消费与经济增长的关系范文

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第1篇

关键词：可再生能源消费；经济增长；协整；Granger因果关系

中图分类号：F830.92 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2016（10）-0027-08

一、问题提出

在经济增速换挡、资源环境约束趋紧的新常态下，中国推动能源消费革命、可再生能源产业发展势在必行。可再生能源是来自于自然资源且能够从自然过程不断地得到补充的能量来源，发展可再生能源有助于实现资源消耗、环境污染和经济增长的双脱钩发展。

OECD国家化石燃料的使用量正逐渐减少，可再生能源的发电量占比逐步提升。根据国际能源署预测，到2035年可再生能源将提供其总发电量的三分之一。OECD国家在可再生能源的开发利用上具有先行优势，在发展可再生能源消费和经济增长的协调上有较丰富的经验，对我国可再生能源产业具有借鉴意义。中国已经制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消费比重分别达到15%、20%的目标。据预测（见图1），到2030年可再生能源将增长42%-48%，成为一次能源需求中的第二位。可见，可再生能源将在未来的能源结构中发挥重要作用。可再生能源产业作为新兴绿色产业，蕴含着新的经济增长方式，在此背景下，本文研究的问题是一个亟需解决的问题。

二、文献综述

关于可再生能源消费和经济增长关系的研究在近十年开始出现。对美国的研究较多，Ewing等（2007）用广义方差分解法对美国2000：1C2005：6月度数据研究得出：可再生能源的消费会增加工业生产指数。Bowden和Payne（2010）同样运用TodaCYamamoto方法对美国1949C2006年可再生能源消费和经济增长之间的因果关系进行检验，但采用了部门数据，结果表明商业和工业的可再生能源消费和实际GDP之间没有因果关系，住宅可再生能源消费对实际国内生产总值有单向因果关系。一些学者对OECD国家的情形进行了研究，Apergis和Payne（2010）对20个经合组织国家在1985―2005年期间的研究表明，可再生能源消M与经济增长之间在短期和长期均存在双向因果关系。Salim等（2014）利用1980-2011年的数据，检验OECD国家可再生能源和不可再生能源与能源消费、工业产值和GDP增速的动态关系。检验表明，在长期和短期内工业总产值与可再生能源和不可再生能源消费之间均有双向的因果关系。GDP增速与不可再生能源消费之间在短期内存在双向关系的证据，而与可再生能源之间只有单向因果关系。中国学者郭四代等（2012）选取1990-2010年中国国内生产总值（GDP）和新能源（水电、核电、风电）消费数据，运用Granger因果关系进行检验，发现在短期内，新能源的消费是促进国内经济发展的Granger原因。王瑛（2008）对1953-2006年的年度数据 ，分析了水电、核电、风电消费与实际GDP之间的协整关系和Granger因果关系，得出1953-2006年间这三种能源消费与经济增长之间具有显著的协整关系，另外我国可再生能源消费量对GDP增长也有显著的单向Granger因果关系。

目前文献结论表明：经济增长对可再生能源消费较多地具有单向因果关系，但也有部分国家或地区显现出这两者间双向的因果关系。单向因果关系即经济增长发生在可再生能源消费增长之前，可以在计量上解读为经济增长带动可再生能源的发展；双向因果关系则说明，从计量分析得到可再生能源消费先于经济增长，可以作为经济增长的因，在政策、环境保护的需求之下，可再生能源产业具备了自身发展的动力，甚至进一步刺激经济增长。

本文将能源消费分为可再生能源消费和不可再生能源消费，作为生产要素考虑Cobb-Douglas生产函数，选取1994-2013年的数据，对OECD国家和中国可再生能源消费与经济增长的关系分别进行了实证检验。首先，通过面板单位根、协整检验分析OECD国家可再生能源消费与经济增长的长期关系；建立VEC 模型，进行因果检验分析二者的短期动态调整关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。其次，通过单位根检验、协整检验、基于VAR模型的脉冲响应函数，分析了中国可再生能源消费与经济增长间长期协整关系和短期动态关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。最后，结合实证分析结果，对我国可再生能源产业发展提出了建议。

三、OECD国家可再生能源消费与经济增长关系的实证研究

（一）模型构建

本节利用现代经济增长理论的分析框架，构建了包含可再生能源消费和不可再生能源消费面板数据在内的生产函数，实证研究OECD国家和可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）

其中，Y■为OECD国家实际GDP，K■是OECD国家资本存量，L■为OECD国家总劳动力人数，RE■表示OECD各国可再生能源消费总量，NRE■表示OECD各国不可再生能源消费总量。这里的可再生能源包括：水电、太阳能、风能、地热能和生物质能。不可再生能源包括：石油、天然气和煤。

本文采取以下自然对数形式的面板计量模型和时间序列模型：

Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（RE■）+α■Ln（NRE■）+μ■ （2）

其中，i表示横截面，t表示时间， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■为残差项。

（二）实证研究

1.单位根检验。利用面板单位根LLC检验、IPS检验、ADF Fisher检验、PP Fisher检验，对34个OECD国家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等数据进行平稳性检验，检验结果见表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一阶差分序列上分别进行含有截距项以及含有截距项和时间趋势项的检验得到的。一阶差分值均在1%的显著性水平上通过了显著性检验，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均为一阶差分平稳序列，即为I（1）。

2.协整检验。在面板单位根检验平稳的基础上，本节采用Pedroni提出的面板协整检验方法。Pedroni构造了四个“联合组内”统计量和三个“组间”统计量。这七个统计量均渐进服从（0，1）的正态分布，并且给出了临界值。如果计算出来的统计量大于临界值，则拒绝原假设，表明存在长期协整关系。对LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■进行Pedroni面板协整检验，结果见表2。

以上是包含截距项的协整检验结果，滞后期长度按照SIC标准自动选择。有四个统计量在1%的水平上显著，又因为在样本量较小的情况下以ADF统计量为主，其P值为0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之间存在长期协整关系。在此基础上，通过面板最小二乘估计，对LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■间的长期协整方程进行估计，估计结果如下：

为了能够修正面板数据的异方差性，在估计的权重选项中选择了Period weights，进行广义最小二乘估计。由表3可见，四个解释变量均在1%的水平上显著，不可再生能源消费对经济增长的贡献最大。可再生能源消费对经济增长的影响超过了劳动力，为0.09。这说明，OECD整体可再生能源消费与经济增长的长期关系已经确立。

3.VEC模型分析。存在协整关系的变量可以建立向量误差修正（VEC）模型来揭示变量之间的短期关系，故建立以下VEC模型：

z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■ （3）

其中，z■的各分量是OECD生产函数中I（1）的各变量；α是调整参数矩阵，其每一行元素是出现在第i个方程中的对应误差修正项的系数；β为协整向量矩阵，其每一列所表示的变量的线性组合都是一种协整形式；p为滞后阶数，此处根据SIC原则确定为2；ε■是扰动项。

模型（3）的协整向量估计结果如表4。

得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期协整关系，即：

1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）

式中ecm■表示实际GDP、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费的线性组合序列，也是协整方程（4）的残差项，并将作为后面误差修正模型的误差修正项。实际GDP的VEC模型的估计结果为：

1ny■=-0.029*（1ny■-0.1621nk■-0.5901nl■-0.0771nre■-0.1391nnre■+2.518）

+0.1301ny■-0.1271ny■+0.0171nk■+0.0201nk■+0.1441nL■

+0.2471nL■+0.071nre■-0.0161nre■+0.0751nnre■+0.0181nnre■+0.043 （5）

以上估计结果可以说明：对实际GDP当期的变化量解释作用最强的是上一期和上两期的劳动力变化，解释作用分别达到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的实际GDP变化量解释，可再生能源消费和不可再生能源消费的上一期和上两期变化对其解释作用都较弱。同时，ecm■表示短期波动向上期均衡的调整，其系数为-0.029，即以0.029的速度负向调整。

4.因果检验。本节运用Granger因果检验研究变量长期的因果关系和短期动态的因果关系。本文主要研究可再生能源消费和经济增长的关系，故下表中只报告这两者的Granger因果检验结果。基于长期协整方程的Granger因果检验如结果表5，滞后阶数选择4阶。

在“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设检验中，在1%的水平上拒绝了该假设，说明经济增长是OECD国家可再生能源消费的原因。同时，在5%的水平上拒绝了 “LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，说明可再生能源消费在长期也是OECD经济增长的格兰杰原因。

基于VEC模型的Granger因果检验结果如表6。

从表6结果来看，在“DLnY■不是DLnRE■的格兰杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格兰杰原因”的原假设检验均在10%的显著性水平上被拒绝，说明经济增长的短期波动不是OECD国家可再生能源消费短期波动的原因，同样，OECD国家可再生能源消费短期波动也不是其经济增长的短期波动的原因。二者在统计上因果关系均不显著。

由以上可得，OECD国家经济增长在长期显著地是可再生能源消费的原因，可以解释为：从长期来看，保障经济稳定增长才能负担可再生能源发展初期普遍较高的成本。经济增长在短期并不构成可再生能源消费的原因，可能是因为目前可再生能源消费在短期内的迅速增长大多是能源转型的政策引导结果。可再生能源消费在滞后4阶的长期状况下是经济增长的原因，说明OECD国家可再生能源消费对经济增长的影响在大约4期之后可以明显表现出来。短期内，可再生能源消费波动外生于实际GDP的概率达到52%，这可能是因为目前可再生能源消费在能源消费中的占比还较小，短期内不足以表现为经济增长的原因。

四、中国可再生能源消费与经济增长关系的实证研究

（一）模型构建

本节实证研究中国可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）

其中，Y■为中国实际GDP， K■是中国资本存量，L■为中国总劳动力人数，RE■表示中国可再生能源消费总量，NRE■为中国不可再生能源消费总量。

为了增强数据的显性化趋势、避免异方差，采用自然对数形式的时间序列模型：

Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）

t表示时间，t=1994，1995，……2013；μ■是残差。

（二）实证研究

1.单位根检验。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一阶差分序列上的单位根检验结果不平稳，故下表列出这五个序列在二阶差分上的检验结果，可以看出均在5%的显著性水平上通过。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二阶平稳的，即I（2）。

2.协整检验。在单位根检验平稳的基础上，本节采用Johansen协整检验。结果表明变量之间存在协整关系，迹检验和最大特征根检验都表明在5%的显著性水平下存在4个协整方程。可知：中国LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之间存在长期均衡关系。

在此基础之上，先进行ARCH LM条件异方差检验，检验得到F统计量为122.02，相应P值为0.00，说明估计方程的残差序列存在ARCH效应。因此，选择ARCH模型进行估计，从估计结果看仍然存在问题如下：第一，LnL■和LnRE■的系数估计结果较不显著；第二，DW统计量为0.13。怀疑存在序列相关问题，如果存在，则显著性水平、拟合优度将不可信，因此，应进行进一步检验。采用LM检验。

LM统计量显示，在1%的水平上拒绝原假设，回归方程的残差序列存在明显的序列相关性。同时，观察相关图和Q统计量，得到残差序列在1、5和6阶上存在序列相关。通过将扰动项的滞后项ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回归结果：

由表10可见，四个解释变量均在1%的水平上显著。中国在1994-2013年间，资本存量对经济增长的影响最大，其次是不可再生能源消费。可再生能源消费对经济增长的协整系数超过了劳动力，为0.17。说明对中国来说，可再生能源消费和经济增长的长期关系在这20年已经得到了显现。中国在这三十年间的可再生能源构成主要是以水力发电为主，全球已开发水电资源中，中国占27%。DW统计量为1.78，序列相关得到解决。

3.VAR模型分析。向量自回归（VAR）模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后项的函数来构造模型，可以用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击。本节构造的VAR（p）模型为中国的实际GDP、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费五变量系统，主要分析可再生能源消费和经济增长之间的短期动态影响。在无约束VAR模型条件下，依据LR、FRE、AIC、SC和HQ等准则得到最优滞后期阶数为2，因此，选择VAR（2）模型。

对VAR模型，当其所有特征根的模的倒数小于1时，表示该模型是稳定的。由图2可知该VAR（2）模型所有特征根的模的倒数都在单位圆内，该模型是稳定的，可以进行脉冲响应分析。

因此，模型VAR（2）构造如下：

1ny1nk1nl1nre1nnre=A*1ny1nk1nl1nre1nnre■+B*1ny1nk1nl1nre1nnre■+C （8）

A=0.740 -0.164 -1.626 0.038 0.4112.344 0.556 -9.011 0.038 0.2100.049 -0.019 0.475 0.007 0.0392.540 -0.094 10.368 0.164 0.400-0.137 0.313 -4.265 0.093 1.231

估计结果表明：

B=0.205 0.047 1.687 0.045 -0.202-0.970 -0.258 2.678 0.210 -0.3920.002 0.016 0.066 -0.014 -0.061-0.528 -0.001 -18.234 -0.284 -0.695-0.583 -0.093 9.344 0.174 -0.590C=1.068127.5848.844138.870-97.145

基于上述VAR（2）模型，进一步用脉冲响应函数研究当外部环境对经济增长产生冲击后对可再生能源消费的影响，以及可再生能源消费收到外部环境冲击后对经济增长的影响。得到的这两者的脉冲响应图如图3所示。横轴表示滞后期，这里设定为10年，纵轴表示变量相应的大小。

由图3可知，当外界给可再生能源消费一个单位的冲击，GDP开始显示一较小的正响应，之后在第二期先增长达到最强，第三期到第四期为减弱期，第四期时有一个短暂的小于零的过程，之后又拉升新一轮的正效应不断增长的阶段，第六期时达到第二个峰值，且该峰值与上一个峰值十分接近，第八期是降到零，但未出现负值，最后两期又出现上升的正相应。而外界给GDP一个单位冲击，可再生能源的响应在第二期出现由零到负的微小降低，并在进入第四期时回到零并启动直达第八期的增长，达到峰值后又逐渐降低，到第十期回到零。可见，可再生能源消费受一个正的外部冲击后对经济增长的影响在其滞后十期内，除第四期例外以外，其余均为正，且经济增长的正响应会阶段性的反复出现，这符合可再生能源消费的特性。而GDP受一个正的外部冲击后对可再生能源消费的影响在开始时并不明显，在第四期之后也增长缓慢，最大的正相应在第七至第八期才能表现，说明经济增长对可再生能源消费并不能起到立竿见影的作用，但在较长阶段都会有稳步增加的促进作用。

4.因果检验。本小节研究中国可再生能源消费和经济增长的因果关系，首先对中国五个变量的原序列进行Granger因果检验，得到与的Granger因果关系。

从以上结果来看，Granger因果检验在5%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。但与OECD国家的检验结果不同的是，检验接受了“LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因。

基于上述VAR（2）模型检验变量之间的因果关系，运用Granger因果检验，其中，中国实际GDP和可再生能源消费的检验结果。可以发现：在包含二阶滞后的VAR模型中，这两种变量的因果关系与长期较接近，Granger因果检验在10%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设，肯定了LnRE■对LnY■的解释作用，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。检验接受了“LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因，可再生能源消费有60%的概率外生于经济增长。

由因果检验的结果可知，中国的经济增长对可再生能源消费的影响在较大概率上得到了确认，无论是建立在长期稳定的关系还是短期内的动态关系。而可再生能源消费则在长期内有53%的概率外生于经济增长，即在较大概率上还不能构成经济增长的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滞后设置，可再生能源消费仍然不是经济增长的Granger原因。但笔者发现，当把VAR的模型只设定滞后第二期时，可再生能源消费在93%的概率上成为经济增长的Granger原因；经济增长也在94%的概率上Granger引起可再生能源消费。这样的设定是来源于上一节的脉冲响应函数的结果，同时，此时的VAR模型也是平稳的。因此，我们可以认为中国的可再生能源消费对经济增长存在这滞后的影响。

五、结论与建议

（一）主要结论

运用OECD国家和中国1994-2013年的数据，本文研究得出OECD和中国在可再生能源消费与经济增长之间都存在长期稳定的协整关系。同时，还主要得到了如表12所示的因果关系结果。

通过实证研究，本文发现OECD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的相同之处：即经济增长对可再生能源的长期引领作用，这可以解释为：第一，当经济增长到一定阶段时，化石能源推动经济增长的不可持续性日渐突显，这随之带来了改变能源消费结构、发展可再生能源的需求；第二，从率先发展可再生能源的国家可以看出，该产业发展的起始阶段均需投入大量成本，应建立在经济长足发展的基础之上。同时，研究发现了OECD国家和中国可再生能源消费在短期内均不能引起经济增长，这说明可再生能源消费短期内无论在发达国家还是中国都还不能显著地带来经济增长的变化，目前的可再生能源消费的比例仍然较小，经济增长的波动也只在小概率下是受到它的影响。

OECD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的不同之处也表现在两个方面。一方面，肯定了OECD国家在长期内可再生能源消费也对经济增长有引领作用。OECD在这20年内可再生能源的发展说明可再生能源消费的增长在较大概率上会引起经济增长，这为可再生能源消费发展相对落后的国家和地区在一定程度上打消了顾虑，中国应该更加信心坚定地可再生能源消费的发展。同时，本文发现中国包含可再生能源消费滞后四期变量的模型检验中，它对经济增长的Granger原因也得到了确认，这说明在一定条件下，中国存在着可再生能源消费对经济增长的原因。另一方面，短期的经济增长对可再生能源消费的因果关系中，OECD的检验中拒绝了这一关系，而中国则接受。中国近年来的经济增长堪称“奇迹”，在推动可再生能源产业的发展过程了给予了大量补贴，支持国民生产总值的增长，对我国发展可再生能源产业的促进作用更加突出；相比而言，OECD作为发达国家的集体，其GDP在长时间内保持在较高的稳定水平，他们发展可再生能源在短期更多地是依赖技术突破。

（二）相关建议

第一，加快绿色金融发展，提升可再生能源产业活力。引导银行业金融机构推出绿色信贷体系，严控“两高一剩”行业信贷，将环境责任标准融入银行业经营管理，积极应对可再生能源产业发展中的市场失灵和政府缺位。引导绿色债券在可再生能源项目中的规范发展，建立政策激励措施体系，增加绿色债券市场流动性，增加投资主体与市场规模。把握绿色金融在经济绿色转型中的机遇，积极适应经济结构和产业结构调整，形成可再生能源发展和绿色金融的良性循环，培育新的经济增长点。

第二， 加强能源供给侧改革，促进能源消费结构优化。利用市场机制强化可再生能源市场优先供给，通过可再生能源配额制和绿色电力证书等在OECD国家运用成熟的体制，促进可再生能源电力价格发现，减小国家可再生能源产业补贴缺口。推进能源扶贫，推动r网改造升级，提高农网对分布式发电的接纳能力，一方面使农村成为推动可再生能源消费提升的重要阵地， 另一方面推进光伏扶贫等精准扶贫模式落地，发挥好可再生能源对脱贫攻坚的助力作用。

参考文献

[1]Apergis N， E Payne J. Renewable energy consumption and economic growth： Evidence from a panel of OECD

coun-tries[J]. Energy Policy， 2010， 38（1）： 656-660.

[2]Bowden N， E Payne J. Sectoral Analysis of the Causal Relationship Between Renewable and Non-Renewable Energy

Consumption and Real Output in the US[J]. Energy Sources Part B-economics Planning and Policy， 2010，5（4）：400-408.

[3]Ewing BT， Sari R， Soytas U. Disaggregate energy consumption and industrial output in the United States[J]. Energy

Poli-cy， 2007， 35（2）： 1274-1281.

[4] Payne J. On the dynamics of energy consumption and output in the US[J]. Applied Energy， 2009， 86（4）： 575-577.

[5]郭四代，陈刚，杜念霜.我国新能源消M与经济增长关系的实证分析[J].企业经济，2012，（5）：35-37。

[6]王瑛.中国可再生能源消费与经济增长的时间序列分析――以水电、核电、风电为例[J].工业技术经济，2008，（11）：96-99。

The Relationship between Renewable Energy Consumption and Economic Growth

――A Comparison between OECD Countries and China

WANG Yongheng SONG Yingmin LIU Hongfu WANG Hetong

（Pingliang Municipal Sub-branch PBC，Pingliang Gansu 744000）

第2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.

第3篇

关键词：居民消费 经济增长 关系

1、导言

在宏观经济中，消费需求与投资需求、出口需求一起，构成了拉动经济增长的“三驾马车”，它们在经济增长中的作用各不相同，而在这三驾马车中，消费的作用又是最重要的。消费是社会再生产的重要环节，在市场经济条件下消费作为最终需求的最主要组成部分之一，对生产的正常发展和国民经济的增长具有重要的拉动作用。在总消费中，居民消费又占绝大部分，成为经济发展的重要拉动力量。因此，我们对消费问题研究的出发点也是对经济增长的关注。

2、消费与经济增长的理论概述

2.1消费的定义

消费是人们通过使用消费品满足需要的经济行为，消费包括消费者的需求产生原因、满足需求的方式等等。

从宏观经济学的角度来说，消费是某时期一人或一国用于消费品的总支出。严格地说，消费应仅指在这一时期中那些完全用掉了的消费品。但在实际上，消费支出包括所有已购买的商品，而这其中许多商品的使用时间要远远超出考察时期。

2.2经济增长的定义

库兹涅茨把经济增长定义为“给居民提供种类日益繁多的经济产品的能力长期上升，这种不断增长的能力是建立在先进技术以及需要的制度政策的相应调整基础上的。”简单来说，经济增长是一个国家在一定时期内所产生的物质产品和劳务的持续增长，可以用一国GDP的增长来衡量，另一种说法是指人均产出量的持续增加。

2.3研究居民消费行为的意义

2.3.1居民消费行为是我国经济增长的源动力之一

居民消费行为在经济范围看属于微观经济范畴，居民消费能力的波动影响国内生产总值的变动，居民消费能力高，国能生产总值也高，必然带动我国经济的增长。可以说，居民消费行为是我国经济增长的动力源之一。对居民消费能力的研究，也就是对我国经济增长问题的研究。

2.3.2居民消费行为是中国经济增长最有利的推动力

经济增长的重要因素之一是居民劳动能力的提高，而居民劳动能力的提高离不开保障居民生活起居的消费能力的提高，所以居民消费行为提高对中国经济增长具有不可替代的影响，是中国欧经济增长最有利的推动。

2.3.3居民消费行为是中国经济政策的直接产物

随着对居民消费能力研究的深入，逐渐发现，居民消费有助于提高本国GDP，会对本国经济增长具有十分重要的作用，从而中国经济政策发生转变，降低储蓄率，鼓励居民消费。可见，居民消费行为是中国经济政策的直接产物，对于本国经济增长具有十分直接的影响。

3、新时期居民消费结构变动对经济增长的影响

居民的消费结构变动对一个国家的经济发展来说有着重要影响，为了更好地掌握我国新时期的居民消费特点、变动趋势，我们需要进一步实现对消费结构的考察、探索，这样更有助于提升产业结构的升级，促进市场优化，正确处理供需关系。除此之外，通过这些评价、分析，有效地对国家产业的结构进行衡量，检验市场中的供需关系，对于市场调整也有着重要的促进意义。

消费结构是供需之间的产物，合理的消费结构可以有效地调整二者之间的关系。消费结构变动随着供需关系的变动而不断变化。同时，一定的消费结构又会影响到供需关系的变化。所以，二者的影响是相互的。

实现对消费结构的考察，不仅可以有效地实现对消费需求的满足，同时还可以考察消费的特点和趋势。通常情况下，我们需要考察的是人民在生活需求上消费结构中的比重，以及在消费形式上的支出比例。例如当下的居民消费形式中，支出比例较多的是服装、日常用品的消费品，而食品消费已经由了明显的下降趋势。这说明我国人民在恩格尔系数上已经体现出了生活质量的优化。这也体现出了供应条件的改善对需求质量、食品支出等方面的调整和优化。这也体现了在社会主义环境下，我国市场导向的作用得到了充分的体现。

4、优化新时期居民消费结构的策略

4.1坚持以市场为导向

市场是一个灵活的手，它是衡量产业结构是否合理、是否满足社会需求的主要途径。国家调整经济结构，就是将落后的生产力、生产方式淘汰，培养与社会发展趋势相符合的新兴生产力，实现产业结构的优化升级。要想实现以上目标，就需要开发与现在适应的、未来会需要的产品，促进产业结构的优化升级。除此之外，还要加快主导消费品的转型，创以此促进传统消费品向更具现代化标准的消费品上过渡。

4.2提升居民收入

当下我国地域之间的收入不平衡，最明显的一点在于城乡差距的扩大，城乡消费水平逐渐拉开。所以，加强对城乡市场改革，这是优化、调整我国经济结构的一个重要方向。在战略调整上要结合城乡之间的消费断层，来凝结新的消费动力，发展农村地区的市场建设，提升农村居民的收入水平。

4.3建立健全社会保障制度

我国的社会保障制度，在近些年有了显著成效。但是与西方发达国家的社会保障制度相比，我国的社会制度还有很多需要完善和改进的地方。我国的社会保障制度的改善需要从规范、平等两方面入手。实现社会保障覆盖面的提升、企业性保障制度向社会性的过度。实行个人账户、社会统筹之间的协调，完善社会资金保管办法，更好地实现对居民的失业、养老、医疗方面的问题解决，以此来促进居民生活质量的提升，让其能够有更多的消费能力在日常的生活当中。社会保障制度的不断改进，还需要通过大力宣传，让广大居民能够充分地相信新体制下对居民生活的改善。让居民充分地体会到新时期居民消费结构优化政策所带来的美好，增强居民的消费信心，以此来实现消费结构中对动力的调整。

4.4推进多样化的信贷消费

物价的上涨始终处于一个较快的水平，这种情况下，金融风险始终居高不下，这就导致居民对于扩大消费更是缺乏信心。一方面，信贷消费中的贷款利率始终较高，在这样的情况下，我国的城乡居民消费更普遍于倾向固定资产的投资，这更不利扩大内需。居民的收入与通货膨胀之间的矛盾，存在着巨大的负面影响。居民收入通过短时间内的累积，仍然不能满足扩大内需的市场要求。根据上述问题，国家应积极调整政策，通过灵活的金融政策，带动信贷消费，支持信用支持性的超前消费，这样可以有效地化解产品积压、消费动力不足的问题，进而拉动内需，使得消费对经济有一个良好的推动作用。

结论

综上所述，过去由于我国处于发展初期，经济增长较快，但是随着经济的发展，光靠投资和进出口来保持经济增长已经很难实现。应逐步提高消费在内需中所占比重，提高消费对经济发展的贡献作用，改变消费和投资对经济增长的失衡状况，促进消费、扩大内需，使消费对经济增长的拉动作用进一步增强。正视居民消费能力，扩大内需才是目前可以预见的解决之道。相信对居民消费能力的鼓励下，我国经济将重新平衡投资和消费对经济增长的比例关系，使我国经济达到更加科学合理、可持续发展的状态。

参考文献

[1]崔海燕.我国居民消费与经济增长关系的区域差异研究[J].技术经济，2011，02：98-101.

第4篇

【关键词】面板数据检验 环境污染 能源消费 经济增长

一、背景

自工业化以来，大多数国家为了加速经济增长，都大规模开发能源，从而导致能源逐渐缺乏。而如今我国的能源与环境问题尤为突出。所以，研究我国的环境保护、能源消费以及经济增长之间的关系具有理论与现实意义。本文对环境保护、能源消费与经济增长进行综合研究，力图更全面地分析它们之间的关系。本文采用我国各个省份的面板数据，使用面板数据的方法实证分析我国各个地区的环境污染、能源消费以及经济增长的关系。

二、研究方法

本文采取单位根检验以及协整检验的方法来量化能源消费、环境污染与经济增长之间的内在关系。单位根检验主要有IPS检验、PP检验、LLC检验方法以及ADF等。面板数据的协整检验方法包括Kao检验以及Pedroni检验，这两种方法检验的原假设均为不存在协整关系。

三、实证分析

（一）指标和数据的选取

经济增长：使用地区生产总值，单位：亿元。

能源消费：由于我国煤炭和石油的供需存在低估的情况，但电力消费数据比较准确。所以此次用来反映经济增长与能源消费之间关系的指标，使用各地区电力消费量，单位：亿千瓦小时。

环境污染：环境污染的评价指标选择工业废水排放量，单位：万吨。

选取2005年至2014年我国30个省（直辖市、自治区）的GDP、工业废水排放量F以及电力消费量E的数据来创建面板数据集。30个省（直辖市，自治区）包括北京、天津、内蒙古、吉林、黑龙江、辽宁、河北、陕西、山东、山西、河南、、甘肃、上海、湖北、江苏、浙江、湖南、广东、安徽、江西、重庆、四川、贵州、云南、青海、福建、海南、广西、宁夏、新疆，因为数据包括极端数据所以不考虑。数据来源于国家统计局。首先对变量GDP、F以及E进行了对数变换以消除异方差的影响，记LNGDPit=Ln（GDPit），LNEit=Ln（Eit），LNFit =Ln（Fit）。

（二）面板数据的单位根检验

采用 IPS检验、LLC检验、Fisher-PP检验以及Fisher-ADF检验来进行单位根检验。由检验结果可得，LnGDPit，LnEit，LnFit在5%的水平下不平稳，经一阶差分后，LnGDPit，LnEit，LnFit的四种检验方法都在5%水平上拒绝原假设，因此我们得出LnGDPit，LnEit，LnFit为一阶单整序列。

（三）面板数据的协整检验

对LnGDPit，LnEit，LnFit的协整关系进行Pedroni协整检验和Kao协整检验。面板协整检验结果表明： PP、ADF统计量以及ADF统计量在5%的显著性水平下拒绝了原假设，说明LnEit、LnFit以及LnGDPit之间有着显著的协整关系。

（四）模型检验

（1）固定效应模型的显著性检验。固定效应模型的显著性检验原理是检验固定效应系数ai 是否有差别，检验结果表明，p值小于5%，所以拒绝固定效应系数相同的原假设，因此选择固定效应模型更合适。

Hausman检验。Hausman检验的原假设为随机效应模型的系数与固定效应模型的系数没有差别，选择随机效应模型，则接受原假设，否则为固定效应模型。检验结果表明，p值在5%的水平下拒绝原假设，因此选固定效应模型。

（五）模型的估计

用固定效应模型估计模型，结果显示被估计参数全部通过显著性检验，R2值高达0.98，拟合的效果很好，但是DW值低，为0.33，存在自相关问题。

根据上面的分析我们采用加入AR（1）后的模型估计结果：

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

模型调整后的R2为0.998，各个系数均通过t检验，AR（1）的回归系数显著不为0，DW值为2.41，已消除自相关，模型拟合的较好。

通过以上的分析可以得出，GDP与环境污染、能源消费之间有着显著的长期均衡关系，从我国的平均水平来看，能源消费的弹性系数为0.396，即能源供给每增加1%，GDP增长0.396%；环境污染的弹性系数为0.113，表明环境污染每增加1%，GDP增长0.113%，以上说明经济增长与环境污染存在着正向关系，符合我们以环境污染为代价换取经济增长的现实。

第5篇

关键词：居民消费、经济增长、灰色关联度、吉林省

传统经济增长理论认为，决定经济增长速度与质量的三个主要因素为消费、投资、净出口，它们亦被称为拉动经济增长的“三架马车”。随着我国市场经济不断地完善，国民经济的可持续发展，吉林省消费需求也在逐年呈上升趋势。因此，分析消费与经济增长的关系，对探索吉林省经济增长动力，对政府制定宏观调控政策具有极为重要的意义。本文利用灰色关联度模型理论对吉林省居民消费、投资、净出口与经济增长的关联程度进行了实证分析，进而明确消费、投资、出口对吉林省经济增长的影响作用。

一、灰色关联度模型理论

灰色系统理论是20世纪80年代，由我国控制论专家邓聚龙教授首先提出并创立的一门新兴学科，它是基于数学理论的系统工程学科，是一种解决和处理复杂系统问题的理论。灰色系统理论的应用范畴主要包括灰色关联分析、灰色预测、灰色决策、灰色预测控制等，其中以灰色关联分析研究最为广泛。

（一）根据评价目的确定评价指标体系（比较序列），收集评价数据并确定参考序列

1、设n个数据序列形成如下矩阵：

其中 m为指标的个数．

2、根据评价目的选择参考数据列，记作：

(二) 对指标数据进行无量纲化，形成新的数据序列。

1、采用均值化法对指标数据进行无量纲化

2、形成新的数据序列

（三）逐个计算每个被评价对象指标序列（比较序列）与参考序列对应元素的绝对差值 ，即：

其中k=1，…，m i=1，…，n为被评价对象的个数

（四）确定差序列的极值

（五）计算关联系数与灰色关联度，并作出综合评价

1、分别计算每个比较序列与参考序列对应元素的关联系数．

式中ρ为分辨系数，在（0, 1）内取值，若ρ越小，关联系数间差异越大，区分能力越强。通常ρ取0.5 。

2、计算灰色关联度

各评价对象（比较序列）与参考序列的灰色关联度为：

3、依据各评价对象的灰色关联度，得出综合评价结果。

二、吉林省居民消费支出、投资额、出口额与生产总值的灰色关联分析

根据吉林省生产总值、居民消费支出、投资额、出口额的2000年至2010年的数据（表1）进行灰色关联分析。

（资料来源：吉林省统计年鉴）

（一） 设吉林省生产总值为x0(t)序列，居民消费支出额、投资额及出口额分别为x1(t)、x2(t)和x3(t)，具体数据见表1。

（二）将表1数据进行无量纲化处理，形成新的数据序列见表2。

（三）求对应差序列即：

（四）计算关联系数与灰色关联度

1、计算关联系数

设分辨系数ρ=0.5，分别计算吉林省居民消费支出额、投资额和出口额对吉林省生产总值的关联系数,关联系数序列结果见表4。

2、计算灰色关联度：

根据 分别计算出吉林省居民消费支出、投资额、出口额对吉林省生产总值的灰色关联度分别为：

γ01=0.7977 γ02=0.6119 γ03=0.7365

三、灰色关联度比较分析

通过对居民消费支出、投资额、出口额与吉林省生产总值的灰色关联度分析，我们可以看出在2000年至2010年的十一年间，吉林省居民消费支出与生产总值的关联度为0.7977，投资额与生产总值的关联度为0.6119，出口额与生产总值的关联度为0.7365。以上数据表明吉林省居民消费对吉林省的经济增长比投资和出口对经济增长的影响要大，这充分说明居民消费对吉林省经济增长的重要性。因此，进一步通过宏观调控政策加快拉动居民消费是促进吉林省经济增长的必要条件。

参考文献：

[1]尹世杰. 消费需求与经济增长[J]消费经济, 2004,(05) .

[2]汤宏波. 浅论消费需求与经济增长方式[J]北京商学院学报, 1999,(04)

[3]董碧松,张少杰. 收入分配与经济增长――基于消费需求视角的研究[J]生产力研究, 2009,(18) .

[4]王怡,武博,刘英. 灰色关联视角下FDI与区域经济结构关联性分析[J]统计与决策, 2009,(10) .

[5]张薇,程骏. 陕西省R&D投入与GDP的灰色关联分析[J]西北大学学报(自然科学版), 2006,(04) .

第6篇

[关键词]河南省；能源消费总量；经济增长；一元线性回归

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.34.111

1 引 言

作为当代社会经济发展中至关重要的物质基础，能源始终是经济增长必不可少的要素之一。20世纪90年代以来，河南省的经济取得了飞速发展，而能源消费增长的速度甚至更快，截止到2013年，河南省的能源消费强度达到了41.76%，与北京市和广东省等发达地区的能源消费强度相比较，大约高出了50%，而且，明显高于我国的平均能源消费强度6.64%。其次，河南省作为我国中原经济区的重点建设区域，对于协调好中原经济区的经济增长和环境保护的关系的任务是至关重要的。而且，河南省现阶段正处于工业化飞速发展的时期，对煤炭、石油以及天然气的消费依旧占据着主体地位，且以高污染、高碳性的煤炭消费为主，并且在相当长的一段时期内是不可改变的。因此，我们要正确地认识和处理河南省能源消费总量和经济增长之间的因果关系。

因此，文章基于前人的研究成果，根据一元线性回归分析法，利用SPSS17.0软件对河南省2004―2013年的国内生产总值和能源消费总量的关系进行了相关和回归分析。结果表明，河南省的能源消费总量（TEC）与经济增长之间存在着长期的均衡关系，并且经济增长与能源消费总量之间存在着正相关关系。

2 文献回顾

在20 世纪70年代，世界开始爆发石油危机。因此，能源问题开始受到国际社会的广泛关注。毋庸置疑，对能源利用与经济增长关系问题的研究已经开始成为学者们进行经济研究的重点。1978年，Kraft J.和Kraft A.采用1947―1974年美国的能源消费和经济增长的样本数据进行实证分析，得出的结论是美国的能源消费对经济增长存在着单向的因果关系。后来，紧张的能源供应和经济快速增长的矛盾问题日益突出，越来越多的国内经济学者逐渐开始不断关注和实证分析能源消费和经济增长之间存在的关系和问题。韩智勇认为，我国的经济增长与能源消费之间虽然存在着双向的因果关系，但是不存在长时间的协整性。肖冬荣利用上海市1985―2004年的数据实证分析出上海市存在着能源消费对经济增长的单向因果关系的结论。许广月（2010）对我国1981―2008年的能源消费、碳排放以及经济增长的数据，利用VEC模型进行实证研究发现，它们两两之间均存在单向的Granger因果关系。李文洁（2012）利用1991―2007年间的省际面板数据，对能源开发强度对经济增长的影响和产生这种影响的时间趋势以及地区差异进行了仔细研究，研究结果显示的是总体经济和能源开发强度之间存在着负相关关系，这说明：在一定程度上能源开发强度阻碍着经济的增长。

3 河南省能源消费总量与经济增长的现状分析

改革开放以来，河南省的经济取得了飞速的发展，显而易见的经济建设也取得了重大成就，当地人们的生活水平也因此而取得了显著的提高。因此，全省的能源消费总量（TEC）与GDP都快速增长，单位地区生产总值（GDP）的能源消耗也不断增加，能源消费需求与能源生产供给的矛盾也变得日趋突出。

3.1 河南省经济增长的现状分析

由河南省统计年鉴显示的数据可知：河南省的国内生产总值（GDP）由1978年的162.92 亿元增加到了2013年的32155.86亿元，从2004年到2013年，河南省的国内生产总值一直处于不断上升的趋势，如表1所示：

3.2 河南省能源消费总量现状分析

总的来说，由表1和表2的数据分析可知，2004―2013年，河南省的国内生产总值（GDP）和能源消费总量（TEC）一直以来均处于上升趋势。

4 河南省能源消费总量与经济增长的实证分析

4.1 样本选择与数据来源

一元线性回归方程是反映一个因变量与一个自变量之间的线性关系。本文以河南省的国内生产总值（GDP）作为因变量，由Y表示，以能源消费总量（TEC）作为自变量，用X表示。利用2004―2013年的河南省国内生产总值（GDP）与能源消费（TEC）的数据（表1和表2的数据）做出散点图，如图1所示：

图1 河南省国内生产总值（GDP）与能源消费总量（TEC）散点图

由图1可知，河南省的GDP与TEC基本上是服从线性关系的。所以，此散点图的数学方程可以用Y=a+bX+u表示。其中a、b 为待估计参数；u为随机误差项，即体现除主要变量能源消费X之外的所有因素的综合影响。

4.2 输出结果

利用计量经济学软件SPSS17.0，对河南省2004―2013年的国内生产总值和能源消耗总量进行相关分析和回归分析，由相关性结果可知，河南省的国内生产总值和能源消耗总量是显著相关的。相关分析输出结果如表3所示：

由回归结果可知，第一，由拟合优度结果显示可知，河南省的能源消耗总量和国内生产总值之间的相关系数为0.990，拟合线性回归的确定性系数为0.979，而经调整后的确定性系数为0.977，标准误差的估计为0.562，由此结果可以认为，此模型与数据有着很好的拟合程度。第二，由方差分析表显示可知，回归平方和为5.902E8，残差平方和为1.253E7，总平方和为6.028E8，对应的F统计量的值为376.722，显著水平小于0.05，因此可以认为所建立的回归方程是有效的。第三，由回归结果表显示可知，非标准化的回归系数B的估计值为2.055，标准误为0.106，标准化的回归系数为0.990，回归系数显著性检验t统计量的值为19.409，对应的显著性水平Sig.=0.000

5 结 论

文章以河南省2004―2013年的能源消费总量和国内生产总值为样本，运用计量经济学软件SPSS17.0，进行了相关和回归分析，从而得到了河南省能源消费与经济增长之间的关系。从对数据的回归情况来看，2004―2013年间河南省能源消费对国内生产总值增长的影响是显著的，河南省的能源消费总量与经济增长存在着长期的均衡关系，并且经济增长与能源消费总量存在显著的正相关关系。这说明，河南省的经济增长方式是粗放型的，即仅仅依靠增加生产要素量的投入来扩大生产规模，以实现经济的增长。然而，利用这种方式实现的经济增长，能源消耗较高，成本较高，产品质量难以提高，经济效益较低。因此，要保持河南省的经济增长，就必须加快推进能源行业体制改革的步伐，提高能源使用效率，实现集约型的经济增长方式。即在生产规模不变的基础上，采用新技术、新工艺，改进机器设备、加大科技含量的方式来增加产量。第一，从技术角度来讲，就是要根据现有的节能技术来进行创新以改进耗能系统，从而提高能源利用率。第二，从社会角度出发，我们应该制定相应的政策以及立法来加以促进和鼓励，以培养人们的节能意识，以至改变他们的行为模式。

参考文献：

[1]河南省统计局，国家统计局.河南统计年鉴2014[M].北京：中国统计出版社，2014.

[2]郭晓昱.河南省推广、利用新能源的可行性及对策研究[D].郑州：郑州大学，2005.

[3]石贤光.河南省能源消费对经济增长影响的实证研究[J].濮阳职业技术学院学报，2011（8）：125-126.

[4]郑和平.河南能源消费总量与经济增长的计量分析.区域经济与产业经济[J].2011（2）：23-25.

[5]许广月.中国能源消费、碳排放与经济增长关系的研究[D].武汉：华中科技大学，2010.

第7篇

[关键词] 体育消费 扩大内需 经济增长

随着我国改革、开放的日益深入，随着社会主义市场经济体制的逐步建立，我国的经济增长格局发生了明显的变化，其中一个主要的方面就是传统的以生产扩张带动经济增长的模式开始转向以需求制约经济增长的模式，刺激消费需求成为拉动经济增长的主要因素，如何扩展消费领域、开辟经济增长的新途径，日益成为政府关注的重要问题，正确认识和评价体育消费在扩大内需，刺激经济增长中的作用。研究这些问题在现阶段不仅具有理论价值，而且具有极为重要的现实意义，同时对于我们重新审视体育的功能、度量体育的价值也有重要意义。

一、将体育休闲产业发展与我国整体经济结构调整结合起来

体育产业是一个覆盖面非常广,产业关联度很高的行业，涉及国民经济的很多部门,从发达国家的第三产业发展规律来看,在发展初期那些为第二产业直接服务的金融、保险、交通运输等行业会有一个快速发展。但随后,这些行业的发展速度将逐渐放慢,而那些为提高国民素质和生活质量的行业,如教育、文化、体育等行业将有一个持续、快速的发展。这是国民经济发展的一般规律，同时也是我国今后产业调整的方向。奥运会作为目前规模最大的全球性体育盛事，为我们产业结构调整提供了一次难得的发展机遇,这体现在:

由于奥运会是目前规模最大的全球性活动，因此举办城市都会全力为保证大会成功投入最优质、最先进的技术装备和产品。这带动了本国相关技术和产品的升级换代，推动了产业结构和技术结构的高级化。举办奥运会所要求的大规模高质量的信息传播网络,众多功能齐全的设备，先进的文化、体育设施，清新优美的城市环境,方便快节的市内和城际交通,生动活泼丰富多彩的文化氛围,可大大促进我们电子信息产业,环抱产业，新型建材业,文化产业和旅游服务业的发展,加快产业结构调整的过程。

二、将奥运经济短期效应与体育休闲产业的长期发展结合起来

奥运经济通过直接投资对经济的拉动作用越大，在奥运投资周期结束后,对主办城市和主办国的经济带来冲击就越大。奥运经济的这一特性在国外被称为“低谷效应”。从亚运会的情况看，由于北京人口众多,发展速度快,结果可能会相对乐观一些，但仍然值得我们注意。从目前北京市的奥运规划来看,北京奥运会场馆和奥运村的局部既集中又合理的分散，有利于比赛的组织和管理,并突出考虑了赛后利用问题，从另一方面看,要实现奥运经济的短期效应与体育休闲产业的长期发展结合关键在于培养一个稳定的居民体育休闲消费市场。目前,我国体育用品消费还存在体育消费结构单一和体育消费较低的问题。为此,应细分体育消费市场,注重开发的层次性。根据不同年龄、不同职业、不同收入水平和不同兴趣消费者的消费需求，开发组织不同层次体育劳务消费品的生产,以满足不同层次的消费者需求

三、体育消费的内在定义

体育消费包括物质的消费和精神的消费，物质消费中有文化的内涵，精神消费中有物质的基础。体育消费不仅仅是一种经济行为，也是一种文化活动。体育消费既受文化因素的影响和制约，又能引起人们对一定文化的需求的追求；有的消费过程直接表现为一种文化活动的过程。

体育消费行为本身是一种社会化行为，它受个体所处社会文化环境和个体消费心理差异的影响。不同社会文化环境和亚文化背景下的消费者，由于生活方式、审美观念、价值观念、消费观念的不同，其体育消费理念和消费方式也不同。亚文化也称副文化，对体育消费有着特定的影响。亚文化是指不占主流或某一局部的文化现象，它不仅包括与主体文化共通的价值观念，还有其自己独特的价值观念。有学者认为亚文化对其成员的影响比主文化还要强，一种亚文化可以代表一种生活方式，它赋予个人一种可以辨别出来的身份。

我国较为典型的受亚文化影响的体育消费群体主要包括地理亚文化群体：是人们由于受所处自然地理条件的影响而形成与气候条件、地理条件有关的生活方式和消费习俗的亚文化群体，如北方人选择运动服饰，颜色、喜爱的运动项目与南方人截然不同。区域亚文化群体:是以人口的行政区域分布为特色的亚文化群体,存在着较大的差异，乡镇消费者的消费宽度要大大窄于城市消费者,这种差异直接与社会文化环境和生产发展力水平有关。

四、结论

体育业与其他产业具有较为密切的产业关联度。如旅游业、广告业、建筑业、食品业、机械制造业都与体育有着直接或间接的联系，体育业的产业关联性一方面表现为它与其他产业的直接或间接的消耗关系上，另一方面表现为体育业与其他行业之间可以产生边缘交叉，籍以形成许多新行业，积极发展体育消费可以推动这些新兴行业的发展。

体育实物型消费品大多需求价格弹性较大，体育服务型消费品大多需求价格弹性比较小，而两者的需求收入弹性，特别使服务型消费品的需求收入弹性一般都较大。体育消费对经济环境的依存度较其他产业为弱。其根本原因在于：体育业的资本报酬率远比社会资本平均报酬率高，因此，一方面流入体育业的资本远比一般行业要多；另一方面，该行业资本流入效率较一般行业也高出许多，即便在经济环境恶化时，其资本报酬率有所下降，但较其他行业相比，仍具有较大的投资价值。

参考文献:

[1]龚 坚 刘成高 杨 露:奥运经济与我国体育产业化[J].西南民族学院报.哲学社会科学版,2002,（5）

第8篇

摘 要 本文利用1978-2007年湖南省的GDP、全社会固定资产投资、商品零售总额和进出口总额数据建立起无约束VAR模型,并通过Granger非因果性检验、脉冲响应函数和预测方差分解等分析手段,实证分析了投资、消费和进出口对湖南经济增长的影响。分析结论认为湖南的经济增长是投资拉动型,而消费对经济增长的贡献很小。

关键词经济增长 投资 消费 无约束VAR模型

一、引言

改革开放以来,我国经济呈现出高速增长的总体势态,但同时涌现出的“高投资低消费”等一系列结构性问题也十分严重。近年来不少学者对投资、消费和经济增长之间的关系进行了广泛的研究。刘向农(2002)认为投资需求对经济增长的短期拉动作用十分明显,但要保证经济增长的质量并保持今后经济长期、快速、健康发展,仅仅依靠投资的增长是不够的,还必须要保证消费需求的协调增长。卢中原(2003)通过对我国纵向数据和国际横向数据的分析比较,发现我国投资率上升和消费率的下降的趋势虽然逐渐缓和,但在国际比较中,投资率仍然偏高而消费率偏低,其中居民消费率偏低的程度更为明显。战明华、许月丽、宋洋(2006)在对Ramsey-Cass-Koopmans模型进行修正的基础上,对转轨时期中国经济在高投资、低消费的条件仍能保持高增长率的现象进行了解释,认为资本边际产出的非递减特征与渐进的利率市场化改革是保证中国高投资、低消费条件下仍可保持经济长期平稳增长的两个必要条件,而更新改造投资、非国有与集体投资占总投资比重以及政府的非消费性支出都是导致资本边际产出非递减的因素。贺铿(2006)在对我国宏观经济进行历史比较、国际比较和投资效率分析的基础上,认为在当前条件下,将我国投资率控制在30%-35%之间、消费率控制在60%-65%之间是合理的,这样在较长时间内GDP有可能保持8.5%左右的增速。根据统计年鉴,2008年我国投资率为43.5%,消费率为48.6%,这说明我国仍有对投资和消费进行结构调整的余地。邹卫星、房林(2008)从高积累的形成机制、高积累的循环加深机制和政府调控机制3个方面对中国投资消费失衡的形成机制进行了研究,表明中国投资消费失衡并非单一因素作用的结果,而是由于整体经济一系列特征所共同决定的,其中最根本的特征就是资本在效用中权重过大。孙国锋、王家新(2008)在对1980-2006年江苏省宏观经济数据的分析中,发现消费对GDP的贡献及贡献率呈下降趋势,而投资对GDP的贡献及贡献率呈现上升趋势,但投资的贡献率波动较大。这些基本符合之前学者的研究结论和中国的实际情况。

改革开放以来湖南的经济也持续快速增长,人均GDP从1978年的286元增加到2007年的14492元,增加了约50倍。另一方面,全省全社会固定投资、商品零售总额、对外进出口总额1978年分别为20.15亿元人民币、53.73亿元人民币和1.5918亿美元,到2007年增加到分别为4294.36亿元人民币、3356.49亿元人民币和96.8987亿美元,分别增加了约200倍、60倍和60倍。由此可见,湖南经济在快速增长的同时也可能存在投资和消费失衡的问题。本文利用向量自回归模型,并在此基础上进行Granger非因果性检验、脉冲响应函数分析和方差分解来进一步研究湖南省经济增长和投资、消费、进出口之间的关系。

二、数据选取和模型建立

(一)数据和指标选取

本文拟选取国民生产总值、全社会固定资产投资、商品零售总额和进出口总额四个指标来进行分析,并分别用GDPt、IVt、CSt和IEt来表示,均采用年度数据,选取的样本区间为1978-2007年。数据均来自于各年《湖南省统计年鉴》。进出口总额已根据每年年底人民币对美元的汇率换算成以人民币为单位。为消除数据中可能存在的异方差和避免因数据变化带来的剧烈波动,对各变量进行对数变换,分别记为LnGDPt、LnIVt、LnCSt和LnIEt。

(二)平稳性检验

在对时间序列进行计量分析时,首先要对各变量进行平稳性检验,否则直接对非平稳的时间序列进行回归将导致伪回归现象。本文采用ADF(Augment Dickey-Fuller)单位根检验来确定各变量的平稳性,方法如下:如果序列的ADF统计量大于某一显著水平(这里取5%)的临界值,则说明序列存在单位根,为非平稳序列。此时需要对序列进行一阶差分,再对差分后的序列进行单位根检验。如果序列仍为非平稳序列,则需要继续进行二阶差分。一般情况下,一个序列经过二次差分以后都能成为平稳序列。

关于进行单位根检验时截距项c、趋势项t和滞后阶数p的确定,我们遵循以下原则:原序列包含c和t,一次差分后的序列只包含c,二次差分后的序列既无c也无t;滞后阶数p的选取以AIC值和SC值最小为准则。根据以上原则对LnGDPt、LnIVt、LnCSt和LnIEt进行单位根检验结果见表1。

根据检验结果,我们发现LnGDPt、LnIVt、LnCSt和LnIEt均是非平稳的,他们的一阶差分中DLnIVt、DLnCSt和DLnIEt是平稳的,而LnGDPt的二阶差分D2LnGDPt是平稳的,由此我们得到LnIVt、LnCSt和LnIEt序列是一阶单整的,LnGDPt是二阶单整的,即LnIVt-I(1),LnCSt-I(1),LnIEt-I(1),LnGDPt-I(2)。由于各序列的单整阶数不同,因此它们无法协整,故利用向量自回归(VAR)模型来研究它们之间的关系。

(三)VAR模型的建立

利用平稳后的序列D2LnGDPt、DLnIVt、DLnCSt和DLnIEt建立无约束的VAR模型。根据滞后期长度选择准则确定滞后期为3,并判定模型中含有常数项,因此我们建立VAR(3)模型。对VAR(3)模型的残差进行JB正态性检验、LM自相关检验和White异方差检验,结果显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差,且所有特征根根模的倒数都小于1,说明VAR(3)模型的结构是稳定的。故我们可以利用此模型进行Granger非因果性检验、脉冲响应和预测方差分解来分析投资、消费、进出口和经济增长之间的关系。

三、模型分析

(一)Granger非因果性检验

为确定投资、消费、进出口与湖南经济增长之间的因果关系,我们进行Granger非因果性检验。由于对非平稳的序列进行检验可能会产生虚假的因果关系,因此检验对象为D2LnGDPt、DLnIVt、DLnCSt和DLnIEt,也即建立VAR模型的序列。滞后期同模型一致为3,那么卡方分布的自由度为3,显著性水平取10%。检验结果见表2。

由结果看出,在10%显著性水平下,DLnIVt、DLnCSt、DLnIEt不能Granger引起D2LnGDPt的原假设均被拒绝,这说明在该显著性水平下,可以认为投资、消费、进出口均是湖南经济增长的Granger原因。这同时表明湖南的经济增长是“三驾马车”共同拉动的结果,这基本符合经济学一般原理和湖南省的实际情况。接下来我们具体分析投资、消费、进出口如何影响湖南经济增长以及三者对湖南经济增长的贡献程度问题。

(二)脉冲响应函数

脉冲响应函数是用来衡量随机扰动项的一个标准差冲击对其他变量短期和长期取值的影响轨迹,它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及效应。图1给出了GDP对各变量冲击的响应。横轴代表追溯期数,这里取15,纵轴表示GDP对各个变量冲击的响应大小,横轴以上为正响应,以下为负响应,实线表示响应函数曲线,两条虚线代表两倍标准差的置信带。

图1-A表示GDP对来自自身冲击的响应,该响应在第一期达到正的最大,这是由于第一期GDP只受到来自自身的冲击,随后在第二期达到负的最大,之后在正负响应之间反复震荡,但震荡的幅度逐渐减小,最终趋于缓和。

图1-B表示GDP对来自投资冲击的响应,由于GDP第一期只受自身冲击影响,因此GDP对来自投资冲击的响应第一期为零,随后开始反复波动,并在第三期达到正的最大,在第五期达到负的最大,从第十期开始波动逐渐趋于平缓。总的来看,GDP对来自投资冲击的响应在短期内是比较剧烈的。

图1-C表示GDP对来自消费冲击的响应,同GDP对投资冲击的响应一样,GDP对消费冲击的响应第一期也为零,并在第二期达到负的最大,在第六期达到正的最大,随后基本趋于平稳。总的来看,GDP对来自消费冲击的响应虽然也在正负响应之间反复波动,但波动幅度较投资相比较小。

图1-D表示GDP对来自进出口冲击的响应,该响应在第一期为零,在第二期达到正的最大,随后小幅波动,并在第六期达到负的最大,之后响应逐渐减弱。GDP对来自进出口冲击的响应的剧烈程度介于投资和消费之间。

对四个图进行整体考察,我们发现,无论给哪一个变量一个冲击之后,GDP短期内均会在正响应和负相应之间频繁波动,但随着时间的延长,这种响应会逐渐弱化,最后基本趋于平缓。这说明短期内GDP对来自自身、投资、消费和进出口的反应是比较强烈的,但这种反应不具有长期效用。另外,从图中可以看到GDP对投资冲击的响应明显要强于对消费冲击的响应。这说明投资对GDP的影响程度可能比消费要高。

(三)预测方差分解

本文利用方差分解来分析各因素对经济增长的贡献度。这里,预测的对象为GDP,影响因素为GDP自身、投资、消费和进出口,追溯期取10,利用EViews处理的结果见表3。

从结果可以看出,GDP对其自身的解释程度第一期为100%,这是因为第一期GDP只受其自身影响,随后影响程度逐渐减小,最终稳定在40%左右。投资对GDP的贡献度第一期为0,随后逐渐增大,虽然中间有一期小幅降低,但总体趋势是不断增大的,且最终稳定在40%左右。消费对GDP的解释程度第一期为0,第二期增长至3%左右,随后基本保持此水平。进出口对GDP的贡献度第一期为0,第二期增长至12%左右,随后逐渐微弱减小,到第五期再次开始增长,第六期达到18%左右,之后基本维持该水平。

长期来看,对湖南经济的增长,其自身可以解释40%,投资也可以解释40%,进出口可以解释约17%,而消费仅能解释3%不到,这可以较充分地表明投资对湖南经济增长的影响远大于消费的影响。这个结果与前面的脉冲响应函数分析的结果是一致的。

四、小结

通过以上的实证分析,可以认为改革开放30年来湖南省的经济增长轨迹与我国的总体情况是一致的,即高速增长下的投资消费失衡,也即“高投资、低消费、高增速”。并且该趋势还将持续一段时间。该结论与湖南省的实际情况以及之前学者的研究结论也是基本一致的。基于该结论,笔者认为未来湖南的经济发展战略应该遵循以下思路:投资上以优化投资结构为主,适当控制投资的总量规模,而工作重点应该放在刺激消费,特别是刺激省内居民生活消费需求上,使得经济的增长能真正和居民生活水平的提高保持一致。

参考文献:

[1]刘向农.消费需求与投资需求协调增长.数量经济技术经济研究.2002.12.

[2]卢中原.关于投资和消费若干比例关系的探讨.财贸经济.2003.4.

[3]战明华,许月丽,宋洋.转轨时期中国经济增长的可持续性条件及其转换路径:中国高投资、低消费经济增长模式的一个解释框架.世界经济.2006.8.

[4]贺铿.中国投资、消费比例与经济发展政策.数量经济技术经济研究.2006.5.

[5]邹卫星,房林.为什么中国会发生投资消费失衡.管理世界.2008.12.

[6.]孙国锋,王家新.消费、投资、净出口与经济增长――基于江苏省数据的实证分析.财贸经济.2008.12.

第9篇

关键词：能源消费结构 包容性经济增长 中原经济区

中图分类号：f207 文献标识码：a

文章编号：1004-4914（2013）05-054-02

按照国家总体规划，要把中原经济区建成一个承东启西的阶梯式、递进式的产业集聚区、能源示范基地，在不伤害环境生态、农业生产的前提下，大力发展和改善城市交通环境，加大力度从产业的升级改造到产业集聚，特别是有关能源环境、政策、制度等方面的改造。进一步协调好并加快农村城镇化的建设，加大投入力度改善农村社区环境，提高农村村收入，推广能源洁净技术和再生技术，促进农村从真正意义上的改变。要使城市的天空变蓝，就必须加大推行节能减排技术的力度，实现周边省份30个城市和两个县区的和谐构建，必须实现思想统一、规划统一、行动统一、制度和路径统一。只有这样才能迅速提升中原经济区经济的快速增长，实现中部崛起。制度建设研究网站站长赵炜林认为，要实现中部和中原经济区的快速崛起，必须打造和构筑立足于工业化和城市化的制度创新体系，加快生产方式的从粗放式发展向集约式发展转变，从人力集聚型向人才集聚型转变，从资金集聚型向资本集聚型转变，从农村城镇化向农村市民化转变，真正实现产学研一体化经营的发展方式转变。目前在我们的经济发展方式上，还存在许多不足，对实现中原经济区的快速发展方面，特别是能源消费政策安排和消费结构等方面存在明显缺陷。

一、能源消费结构存在的问题

改革开放30多年来，河南省在一些方面的能源投入和消费过量导致技术无效。我们知道，包容性经济增长方式主要有两种：一是粗放式的包容性经济增长，二是集约型的包容性经济增长方式。但是，由于能源的耗竭性、稀缺性和国际市场形势的关联性，中原经济区的能源消费结构依然存在以下问题：（1）能源的储产结构性矛盾突出，集中表现在能源供给和能源消费的结构性矛盾上；（2）单位gdp能耗高；（3）能源自给率比较低；（4）能源消耗污染比较严重；（5）能源数量和质量都不能适应经济社会可持续发展的需要，能源投入和消耗也直接影响着包容性经济增长。

二、能源消费与包容性经济增长的基本关系

目前中原经济区正处于工业化、城镇化、信息化的发展阶段，特别是在“三化”进程中，在保证不破坏生态环境、粮食生产的情况下，保持了经济高速增长，这是可喜可贺的。但能源消费强度却出现了反常的态势。中原经济区一直是对外出口能源的大省，目前反而出现了能源进口的现象。这种现象一直让学者感到困惑，实际上也必须要用打破常规的方法看待这一问题。只有采取转变经济发展方式，加大产业技术更新力度，加大产业升级改造，才能适应目前发展。

1.石油消费。石油是实现中原经济区包容性经济增长的依托，是企业产业集群升级换代的必需，特别是汽车工业，因为汽车工业是我们中原经济区的核心产业。试想如果一天缺少汽油供应那将会是什么样的。因此，石油消费与包容性经济增长是正相关的，这里必须强调的是应该加大力度抑制能源浪费和排放。

2.煤炭消费。中原经济区的煤炭消费与包容性经济增长存在明显的双向长期关联，但又具有双向短期关联。我们知道，河南是煤炭生产和消费大省，在中原经济区29个地市中，煤炭生产总量占全国的比例很高，煤炭消费总量也是居高不下。特别是在中原经济区农业建设过程中，主要能源就是煤炭。因此，煤炭消费与包容性经济增长是正相关的。

3.电力消费。电力消费对经济总量的影响最强，并存在着长期的稳定关系。试想，如果今天停电，今天就无法工作。造成的损失难以估量，是城市生活、农村照明必不可少的资源。笔者认为，电力消费与包容性经济增长具有长期的、稳定的、可持续发展的关联作用。

4.天然气消费。天然气的消费增长明显带来了方便，同时也促进了城市居民收入也要持续稳定和

长，这就要求有稳定的工作和收入，才能保证持续的天然气生产。当汽车消费天然气的开始，就对天然气的产量数量、质量的增长提出了很高的要求，明显地增长了天然气gdp，促进了天然气的生产和消费的增长。

三、模型、指标及数据

1.河南能源投入产出的数据分析函数。这里选择工业gdp代表包容性经济增长作为产出变量，能源消耗用五个投入变量，具体值见图1。

运用经济学家rwshepard引入的距离函数概念来分析，在这里技术效率，由te表示，它包括纯技术效率（由pte表示）和规模效率（由se表示），函数关系为te=pte×se，其中，纯技术效率是在一定投入规模下衡量投入要素能否达到最大化，其值越高表示投入资源使用越有效率，se=1说明决策单元正处于最适规模效率水平。利用deap21软件对河南工业支柱产业gdp进行数据分析，结果见图2。

四、对策与建议

依靠节能技术改革与改造对降低能源消耗强度影响较大，提高能源利用效率也有很大的空间。因而，加强节能减排力度，不能只是在政策层面，还要在实际操作层面上下功夫，充分挖掘工业部门的节能潜力，提高能源利用效率，特别是高耗能行业。在中原经济区经济总量继续快速增长的同时，要想尽量减少能源消费。一是调整产业结构，提高能源使用效率。二是加快包容性经济增长方式转变，降低能源资源消耗。三是加大力度推广专利节能技术，提高节能效果。四是加快节能技术创新和转化，降低能源消耗和单位生产成本，提高劳动生产率、提高生产效率。五是大力发展工业和能源产业集聚区，向规模调整、规模效益进军，增加常用能源的投入产出效率。六是优化能源结构，协调石油、天然气、煤炭和电力的持续发展，从而提高可再生能源与清洁能源的比重，完善能源体制机制建设，充分发挥能源的作用和效能。七是加大力度实现能源产业的有效集聚，力争早日实现和打造能源产业集聚区，减低能源消耗，有效缓解城市能源依存度、改造城市出行环境，降低能源消费，实现低碳城市、低碳生活、低碳技术，促进经济的有效增长。

[本文为河南省政府决策研究招标课题“包容性增长模式下河南经济社会发展研究”阶段性研究成果。（项目编号：2012-b-392）主持人：马新平]

参考文献：

1.穆罕默德·纳哈万迪安.能源安全关系包容性经济增长.腾讯财经网，2010.1.21

2.赵炜林.中部崛起应构筑立足于工业化和城市化的制度创新体系.中原崛起战略研究.（河南省全面建设小康社会系列丛书）.河南人民出版社，2006.7

3.叔文，丁永霞等.源消耗、包容性经济增长和碳排放之间的关联分析——面板数据的实证研究.中国软科学，2010（5）

4.雪慧，河南省在工业化和城市化进程中的能源需求预测（林伯强教授指导），厦门大学硕士学位论文，2009.4

5.解树江，李雪，栗侨.中国能源经济理论研究的最新进展与评述.经济学动态，2010（10）

6.李艳梅等：中国能源消费增长原因分析与节能途径探讨，中国人口.资源与环境，2008（3）

7.李艳梅.中国城市化进程中的能源需求及保障研究[d].北京：北京交通大学，2007

第10篇

[关键词]制造业；能源消费；经济增长；协整检验

[中图分类号]F423.62 [文献标识码]A [文章编号]2095-3283（2014）03-0080-03

一、引言

国内外许多学者对能源消费和经济增长间的变动关系进行研究，如Kraft J.和Kraft A.（1978）对1947―1974年的美国数据进行研究，得出GDP对能源消费存在单向的因果关系，但是两者不存在协整关系[1]。Yu和Hwang（1984）对1947―1979年美国的数据进行研究， 结果表明能源消费与GNP增长不存在因果关系[2]。Paresh Kumar Narayan和Stephan Popp （2012）分析了93个国家的能源消费与国内生产总值的长期关系，认为能源消费不是实际GDP的Granger原因[3]。韩智勇等（2004）采用Engle-Granger两步法对1978―2000年中国的GDP与能源消费总量数据进行研究，结果证明能源消费与GDP之间不存在长期均衡关系，但存在双向因果关系[4]。杨俊、王庆存（2011）利用1978―2009年的数据对我国能源消费与经济增长的关系进行了研究，结果表明电力消费与GDP，GDP与煤炭消费，GDP与石油消费之间存在单向Granger因果关系[5]。

改革开放以来，新疆加快了结构调整步伐，经济结构由农牧业主导型逐步向工业主导型转变，工业经济步入快速增长期，实现了前所未有的跨越式发展。1978年，新疆工业增加值仅有14.5亿元，到2011年已达2700.02亿元，年均增长9.9%。进入21世纪，新疆工业增长速度不断加快，年均增长11.6%，高于同期GDP增速0.7个百分点，尤其近五年，是改革开放以来工业增长速度最快的时期，年均增速为13.6%，高于GDP 2.6个百分点。工业增加值占GDP的比重由1978年的37.1%增长至2011年的40.84%，提高了3.74个百分点（见图1）。可见，工业的快速发展在新疆经济发展中发挥了不可替代的作用。

新疆是我国重要的能源基地，作为全国最大的资源储备区，新疆煤的预测储量为2万亿吨，占全国预测总储量的37.7%；油气资源约占全国陆上油气资源总量的1/4。近年来，新疆能源消费呈快速上升趋势，而工业能源消费占新疆能源消费总量的绝大部分，其在1988年占63.83%，到2011年上升至73.32%；而制造业的能源消费基本上占据了工业能源消费总量的六成左右（见图2）。由此可见，能源是工业发展最重要的资源基础，研究工业能源消费对工业经济的增长尤为重要，本文以制造业为落脚点，研究制造业能源消费与新疆工业经济发展的变动关系。

二、数据选取与变量设定

为研究新疆制造业能源消费对工业经济增长的影响，本文选取了新疆1988―2011年的制造业能源消费量和实际工业生产总值的数据，单位分别是亿元人民币和万吨标准煤，分别以MEC和IGDP来表示。所有数据都源自历年《新疆统计年鉴》。为排除物价变动因素的影响，本文以1988年为基期的工业生产总值指数和1988年工业生产总值数据对各序列数据进行平减；同时由于制造业能源消费和工业生产总值的变化趋势具有波动性，易产生异方差的问题导致伪回归的现象，为了排除异方差性，本文对时间序列变量取自然对数，记取对数后的工业生产总值和制造业能源消费总量分别为lnIGDP和lnMEC。图2显示了水平变量lnIGDP和lnMEC的趋势图，反映了1988―2011年新疆不变价的工业生产总值与制造业能源消费的变动趋势。

根据1988―2011年的数据建立回归模型，以工业生产总值为因变量，制造业能源消费为自变量建立新疆工业经济增长与制造业能源消费的双变量对数模型，即：

lnIGDP=α+βlnMEC+μ

由图2可知，除个别年份外，两条曲线的变化趋势相近，接近线性，其次lnIGDP和ln MEC都成增长趋势，可以判断上述模型的设计具有合理性，且lnIGDP和ln MEC存在协整关系。

三、实证分析

（一）ADF单位根检验

由上述分析可判断，IGDP与MEC之间可能存在协整关系，在检验其协整关系之前，先要对时间序列的各变量进行平稳性检验。本文采用Augmented Dickey-Fuller（ADF）对时间序列进行检验。利用Stata软件检验lnIDGP和lnMEC是否为非平稳序列，检验结果如表1，图4、图5所示（注：图中的dlnIGDP、lnMEC为一阶差分后的序列）。

由表1可以看出，在1%的显著水平下，lnIGDP序列的ADF检验统计量值为1.409大于其临界值-2.518，所以不能拒绝原假设，即存在单位根，而序列lnMEC的ADF检验统计量值在1%的显著水平下为-0.786，也大于其临界值-2.518，所以接受原假设，存在单位根。对两序列一阶差分后再进行ADF检验，dlnIGDP、dlnMEC两序列在1%的显著水平下分别为-2.585、-4.263，均小于其临界值-2.528，所以两序列在1%的显著水平下均通过了平稳性检验（见图4、图5），同时两序列为一阶单整，即lnIGDP～I（1）、lnMEC～I（1）。

第11篇

【关键词】消费结构；产业结构；经济增长；Granger因果检验；向量误差修正模型

中图分类号：F20 文献标识码：A 文章编号：1006-0278（2013）04-033-01

一、文献综述及问题的提出

消费结构和产业结构的关系问题，是消费经济学和产业经济学的研究重点。不同的消费结构与产业结构对经济增长的贡献大小也不同，反过来一切决定和影响经济增长的因素都会不同程度上对消费结构与产业结构的变动产生影响。

二、研究方法与指标数据的说明

（一）研究方法

文章将采用Granger因果检验和向量误差修正模型来分析四川省消费结构、产业结构和经济增长之间的关系。

（二）指标的选取

文章中的经济增长变量用GDP表示，产业结构变量是指国民经济各个产业之间的组织和构成情况及所占的比重和相互关系。文章以PS为第一产业占地区GDP的比重，LS为第一产业就业人员占总就业人员的比例。文章采用以城镇居民食品支出占消费支出的比重来衡量消费结构，即城镇居民的恩格尔系数（EC）。

（三）样本的选取

所选变量的样本来自2011年《四川省统计年鉴》、CSMAR数据库，时间从1978年到2011年，其中GDP数据采用可比价数据，并做对数化处理。恩格尔系数是采用《四川省统计年鉴》中城镇居民家庭平均每人全年食品支出与城镇居民家庭平均每人全年消费性支出的比值。

三、实证分析

为了研究四川省城镇居民恩格尔系数（EC）、第一产业占地区GDP的比重PS、第一产业就业人员占总就业人员的比例LS和Ln（GDP）的长期表现和短期效应，我们试着建立这四个内生变量的误差修正模型。

（一）数据的形态检验

对于时间序列的平稳性检验，文章采用ADF检验方法对LnGDP，LS，PS，进行检验。从检验结果可以看出LnGDP，LS，PS，EC的原序列是不平稳的。对原序列作一阶差分后，的序列是平稳的。

（二）Granger因果检验

Granger因果检验是另外一个有意义实证检验，因为它对于特定的序列的可预测性假设是一个特别有用的工具。这是其区别于经济学中因果关系的关键所在：一个序列Y是否有助于预测另一个序列X，而不是Y是否引起X。

这里我们对LnGDP、LS、EC、PS进行Granger因果检验。由检验结果可知：第一产业占地区GDP的比重Ps、第一产业就业人员占总就业人员的比例LS不是经济增长的格兰杰因果关系；反过来，经济增长也不是Ps的格兰杰因果关系，但却是LS的格兰杰因果关系。恩格尔系数是经济增长的格兰杰因果关系，但经济增长不是恩格尔系数的格兰杰因果关系。恩格尔系数反映的贫富情况，所以恩格尔系数对于经济增长有一定的预测作用。

（三）建立向量误差修正模型

误差修正模型是建立在向量自回归模型即VAR模型的基础之上的，所以我们首先以EC、PS、LS、Ln（GDP）建立VAR模型。VAR模型的一个重要问题是对滞后阶数的确定，由检验的输出结果可知：5个评价标准有4个是选择VAR（1）模型，从而我们确定对LnGDP，LS，PS，EC建立VAR（1）模型。

在VAR（2）的基础上我们对LnGDP，LS，PS，EC进行协整检验，看它们四个之间是否存在长期协整关系。我们这里用Johansen检验，Johansen检验有特征根迹检验和最大特征值检验。结果得出，LnGDP，LS，PS，EC存在协整关系，有且仅有一个。从而我们建立误差修正模型，取标准化协整向量，得到LnGDP，LS，PS，EC之间的长期均衡关系

LnGDP=-5.242699LS-1.863332PS+1.074231EC+10.60871

（0.47882）（0.46510）（0.42782）

[10.9492][4.00629][2.51092]

可以看到，经济的增长会受到滞后期的经济的影响；且经济增长的滞后一期、第一产业就业比例的滞后一期同样显著，这意味着产业的就业比例是存在滞后性的，就业比例与前期的就业比例有很大的关系。而对于恩格尔系数的估计，它在统计意义上不显著，表明其与经济增长、LS、PS的滞后一期以及自身的滞后一期都是不显著的，短期的恩格尔系数的波动与短期的经济增长、LS、Ps的波动无关，与LnGDP，LS，Ps，EC长期关系也没有关。

四、结论与建议

第12篇

关键词GDP增长消费拉动序列相关

消费、投资和出口与GDP之间的关系一直以来是宏观经济领域讨论的热点,学者们在这方面已经做出了很多有意义的分析和研究,根据宏观经济模型GDP=C+I+G+(X-M),消费、投资、出口对经济的拉动作用已经被广泛认同,它们通过乘数作用,推动GDP的成倍增长。

本文就是试图利用经济模型,找出消费对于GDP增长率的贡献,从而通过增加消费,促进经济的健康、持续的增长。

消费在中所占的比重一般在三分之二左右,消费可以通过自身的增加直接拉动经济增长,还可以通过拉动投资间接拉动经济的增长。我们知道对数模型反映的是因变量变化1个百分比,自变量变化的百分比。本文就是用对数模型来考察当消费变化一个单位时,对GDP增长率的影响,对未来的经济增长提出对策。本文山东省统计年鉴运用1984―2007年的数据,进行分析。

一、消费对GDP增长的模型推导

我们知道消费和GDP是相互促进的,消费可以促进GDP的增长,GDP的增加也会增加消费,在本模型中对于消费和GDP增长的关系,首先我们判断消费和GDP的因果关系,对此我们首先要进行因果关系检验。我们采用格兰杰因果关系检验,进行检验,得检验结果:

我们可以得到消费是格兰杰意义上的GDP的原因,而GDP却不是格兰杰意义上的原因。

由于人均消费倾向比较低,山东省的经济发展主要以投资拉动我们通过模型的估计,求出消费增长的比例与GDP增长的比例之间的关系。由于消费对经济影响的在时间上存在一定的效应,因此前期消费对本期也有影响,所以在估计模型的时候不仅要考虑当期消费,还要考虑前期消费对经济的影响。由于经济变量本身是非稳定的时间序列,用传统的单方程计量经济模型并不能全面的反映经济变量间的关系,而且直接运用变量的水平值来研究经济现象间的均衡关系容易导致谬误结论。因此,需要进一步建立动态计量经济学模型。对此我们进行对数参数估计使用的模型为:

参数估计后可以发现前期的消费与GDP的增长为负相关,不符合经济意义,同时DW统计量为1.0695,存在正自相关。对相关性进行检验,可得结果:

经检验存在一阶自相关和一阶偏自相关,因此对方程加入ARMA进行修正。得到新的参数估计方程:

参数估计的个参数都有经济意义,赤池准则通过,DW统计量为1.79,序列相关消除,进行检验,得检验结果:

通过检验可知自相关和偏自相关消除,不存在序列相关的问题。再检验异方差,进行White检验,得结果:

通过检验可知不存在异方差的问题。

可以得到最终的参数估计模型:

LOG(Y) = 0.7457102455*LOG(X)+0.35141219*LOG(X(-1))+[AR(1)=0.731276904,MA(1)=0.6919759081,BACKCAST=3]

二、模型意义说明

通过以上的参数估计我们的到了最终的估计模型:

从模型中我们可以看出,当期消费对GDP增长具有最大的影响,当期消费增长一个百分点,GDP的增长就会增加0.7457个百分点,从这点我们也可以看出扩大内需对拉动经济增长的作用。在我们面对全球性的危机,经济增长的压力增加时,如何保持经济增长率使我们面对的突出问题。从消费对GDP增长的带动作用可以看出,对于保持经济增长率,扩大内需,增加消费对于下一个阶段的重要性。面对全球性的金融危机,对于下一个阶段保持经济增长率,增加消费是一个重要途径。从模型中我们也可以得出,前一期的消费对本期的经济增长也有重要影响,它增加一个百分点,同样会使GDP增加率增加0.35个百分点。所以,消费无论是对于当前的经济增长,还是以后经济的持续增长,都是有重要意义的。

模型的滞后项表明,前一期的经济的经济增长也会对本期的经济增长产生影响。前一期的的GDP增长一个百分点,本期的GDP会增加0.73个百分点,这正表明了经济增长的惯性。经济进入了高速增长期,在一段时期就会持续性的发展下去,可能是前期的投资在本期发挥了作用。我们要想保持经济持续快速的增长,必须保持经济的增长率,因此必须要通过各种途径,实现经济缩小与先进省,乃至发达国家的差距。

山东省国内生产总值整体上呈逐渐上升的趋势。从1996年的5883.8亿元到2007年的25965.91亿元,这是一个巨大的进步。特别是从年以来,山东经济发展发生积极变化,进入了快速扩张阶段,上升势头强劲,生产总值增长持续走高。从三大需求来看,我省的经济增长属于比较典型的投资拉动型。以“十五”时期的数据为例,我省最终消费支出、资本形成总额以及地区间货物和服务净流出对经济增长的贡献率分别为45.3%、47.6%和7.2%,分别拉动经济增长5.9、6.2和0.9个百分点,其中,2003、2004、2005三年投资对经济增长的贡献率分别达到48.1%、54.6%和49.7%,投资己成为三大需求中拉动经济增长的第一主动力。因此,更显出我们下一个阶段扩大内需,增加消费,对于经济增长的重要性。同时,这也显示了经济的发展的持续性。

三、消费需求较快增长慢的原因既促进消费的政策建议

基于以上消费对GDP增长的影响分析,促进消费对经济发展有重要意义。但一些因素制约着消费:

1.居民总体的收入水平低,而且就结构而言,城乡居民收入差距也在不断扩大,消费低的一个原因在于生活在农村的人口收入过低。

2.经济结构转型升级带来的“磨擦性失业”、企业体制改革中效率追求引起的减员增效、农村科技进步所释放出的剩余劳动力向非农产业的转移的就业压力等使城乡居民就业稳定性减弱,再就业的困难加大等因素,都削弱了居民的消费信心。

3.由于社会保障制度的薄弱,对于大多数居民来说即使有些钱也不敢消费。

我们可要采取一些措施促进消费增长,从来带动经济发展。

1.合理调整居民收人分配政策。一是研究使用税收调整手段,通过结构性减税等手段, 减轻中低收人者税收负担。二是落实国家财政直补政策,减少农民税费负担,减轻农民负担。三是加快农村剩余劳动力城市转移, 拓宽农村剩余劳动力就业门路。

2.建立健全社会保障制度。推广先进的养老、失业、医疗等社会保障工作经验,探索和建立以政府财政为主、社会公积为辅、城乡居民缴纳为补充的保障体系, 适当提高城市低保,完善对城市低收人群体的保障。

3.加快农村基础设施建设,改善农村消费环境。加大对农村和落后地区的转移支付力度,财政支出更多地向农村和落后地区倾斜,改善农村地区水、电、路、通讯等设施建设,尤其是加大对农村电网改造力度、整顿农村电价、降低用电成本。同时大力发展适合农村地区的商品销售和服务网络,让广大农民方便购买, 放心消费。

基金项目:本文系国家自然科学基金 (09BTJ011) 资助项目。

参考文献:

[1]魏凤.山东省消费需求对经济增长影响的研究.硕士学位论文.

[2]吴先聪,王成璋.经济增长与消费需求的计量经济分析.区域经济与产业经济.

第13篇

[关键词]煤炭消费量；协整；误差修正模型；格兰杰因果关系

作者简介：任少飞，男，山东财政学院，济南 250014

冯 华，男，山东财政学院经济学院，教授，济南 250014

随着我国国民经济的快速发展和基础设施建设步伐的加快，能源的供给与需求迅速增长，其中尤以煤炭的供给与需求量增长最为显著。全国煤炭产量从1978年的6.18亿吨上升到2004年的19.56亿吨，2005年产量为21.9亿吨，①比上年增长9.9% 。消费量从1978年的4.04亿吨增加到2004年的13.34亿吨，2005年预计消费量约在21.4亿吨，②比上年增长10.6%，略高于煤炭生产量的增长速度和GDP的增长速度（9.9%）。2006年上半年，全国能耗增长仍快于经济增长，单位GDP能耗不降反升0.8%。在这种情况下，煤炭资源的高消耗能否继续支持经济的高速增长，实现能源利用的集约化及高效率，进而实现经济增长方式的转变，成为摆在我们面前的一个亟待解决的问题。为此，很多学者从能源消费总量或是某一能源的消费量，如石油，来分析和解决这一问题。[1]

国内外学者采用不同的方法对中国能源消费与经济增长的关系做了大量研究，但主要是从定性方面进行，定量分析方面也主要集中在考察能源需求总量、能源利用效率和经济增长之间的关系。[2]其中，林伯强（2001）将协整误差校正模型引入到能源分析中,通过分析能源需求和GDP、能源价格、经济结构中重工业份额的协整关系，建立了中国能源需求的计量经济模型。在经济增长与能源消费各组成部分的分析上，黄飞（2001）采用灰色关联分析法中的关联度分析，认为能源消费结构中与国民经济发展关系最大的是石油，其次是电力，再次是煤炭。张丽峰（2005）利用协整与误差修正理论建立了三次产业的能源消费总量与产业发展的误差修正模型。[3]但是，总量或石油消费量的分析不足以反映我国以煤炭为主的能源消费特征。因此，本文运用协整理论与误差修正模型对第一、二、三产业的煤炭消费量与经济增长（以国内生产总值衡量）进行实证分析，得到中国煤炭消费的误差修正模型，并对模型做出解释，以期真实反映我国各产业能源（煤炭）消费现状，揭示经济增长方式转变的历史进程。

一、中国煤炭消费结构的基本分析

中国国内能源资源禀赋决定了中国以煤为主的能源消费结构，其中第一产业与第三产业煤炭消费量占煤炭消费总量的10%左右，第二产业煤炭消费量则占90%。煤炭的消费量在能源消费总量中从1978年到2004年的27年间消费比例都维持在65%以上，这是我国能源消费结构的主要特点之一，煤炭消费量在较长时间里仍将维持在一个较高水平，如图1所示。[4]随着中国经济的高速、稳步增长，中国能源消费量也随之增长。

资料来源：中国统计年鉴，2005。

然而，我国煤炭的生产量并不能满足经济发展的需要，如何实现煤炭资源在各产业间的合理配置以保证国民经济的持续、快速、健康发展是我们急需解决的重要问题。因此，研究煤炭消费量与产业之间的协整和因果关系具有重要的现实意义。

二、“误差修正模型”的建立及检验

（一）数据来源和变量选取

本文运用协整理论和误差修正模型分析中国从1975―2004年间煤炭消费量和国内生产总值及三次产业产值的协整关系，对具有长期均衡关系的变量构建具有误差修正项的长期均衡方程,并对模型进行分析。本文所选取的煤炭消费量和各产业国内生产总值数据均来自各年《中国统计年鉴》。

为消除异方差的影响和数据的剧烈波动，对原数列取自然对数。其主要变量和含义见表1。

表1模型符号及变量说明

（二）“误差修正模型”的建立

经典的回归模型是建立在数据序列是平稳的基础上的，对于不平稳的时间序列，可能产生“伪回归”现象，使模型不能准确反映变量之间的真实关系。协整（cointegration）理论可以很好地解决这一问题，它是由Engle和Granger（1987）提出的，是近年来处理非平稳时间序列之间长期均衡关系和短期波动的有力工具。本文采用Engle―Granger两步法。首先对变量进行Augment Dickey―Fuller(ADF)单位根检验，以确定序列的平稳性和单整阶数。经ADF单位根检验，检验结果见表2。观察下表可以发现煤炭消费量、国内生产总值、第一产业产值、第二产业产值及第三产业产值对数化后均为二阶单整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均为I(2)。

表2ADF单位根检验结果

因此变量之间存在长期稳定的均衡关系，即煤炭消费量和国内生产总值及三次产业产值之间存在长期的均衡关系。使用Eviews5.0可以分别求出LNCC和LNGDP，LNCC和LNGDP1， LNCC和LNGDP2，LNCC和LNGDP3的长期均衡方程。

对误差修正序列进行单位根检验，发现四组误差修正序列都是0阶单整，即误差修正序列是平稳的。从而证明了以上四组长期均衡关系的成立，即协整关系的存在。通过以上分析，从而可以建立最终的误差修正模型。

从以上误差修正模型来看，我国短期煤炭消费量主要取决于上一年煤炭消费量及当年国内生产总值，上一年煤炭消费量对当期煤炭消费量的影响相当显著，国内生产总值变化1%，则引起国内煤炭消费量增加0.39%。而滞后两期的煤炭消费量和滞后一期的第二产业产值引起当期煤炭消费量反方向的变化，这与我国积极推进经济增长方式的转变，走集约化道路是分不开的，图一中煤炭消费比例有下降趋势，但是由于煤炭资源消费的惯性，出现了图中所示的我国煤炭消费量占能源消费总量的比例仍然保持在一个较高水平上。而我国经济的高速增长也得益于煤炭消费量的持续、稳定。

模型的长期均衡主要体现在国内生产总值，ECM_GDP项的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。ECM_GDP的系数-1

同时，我们可以得出煤炭消费量的实际观测值、误差修正模型的拟合值以及参差项的显示图，见图2。

误差修正模型具有其明显的优越性：一阶差分项的使用消除了变量可能存在的趋势因素，从而避免了虚假回归问题；一阶差分项的使用也消除了模型可能存在的多重共线性问题；而误差修正项的引入也保证了变量水平值的信息没有被忽略；由于误差修正向本身的平稳性，使得该模型可以用经典回归方法进行估计，尤其是模型中差分项可以使用通常的t检验与F检验进行选取。

（三）格兰杰因果关系检验

Granger因果性检验是指：在序列Xt和Yt消除了趋势之后，如果利用过去的Xt和Yt的值一起对Yt进行预测，比单用Yt的过去值预测的效果更好的话，序列Xt和Yt存在因果关系，这种关系称为Granger因果关系。煤炭消费量与三次产业产值的格兰杰因果关系检验结果见表4。

表4格兰杰因果关系检验结果

由上表可知，国内生产总值及三次产业产值与煤炭消费量之间存在单方向的格兰杰因果关系，即国内生产总值和三次产业产值是煤炭消费量的格兰杰因果关系。值得注意的是，二次产业否定原假设的概率是94%，略低于其他几个指标，说明我国第二产业的发展在能源利用上正在朝着集约化和多元化的方向发展。这与以上得到的误差修正模型的结论是一致的。

三、结论及预测

通过以上分析得出，采用分不同产业的误差修正模型来预测煤炭消费量能够充分反映出国内产业结构变动对煤炭消费量的影响，而煤炭消费量的变化仍然体现为国内生产总值变动的结果。第二产业中的电力、钢铁、建材和化工四个行业是中国煤炭消费最集中的行业，四大行业的增长速度变化对煤炭需求量变化影响很大，煤炭需求的周期性变化取决于四大行业的周期变化。2005年电力、冶金、建材、化工等主要耗煤行业全年均保持着良好的发展态势，产品产量增势不减，生产量累计同比均保持着 10% 左右的高速增长率。四大行业2005年煤炭需求量达到19.5亿吨，预计2006年全国煤炭需求量在22.5亿吨左右，煤炭供给量约在22亿吨左右，煤炭供需基本平衡。第二产业经济增长方式的转变、能源的集约化利用及能源需求结构的多元化将有力地缓解我国煤炭供需矛盾，实现煤炭供需新的平衡。

2006年上半年，我国国内生产总值增长10.9%，煤炭生产增长12.8%，在经济加速增长的情况下，煤炭供应比较宽松，库存继续增加。钢铁、有色金属、建材等领域重点企业坚持推进结构调整和增长方式转变，通过产品结构调整和节能降耗改造降低单位能耗。但是，我们注意到：上半年能源消费增长快速，超过了国家GDP的增长速度，暴露出经济增长方式和能源消费结构上仍然存在的一些问题。这也说明我国在实现经济增长方式的转变，能源、经济和环境协调发展方面还有很长的路要走。

注 释：

①2005年煤炭生产量数据来源于《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》。

②2005年煤炭消费量数据来源于《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》。

主要参考文献：

[1]马超群,储慧斌,李 科．中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究[J]．系统工程,2004（10）．

[2]张政伟,吕子安,张 英．能源与中国经济增长[J]．工业技术经济，200（1）．

[3]张丽峰．产业能源消费与产业发展的协整与误差修正模型分析[J]．经济经纬,2005（6）．

[4]郭云涛,中国煤炭中长期供需分析与预测[J]．中国煤炭,2004（10）．

The Relation between Chinese Economic Growth

and Coal Consumption Structure

Ren Shaofei Feng Hua

Abstract：This paper uses cointegration theory and error correction model to build structural demand model of coal consumption on the basis of basic analysis of coal supply and demand of China, and we also introduced long-term balance of Chinese coal to the short-term forecast, thus we obtained that the total quantity of economy growth still relies on the coal resources consumption in great degree. However, from the error correction model, the coal consumption of second industry shows high efficiency tendency. This paper uses Granger causality tests verify above conclusions.

Key words：coal consumption；cointegration；error correction model；Granger causality tests

第14篇

关键词：电力 协整 误差修正模型

电力作为一种优质、便捷的能源，占我国终端能源消费的15%以上，在国民经济发展中占有很高的地位。当前我国电力供应十分紧张，客观地分析我国电力消费和GDP之间的协整和因果关系，对我国经济发展和电力能源发展有着重要的政策指导意义。

本文利用我国1971~2002年时间段内的国民生产总值（GDP）、全国电力消费总量（POW）的数据进行分析，数据来源于历年的《中国统计年鉴》以及《中国工业统计年鉴2003》，所有计算由Eviews3.1软件完成。

平稳性检验

首先，本文分别利用ADF（Augmented Dickey Fuller test）和PP（Phillips Perron test）单位根检验方法来验证时间序列的平稳性，结果见表1。ADF检验表明，水平序列LGDP（GDP的自然对数序列）与LPOW（POW的自然对数序列）无法拒绝不存在单位根的原假设，也就是说两序列均为非平稳序列；而一阶差分序列分别在10%和5%的显著水平上拒绝原假设，即它们的一阶差分序列为平稳序列，PP检验也在1%的显著水平上认为序列为一阶单整序列。

协整检验

平稳性检验验证了LGDP与LPOW同为一阶单整序列，需要进一步验证变量间的协整关系。以下分别采用两阶段法（EG法）和JJ法检验两个变量是否存在协整关系。EG检验随机项ADF值为-6.8182*，表明协整回归方程的随机项序列在1%的显著性水平下平稳，即LPOW和LGDP之间存在协整关系。JJ检验在1%的显著水平下（LR值为27.5218NS）拒绝没有协整关系，却无法拒绝（LR值为2.8628）至少存在一个协整关系，这表明在两个序列之间存在唯一的协整关系。因此可以进行下面的格兰杰因果检验，以及建立有效的误差修正模型。

格兰杰因果分析

对序列进行滞后期分别为1-5年的格兰杰因果检验。结果一致表明在滞后期1-5年内都无法拒绝GDP不是POW的原因（检验F统计量分别为：0.3577NS，0.1232NS，0.0967NS，2.1903NS，1.1573NS），相反在1%和5%的显著水平上拒绝了POW不是GDP的原因（检验F统计量分别为：4.3965**，3.5311**，3.7426**，3.8529**，5.2391*）。因此可以推断电力消费是经济增长的单向原因，然而无论是从短期还是长期来看，GDP都不是电力消费的直接影响因素。为进一步探讨研究，以下采用误差修正模型的方法做比较分析。

误差修正模型分析

第15篇

GDP和煤炭消费具有因果关系这一结论和实际情况也是相符合的，这样就可以通过两者之间的关系预测煤炭消费，但是GDP作为总指标却也不能明确表明不同产业对煤炭消费产生的影响，也就是经济结构变化对煤炭消费的影响，同样不能帮助实务中分析煤炭需求的前景，但是将经济增长分解成不同产业的产值，研究不同产业的产值和对应的煤炭消费的协整性和因果关系，能够帮助因技术提升、产业政策等发生经济结构改变的煤炭消费的变化，这样能够更为精准的研究煤炭需求，进而探究煤炭价格的形成机制。所以，本文重点研究不同产业产值和煤炭消费量的协整性和因果情况，研究第一、二、三产业和煤炭消费之间的关系。

（一）第一产业和煤炭消费的协整性与因果关系分析

研究一段时间的第一产业和煤炭消费的数据分析，得出两者的变化趋势没有明显关系的结论，第一产业产值增加，煤炭消费变化稳定同时呈现小幅下降趋势。再研究其平稳性和协整性，同样得出两者不存在协整关系的结论。

（二）第二产业和煤炭消费的协整性与因果关系分析

同样研究一段时间内的第二产业和煤炭消费的发展关系，在一段时间内两者共同增长，后来又出现两者之间不相符的波动，再后来又有一段时间第二产业产值增加，煤炭消费反而下降的局面，最后两者又回到共同增长的情况。我们对第二产业的煤炭消费序列及第二产业的产值序列进行平稳性和因果关系验证，得出第二产业产值对煤炭消费具有因果关系的结论，但是在显著水平为接近百分之二十时，才体现出因果关系，这种因果关系是比较微弱的。但是第二产业产值的增加对煤炭消费具有较强的因果关系，说明其对煤炭消费具有单向因果关系。这个结论和我国实际经济状况相符合，煤炭是我国第二产业的重要组成，其生产产值是第二产业的重要组成部分，煤炭消费的增加一定会对其生产造成重要影响，其生产增加也会使得第二产业产值增加，进一步提升GDP，所以两者之间存在着双向因果关系。

（三）第三产业与煤炭消费的协整性与因果关系分析

第三产业的煤炭消费应包括商业、贸易及其他项，对第三产业的产值序列及其煤炭消费序列进行平稳性检验，方程选择不含常数项及趋势项的假设方程。可见，第三产业的产值序列为二阶单整序列，而其煤炭消费序列为一阶单整序列，不存在协整关系。通过对三种产业和煤炭消费的研究可以证实，第一产业和第三产业对煤炭消费不具有协整关系，第一、二产业产值增加，煤炭消费变化稳定或者微弱下降，说明一、二产业发展和煤炭消费关系不大。第二产业和经济增长的结论一致，和煤炭消费具有双向因果关系，主要因为煤炭丛属第二产业，煤炭消费支撑产业发展。

结论