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.