消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系精選(九篇)

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第1篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞 經(jīng)濟增長 能源消耗 協(xié)整 誤差修正

中圖分類號：F061.2 文獻標識碼：A

一、引言

隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，使各國經(jīng)濟增長對能源的依賴度越來越高。能源消耗與經(jīng)濟增長的關(guān)系已經(jīng)深刻影響到國家經(jīng)濟發(fā)展及其政策的制定。因此，研究經(jīng)濟增長與能源消耗的關(guān)系極具深刻的現(xiàn)實意義。

近些年，國內(nèi)學(xué)者對中國能源消耗與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了大量實證研究。經(jīng)過查閱文獻，我們把近幾年的實證研究的差異特點歸納如下：（1）變量范圍選擇差異：多數(shù)為研究中國經(jīng)濟增長與能源消耗總量之間的關(guān)系，也有少數(shù)人分地區(qū)研究了它們之間的關(guān)系，像何宏考慮到東、中、西部發(fā)展不均衡用分位回歸法來分別研究我國東部、中部、西部的經(jīng)濟增長同能源消耗的關(guān)系。（2）運用模型的差異：多數(shù)學(xué)者用線性模型（主要是協(xié)整與誤差修正模型）來研究（林伯強，2003年；馮沛運等，2010年；譚冰清等，2010年），也有學(xué)者用擴展的生產(chǎn)函數(shù)（趙麗霞等，1998年），也有學(xué)者用非線性模型（神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型）（蘇澤雄，2003年）等。（3）選用變量、變量個數(shù)、時間期限及選擇的地區(qū)不同。特別需要提到的是最近幾年，面板數(shù)據(jù)的使用也擴展到能源消耗的分析中（劉暢，崔艷紅，2008年），另外碳排放問題的熱點使得研究能源消耗的文獻，開始轉(zhuǎn)向能源消耗與環(huán)境問題的關(guān)系（陳詩一，2009年）。

本文運用協(xié)整理論與誤差修正模型選擇1980年―2009年間的相關(guān)指標（GDP，能源消耗總量）進行實證分析，并根據(jù)2012年國家統(tǒng)計局公布的2010年GDP最終核實數(shù)對2010年能源消費總量進行了預(yù)測，以期能夠?qū)ξ覈茉瓷a(chǎn)提供合理的建議。

二、實證方法及數(shù)據(jù)選取

（一）實證方法。

由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是不穩(wěn)定的，使得傳統(tǒng)的OLS估計方法可能出現(xiàn)偽回歸，并且在20世紀70年代的經(jīng)濟動蕩面前預(yù)測失靈。因此，由Engle和C.J.Granger提出的協(xié)整理論經(jīng)常被用來檢驗時間序列變量的長期穩(wěn)定關(guān)系。

協(xié)整理論認為：對于兩個非平穩(wěn)的時間序列，若它們是同階單整的，則這兩個向量的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，即這兩個向量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，所隱含的意義是兩者之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。EG兩步法得到的協(xié)整參數(shù)估計量具有超一致性和強有效性，并且其應(yīng)用較簡單實用，本文采用該方法進行協(xié)整檢驗并構(gòu)建誤差修正模型。

由于協(xié)整理論只能說明向量間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，它并不能反映出變量之間長期均衡與其短期波動之間的關(guān)系，以及兩者之間短期波動的關(guān)系。因此，為了建立短期的動態(tài)模型以彌補長期靜態(tài)模型的不足，誤差修正模型（ECM）被多數(shù)研究引用。所以本文在Var模型的基礎(chǔ)上提出誤差修正模型來觀察變量間的動態(tài)關(guān)系，并利用Granger因果檢驗來判別變量間短期的因果關(guān)系。

（二）樣本數(shù)據(jù)選擇及預(yù)處理。

本文分析所使用的樣本數(shù)據(jù)為1980―2009年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2010）》及《2009中國能源統(tǒng)計年鑒》，采用的數(shù)據(jù)有國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，單位：億元），能源消費總量（TEC，單位：萬噸標準煤）。

根據(jù)GDP平減指數(shù)（1978=100）對GDP進行調(diào)整，以得到實際GDP。為了消除異方差，對各變量進行對數(shù)化處理，這樣既不改變協(xié)整性，又能引入彈性的模型參數(shù)，更具有理論價值。為方便起見，下文用LGDP,LTEC來分別表示實際GDP，TEC的自然對數(shù)值。

三、協(xié)整分析與誤差修正模型

（一）平穩(wěn)性檢驗。

雖然在研究中，DF和ADF統(tǒng)計量是應(yīng)用最廣泛的單位根檢驗，但是它的檢驗功效較低，尤其是在小樣本條件下，數(shù)據(jù)的生成過程又高度自相關(guān)時，檢驗功效會被進一步削弱。因此我們在這里使用Elliott，Rothenberg和Stock（1996）為改進DF和ADF檢驗效能而創(chuàng)立的DF-GLS檢驗。

我們對LGDP和LTEC序列做線圖（見圖1、圖2），發(fā)現(xiàn)二個序列呈現(xiàn)出較高的線性趨勢，因此在做平穩(wěn)性檢驗時采用帶趨勢和截距項的DF-GLS檢驗。滯后期根據(jù)SIC原則進行確定，最終檢驗結(jié)果見表1：

表1 單位根檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示，時間序列LGDP，LTEC都是非平穩(wěn)的時間序列，但他們的一階差分在10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，因此LGDL與LTEC都是I(1)過程。這樣我們就可以對其協(xié)整關(guān)系檢驗及建立誤差修正模型。

（二）E-G兩步法建立誤差修正模型。

1、協(xié)整關(guān)系檢驗。

首先建立LTEC對LGDP的回歸方程，如下：

LTECt = C(1) + C(2)*LGDPt + Et

估計后可以得到：

LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt

t=（132.0120） （44.5687）

F=1986.370

這樣我們的的殘差序列為：

對殘差序列進行單位根檢驗得到結(jié)果：

因此上述方程，即：

LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt

體現(xiàn)了能源消費總量與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系（長期均衡關(guān)系），協(xié)整向量為（8.80,0.59）。這里我們可以看到GDP每增長1%，就要帶動TEC增長0.59%，即GDP對TEC的彈性系數(shù)為0.59。

2、建立誤差修正模型。

為了得到能源消耗總量與GDP之間與現(xiàn)實更加貼近的關(guān)系，我們建立誤差修正模型，該模型較好地將短期誤差與長期均衡聯(lián)系了起來。

誤差修正模型為：

(LTEC t) = C(1) + C(2)*E t-1 + C(3)* (LGDP t)+ ut

其中：Et是協(xié)整方程LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt的殘差序列。

估計得到誤差修正模型為：

(LTECt) = 0.01732 - 0.1531* Et-1+ 0.4058* (LGDPt)

t=（1.1521）（-1.4706） （2.7959）

0.2698 F=4.8038

我們首先要明確 (LGDP t)的經(jīng)濟含義：

(LGDPt)= LGDPt - LGDPt-1

=ln（GDPt）- ln（GDPt-1）

=ln（GDPt / GDPt-1）

≈（GDPt - GDPt-1）/ GDPt-1

即表示GDP的發(fā)展速度。

這樣有誤差修正模型可知：GDP的發(fā)展速度同能源消耗的增長速度存在正相關(guān)關(guān)系，GDP發(fā)展速度提高1%，則會導(dǎo)致能源消耗速度增長0.4058%，這反映了中國經(jīng)濟增長對能源消耗的依賴程度還是非常的高。同時前期誤差項會保證短期擾動以（-0.1531）的力度向長期均衡靠攏。

3、預(yù)測2010年能源消耗總量。

根據(jù)2012年國家統(tǒng)計局公布的2010年GDP最終核實數(shù)401513億元，按不變價格計算，同比增長10.4%。據(jù)此我們根據(jù)誤差修正模型我們可以預(yù)測到，2010年能源消耗總量的增長速度為5.5095%，而2009年的該指標的增長速度為5.21%。根據(jù)誤差修正模型計算的2010年能源消耗總量為323541.6573萬噸標準煤，我們根據(jù)協(xié)整方程計算的2010年長期均衡使用量為322493.2944萬噸標準煤，而2010年我國能源消耗總量實際值為324939萬噸標準煤，本文長期均衡模型預(yù)測誤差為-0.75%，短期均衡模型預(yù)測誤差為-0.43%，兩個預(yù)測誤差在可接受誤差范圍之內(nèi)。

四、 結(jié)論

1、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消耗總量之間存在長期均衡關(guān)系，且研究發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值對能源消耗總量的彈性系數(shù)為0.59，即國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1%，就要帶動能源消耗總量增長0.59%，。

2、國內(nèi)生產(chǎn)總值對能源消耗總量的長期影響程度大于短期影響程度。協(xié)整長期均衡模型中兩個變量的回歸系數(shù)為0.5863，而短期誤差修正模型中的回歸系數(shù)為0.4058。

3、短期中，我國經(jīng)濟發(fā)展速度每提高1%，將會導(dǎo)致能源消耗總量增速提高0.4058%。

4、通過協(xié)整模型與誤差修正模型對2010年進行預(yù)測發(fā)現(xiàn)，2010年長期均衡能源消耗量為322493.2944萬噸標準煤，而短期預(yù)測值為323541.6573萬噸標準煤，兩者誤差均在1%以內(nèi)處于可接受誤差范圍內(nèi)。

（作者：廣東商學(xué)院2009級統(tǒng)計學(xué)碩士研究生，研究方向：統(tǒng)計應(yīng)用與經(jīng)濟計量分析）

參考文獻：

第2篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

[關(guān)鍵詞] 最終消費 收入增長 結(jié)構(gòu)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(nèi)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(jù)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(jīng)濟增長的主導(dǎo)力量，也是一國發(fā)展經(jīng)濟的最終歸宿。但是，在最終消費率偏低的情況下，我國經(jīng)濟增長卻更多依賴于投資和外貿(mào),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(jīng)濟增長的結(jié)構(gòu)、質(zhì)量和效益，關(guān)系到我國經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展和經(jīng)濟安全，是貫徹“科學(xué)發(fā)展觀”、建設(shè)和諧的國際社會環(huán)境的要求，是我國面臨的重大現(xiàn)實問題。那么，我國最終消費與收入增長之間具有怎樣的關(guān)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(shù)據(jù)，以最終消費、國內(nèi)生產(chǎn)總值為系統(tǒng)的內(nèi)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(jié)構(gòu)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(guān)系。

二、Granger因果關(guān)系檢驗

現(xiàn)在，我們借助現(xiàn)軟件Eviews5.0，進行有關(guān)變量時間序列之間的因果關(guān)系分析，并建立結(jié)構(gòu)性模型來揭示它們之間的互動關(guān)系。結(jié)果顯示，最終消費XFZZH與收入GDP之間互為因果關(guān)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(jié)構(gòu)方程估計

鑒于理論闡述和Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)論提供的基礎(chǔ)，現(xiàn)在我們分別采用有關(guān)變量的名義水平值、實際水平值和實際增長率來估計結(jié)構(gòu)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(guān)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(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為系統(tǒng)的內(nèi)生變量，固定投資（GDTZ）和常數(shù)項作為工具變量。C(i)為待估參數(shù)，i=1，2，3，4。對于上述聯(lián)立方程組結(jié)構(gòu)性參數(shù)的估計，表2列出了估計結(jié)果。

從表2可見，結(jié)構(gòu)性方程參數(shù)估計的結(jié)果是C(1)=770.80，C(2)=0.5740，C(3)=1.3929，C(4)=0.4725。而且，從各參數(shù)對應(yīng)的T統(tǒng)計量（大于2）和相伴概率（均遠小于5%）看，這些參數(shù)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(diào)整的決定系數(shù)分別為0.9974，和0.9992，非常接近于1，說明我們所估計的結(jié)構(gòu)方程組具有較高優(yōu)度，是可以采信的。

從估計的結(jié)構(gòu)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(nèi)生產(chǎn)總值GDP每增加1單位，將導(dǎo)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(dǎo)致我國GDP增加約1.39個單位，表現(xiàn)出國民收入的“乘數(shù)效應(yīng)”。而且，這一效應(yīng)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(jié)構(gòu)方程組參數(shù)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(guān)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(jīng)濟增長的促進作用。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于我國1980年～2007年的有關(guān)數(shù)據(jù)，通過Granger因果關(guān)系檢驗和建立三組結(jié)構(gòu)方程，驗證了居民最終消費和收入之間的互動關(guān)系。結(jié)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(jīng)濟增長模式，促進經(jīng)濟的可持續(xù)健康增長，我國應(yīng)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(jīng)濟的動態(tài)效率[J].經(jīng)濟研究，2003年7月期，第18～26頁

第3篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

［關(guān)鍵詞］消費需求；經(jīng)濟增長；投資率；消費率

1 研究背景與問題提出

擴大內(nèi)需包括擴大投資需求和擴大消費需求兩個方面。擴大投資需求，就是要通過積極的財政和貨幣政策，激活國內(nèi)投資市場，特別是固定資產(chǎn)投資；擴大消費需求，就是通過增收、擴大信貸等經(jīng)濟杠桿，激活國內(nèi)消費市場，從而帶動經(jīng)濟持續(xù)健康增長。南寧市增加固定資產(chǎn)投資和擴大內(nèi)需、消費，同時充分利用北部灣經(jīng)濟開發(fā)和東盟—中國自由貿(mào)易區(qū)建成的機遇，著手打造經(jīng)濟起飛的平臺。

2 南寧市固定資產(chǎn)投資與GDP的關(guān)系分析

2.1 固定資產(chǎn)投資周期與名義經(jīng)濟周期在大體上保持同步變動的趨勢

從“十五”時期到“十一五”時期前三年(2006—2008)，南寧市經(jīng)濟平均增長速度較快而平穩(wěn)，最小值8%，最大值14.6%；但是固定資產(chǎn)投資增長速度不均勻，最小值-7.55%，最大值51.74%。固定資產(chǎn)投資周期與名義經(jīng)濟周期在大體上保持同步變動的趨勢，但又具有一定的差別。這主要表現(xiàn)在：第一，峰谷位置在時間上有所差別，經(jīng)濟增長往往滯后于固定資產(chǎn)投資一年達到峰值或是開始上升。第二，南寧市近10年來，全社會固定資產(chǎn)投資的波動幅度高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的波動幅度。以年度增長率的離差系數(shù)(標準差/均值)來衡量，1999—2008年南寧市固定資產(chǎn)投資的波動幅度(0.5048)是名義國內(nèi)生產(chǎn)總值波動幅度(0.3685)的1.37倍，是實際國內(nèi)生產(chǎn)總值波動幅度(0.3542)的1.43倍。

2.2 南寧市固定資產(chǎn)投資與GDP的關(guān)系檢驗

選擇2000—2008的年度數(shù)據(jù)，并對南寧市固定資產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值分別剔除固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和國內(nèi)商品零售價格指數(shù)變動因素的干擾。

固定資產(chǎn)投資函數(shù)的選擇：GDPt=B0+Bl×FAIr+ut

式中，F(xiàn)AI為南寧市固定資產(chǎn)投資額，GDP為南寧市生產(chǎn)總值，ut為隨機誤差。

2.3 南寧市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整分析

選擇ADF檢驗?zāi)蠈幨泄潭ㄙY產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關(guān)系，結(jié)果是，在5％和10％的顯著水平下，以AIC準則為標準，GDPt、FAIt都是I(1)變量，其一階差分GDPt和FAIt均為平穩(wěn)時間序列。選取Engle-Granger兩步法(E-G)來進行協(xié)整檢驗，單位根檢驗結(jié)果表明南寧市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的時間序列均為一階單整。即：GDPt～I(1)，F(xiàn)AIt～I(1)，因而可以進行協(xié)整回歸，其結(jié)果如下：

GDPt=0.1526+2.151FAIt

(6.93) (21.86)

R2=0.899 DW=1.508

根據(jù)Durbin.Watson法對ut進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示兩變量GDPt和FAIt是協(xié)整的，即南寧市固定資產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值在這一時段存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。

2.4 Granger因果關(guān)系檢驗

通過選取滯后長度，可以看出，原假設(shè)“GDP不是FAI變化的原因”和“FAI不是GDP變化的原因”均被拒絕了，說明兩者存在著雙向因果關(guān)系，即南寧市經(jīng)濟增長與固定資產(chǎn)投資增長存在著雙向因果關(guān)系。

3 南寧市消費需求與GDP的關(guān)系分析

3.1 南寧市全市居民收入與消費水平穩(wěn)步增長

近10年南寧市全市居民收入與消費水平穩(wěn)步增長，但是農(nóng)民收入和消費增長要相對緩慢，同時南寧市在全國所有省會中消費總額居于中等地位。

3.2 消費在經(jīng)濟增長中的比重逐步下降

消費需求是經(jīng)濟增長中份額最大，最穩(wěn)定的需求期間，雖然南寧市的最終消費率呈下降趨勢，但是在經(jīng)濟增長的三大需求中，始終占據(jù)主導(dǎo)地位，是拉動經(jīng)濟增長的份額最大的需求，是促進國民經(jīng)濟增長的主要動力。1999—2008年，南寧市最終消費率平均值為52.27％，同期的投資率平均值為27.1％，而凈出口在GDP中所占的比重僅為3.2％。更重要的是，與投資相比，消費需求波動幅度較小，是經(jīng)濟增長中最為穩(wěn)定的因素。消費需求的剛性決定了在GDP年新增額中，消費需求波動幅度遠小于投資等其他因素，對經(jīng)濟增長影響慣性最大，因而，消費成為國民經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的重要保證。

3.3 消費需求彈性表明最終消費對經(jīng)濟增長的拉動作用比較大

南寧市名義消費彈性系數(shù)在0.31~5.15，并且大部分都在2左右，且最小數(shù)值大于0.31，這說明南寧市消費富于彈性，國家實行擴大內(nèi)需、刺激消費的政策可以很有效地促進經(jīng)濟增長。這期間，名義消費彈性系數(shù)平均為2.15，這說明我國名義消費每增長1％會帶動名義GDP增長2.15個百分點。從總體上看，最終消費對經(jīng)濟增長的拉動作用比較大。

4 南寧市固定資產(chǎn)投資、消費需求與GDP的關(guān)系分析

4.1 南寧市固定資產(chǎn)投資率過高，增長速度過快

自1997年亞洲金融危機以來，南寧市的固定資產(chǎn)投資率在高位上持續(xù)提高，1999—2008年的平均投資率為50.2％，已經(jīng)遠遠超出了全國的平均水平38％。工業(yè)化推動、城鎮(zhèn)居民住房制度改革、積極財政政策、地方政府追求政績、城市化水平加速是造成高投資率的主要原因，此外還有承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與高儲蓄導(dǎo)致投資需求偏高。

4.2 南寧市投資與消費結(jié)構(gòu)不合理

4.2.1 農(nóng)村消費影響消費總量不足

農(nóng)村消費需求主要是指農(nóng)村居民滿足消費需要并且具有貨幣支付能力的支出。目前，農(nóng)村人口占南寧市人口半數(shù)以上，潛在的消費能力巨大。但是，由于農(nóng)產(chǎn)品價格的低迷，農(nóng)村社會保障體系缺乏等多種因素，農(nóng)村居民消費不足。

4.2.2 收入因素影響了消費能力

改革開放以來，南寧市居民收入水平有了較大幅度的提高，但居民收入的增長速度還是遠低于GDP增長速度，居民增收緩慢很大程度上影響了消費需求的擴大；居民收入差距擴大也導(dǎo)致消費需求不足，高收入階層的平均消費傾向低，其消費需求逐漸接近飽和狀態(tài)，消費增量低于收入的增量。低收入階層邊際消費傾向顯著高于高收入階層，但由于缺乏健全的收入補助機制，使得大量低收入階層有消費欲望但缺少必要的消費能力，導(dǎo)致消費需求不足。

4.2.3 供給因素影響了消費意愿

第4篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

兩種方法相互印證，互為補充。本研究認為：地域和時間影響經(jīng)濟增長，中央和各省應(yīng)因地制宜、因時而異地采取措施；在各類支出中，居民消費對各省經(jīng)濟增長率具有普遍影響；各地方政府支出對經(jīng)濟增長影響不同，中央應(yīng)該對地方政府的消費和投資進行合理調(diào)控。

關(guān)鍵詞：國內(nèi)生產(chǎn)總值；政府消費；政府投資；居民消費；私人投資

中圖分類號：F123.16文獻標識碼：A文章編號：1000-176X（2009）05-0012-06

一、引 言

保證中國的經(jīng)濟增長是當前工作的重點和難點，如果能協(xié)調(diào)好各類支出關(guān)系，將會達到事半功倍的效果。對經(jīng)濟增長的研究可以從生產(chǎn)、分配和支出三個角度，分別討論這“三駕馬車”與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。通常人們關(guān)注某種支出對經(jīng)濟增長的影響，如投資與經(jīng)濟增長關(guān)系，但是，在建設(shè)和諧社會和可持續(xù)發(fā)展過程中，思考各類支出之間的協(xié)同作用將更有意義。

科學(xué)合理地進行宏觀調(diào)控是中央政府面臨的一個現(xiàn)實問題。做好宏觀調(diào)控工作必須在綜合各方面情況的基礎(chǔ)上，在紛繁的矛盾中發(fā)現(xiàn)并解決主要問題。目前，中央政府在穩(wěn)定國內(nèi)外經(jīng)濟主體對中國經(jīng)濟增長的信心方面成績斐然，如果中央能保證在財政投資和貨幣政策決策上科學(xué)合理，政策效果將更加顯著。目前中國各地情況千差萬別，財政貨幣政策效果不一，如何了解實際情況，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長和經(jīng)濟發(fā)展中的主要矛盾，是中央政府進行宏觀調(diào)控的首要工作。中央政府在經(jīng)濟增長問題上的困難是如何因地制宜采取措施。本文旨在從消費、投資及其內(nèi)部構(gòu)成之間關(guān)系上理解經(jīng)濟增長，為政府決策進言獻策。

分別研究各類支出項目與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的文獻比較多，但是綜合討論各類支出項目對經(jīng)濟影響的文獻仍然比較少。王小利（2005）研究了政府支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系，并指出政府公共投資在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長影響不顯著、政府消費支出對經(jīng)濟增長短期效應(yīng)為正，從長期看，政府消費和投資支出對經(jīng)濟增長有一定的解釋力［1］。其他有關(guān)研究也肯定兩者之間的正向關(guān)系，如繆仕國、馬軍偉（2006）和張海星（2004），并且認為投資效率受地域影響，如李禎業(yè)、金銀花（2006）［2］和胡琨、張維（2006）［3］。但這些研究仍然存在局限性：（1）只是證明地域是影響經(jīng)濟增長的一個因素，對政府決策的指導(dǎo)作用不明確。（2）各文獻的研究通常采用一種方法，但是真正科學(xué)的研究可以殊途同歸，不受研究方法限制。（3）沒有綜合研究政府消費、政府投資、居民消費、私人投資對經(jīng)濟增長的影響。（4）缺少對政府全部消費和投資支出與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的比較研究。

本文依據(jù)中國31個?。ㄊ小^(qū)）1986―2005年的面板數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)分析和協(xié)整分析，從相對數(shù)變動和絕對數(shù)變動兩個角度分析全國和各省的政府投資、私人投資、政府消費、居民消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

二、指標、數(shù)據(jù)和變量的選擇

我們選擇按照支出法計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟增長。政府消費、居民消費來自國民經(jīng)濟核算中最終消費及構(gòu)成。政府投資、私人投資根據(jù)相關(guān)指標計算得出。

政府消費是政府部門為全社會提供的公共服務(wù)的消費支出和免費或以較低的價格向居民住戶提供的貨物和服務(wù)的凈支出。居民消費指常住住戶在一定時期內(nèi)對于貨物和服務(wù)的全部最終消費支出。私人投資在此僅指私人固定資產(chǎn)投資，不包括存貨投資。由于在法律上按照經(jīng)濟類型進行分類的對象只適用于企業(yè)，因此本文將政府投資分兩部分計算。

本文選擇的數(shù)據(jù)期間為1986―2005年度。數(shù)據(jù)主要來自中國經(jīng)濟信息網(wǎng)。由于獲得的數(shù)據(jù)均以當年價格計算，考慮到地區(qū)之間通貨膨脹差異，本文對所用數(shù)據(jù)縮減為1986年價格，國內(nèi)生產(chǎn)總值用各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)縮減，對政府消費和居民消費分別用商品零售價格指數(shù)和居民消費價格指數(shù)調(diào)整，對政府投資和私人投資均用各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)縮減。對各個省份國內(nèi)生產(chǎn)總值分別用各個地區(qū)支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進行調(diào)整，對政府消費用商品零售價格指數(shù)進行調(diào)整，對居民消費用居民消費價格指數(shù)進行調(diào)整。

本文選擇變量包括：

國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），政府消費（GC），政府投資（GI），居民消費（JC），非政府投資（PI），國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)的一階差分（DLGDP），政府消費對數(shù)的一階差分（DLGC），居民消費對數(shù)的一階差分（DLJC），政府投資對數(shù)的一階差分（DLGI），私人投資對數(shù)的一階差分（DLPI），地區(qū)因素固定效應(yīng)（Ii，其中i=1，2，……31，表示31個不同地區(qū)），時間因素固定效應(yīng)（Tt，其中t=1986，1987，……2005）。

三、模型Ⅰ――對經(jīng)濟增長率影響分析

1.區(qū)域面版數(shù)據(jù)模型的構(gòu)建

本文首先進行區(qū)域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)分析，構(gòu)建包括31個?。ㄊ小^(qū)）的面板數(shù)據(jù)集，合計31組。每個面板數(shù)據(jù)集都包含變量GDP、GC、GI、JC和PI，橫截面為31個地區(qū)，時間跨度為1986―2005年，共計20期，557個樣本數(shù)據(jù)。

為了避免時間序列的非平穩(wěn)性對模型的影響，有必要對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。在面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)下，由于時間跨度較小，常規(guī)單位根檢驗的功效受到很大影響（Pierse and Shell，1995），本文使用了Levin，Lin & Chu t檢驗、Breitung t統(tǒng)計量檢驗、ADF-Fisher卡方檢驗以及PP- Fisher卡方檢驗等面板單位根檢驗方法，從多個角度對全部31個面板數(shù)據(jù)集中的5組變量及其對數(shù)差分變量進行Panel單位根檢驗。檢驗結(jié)果表明，DLGDP、DLGC、DLJC、DLGI、DLPI均拒絕了存在單位根的原假設(shè)，因此本文認為它們是平穩(wěn)數(shù)列。根據(jù)數(shù)據(jù)特點我們建立如下模型：

DLGDPit=C0+C1i+C2iDLGCi+C3iDLGIi

+C4iDLJCi+C5iDLPIi+C6i（1）

即：

GDPGDP(-1)it=eC0×eC1i×GCGC(-1)C2i×GIGI(-1)C3i×JCJC(-1)C4i×PIPI（-1）C5i×et（2）

2.實證結(jié)果

上述模型考慮了地域、時間等固定因素對經(jīng)濟增長的影響，以下從全國和不同省份兩個層面運用Pannel Data模型，以DLGDP為被解釋變量進行分析，分析結(jié)果如表1和表2所示。

表1全國層面面板數(shù)據(jù)分析表

解釋變量系 數(shù)標準誤差t統(tǒng)計量概 率

C0.0124***0.00304.07590.0001

D(LGC)0.0669***0.01414.73780.0000

D(LGI)0.0473***0.00984.83350.0000

D(LJC)0.2968***0.026411.2240.0000

D(LPI)0.0439***0.00735.99190.0000

注：***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%水平上顯著；**表明系數(shù)在5%的水平下顯著；*表明系數(shù)在10%的水平下顯著，下表同。

表2 省級層面面板數(shù)據(jù)分析表

地 區(qū)DLGCDLGIDLJCDLPI

北 京0.1892**0.1178*0.2750***0.1051***

天 津-0.00660.05740.3493*0.0525

河 北0.04390.01740.2574*0.0378

山 西0.03860.1942***0.2930***0.0170

內(nèi)蒙古0.2413**0.10470.3035-0.1001

遼 寧0.1907*0.03680.3294*0.0690*

吉 林0.10860.05030.20780.0201

黑龍江-0.11070.1836**0.4721***0.0653*

上 海0.15500.04910.1990-0.0079

江 蘇0.16560.08030.4920**0.0084

浙 江0.01490.01030.10290.1128

安 徽-0.05670.01390.29150.0408

福 建0.1736*0.0614-0.28490.1153**

江 西0.09080.02740.3150**0.0419

山 東0.1763**0.05890.3649**0.0261

河 南-0.01200.02570.29760.0485

湖 北-0.05390.07230.5743***-0.0310

湖 南0.05430.0342-0.00160.1169

廣 東-0.01950.02930.3213***0.0606

廣 西0.3010***-0.1275**0.17980.0413

海 南0.0984-0.03270.25010.0353

重 慶0.0769-0.0716-0.16850.3085

四 川0.2673**0.0886**0.4337***-0.0121

貴 州0.01940.01540.1495**0.0486*

云 南-0.00090.02410.15730.0144

西 藏0.08480.1232***-0.10160.1116***

陜 西0.05330.08550.20930.1128*

甘 肅0.06810.10110.23550.1392**

青 海0.03550.10130.03400.0201

寧 夏-0.05150.10910.4480***0.0410

新 疆0.2045***0.0834-0.03360.0251

（1）全國層面分析

模型檢驗的F統(tǒng)計量值為24.78，在1%的顯著性水平上我們拒絕所有系數(shù)同時為零的假設(shè)。Durbin-Watson檢驗統(tǒng)計量值為2.22，表明模型不存在序列相關(guān)問題。調(diào)整的決定系數(shù)為0.69，擬合程度比較好，被解釋變量和解釋變量之間存在結(jié)構(gòu)影響關(guān)系。

所有變量顯著性水平均在1%水平之上，變量系數(shù)均為正，因此從全國來看，提高政府消費、政府投資、居民消費和私人投資增長率都有利于提高經(jīng)濟增長率。政府投資彈性為0.047，私人投資彈性為0.044，居民消費彈性為0.297，政府消費彈性為0.067。政府投資彈性和私人投資彈性比較，兩者相差不大，但由于中國現(xiàn)階段政府投資基數(shù)大于私人投資基數(shù)，從絕對量對經(jīng)濟增長貢獻角度考慮，如果相對增加私人投資，則效果更好。居民消費彈性是政府消費彈性的4倍，是政府投資彈性和私人投資彈性的7倍，因此，采取措施增加居民消費仍然是政府在經(jīng)濟增長決策方面的首要任務(wù)，在政府投資和私人投資沖突的地方，政府投資應(yīng)讓位于私人投資。

（2）省級層面分析

省級層面分析結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計量值為10.28，所有系數(shù)同時為0的概率為0.00，DW檢驗統(tǒng)計量值為2.04，模型不存在序列相關(guān)問題。調(diào)整的決定系數(shù)為0.74，與前述全國層面模型比較，省級層面的模型擬合程度更好。進一步地，我們分地區(qū)說明各變量的彈性系數(shù)、地區(qū)固定影響系數(shù)和時間固定影響系數(shù)。

表2給出了系數(shù)在1%、5%、10%水平上顯著的省份名單及變量回歸系數(shù)。我們發(fā)現(xiàn)，北京的4個變量系數(shù)都顯著，并且大于10%，北京任何類型支出對經(jīng)濟增長促進作用都非常顯著；黑龍江、四川和遼寧有3個變量的系數(shù)顯著，黑龍江提高政府消費增長率對經(jīng)濟增長率影響不顯著，遼寧政府投資增長率對經(jīng)濟增長率影響不顯著，四川私人投資增長率對經(jīng)濟增長率影響不顯著。另外，遼寧政府消費、居民消費和私人投資變量系數(shù)的顯著性水平比較高。

分析各省變量的彈性系數(shù)可知：湖北、江蘇、四川、寧夏和黑龍江的居民消費彈性系數(shù)顯著，并且均在0.4之上，北京、天津、河北、山西、遼寧、江西、山東、廣東和貴州的居民消費彈性系數(shù)也顯著，因此，在這些省份刺激居民消費有利于提高當?shù)亟?jīng)濟增長率；政府消費增長率變動對經(jīng)濟增長影響顯著的地區(qū)包括北京、內(nèi)蒙古、遼寧、福建、山東、廣西、四川和新疆；政府投資增長率變動對經(jīng)濟影響顯著的地區(qū)包括北京、山西、黑龍江、廣西、四川和，其他地區(qū)政府投資變動對經(jīng)濟增長影響不顯著；私人投資增長率對經(jīng)濟影響顯著的地區(qū)包括北京、遼寧和黑龍江、福建、貴州、、陜西和甘肅。

地域因素影響經(jīng)濟增長率，影響結(jié)果如表3所示。影響最突出的省份是江蘇和云南，其次是貴州、青海、新疆、北京、遼寧、山東；對其他省份而言，地域?qū)?jīng)濟增長影響差別很小。

時間也是影響經(jīng)濟增長率的一個因素，影響結(jié)果如表4所示。自1996年之后系數(shù)都小于1，而之前的年份系數(shù)都大于1；在近10年，2004年和2005年是經(jīng)濟增長最快時期。

表3 經(jīng)濟增長率的地域因素固定影響系數(shù)表

地 區(qū)系 數(shù)地 區(qū)系 數(shù)地 區(qū)系 數(shù)地 區(qū)系 數(shù)

北 京-0.0236上 海-0.0025湖 北-0.0017云 南0.0357

天 津-0.0019江 蘇-0.0383湖 南0.0164西 藏-0.0028

河 北0.0085浙 江0.0109廣 東-0.0004陜 西0.0051

山 西0.0034安 徽0.0096廣 西0.0080甘 肅-0.0138

內(nèi)蒙古0.0078福 建0.0126海 南-0.0051青 海0.0267

遼 寧-0.0233江 西-0.0038重 慶-0.0046寧 夏0.0047

吉 林0.0067山 東-0.0220四 川-0.0181新 疆0.0225

黑龍江0.0109河 南0.0119貴 州0.0212

表4經(jīng)濟增長率的時間因素固定影響系數(shù)表

時 間系 數(shù)時 間系 數(shù)時 間系 數(shù)時 間系 數(shù)

19870.017319920.00721997-0.03532002-0.0636

19880.092519930.06431998-0.06222003-0.0441

19890.089719940.09311999-0.07822004-0.0117

19900.015119950.06542000-0.05102005-0.0127

1991-0.00651996-0.02272001-0.0566

四、模型Ⅱ――對經(jīng)濟增長總量影響分析

前述建立的面板數(shù)據(jù)模型以經(jīng)濟增長率為被解釋變量，僅僅進行了相對分析，為了彌補其不足，了解各變量水平值之間關(guān)系，我們在此嘗試協(xié)整分析并建立誤差修正模型。

1.協(xié)整分析

誤差修正模型要求變量必須是同階單整，我們對GDP、GC、GI、JC、PI分別進行了單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)GDP、GC、GI是1階單整，JC、PI是2階單整，因此本文采用Engle-Granger兩步法對變量GDP、GC、GI進行協(xié)整分析。如果它們之間是協(xié)整的，他們之間的協(xié)整關(guān)系就可以表示為：

GDPt=α+βGI+γGC+υt（3）

對上述模型殘差進行單位根檢驗，我們發(fā)現(xiàn)υt構(gòu)成I(0)過程，我們判斷GDP、GC、GI之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.誤差修正模型

假設(shè)相對于理論均衡的非均衡偏離ECMt滿足以下等式：

ECMt=GDPt-α-βGIt-γGCt（4）

則誤差修正模型如下：

D(GDP)t=β1D(GC)+β2D(GI)+β3ECMt-1+εt（5）

對（4）式做參數(shù)變換為：

GDPt=-β3•α+β1GCt+β2GIt+(1+β3)GDPt-1-(β1+β3•γ)GCt-1-(β2+β3•β)GIt-1 （6）

3.實證結(jié)果

根據(jù)（4）式所列模型進行分析，結(jié)果如表5所示。檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計量值為8.16，在1%的顯著性水平下，我們拒絕所有系數(shù)同時為零的假設(shè)。調(diào)整的決定系數(shù)為0.64，被解釋變量和解釋變量之間存在結(jié)構(gòu)影響關(guān)系，擬合程度也比較好。由于模型Ⅰ的分析表明江蘇情況特殊，我們在此不研究江蘇省情況?？紤]到β3符號問題，以下分析不涉及湖北、江蘇、江西、河南、重慶、貴州、、陜西和青海。

其他地區(qū)政府消費總量對經(jīng)濟增長總量影響情況是：北京、山東、海南和四川的政府消費系數(shù)β1為正，這些省份增加政府消費將增加國內(nèi)生產(chǎn)總值，這一點與模型Ⅰ結(jié)論一致；在模型Ⅱ中湖北和廣東兩個省份政府消費量的回歸系數(shù)均為負，說明增加其政府消費無益于國內(nèi)生產(chǎn)總值總量增長，比前述經(jīng)濟增長率模型分析更進一步，在前述模型中，我們只發(fā)現(xiàn)廣東政府消費增長率對其經(jīng)濟增長率影響不顯著。

其他地區(qū)政府投資總量對經(jīng)濟增長總量影響情況是：北京、廣東和四川政府投資系數(shù)β2為正，說明在這些地區(qū)增加政府投資總量將有利于增加當?shù)亟?jīng)濟增長總量，這也與模型Ⅰ分析結(jié)果一致。結(jié)合前述模型可知，廣東政府投資總量增長有利于提高經(jīng)濟增長總量，不過廣東政府投資增長率最好不要超過上年數(shù)；四川則應(yīng)加大政府投資力度，以比往年更大的政府投資增長率進行投資。模型Ⅱ顯示，山西、黑龍江和廣西的政府投資總量對經(jīng)濟增長總量的作用效果不顯著，與模型Ⅰ的結(jié)論不一致，對這些省份政府投資和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系有待進一步分析。

表5 誤差修正模型估計表

地 區(qū)

β1β2β3地 區(qū)β1β2β3

北 京1.116***

1.035***-0.839***湖 北-1.428**-0.5790.395

天 津0.797-0.003-0.071湖 南-0.1480.185-0.183

河 北0.0910.239-0.235廣 東-0.236*0.558**-0.554***

山 西0.6850.593-0.058廣 西0.912-0.097-0.073

內(nèi) 蒙1.066-0.077-0.340海 南9.789*-0.193-0.261*

遼 寧-0.0510.059-0.086重 慶0.968-0.0180.039吉 林1.2160.001-0.216四 川1.066**1.823***-0.608***

黑龍江-0.1440.442-0.505貴 州1.2791.0760.127

上 海0.4020.271-0.154云 南0.4230.853-0.281

江 蘇0.153-0.482**0.189*西 藏2.367-3.9230.082

浙 江-0.0450.227-0.167陜 西1.3120.4870.017

安 徽-0.4840.217-0.281甘 肅0.6860.648-0.331

福 建0.418-0.330-0.023青 海1.8923.4760.080

江 西1.2650.4120.112寧 夏5.1941.152-0.072

山 東0.333*-0.004-0.254新 疆1.1000.003-0.058

河 南0.267-0.2980.069

五、結(jié)論及建議

本文對政府投資、政府消費和居民消費、私人投資對經(jīng)濟增長的影響進行比較分析，通過構(gòu)建全國和省級二個層面的面板數(shù)據(jù)，可以得到如下結(jié)論：

第一，全國層面分析表明，在中國無論是加大政府投資增長率、政府消費增長率、居民消費增長率還是提高私人投資增長率都有利于中國經(jīng)濟增長。本文的結(jié)論是私人投資增加1%，產(chǎn)出提高0.043%；政府投資增加1%，產(chǎn)出提高0.047%；居民消費增加1%，產(chǎn)出提高0.296%；政府消費增加1%，產(chǎn)出提高0.066%。

全國居民消費彈性遠遠高于政府消費彈性、政府投資彈性和私人投資彈性。在全球金融危機中中國要實現(xiàn)經(jīng)濟增長，從投資和出口導(dǎo)向的增長模式向私人消費拉動增長模式轉(zhuǎn)變是合理的選擇。

第二，地域因素影響經(jīng)濟增長率，尤其是江蘇和云南。另外，除了北京、遼寧、山東、貴州、青海和新疆外，其他省份的地理因素對經(jīng)濟增長率的影響區(qū)別不大。時間因素也影響經(jīng)濟增長，2004年和2005年是近10年來經(jīng)濟增長的最快時期。

第三，省級層面研究政府消費與經(jīng)濟增長關(guān)系問題，兩個研究模型都肯定了北京、山東和四川政府消費對經(jīng)濟增長的促進作用；內(nèi)蒙古、廣西和新疆僅是政府消費增長量對經(jīng)濟增長量有顯著正向影響，他們的政府消費增長率對經(jīng)濟增長率沒有顯著影響；湖北政府消費增長率對經(jīng)濟增長率沒有顯著影響，但是其消費增長量對經(jīng)濟增長量卻有顯著的負向影響。除前述地區(qū)外，其他地區(qū)政府消費對經(jīng)濟增長都沒有顯著影響。

第四，省級層面研究政府投資對經(jīng)濟增長的影響表明，對北京和四川而言，無論是政府投資增長率對當?shù)亟?jīng)濟增長率的影響，還是政府投資增長量對當?shù)亟?jīng)濟增長量的影響都是顯著的；廣東政府投資增長率對當?shù)亟?jīng)濟增長率影響不顯著，政府投資增長量對當?shù)亟?jīng)濟增長量影響顯著。在山西、黑龍江、廣西、的政府投資對經(jīng)濟增長的作用問題上，我們還沒有得出確定的結(jié)論；除前述地區(qū)外，其他地區(qū)的政府投資對經(jīng)濟增長的影響都不顯著。

第五，各地區(qū)居民消費增長率和私人投資增長率對經(jīng)濟增長率影響不同，湖北、江蘇、四川、寧夏、黑龍江、北京、天津、河北、山西、遼寧、江西、山東、廣東和貴州的居民消費增長率對當?shù)亟?jīng)濟增長率影響顯著；其他地區(qū)影響不顯著。在影響顯著的地區(qū)，各地區(qū)的影響程度和顯著性水平不同。私人投資增長率對經(jīng)濟增長影響顯著的地區(qū)包括北京、遼寧、黑龍江、福建、貴州、、陜西和甘肅；其他地區(qū)私人投資增長率對經(jīng)濟增長影響不顯著。

針對以上分析，本文提出如下建議：

第一，將增加居民消費作為實現(xiàn)經(jīng)濟增長的長效機制。居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻遠遠超過政府消費、政府投資和私人投資，制定有利于居民消費的政策措施，通過居民消費水平提高來實現(xiàn)經(jīng)濟增長是中國政府的明智選擇，只有這樣，中國居民才能從經(jīng)濟增長中獲益，最終實現(xiàn)經(jīng)濟增長和居民消費增長之間的良性循環(huán)。北京、天津、河北、山西、遼寧、黑龍江、江蘇、江西、山東、湖北、廣東、四川、貴州和寧夏的居民消費對經(jīng)濟增長影響顯著，影響程度排在前五位的地區(qū)是黑龍江、江蘇、湖北、四川和寧夏。因此，政府的刺激消費政策應(yīng)該至少要區(qū)分影響顯著地區(qū)和不顯著地區(qū)

兩類情況制定，對影響顯著的地區(qū)還要分別情況制定不同政策。

第二，在政府投資方面，大力增加北京和四川的政府投資，穩(wěn)步增加廣東政府投資；對山西和黑龍江、廣西和的政府投資效率展開研究；對除北京、四川、廣東、山西、黑龍江、廣西和外的其他地區(qū)投資進行合理調(diào)控，因為這些地區(qū)政府投資對經(jīng)濟增長影響并不顯著。在政府消費方面，大力增加北京、山東和四川的政府消費；穩(wěn)定增加內(nèi)蒙古、廣西和新疆的政府消費；穩(wěn)定或適當降低湖北政府消費增長率；對黑龍江，需要深入研究其政府消費和經(jīng)濟增長之間關(guān)系之后，再做決策。其他地區(qū)政府消費增長率可維持相對穩(wěn)定。

第三，從實現(xiàn)經(jīng)濟增長的目的出發(fā)，各省可采取不同的措施。遼寧政府投資增長率可以維持不變或減少，政府消費增長率、居民消費增長率和私人投資增長率應(yīng)當加大；黑龍江居民消費增長率和私人投資增長率可以增大，目前還不能對政府投資和政府消費增長率提出明確意見；四川在提高私人投資增長率上無須費時費力，政府消費增長率、政府投資增長率和居民消費增長率可以增加，并且政府投資增長率提高更有利于當?shù)亟?jīng)濟增長；山西應(yīng)當增加居民消費；內(nèi)蒙古應(yīng)繼續(xù)增加政府消費；江蘇應(yīng)增加居民消費，對增加政府投資，我們持懷疑態(tài)度，不應(yīng)當增加政府投資；福建一方面應(yīng)加大政府消費增長率，另一方面應(yīng)采取措施增大私人投資規(guī)模；山東在政府消費和居民消費增長方面仍然大有可為，政府投資增長率和私人投資增長率則無需提高；廣西應(yīng)增加政府消費增長率，對政府投資變動，還沒有明確的建議；貴州應(yīng)采取措施擴大居民消費，提高私人投資增長率，而政府消費增長率和政府投資增長率則無需提高；工作重點是加大私人投資增長率；陜西和甘肅應(yīng)增加私人投資增長率；新疆應(yīng)增加政府消費增長率；天津、河北、江蘇、江西、湖北和寧夏應(yīng)努力提高居民消費增長率，政府消費、政府投資和私人投資增長率無需提高；廣東應(yīng)提高居民消費增長率，無需提高政府消費、政府投資和私人投資增長率，但政府投資總量卻可以適當增加，其政府消費增長量若能減少將更有利于提高經(jīng)濟增長總量；湖北應(yīng)提高居民消費增長率，不增加政府消費增長率。

第四，從私人投資對經(jīng)濟增長的作用看，中央可以引導(dǎo)私人更多地向北京、遼寧、黑龍江、福建、貴州、、陜西和甘肅投資，這些地區(qū)私人投資對經(jīng)濟增長影響顯著。

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第5篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

［關(guān)鍵詞］ 能源消耗；GDP；協(xié)整分析；誤差修正模型；預(yù)測

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

［中圖分類號］ F427；F124 ［文獻標識碼］ A ［文章編號］ 1673 - 0194（2012）18- 0062- 03

1 引 言

能源是人類活動的物質(zhì)基礎(chǔ)。在某種意義上講，人類社會的發(fā)展離不開優(yōu)質(zhì)能源的出現(xiàn)和先進能源技術(shù)的使用。在當今世界，能源的發(fā)展、能源和環(huán)境，是全世界、全人類共同關(guān)心的問題，也是我國社會經(jīng)濟發(fā)展的重要問題。隨著工業(yè)化進程的深入，能源的大量使用成為經(jīng)濟增長的推動力量?？梢?，經(jīng)濟增長與能源消費之間形成一定的互動關(guān)系。能源是經(jīng)濟增長的原動力，經(jīng)濟增長又拉動能源消費。能源消費分兩部分：一部分是由生產(chǎn)技術(shù)水平所決定的能源消費，一般這部分能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系在短期之內(nèi)不會發(fā)生明顯變化；另一部分是由管理水平、市場環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素決定的能源消費水平，即體制性因素決定的能源消費水平。這部分消費可變性較大，引起能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系不穩(wěn)定。

內(nèi)蒙古是我國的能源大省，蘊含豐富的煤炭、天然氣、風(fēng)能以及稀土資源。其中煤炭產(chǎn)能居國內(nèi)前列。依托自身的資源優(yōu)勢，同時占有臨近東北老工業(yè)基地及華北京津經(jīng)濟發(fā)達的區(qū)位優(yōu)勢。最近幾年資源轉(zhuǎn)化的飛快發(fā)展支持了周邊地區(qū)快速的經(jīng)濟發(fā)展，同時也實現(xiàn)了內(nèi)蒙古資源優(yōu)勢向經(jīng)濟優(yōu)勢的轉(zhuǎn)變。經(jīng)過多年的開發(fā)建設(shè)，自治區(qū)建立起了煤炭開發(fā)、電力生產(chǎn)、天然氣資源開發(fā)和利用為主體的能源經(jīng)濟體系。

本文擬從定量分析內(nèi)蒙古的能源消費和經(jīng)濟增長入手，建立計量經(jīng)濟模型，運用回歸分析和協(xié)整分析方法，分析1985－2010年內(nèi)蒙古能源消費與地區(qū)GDP 增長的關(guān)系。通過對經(jīng)濟增長的預(yù)測結(jié)果間接估計能源消費總量變動趨勢。

2 能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析

從國內(nèi)外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用GDP數(shù)據(jù)代表經(jīng)濟發(fā)展，用能源消費總量數(shù)據(jù)代表能源消費，選用經(jīng)濟計量模型展開研究。

2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

本文的分析數(shù)據(jù)來源于《2011年內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》，其中能源消費總量以萬噸標準煤為單位，GDP 以億元為單位。1985-2010 年間中國國內(nèi)物價變化很大，造成名義GDP與實際GDP 數(shù)值之間出現(xiàn)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(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系時，應(yīng)該選取扣除價格變動影響后的實際GDP。本文以1985年不變價格計算的實際GDP，用此實際GDP作為經(jīng)濟發(fā)展變量進行實證分析。

2.2 簡單回歸分析

為了深入分析內(nèi)蒙古能源消費與GDP之間的關(guān)系，我們知道，GDP的增加與導(dǎo)致能源消費的增加，首先對兩者進行簡單相關(guān)分析。為消除數(shù)據(jù)間的較大變動，對數(shù)變化后能減少多重共線性和異方差對模型的影響，因此對兩變量取對數(shù)。用Y表示能源消費，X表示實際GDP，lnY表示對能源消費Y取對數(shù)，lnX表示實際GDP值X取對數(shù)。以此利用Eviews 6．0進行一元線性回歸，得到如下回歸結(jié)果：

t＝（20．90）（19．56）

R2=0.94 DW＝0．167 （1）

在回歸方程中，括號內(nèi)表示系數(shù)估計的t統(tǒng)計量。從回歸的結(jié)果來看，回歸方程和系數(shù)都表現(xiàn)出高度顯著。利用White檢驗統(tǒng)計量nR2對上述回歸結(jié)果的殘差進行檢驗，得到nR2＝1．93，說明在1％的顯著性水平下不能否定原假設(shè)，即認為隨機項中不存在異方差。但DW值為0．167，小于dL=1.302，說明殘差序列存在正自相關(guān)。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(guān)系。

2.3 協(xié)整分析

2.3.1 單位根檢驗

平穩(wěn)性檢驗是檢驗時間序列數(shù)據(jù)的波動是否平穩(wěn)。分別對變量lnY、lnX 的水平值及其一階差分序列和二階差分序列進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果見表1。

從表1中可以看出，lnY和lnX，DlnY和DlnX的ADF統(tǒng)計量的值均大于1％～10％水平所以的臨界值，無法拒絕原假設(shè)，即認為均為非平穩(wěn)序列。lnY和lnX的二階差分DDlnY和DDlnX的ADF統(tǒng)計量在1％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即認為它們是平穩(wěn)序列。因此，檢驗結(jié)果表明lnY和lnX的二階差分變量都是二階單整序列I（2）。

2.3.2 協(xié)整檢驗

對于兩個經(jīng)濟變量，有時雖然它們各自有各自的長期波動規(guī)律，但如果它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，則它們是協(xié)整的。如果兩組非平穩(wěn)時間序列不存在協(xié)整關(guān)系，則根據(jù)它們構(gòu)造出來的回歸模型就可能是偽回歸的。由于變量lnY和lnX是二階單整序列，因此應(yīng)該對其是否存在協(xié)整關(guān)系進行檢驗。本文選用EG兩步檢驗法對二者進行檢驗。

第一步，建立DDlnY作為被解釋變量，DDlnX作為解釋變量的一元線性回歸方程，回歸結(jié)果如下：

第6篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：信息消費；經(jīng)濟增長；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F063.2 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2016）11-29 -03

一、引言

隨著我國信息產(chǎn)業(yè)不斷發(fā)展，信息基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，信息產(chǎn)品的供應(yīng)日益增多，我國信息消費逐年增長。21世紀以來，信息消費每增加100億元，能帶動國民經(jīng)濟增長300多億元；在美國、日本的人均信息消費支出分別為3400美元和2400美元，而我國僅為190美元，我國的信息消費有著巨大的發(fā)展空間。但是，就我國目前所處的發(fā)展階段而言，信息消費與經(jīng)濟增長存在怎樣的關(guān)系？在我國大力發(fā)展信息產(chǎn)業(yè)的背景下厘清二者之間的關(guān)系對于我國制定科學(xué)的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略、提高居民生活水平等方面具有重要的現(xiàn)實意義。

眾多文獻通過實證的方法研究我國居民信息消費。丁志帆（2014）運用數(shù)值模擬分析城鎮(zhèn)居民信息消費的差異化福利效應(yīng)，得出信息消費增速變動的福利效應(yīng)有很明顯的群體差異性。沈小玲、鄭亞琴（2013）運用ELES模型，對我國城鎮(zhèn)居民信息消費結(jié)構(gòu)進行分析，研究表明消費結(jié)構(gòu)地區(qū)差異明顯，信息消費“棘輪效應(yīng)”明顯。葉元玲、賴茂生（2012）通過聚類分析，研究“十一五”前后各省農(nóng)村居民信息消費的指標，剖析地區(qū)信息消費水平和信息消費意愿不平衡的原因。馬哲明、李永和（2011）運用回歸方程，分析農(nóng)村居民信息消費與其收入的關(guān)系，得出1985-1997年，農(nóng)村居民的收入決定其信息消費，1997-2006年，農(nóng)村居民的信息消費決定其收入。盡管上述文獻從不同角度、運用不同方法對我國居民信息消費進行定量分析，但他們的研究都沒有從宏觀角度研究我國信息消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

本文采用1978～2014年我國居民消費和國內(nèi)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)，以柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為模型，引入勞動投入、資本存量、技術(shù)進步和信息消費等要素組合，并通過協(xié)整分析和Granger因果檢驗進行系統(tǒng)的分析信息消費對經(jīng)濟增長的影響。

二、 研究方法及數(shù)據(jù)說明

（一）理論模型

本文以柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為模型的函數(shù)表達形式研究我國信息消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，并假定技術(shù)不變，即A為常數(shù)。生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

Y（t）=K（t） αL（t） βAγIC（t） θ （1）

對（1）式求時間t的導(dǎo)數(shù)，則有：

（2）

增加滿足標準假設(shè)的誤差項和常數(shù)項，（2）式變?yōu)椋?/p>

Yt=c+αKt+βLt+θICt+μt （3）

其中，Y代表總產(chǎn)出或?qū)嶋HGDP，K是資本存量，L是勞動投入，IC是信息消費。

Kt、Lt、ICt分別表示總產(chǎn)出、資本、勞動投入、信息消費的增長，α、β、θ分別表示資本、勞動、技術(shù)進步、信息消費對產(chǎn)出的彈性。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文在考慮信息消費約束的經(jīng)濟增長模型分析框架下，探討我國信息消費與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系。本文以我國1978-2014年度數(shù)據(jù)為樣本，選取數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒1978-2015》進行相關(guān)的處理，具體處理如下：1.總產(chǎn)出（實際GDP）：將GDP數(shù)據(jù)用平減指數(shù)換算成以1978年不變價格計算的實際GDP；2.勞動投入（L）：采用全社會從業(yè)人員度量勞動力投入；3.資本存量（K）：采用永續(xù)盤存法。計算公式為Kt=It/Pt+（1-δ）Kt-1，其中，Kt是第t年以1978年不變價格計價的實際資本存量；It是以當期價格計算的投資額；Pt是第t年定基價格指數(shù)，δ參數(shù)是折舊率；4.信息消費（IC）：本文采用尹世杰的觀點，以醫(yī)療保健、交通與通訊、文化教育娛樂用品與服務(wù)等信息消費含量高的消費作為信息消費的構(gòu)成內(nèi)容，并把每一年的居民信息消費總量折算成以1978年為基期的實際信息消費量。

三、 實證結(jié)果與分析

（一）單位根檢驗

由于本文所用的是時間序列數(shù)據(jù)，應(yīng)該對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗以避免“偽回歸”。本文采用五種方法進行水平序列和差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

由表1可以看出不同的檢驗方法具有不同的檢驗效率，雖然五種單位根的檢驗上顯現(xiàn)的結(jié)果有差異，但總體來看，可以認定四種變量屬于一階單整，即I（1）。

（二）協(xié)整檢驗

由于1nGDP、1n K、1n L、1n IC四個變量存在著一階單整，所以判斷它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系，即長期穩(wěn)定關(guān)系。本文首先通過向量自回歸（VAR）來確定最佳的滯后階數(shù)，如表2所示。根據(jù)表2提供的各滯后階數(shù)下五個指標的估計值及檢驗結(jié)果，初步確定VAR模型最佳滯后階數(shù)為2階。

基于VAR（2）模型，應(yīng)用Johansen協(xié)整檢驗判斷1nCDP、1nK、1nL、1nIC的協(xié)整關(guān)系時，確定滯后期為1。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗，確定最佳的協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ停琂ohansen協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示。

根據(jù)特征根檢驗和極大特征值檢驗統(tǒng)計的結(jié)果：在0.05的顯著水平下不接受沒有協(xié)整向量的原假設(shè)。這表明1978-2014年我國經(jīng)濟增長與居民信息消費、資本存量、勞動投入量之間存在著長期均衡關(guān)系，協(xié)整關(guān)系為：

1Ncdp=0.1871Nic+0.2041nK+0.7811nL

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整檢驗的結(jié)果說明我國經(jīng)濟增長與居民的信息消費之間具有長期均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系需要進一步采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表4所示。可以看出，居民信息消費可以促進經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長又會反作用于信息消費。

（四）差分分解分析

為了檢驗格蘭杰因果檢驗結(jié)果的準確性，采用差分分解法進一步的驗證。驗證結(jié)果如圖1和圖2所示。

圖1表明，信息消費的變化對經(jīng)濟增長的貢獻度總體上低于20%；資本存量的變化對經(jīng)濟增長的貢獻率卻微乎其微；勞動投入量的變化對經(jīng)濟增長的貢獻相對比較大，維持在20%左右。圖2表明，經(jīng)濟增長信息消費變化的貢獻率逐步上升，達到71%的峰值，此后開始下降；資本存量和勞動投入量對信息消費變化的貢獻率從期初一直在增加，但資本存量的貢獻率明顯比勞動投入量的貢獻率大。綜合圖1和圖2分析，表明我國居民信息消費對經(jīng)濟增長的推動作用遠小于經(jīng)濟增長對信息消費的拉動作用，我國經(jīng)濟增長更多地依賴勞動投入量，我國經(jīng)濟仍屬于粗放型經(jīng)濟。

四、結(jié)論

本文在采用多變量的分析框架下，利用我國1978～2014年35年時間序列數(shù)據(jù)，通過Johansen協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗分析和方差分解分析，對我國經(jīng)濟增長與居民信息消費之間的關(guān)系進行了分析研究，得出如下結(jié)論：1.我國經(jīng)濟增長與勞動投入量、資本存量、居民信息消費量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，居民的信息消費對我國經(jīng)濟增長的推動作用小于勞動投入量和資本存量的推動作用。2.我國經(jīng)濟增長與居民信息消費之間互為格蘭杰因果關(guān)系。說明在經(jīng)濟增長和居民信息消費之間，二者可相互促進，因此在制定促進經(jīng)濟增長的政策方面應(yīng)考慮到居民信息消費的作用。3.信息消費對經(jīng)濟的增長的貢獻小于經(jīng)濟增長對信息消費增長的貢獻，我國經(jīng)濟增長仍處于粗放型階段，但以信息消費拉動經(jīng)濟增長仍具有一定的作用。

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第7篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

文/王涵麗

【摘要】人類社會的進步離不開能源的支持，經(jīng)濟增長與能源消費之間具有緊密的關(guān)系。能源是經(jīng)濟增長的動力，經(jīng)濟增長又促進能源的消費。本文通過典型相關(guān)分析，研究經(jīng)濟增長對能源消費的影響。結(jié)果表明，經(jīng)濟增長特別是反映人民生活水平的人均可支配收入的增加，會帶來能源消費量的直接增長，并據(jù)此提出相應(yīng)建議。

關(guān)鍵詞 經(jīng)濟增長；能源消費；典型相關(guān)分析

【作者簡介】王涵麗，內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué)碩士研究生，研究方向：西方經(jīng)濟學(xué)。

一、引言

伴隨社會的進步，經(jīng)濟增長與能源消費的相互作用日益加深，二者相互促進，彼此制約。經(jīng)濟發(fā)展水平同能源消費之間的相互影響已然成為廣大學(xué)者的研究熱點。

第一，國家及人民對能源的需求受到經(jīng)濟快速增長的影響。長期以來，我國經(jīng)濟持續(xù)高速增長，工業(yè)得到較快發(fā)展，人民生活水平顯著提高，極大地推動了我國對能源的需求。第二，科技的發(fā)展豐富了人們利用能源的途徑?？萍及l(fā)展及人才培養(yǎng)，促進了人們對能源利用方法的改造，有助于提高能源利用效率。第三，能源的發(fā)展需要經(jīng)濟為其奠定物質(zhì)基礎(chǔ)。眾所周知，相較于其他產(chǎn)業(yè)而言，能源產(chǎn)業(yè)所需要投入較大并且建設(shè)所需時間較久，這些建設(shè)所需資金全部來源于經(jīng)濟的快速發(fā)展。

社會、經(jīng)濟的進步促進了能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，探討經(jīng)濟增長和能源消費的相互關(guān)系，有助于提高我國能源利用效率，為我國經(jīng)濟、能源的協(xié)調(diào)發(fā)展提供政策參考。

二、我國經(jīng)濟增長與能源消費現(xiàn)狀

總的來說， 2004～2014年，我國國民生產(chǎn)總值逐年遞增，各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值均呈現(xiàn)增長趨勢。

2012年我國GDP總值為519470.1億元，比上年增長7.8%，其中第一二三產(chǎn)業(yè)GDP 增長率分別為4.5%、8.1%、8.1%。2013 年我國GDP 總值為568845.2億元，比上年增長7.7%，其中第一二三產(chǎn)業(yè)GDP增長率分別為4.0%、7.8%、8.3%。2014年我國GDP 為636462.7 億元，比上年增長7.4%，其中第一二三產(chǎn)業(yè)GDP 增長率分別為4.1%、7.3%、8.1%。第二三產(chǎn)業(yè)GDP增長強勁；相反，第一產(chǎn)業(yè)GDP增長緩慢，長期停留在較低平穩(wěn)水平。

我國能源消費總量同樣逐年遞增。2012年我國能源消費總量增長率達到3.9%；其中，煤炭、石油、天然氣、水電消費量增長率分別為2.5%、6.0%、10.2%、5.5%； 全國萬元GDP 能耗下降3.6%。2013年我國能源消費總量增長率3.7%；其中煤炭、石油、天然氣、水電消費量增長率分別為3.7%、3.4%、13.0%、7.5%；全國萬元GDP能耗下降3.7%。2014年，我國節(jié)能減排有了重大進展，對煤炭資源的消費首次出現(xiàn)下降,能源消費總量增長率僅為2.2%；其中，煤炭消費量下降2.9%，石油、天然氣、水電消費量增長率分別為5.9%、8.6%、3.8%；全國萬元GDP能耗下降4.8%。我國對能源的消費量從高到低依次為煤炭、石油、水電、天然氣。雖然2014 年我國對煤炭的消費減少，但我國的消費結(jié)構(gòu)仍然是煤炭占據(jù)主導(dǎo)地位，并且其消費量顯著高于其他能源、增幅最大，我國對煤炭的消費占消費總量的比例歷年均達到66%以上。與之相比，我國對除煤炭外的一次能源（石油、水電和天然氣） 的消費量增幅很小，對各類能源的消費仍然集中于高碳排放的化石能源，特別是對煤炭和石油的依賴很大，而低碳能源水電和天然氣消費量及增幅均較小。

綜上所述，我國GDP和能源消費量都呈現(xiàn)出逐年增長趨勢，那么經(jīng)濟增長對能源消費量究竟有什么影響，下面用典型相關(guān)分析進一步闡述。

三、經(jīng)濟增長與能源消費的典型相關(guān)分析

（一） 變量選擇及數(shù)據(jù)來源

經(jīng)濟增長指在一個較長的時間范圍內(nèi)，一個國家人均產(chǎn)出水平的持續(xù)增長，可以衡量一個國家或地區(qū)總體經(jīng)濟實力的增長速度。本文以經(jīng)濟增長作為第一組變量，通過以下四類共5個指標來體現(xiàn)。1.體現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平的指標：國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，用X1表示。

2.體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標：第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值比GDP，用X2表示。

3.體現(xiàn)經(jīng)濟活躍程度的指標：固定資產(chǎn)投資，用X3表示。

4.體現(xiàn)生活水平的指標：人均可支配收入和全體居民消費水平，用X4和X5表示。

能源消費量反映一個地區(qū)在一定時期內(nèi)消費的能源總量，用能源消費總量指標來反映，用Y表示，作為第二組變量。

本文選用1980～2014年年度數(shù)據(jù)，全部數(shù)據(jù)由國泰安數(shù)據(jù)庫及2014年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報獲得。為消除量綱影響，采用標準化方法處理數(shù)據(jù)。

（二） 樣本相關(guān)系數(shù)分析

從表1可以看出，反映經(jīng)濟增長的指標與組內(nèi)的指標高度相關(guān)；第二組變量中只有一個變量。由表2可以看出經(jīng)濟增長與能源消費這兩組變量間確實存在相關(guān)關(guān)系。能源消費總量與人均可支配收入相關(guān)性最高，相關(guān)系數(shù)為0.9858；其次是全體居民消費水平、國內(nèi)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資；相關(guān)性最弱的是第三產(chǎn)業(yè)占國民生產(chǎn)總值比重，相關(guān)系數(shù)為0.8681，雖然該相關(guān)系數(shù)最低，但相關(guān)性已經(jīng)屬于較強的?？梢姡?jīng)濟增長與能源消費之間有較強的相關(guān)性。這里需要做的就是提取綜合指標來代表這種相關(guān)性。

（三） 典型相關(guān)系數(shù)及顯著性檢驗

由于代表能源消費的第二組變量中只有一個指標，所以本文只需要提取一對典型變量A、B。典型變量（A、B） 的相關(guān)系數(shù)達到0.996，P值小于0.05，說明在0.05的檢驗水平上A與B的相關(guān)關(guān)系顯著，即可以用反映經(jīng)濟增長的第一組變量解釋反映能源消費的第二組變量（見表3）。

（四） 典型相關(guān)模型的構(gòu)建

spss輸出的結(jié)果中包括經(jīng)濟增長和能源消費的非標準化典型系數(shù)和標準化典型系數(shù)。因為指標的種類繁多、復(fù)雜多樣，有的還是不同質(zhì)，即便是同一指標，在不同的行業(yè)，也會因其行業(yè)標準、重要性的不同而缺乏可比性，所以對指標進行標準化處理，使不同企業(yè)、不同指標間進行直接比較成為可能。標準化系數(shù)就是無量綱化后的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，非標準化系數(shù)就是數(shù)據(jù)未經(jīng)無量綱化得出的結(jié)果?；谝陨显?，本文采用標準化典型系數(shù)進行分析。進而寫出A （來自第一組變量組的典型變量）、B（來自第二組變量組的典型變量） 的典型相關(guān)方程，原始指標對它的典型變量的貢獻大小由其系數(shù)大小來衡量。

經(jīng)濟增長的典型方程為： A=1.126X1 +0.156X2-0.229X3+2.320X4-2.277X5

可見，對A影響最大的是X4—人均可支配收入，然后影響度由大到小依次是：X5—全體居民消費水平、X1—國內(nèi)生產(chǎn)總值、X3—固定資產(chǎn)投資和X2—第三產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。

能源消費的典型方程為：B=Y，Y完全影響B(tài)。

（五） 典型載荷分析

反映經(jīng)濟增長的第一組變量中，國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值比GDP（X2）、固定資產(chǎn)投資（X3）、人均可支配收入（X4）、全體居民消費水平（X5） 與典型變量A 的相關(guān)系數(shù)分別為0.979、0.871、0.934、0.990、0.982，第一組中所有變量與典型變量A相關(guān)性均較高，且均與A正相關(guān)。其中，X4與A相關(guān)性最強，并且從前文的典型模型分析中可知X4在A中起主要作用。不難發(fā)現(xiàn)，X3與X5在A的典型相關(guān)模型中系數(shù)為負，但在此處，它們與A的相關(guān)系數(shù)卻為正，這樣的變量稱為校正變量。第二組變量中只有能源消費總量Y一個變量，即Y與典型變量B完全正相關(guān)，Y在B中起完全作用。典型變量A與B相關(guān)系數(shù)為0.996，相關(guān)性很強。這表明，人均可支配收入X4的增加會直接促使能源消費總量Y的增加。

（六） 典型冗余分析

如果想考察構(gòu)建的典型相關(guān)模型的解釋能力，就需要進行典型冗余分析。表4反映了自身典型變量及配對典型變量分別解釋各組變量總變異的比例。

由表4可知，A解釋第一組變量總變異的比例為90.7%， B 解釋第一組變量總變異的比例為90%；A解釋第二組變量總變異的比例為99.3%，B解釋第二組變量總變異的比例為100%。第一二組變量分別被其自身及其配對典型變量解釋的百分比均較高，說明能源消費與經(jīng)濟增長可以很好地相互解釋。

四、結(jié)論

總體來看，每組指標都與其典型變量高度相關(guān)，并且都能被典型變量很好的解釋，這說明經(jīng)濟增長與能源消費確實會相互影響。具體來看，反映人民生活水平的人均可支配收入在A中起主要作用，它的增加會直接引起能源消費的增加；反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的X2變量對典型變量的貢獻最小，并且該變量與典型變量的相關(guān)性最弱，故該變量的增加對能源消費的影響較其余變量弱。這表明，人均收入提高，人們對能源的消費越來越多；第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并不會消耗太多的能源，所以和能源消費的關(guān)系并不太大。

減少對能源的消費量，應(yīng)該從以下幾點入手。

首先，隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展、人均可支配收入的增加以及消費升級，城鎮(zhèn)生活用能大大提高，生活用能占能源消費總量百分比進一步增加，因此“節(jié)能減排”應(yīng)體現(xiàn)在工業(yè)生產(chǎn)及生活中。為減少生活用能，應(yīng)鼓勵居民更多的采用節(jié)能設(shè)備。人均收入的較快增長會滋生人們浪費能源的現(xiàn)象，社會應(yīng)大力倡導(dǎo)勤儉節(jié)約的傳統(tǒng)美德。

其次，著力調(diào)整我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。國家應(yīng)出臺相關(guān)政策促進第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，逐步降低第二產(chǎn)業(yè)占國民生產(chǎn)總值的比重；通過學(xué)習(xí)國外先進技術(shù)及經(jīng)驗，引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，利用科技和政策來降低對能源的消耗。

最后，新常態(tài)下，我國經(jīng)濟增長不再單單只重視量的增長，更多的要重視結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。因此，我國的政績考核制度也應(yīng)進行改革，降低GDP在政績考核中的百分比，從強調(diào)經(jīng)濟增長速度逐步轉(zhuǎn)向經(jīng)濟增長質(zhì)量。

參考文獻

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第8篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

[關(guān)鍵詞]河北省 能源消費 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 Granger因果關(guān)系

一、引言

在全球氣候變暖的背景下,以低能耗、低污染為基礎(chǔ)的"低碳經(jīng)濟"成為全球熱點。2009年12月7日在哥本哈根召開的氣候峰會上初步達成了《哥本哈根協(xié)議》,對各國環(huán)境經(jīng)濟政策的制定和完善產(chǎn)生了重要的影響。目前中國政府已結(jié)合經(jīng)濟社會發(fā)展規(guī)劃和可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略,提出了到2020年中國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2005年下降40%-45%的減排目標。各個國家和地區(qū)都在努力減少能源的使用量和提高能源的利用效率,以減少溫室氣體的排放,這就為以重工業(yè)為經(jīng)濟支柱的河北省帶來了新的挑戰(zhàn)。

河北省是能源生產(chǎn)和消費的大省,尤其是煤炭的使用量一直居高不下。據(jù)最新數(shù)據(jù)顯示,河北省一次能源消費中煤炭占89.29%,而在化石能源―煤炭、石油、天然氣中,煤炭的含碳量最高,每噸標煤含碳量是0.68噸,排放2.5噸二氧化碳;一噸標煤熱量的石油含碳量大概是0.5―0.6噸,排放約1.9噸二氧化碳;而一噸標煤熱量的天然氣只排放1.4噸二氧化碳。煤炭使用量的居高不下位河北省發(fā)展低碳經(jīng)濟帶來了挑戰(zhàn)。因此要想在這樣一個重工業(yè)地區(qū)發(fā)展低碳經(jīng)濟,必須要了解能源利用和GDP之間存在怎樣的關(guān)系,才能夠在不影響經(jīng)濟發(fā)展的前提下,利用合適的對策建議發(fā)展低碳經(jīng)濟。

表1 河北省1980―2008年GDP與能源消費

數(shù)據(jù)來源:《河北省統(tǒng)計年鑒2009》

本文從河北省的實際出發(fā),通過單位根檢驗、協(xié)整分析和格蘭杰(Granger)因果檢驗對河北省的能源利用和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證分析,從中得到兩者之間存在的關(guān)系,以此提出適合河北省發(fā)展低碳經(jīng)濟的對策建議。

二、研究方法和數(shù)據(jù)說明

1.研究方法。對時間序列數(shù)據(jù)進行因果性檢驗,序列的平穩(wěn)性是研究的前提條件。對于平穩(wěn)性檢驗本文采用單位根檢驗(ADF);協(xié)整檢驗采用EG(Engle-Granger)檢驗方法;因果關(guān)系檢驗,本文采用格蘭杰(Granger)因果檢驗。

2.數(shù)據(jù)說明。本文選取1980―2008年間的數(shù)據(jù)作為樣本空間。數(shù)據(jù)來源于《河北省統(tǒng)計年鑒》。用地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)表示經(jīng)濟增長,用能源消費總量(NY)表示能源的使用情況。

三、實證分析

1.平穩(wěn)性檢驗。檢驗時間序列平穩(wěn)性最常用的方法是單位根檢驗法,一個非平穩(wěn)時間序列的一階自回歸模型的特征方程含有單位根,這樣對時間序列平穩(wěn)性的檢驗即轉(zhuǎn)化為對單位根的檢驗,這里我們選取ADF檢驗。為了消除數(shù)據(jù)間的異方差現(xiàn)象,對數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理,用LnGDP代表對GDP取對數(shù)后的值,用LnNY代表對能源消費量NY取對數(shù)后的值。這種變換不會改變變量間長期均衡關(guān)系和短期穩(wěn)定關(guān)系。

圖11980―2008年GDP和NY取對數(shù)后的趨勢

圖1中,橫坐標表示年份,橫坐標表示LnGDP和LnNY的值。從圖1中可以看出,兩個序列都有隨時間上升的趨勢,并且包含常數(shù)項和趨勢項,因此在ADF檢驗中應(yīng)該包含這兩項。檢驗的結(jié)果如下:

表2 LnGDP和LnNY的單位根檢驗

數(shù)據(jù)來源:《河北省統(tǒng)計年鑒2009》數(shù)據(jù)經(jīng)eviews5.1計量軟件分析整理所得

從表2可見,LnGDP和LnNY在經(jīng)過二階差分后,在滯后一期時,AIC和SC的值最小,所以選擇滯后一期時的數(shù)值,ADF值分別小于5%顯著水平的臨界值,也就是說兩個序列在95%的置信水平下是平穩(wěn)的。由于序列之間存在同階單整,因此這兩個變量符合協(xié)整檢驗的前提條件,可以對其進行協(xié)整分析。

2.協(xié)整檢驗。本文應(yīng)用協(xié)整檢驗方法是由Engle和Granger(1987)提出,又稱EG檢驗法。這種協(xié)整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。首先對兩變量用OLS法構(gòu)造一元回歸方程,證明兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系,然后對因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列,對殘差進行ADF檢驗,如果殘差項是平穩(wěn)的就說明變量間是協(xié)整的,表示存在一種長期的均衡關(guān)系。

以河北省的生產(chǎn)總值(GDP)表示因變量,能源消費量(NY)表示自變量,并對取對數(shù)后的值用OLS法構(gòu)造一個一元回歸方程。得到的方程為:

LnGDP=-13.29630+2.305968LnNY(1)

T=(-14.47093) (22.70127)

R=0.950216 R2=0.948373

式中參數(shù)都是顯著的,R和R2也較大,說明模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合的比較好。但是前面驗證出LnGDP和LnNY都是非平穩(wěn)序列,因此這個方程有可能是謬誤回歸。從(1)式得到殘差方程:

ei=LnGDP+13.29630-2.305968LnNY

采用ADF檢驗方法對殘差ei進行平穩(wěn)性檢驗,得到的結(jié)果顯示為:殘差序列檢驗T值為-4.041522小于5%顯著性水平-3.587527的臨界值,表明可以在95%的置信水平下拒絕原假設(shè),則殘差序列ei為平穩(wěn)的時間序列。也就是說河北省的能源利用和GDP之間存在一種長期的均衡關(guān)系。

3.格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗可得出時間序列之間是否存在長期的均衡關(guān)系,序列之間的因果關(guān)系可用Granger因果關(guān)系檢驗法。其基本思想是:如果變量Xt是Yt的原因,則Xt的變化應(yīng)先于Yt的變化。因此,在做Yt對其他變量的回歸時,如果把Xt的滯后值包括進來能顯著地改進對Yt的預(yù)測,則稱Xt是Yt的Granger原因,否則稱Xt不是Yt的Granger原因(鄧翔)。

通過協(xié)整檢驗,表明能源消費和經(jīng)濟增長之間存在長期的協(xié)整關(guān)系,是一種長期的均衡狀態(tài),但是這種均衡狀態(tài)究竟是能源消費作用于地區(qū)生產(chǎn)總值GDP產(chǎn)生的結(jié)果,還是GDP影響能源消費的結(jié)果?這需要通過Granger因果檢驗,驗證LnGDP和LnNY存在怎樣的因果關(guān)系。通過以上檢驗發(fā)現(xiàn),當兩個變量滯后一期時AIC和SC值較小,因此選擇滯后一期時對兩變量進行Granger因果關(guān)系檢驗。

表3 LnGDP和LnNY的Granger因果關(guān)系檢驗

從表3可以看出,在滯后一期的情況下,LnNY不是影響LnGDP的概率為0.06730,拒絕原假設(shè),說明能源消費促進了經(jīng)濟的發(fā)展。在概率為0.99104的情況下,檢驗接受了LnGDP不是影響LnNY的假設(shè),證明了經(jīng)濟增長不是引起能源消費的原因。因此,從檢驗中可以得到能源消費對GDP的單向Granger因果關(guān)系,GDP的增長對能源消費卻不存在單向的Granger因果關(guān)系。

四、結(jié)論及建議

1.結(jié)論

通過協(xié)整分析得出能源消費和GDP之間存在長期的均衡關(guān)系,盡管短期兩個變量之間可能出現(xiàn)波動,但是從長期來看兩者是一種穩(wěn)定的均衡狀態(tài)。從Granger因果關(guān)系檢驗中可以得到河北省能源消費量的增加促進了經(jīng)濟的發(fā)展,而經(jīng)濟的發(fā)展卻不是能源消費量增加的原因,由此可以得出能源消費與經(jīng)濟增長之間是單向因果關(guān)系的結(jié)論。

2.建議

從以上分析中我們可以得出,河北省經(jīng)濟的發(fā)展和能源的消費之間存在著緊密的關(guān)系,但是經(jīng)濟的發(fā)展不一定要用大量消耗一次能源來實現(xiàn)。因此在大力倡導(dǎo)低碳經(jīng)濟的今天,河北省要想在不影響經(jīng)濟發(fā)展的前提下發(fā)展低碳經(jīng)濟,就應(yīng)該提高能源的使用效率、發(fā)展清潔能源和開發(fā)新能源。根據(jù)河北省的具體情況提出了以下幾條建議:

(1)發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟,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產(chǎn)生更多的經(jīng)濟增長,減輕經(jīng)濟發(fā)展的能源壓力;另一方面也有利于環(huán)保,減少溫室氣體的排放。最終達到能源利用和經(jīng)濟發(fā)展的一種長期穩(wěn)定狀態(tài)。而新技術(shù)和新設(shè)備的應(yīng)用是提高能源利用的關(guān)鍵因素。新技術(shù)能夠提高能源的利用率,新設(shè)備能夠節(jié)能降耗,減少生產(chǎn)環(huán)節(jié)的浪費。再通過產(chǎn)業(yè)間能源的循環(huán)利用,減少生產(chǎn)環(huán)節(jié)的能源的浪費,對廢棄物進行再利用,形成一種低投入、高產(chǎn)出、低污染的生產(chǎn)模式,以最低的能耗達到最高的產(chǎn)出。

(2)優(yōu)化能源結(jié)構(gòu),大力開發(fā)新能源。

從全省能源消費結(jié)構(gòu)看,河北省煤炭消費占絕對主體地位,石油次之,天然氣最低。2008年,這一比例為89.9:9.3:0.8。一次能源的大量消耗不利于經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展,而且在倡導(dǎo)低碳發(fā)展的今天這也將制約河北省經(jīng)濟的健康有序發(fā)展。河北省可以利用自身的優(yōu)勢,開發(fā)新能源無疑能為發(fā)展清潔能源注入新的“血液”。利用豐富的水資源開發(fā)水電能源,秦皇島、唐山等地瀕臨海域有豐富的水電寶藏。張家口有豐富的風(fēng)能資源可以利用風(fēng)能發(fā)電,代替煤炭和石油在生產(chǎn)中產(chǎn)生作用。不但能夠減少不可再生資源的使用量,還能夠減少溫室氣體的排放。

(3)政府加大對政策的支持力度。

政府增加節(jié)能公共預(yù)算,支持節(jié)能項目的實施和節(jié)能技術(shù)的研究開發(fā)和推廣應(yīng)用。政府要對一些低耗能、低污染的企業(yè)給予有力的發(fā)展政策,鼓勵這些企業(yè)的開發(fā)新技術(shù),推進節(jié)能技術(shù)的發(fā)展。并且取締那些高耗能、高污染,對GDP貢獻率低的企業(yè),使河北省發(fā)展成為環(huán)境友好型的省區(qū)。

參考文獻:

[1]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EVIEWS應(yīng)用.北京:中國統(tǒng)計出版社,2002.

[2]蔡鑫磊.我國能源消費與GDP的關(guān)系―基于時間序列的實證分析[J].經(jīng)濟問題,2010.5.

[3]彭建強.河北省能源安全問題研究.河北省社會科學(xué)研究院.

[4]陳英姿,李雨潼.低碳經(jīng)濟與我國區(qū)域能源利用研究[J].吉林大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報,2009.3.

第9篇：消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；能源消費；經(jīng)濟增長

0 引言

從2000年開始，我國經(jīng)濟進入明顯的上升期，同時能源緊縮的現(xiàn)象也開始嶄露頭角。為了維持經(jīng)濟的增長速度，資金開始流向能源充分的西部省份，由此引發(fā)了內(nèi)蒙古地區(qū)經(jīng)濟的高速增長。這種由于能源消費帶動經(jīng)濟增長的方式也被稱為“能源拉動型繁榮”。由于能源的稀缺性，中國能源緊缺的局勢還會持續(xù)，同時內(nèi)蒙古地區(qū)經(jīng)濟在能源支撐下的高速增長，短時間內(nèi)不會改變。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的背景下，如何在降低能源消費的同時維持經(jīng)濟增長速度，將成為熱點問題。本文先對內(nèi)蒙古地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系進行實證分析，意圖從長期的和動態(tài)的角度尋找能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，為緩解內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長之間矛盾、改變粗放型增長模式提供建議參考。

1 模型的構(gòu)建

新古典經(jīng)濟增長模型關(guān)注的焦點是經(jīng)濟增長的直接原因，在其假設(shè)的條件下，將能源消費也作為一種生產(chǎn)投入，計入到生產(chǎn)函數(shù)中，得到的生產(chǎn)函數(shù)為：

（1）

K表示資本，L表示勞動力，E表示能源消費，ε為隨機誤差項。

如果采用科布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的形式則可以表示為：

（2）

為了避免異方差，兩邊取對數(shù)展開為：

（3）

引入時間維度，則模型變?yōu)椋?/p>

（4）

相應(yīng)地，當引入第一、二、三產(chǎn)業(yè)時，用Y1，Y2，Y3分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增加值，用K1，K2，K3，L1，L2，L3和E1，E2，E3分別表示三次產(chǎn)業(yè)的資本、勞動力投入和能源消費。

2 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于各年的《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》；利用的分析軟件是Eviews5.0。

在充分考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取了內(nèi)蒙古地區(qū)1995-2010年各產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)作為原始的分析數(shù)據(jù)。為了保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性，減小由于數(shù)據(jù)的誤差帶來的影響，有關(guān)能源消費（Et）的數(shù)據(jù)是利用《全區(qū)能源平衡表（標準量）》換算得出的（單位：萬噸標準煤）；資本投資（Kt）統(tǒng)一采用各年的固定資產(chǎn)投資凈額（單位：億元）；勞動力投入（Lt）為各年各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)（單位：萬人）；各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長（Yt）為各年的GDP以1955年為基數(shù)的調(diào)整值，以去除可能的通貨膨脹的影響（單位：億元）。

圖1 第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長、資本投資、勞動力投入與能源消費的水平變化趨勢圖

3 實證檢驗與分析

3.1 單位根檢驗

為了判定時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，即時間序列的均值或協(xié)方差是否隨著時間的變化而變化，首先進行單位根檢驗。

圖2 第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長、資本投資、勞動力投入與能源消費的水平變化趨勢圖

圖3 第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長、資本投資、勞動力投入與能源消費的水平變化趨勢圖

表1內(nèi)蒙古地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長、資本投資、勞動力投入

與能源消費的單位根檢驗結(jié)果

由表中數(shù)據(jù)可知，大部分時間序列變量是一階平整的，個別為二階平整的，因此還要進行協(xié)整檢驗。

3.2 協(xié)整檢驗

要檢驗變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，本文主要采用E-G兩步檢驗法進行協(xié)整檢驗。

其結(jié)果如下：

表2 三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長、資本投資、勞動力投入與能源消費的殘差序列協(xié)整檢驗結(jié)果

三次產(chǎn)業(yè)的協(xié)整方程為（括號內(nèi)為t統(tǒng)計量）：

（5）

（6）

（7）

結(jié)果表明，三次產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長與資本投資、勞動力投入均成正相關(guān)關(guān)系。第一產(chǎn)業(yè)勞動力投入前面的系數(shù)大于1，說明勞動力的簡單投入能促進經(jīng)濟的快速增長。第二產(chǎn)業(yè)能源消費前的系數(shù)大于1，說明第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的增長還是要靠能源和勞動力的大量投入得以實現(xiàn)。三次產(chǎn)業(yè)能源消費前面的系數(shù)均為正數(shù)，說明能源消費隨著經(jīng)濟的增長而增加的趨勢仍將持續(xù)。

3.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗并不能說明變量間的因果關(guān)系，故現(xiàn)進行格蘭杰因果檢驗。

表3 三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長與能源消費、資本投入、勞動力投入

之間的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

有表中數(shù)據(jù)可知，第一產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長與能源消費存在雙向因果關(guān)系，同時存在由資本投資到經(jīng)濟增長和經(jīng)濟增長到勞動力投入的單向因果關(guān)系；第二產(chǎn)業(yè)存在由能源消費到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，同時存在由經(jīng)濟增長到資本投資和由勞動力投入到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系；第三產(chǎn)業(yè)僅存在由資本投資到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，其他不存在因果關(guān)系。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

為了進一步考察變量之間長期、動態(tài)的關(guān)系，對各產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長的VAR模型進行脈沖響應(yīng)分析。橫軸表示沖擊作用的滯后時間，縱軸表示在誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，內(nèi)生變量在當期和未來的響應(yīng)程度。圖中實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值，虛線表示兩倍標準的置信帶。

圖4 第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長對能源消費的響應(yīng)

圖5 能源消費對第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的響應(yīng)

圖6 第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長對能源消費的響應(yīng)

圖7能源消費對第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的響應(yīng)