消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系精選(九篇)

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第1篇：消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文

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

中圖分類(lèi)號(hào)：F061.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，使各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源的依賴(lài)度越來(lái)越高。能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系已經(jīng)深刻影響到國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展及其政策的制定。因此，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗的關(guān)系極具深刻的現(xiàn)實(shí)意義。

近些年，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)中國(guó)能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了大量實(shí)證研究。經(jīng)過(guò)查閱文獻(xiàn)，我們把近幾年的實(shí)證研究的差異特點(diǎn)歸納如下：（1）變量范圍選擇差異：多數(shù)為研究中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lái)分別研究我國(guó)東部、中部、西部的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同能源消耗的關(guān)系。（2）運(yùn)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(lái)研究（林伯強(qiáng)，2003年；馮沛運(yùn)等，2010年；譚冰清等，2010年），也有學(xué)者用擴(kuò)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(gè)數(shù)、時(shí)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(kuò)展到能源消耗的分析中（劉暢，崔艷紅，2008年），另外碳排放問(wèn)題的熱點(diǎn)使得研究能源消耗的文獻(xiàn)，開(kāi)始轉(zhuǎn)向能源消耗與環(huán)境問(wèn)題的關(guān)系（陳詩(shī)一，2009年）。

本文運(yùn)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(biāo)（GDP，能源消耗總量）進(jìn)行實(shí)證分析，并根據(jù)2012年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2010年GDP最終核實(shí)數(shù)對(duì)2010年能源消費(fèi)總量進(jìn)行了預(yù)測(cè)，以期能夠?qū)ξ覈?guó)能源生產(chǎn)提供合理的建議。

二、實(shí)證方法及數(shù)據(jù)選取

（一）實(shí)證方法。

由于大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是不穩(wěn)定的，使得傳統(tǒng)的OLS估計(jì)方法可能出現(xiàn)偽回歸，并且在20世紀(jì)70年代的經(jīng)濟(jì)動(dòng)蕩面前預(yù)測(cè)失靈。因此，由Engle和C.J.Granger提出的協(xié)整理論經(jīng)常被用來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列變量的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

協(xié)整理論認(rèn)為：對(duì)于兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列，若它們是同階單整的，則這兩個(gè)向量的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，即這兩個(gè)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(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。EG兩步法得到的協(xié)整參數(shù)估計(jì)量具有超一致性和強(qiáng)有效性，并且其應(yīng)用較簡(jiǎn)單實(shí)用，本文采用該方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并構(gòu)建誤差修正模型。

由于協(xié)整理論只能說(shuō)明向量間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，它并不能反映出變量之間長(zhǎng)期均衡與其短期波動(dòng)之間的關(guān)系，以及兩者之間短期波動(dòng)的關(guān)系。因此，為了建立短期的動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長(zhǎng)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(lái)觀察變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并利用Granger因果檢驗(yàn)來(lái)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(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2010）》及《2009中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，采用的數(shù)據(jù)有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，單位：億元），能源消費(fèi)總量（TEC，單位：萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。

根據(jù)GDP平減指數(shù)（1978=100）對(duì)GDP進(jìn)行調(diào)整，以得到實(shí)際GDP。為了消除異方差，對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)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(jià)值。為方便起見(jiàn)，下文用LGDP,LTEC來(lái)分別表示實(shí)際GDP，TEC的自然對(duì)數(shù)值。

三、協(xié)整分析與誤差修正模型

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

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

我們對(duì)LGDP和LTEC序列做線圖（見(jiàn)圖1、圖2），發(fā)現(xiàn)二個(gè)序列呈現(xiàn)出較高的線性趨勢(shì)，因此在做平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)采用帶趨勢(shì)和截距項(xiàng)的DF-GLS檢驗(yàn)。滯后期根據(jù)SIC原則進(jìn)行確定，最終檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，時(shí)間序列LGDP，LTEC都是非平穩(wěn)的時(shí)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(guò)程。這樣我們就可以對(duì)其協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)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(yàn)。

首先建立LTEC對(duì)LGDP的回歸方程，如下：

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

估計(jì)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(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)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(fèi)總量與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系（長(zhǎng)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(zhǎng)1%，就要帶動(dòng)TEC增長(zhǎng)0.59%，即GDP對(duì)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(shí)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(zhǎng)期均衡聯(lián)系了起來(lái)。

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(jì)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(jì)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(zhǎng)速度存在正相關(guān)關(guān)系，GDP發(fā)展速度提高1%，則會(huì)導(dǎo)致能源消耗速度增長(zhǎng)0.4058%，這反映了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消耗的依賴(lài)程度還是非常的高。同時(shí)前期誤差項(xiàng)會(huì)保證短期擾動(dòng)以（-0.1531）的力度向長(zhǎng)期均衡靠攏。

3、預(yù)測(cè)2010年能源消耗總量。

根據(jù)2012年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2010年GDP最終核實(shí)數(shù)401513億元，按不變價(jià)格計(jì)算，同比增長(zhǎng)10.4%。據(jù)此我們根據(jù)誤差修正模型我們可以預(yù)測(cè)到，2010年能源消耗總量的增長(zhǎng)速度為5.5095%，而2009年的該指標(biāo)的增長(zhǎng)速度為5.21%。根據(jù)誤差修正模型計(jì)算的2010年能源消耗總量為323541.6573萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，我們根據(jù)協(xié)整方程計(jì)算的2010年長(zhǎng)期均衡使用量為322493.2944萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而2010年我國(guó)能源消耗總量實(shí)際值為324939萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，本文長(zhǎng)期均衡模型預(yù)測(cè)誤差為-0.75%，短期均衡模型預(yù)測(cè)誤差為-0.43%，兩個(gè)預(yù)測(cè)誤差在可接受誤差范圍之內(nèi)。

四、 結(jié)論

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

2、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)能源消耗總量的長(zhǎng)期影響程度大于短期影響程度。協(xié)整長(zhǎng)期均衡模型中兩個(gè)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(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度每提高1%，將會(huì)導(dǎo)致能源消耗總量增速提高0.4058%。

4、通過(guò)協(xié)整模型與誤差修正模型對(duì)2010年進(jìn)行預(yù)測(cè)發(fā)現(xiàn)，2010年長(zhǎng)期均衡能源消耗量為322493.2944萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而短期預(yù)測(cè)值為323541.6573萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，兩者誤差均在1%以?xún)?nèi)處于可接受誤差范圍內(nèi)。

（作者：廣東商學(xué)院2009級(jí)統(tǒng)計(jì)學(xué)碩士研究生，研究方向：統(tǒng)計(jì)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析）

參考文獻(xiàn)：

第2篇：消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文

[關(guān)鍵詞] 最終消費(fèi) 收入增長(zhǎng) 結(jié)構(gòu)方程

一、引言

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)儲(chǔ)蓄過(guò)多、消費(fèi)過(guò)少,包括公共和居民消費(fèi)在內(nèi)的我國(guó)最終消費(fèi)占GDP的比率即最終消費(fèi)率比世界平均水平低大約20個(gè)百分點(diǎn)。據(jù)國(guó)際貨幣基金組織和世界銀行統(tǒng)計(jì),自20 世紀(jì)下半期以來(lái),美國(guó)的最終消費(fèi)率一直在80%以上,日本為85％，世界平均的消費(fèi)率水平在76%～79%之間。消費(fèi)、投資和出口是拉動(dòng)收入增長(zhǎng)的“三駕馬車(chē)”，尤其消費(fèi)需求是推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)力量，也是一國(guó)發(fā)展經(jīng)濟(jì)的最終歸宿。但是，在最終消費(fèi)率偏低的情況下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻更多依賴(lài)于投資和外貿(mào),遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美國(guó)、日本等發(fā)達(dá)國(guó)家和印度、巴西等發(fā)展中國(guó)家。因此，擴(kuò)大最終消費(fèi)需求，改善經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)構(gòu)、質(zhì)量和效益，關(guān)系到我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展和經(jīng)濟(jì)安全，是貫徹“科學(xué)發(fā)展觀”、建設(shè)和諧的國(guó)際社會(huì)環(huán)境的要求，是我國(guó)面臨的重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。那么，我國(guó)最終消費(fèi)與收入增長(zhǎng)之間具有怎樣的關(guān)系，尤其消費(fèi)對(duì)收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用和影響程度如何？

本文采用1980年～2007年的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以最終消費(fèi)、國(guó)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(gè)以結(jié)構(gòu)方程組式的系統(tǒng)模型，考察了我國(guó)居民消費(fèi)支出和收入增長(zhǎng)之間的互動(dòng)關(guān)系。

二、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

現(xiàn)在，我們借助現(xiàn)軟件Eviews5.0，進(jìn)行有關(guān)變量時(shí)間序列之間的因果關(guān)系分析，并建立結(jié)構(gòu)性模型來(lái)揭示它們之間的互動(dòng)關(guān)系。結(jié)果顯示，最終消費(fèi)XFZZH與收入GDP之間互為因果關(guān)系。具體來(lái)說(shuō)，在統(tǒng)計(jì)上最終消費(fèi)XFZZH不是收入GDP變動(dòng)原因、收入GDP不是最終消費(fèi)XFZZH變動(dòng)原因的概率均不超過(guò)5％。參見(jiàn)表1。

三、結(jié)構(gòu)方程估計(jì)

鑒于理論闡述和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)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(shí)際水平值和實(shí)際增長(zhǎng)率來(lái)估計(jì)結(jié)構(gòu)方程組，揭示我國(guó)過(guò)去近30年來(lái)最終消費(fèi)與收入增長(zhǎng)之間的互動(dòng)關(guān)系。我們采用的估計(jì)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(fèi)（XFZZH）、國(guó)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(xiàng)作為工具變量。C(i)為待估參數(shù)，i=1，2，3，4。對(duì)于上述聯(lián)立方程組結(jié)構(gòu)性參數(shù)的估計(jì)，表2列出了估計(jì)結(jié)果。

從表2可見(jiàn)，結(jié)構(gòu)性方程參數(shù)估計(jì)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(duì)應(yīng)的T統(tǒng)計(jì)量（大于2）和相伴概率（均遠(yuǎn)小于5%）看，這些參數(shù)均通過(guò)T檢驗(yàn)，是顯著的。另外，作為綜合反映擬合效果和簡(jiǎn)潔程度的評(píng)價(jià)指標(biāo)，兩個(gè)估計(jì)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(shuō)明我們所估計(jì)的結(jié)構(gòu)方程組具有較高優(yōu)度，是可以采信的。

從估計(jì)的結(jié)構(gòu)方程組可見(jiàn)，我國(guó)最終消費(fèi)與收入增長(zhǎng)之間具有互相促進(jìn)的作用：一方面，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP每增加1單位，將導(dǎo)致我國(guó)最終消費(fèi)增加約0.57個(gè)單位，收入增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)具有顯著的引致作用；另一方面，最終消費(fèi)增加1單位將導(dǎo)致我國(guó)GDP增加約1.39個(gè)單位，表現(xiàn)出國(guó)民收入的“乘數(shù)效應(yīng)”。而且，這一效應(yīng)明顯強(qiáng)于1單位投資需求擴(kuò)大對(duì)GDP的帶動(dòng)作用，后者僅為0.47個(gè)單位。

通過(guò)對(duì)上述結(jié)構(gòu)方程組參數(shù)的估計(jì)，我們驗(yàn)證了我國(guó)最終消費(fèi)與收入增長(zhǎng)之間的相互正向促進(jìn)關(guān)系。尤其值得注意的是，我國(guó)最終消費(fèi)對(duì)收入增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用顯著地強(qiáng)過(guò)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于我國(guó)1980年～2007年的有關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和建立三組結(jié)構(gòu)方程，驗(yàn)證了居民最終消費(fèi)和收入之間的互動(dòng)關(guān)系。結(jié)果顯示，最終消費(fèi)取決于收入水平，又反過(guò)來(lái)促進(jìn)收入水平的提高。而且，其對(duì)收入增長(zhǎng)具有的推動(dòng)作用和影響顯著地強(qiáng)于投資。相對(duì)于最終消費(fèi)對(duì)收入的帶動(dòng)作用而言，將資源用于投資有著巨大的機(jī)會(huì)成本。為了改變我國(guó)過(guò)往“高投入、高消耗、高污染和低效率”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)健康增長(zhǎng)，我國(guó)應(yīng)該更加注重最終消費(fèi)。

參考文獻(xiàn)：

[1]袁志鋼 何樟勇:20世紀(jì)90年代以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)效率[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003年7月期，第18～26頁(yè)

第3篇：消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文

［關(guān)鍵詞］消費(fèi)需求；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；投資率；消費(fèi)率

1 研究背景與問(wèn)題提出

擴(kuò)大內(nèi)需包括擴(kuò)大投資需求和擴(kuò)大消費(fèi)需求兩個(gè)方面。擴(kuò)大投資需求，就是要通過(guò)積極的財(cái)政和貨幣政策，激活國(guó)內(nèi)投資市場(chǎng)，特別是固定資產(chǎn)投資；擴(kuò)大消費(fèi)需求，就是通過(guò)增收、擴(kuò)大信貸等經(jīng)濟(jì)杠桿，激活國(guó)內(nèi)消費(fèi)市場(chǎng)，從而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長(zhǎng)。南寧市增加固定資產(chǎn)投資和擴(kuò)大內(nèi)需、消費(fèi)，同時(shí)充分利用北部灣經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)和東盟—中國(guó)自由貿(mào)易區(qū)建成的機(jī)遇，著手打造經(jīng)濟(jì)起飛的平臺(tái)。

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(jì)周期在大體上保持同步變動(dòng)的趨勢(shì)

從“十五”時(shí)期到“十一五”時(shí)期前三年(2006—2008)，南寧市經(jīng)濟(jì)平均增長(zhǎng)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(zhǎng)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(jì)周期在大體上保持同步變動(dòng)的趨勢(shì)，但又具有一定的差別。這主要表現(xiàn)在：第一，峰谷位置在時(shí)間上有所差別，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)往往滯后于固定資產(chǎn)投資一年達(dá)到峰值或是開(kāi)始上升。第二，南寧市近10年來(lái)，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的波動(dòng)幅度高于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的波動(dòng)幅度。以年度增長(zhǎng)率的離差系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)差/均值)來(lái)衡量，1999—2008年南寧市固定資產(chǎn)投資的波動(dòng)幅度(0.5048)是名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)幅度(0.3685)的1.37倍，是實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)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(yàn)

選擇2000—2008的年度數(shù)據(jù)，并對(duì)南寧市固定資產(chǎn)投資和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值分別剔除固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和國(guó)內(nèi)商品零售價(jià)格指數(shù)變動(dòng)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(jī)誤差。

2.3 南寧市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整分析

選擇ADF檢驗(yàn)?zāi)蠈幨泄潭ㄙY產(chǎn)投資與國(guó)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(zhǔn)則為標(biāo)準(zhǔn)，GDPt、FAIt都是I(1)變量，其一階差分GDPt和FAIt均為平穩(wěn)時(shí)間序列。選取Engle-Granger兩步法(E-G)來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明南寧市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間序列均為一階單整。即：GDPt～I(xiàn)(1)，F(xiàn)AIt～I(xiàn)(1)，因而可以進(jìn)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(duì)ut進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在這一時(shí)段存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過(guò)選取滯后長(zhǎng)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(shuō)明兩者存在著雙向因果關(guān)系，即南寧市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)存在著雙向因果關(guān)系。

3 南寧市消費(fèi)需求與GDP的關(guān)系分析

3.1 南寧市全市居民收入與消費(fèi)水平穩(wěn)步增長(zhǎng)

近10年南寧市全市居民收入與消費(fèi)水平穩(wěn)步增長(zhǎng)，但是農(nóng)民收入和消費(fèi)增長(zhǎng)要相對(duì)緩慢，同時(shí)南寧市在全國(guó)所有省會(huì)中消費(fèi)總額居于中等地位。

3.2 消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的比重逐步下降

消費(fèi)需求是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中份額最大，最穩(wěn)定的需求期間，雖然南寧市的最終消費(fèi)率呈下降趨勢(shì)，但是在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三大需求中，始終占據(jù)主導(dǎo)地位，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的份額最大的需求，是促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Α?999—2008年，南寧市最終消費(fèi)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(fèi)需求波動(dòng)幅度較小，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中最為穩(wěn)定的因素。消費(fèi)需求的剛性決定了在GDP年新增額中，消費(fèi)需求波動(dòng)幅度遠(yuǎn)小于投資等其他因素，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響慣性最大，因而，消費(fèi)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的重要保證。

3.3 消費(fèi)需求彈性表明最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用比較大

南寧市名義消費(fèi)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(shuō)明南寧市消費(fèi)富于彈性，國(guó)家實(shí)行擴(kuò)大內(nèi)需、刺激消費(fèi)的政策可以很有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這期間，名義消費(fèi)彈性系數(shù)平均為2.15，這說(shuō)明我國(guó)名義消費(fèi)每增長(zhǎng)1％會(huì)帶動(dòng)名義GDP增長(zhǎng)2.15個(gè)百分點(diǎn)。從總體上看，最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用比較大。

4 南寧市固定資產(chǎn)投資、消費(fèi)需求與GDP的關(guān)系分析

4.1 南寧市固定資產(chǎn)投資率過(guò)高，增長(zhǎng)速度過(guò)快

自1997年亞洲金融危機(jī)以來(lái)，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(yuǎn)遠(yuǎn)超出了全國(guó)的平均水平38％。工業(yè)化推動(dòng)、城鎮(zhèn)居民住房制度改革、積極財(cái)政政策、地方政府追求政績(jī)、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(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與高儲(chǔ)蓄導(dǎo)致投資需求偏高。

4.2 南寧市投資與消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理

4.2.1 農(nóng)村消費(fèi)影響消費(fèi)總量不足

農(nóng)村消費(fèi)需求主要是指農(nóng)村居民滿足消費(fèi)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(fèi)能力巨大。但是，由于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的低迷，農(nóng)村社會(huì)保障體系缺乏等多種因素，農(nóng)村居民消費(fèi)不足。

4.2.2 收入因素影響了消費(fèi)能力

改革開(kāi)放以來(lái)，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(zhǎng)速度還是遠(yuǎn)低于GDP增長(zhǎng)速度，居民增收緩慢很大程度上影響了消費(fèi)需求的擴(kuò)大；居民收入差距擴(kuò)大也導(dǎo)致消費(fèi)需求不足，高收入階層的平均消費(fèi)傾向低，其消費(fèi)需求逐漸接近飽和狀態(tài)，消費(fèi)增量低于收入的增量。低收入階層邊際消費(fèi)傾向顯著高于高收入階層，但由于缺乏健全的收入補(bǔ)助機(jī)制，使得大量低收入階層有消費(fèi)欲望但缺少必要的消費(fèi)能力，導(dǎo)致消費(fèi)需求不足。

4.2.3 供給因素影響了消費(fèi)意愿

第4篇：消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文

兩種方法相互印證，互為補(bǔ)充。本研究認(rèn)為：地域和時(shí)間影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，中央和各省應(yīng)因地制宜、因時(shí)而異地采取措施；在各類(lèi)支出中，居民消費(fèi)對(duì)各省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率具有普遍影響；各地方政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不同，中央應(yīng)該對(duì)地方政府的消費(fèi)和投資進(jìn)行合理調(diào)控。

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

中圖分類(lèi)號(hào)：F123.16文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1000-176X（2009）05-0012-06

一、引 言

保證中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是當(dāng)前工作的重點(diǎn)和難點(diǎn)，如果能協(xié)調(diào)好各類(lèi)支出關(guān)系，將會(huì)達(dá)到事半功倍的效果。對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究可以從生產(chǎn)、分配和支出三個(gè)角度，分別討論這“三駕馬車(chē)”與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。通常人們關(guān)注某種支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，如投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，但是，在建設(shè)和諧社會(huì)和可持續(xù)發(fā)展過(guò)程中，思考各類(lèi)支出之間的協(xié)同作用將更有意義。

科學(xué)合理地進(jìn)行宏觀調(diào)控是中央政府面臨的一個(gè)現(xiàn)實(shí)問(wèn)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(wèn)題。目前，中央政府在穩(wěn)定國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)主體對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的信心方面成績(jī)斐然，如果中央能保證在財(cái)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(guó)各地情況千差萬(wàn)別，財(cái)政貨幣政策效果不一，如何了解實(shí)際情況，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的主要矛盾，是中央政府進(jìn)行宏觀調(diào)控的首要工作。中央政府在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題上的困難是如何因地制宜采取措施。本文旨在從消費(fèi)、投資及其內(nèi)部構(gòu)成之間關(guān)系上理解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，為政府決策進(jìn)言獻(xiàn)策。

分別研究各類(lèi)支出項(xiàng)目與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的文獻(xiàn)比較多，但是綜合討論各類(lèi)支出項(xiàng)目對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的文獻(xiàn)仍然比較少。王小利（2005）研究了政府支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，并指出政府公共投資在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不顯著、政府消費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期效應(yīng)為正，從長(zhǎng)期看，政府消費(fèi)和投資支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)、馬軍偉（2006）和張海星（2004），并且認(rèn)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(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)因素，對(duì)政府決策的指導(dǎo)作用不明確。（2）各文獻(xiàn)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(méi)有綜合研究政府消費(fèi)、政府投資、居民消費(fèi)、私人投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。（4）缺少對(duì)政府全部消費(fèi)和投資支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的比較研究。

本文依據(jù)中國(guó)31個(gè)省（市、區(qū)）1986―2005年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析和協(xié)整分析，從相對(duì)數(shù)變動(dòng)和絕對(duì)數(shù)變動(dòng)兩個(gè)角度分析全國(guó)和各省的政府投資、私人投資、政府消費(fèi)、居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

二、指標(biāo)、數(shù)據(jù)和變量的選擇

我們選擇按照支出法計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。政府消費(fèi)、居民消費(fèi)來(lái)自國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算中最終消費(fèi)及構(gòu)成。政府投資、私人投資根據(jù)相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。

政府消費(fèi)是政府部門(mén)為全社會(huì)提供的公共服務(wù)的消費(fèi)支出和免費(fèi)或以較低的價(jià)格向居民住戶提供的貨物和服務(wù)的凈支出。居民消費(fèi)指常住住戶在一定時(shí)期內(nèi)對(duì)于貨物和服務(wù)的全部最終消費(fèi)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(jì)類(lèi)型進(jìn)行分類(lèi)的對(duì)象只適用于企業(yè)，因此本文將政府投資分兩部分計(jì)算。

本文選擇的數(shù)據(jù)期間為1986―2005年度。數(shù)據(jù)主要來(lái)自中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)。由于獲得的數(shù)據(jù)均以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，考慮到地區(qū)之間通貨膨脹差異，本文對(duì)所用數(shù)據(jù)縮減為1986年價(jià)格，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值用各地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)縮減，對(duì)政府消費(fèi)和居民消費(fèi)分別用商品零售價(jià)格指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整，對(duì)政府投資和私人投資均用各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)縮減。對(duì)各個(gè)省份國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值分別用各個(gè)地區(qū)支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，對(duì)政府消費(fèi)用商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，對(duì)居民消費(fèi)用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。

本文選擇變量包括：

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），政府消費(fèi)（GC），政府投資（GI），居民消費(fèi)（JC），非政府投資（PI），國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)的一階差分（DLGDP），政府消費(fèi)對(duì)數(shù)的一階差分（DLGC），居民消費(fèi)對(duì)數(shù)的一階差分（DLJC），政府投資對(duì)數(shù)的一階差分（DLGI），私人投資對(duì)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(gè)不同地區(qū)），時(shí)間因素固定效應(yīng)（Tt，其中t=1986，1987，……2005）。

三、模型Ⅰ――對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jìn)行區(qū)域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)分析，構(gòu)建包括31個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)集，合計(jì)31組。每個(gè)面板數(shù)據(jù)集都包含變量GDP、GC、GI、JC和PI，橫截面為31個(gè)地區(qū)，時(shí)間跨度為1986―2005年，共計(jì)20期，557個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

為了避免時(shí)間序列的非平穩(wěn)性對(duì)模型的影響，有必要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)下，由于時(shí)間跨度較小，常規(guī)單位根檢驗(yàn)的功效受到很大影響（Pierse and Shell，1995），本文使用了Levin，Lin & Chu t檢驗(yàn)、Breitung t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)、ADF-Fisher卡方檢驗(yàn)以及PP- Fisher卡方檢驗(yàn)等面板單位根檢驗(yàn)方法，從多個(gè)角度對(duì)全部31個(gè)面板數(shù)據(jù)集中的5組變量及其對(duì)數(shù)差分變量進(jìn)行Panel單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)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(rèn)為它們是平穩(wěn)數(shù)列。根據(jù)數(shù)據(jù)特點(diǎn)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(shí)證結(jié)果

上述模型考慮了地域、時(shí)間等固定因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，以下從全國(guó)和不同省份兩個(gè)層面運(yùn)用Pannel Data模型，以DLGDP為被解釋變量進(jìn)行分析，分析結(jié)果如表1和表2所示。

表1全國(guó)層面面板數(shù)據(jù)分析表

解釋變量系 數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差t統(tǒng)計(jì)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(jí)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(guó)層面分析

模型檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)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(shí)為零的假設(shè)。Durbin-Watson檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為2.22，表明模型不存在序列相關(guān)問(wèn)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(guó)來(lái)看，提高政府消費(fèi)、政府投資、居民消費(fèi)和私人投資增長(zhǎng)率都有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。政府投資彈性為0.047，私人投資彈性為0.044，居民消費(fèi)彈性為0.297，政府消費(fèi)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(guó)現(xiàn)階段政府投資基數(shù)大于私人投資基數(shù)，從絕對(duì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)角度考慮，如果相對(duì)增加私人投資，則效果更好。居民消費(fèi)彈性是政府消費(fèi)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(fèi)仍然是政府在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jí)層面分析

省級(jí)層面分析結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量值為10.28，所有系數(shù)同時(shí)為0的概率為0.00，DW檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為2.04，模型不存在序列相關(guān)問(wèn)題。調(diào)整的決定系數(shù)為0.74，與前述全國(guó)層面模型比較，省級(jí)層面的模型擬合程度更好。進(jìn)一步地，我們分地區(qū)說(shuō)明各變量的彈性系數(shù)、地區(qū)固定影響系數(shù)和時(shí)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(gè)變量系數(shù)都顯著，并且大于10%，北京任何類(lèi)型支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用都非常顯著；黑龍江、四川和遼寧有3個(gè)變量的系數(shù)顯著，黑龍江提高政府消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響不顯著，遼寧政府投資增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響不顯著，四川私人投資增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響不顯著。另外，遼寧政府消費(fèi)、居民消費(fèi)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(fèi)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(fèi)彈性系數(shù)也顯著，因此，在這些省份刺激居民消費(fèi)有利于提高當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率；政府消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)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(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不顯著；私人投資增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)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(jì)增長(zhǎng)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(duì)其他省份而言，地域?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響差別很小。

時(shí)間也是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的一個(gè)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(jì)增長(zhǎng)最快時(shí)期。

表3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)率的時(shí)間因素固定影響系數(shù)表

時(shí) 間系 數(shù)時(shí) 間系 數(shù)時(shí) 間系 數(shù)時(shí) 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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量影響分析

前述建立的面板數(shù)據(jù)模型以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為被解釋變量，僅僅進(jìn)行了相對(duì)分析，為了彌補(bǔ)其不足，了解各變量水平值之間關(guān)系，我們?cè)诖藝L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(duì)GDP、GC、GI、JC、PI分別進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，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(duì)變量GDP、GC、GI進(jìn)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(duì)上述模型殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)υt構(gòu)成I(0)過(guò)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(duì)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(duì)（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(shí)證結(jié)果

根據(jù)（4）式所列模型進(jìn)行分析，結(jié)果如表5所示。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)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(shí)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?cè)诖瞬谎芯拷K省情況?？紤]到β3符號(hào)問(wèn)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(fèi)總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量影響情況是：北京、山東、海南和四川的政府消費(fèi)系數(shù)β1為正，這些省份增加政府消費(fèi)將增加國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，這一點(diǎn)與模型Ⅰ結(jié)論一致；在模型Ⅱ中湖北和廣東兩個(gè)省份政府消費(fèi)量的回歸系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明增加其政府消費(fèi)無(wú)益于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值總量增長(zhǎng)，比前述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率模型分析更進(jìn)一步，在前述模型中，我們只發(fā)現(xiàn)廣東政府消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響不顯著。

其他地區(qū)政府投資總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(shuō)明在這些地區(qū)增加政府投資總量將有利于增加當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量，不過(guò)廣東政府投資增長(zhǎng)率最好不要超過(guò)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(zhǎng)率進(jìn)行投資。模型Ⅱ顯示，山西、黑龍江和廣西的政府投資總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量的作用效果不顯著，與模型Ⅰ的結(jié)論不一致，對(duì)這些省份政府投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系有待進(jìn)一步分析。

表5 誤差修正模型估計(jì)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(duì)政府投資、政府消費(fèi)和居民消費(fèi)、私人投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行比較分析，通過(guò)構(gòu)建全國(guó)和省級(jí)二個(gè)層面的面板數(shù)據(jù)，可以得到如下結(jié)論：

第一，全國(guó)層面分析表明，在中國(guó)無(wú)論是加大政府投資增長(zhǎng)率、政府消費(fèi)增長(zhǎng)率、居民消費(fèi)增長(zhǎng)率還是提高私人投資增長(zhǎng)率都有利于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。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(fèi)增加1%，產(chǎn)出提高0.296%；政府消費(fèi)增加1%，產(chǎn)出提高0.066%。

全國(guó)居民消費(fèi)彈性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于政府消費(fèi)彈性、政府投資彈性和私人投資彈性。在全球金融危機(jī)中中國(guó)要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從投資和出口導(dǎo)向的增長(zhǎng)模式向私人消費(fèi)拉動(dòng)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)變是合理的選擇。

第二，地域因素影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響區(qū)別不大。時(shí)間因素也影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，2004年和2005年是近10年來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最快時(shí)期。

第三，省級(jí)層面研究政府消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系問(wèn)題，兩個(gè)研究模型都肯定了北京、山東和四川政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用；內(nèi)蒙古、廣西和新疆僅是政府消費(fèi)增長(zhǎng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量有顯著正向影響，他們的政府消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沒(méi)有顯著影響；湖北政府消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沒(méi)有顯著影響，但是其消費(fèi)增長(zhǎng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量卻有顯著的負(fù)向影響。除前述地區(qū)外，其他地區(qū)政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都沒(méi)有顯著影響。

第四，省級(jí)層面研究政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響表明，對(duì)北京和四川而言，無(wú)論是政府投資增長(zhǎng)率對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響，還是政府投資增長(zhǎng)量對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量的影響都是顯著的；廣東政府投資增長(zhǎng)率對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響不顯著，政府投資增長(zhǎng)量對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量影響顯著。在山西、黑龍江、廣西、的政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用問(wèn)題上，我們還沒(méi)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都不顯著。

第五，各地區(qū)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率和私人投資增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不顯著。

針對(duì)以上分析，本文提出如下建議：

第一，將增加居民消費(fèi)作為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制。居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)政府消費(fèi)、政府投資和私人投資，制定有利于居民消費(fèi)的政策措施，通過(guò)居民消費(fèi)水平提高來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是中國(guó)政府的明智選擇，只有這樣，中國(guó)居民才能從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲益，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民消費(fèi)增長(zhǎng)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(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(fèi)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(lèi)情況制定，對(duì)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(duì)山西和黑龍江、廣西和的政府投資效率展開(kāi)研究；對(duì)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(jìn)行合理調(diào)控，因?yàn)檫@些地區(qū)政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響并不顯著。在政府消費(fèi)方面，大力增加北京、山東和四川的政府消費(fèi)；穩(wěn)定增加內(nèi)蒙古、廣西和新疆的政府消費(fèi)；穩(wěn)定或適當(dāng)降低湖北政府消費(fèi)增長(zhǎng)率；對(duì)黑龍江，需要深入研究其政府消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系之后，再做決策。其他地區(qū)政府消費(fèi)增長(zhǎng)率可維持相對(duì)穩(wěn)定。

第三，從實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的出發(fā)，各省可采取不同的措施。遼寧政府投資增長(zhǎng)率可以維持不變或減少，政府消費(fèi)增長(zhǎng)率、居民消費(fèi)增長(zhǎng)率和私人投資增長(zhǎng)率應(yīng)當(dāng)加大；黑龍江居民消費(fèi)增長(zhǎng)率和私人投資增長(zhǎng)率可以增大，目前還不能對(duì)政府投資和政府消費(fèi)增長(zhǎng)率提出明確意見(jiàn)；四川在提高私人投資增長(zhǎng)率上無(wú)須費(fèi)時(shí)費(fèi)力，政府消費(fèi)增長(zhǎng)率、政府投資增長(zhǎng)率和居民消費(fèi)增長(zhǎng)率可以增加，并且政府投資增長(zhǎng)率提高更有利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；山西應(yīng)當(dāng)增加居民消費(fèi)；內(nèi)蒙古應(yīng)繼續(xù)增加政府消費(fèi)；江蘇應(yīng)增加居民消費(fèi)，對(duì)增加政府投資，我們持懷疑態(tài)度，不應(yīng)當(dāng)增加政府投資；福建一方面應(yīng)加大政府消費(fèi)增長(zhǎng)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(fèi)和居民消費(fèi)增長(zhǎng)方面仍然大有可為，政府投資增長(zhǎng)率和私人投資增長(zhǎng)率則無(wú)需提高；廣西應(yīng)增加政府消費(fèi)增長(zhǎng)率，對(duì)政府投資變動(dòng)，還沒(méi)有明確的建議；貴州應(yīng)采取措施擴(kuò)大居民消費(fèi)，提高私人投資增長(zhǎng)率，而政府消費(fèi)增長(zhǎng)率和政府投資增長(zhǎng)率則無(wú)需提高；工作重點(diǎn)是加大私人投資增長(zhǎng)率；陜西和甘肅應(yīng)增加私人投資增長(zhǎng)率；新疆應(yīng)增加政府消費(fèi)增長(zhǎng)率；天津、河北、江蘇、江西、湖北和寧夏應(yīng)努力提高居民消費(fèi)增長(zhǎng)率，政府消費(fèi)、政府投資和私人投資增長(zhǎng)率無(wú)需提高；廣東應(yīng)提高居民消費(fèi)增長(zhǎng)率，無(wú)需提高政府消費(fèi)、政府投資和私人投資增長(zhǎng)率，但政府投資總量卻可以適當(dāng)增加，其政府消費(fèi)增長(zhǎng)量若能減少將更有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量；湖北應(yīng)提高居民消費(fèi)增長(zhǎng)率，不增加政府消費(fèi)增長(zhǎng)率。

第四，從私人投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響顯著。

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第5篇：消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(cè)

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

［中圖分類(lèi)號(hào)］ F427；F124 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］ A ［文章編號(hào)］ 1673 - 0194（2012）18- 0062- 03

1 引 言

能源是人類(lèi)活動(dòng)的物質(zhì)基礎(chǔ)。在某種意義上講，人類(lèi)社會(huì)的發(fā)展離不開(kāi)優(yōu)質(zhì)能源的出現(xiàn)和先進(jìn)能源技術(shù)的使用。在當(dāng)今世界，能源的發(fā)展、能源和環(huán)境，是全世界、全人類(lèi)共同關(guān)心的問(wèn)題，也是我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要問(wèn)題。隨著工業(yè)化進(jìn)程的深入，能源的大量使用成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)力量?？梢?jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間形成一定的互動(dòng)關(guān)系。能源是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原動(dòng)力，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又拉動(dòng)能源消費(fèi)。能源消費(fèi)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(fèi)，一般這部分能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系在短期之內(nèi)不會(huì)發(fā)生明顯變化；另一部分是由管理水平、市場(chǎng)環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素決定的能源消費(fèi)水平，即體制性因素決定的能源消費(fèi)水平。這部分消費(fèi)可變性較大，引起能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不穩(wěn)定。

內(nèi)蒙古是我國(guó)的能源大省，蘊(yùn)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(guó)內(nèi)前列。依托自身的資源優(yōu)勢(shì)，同時(shí)占有臨近東北老工業(yè)基地及華北京津經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)。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(jì)發(fā)展，同時(shí)也實(shí)現(xiàn)了內(nèi)蒙古資源優(yōu)勢(shì)向經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)的轉(zhuǎn)變。經(jīng)過(guò)多年的開(kāi)發(fā)建設(shè)，自治區(qū)建立起了煤炭開(kāi)發(fā)、電力生產(chǎn)、天然氣資源開(kāi)發(fā)和利用為主體的能源經(jīng)濟(jì)體系。

本文擬從定量分析內(nèi)蒙古的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)入手，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)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(fèi)與地區(qū)GDP 增長(zhǎng)的關(guān)系。通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)結(jié)果間接估計(jì)能源消費(fèi)總量變動(dòng)趨勢(shì)。

2 能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析

從國(guó)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(jì)發(fā)展，用能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)代表能源消費(fèi)，選用經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型展開(kāi)研究。

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文的分析數(shù)據(jù)來(lái)源于《2011年內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中能源消費(fèi)總量以萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤為單位，GDP 以?xún)|元為單位。1985-2010 年間中國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)變化很大，造成名義GDP與實(shí)際GDP 數(shù)值之間出現(xiàn)較大差異。由于能源消費(fèi)總量是以萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤為單位，不包含價(jià)格變動(dòng)的影響，因此在研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)關(guān)系時(shí)，應(yīng)該選取扣除價(jià)格變動(dòng)影響后的實(shí)際GDP。本文以1985年不變價(jià)格計(jì)算的實(shí)際GDP，用此實(shí)際GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量進(jìn)行實(shí)證分析。

2.2 簡(jiǎn)單回歸分析

為了深入分析內(nèi)蒙古能源消費(fèi)與GDP之間的關(guān)系，我們知道，GDP的增加與導(dǎo)致能源消費(fèi)的增加，首先對(duì)兩者進(jìn)行簡(jiǎn)單相關(guān)分析。為消除數(shù)據(jù)間的較大變動(dòng)，對(duì)數(shù)變化后能減少多重共線性和異方差對(duì)模型的影響，因此對(duì)兩變量取對(duì)數(shù)。用Y表示能源消費(fèi)，X表示實(shí)際GDP，lnY表示對(duì)能源消費(fèi)Y取對(duì)數(shù)，lnX表示實(shí)際GDP值X取對(duì)數(shù)。以此利用Eviews 6．0進(jìn)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(hào)內(nèi)表示系數(shù)估計(jì)的t統(tǒng)計(jì)量。從回歸的結(jié)果來(lái)看，回歸方程和系數(shù)都表現(xiàn)出高度顯著。利用White檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量nR2對(duì)上述回歸結(jié)果的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，得到nR2＝1．93，說(shuō)明在1％的顯著性水平下不能否定原假設(shè)，即認(rèn)為隨機(jī)項(xiàng)中不存在異方差。但DW值為0．167，小于dL=1.302，說(shuō)明殘差序列存在正自相關(guān)。很明顯，用簡(jiǎn)單線性回歸分析不能有效解釋能源消費(fèi)和GDP 之間的關(guān)系。

2.3 協(xié)整分析

2.3.1 單位根檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)是檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的波動(dòng)是否平穩(wěn)。分別對(duì)變量lnY、lnX 的水平值及其一階差分序列和二階差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

從表1中可以看出，lnY和lnX，DlnY和DlnX的ADF統(tǒng)計(jì)量的值均大于1％～10％水平所以的臨界值，無(wú)法拒絕原假設(shè)，即認(rèn)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(jì)量在1％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為它們是平穩(wěn)序列。因此，檢驗(yàn)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(yàn)

對(duì)于兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量，有時(shí)雖然它們各自有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但如果它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)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(shí)間序列不存在協(xié)整關(guān)系，則根據(jù)它們構(gòu)造出來(lái)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(duì)其是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。本文選用EG兩步檢驗(yàn)法對(duì)二者進(jìn)行檢驗(yàn)。

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(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：信息消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；格蘭杰因果檢驗(yàn)

中圖分類(lèi)號(hào)：F063.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1008-4428（2016）11-29 -03

一、引言

隨著我國(guó)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(guó)信息消費(fèi)逐年增長(zhǎng)。21世紀(jì)以來(lái)，信息消費(fèi)每增加100億元，能帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)300多億元；在美國(guó)、日本的人均信息消費(fèi)支出分別為3400美元和2400美元，而我國(guó)僅為190美元，我國(guó)的信息消費(fèi)有著巨大的發(fā)展空間。但是，就我國(guó)目前所處的發(fā)展階段而言，信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在怎樣的關(guān)系？在我國(guó)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(duì)于我國(guó)制定科學(xué)的經(jīng)濟(jì)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(shí)意義。

眾多文獻(xiàn)通過(guò)實(shí)證的方法研究我國(guó)居民信息消費(fèi)。丁志帆（2014）運(yùn)用數(shù)值模擬分析城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)的差異化福利效應(yīng)，得出信息消費(fèi)增速變動(dòng)的福利效應(yīng)有很明顯的群體差異性。沈小玲、鄭亞琴（2013）運(yùn)用ELES模型，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析，研究表明消費(fèi)結(jié)構(gòu)地區(qū)差異明顯，信息消費(fèi)“棘輪效應(yīng)”明顯。葉元玲、賴(lài)茂生（2012）通過(guò)聚類(lèi)分析，研究“十一五”前后各省農(nóng)村居民信息消費(fèi)的指標(biāo)，剖析地區(qū)信息消費(fèi)水平和信息消費(fèi)意愿不平衡的原因。馬哲明、李永和（2011）運(yùn)用回歸方程，分析農(nóng)村居民信息消費(fèi)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(fèi)，1997-2006年，農(nóng)村居民的信息消費(fèi)決定其收入。盡管上述文獻(xiàn)從不同角度、運(yùn)用不同方法對(duì)我國(guó)居民信息消費(fèi)進(jìn)行定量分析，但他們的研究都沒(méi)有從宏觀角度研究我國(guó)信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

本文采用1978～2014年我國(guó)居民消費(fèi)和國(guó)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(dòng)投入、資本存量、技術(shù)進(jìn)步和信息消費(fèi)等要素組合，并通過(guò)協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)行系統(tǒng)的分析信息消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

二、 研究方法及數(shù)據(jù)說(shuō)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(dá)形式研究我國(guó)信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)（1）式求時(shí)間t的導(dǎo)數(shù)，則有：

（2）

增加滿足標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)的誤差項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)，（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(dòng)投入，IC是信息消費(fèi)。

Kt、Lt、ICt分別表示總產(chǎn)出、資本、勞動(dòng)投入、信息消費(fèi)的增長(zhǎng)，α、β、θ分別表示資本、勞動(dòng)、技術(shù)進(jìn)步、信息消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的彈性。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

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

三、 實(shí)證結(jié)果與分析

（一）單位根檢驗(yàn)

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

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

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

由于1nGDP、1n K、1n L、1n IC四個(gè)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(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。本文首先通過(guò)向量自回歸（VAR）來(lái)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(gè)指標(biāo)的估計(jì)值及檢驗(yàn)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(yàn)判斷1nCDP、1nK、1nL、1nIC的協(xié)整關(guān)系時(shí)，確定滯后期為1。通過(guò)模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，確定最佳的協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

根據(jù)特征根檢驗(yàn)和極大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)的結(jié)果：在0.05的顯著水平下不接受沒(méi)有協(xié)整向量的原假設(shè)。這表明1978-2014年我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民信息消費(fèi)、資本存量、勞動(dòng)投入量之間存在著長(zhǎng)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(yàn)

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民的信息消費(fèi)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系需要進(jìn)一步采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。可以看出，居民信息消費(fèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又會(huì)反作用于信息消費(fèi)。

（四）差分分解分析

為了檢驗(yàn)格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性，采用差分分解法進(jìn)一步的驗(yàn)證。驗(yàn)證結(jié)果如圖1和圖2所示。

圖1表明，信息消費(fèi)的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度總體上低于20%；資本存量的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率卻微乎其微；勞動(dòng)投入量的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)相對(duì)比較大，維持在20%左右。圖2表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)信息消費(fèi)變化的貢獻(xiàn)率逐步上升，達(dá)到71%的峰值，此后開(kāi)始下降；資本存量和勞動(dòng)投入量對(duì)信息消費(fèi)變化的貢獻(xiàn)率從期初一直在增加，但資本存量的貢獻(xiàn)率明顯比勞動(dòng)投入量的貢獻(xiàn)率大。綜合圖1和圖2分析，表明我國(guó)居民信息消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)信息消費(fèi)的拉動(dòng)作用，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多地依賴(lài)勞動(dòng)投入量，我國(guó)經(jīng)濟(jì)仍屬于粗放型經(jīng)濟(jì)。

四、結(jié)論

本文在采用多變量的分析框架下，利用我國(guó)1978～2014年35年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)Johansen協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)分析和方差分解分析，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民信息消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析研究，得出如下結(jié)論：1.我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與勞動(dòng)投入量、資本存量、居民信息消費(fèi)量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，居民的信息消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用小于勞動(dòng)投入量和資本存量的推動(dòng)作用。2.我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民信息消費(fèi)之間互為格蘭杰因果關(guān)系。說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民信息消費(fèi)之間，二者可相互促進(jìn)，因此在制定促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策方面應(yīng)考慮到居民信息消費(fèi)的作用。3.信息消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)信息消費(fèi)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍處于粗放型階段，但以信息消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍具有一定的作用。

參考文獻(xiàn)：

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第7篇：消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文

文/王涵麗

【摘要】人類(lèi)社會(huì)的進(jìn)步離不開(kāi)能源的支持，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間具有緊密的關(guān)系。能源是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)能源的消費(fèi)。本文通過(guò)典型相關(guān)分析，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的影響。結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)特別是反映人民生活水平的人均可支配收入的增加，會(huì)帶來(lái)能源消費(fèi)量的直接增長(zhǎng)，并據(jù)此提出相應(yīng)建議。

關(guān)鍵詞 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；能源消費(fèi)；典型相關(guān)分析

【作者簡(jiǎn)介】王涵麗，內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士研究生，研究方向：西方經(jīng)濟(jì)學(xué)。

一、引言

伴隨社會(huì)的進(jìn)步，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的相互作用日益加深，二者相互促進(jìn)，彼此制約。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平同能源消費(fèi)之間的相互影響已然成為廣大學(xué)者的研究熱點(diǎn)。

第一，國(guó)家及人民對(duì)能源的需求受到經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的影響。長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)，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(dòng)了我國(guó)對(duì)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(jìn)了人們對(duì)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(jì)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(shí)間較久，這些建設(shè)所需資金全部來(lái)源于經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。

社會(huì)、經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步促進(jìn)了能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)的相互關(guān)系，有助于提高我國(guó)能源利用效率，為我國(guó)經(jīng)濟(jì)、能源的協(xié)調(diào)發(fā)展提供政策參考。

二、我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)現(xiàn)狀

總的來(lái)說(shuō)， 2004～2014年，我國(guó)國(guó)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(zhǎng)趨勢(shì)。

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

我國(guó)能源消費(fèi)總量同樣逐年遞增。2012年我國(guó)能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)率達(dá)到3.9%；其中，煤炭、石油、天然氣、水電消費(fèi)量增長(zhǎng)率分別為2.5%、6.0%、10.2%、5.5%； 全國(guó)萬(wàn)元GDP 能耗下降3.6%。2013年我國(guó)能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)率3.7%；其中煤炭、石油、天然氣、水電消費(fèi)量增長(zhǎng)率分別為3.7%、3.4%、13.0%、7.5%；全國(guó)萬(wàn)元GDP能耗下降3.7%。2014年，我國(guó)節(jié)能減排有了重大進(jìn)展，對(duì)煤炭資源的消費(fèi)首次出現(xiàn)下降,能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)率僅為2.2%；其中，煤炭消費(fèi)量下降2.9%，石油、天然氣、水電消費(fèi)量增長(zhǎng)率分別為5.9%、8.6%、3.8%；全國(guó)萬(wàn)元GDP能耗下降4.8%。我國(guó)對(duì)能源的消費(fèi)量從高到低依次為煤炭、石油、水電、天然氣。雖然2014 年我國(guó)對(duì)煤炭的消費(fèi)減少，但我國(guó)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍然是煤炭占據(jù)主導(dǎo)地位，并且其消費(fèi)量顯著高于其他能源、增幅最大，我國(guó)對(duì)煤炭的消費(fèi)占消費(fèi)總量的比例歷年均達(dá)到66%以上。與之相比，我國(guó)對(duì)除煤炭外的一次能源（石油、水電和天然氣） 的消費(fèi)量增幅很小，對(duì)各類(lèi)能源的消費(fèi)仍然集中于高碳排放的化石能源，特別是對(duì)煤炭和石油的依賴(lài)很大，而低碳能源水電和天然氣消費(fèi)量及增幅均較小。

綜上所述，我國(guó)GDP和能源消費(fèi)量都呈現(xiàn)出逐年增長(zhǎng)趨勢(shì)，那么經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)量究竟有什么影響，下面用典型相關(guān)分析進(jìn)一步闡述。

三、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的典型相關(guān)分析

（一） 變量選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指在一個(gè)較長(zhǎng)的時(shí)間范圍內(nèi)，一個(gè)國(guó)家人均產(chǎn)出水平的持續(xù)增長(zhǎng)，可以衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增長(zhǎng)速度。本文以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為第一組變量，通過(guò)以下四類(lèi)共5個(gè)指標(biāo)來(lái)體現(xiàn)。1.體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)：國(guó)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(biāo)：第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值比GDP，用X2表示。

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

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

能源消費(fèi)量反映一個(gè)地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)消費(fèi)的能源總量，用能源消費(fèi)總量指標(biāo)來(lái)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(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)及2014年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)獲得。為消除量綱影響，采用標(biāo)準(zhǔn)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(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)與組內(nèi)的指標(biāo)高度相關(guān)；第二組變量中只有一個(gè)變量。由表2可以看出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)這兩組變量間確實(shí)存在相關(guān)關(guān)系。能源消費(fèi)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(fèi)水平、國(guó)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(guó)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(qiáng)的?？梢?jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間有較強(qiáng)的相關(guān)性。這里需要做的就是提取綜合指標(biāo)來(lái)代表這種相關(guān)性。

（三） 典型相關(guān)系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)

由于代表能源消費(fèi)的第二組變量中只有一個(gè)指標(biāo)，所以本文只需要提取一對(duì)典型變量A、B。典型變量（A、B） 的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.996，P值小于0.05，說(shuō)明在0.05的檢驗(yàn)水平上A與B的相關(guān)關(guān)系顯著，即可以用反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的第一組變量解釋反映能源消費(fèi)的第二組變量（見(jiàn)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(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)的非標(biāo)準(zhǔn)化典型系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)化典型系數(shù)。因?yàn)橹笜?biāo)的種類(lèi)繁多、復(fù)雜多樣，有的還是不同質(zhì)，即便是同一指標(biāo)，在不同的行業(yè)，也會(huì)因其行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)、重要性的不同而缺乏可比性，所以對(duì)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，使不同企業(yè)、不同指標(biāo)間進(jìn)行直接比較成為可能。標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)就是無(wú)量綱化后的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)就是數(shù)據(jù)未經(jīng)無(wú)量綱化得出的結(jié)果?；谝陨显颍疚牟捎脴?biāo)準(zhǔn)化典型系數(shù)進(jìn)行分析。進(jìn)而寫(xiě)出A （來(lái)自第一組變量組的典型變量）、B（來(lái)自第二組變量組的典型變量） 的典型相關(guān)方程，原始指標(biāo)對(duì)它的典型變量的貢獻(xiàn)大小由其系數(shù)大小來(lái)衡量。

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

可見(jiàn)，對(duì)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(fèi)水平、X1—國(guó)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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。

能源消費(fèi)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(jì)增長(zhǎng)的第一組變量中，國(guó)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(fèi)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(qiáng)，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(fù)，但在此處，它們與A的相關(guān)系數(shù)卻為正，這樣的變量稱(chēng)為校正變量。第二組變量中只有能源消費(fèi)總量Y一個(gè)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(qiáng)。這表明，人均可支配收入X4的增加會(huì)直接促使能源消費(fèi)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(jìn)行典型冗余分析。表4反映了自身典型變量及配對(duì)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(duì)典型變量解釋的百分比均較高，說(shuō)明能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以很好地相互解釋。

四、結(jié)論

總體來(lái)看，每組指標(biāo)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?zhuān)@說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)確實(shí)會(huì)相互影響。具體來(lái)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(huì)直接引起能源消費(fèi)的增加；反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的X2變量對(duì)典型變量的貢獻(xiàn)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(duì)能源消費(fèi)的影響較其余變量弱。這表明，人均收入提高，人們對(duì)能源的消費(fèi)越來(lái)越多；第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并不會(huì)消耗太多的能源，所以和能源消費(fèi)的關(guān)系并不太大。

減少對(duì)能源的消費(fèi)量，應(yīng)該從以下幾點(diǎn)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(fèi)升級(jí)，城鎮(zhèn)生活用能大大提高，生活用能占能源消費(fèi)總量百分比進(jìn)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(lì)居民更多的采用節(jié)能設(shè)備。人均收入的較快增長(zhǎng)會(huì)滋生人們浪費(fèi)能源的現(xiàn)象，社會(huì)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(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。國(guó)家應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，逐步降低第二產(chǎn)業(yè)占國(guó)民生產(chǎn)總值的比重；通過(guò)學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)及經(jīng)驗(yàn)，引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，利用科技和政策來(lái)降低對(duì)能源的消耗。

最后，新常態(tài)下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不再單單只重視量的增長(zhǎng)，更多的要重視結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。因此，我國(guó)的政績(jī)考核制度也應(yīng)進(jìn)行改革，降低GDP在政績(jī)考核中的百分比，從強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度逐步轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。

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第8篇：消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文

[關(guān)鍵詞]河北省 能源消費(fèi) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 協(xié)整檢驗(yàn) 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(jì)"成為全球熱點(diǎn)。2009年12月7日在哥本哈根召開(kāi)的氣候峰會(huì)上初步達(dá)成了《哥本哈根協(xié)議》,對(duì)各國(guó)環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策的制定和完善產(chǎn)生了重要的影響。目前中國(guó)政府已結(jié)合經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(guó)單位國(guó)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(biāo)。各個(gè)國(guó)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(jì)支柱的河北省帶來(lái)了新的挑戰(zhàn)。

河北省是能源生產(chǎn)和消費(fèi)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(fèi)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(biāo)煤含碳量是0.68噸,排放2.5噸二氧化碳;一噸標(biāo)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(biāo)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(jì)帶來(lái)了挑戰(zhàn)。因此要想在這樣一個(gè)重工業(yè)地區(qū)發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì),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(jì)發(fā)展的前提下,利用合適的對(duì)策建議發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)。

表1 河北省1980―2008年GDP與能源消費(fèi)

數(shù)據(jù)來(lái)源:《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒2009》

本文從河北省的實(shí)際出發(fā),通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析和格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)對(duì)河北省的能源利用和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)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(jì)的對(duì)策建議。

二、研究方法和數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.研究方法。對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行因果性檢驗(yàn),序列的平穩(wěn)性是研究的前提條件。對(duì)于平穩(wěn)性檢驗(yàn)本文采用單位根檢驗(yàn)(ADF);協(xié)整檢驗(yàn)采用EG(Engle-Granger)檢驗(yàn)方法;因果關(guān)系檢驗(yàn),本文采用格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)。

2.數(shù)據(jù)說(shuō)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(lái)源于《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。用地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),用能源消費(fèi)總量(NY)表示能源的使用情況。

三、實(shí)證分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性最常用的方法是單位根檢驗(yàn)法,一個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的一階自回歸模型的特征方程含有單位根,這樣對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)即轉(zhuǎn)化為對(duì)單位根的檢驗(yàn),這里我們選取ADF檢驗(yàn)。為了消除數(shù)據(jù)間的異方差現(xiàn)象,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理,用LnGDP代表對(duì)GDP取對(duì)數(shù)后的值,用LnNY代表對(duì)能源消費(fèi)量NY取對(duì)數(shù)后的值。這種變換不會(huì)改變變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期穩(wěn)定關(guān)系。

圖11980―2008年GDP和NY取對(duì)數(shù)后的趨勢(shì)

圖1中,橫坐標(biāo)表示年份,橫坐標(biāo)表示LnGDP和LnNY的值。從圖1中可以看出,兩個(gè)序列都有隨時(shí)間上升的趨勢(shì),并且包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng),因此在ADF檢驗(yàn)中應(yīng)該包含這兩項(xiàng)。檢驗(yàn)的結(jié)果如下:

表2 LnGDP和LnNY的單位根檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)來(lái)源:《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒2009》數(shù)據(jù)經(jīng)eviews5.1計(jì)量軟件分析整理所得

從表2可見(jiàn),LnGDP和LnNY在經(jīng)過(guò)二階差分后,在滯后一期時(shí),AIC和SC的值最小,所以選擇滯后一期時(shí)的數(shù)值,ADF值分別小于5%顯著水平的臨界值,也就是說(shuō)兩個(gè)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(gè)變量符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件,可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。本文應(yīng)用協(xié)整檢驗(yàn)方法是由Engle和Granger(1987)提出,又稱(chēng)EG檢驗(yàn)法。這種協(xié)整檢驗(yàn)方法是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。首先對(duì)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(duì)因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個(gè)殘差序列,對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn),如果殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的就說(shuō)明變量間是協(xié)整的,表示存在一種長(zhǎng)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(fèi)量(NY)表示自變量,并對(duì)取對(duì)數(shù)后的值用OLS法構(gòu)造一個(gè)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(shuō)明模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合的比較好。但是前面驗(yàn)證出LnGDP和LnNY都是非平穩(wěn)序列,因此這個(gè)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(yàn)方法對(duì)殘差ei進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),得到的結(jié)果顯示為:殘差序列檢驗(yàn)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(shí)間序列。也就是說(shuō)河北省的能源利用和GDP之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

3.格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)可得出時(shí)間序列之間是否存在長(zhǎng)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(yàn)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(duì)其他變量的回歸時(shí),如果把Xt的滯后值包括進(jìn)來(lái)能顯著地改進(jìn)對(duì)Yt的預(yù)測(cè),則稱(chēng)Xt是Yt的Granger原因,否則稱(chēng)Xt不是Yt的Granger原因(鄧翔)。

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn),表明能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系,是一種長(zhǎng)期的均衡狀態(tài),但是這種均衡狀態(tài)究竟是能源消費(fèi)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(fèi)的結(jié)果?這需要通過(guò)Granger因果檢驗(yàn),驗(yàn)證LnGDP和LnNY存在怎樣的因果關(guān)系。通過(guò)以上檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),當(dāng)兩個(gè)變量滯后一期時(shí)AIC和SC值較小,因此選擇滯后一期時(shí)對(duì)兩變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表3 LnGDP和LnNY的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

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(shuō)明能源消費(fèi)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在概率為0.99104的情況下,檢驗(yàn)接受了LnGDP不是影響LnNY的假設(shè),證明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是引起能源消費(fèi)的原因。因此,從檢驗(yàn)中可以得到能源消費(fèi)對(duì)GDP的單向Granger因果關(guān)系,GDP的增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)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(guò)協(xié)整分析得出能源消費(fèi)和GDP之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,盡管短期兩個(gè)變量之間可能出現(xiàn)波動(dòng),但是從長(zhǎng)期來(lái)看兩者是一種穩(wěn)定的均衡狀態(tài)。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中可以得到河北省能源消費(fèi)量的增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展卻不是能源消費(fèi)量增加的原因,由此可以得出能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)的發(fā)展和能源的消費(fèi)之間存在著緊密的關(guān)系,但是經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不一定要用大量消耗一次能源來(lái)實(shí)現(xiàn)。因此在大力倡導(dǎo)低碳經(jīng)濟(jì)的今天,河北省要想在不影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前提下發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì),就應(yīng)該提高能源的使用效率、發(fā)展清潔能源和開(kāi)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(jì),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(jì)增長(zhǎng),減輕經(jīng)濟(jì)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(dá)到能源利用和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一種長(zhǎng)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(fèi)。再通過(guò)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(fèi),對(duì)廢棄物進(jìn)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(dá)到最高的產(chǎn)出。

(2)優(yōu)化能源結(jié)構(gòu),大力開(kāi)發(fā)新能源。

從全省能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)看,河北省煤炭消費(fèi)占絕對(duì)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(jì)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(jì)的健康有序發(fā)展。河北省可以利用自身的優(yōu)勢(shì),開(kāi)發(fā)新能源無(wú)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(kāi)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(duì)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(xiàng)目的實(shí)施和節(jié)能技術(shù)的研究開(kāi)發(fā)和推廣應(yīng)用。政府要對(duì)一些低耗能、低污染的企業(yè)給予有力的發(fā)展政策,鼓勵(lì)這些企業(yè)的開(kāi)發(fā)新技術(shù),推進(jìn)節(jié)能技術(shù)的發(fā)展。并且取締那些高耗能、高污染,對(duì)GDP貢獻(xiàn)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(xiàn):

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[2]蔡鑫磊.我國(guó)能源消費(fèi)與GDP的關(guān)系―基于時(shí)間序列的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2010.5.

[3]彭建強(qiáng).河北省能源安全問(wèn)題研究.河北省社會(huì)科學(xué)研究院.

[4]陳英姿,李雨潼.低碳經(jīng)濟(jì)與我國(guó)區(qū)域能源利用研究[J].吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào),2009.3.

第9篇：消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文

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

0 引言

從2000年開(kāi)始，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入明顯的上升期，同時(shí)能源緊縮的現(xiàn)象也開(kāi)始嶄露頭角。為了維持經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度，資金開(kāi)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(jì)的高速增長(zhǎng)。這種由于能源消費(fèi)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式也被稱(chēng)為“能源拉動(dòng)型繁榮”。由于能源的稀缺性，中國(guó)能源緊缺的局勢(shì)還會(huì)持續(xù)，同時(shí)內(nèi)蒙古地區(qū)經(jīng)濟(jì)在能源支撐下的高速增長(zhǎng)，短時(shí)間內(nèi)不會(huì)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(fèi)的同時(shí)維持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，將成為熱點(diǎn)問(wèn)題。本文先對(duì)內(nèi)蒙古地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，意圖從長(zhǎng)期的和動(dòng)態(tài)的角度尋找能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，為緩解內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間矛盾、改變粗放型增長(zhǎng)模式提供建議參考。

1 模型的構(gòu)建

新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型關(guān)注的焦點(diǎn)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接原因，在其假設(shè)的條件下，將能源消費(fèi)也作為一種生產(chǎn)投入，計(jì)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(dòng)力，E表示能源消費(fèi)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

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(duì)數(shù)展開(kāi)為：

（3）

引入時(shí)間維度，則模型變?yōu)椋?/p>

（4）

相應(yīng)地，當(dāng)引入第一、二、三產(chǎn)業(yè)時(shí)，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(dòng)力投入和能源消費(fèi)。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)主要來(lái)源于各年的《內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)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(jì)口徑的一致性，減小由于數(shù)據(jù)的誤差帶來(lái)的影響，有關(guān)能源消費(fèi)（Et）的數(shù)據(jù)是利用《全區(qū)能源平衡表（標(biāo)準(zhǔn)量）》換算得出的（單位：萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)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(dòng)力投入（Lt）為各年各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)（單位：萬(wàn)人）；各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（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(jì)增長(zhǎng)、資本投資、勞動(dòng)力投入與能源消費(fèi)的水平變化趨勢(shì)圖

3 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

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

圖2 第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資本投資、勞動(dòng)力投入與能源消費(fèi)的水平變化趨勢(shì)圖

圖3 第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資本投資、勞動(dòng)力投入與能源消費(fèi)的水平變化趨勢(shì)圖

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

與能源消費(fèi)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

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

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

要檢驗(yàn)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(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

其結(jié)果如下：

表2 三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資本投資、勞動(dòng)力投入與能源消費(fèi)的殘差序列協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

三次產(chǎn)業(yè)的協(xié)整方程為（括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量）：

（5）

（6）

（7）

結(jié)果表明，三次產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資本投資、勞動(dòng)力投入均成正相關(guān)關(guān)系。第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力投入前面的系數(shù)大于1，說(shuō)明勞動(dòng)力的簡(jiǎn)單投入能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。第二產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)前的系數(shù)大于1，說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)還是要靠能源和勞動(dòng)力的大量投入得以實(shí)現(xiàn)。三次產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)前面的系數(shù)均為正數(shù)，說(shuō)明能源消費(fèi)隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)而增加的趨勢(shì)仍將持續(xù)。

3.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)并不能說(shuō)明變量間的因果關(guān)系，故現(xiàn)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

表3 三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)、資本投入、勞動(dòng)力投入

之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

有表中數(shù)據(jù)可知，第一產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)存在雙向因果關(guān)系，同時(shí)存在由資本投資到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到勞動(dòng)力投入的單向因果關(guān)系；第二產(chǎn)業(yè)存在由能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系，同時(shí)存在由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到資本投資和由勞動(dòng)力投入到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)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(jìn)一步考察變量之間長(zhǎng)期、動(dòng)態(tài)的關(guān)系，對(duì)各產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。橫軸表示沖擊作用的滯后時(shí)間，縱軸表示在誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，內(nèi)生變量在當(dāng)期和未來(lái)的響應(yīng)程度。圖中實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值，虛線表示兩倍標(biāo)準(zhǔn)的置信帶。

圖4 第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的響應(yīng)

圖5 能源消費(fèi)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的響應(yīng)

圖6 第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的響應(yīng)

圖7能源消費(fèi)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的響應(yīng)