根(1arge stationary autoregressiveroots)與單位自回歸根(unit autoregressive roots)事實上是很難區(qū)分開來的。

根據線性趨勢法基本思想，在一定時期內，實際總產出(GDP)是按照一個穩(wěn)定的速度增長的，可以用復利增長模型擬合，即

γt＝γO×(1＋r)t　(6)

其r表示年增長率，從長期來看r并不是固定不變的，因此，對按年度的預測可以寫成

γt＋1＝γt×(1＋rt)　(7)

其中(1＋rt)實際上就是t年實際總產出的指數。

本文對經濟增長的預測是以從對GDP指數預測展開。首先對GDP指數進行預測；其次，利用公式(7)預測具體的GDP數值。數據來源為2009年中國統(tǒng)計年鑒給出的以不變價格計算的GDP環(huán)比指數。

1.對GDP指數的預測圖1給出了1978年以來GDP指數變化情況(其中基年GDP＝100)，1978－2008年GDP指數平均值為109.89。如果以109.89為中心，可以看出GDP指數實際上表現為波動的周期性變化，可以分為2階段，即1978－1991年和1992－2008年，前者表現為波動大，而后者表現為波動緩慢。這樣的分段不但符合我國宏觀經濟發(fā)展的實踐，同時也與上文對名義GDP變化的分析，以及國內學者對中國經濟周期的普遍觀點基本吻合。

(1)直接線性擬合

用1978－2008年GDP指數的數據直接進行線性回歸擬合，得到方程如下

Rt＝85.494＋0.0122194t　(8)

其中Rt為第t年的GDP指數，t為年份。以此公式預測2009－2040年GDP指數，結果記為預測1，詳見表3。

(2)間接線性擬合

由于GDP指數波動較大，用線性模型得到的估計方程代表性較差，本文根據統(tǒng)計學中移動平均的思想進行進一步分析。用1978－1991年的GDP指數的平均值代替1985年的GDP指數，用1991－2008年的GDP指數的平均值代替2000年的GDP指數。根據2009年統(tǒng)計公報，2009年GDP增長率為8.7％；同時依據其公布了2009年GDP總量為335353億元，2008年調整的GDP總量為314045億元，可以計算出GDP指數為106.785。這樣可以用3點進行線性擬合預測。

以108.7％作為2009年GDP指數，可得到三點(1985，109.26)(2000，110.34)(2009，108.7)。用上述三點建立線性方程，結果如下：

Rt＝136.617－0.0136054t　(9)

以106.785％作為2009年GDP指數，可得到到三點(1985，109.26)(2000，110.34)(2009.106.785)。用上述三點建立線性方程，具體結果如下：

Rt＝279.135－0.0852551t　(10)

上式2式中Rt為第t年的GDP指數，t為年份。分別用公式(9)和(10)預測2009－2040年GDP指數，結果記為預測2和預測3，詳見表3。

2.對經濟增長的預測利用GDP指數預測結果，以2008年名義GDP 300670億元為出發(fā)點，重復運用公式(7)完成名義GDP具體數值的預測，結果見表3。

第3篇：消費與經濟的關系范文

【關鍵詞】面板數據檢驗 環(huán)境污染 能源消費 經濟增長

一、背景

自工業(yè)化以來，大多數國家為了加速經濟增長，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、能源消費以及經濟增長之間的關系具有理論與現實意義。本文對環(huán)境保護、能源消費與經濟增長進行綜合研究，力圖更全面地分析它們之間的關系。本文采用我國各個省份的面板數據，使用面板數據的方法實證分析我國各個地區(qū)的環(huán)境污染、能源消費以及經濟增長的關系。

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)境污染與經濟增長之間的內在關系。單位根檢驗主要有IPS檢驗、PP檢驗、LLC檢驗方法以及ADF等。面板數據的協(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均為不存在協(xié)整關系。

三、實證分析

（一）指標和數據的選取

經濟增長：使用地區(qū)生產總值，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，但電力消費數據比較準確。所以此次用來反映經濟增長與能源消費之間關系的指標，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的數據來創(chuàng)建面板數據集。30個?。ㄖ陛犑校灾螀^(qū)）包括北京、天津、內蒙古、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，因為數據包括極端數據所以不考慮。數據來源于國家統(tǒng)計局。首先對變量GDP、F以及E進行了對數變換以消除異方差的影響，記LNGDPit=Ln（GDPit），LNEit=Ln（Eit），LNFit =Ln（Fit）。

（二）面板數據的單位根檢驗

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。由檢驗結果可得，LnGDPit，LnEit，LnFit在5%的水平下不平穩(wěn)，經一階差分后，LnGDPit，LnEit，LnFit的四種檢驗方法都在5%水平上拒絕原假設，因此我們得出LnGDPit，LnEit，LnFit為一階單整序列。

（三）面板數據的協(xié)整檢驗

對LnGDPit，LnEit，LnFit的協(xié)整關系進行Pedroni協(xié)整檢驗和Kao協(xié)整檢驗。面板協(xié)整檢驗結果表明： 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，說明LnEit、LnFit以及LnGDPit之間有著顯著的協(xié)整關系。

（四）模型檢驗

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

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

（五）模型的估計

用固定效應模型估計模型，結果顯示被估計參數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，存在自相關問題。

根據上面的分析我們采用加入AR（1）后的模型估計結果：

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

模型調整后的R2為0.998，各個系數均通過t檢驗，AR（1）的回歸系數顯著不為0，DW值為2.41，已消除自相關，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系，從我國的平均水平來看，能源消費的彈性系數為0.396，即能源供給每增加1%，GDP增長0.396%；環(huán)境污染的彈性系數為0.113，表明環(huán)境污染每增加1%，GDP增長0.113%，以上說明經濟增長與環(huán)境污染存在著正向關系，符合我們以環(huán)境污染為代價換取經濟增長的現實。

第4篇：消費與經濟的關系范文

[關鍵詞] 最終消費 收入增長 結構方程

一、引言

長期以來，我國儲蓄過多、消費過少,包括公共和居民消費在內的我國最終消費占GDP的比率即最終消費率比世界平均水平低大約20個百分點。據國際貨幣基金組織和世界銀行統(tǒng)計,自20 世紀下半期以來,美國的最終消費率一直在80%以上,日本為85％，世界平均的消費率水平在76%～79%之間。消費、投資和出口是拉動收入增長的“三駕馬車”，尤其消費需求是推動一國經濟增長的主導力量，也是一國發(fā)展經濟的最終歸宿。但是，在最終消費率偏低的情況下，我國經濟增長卻更多依賴于投資和外貿,遠遠高于美國、日本等發(fā)達國家和印度、巴西等發(fā)展中國家。因此，擴大最終消費需求，改善經濟增長的結構、質量和效益，關系到我國經濟的持續(xù)健康發(fā)展和經濟安全，是貫徹“科學發(fā)展觀”、建設和諧的國際社會環(huán)境的要求，是我國面臨的重大現實問題。那么，我國最終消費與收入增長之間具有怎樣的關系，尤其消費對收入增長的促進作用和影響程度如何？

本文采用1980年～2007年的年度時間序列數據，以最終消費、國內生產總值為系統(tǒng)的內生變量，選擇固定投資為外生變量和工具變量，建立了一個以結構方程組式的系統(tǒng)模型，考察了我國居民消費支出和收入增長之間的互動關系。

二、Granger因果關系檢驗

現在，我們借助現軟件Eviews5.0，進行有關變量時間序列之間的因果關系分析，并建立結構性模型來揭示它們之間的互動關系。結果顯示，最終消費XFZZH與收入GDP之間互為因果關系。具體來說，在統(tǒng)計上最終消費XFZZH不是收入GDP變動原因、收入GDP不是最終消費XFZZH變動原因的概率均不超過5％。參見表1。

三、結構方程估計

鑒于理論闡述和Granger因果關系檢驗結論提供的基礎，現在我們分別采用有關變量的名義水平值、實際水平值和實際增長率來估計結構方程組，揭示我國過去近30年來最終消費與收入增長之間的互動關系。我們采用的估計方程組為：

XFZZH=C(1)+C(2)*GDP（1）

GDP=C(3)*XFZZH+C(4)*GDTZ （2）

其中，最終消費（XFZZH）、國內生產總值（GDP）作為系統(tǒng)的內生變量，固定投資（GDTZ）和常數項作為工具變量。C(i)為待估參數，i=1，2，3，4。對于上述聯立方程組結構性參數的估計，表2列出了估計結果。

從表2可見，結構性方程參數估計的結果是C(1)=770.80，C(2)=0.5740，C(3)=1.3929，C(4)=0.4725。而且，從各參數對應的T統(tǒng)計量（大于2）和相伴概率（均遠小于5%）看，這些參數均通過T檢驗，是顯著的。另外，作為綜合反映擬合效果和簡潔程度的評價指標，兩個估計的方程樣本調整的決定系數分別為0.9974，和0.9992，非常接近于1，說明我們所估計的結構方程組具有較高優(yōu)度，是可以采信的。

從估計的結構方程組可見，我國最終消費與收入增長之間具有互相促進的作用：一方面，國內生產總值GDP每增加1單位，將導致我國最終消費增加約0.57個單位，收入增長對消費具有顯著的引致作用；另一方面，最終消費增加1單位將導致我國GDP增加約1.39個單位，表現出國民收入的“乘數效應”。而且，這一效應明顯強于1單位投資需求擴大對GDP的帶動作用，后者僅為0.47個單位。

通過對上述結構方程組參數的估計，我們驗證了我國最終消費與收入增長之間的相互正向促進關系。尤其值得注意的是，我國最終消費對收入增長的拉動作用顯著地強過投資對經濟增長的促進作用。

四、結論與政策建議

本文基于我國1980年～2007年的有關數據，通過Granger因果關系檢驗和建立三組結構方程，驗證了居民最終消費和收入之間的互動關系。結果顯示，最終消費取決于收入水平，又反過來促進收入水平的提高。而且，其對收入增長具有的推動作用和影響顯著地強于投資。相對于最終消費對收入的帶動作用而言，將資源用于投資有著巨大的機會成本。為了改變我國過往“高投入、高消耗、高污染和低效率”的經濟增長模式，促進經濟的可持續(xù)健康增長，我國應該更加注重最終消費。

參考文獻：

[1]袁志鋼 何樟勇:20世紀90年代以來中國經濟的動態(tài)效率[J].經濟研究，2003年7月期，第18～26頁

第5篇：消費與經濟的關系范文

關鍵詞能源消費；GDP增長；格蘭杰因果檢驗；灰色關聯度模型

中圖分類號F124.1 文獻標識碼A 文章編號1673-0461（2014）01-0030-05

一、引 言

近年來，隨著我國經濟的高速增長，能源消耗已經成為制約經濟發(fā)展的重要因素。據統(tǒng)計數據顯示，我國人口占世界的20%，而已探明的天然氣儲量只占世界的1.2%，原油儲量占2.2%，煤炭儲量占11%，人均石油可開采儲量僅為世界平均值的8%，人均煤炭資源占世界平均值的42.5%，人均能源資源占有量不到世界平均水平的一半。更為重要的是，我國不僅人均能源占有量低，且能源使用效率較發(fā)達國家也較低。以美國為例，每千瓦時電可產生GDP8美元，而我國連8人民幣都不到，我國噸鋼能耗也是美國的2倍。當前我國用電平均增速超過15%，而相應的GDP增長率約為9%。國民經濟增長對電力的消耗是超常的，因此，確定能源消費與經濟增長之間的關系，發(fā)展低能耗，高產出的產業(yè)，充分利用能源，降低能源消耗對我國經濟的可持續(xù)發(fā)展至關重要。

自20世紀70年代爆發(fā)“石油危機”后，能源與經濟增長的研究便成為熱點。當時人們探討最多的是關于稀缺資源的最優(yōu)配置問題以及從長期看其對經濟增長的制約問題。Kraft（1978）運用美國1947年至1974年的數據，分析了能源消費與經濟增長的因果關系[1]。Yu和choi（1985）采用標準Granger因果關系檢驗方法通過實證證明了韓國存在其GDP到能源消費的單向Granger因果關系[2]。然而，Akarca和Long（1980）、Yu和Hwang（1984）等學者分別采用不同時間段的數據以及不同的研究方法，對不同對象的能源消費與經濟增長進行Granger因果關系檢驗，結果卻表明能源消費和GDP之間并不存在因果關系[3-4]。Masihet（1997）運用多變量協(xié)整分析與VAR修正模型，對中國臺灣、韓國等地的經濟增長與能源消費進行了因果關系研究。從此基于協(xié)整分析的因果關系檢驗方法在能源消費與經濟增長關系的研究中得以廣泛應用[5]。

進入21世紀后，國內學者也將因果檢驗法用于能源消費與經濟增長的關系研究之中。林伯強（2003）應用協(xié)整分析和誤差修正模型技術研究了中國電力消費與經濟增長之間的關系，實證結果表明GDP、資本、人力資本以及電力消費之間存在著長期均衡關系[6]。馬超群等（2004）的研究結果表明，GDP與總消費、GDP與煤炭消費之間具有協(xié)整關系，GDP與天然氣消費、GDP與石油消費、GDP與水電力消費之間不具有協(xié)整關系[7]。趙麗霞、魏巍賢（1998）在C-D 生產函數中加入了能源這個變量，并構建了向量自回歸模型，實證結果表明：能源是我國經濟發(fā)展中不可完全替代的限制性要素[8]。齊紹洲，羅威（2007）研究我國東西部經濟增長與能源消費強度差異，研究發(fā)現我國東西部人均GDP差異存在收斂，并隨著人均GDP差異的收斂，東西部的能源消費強度差異也是收斂的[9]。李韌（2010）將綜合能耗納入C-D生產函數，運用我國1978～2007年的時間序列數據，通過實證證明了綜合能源消費與產出的長期均衡關系和雙向Granger因果關系[10]。

灰色系統(tǒng)理論（Grey Theory）始于20世紀80年代，由我國鄧聚龍教授首先提出。主要用于解決一些包含未知因素的特殊領域的問題。經過多年的發(fā)展，目前灰色系統(tǒng)理論已經用于各領域的分析與研究。劉躍（2006）運用灰色系統(tǒng)理論對人力資源進行了評估，同年，梁川（2006）也運用灰色系統(tǒng)理論對甘肅省農林經濟發(fā)展進行了研究分析[11-12]?；疑P聯度分析是一種動態(tài)分析一個系統(tǒng)內各因素間關聯度的方法，它可以根據一個不確定系統(tǒng)的“貧信息”、“小樣本”，進而充分利用部分“部分已知信息”了解和分析系統(tǒng)[13]。由于研究宏觀經濟的數據樣本相對來說數據量較少，因此采用灰色關聯度來研究能源消費與經濟增長的內在關系比較合適，能夠彌補數據樣本小的局限性以及系統(tǒng)內各因素間的不確定性關系的局限性。

綜上可知：國外對能源消費對經濟增長的研究起步較早，且對計量經濟學理論的應用相對比較廣泛，值得借鑒。而國內學者雖然也采用了多種研究方法對我國能源消費與經濟增長進行了大量的關系研究，但從總體看還存在以下問題有待商榷：①學者們的研究結論不一致，可能是由于研究數據和對象的不同造成的，但也有可能是因為研究時未對數據進行單位根檢驗及協(xié)整分析，而導致數據對結果造成的不良影響。②先前學者的研究也有運用C-D生產函數研究了能源消費與經濟增長的關系，但是他們所選用的數據一般都是從1978年為起點，雖然時間跨度較長，但是由于我國經濟的迅速崛起主要集中于最近20年，所以選取以1978年至今的數據得到的研究結論可能相對來說不夠穩(wěn)健，且對當今社會的借鑒意義值得商榷，因此本文打算選用1990年到2011年的數據。③先前學者關于能源消費與經濟增長的研究主要是集中于能源總量消費與經濟增長的關系研究，在得出兩者關系后，并未進一步深入探討兩者的內在關系。有的學者得出能源消費與經濟增長是雙向Granger因果關系，即隨著能源消費總量的增加，經濟產出總量也增加，而反過來隨著經濟的增長，能源消費總量也不斷增多。由于能源是稀有資源，它的總量是有限的，而經濟的發(fā)展卻是無止盡的，因此，為了經濟穩(wěn)定可持續(xù)發(fā)展，在不改變能源消費結構（發(fā)展可再生的新能源）情況下，我們應該盡可能的提高能源的使用效率。本文將能源消費分為三大產業(yè)，從而進一步探索低能耗高產出的產業(yè)，擬通過構建灰色關聯度模型對能源消費進一步細分，并通過分析得出低能耗高產出的產業(yè)。

本文余下內容在結構上安排如下：第二部分為能源消費與經濟增長的格蘭杰因果檢驗；第三部分為能源消費與經濟增長的灰色關聯度分析；最后是結論，并提出政策建議。

二、能源消費與經濟增長的格蘭杰因果檢驗

1. 我國經濟增長的影響因素分析與模型的構建

4. 變量的協(xié)整分析

根據單位根檢驗結果可知，變量lny，lnk，lnz是同階平穩(wěn)的，下面進行協(xié)整檢驗，以判斷三者之間是否存在協(xié)整關系，進一步排除“偽回歸”的可能性。

協(xié)整檢驗結果表明：在0.05顯著性水平下存在一個協(xié)整方程，且無論是協(xié)整檢驗的跡檢驗還是協(xié)整檢驗的最大特征值檢驗，都表明存在一個協(xié)整方程。這也就說明lny，lnk，lnz之間存在著長期均衡關系，且根據上述分析可知這種關系具有線性趨勢。

5. 格蘭杰因果關系檢驗

由上文得出lny，lnk，lnz之間存在長期均衡關系，則變量之間也一定存在著格蘭杰因果關系。本文采用基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗，主要從短期和長期兩方面來檢驗它們之間的關系，可將其分為三步：

第一，應用Eviews軟件建立lny，lnk，lnz的VECM模型，選擇包含截距項和有線性趨勢的確定性趨勢，檢驗的滯后階數選為2.

第二，進行短期格蘭杰因果檢驗?；赩ECM的短期格蘭杰因果關系檢驗，采用Wald ？字2檢驗。

基于VECM的短期格蘭杰因果關系檢驗可得出，D（lnk）和 D（lnz）同時都是D（lny）的單向格蘭杰原因，而D（lny）又分別是D（lnk）與D（lnz）的單向格蘭杰原因。換言之，在短期格蘭杰因果檢驗中，固定資本存量和能源消費總量同時都是GDP的單向格蘭杰原因，而GDP又分別是固定資本存量和能源消費總量的單向格蘭杰原因。

第三，通過考察誤差修正項參數的顯著性，研究變量間是否存在長期格蘭杰因果關系。

格蘭杰因果檢驗的結果表明，D（lny），D（lnk），D（lnz）的誤差修正項系數在10%水平下是顯著的，即lnk，lnz是lny的長期原因；lny，lnz是lnk的長期原因；lny，lnk是lnz的長期原因。由此可得出結論：GDP、固定資本存量與能源消費總量兩兩之間均存在雙向的長期Granger因果關系。

三、能源消費與經濟增長的灰色關聯度分析

1. 灰色關聯度模型的構建

20世紀80年代末，鄧聚龍教授首創(chuàng)的灰色系統(tǒng)理論提出了對各子系統(tǒng)進行灰色關聯度分析的概念，該理論通過一定的方法，去尋求系統(tǒng)中各子系統(tǒng)（或因素）之間的數值關系?；疑P聯度分析是一種研究“貧信息”、“少數據”不確定性問題的新方法。目前，這種理論已被廣泛應用到各個領域。由于其對數據樣本容量及分布沒有特殊要求，而本文數據樣本又有一定局限性，因此，運用該方法對我國能源消費與經濟增長進行分析，可以在一定程度上彌補數據樣本上的欠缺。建立灰色關聯度數學模型步驟如下：

四、結論及建議

本文以擴充的道格拉斯生產函數為基礎，運用1990年至2011年的統(tǒng)計數據，通過對變量進行單位根檢驗，協(xié)整分析，以及格蘭杰因果檢驗，得出結論：①不論在長短期中，GDP與固定資本存量，GDP與能源消費總量都互為雙向格蘭杰因果關系；②從短期來看，固定資本存量與能源消費間不存在格蘭杰因果關系，但是在長期均衡中，它們之間也存在雙向格蘭杰因果關系?；诖?，通過對能源消費總量的細分，運用灰色系統(tǒng)理論，構建灰色關聯度模型，更進一步探索能源消費與GDP增長之間的內在聯系，得出結論：①第二產業(yè)中的工業(yè)對能源消費總量影響程度最大，而其對我國GDP的貢獻卻相對較??；②以批發(fā)、零售、貿易、餐飲，交通、運輸、郵電通訊、倉儲為主第三產業(yè)對我國能源消費總量影響程度最小，卻對我國GDP的貢獻最大；③以農、林、牧、漁、水利為主導的第一產業(yè)，在對我國能源消費總量的情況和對我國GDP的貢獻程度都是介于第二和第三產業(yè)之間。因此，從經濟健康可持續(xù)發(fā)展的角度，我們應該通過優(yōu)化產業(yè)結構，提倡發(fā)展低能耗、高產出的第三產業(yè)，降低能源消費相對較高的第二產業(yè)的工業(yè)的比重進而充分發(fā)揮資源配置效率，建立資源節(jié)約型的可持續(xù)發(fā)展模式。

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第6篇：消費與經濟的關系范文

關鍵詞：居民消費；經濟增長；灰色關聯度；重慶市

引言

傳統(tǒng)經濟增長理論認為，決定經濟增長速度與質量的三個主要因素為消費、投資、凈出口，即拉動經濟增長的“三駕馬車”。隨著我國市場經濟地不斷完善，國民經濟的可持續(xù)發(fā)展，國內消費需求、投資、出口都在逐年上升。因此，分析消費與經濟增長的關系，對探索經濟增長的動力，對政府制定宏觀調控政策具有重要的意義。我國是一個經濟發(fā)展極不平衡的國家，東西部經濟界限分明，所以本文采取了局部分析，本文選取了西部唯一的直轄市重慶作為研究對象，從1997年直轄以來，經濟快速發(fā)展，國民經濟水平明顯提高。本文利用灰色關聯度理論模型對其居民消費、投資、凈出口與經濟增長的關聯度進行實證分析，進而明確消費、投資、出口對重慶市經濟增長的影響作用。

一、理論綜述

改革開放以來，特別是進入90年代以來，我國宏觀經濟增長方式發(fā)生了實質性的變化，國民經濟開始走出短缺狀態(tài)的束縛，買方市場初步形成，經濟增長方式開始由供給主導型向需求主導型轉變，需求在經濟增長中的作用日益顯現。近年來，我國消費需求相對不足，成為制約經濟發(fā)展的突出因素。“十二五”規(guī)劃再度提及消費、投資和出口，消費被提到了前所未有的高度，十七屆五中全會公報明確提出“堅持擴大內需戰(zhàn)略.建立擴大消費需求的長效機制，加快形成消費、投資、出口協(xié)調拉動經濟增長的新局面”。因此分析消費需求與經濟增長的關系，具有重要的理論意義和現實意義。

針對消費與經濟增長之間的關系，國內學者從不同角度利用不同的方法進行了探討。劉飛在消費與經濟增長關系研究一文中，從消費對經濟增長的拉動作用及貢獻率持續(xù)下降的角度出發(fā)，探討制約消費的主要因素，并通過計量模型實證分析了制約因素與消費的內在關系。徐鳳等依據1978―2007年我國國內生產總值及居民消費支出的有關數據，運用協(xié)整理論，在中國居民消費與增長關系的實證研究中，對改革開放以來我國經濟增長與居民消費之間的關系進行實證研究。結果表明：兩者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，消費對經濟增長具有長期穩(wěn)定的促進作用?！爸袊M與經濟增長關系的實證分析（1978―2004）”（馬光輝等），以我國1978―2004年相關數據為研究基礎，以計量經濟學中的平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析和格蘭杰因果關系為理論基礎，實證分析了我國國內生產總值、農村居民消費、城市居民消費和政府消費的長期穩(wěn)定的均衡關系。而李欣則通過福建省居民消費與經濟增長關系的協(xié)整研究，運用協(xié)整理論分析了改革開放以來福建省國內生產總值和居民消費之間的關系，結果表明福建省國內生產總值和居民消費之間存在著長期穩(wěn)定的關系。陜西省居民消費與經濟增長關系的協(xié)整研究（李紅霞），運用協(xié)整理論進行實證研究，結果表明陜西省國內生產總值、居民消費之間存在著長期穩(wěn)定的關系和短期的動態(tài)變化。

國內外對消費需求與經濟增長關系的研究均做出了巨大貢獻，為進一步研究打下良好基礎。本文嘗試運用另一種方法――灰色關聯度分析方法――對重慶市消費需求與經濟增長關系進行研究探討，針對西部的代表性經濟發(fā)展區(qū)，得出重慶在西部的大環(huán)境下結合自己特色，提出擴大內需、提高經濟增長速度的相關建議。

二、灰色關聯度模型理論

灰色系統(tǒng)理論是20世紀80年代，由我國控制論專家鄧聚龍教授首先提出并創(chuàng)立的一門新興學科，它是基于數學理論的系統(tǒng)工程學科，是一種解決和處理復雜系統(tǒng)問題的理論?；疑P聯度模型分析主要是根據不完全的信息，把對所要分析研究的各因素進行有關的數據處理，然后在隨機的因素序列中找出彼此之間的關聯性，由此發(fā)現主要矛盾，并找到有關的特征和對應的主要影響因素。并根據分析對象時序數列曲線的相似程度來進一步判斷其關聯狀況，如果兩條曲線越相似，說明其關聯度越大，反之則說明彼此的關聯度較小。

四、灰色關聯度比較分析

通過灰色關聯度的分析，我們得知重慶市消費與生產總值的關聯度為0.96854，固定資產投資與生產總值的關聯度為0.921644，凈出口對生產總值的關聯度為0.836051。從數值上可以看出，居民消費對重慶市經濟增長的關聯度最大，其次是固定資產投資，最后才是凈出口。這說明本市甚至于全國，都應該致力于擴大消費需求，消費是我國經濟增長一個重要的點，我們應該充分利用國內消費需求增長的巨大潛力，聯合投資和出口的作用，將我國的經濟增長推向更高一個層次。

五、結論及政策建議

本文通過灰色關聯度來分析了重慶市消費、投資、出口對本市的經濟增長的關聯度，從中得出，消費需求是經濟增長的推動器，可以拉動經濟增長，是實現經濟穩(wěn)定增長的重要基礎?，F結合重慶市的實際情況，提出促進消費拉動經濟增長的幾條建議：

1、提高居民收入，調節(jié)收入分配關系

消費是收入的函數，在其他條件不變的情況下，收入增長越快，消費需求會增長越快；而收入增加緩慢，則消費需求增長也缺乏動力；所以，通過調整居民的收入分配比例，加大居民收入的提高，是擴大消費需求的主要渠道。由于重慶是個內陸城市、農村性城市，地處山地，人多地少，農村人口大，形成了重慶很多農民工進城打工或者外出務工的現象，造成了農村、城市大量的勞動力外流，消費需求也隨之外流。所以，我們應該加強本地的經濟發(fā)展，創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，加強“三農”建設，使得城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。

2、促進農村經濟快速發(fā)展，大力開拓農村市場

重慶市人多地少，有大量的閑置勞動力，特別是農村市場蘊涵著巨大的消費潛力，較快地提農民收入和擴大農村消費，對促進經濟增長具有重要影響。具體可以采?。和ㄟ^優(yōu)化經濟結構，大力發(fā)展特色農業(yè)、訂單農業(yè)，擴大無公害食品的生產，促進油菜籽、豆類主導產業(yè)的發(fā)展；加大農村剩余勞動力的轉移力度，提高農業(yè)資源的人均占有量，提升農村勞動力的市場競爭力；加大貫徹落實擴大國內消費需求的戰(zhàn)略舉措，利用“家電下鄉(xiāng)”，促進農村地區(qū)的消費市場。

3、積極發(fā)展消費信貸，加快個人信用體系建設

消費信貸主要是把居民未來消費和現期消費結合起來，促使居民的消費計劃成為跨時期的滿意消費。要把信貸消費意識引入個人消費觀念，重點是要引導中等階層的收入消費，把自我積蓄型滯后消費轉變?yōu)樾庞弥С中缘奶崆跋M。加快消費信貸法律體系建設，統(tǒng)一社會信用體系建設，積極推廣信用消費等現代消費方式，把潛在需求轉變?yōu)楝F實消費，如開放居民的消費信貸，推行符合條件的人員進行住房、汽車等高檔消費品的消費信貸，鼓勵支持收入穩(wěn)定的消費者進行提前消費。

4、優(yōu)化消費環(huán)境，規(guī)范市場流通秩序

首先要改善消費市場的硬環(huán)境，加快生活消費的基礎設施建設，以現代化流通設施建設帶動市場持續(xù)的改善。其次要調整傳統(tǒng)的流通方式，加快發(fā)展連鎖、市場、購物中心等于現代化大生產相適應的流通方式。再次，要做好相關的售后服務、技術服務工作，是居民購買耐用消費品無后顧之憂，為居民消費創(chuàng)造一個良好的環(huán)境。同時，要完善消費市場的軟環(huán)境，將規(guī)范市場秩序的政策措施法制化、制度化，完善保護消費者利益的法律體系，構建有利于各階層提高消費傾向的軟環(huán)境。

5、完善文化和旅游消費，促進消費結構的調整

隨著經濟的發(fā)展和人民生活質量的不斷提高，文化、旅游消費作為直接層次上的最終消費，在拉動經濟增長、促進居民消費上將發(fā)揮越來越大的作用，所以我們應該大力引導文化和旅游的消費。重慶作為一個山城，有它獨特的優(yōu)勢和特點，不僅有獨一無二的“山城棒棒軍”，還有出了名的重慶火鍋，更有著熱情似火的山城人民。具體措施包括：開展大型文化旅游交流活動；扶持小農經濟的發(fā)展，官民結合，發(fā)展有地方特色的旅游勝地；進一步拓展電子信息、家政服務等第三產業(yè)的服務性消費，引導消費結構不斷升級。

結語

本文通過重慶直轄以來至今的年度數據，運用灰色關聯分析了經濟增長與居民消費、投資、進出口的關聯度，得出了居民消費與經濟增長有著密切的關系，這也證實了我國經濟發(fā)展國策的正確性，即經濟增長最終要通過擴大消費需求來實現，特別是如今我國的擴大內需政策。無論如何，本國的經濟最終還是要靠本國消費來發(fā)展，我們應該處理好消費、投資、和出口的關系，分清主次、輕重緩急，共同又好又快的發(fā)展我國經濟，使我國經濟發(fā)展走向更高層次。（作者單位：西南大學經濟管理學院）

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第7篇：消費與經濟的關系范文

[關鍵詞] 灰色關聯度 經濟 能源

能源是經濟社會持續(xù)發(fā)展的動力,也是人類賴以生存和進步的物質基礎。隨著我國社會經濟的迅猛發(fā)展,對能源的需求也越來越大。2008年以來,面對全球金融動蕩、經濟放緩和企業(yè)經營難度加大的局面,我國能源生產繼續(xù)保持穩(wěn)定發(fā)展。通過對2002年～2007年每年的消費總量和國內生產總值進行分析發(fā)現,我國能源消費的增長與國內生產總值的增長基本具有同步關系。

在客觀世界中,存在著許多不同類型的系統(tǒng),每種系統(tǒng)都由許多因素組成。這些因素往往比較復雜,分不清哪些因素關系密切,哪些因素關系不密切,我們稱這種關系是灰色的。由于灰色因素的作用,對事物的認識只能停留在表面,而不能看清本質,于是我們引進了關聯度分析的概念。目的是通過一定的方法尋求系統(tǒng)內部哪些因素的關系密切,哪些因素的關系不密切,從而掌握系統(tǒng)的主要特征。1982年,鄧聚龍教授首先提出了灰色系統(tǒng)概念,并建立了灰色系統(tǒng)理論,從此灰色系統(tǒng)理論得到了較深入的研究,在許多方面獲得了成功。本文應用灰色關聯分析對我國近年來能源消費與國內生產總值之問的關系進行研究,對制定合理的經濟發(fā)展戰(zhàn)略和能源安全戰(zhàn)略等有著一定的借鑒意義。

一、灰色關聯分析建模機理

1.灰關聯基本思想

灰色關聯度分析(GRA)是以參考點和比較點之間的距離為基礎的分析,從距離中找出各因素的差異性和接近性,或者說是基于行為序列的幾何形狀的接近,以分析和確定因子間的影響程度或因子對行為的貢獻測度而進行的一種分析方法?；疑到y(tǒng)理論提出了對各子系統(tǒng)進行灰色關聯度分析的概念,意圖透過一定的方法,去尋求系統(tǒng)中各子系統(tǒng)(或因素)之間的數值關系。因此,灰色關聯度分析對于一個系統(tǒng)發(fā)展變化態(tài)勢提供了量化的度量,非常適合動態(tài)歷程分析?；疑P聯度可分成“局部性灰色關聯度”與“整體性灰色關聯度”兩類。主要的差別在于局部性灰色關聯度有一參考序列,而整體性灰色關聯度是任一序列均可為參考序列。

其基本思想是:根據分析對象時序數列曲線的相似程度來判斷其關聯程度,即兩條曲線越相似,其關聯度越大,反之越小?；疑P聯分析法的研究對象是“小樣本”、“貧信息”的不確定性系統(tǒng),而不像回歸分析等方法要求使用大樣本。通過灰色關聯度的計算,用灰色關聯序來描述因素間關系的強弱、大小和次序的多因素分析技術。因此,可以用來對我國能源消耗與經濟發(fā)展進行分析,以確定對經濟發(fā)展影響最大的因素。

2.灰色關聯度模型基本步聚

確定分析序列。確定一個因變量因素和多個自變量因素,因變量所組成的序列成為參考序列{x0},自變量所組成的序列成為比較序列{xi},i=1、2、3....m,即:

系統(tǒng)參考為:;

m個系統(tǒng)比較序列為:

;

數據無量綱化處理。由于系統(tǒng)中各因素列中的數據可能因計算單位不同,不便于比較或在比較時難以得到正確的結論,因此,在進行灰色關聯分析時,一般都要進行標準化(無量綱化)的數據處理。常用的處理方法有均值法、初值法等。本文采用均值法進行標準化處理,即先分別求出各序列的平均值,再用平均值去除序列的各個原始數據,所得新數列即為均值化序列:

求關聯系數

,其中ρ為分辨系數,通常取ρ=0.5,和分別為最小差值和最大差值。

求關聯度

二、 實例分析

《中國統(tǒng)計年鑒》中把經濟產業(yè)分為第一產業(yè)、第二產業(yè)和第三產業(yè),因此本文選取了2002-2007年間中國能源消耗總量(萬噸標準煤)、各產業(yè)能源消耗量(萬噸標準煤)和同時期我國國內生產總值GDP(億元)相關數據并進行了統(tǒng)計分析(見表1)。

數據來源:根據2008年中國統(tǒng)計年鑒有關數據整理

利用均值法將表1進行標準化處理。通過計算各比較序列與參考序列的對應差序列,得出各比較數列對參考數列各點應差值中之最小值,最大值。

利用表2和表3中的數據及關聯度計算公式我們可以得出:GDP與能源消耗總量的關系度W=1/6(0.87+0.42+0.695+0.934+

0.907+0.488)= 0.719。GDP與第一產業(yè)的關聯度為W01=1/6(0.405

+0.617+0.399+1+0.391+0.333)=0.524,同理可得W02和W03分別為0.691和0.846以及能源消耗與三大產業(yè)的關聯度。(具體值見下表4)

從灰色關聯度的計算結果來看,把我國能源消費總量作為系統(tǒng)特征序列時,有W02>W03> W01,即對我國能源消費總量影響程度依次為:第二產業(yè)>第三產業(yè)>第一產業(yè);而當以國內生產總值GDP 作為系統(tǒng)特征序列時,有,W03>W02> W01,即對我國國內生產總值GDP影響程度依次為:第三產業(yè)>第二產業(yè)>第一產業(yè)。

從灰色關聯度的分析結果可以看出:隨著我國國民經濟的飛速發(fā)展,能源與GDP的相對關聯度為0.719,與國民經濟各三大產業(yè)之間的關聯度也越來越密切,呈現出較高的關聯性。說明能源消耗總量與全國GDP之間具有顯著地正相關關系,如圖1所示。能源已成為我國國民經濟發(fā)展的重要影響因素。其中我國以工業(yè)為主的第二產業(yè)對能源消費總量的影響程度最大,但是它對我國GDP影響程度相對較弱一些。第三產業(yè)對我國GDP 影響程度最大,相對來說,它對我國能源消費總量的影響要小些。而從我國能源消費總量和GDP的影響程度來看,第一產業(yè)的影響最小。

三、結論

分析結果顯示能源消耗與高耗能的第二產業(yè)有著緊密的關系。隨著經濟的快速發(fā)展,巨大的能源需求對我國能源供應提出了嚴峻挑戰(zhàn)。因此需要協(xié)調能源供需矛盾,調整能源價格和品種結構,規(guī)范能源市場,以最優(yōu)的能源配置實現最大的經濟飛躍。而我國人口眾多,能源相對匱乏,要使經濟快速發(fā)展,則必須建立節(jié)能型的產業(yè)結構,進步降低高能耗的第二產業(yè)的比重,提高第一、三產業(yè)的比重。為此本文提出以下措施:

1.進一步調整產業(yè)結構。產業(yè)結構調整進展緩慢,服務業(yè)比重較低,重工業(yè)特別是一些高耗能、高污染行業(yè)增長依然偏快,很多本應淘汰的落后產能還沒有退出市場。這些都必然導致我國能源消耗不斷增長,因此必須加快產業(yè)結構調整的速度。

2.大力發(fā)展第三產業(yè),全面提升第三產業(yè)的內部結構。第三產業(yè)對經濟的增長起著舉足輕重的拉動作用,而該產業(yè)對能源消費影響較小,因此應對第三產業(yè)大力發(fā)展。此外還應提高第三產業(yè)的能源利用率。我國在第三產業(yè)能源利用效率和日本的差距已經大大高于第二產業(yè)和日本的差距。這同時也說明第三產業(yè)的節(jié)能潛力大大超過是第二產業(yè)節(jié)能潛力。在當前我國第三產業(yè)還不是很發(fā)達、產值比重和能耗比重都不是很高的情況下尚且有如此大的差距,可以想見在我們向小康社會邁進的過程中,第三產業(yè)占據主導地位必將會導致我國能源需求的巨大增長。

3.加快新能源的開發(fā)步伐。對于中國這樣一個能源消費大國來說,僅僅靠節(jié)約能源必定不是長久之計,為了我國經濟又快又好的發(fā)展,我們必須積極投入到新能源開發(fā)的行列中來,開發(fā)新能源不僅可以有效地緩解我國在發(fā)展經濟中能源瓶頸的制約和環(huán)境污染、生態(tài)破壞的威脅,而且可以極大地促進我國居住環(huán)境的改善、社會的可持續(xù)發(fā)展,提高企業(yè)的綜合國際競爭力。另外,我國傳統(tǒng)經濟中重污染、高能耗、資源枯竭等問題也會得到較好解決。

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第8篇：消費與經濟的關系范文

【關鍵詞】能源消耗 環(huán)境污染 灰色關聯

一、引言

2012年《中國可持續(xù)發(fā)展報告》表明，我國依然面臨著復雜而嚴峻的多重挑戰(zhàn)，能源進口依存度不斷提高，高投入、高消耗、高污染、低產出以及低效益的粗放式增長尚未得到根本性轉變。如今由于這粗放式的經濟增長，導致了我國能源、環(huán)境和經濟問題的矛盾越發(fā)尖銳，從而成為限制我國實現可持續(xù)發(fā)展的主要制約因素。故本文運用灰色關聯分析方法研究了其因素之間的關系。

二、灰色關聯分析方法

灰色關聯分析是根據因素之間發(fā)展趨勢的相似或相異程度，意圖透過一定方法，去尋求系統(tǒng)中各子系統(tǒng)之間的數值關系。步驟為：

（一）建立因變量原始數列與自變量比較數列

母序列記作：

子序列記作：

（二）原始序列進行初始化法無量綱處理

（三）計算灰色關聯度

計算每個時刻點上母序列與各子序列差的絕對值，從中取最大差和最小差即：差序列

（四）關聯度排序

當比較序列有m個時，相對關聯度值也有m個，按值大小排列，即為關聯序。關聯度越接近于1，說明關聯程度越大。通常，當>0.6，便認為關聯性顯著。

三、數據分析

本文從環(huán)境污染的廢水、廢氣、廢物出發(fā)選取了四個指標即：工業(yè)廢水排放量（Y1）、二氧化硫排放量（Y2）、煙塵排放量（Y3）和工業(yè)固體廢物排放量（Y4）；而能源消耗的指標選取有：煤炭消費量（X1）、焦炭消費量（X2）、原油消費量（X3）、汽油消費量（X4）、煤油消費量（X5）、柴油消費量（X6）、燃料油消費量（X7）、天然氣消費量（X8）和電力消費量（X9）（數據來自中國統(tǒng)計年鑒）。

本文用Excel對數據處理，運用（1）對原始數列初值化（見表1與表2）。然后利用（2）計算灰色關聯系數（?。?，最終利用（3）計算灰色關聯度（見表3）。

由表3看出，能源消耗指標與環(huán)境污染相關指標的關聯度較大（均在0.57以上），故得出能源消耗對環(huán)境造成的污染非常顯著。此外由表3得出，能源消耗對環(huán)境污染指標的影響程度分別進行灰色關聯排序。

工業(yè)廢水排放量：（燃料油）>（原油）>（柴油）>（煤油）>（汽油）>（煤炭）>（電力）>（焦炭）>（天然氣）

二氧化硫排放量：（燃料油）>（柴油）>（原油）>（汽油）>（煤油）>（煤炭）>（焦炭）>（電力）>（天然氣）

煙塵排放量：（燃料油）>（柴油）>（原油）>（汽油）>（煤油）>（煤炭）>（焦炭）>（電力）>（天然氣）

工業(yè)固體廢物排放量：（電力）>（焦炭）>（煤炭）>（天然氣）>（煤油）>（汽油）>（原油）>（柴油）>（燃料油）

由上得，燃料油、原油、柴油和汽油對環(huán)境污染分別呈不同程度影響，較其它能源消耗顯著，而天然氣與電力對環(huán)境污染的影響程度較其他小。不同的是，電力對工業(yè)固體廢物排放量影響上最顯著，天然氣影響程度也較顯著，而對廢水與二氧化硫及煙塵影響程度較大的燃料油、柴油與原油在此影響排序較靠后。總之，燃料油對環(huán)境污染影響程度最大。其次原油、柴油、汽油和煤油，主要在開采、運輸、裝卸、加工和使用過程中漏泄和排放所造成，對水體能造成普遍嚴重的污染。

四、結論

目前對我國來說，未來經濟的發(fā)展只能是循環(huán)經濟，但須制定一系列的制度與政策措施，具體有：

（一）調整與優(yōu)化能源消耗結構，轉變經濟增長方式

不合理的能源消耗結構和粗放型增長方式，是導致環(huán)境污染的主要因素。由上知，傳統(tǒng)資源的消耗對環(huán)境污染的影響程度較大，其中機動車對汽油與柴油使用的激增所產生的工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量與煙塵排放量較大。故，我們應該尋求新能源或可再生能源來代替那些傳統(tǒng)、污染性較大的能源，提高能源消費質量和能源利用率，使能源消耗量得到最大潛力的利用，全面推進先進、高效的清潔生產技術，從本質上實現經濟、能源與環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展。

（二）提高對循環(huán)經濟的認識，加大對環(huán)境保護的投入

目前，人們對循環(huán)經濟的認識還不夠，“先污染、后治理”的理念在一些地區(qū)仍存在。因此要將先進、環(huán)保、可持續(xù)發(fā)展的社會發(fā)展理念和生活理念引入到全社會，加大對循環(huán)經濟的宣傳度，鼓勵社會消費的理性選擇，將循環(huán)經濟與社會生活融合在一起。加大對污染防治、生態(tài)保護、環(huán)保試點示范和環(huán)保監(jiān)管能力建設的資金投入。政府要切實解決“收支兩條線”問題。完善政府、企業(yè)、社會多元化環(huán)保投融資機制。

（三）完善相關法律法規(guī)，建立長效保障機制

建立健全法律法規(guī)，形成資源節(jié)約和高效利用的激勵政策和約束機制，強化依法行政意識，加大環(huán)境執(zhí)法力度，實行執(zhí)法責任追究制。同時，從法制、經濟、管理、道德等方面形成對節(jié)約的褒揚和對浪費的懲罰，在全社會形成厲行節(jié)約反對浪費的長效機制。

總之，能源消耗與環(huán)境污染問題已成為經濟增長的最大瓶頸。因此，我們要減少對環(huán)境污染較大的能源消耗，尋求新能源或可再生資源，同時在對自然資源和生態(tài)環(huán)境進行保護、恢復和更新時，采用先進、創(chuàng)新的技術來提高能源利用率，使自然生態(tài)過程保持完整、持續(xù)的秩序和良性循環(huán)。

參考文獻

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第9篇：消費與經濟的關系范文

關鍵詞 能源消費；工業(yè)經濟增長；萬元GDP能耗；灰色關聯分析

中圖分類號 F206 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104(2008)03-0103-05

能源消費與經濟增長的關系是能源經濟學的研究核心之一。關于能源消費和經濟增長的關系問題，國際學術界有兩種不同的觀點，一種觀點認為經濟增長與能源供應有著固定的聯系。比如，在發(fā)展中國家，能源供給和經濟增長存在正相關性。另一種觀點則相反，認為可通過采用節(jié)能技術和調整經濟結構等手段控制對能源的需求，經濟增長并不一定需要能源供給的同步增長，因此能源供給和經濟增長不一定存在相關性。與第一種觀點相一致，中國作為發(fā)展中國家，其能源需求的增長是由其經濟增長導致的。目前中國正處于高速成長階段，經濟的高速增長，尤其是高耗能的粗放經濟增長方式，必然導致能源短缺。這種能源短缺反過來又會制約經濟的增長。正確處理能源和經濟增長的關系，對于中國乃至各區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展都非常重要。

1 問題的提出

世界各國經濟與社會發(fā)展的歷史也充分說明了：能源與國民經濟的發(fā)展存在極為密切的關系。大量的深入研究也表明，能源消費與經濟增長之間存在非常強的相關關系。從經濟學的角度分析能源與經濟增長的關系，一方面，經濟發(fā)展對能源有依賴性，另一方面，能源的發(fā)展也要以經濟發(fā)展為前提，經濟發(fā)展可以促成能源的大規(guī)模開發(fā)與利用。同時，能源作為經濟發(fā)展動力的同時也是經濟發(fā)展的障礙。重要能源的不可再生性導致能源會逐步耗盡，并且能源的消費會帶來生態(tài)和環(huán)境問題，這些都將嚴重阻礙經濟的進一步發(fā)展。因此，自20世紀70年代第一次石油危機以來，世界上很多國家都努力根據本國的經濟社會發(fā)展狀況及其對能源的需求，以及環(huán)境條件的制約等因素綜合來制定本國的能源戰(zhàn)略。發(fā)達國家將保障能源供應、提高能源效率、保護環(huán)境作為能源發(fā)展戰(zhàn)略目標，其對能源消費的研究也越來越多。

我國自改革開放以來，經濟社會發(fā)展取得了舉世矚目的巨大成就。2006年，我國GDP為209 407億元，同比增長10.7%，增長速度居世界前列。但是，我國在資源浪費和環(huán)境污染方面也付出了巨大的代價，尤其是能源資源問題，已經成為我國“十一五”期間經濟繼續(xù)高速增長的“瓶頸”制約。一方面，我國人均能源占有量不到世界平均水平的一半，如石油僅占1/10，源頭供應嚴重不足；另一方面，我國是世界上能源消耗量最大的國家，粗放型的經濟增長方式加大了對能源的消耗，如原煤的消耗量占全球的三分之一；第三，我國的能源利用效率不高，目前能源利用率僅為33%，每創(chuàng)造1美元GDP消耗的煤、電等能源是世界平均值的3～4倍、是日本的11.5倍。改革開放20多年以來我國經濟的高速增長主要靠勞動力、資本、資源、能源等要素驅動的，但我國能源短缺的現實無法長期支撐這種規(guī)模擴張式的經濟增長方式，而且能源的大量消耗、利用率不高還帶來嚴重的生態(tài)和環(huán)境問題。

山東省是能源大省，作為中國重要的能源和基礎工業(yè)基地，山東在煤炭、石油、金屬和非金屬礦產方面的資源優(yōu)勢得天獨厚。但是從2004年開始，持續(xù)高速增長的固定資產投資特別是一些高能耗的重化工業(yè)實現生產力后，山東能源消耗總量迅速增加，超過其能源生產總量，首次成為能源凈輸入省份?？焖僭鲩L的山東經濟亮起了“能耗”紅燈。面對山東省“十一五”規(guī)劃提出的“萬元GDP能耗年均下降約4.85%，山東GDP年均增長約10%”的目標，山東工業(yè)面臨著十分巨大的轉型降耗壓力。在此前提下，山東省能源消耗與工業(yè)經濟增長的關系就成為重要的研究課題。

2 國內外研究進展

國外研究方面，Kraft (1978)［1］利用美國1947-1974 年的數據從實證角度研究了經濟增長與能源消費之間的關系，發(fā)現存在從經濟增長到能源消費之間因果關系的結論，Yu 和Choi (1985)［2］則運用標準Granger 檢驗對韓國和菲律賓1954-1976 年的數據進行了分析，分別得到從經濟增長到能源消費的單向因果關系和從能源消費到經濟增長的單向因果關系。此后，Asafu-Adjaye，Soytas 和Sari以及Paul和Bhattacharya研究了不同國家在不同時期的經濟增長與能源消費之間的關系，得到了相同或者相反的結論［3～5］。

國內研究方面，馬宏偉等通過計算灰色綜合關聯度分析了我國能源消費總量與GDP之間的關系［6］。薛艷、唐建榮運用協(xié)整和誤差修正模型建立了江蘇省經濟增長和能源消費的關系模型， 找出特定地區(qū)特定經濟發(fā)展階段經濟增長與能源消費的關系［7］。姚政、郝傳波以黑龍江省1978-2004 年的GDP 及能源消費數據為基礎，對黑龍江經濟增長與能源消費結構變動進行實證分析，就相關問題提出相應對策［8］。何秀萍、柯俊利用1986-2005年能源消費與經濟增長的有關數據進行協(xié)整分析和因果關系檢驗，并建立模型考察二者之間的長期關系和動態(tài)關系［9］。目前，國內學者對能源消費與經濟增長的關系研究相對較多，但是運用灰色關聯度進行分析較少，對能源消費與工業(yè)經濟增長關系的實證研究更少?？紤]到工業(yè)能源消費在消費總量中占有絕對地位，比例高達70%以上，所以本文立足于考察山東省能源節(jié)約的水平，分別研究終端能源消費總量和萬元GDP能耗與山東省工業(yè)生產總值之間的關聯度，試圖找出能源消費總量和能源利用效率與工業(yè)經濟發(fā)展之間的關系如何，是否有所不同，并進一步提出相應的對策建議。

劉愛芹：山東省能源消費與工業(yè)經濟增長的灰色關聯分析 2008年 第3期3 山東省能源消費與工業(yè)經濟增長的灰色關聯分析3.1 灰色關聯分析建模機理

本文采用灰色相對關聯度分析能源消費和工業(yè)經濟增長的關系。灰色關聯分析的基本思想是根據序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯系是否緊密。曲線越接近，相應序列之間的關聯度就越大，反之就越小。依此可以判斷引起該系統(tǒng)發(fā)展的主要因素和次要因素。

山東省能源消費與工業(yè)GDP的相對關聯度計算如下：

第一步，確定分析序列。

設參考序列（或母序列）為：X′0(t)={x′0(k)|k=1,2,...,n}

比較序列（或子序列）為：

3.2 山東省能源消費與工業(yè)經濟增長的灰色關聯分析

由于1998年以來的能源消費統(tǒng)計比較健全，因此分析的數據期為1998-2006年。根據灰色關聯分析方法，以1998-2006年山東省終端能源消費總量、萬元GDP能耗與GDP序列數據為基礎，建立灰色相對關聯度模型，分析山東省能源消費與工業(yè)經濟增長的關聯。

(1)設山東省工業(yè)GDP為X′0(t)序列，終端能源消費總量和萬元GDP能耗分別為X′1(t)和X′2(t)序列，具體數據見表1。

(2)以1998年作為基準，將表1進行標準化處理，并求出各比較序列與參考序列的對應差序列，可得表2。

由表2對應差序列得知，各比較數列對參考數列各點對應差值中之最小值和最大值：

3.3 結 論

通過對山東省能源消費與工業(yè)經濟增長的灰色相對關聯分析，可以看出：

(1)能源消費與工業(yè)經濟增長有著密切的關系，能源的消費總量與利用效率都對工業(yè)經濟增長都具有重要的推動作用。山東省終端能源消耗總量與工業(yè)GDP的相對關聯度為0.7331，萬元GDP能耗與GDP的相對關聯度為0.6815。這說明終端能源消耗總量、萬元GDP能耗與工業(yè)GDP之間都存在顯著的正相關關系。從圖1中也可以直觀看出(為消除分析因素量綱的影響，圖1描述的是標準化后數據的發(fā)展趨勢)，兩個因素均與GDP增長呈正相關關系。

(2)這兩個關聯度值均高于馬宏偉分析的中國能源消費總量與GDP的關聯度值(0.6672)［6］。這說明，山東省相對于全國，能耗在工業(yè)經濟增長中的貢獻更大。山東省更容易通過高能耗、高投入來換取高的經濟增長，而同時，山東省的工業(yè)經濟增長也更容易受到能源資源日益緊缺的限制。

(3)r1＜r2，說明，能源消耗總量與工業(yè)經濟增長的關聯度更大。也就是說，從能源消耗對經濟增長的影響來看，相比較而言，山東省的工業(yè)經濟增長更多地來自于能

源消費總量的增長，能源利用效率的影響要小一點［11，12］。從圖1也可以看出，能源消費總量標準化值曲線與工業(yè)GDP曲線的關聯程度更強，這與灰色相對關聯度分析的結果相一致。這一點進一步說明了，山東省的工業(yè)經濟增長 屬于粗放式增長模式，能源消費總量的增加比能源利用效率的提高更能影響工業(yè)經濟增長。從圖1還可以看出，單位GDP能耗的波動性更強。

4 對策建議

基于上述結論的討論，提高山東省能源節(jié)約水平，促進山東省工業(yè)經濟增長，應轉變經濟增長方式，提高能源的利用效率；加大科技投入力度，大力發(fā)展?jié)崈裘杭夹g；堅持開發(fā)節(jié)約并舉，確立節(jié)能優(yōu)先戰(zhàn)略；大力發(fā)展多種可再生能源。

(1)轉變經濟增長方式，提高能源的利用效率。能源結構的不合理在很大程度上與我國粗放的經濟增長方式和不合理的產業(yè)結構有關。由于長期以來單純追求經濟增長速度和產品數量，忽視產品質量和經濟效益，因此形成了以高消耗、高投入、低效益為特征的粗放型經濟增長方式，并且高能耗的產業(yè)所占比重一直較高，這就使得不合理的能源結構有著存在的基礎，從而導致能源利用效率低下。因此，需要樹立全面、協(xié)調、可持續(xù)的發(fā)展觀，要通過轉變經濟增長方式和調整產業(yè)結構來改變高投入、高消耗實現經濟增長的局面，走出一條經濟效益好、能源消耗低的路子。

(2)加大科技投入力度，大力發(fā)展?jié)崈裘杭夹g。由于在今后相當長的一段時間里，煤炭占一次能源消費主導的形勢不會改變，因此為了有效解決大量使用煤炭所帶來的環(huán)境污染問題，必須要加大科技投入力度，大力發(fā)展?jié)崈裘杭夹g。目前，潔凈煤技術中最主要的是煤炭液化技術，這項技術在國際上已經取得了重大突破。此外，在煤炭加工、煤炭高效燃燒以及先進發(fā)電、煤炭燃燒污染控制與廢棄物處理等潔凈煤技術領域也要給予高度重視，加快推廣，以實現環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展。

(3)堅持開發(fā)節(jié)約并舉，確立節(jié)能優(yōu)先戰(zhàn)略。能源供應不足已經成為中國經濟發(fā)展的瓶頸。在過去得很長一段時間內，我國主要是靠加大能源供應的外延方式來發(fā)展經濟，然而受到資金、能源儲量以及環(huán)境等因素的制約，這種粗放型的發(fā)展方式的弊端越來越凸現；另一方面，能源的浪費使用必將加劇能源資源的短缺危機，也必將削弱持續(xù)發(fā)展的能源基礎。因此，不能再走過去發(fā)達國家靠大量消耗能源來實現工業(yè)化的道路了，而必須堅持開發(fā)與節(jié)約并舉，確立節(jié)能優(yōu)先的發(fā)展道路。

(4)大力發(fā)展多種可再生能源。由于一次能源的不可再生性和稀缺性的特點，隨著能源需求的不斷提高，一次能源終會枯竭，因此，必須尋求其他途徑，大力發(fā)展多種可再生能源?？稍偕茉窗ㄋ?、太陽能、風能、生物質能、地熱和海洋能等，是可循環(huán)利用的清潔能源。我國的水電、太陽能、風能、生物質能、地熱等可再生能源十分豐富，以水能為例，中國可開發(fā)的水能資源為3.8億kW，目前已經開發(fā)的水能僅為可開發(fā)資源的14%。因此，隨著未來技術的進步，成本的降低以及國家政策的扶持，發(fā)展多種可再生能源具有極大潛力。

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Grey Associated Analysis on the Relationship

Between Energy Consumption and Industrial Economic Growth in Shandong Province

LIU Aiqin1, 2

(1. Management School of Tianjin University, Tianjin 300072, China；

2. Statistics and Mathematics School of Shandong University of Finance, Jinan Shandong 250014, China)