消费与经济的关系

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消费与经济的关系范文第1篇

关键词：石油消费 经济增长 关系 协整 分析

前言

纵观我国经济的发展历程，从2002年开始，再一次进入经济周期性扩张时期，2003年我国实行了积极的财政政策及稳定的货币政策，有效的强化了投资需求及消费需求对于经济增长的作用，直到2004年，我国经济持续增长，而通货膨胀情况较为良好，最后实现了经济繁荣的经济周期形态的变化。在该社会形势下，许多能源消耗较高的行业的不断扩张，石油供给与日益增长的消费需求之间产生了严重的矛盾，石油资源短缺及价格上涨成为了必然趋势，也造成了2003年年底至2004年石油紧缺问题。油价不断升高，运输行业的成本也会提高，运力负担巨大，煤电供应紧张。我国资源条件限制，对石油进口较为依赖，国际市场原油价格变化大，直接影响我国的能源价格，使得我国经济的发展受到较大的应先及限制，因此需要对其进行深入的研究，探讨解决能源问题的途径。

一、石油消费的影响因素分析

在我国的能源消费中，石油消费占有重要的比重，其受到较多因素的影响，包括国民经济增长、国家发展政策、行业的产业结构、能源消费结构变化等。

1.国民经济增长对石油消费的影响

在未来的一定时期内，石油作为能源动力，其对于我国国民经济发展依然会具有不可替代性，国家对于石油消费的强度也会受到各个方面的影响，包括国家经济发展状况、经济实力、国民经济增长速度、国民经济发展的能源需求结构等。当国家经济实力较弱时，某些产业的规模较小，该体系中各个产业并没有经济生活中的各个方面，产业的技术水平也较为有限，对石油的消费需求强度较小，但是国家经济实力会不断提高，各个产业的规模的逐渐扩大，对石油的消费需求不断提升；国民经济增长速度的提升，工业生产速的效率不断提升，运输行业的极为繁荣，与之配套的服务产业也会随之发展起来，石油消费需求强度较大[1]。

2.能源消费结构的变化对石油需求的影响

国民经济的发展的过程中，其经济形态会出现重大的变化，从初级的以农业为基础逐渐变化为以工业、服务业等产业为基础，其对于能源消耗量及消费点均会出现变化，即为能源结构出现剧烈的变化。在该形势下，需要在经济总量得到较大提升的基础上，兼顾国民经济可持续发展，重视环境的保护及生态平衡。而投入产出比较低、高污染、且运输成本较高的煤炭需求会不断降低，国家制定的各项环保措施均会提高石油的需求强度。

3.国家发展政策及产业结构变化对石油消费的影响

我国在上个世纪80年代以前，属于工业化进程阶段，国家对于重工业十分重视，国民经济的增长速度和石油产品消费量的增长速度没有显著的差异，但是在80年代之后，国家积极的调整了产业发展方向及策略，较为重视轻工业，不断的满足人们的日益增长的生活需求。直至2000年左右，国家对于石油产品的需求增长速度已经超过了国民经济增长速度。2000年以后，国家产业发展重点集中于汽车工业及环保事业，石油产品的消费增长速度更高[2]。

二、近年来石油消费与经济增长的分析

本文中以1990年至2005年的数据作为研究对象，在这15年之间，中国的经济总量和石油消费都呈现出了较大增长趋势。按照1990年的人民币价格计算，我国的实际GDP由1990年的18549亿元提高至2005年的74511亿元，表明我国的经济增长十分迅速在石油消耗量方面，从1990年至2005年，我国的石油消费量随着经济的发展而不断提升。1990年的石油消费量为16384.8万吨标准煤，到2005年，石油消耗量已经达到了45658.2万吨标准煤，每年平均以5.2%的幅度快速增长。1990年至2005年我国实际GDP及石油消费总量的年平均增长速度为12%，其集中体现了我国进入周期性经济扩张阶段，经济在改革开放以后，出现了第二波增长高峰。石油消耗强度方面，可以将其分为四个阶段，即1990年及1991年，我国石油消耗强度的平均值为0.9吨标准煤；1992年及1993年我国的石油消耗强度平均值降至0.8吨标准煤；1994年至2000年我国石油消耗强度均值为0.7吨标准煤；而2001年至2005年中，除了2004年稍有回升，回到0.7吨标准煤之外，其他年份的石油消耗强度均为0.6吨标准煤。从数据上可以看出我国的石油消耗强度从1990年至2005年均呈现出稳定下降的变化趋势。在石油消费弹性系数方面，1990年至2005年之中均属于上升趋势，其最高值出现在2004年，为1.6。整体上分析石油消费量增长的速度已经逐渐超过了国民经济增长的速度。该15年中石油消费弹性系数大于1的时间有1997年、2002年及2004年；石油消费量增长速度大于国内生产总值增长速度的时间有1997年及2004年，其他时间内尚未出现较为显著的变化规律，整体数据来看，我国石油消费量也在不断的提高。石油消费与国民经济的增长呈现出协整关系[3]。

各个能源的标准煤折算比率为：石油为1.43吨标准煤/吨；煤炭为0.714吨标准煤/吨；天然气为13.3吨标准煤/吨；水能按100年计算发电量，350万吨标准煤/亿千瓦时。

三、总结

多年来我国的国内生产总值和石油消费均出现较大的增长，但是该现象并不能表示中国经济粗放型经济增长方式得到了根本的改变，单位GDP消耗的能源较高，且许多行业的能源利用效率较差，无法满足集约经济发展的实际要求。石油及能源问题逐步演化成我国经济发展的战略国画问题。我国的工业发展、城市化建设的深入、居民消费结构的变化，石油作为高效的能源，其在国民经济中的作用及地位会逐渐提升。但是能源的形势也要求我国积极的调整产业结构、逐步转变经济增长方式，提高各个行业对石油资源的利用效率。

参考文献

[1]刘宏杰.中国石油消费与经济增长关系的时间序列分析[J].东北大学学报（社会科学版）.2008（02）：121-126.

消费与经济的关系范文第2篇

【关键词】能源消费 经济增长 协整性分析 Granger因果关系

大多数学者对中国能源消费与经济增长率的关系进行研究时，以1978年以后的时间序列数据与面板数据来研究二者之间的关系，但这很难反映我国能源消费的全部特征，本文采用1953-2010年的能源消费总量与GDP的时间序列数据来进行分析。由于数据的自然对数变换不改变变量原来的关系，并能使趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差现象，因此，对两个变量同时取对数，代表取对数后的GDP数据，代表取对数后的能源消费总量。本文所有分析结果都是借助EVIEWS 6.0完成。由图1可以看出，我国GDP和能源消费都取对数之后虽然都非平稳，但是两序列之间存在很明显的长期关系。本文运用协整理论和Granger因果关系检验对数据进行分析。

图1 1953-2010年中国能源消费与经济增长趋势

一、单位根检验

首先对两个序列进行单位根检验。对两个序列的原序列、一阶差分序列分别进行单位根检验。表1的单位根检验结果表明：与序列都是一阶单整序列。

表1 单位根检验结果

注：本表单位根检验的临界值均是Mackinnon协整检验临界值。

二、协整检验

因为和两个序列都是一阶单整序列，所以进一步可以进行协整性检验。利用OLS对两个序列进行回归得到回归方程为：

F检验表明回归方程是显著的，t检验表明当期对的影响是显著的。从拟合图看出整个拟合效果还是比较好的。模型自变量的回归系数1.2109，说明在其他条件不变的情况下，每增加一单位，相应的增加1.2109单位。

由于有可能有异方差的情况存在，所以对回归残差同时进行ADF检验和PP检验结果如表2：检验结果都表明在显著性水平为0.05的情况下和是协整的，这说明在0.05的显著性水平下和之间存在长期的均衡关系。

三、误差修正模型（ECM）

前面的协整检验表明和之间存在长期的均衡关系，下面本文用ECM模型分析两序列之间的短期波动关系。根据Hendry的理论，从滞后阶数为2开始，逐步剔除不显著的变量和滞后量，拟合出以下ECM模型：

在ECM模型中ECM对应的系数的t检验的p值是0.0831在显著性是0.1的情况下，我们可以认为误差修正项对当期是有影响的。根据图3所示的拟合结果。模型还是比较理想的。从误差修正模型看，Lnx和Lny之间的短期动态均衡关系是，Lnx短期内每变动一个单位，Lny同方向的变动0.5158个单位。

四、因果关系检验

Lnx和Lny之间的协整关系表明两者之间存在一定因果关系。因果检验结果可以看出如表3所示。在0.05的显著性水平下，拒Lny绝不是Lnx的原因的假设。同时也拒绝不是的原因的假设。可以认为与之间存在双向的因果关系。能源消费和GDP之间存在双向因果关系说明，我国的经济增长仍然处于依赖增大能源消费数量的阶段。

五、本文实证结论

（1）在1953年到2010年间，中国能源消费和GDP两个序列经过取对数后的序列存在长期的协整关系。

（2）从短期误差修正模型来看，能源消费取对数后的序列的波动与滞后一期的波动成正向关系，短期中对数处理后的GDP数据每增加一个百分点将带动0.5158个百分点的对数处理后的能源消费增加。同时0.5158小于长期均衡方程中的1.2109，说明短期的波动比长期的波动对能源消费的影响要小。从ECM模型中可以看，误差修正项的系数小于零，说明误差修正模型是一个负反馈机制。

（3）能源消费和GDP之间存在双向因果关系：一方面，经济增长对能源具有强烈的依赖性，能源短缺会对经济增长带来严重的 的负面影响；另一方面，经济的快速发展将会刺激能源需求的。表明我国的经济增长仍然处于依赖增大能源消费数量的阶段。

参考文献：

消费与经济的关系范文第3篇

［关键词］消费优势；自然资源；经济增长

自然资源是经济增长的“天使”还是“陷阱”？是什么原因使得一些资源丰富的经济体经济增长缓慢甚至倒退？这些问题引起了学者们的极大关注，以至于对这一称作“资源诅咒”问题的研究如火如荼。具有代表性的研究是Matsuyama［1］建立的标准模型，该模型考察了资源部门和制造业部门对经济增长的影响，认为制造业比采掘业更具有“干中学”的特征，自然资源丰裕国家的制造业的学习效应被削弱了。其实采掘业的技术含量不能说是不高的，并且还具有较强的比较和垄断优势，制造业比采掘业更具有学习效应这一假设是有待继续考证的。即使制造业比采掘业多一些学习效应，是否能足以解释“资源诅咒”的根本原因，也存有很大疑虑，看来要想给出具有说服力的解释，还需要另辟蹊径。

究竟是哪些因素导致了“资源诅咒”现象的发生呢？针对这种负相关的现象，研究者们一致在找寻各种合理的解释。Prebisch［2］等人提出中心论，认为在国际分工中，生产初级产品的国家将被沦为“”，一些初级资源丰富的国家，由于贸易条件恶化，经济增长必然落后于制造业国家。这些观点形成了作为“中心-”论。Hirshman［3］通过研究大量的发达和发展中国家的经济史指出，初级资源部门对一国经济增长的影响，取决于该资源部门与其它产业间的关联度，产业与其它产业关联度越强，则将该产业作为出口产业越有利于经济增长，这就形成了所谓的“主要产品陷阱”。也有文献从制度弱化的角度探讨问题的根源，Baland和Francois［4］(527-542)以及Torvik［5］(455-470)的研究指出，资源丰裕国家的寻租行为是导致其经济增长负效应的元凶。另外，Sala-i-Martin和Subramanian［6］的实证研究显示石油和矿物等自然资源诱发贪婪的寻租行为，弱化了一国的制度质量，从而滋生政府腐败，进而对一国的增长施加负的非线性影响。Stijns［7］(107-130)研究认为随着经济的不断发展和国民收入的逐步提高，自然资源产业的优势，导致了采掘业挤占了其他产业的发展空间，从而失去了制造业“干中学”的学习效用，［1］从而致使经济下滑。

是否就是这些因素导致了“资源诅咒”的发生？在行为金融领域，早在19世纪90年代Willims James就提出了注意力异常的现象，即投资者更关注于其所熟知和了解的产业和消费，这使得资本和资源更多的流向了这一领域。将其植于自然资源与经济增长的研究中，我们可否进行大胆假设，即由于大众更多的将人力物力集中于熟知的下游消费产业之中，而往往忽视了上游的自然资源产业领域，这就使得自然资源占优势但对下游产业无暇顾及的国家，经济增长缓慢，从而产生了“资源诅咒”现象，在本文中我们将这一过程称为“消费优势”假说。

为了验证这一假说是否成立，在本文的研究中，我们将运用解析和计量模型对这一假说进行检验，利用截面数据实证检验“消费优势”假说在我国的存在性，希望从全新视角为“资源诅咒”进行诠释。

二、自然资源影响经济增长的经济机理

（一）经济增长与资源的关系

人类拥有两类物质财富：禀赋资源财富与有效劳动财富。有效劳动财富是劳动者通过有效劳动创造的财富，总体说来禀赋资源财富会逐渐减少，有效劳动财富会不断增加。经济增长被定义为物质财富的增长，这其中既包含禀赋资源财富的增长，又包括有效劳动财富的增加，所谓禀赋资源财富增长是指转移到产出中的那部分的增长。禀赋资源丰裕，转移到产出中的那部分就可能多，以现有的计量口径，经济增长就快，因此，禀赋资源的充裕程度无疑是经济增长的重要原因，这一优势在经济发展初期尤为明显。然而，世界上一些资源丰富的国家，如非洲，经济增长缓慢，再如荷兰自然资源部门扩张但制造业却变得萎缩，是什么原因导致“天使”变成了 “魔鬼”？这是因为影响经济增长的因素从来就不是单一的，资源优势仅是财富增长的因素之一，由于其它因素的不作为，削弱了资源优势的发挥，完全可能造成经济状况发展初期强劲，后来逐渐居于劣势的情况。

（二）经济增长与其影响因素

经济增长的源泉是人付出的有效劳动，有效劳动受三个重要因素的影响：人的素质、资本工具效率和影响因素(见图1)，三者的累积是构成经济快速增长的原因。

为了说明有效劳动的变化过程，本文将影响经济增长的因素划分为两个层次：一是基础因素，如劳动力、资本、土地资源等，这些因素的增加可以直接形成经济增长，称为投入要素；二是影响因素，如制度、政治等，以投入要素为载体，通过投入要素效率提高推动经济增长，称为影响因素。在投入要素中，劳动者又是资本工具作用的“载体”，资本工具和影响因素作用于劳动者，通过劳动者形成有效劳动，有效劳动是财富增长的源泉。

在一定的影响因素环境中，投入要素与经济增长正相关，而影响因素与经济增长的关系受时间地域变动的影响，具有不确定性、时效性，有时对增长产生正面影响，有时可能形成负面影响，投入要素和影响因素的作用差异很大。投入要素和影响因素是互相影响的，投入要素左右影响因素的形成，影响因素制约投入要素的发挥。有效劳动是劳动者素质的直接体现，劳动者素质是经济增长最根本的因素；资本工具质量是劳动付出成为有效劳动的杠杆，通过资本工具可以节省单位产出中的劳动付出；制度等健康的影响因素则是形成更多劳动付出及其转化为更多有效劳动的加速器，影响因素可以缩短单位产出中的劳动时间。

（三）“消费优势”假说的作用特征

既然禀赋资源财富的增加不足以解释经济的持续增长，那么经济持续增长的原因何在？市场存在“消费优势”假说，即产业链靠近消费的那一端（下游端）经济体更具有增长优势，“生产的动力不是来自生产本身，而是来自消费，即消费创造着生产的动力”，消费品产业结构和产品结构的不断更新扭转了“边际消费倾向递减”的趋势。“消费优势”是重要的影响因素，它促成了产出――投入循环的转换，促成了财富的重新匹配。产业链附加值在从资源产品到消费产品中的不同分配是各方博弈的结果，大众消费者对产品的依赖程度是均衡点落在何处的重要筹码，大众越迫切需要的消费品生产在财富分配中拥有越大的权重，激烈的竞争迫使消费品产业变成了“有效劳动密集”产业，越迫切需要的消费品，其产业占用越多的有效劳动。有效劳动是财富增长的根本，是博弈的主要依据，正是由于有效劳动的作用，禀赋资源在转移中才会增值，也正是由于有效劳动，劳动者才创造出人们迫切需要的消费品。有效劳动付出有追逐财富的功能，要求得到“体面”的回报，“多劳多得”。财富的匹配青睐于人类的劳动付出，按有效劳动的大小实行“按劳分配”，有效劳动的多少是财富分配大小的标尺，虽然有效劳动的多少受市场因素的影响，但市场因素不会改变决定财富分配的根本依据。发明专利、加工工艺等人类智慧与上苍恩赐的自然资源作用是一样的，都具有实用性、排它性，人类在创造有利于生活产品方面的智慧会在相当程度上削弱主要依靠自然资源优势国家禀赋资源的先天优势。这应验了“资源是世界的人类的”这样一句常理，如果经济增长仅依赖资源优势竞争力是难以维持久远的。资源丰富的中小国家，难以兼顾自然资源优势和“消费优势”，仅靠资源优势，就可能出现经济增速缓慢或下滑的局面。

（四）“消费优势”假说的博弈解析

假若把初级产品的生产国称作企业1，高级产品的生产国称作企业2，最终产品是两个企业分阶段生产的结果，那么两个企业的利润分配就是一个典型的寡头竞争模型。在这里，每个企业的战略是选择价格，支付利润，它是两个企业价格的函数。价格因产量的增加而降低，利润因价格的降低而减少。为分析方便，假设利润对产量的一阶导数大于零，二阶导数小于零。

我们用pi∈［0,∞)代表第i个企业的价格，ci(1)代表成本函数，q=q(p1+p2)代表逆价格函数，价格受产量影响。第i个企业的利润函数为：

fi(p1,p2)=piq(p1+p2)-ci(q)，i=1，2(1)

（p1,p2)是博弈均衡价格，意味着：

p1∈argmaxf1(p1,p2)=p1q(p1+p2)-c1(q)(2)

p2∈argmaxf1(p1,p2)=p2q(p1+p2)-c2(q)(3)

找出博弈均衡点的方法就是对每个利润函数求一阶导数，并令其为零求解。

f1p1=p1q′(p1+p2)+q(p1+p2)-c′1(q)(4)

f2p2=p2q′(p1+p2)+q(p1+p2)-c′2(q)(5)

求解得到反应函数：p1=g1(p2)(6)

p2=g2(p1)(7)

反应函数意味着每个企业的最优价格是另一个企业价格的函数。两个反应函数的博弈均衡点为：P=(P*1,P*2)。博弈均衡点形成过程如图2。

由于两个企业的产品是不同质，不可替代的，消费者对产量已不再感兴趣，质量已没有可比性，对不同企业产品的偏好或依赖程度以及生产这些产品所付出的有效劳动，决定了两个企业产品价格大小的分配策略，人们对下游产品的偏好及投入更多的有效劳动决定了财富向产业链末端倾斜。

图2 价格的过程博弈

图3 不同发展水平国家消费率位置变动过程

(据世界银行经济发展指数数据整理)

（五）“消费优势”假说的统计经验分析

财富增长向纯消费产出倾斜从世界各国的经济变化统计规律也可以得到佐证。表1中的数据分投资性消费和纯消费，投资一般是上游产业的产出，消费一般是下游产业的产出，投资和消费都是产出财富，财富总量是增加的，消费部分以更快的速度增加，而投资部分增加的速度相对较慢，也就是说上游产业产出财富不如下游产业产出财富快。如果两个国家各对应着一个方面的优势，那么就出现财富此消彼长的局面，一些资源供给型国家依赖初级产品生产的增长，财富对应着投资类产品生产，经济增长速度较慢，一些资源贫瘠国家依赖消费类产品生产的增长，增长速度较快。

将不同经济发展水平的国家分类，分为低收入国家LIC、中低收入国家LMC、中高收入国家UMC、高收入国家HIC，发现消费曲线是一条动态的“U”型曲线，并且低收入国家一端消费比例随经济发展下移，高收入国家一端上移（图3）。世界消费财富进一步增大，不发达但有资源优势的国家对应份额不断减少，而这些国家资源财富是有所增长的，这说明低收入国家消费财富份额加速下降，禀赋资源优势被其它国家分享了。

三、实证检验

为了证明 “消费优势”的存在性，本文采用了中国1987―2003年期间有关经济发展数据进行实证。中国推行的是社会主义市场经济模式，各省经济具有一定的垄断自，但不至于阻碍各省间劳动力和商品流动，含有市场经济的特征又兼有世界上一些不完全市场经济国家的特征，因此，中国产业结构变化走势某种程度上可以代表全球的走势。本文数据来源于安格斯•麦迪森著《中国经济的长期表现》。选取的指标是GDP、农业、矿业、制造业、非物质服务业、交通与通讯业、建筑业。直观判断建筑业和矿业远离消费端，与经济增长的关联度相对较小，制造业、非物质服务业和交通与

通讯业关联度应该较大。为了给予验证，建立如下回归模型：

N代表农业，Z代表制造业，K代表矿业，JT代表交通与通讯业，J代表建筑业，F代表非物质服务业。为了防止得出的回归结果出现虚假回归现象，有必要对所选样本进行平稳性检验，如果没有通过检验，说明所选数据不平稳，那么就不能直接用数据去建模，需要对数据进行差分，直到其平稳为止。对数据进行平稳性检验，结果见表2。

从结果中我们可以看出，因变量GDP和6个自变量全都没有通过检验，那么，必须对所选数据进行一阶差分，结果见表3。

自相关检验结果如下：

表6一阶、二阶统计检验结果一阶Obs×R-squared0.0498二阶Obs×R-squared0.0764

从检验结果看出，自相关检验通过检验，说明不存在自相关，回归方程是具有解释力的。检验结果表明，近消费近端产业，如制造业、交通与通讯业对经济更具有增长优势，远离消费端的矿业和建筑业（上游端）对经济增长缺乏优势，与理论分析和直观判断非常吻合。非物质服务业与经济增长的关系与直观判断有出入，那是因为中国在本文数据采集的时间段，人们的生活水平还处在小康初期，生活消费还以物质消费为主，可以预见未来非物质服务业应该是一个增长优势产业。由此也可以说明消费是一个时尚性概念，受时代与发展水平的影响较大。

四、结 论

理论分析和实证检验表明，“消费优势”是自然资源对经济增长作用减弱的根本原因。在经济发展的初期阶段，自然资源优势会发挥主导作用，在经济步入较高水平的大众消费时期，“消费优势”会发挥主导作用，大众生活必需品生产的日新月异是这一优势的典型体现。经济发展初期，一般拥有大量的土地资源和矿产资源等自然资源优势，这些优势会使得生产成本降低，资源主导产业会优先发展；在快速发展期，一般拥有人力、资本工具和影响因素等优势，这些优势会使得生产效率提高，交易成本降低，消费主导型产品会取得优势，并且人力、资本和影响因素作用越有效，增长越持久。从“消费优势”的特点看，把握经济增长的阶段性特点，适时调整产业结构和产品结构是经济可持续发展的关键。“消费优势”对一些新兴经济区具有指导作用，如天津滨海新区和中西部一些地区在发展初期拥有丰富的土地资源，这是第一阶段经济增长的优势，而要保证经济持续快速增长，还应该迅速建立起人力资源、资本和影响因素等第二阶段优势。经济增长的根源是人类有效劳动付出的增加，因此要注意完善机制，挖掘人类的潜能和智慧，提高劳动生产率。经济增长还与产业优势密切相关，应大力研发适销对路产品，抢先确立在这些领域的竞争优势。

主要参考文献：

［1］Matsuyama,K .Intercultural Productivity , Comparative Advantage , and Economic Growth［J］. Journal of Economic Theory,1992, Vol.58.

［2］Raúl Prebisch, The Economic Development of Latin America and Its Principal Problems［J］ (New York: United Nations, 1950).

［3］Hirshman，The Strategy of Economic Development. New Haven［J］, Conn.: Yale University Press. ISBN 0-300-00559-8.

［4］Baland, J. M., & Francois, P. Rent seeking and resource booms［J］. Journal of Development Economics. 2000, Vol.61.

［5］Torvik, R. 2002. Natural resources, rent seeking and welfare［J］. Journal of Development Economics, 67.

［6］Sala-i-Martin and Subramanian, "Addressing the Natural

Resource

Curse :an Illustration from Nigeria " ［J］,IMF Working Paper, 2003,WP-03-139.

［7］Stijns, J.-P. C. Natural resource abundance and economic growth revisited［J］. Resources Policy, 2005. Vol.30.

The Relationship between Natural Resources and Economic Growth Based on Consumption Advantage

Li Fasheng1 Zhang Wei2

Abstract: This article analyses the relationship of the natural resources on economic growth from a new perspective, which is fortune match depends on“consumer advantage", and proves it by game theory and empirical analysis. The results effectively explain the causes of “curse of resources", and they are critically useful for guiding the adjustment of industrial structure and keeping the economic development sustainable.

消费与经济的关系范文第4篇

国内外已有很多研究者通过不同的方法研究了能源消费与经济增长之间的关系。国外，Kraft J.和KraftA.首先将Sims检验应用到美国能源消费和收入关系的研究中，发现1947―1974年美国GNP与能源消费具有单向的因果关系。国内，韩智勇等通过对1978―2000年中国能源消费与经济增长进行了协整和因果关系的检验得到：在10％的临界值水平上，中国能源消费与经济增长之间存在双向的因果关系，但不具有协整关系。

一、内蒙古经济发展情况

近年来，内蒙古的实际国内生产总值出现持续增长，由1985年的163.83亿元增加到2007年的1973.061亿元平均年增长率达10.15％。同样，能源消费量也逐年增加，能源消费总额从1985年的1870.66万吨标准煤增加到2007年的14649.39万吨标准煤，平均年增长率为10.22％。

二、数据来源及指标选择

本文选取的样本为1985--2007年度能源消费(Ec)和国内生产总值(GDP)(1985年为基期的实际GDP)，数据来源于《内蒙古统计年鉴2008》。本文使用的计量软件为Eviews6。检验过程当中为了消除数据的异方差，对数据取对数进行处理，使数据更容易平稳，且这种处理并不改变数据的特征。对变量GDP、EC都取对数，将得到的新数据序列，分别记为LGDP、LEC。

三、平稳性检验

如果对非平稳时间序列进行普通的回归，往往会产生“伪回归”现象。因此，在进行分析之前要必须进行单位根检验。本文使用KIx3S检验法。表1为平稳性检验结果。时间序列LGDP和LEC均通过一阶差分成为平稳的数据。因此，LGDP和LEC是一阶单整序列。

四、VECM向量误差修正模型

(一)协整检验

协整检验是用来分析变量之间的长期均衡关系。即：如果2个(或2个以上)的时间序列变量是非平稳的，但它们的某种线性组合却表现出平稳性，则这些变量之间存在长期稳定关系，即协整关系。本文使用Johansen协整检验来检验协整关系。

应用Johansen协整检验前，首先需要确定VAR模型的最优滞后阶数。根据AIC、sc信息准则确定最优滞后阶数3。通过Johansen检验的迹检验对LGDP和LEC进行协整检验，结果表明，在5％的显著性水平下，GDP和LEC之间存在唯一的协整关系，经标准化的协整向量方程为：

LGDP--0.4566LEC+0.0786@trend(86)+1.398

(1)

[－6.2146]

[一20.4596]

中括号内为t值。由(1)可以看出，长期内能量消费增长1个百分点，GDP增长0.4566个百分点。

(二)VECM模型

根据格兰杰表述定理，如果变量之间存在协整关系，则可以用误差修正模型(VECM)来表示。通过协整方程，建立VECM模型来描述变量间的动态关系。经上面协整检验知模型的协整阶数为1阶，通过滞后阶数的AIC、sC和极大似然估计值选取的最优滞后期应选3。

VECM模型为：

D(LGDP)--0.07+0.2425D(LGDP(-1))+0.2354D(LGDP(-2))一0.0841D(LGDP(-3))

[5.1903】

【1.58862】

[1.3281 9]

[-0.55567】+0.0173D(LEC(-1))+0.0397D(LEC(一2))-0.023 1D(LEC(一3))--0.5992 ECM,-~

(2)

[0.29255】

[0.68717】

卜0.39125]

[_5.89184]

从(2)中可以看出，方程中D(LGDP)的滞后期的系数表明D(LgDP)的一阶，二阶滞后对当期D(LGDP)有正的影响。D(LEC)滞后的估计值均小于D(LGDP)滞后一阶和二阶的参数估计值的绝对值，表明D(LGDP】受自身滞后的影响较大。误差修正项的系数反映修正项对偏离长期均衡的调整力度，由其系数为负可见符合反向作用的机制。

(三)格兰杰短期因果检验与格兰杰长期因果检验

通过向量误差修正模型做变量之间的短期和长期因果关系检验。短期Granger因果关系就是常规的F检验或Wald检验，而长期Granger因果关系则是通过调整系数是否显著来判断的。

基于误差修正模型的LGDP与LEC的格兰杰短期与长期因果关系，检验结果如表2所示。

从这一结果可见，短期内LEC是LGDP的短期Granger原因，即短期内能源消费的增加会导致经济的增长；而LGDP不是LEC的短期Granger原因，即短期内经济的增长不会引起能源消费的增长。长期中，D(LGDPI方程中的ECM的调整系数的t统计量大于临界值，表示LEC是LGDP的长期Granger原因。LEC方程中ECM的调整系数的t统计量小于临界值，表示LGDP不是LEC的长期Granger原因。所以，不论是短期还是长期，能源消费的增加能促进经济的增长，反之则不成立。

五、结论

消费与经济的关系范文第5篇

关键词:能源消费;经济增长;实证分析

中图分类号:F061.2 文献标志码:A 文章编号:1673-291X(2007)06-0148-03

关于能源消费与经济增长的关系,国内外学者都作了一定的研究,1978年,Kraft J.和Kraft A.在他们的能源经济研究中,首次发现了美国GDP对能源消费的单向因果关系｡虽然之后许多学者用不同时间段和不同的检验方法对美国能源消费和经济增长关系作了实证分析,结果有的支持Kraft-Kraft的结论,有的不支持Kraft-Kraft的结论,但有关能源经济之间因果关系的实证研究还是扩展到了英国､德国､意大利､加拿大､日本等国家｡随着工业化､城市化进程加快,我国能源消耗迅速增加,资源环境约束和经济快速增长的矛盾,已成为我国经济社会发展面临的严峻挑战｡为此,许多国内学者的研究围绕我国能源消费和经济增长的关系展开｡韩智勇,魏一鸣等选取了我国1978―2000年的数据对中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系进行分析,得出中国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系,但不具有长期协整性,类似的分析还有很多,如杨朝峰和陈伟忠(2005),范雪红和张意翔(2005),他们研究出的结果虽不尽相同,但总的来说,能源消费和经济增长之间存在着一定的关系｡党的十六届五中全会要求把节约资源作为基本国策,并确定了“十一五”期末单位国内生产总值能源消耗要比“十五”期末降低20%左右,目前这个指标已经分解到各个省份｡根据这份计划,2010年福建单位GDP能耗要比2005下降16%,福建能耗的减少会不会影响到经济增长?福建能源消费和经济增长有着怎样的关系呢?为此,本文在总结近年来研究成果的基础上,选取福建省能源消费与经济增长的相关数据,运用向量自回归(VAR)方法,实证研究1978―2005年能源消费与经济增长之间的关系,通过协整分析､Granger因果关系检验以及脉冲响应函数和方差分解,试图揭示两者之间的长期均衡及动态关系｡

1 实证分析

1.1 福建省能源消费情况

近几年来福建省经济高速发展,2005年福建省实现国内生产总值6 560.07亿元,比2000年增长50.7%,年均增长10.8%;经济高速发展同时,能源消费量也大幅增长,2005年可供福建省消费的能源总量为5 480.53万吨标准煤,比2000年增长86.2%,年均增长17.4%,高于GDP增幅6.6个百分点｡同时,反映能源消费量增长与国民经济增长之间关系的能源消费弹性系数,近几年呈逐年快速走高的趋势,从2000年的0.65逐年走高至2005年的1.6,说明福建省经济的发展对能源的直接需求越来越大,依赖程度越来越强,经济的发展与能源消费增长的关系越来越密切｡以下用计量模型对能源消费和经济增长关系进行分析｡

1.1.1 变量和数据的选择

选取了1978―2005年的福建省的国内生产总值(GDP),单位为亿元人民币,能源消费量(EC),单位为万吨标准煤,其中,由于统计年鉴上的GDP数据是基于当年价格计算的,为了使数据具有可比性,笔者将GDP的数据按1978年的不变价格换算成实际GDP(数据整理于2005《福建统计年鉴》和2005,1998,1995《中国能源统计年鉴》),并分别对福建省能源消费总量和国内生产总值取自然对数,表示为lnEC和lnGDP｡

1.1.2 单位根检验

一般来讲,当时间序列具有不平稳性时,会导致“伪回归”现象,因此,在建立计量模型之前要对所用的时间序列进行单位根检验,以确定各序列的平稳性和单整阶数,单位根检验一般用ADF检验,以下便对lnGDP和lnEC序列的原序列,一阶差分和二阶差分进行ADF检验,判断其稳定性(如表1)｡

以下检验结果说明,lnGDP和lnEC序列都是非平稳序列,但它们都是I(2)序列｡它们均通过单位根检验,可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系｡

1.1.3 协整检验

检验协整性其实就是检验协整回归方程的残差项是否存在单位根｡笔者通过AIC定价确定滞后期,运用Johansen检验法对lnGDP和lnEC序列进行协整关系检验,检验结果如下:

以下表格的两种方法的检验结果均表明,lnGDP和lnEC两个变量存在协整关系,而且有两个协整向量,说明lnGDP和lnEC两个变量之间存在长期的均衡关系,即福建能源消费与经济增长之间存在真实的长期稳定关系,对它们的回归不是虚假回归,因此,研究福建省能源消费与经济增长之间的关系是有意义的｡

分别以lnEC和lnGDP为自变量得出协整方程为:lnGDP=-5.8938+1.5668lnEC,lnEC=3.8191+0.6283lnGDP,总体而言,能源消费和经济增长对彼此都有正向的促进作用,每增加1%的能源消费,福建省经济增长就增加1.5668%,每增加1%的经济增长,福建省能源消费就增加0.6283%,即存在正向协整关系｡这说明,随着福建经济增长的发展,能源消费和经济增长存在着密切的关系,而且对彼此都有一个正向的推动作用｡但是,我们从趋势项的系数可以看出:能源消费的系数为负,而经济增长的系数为正｡这表明长期来看,经济增长的边际效应是递增的,但能源消费的边际效应却是趋于下降的,即经济增长对能源消费的影响在未来的福建省经济增长中将发挥主导作用｡

1.1.4 误差修正模型

从以上结果可以知道,福建省的经济增长和能源消费之间存在协整关系,而且经济增长对能源消费的影响在未来的福建省经济增长中将发挥主导作用｡因此,我们在协整基础上建立一个误差修正模型来预测短期内的能源消费行为,根据Hendry的“一般到特殊”的建模方法去剔除回归系数中不显著的滞后期,我们获得如下的误差修正模型:

lnEC=0.0723+0.0322lnGDP-0.0986ecm(t-1)

误差修正模型的系数为负，这个结论与误差修正机制相一致,误差修正模型的方程中误差修正项以9.86%的比例对下一年的能源消费产生影响,调整幅度不是很大,但经济增长对能源消费还是有一定的制约作用的,在误差修正模型中各差分项放映了变量短期波动的影响｡被解释变量的波动可以分成两部分,一部分是短期波动,一部分是长期均衡,根据误差修正模型,如果GDP变化1%，能源消费会变化0.032%,ECM项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度,从系数来看,这种调整力度不是很大｡但误差修正模型比普通单方程模型更全面地反映了能源消费模型中的短期和长期关系｡通过对误差修正模型的分析可知,福建省经济增长主要以短期波动的形式影响能源消费,长期的调控作用不是很大｡

1.1.5 格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知,福建省能源消费和经济增长存在长期均衡关系,但这种关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何,还需作进一步的分析｡我们对模型的相关变量进行Granger因果关系检验,具体的检验结果如下表所示:

综合格兰杰因果关系检验结果,我们可以分析得到如下结果:经济增长是能源消费的“格兰杰原因”，能源消费不是经济增长的“格兰杰原因”｡即经济增长和能源消费之间存在着单向因果关系――福建省经济增长会扩大对能源消费的需求｡这一结论与我们上面协整分析所得出的结论是一致的,同时这也符合能源消费和经济之间的经济理论,一般而言,从整个经济发展速度和发展水平来说,一个地区的国民经济增长速度同其能源消费增长速度都保持正比关系,即随着国民经济的增长,能源消费也要相应增加,否则国民经济发展就要受到影响｡

1.1.6 脉冲响应函数

基于前面的分析框架,本文接着运用脉冲响应函数对福建省能源消费和经济增长之间的相互关系进行动态分析｡根据Eviews3.1所提供的脉冲响应分析方法和函数的图备选项,本文选择Cholesky分解法,并用图表示福建省能源消费对经济增长的一个标准差的响应程度,具体结果见下图｡图中横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位:年份）,纵轴表示lnEC的变动,实线表示脉冲响应函数,代表lnEC对相应的lnGDP冲击的反应,虚线表示正负两倍标准差偏离带｡

由上图可以知道当在本期给经济增长一个正冲击后,从第一期开始就对能源消费有一个正向的影响,并在第四期达到最高点,其后影响逐渐下降，甚至出现了负的影响，到第七期的时候达到最低点，之后又开始稳定增长,即说明了经济增长受外部条件的某一冲击后会带来能源消费同向的冲击,但也有可能出现反向的冲击｡

1.1.7 方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响｡而方差分解是通过分析每一个冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度来评价不同冲击的重要性｡因此,方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息｡表5下为lnEC的10期方差分解表｡

从表5中,我们可知,福建省经济增长对能源消费的冲击效应为20%｡而且从第一期到第十期的贡献率变化不大,这也说明福建暂还处于工业化中期,经济增长对能源消费的影响还是很大的｡

2 结论与启发

从上述实证分析可以看出,福建省经济增长对能源消费有着重要的影响｡在1978―2005年间,尽管福建省的能源消费与经济增长都是非稳定的,但从长期而言,它们却实现了长期稳定的均衡状态,两者之间存在着协整关系｡

从格兰杰因果关系检验可以知道,经济增长和能源消费之间存在着单向因果关系｡即福建省经济增长会扩大对能源消费的需求｡但是,这一结论带来的更深层次的含义可能更值得注意,也就是说,保持经济持续稳定增长必须要有不断扩大的能源供应作为保障｡因此,对能源供应可能出现的波动和短缺,我们必须保持高度警惕并作好应对的准备,这点应该引起政府的高度重视,针对能源资源严重短缺但耗能又大的福建省实际情况,应提高对节能的战略意义的认识,节能不是权宜之计,而应深入､持久地开展各种节能,提高能源利用效率,必将有力地推进国民经济向节能型发展,对保障能源供给､改善福建省产品的市场竞争力,实现全省经济快速增长,具有决定性的意义｡

VAR动态计量模型的检验结果表明,福建省经济增长会使能源消费相应提高,而同时能源消费的提高也会使经济增长加快｡其中,脉冲响应函数说明为了促进福建省经济增长可以增加能源的消费,但实际上经济增长未必要能源消费也同时按比例增长,所以,必须掌握好能源消费的度,如果没有掌握好,就不能实现2010年福建单位GDP能耗要比2005下降16%的目标｡为了实现目标,福建省必须采取相关的政策,减少能耗的同时促进经济的增长｡方差分解的结果显示,经济增长对能源消费的影响还是很大的,这和福建省的实际情况相符合｡虽然经济增长和能源消费的相互影响不是很显著,但在经济增长的同时必须考虑能源消费的问题,不应该盲目的增加能源消费来增加经济的增长,这最终必将严重影响福建省的经济增长｡所以在促进经济增长,增加能源消费的同时,要注意到能源利用效率,努力挖掘福建省能源利用效率的潜力,节约能源,促进国民经济的可持续发展｡

最后,需要强调的是在上述分析中我们只考虑了由两个变量组成的简单经济系统,而把其他因素作为外生变量处理｡复杂经济系统中多变量之间的协整关系和因果关系,均是我们进一步研究的主要内容之一｡

参考文献:

［1］ 韩智勇,魏一鸣,焦建玲.中国能源消费与协整性与因果关系分析［J］.系统工程,2004(12).