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一、消費水平與經(jīng)濟發(fā)展
（一）消費水平與經(jīng)濟增長
消費水平的提高與經(jīng)濟增長，在客觀上有合理的比例，在數(shù)量上有很大的依存關(guān)系，這種依存關(guān)系表現(xiàn)為以下幾方面。 首先，消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關(guān)系，當國民收入的增長較快時，其他條件不變的情況下，消費水平也增長較快，而在某些時候，消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費的比例穩(wěn)定合理，國民經(jīng)濟就可以持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調(diào)地發(fā)展，當消費的增長超過國民收入的增長，也就是我們通常所說的高消費時，消費與生產(chǎn)的正常比例就會遭到破壞，生產(chǎn)正常發(fā)展就會受到影響，消費水平的提高則成為一種無源之水，無本之木。當消費需求不足，也就是我們所說的“高積累，低消費”時，消費與生產(chǎn)的比例同樣會遭到破壞。這時候消費需求相應減少，消費品市場供過于求，消費對生產(chǎn)的促進作用弱化。由于生產(chǎn)與消費之間的不協(xié)調(diào)差距加大，引起商品或資本運動受阻，最終導致整個社會經(jīng)濟生產(chǎn)活動的被迫緊縮。 其次，消費率與經(jīng)濟增長率有一定的依存關(guān)系。消費是國民生產(chǎn)總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產(chǎn)總值的變動。而最終消費與國民生產(chǎn)總值的比例函數(shù)，就是消費率，消費率對經(jīng)濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經(jīng)濟增長率區(qū)間，當消費旺盛，經(jīng)濟增長率就高， 消費不足，經(jīng)濟增長率就會滑落。當然，消費率也不是越高越好。消費率長期過高，會擠掉投資，使經(jīng)濟增長不能持久，但消費率也不能長期過低，長期過低就會使高速擴張的生產(chǎn)能力與低消費水平不相適應，出現(xiàn)“過剩危機”，從而影響經(jīng)濟增長。
（二） 消費水平與經(jīng)濟波動
改革開放以來，隨著經(jīng)濟的高速增長，人民的消費水平也取得了同步的增長， 2 、居民消費傾向的變動。 居民消費傾向是指居民消費支出占居民收入的比例，是平均消費傾向及邊際消費傾向的統(tǒng)稱。平均消費傾向是指任一收入水平上消費在收入中的比率 （APC） ，邊際消費傾向就是增加的單位收入中用于增加的消費部分的比率 （MPC） 。 在經(jīng)濟的短期波動中，人們的消費變動不會和收入的變動成比例，具體而言，在經(jīng)濟趨向繁榮過程中，收入增加，這時人們的消費會增加，但增加的幅度會小于收入增加的幅度，即邊際消費傾向要比平均消費傾向小。在經(jīng)濟走向衰退過程 中，收入下降，這時人們消費會減少，但減少的幅度會小于收入下降的幅度，這也說明，邊際消費傾向要比平均消費傾向小。平均消費傾向隨著收入的增加而下降，因此邊際消費傾向小于平均消費傾向，隨著收入的增加，邊際消費傾向是下降的。 消費傾向?qū)φ麄€國民經(jīng)濟的健康發(fā)展是具有十分重要的意義 的。它充分反映了在一定收入水平下消費意愿的大小。 農(nóng)業(yè)波動對消費波動的影響。我國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)在國民收入中所占的比重大，農(nóng)業(yè)的波動必然引起整個國民經(jīng)濟的波動，從而引起消費的波動。
二、影響消費水平的因素
影響消費水平的因素有很多 ，有經(jīng)濟因素，也有非經(jīng)濟因素。經(jīng)濟因素有國民收入總額及其提高速度，積累與消費的比例，消費與投資人口總數(shù)及其增長速度，價格水平的變動等。 消費水平的高低，直接依存于消費基金的多少，而消費基金又來自國民收入，國民收入總額大，增長速度快，其他條件不變的情況下，消費水平就高，收入總額小，增長速度慢，則消費水平就低。 在國民收入為一定的情況下，消費水平的高低，取決于積累與消費的比例，積累是擴大再生產(chǎn)的源泉，任何社會要擴大再生產(chǎn)，都必須有一定的積累，在積累效果不變或不斷提高的情況下，積累的增長就意味著社會物質(zhì)技術(shù)基礎(chǔ)的增強。人們的物質(zhì)文化水平的不斷提高就有可靠的物質(zhì)保證，反過來，消費的增強和消費水平的提高，又會促進生產(chǎn)的發(fā)展和積累的增加。在消費基金確定的情況下，人口的數(shù)量與消費水平成反比，人口數(shù)量大，增長速度快，人均消費水平就低，人口數(shù)量小，增長速度慢，消費水平就會高，我國人口基數(shù)大，且人口增長速度也快，而且每增加一億人口，所用的時間越來越短，據(jù)粗步估算，我國現(xiàn)有人口達 14 億左右。每年新增的社會財富，新生產(chǎn)的各種消費品中的一部分或大部分將為新增加的人口所占有，為提高居民生活水平和改善居民生存環(huán)境所進行的各種努力，如醫(yī)院病床的增加，普遍教育和專業(yè)教育的普及，住宅條件的改善，生活用水質(zhì)量的提高等都將因為人口總數(shù)的較快增長而受到影響。因此目前我國的消費水平是不高的。
三、城鄉(xiāng)居民消費水平的比較及其對經(jīng)濟發(fā)展的影響
在我國，由于自然條件不同，生產(chǎn)力布局不同以及對某些地區(qū)采取“傾斜”政策和勞動差別和非勞動因素造成經(jīng)濟發(fā)展水平不同，勞動報酬不同，從而形成消費水平的差異，我國經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，在地區(qū)之間，城 鄉(xiāng)之間表現(xiàn)得非常明顯，在經(jīng)濟發(fā)展過程中，由于城市發(fā)展較快，大部分農(nóng)村發(fā)展比較慢，所以在一定時期內(nèi)，城鄉(xiāng)之間的消費水平差異比較明顯。這主要是近年來，由于多數(shù)居民對未來支出預期不斷增強，將收入較多地轉(zhuǎn)向了儲蓄，投資等其他渠道，加上醫(yī)療制度和社會保障制度，教育制度等多項改革情況下，居民為應付改革的被動儲蓄傾向在明顯增強，這在一定程度上直接影響居民的消費水平。而導致農(nóng)村消費增長率低于城鎮(zhèn)居民的消費增長率的原因除了農(nóng)民的收入水平的限制以外，最主要是農(nóng)村的消費環(huán)境滯后，配套設(shè)施不齊全 ， 如有些農(nóng)村沒有通電，或有電的地方供電極不正常而且電費極貴，這在一定程度上影響了農(nóng)民的購買積極性。
【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟增長 能源消費 研究現(xiàn)狀
一、引言
1973年爆發(fā)的“石油危機”，促使人們開始關(guān)注能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究。能源是國家的經(jīng)濟命脈，也是一國經(jīng)濟發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)。在經(jīng)濟增長中，對于能源的消費占主要地位。因此在能源消費的制約下，我們應研究如何保障經(jīng)濟持續(xù)增長，正確認識經(jīng)濟增長與能源消費之間的關(guān)系。
二、國外研究現(xiàn)狀
國外真正對能源經(jīng)濟問題的研究最具代表性的是梅多斯等人，在《增長與極限》一文中，他著重強調(diào)了能源對經(jīng)濟增長和社會發(fā)展的制約作用，通過研究世界人口、工業(yè)發(fā)展、污染、糧食生產(chǎn)和資源消耗五種因素之間的變動和相互關(guān)系，建立了“世界末日模型”，結(jié)論是如果維持現(xiàn)有的人口增長率和資源消耗速度不變的話，世界資源將會耗竭。之后的兩次石油危機印證的梅多斯等人的結(jié)論。
（一） 國外研究的結(jié)果，可以根據(jù)其經(jīng)濟增長理論基礎(chǔ)的差異分為技術(shù)內(nèi)生和外生。在假定外生的技術(shù)進步研究中， Dasgupta and Heal 拓展的Ramsey模型得出在最優(yōu)的增長路徑上最終能源消費將減少。Nordhaus在經(jīng)濟增長模型中考慮了技術(shù)進步對可耗竭資源約束作用的彌補，并對技術(shù)進步的增長率施加了限制，從而實現(xiàn)了經(jīng)濟的可持續(xù)增長。
（二）Bovenberg假定技術(shù)進步是內(nèi)生的，并在內(nèi)生經(jīng)濟增長模型中加入環(huán)境這一因素，分析了環(huán)境政策對短期和長期經(jīng)濟增長的影響，以及這兩種影響之間存在的差異。Grimaud and Rouge在內(nèi)生增長模型中包括了可耗竭資源，并假設(shè)技術(shù)的進步取決于用于研發(fā)的勞動力和已有創(chuàng)新，對最優(yōu)的經(jīng)濟增長路徑進行分析。Grimaud and Rouge將生產(chǎn)部門分為最終產(chǎn)品部門和研發(fā)部門，假設(shè)了簡單的內(nèi)生技術(shù)進步，分析了污染、技術(shù)進步和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。
（三）國外學者選用不同的時間序列對能源消費和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了分析。研究的結(jié)果顯示，GDP和能源消費存在著單向因果關(guān)系，雙向因果關(guān)系，反向因果關(guān)系、不存在因果關(guān)系以及協(xié)整關(guān)系。
Kraft進行的實證研究和Erol對英國、法國等國的分析得出GDP與能源消費間存在單向因果關(guān)系；Erol的分析得出菲律賓和泰國的能源消費與GDP之間存在雙向的因果關(guān)系。George采用希臘1960-1996年能源消費、GDP和CPI的數(shù)據(jù)，證明了其存在雙向因果關(guān)系。Masih在一個多元計量經(jīng)濟模型框架內(nèi)發(fā)現(xiàn)，印度尼西亞的GDP與能源消費存在反向因果關(guān)系；在Kraft的研究之上，Yu將樣本空間從1974年擴展至1979，卻發(fā)現(xiàn)GNP和能源消費之間并不存在因果關(guān)系。Stern使用單方程靜態(tài)協(xié)整分析法以及多元動態(tài)協(xié)整分析法進行實證研究并發(fā)現(xiàn)了長期均衡關(guān)系。Soytas著重研究了韓國、日本等G7國家發(fā)現(xiàn)能源消費和GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。
三、國內(nèi)研究現(xiàn)狀
能源問題一直是我國經(jīng)濟發(fā)展中的焦點和熱點問題，最新資料表明，中國已經(jīng)成為全球第二大能源消費國，是世界上能源消費增長最快的國家。國內(nèi)經(jīng)濟增長與能源消費的相關(guān)性研究從定性和定量兩方面展開。
（一）在定性方面，趙嬡認為，一個國家或地區(qū)國民經(jīng)經(jīng)濟的增長速度同能源消費增長速度保持上正比例關(guān)系。隗斌賢則認為能源與經(jīng)濟增長的關(guān)系主要體現(xiàn)為兩個方面：一是經(jīng)濟增長對能源的依賴性，二是能源的發(fā)展以經(jīng)濟增長為前提。
（二）在定量方面，我國學者的研究大多基于傳統(tǒng)經(jīng)濟理論模型的擴展。趙麗霞和魏巍賢采用多變量的自回歸方法，將能源作為新變量引入Cobb ―Douglas生產(chǎn)函數(shù)，得出我國能源消費與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)的結(jié)論。趙進文，范繼濤率先將非線性STR模型技術(shù)應用于此研究，得出我國經(jīng)濟增長對能源消費的影響具有非線性特征，經(jīng)濟增長對能源消費影響具有非對稱性，以及經(jīng)濟增長對能源消費有明顯的階段性特征。歐曉萬運用協(xié)整理論對我國1978～2006年的數(shù)據(jù)進行的分析表明經(jīng)濟增長與能源消費之間存在協(xié)整關(guān)系。
四、結(jié)論
以上文獻的研究多數(shù)基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析或者因果關(guān)系判斷，總結(jié)得出能源消費與經(jīng)濟增長主要存在四種格蘭杰因果關(guān)系：1）雙向因果關(guān)系；2）單向因果關(guān)系；3）不存在因果關(guān)系；4）協(xié)整關(guān)系。
問題是，基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析或者因果關(guān)系判斷的分析方法，對于本來的指導意義不大，或者在短期內(nèi)也許有效，但是當經(jīng)濟增長仍然按照原來的趨勢發(fā)展下去的話，對于經(jīng)濟增長的長期趨勢預測無能為力。事實上，越來越多的決策者意識到，利用這樣的建模方式來分析問題，往往不僅不能夠解決目前的問題，反而會使這些問題更加嚴重。
參考文獻：
[1]歐曉萬.經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系研究[J].經(jīng)濟研究，2008， 08.
內(nèi)容摘要：經(jīng)濟周期是國民經(jīng)濟運行過程中循環(huán)出現(xiàn)的經(jīng)濟波動現(xiàn)象，它表現(xiàn)為總體經(jīng)濟活躍與呆滯循環(huán)交替的過程。經(jīng)濟波動的研究是宏觀經(jīng)濟學中十分重要的領(lǐng)域。我國經(jīng)濟發(fā)展的實踐表明，自1953年我國開始大規(guī)模經(jīng)濟建設(shè)進入工業(yè)化進程以來，我國國民經(jīng)濟運行有起有落，表現(xiàn)出明顯的周期波動性?？傂枨蟛▌邮墙?jīng)濟波動的重要原因，消費、投資及進出口作為總需求的重要組成部分，在乘數(shù)-加速數(shù)的作用下，消費、投資及進出口的擴張與收縮，將對經(jīng)濟波動產(chǎn)生重要影響?；诒容^的觀點，本文以國民收入恒等式、乘數(shù)-加速數(shù)模型、IS-LM-BP模型、AD-AS模型、產(chǎn)出缺口模型等為理論基礎(chǔ)，分析了我國經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的作用關(guān)系。
關(guān)鍵詞：經(jīng)濟波動 消費 投資 進出口
經(jīng)濟發(fā)展的歷史表明：經(jīng)濟增長方式從來就不是按部就班、一成不變的，任何國家的經(jīng)濟都是在經(jīng)濟上下波動的交替中發(fā)展的。西方經(jīng)濟周期理論中的消費不足論、投資過度論以及D.H.Robertson的“對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的發(fā)動機”等理論，都表明了消費、投資及進出口貿(mào)易是影響經(jīng)濟繁榮與蕭條的重要因素。本文運用國民收入恒等式，乘數(shù)-加速數(shù)模型，IS-LM-BP模型，AD-AS模型，產(chǎn)出缺口模型等，對經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用以及作用過程進行理論分析。
基于國民收入恒等式的分析
根據(jù)凱恩斯的國民收入和主要決定理論，在開放經(jīng)濟中，一國均衡收入取決于消費、投資、政府支出和凈出口。在開放經(jīng)濟中，商品市場的均衡條件為：
GDP=C+I+G（X－M）（1）
其中GDP、C、I、G、X、M分別代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，消費，投資，政府支出，出口和進口。式（1）是一個會計恒等式，從直觀上靜態(tài)的描述了開放經(jīng)濟中，產(chǎn)出與消費、投資、政府支出及進出口之間的關(guān)系。為了進一步深入分析開放經(jīng)濟條件下產(chǎn)出與消費、投資、政府支出及進出口之間的關(guān)系，在（1）中引入時間因素，即將（1）式動態(tài)化。
假定t時期的產(chǎn)出由t時期的消費、投資、政府支出及進出口水平?jīng)Q定，從而（1）式動態(tài)化為：
GDPt=Ct+It+Gt+（Xt－Mt） （2）
式中t表示時期。（2）式兩邊對時間求一階導數(shù)可得：
d（GDPt′）=dCt′+dIt′+dGt′+d（Xt′-Mt′）（3）
其中，GDPt′=dGDP/dt，其余類似。（3）式兩邊同除以GDPt并對（3）式右邊進行適當變換，可得：
（4）
這里，分別為各個變量的增長率，則分別為消費、投資、政府支出、出口和進口在國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比例。因此，（4）式表示了動態(tài)化后的國民收入恒等式中，右邊各個組成部分數(shù)量上的變化對產(chǎn)出的影響。根據(jù)（4）式，可以計算出消費、投資、政府支出、出口和進口的變化與產(chǎn)出之間的直接關(guān)系。從這里的分析可知，消費、投資和進出口的變化無疑將引起產(chǎn)出的波動，而產(chǎn)生的波動也將作用于消費、投資和進出口。
基于乘數(shù)－加速數(shù)模型的分析
根據(jù)薩繆爾森的乘數(shù)－加速數(shù)原理，新發(fā)明的出現(xiàn)使投資增加，投資通過乘數(shù)作用使國民收入增加。人們的收入增加，從而購買更多的物品，導致整個社會消費和進口增加。由于加速數(shù)的作用，消費和進口的增加促使投資以更快的速度增加，而投資又使國民收入增加，從而消費和進口再次上升。如此循環(huán)往復，國民收入不斷增長，社會經(jīng)濟處于經(jīng)濟周期的繁榮階段，逼近經(jīng)濟周期的波峰位置。然而，社會資源是有限的，經(jīng)濟增長水平遲早會超過潛在經(jīng)濟增長水平，而處于經(jīng)濟周期的波峰位置。一旦經(jīng)濟達到經(jīng)濟周期的波峰位置，國民收入便不再增長，從而消費和進口下降。根據(jù)加速原理，消費和進口的下降意味著投資的成倍減少，投資減少，國民收入減少，從而消費和進口進一步減少。又根據(jù)加速原理，消費和進口的減少使得投資進一步減少，國民收入進一步下降。如此循環(huán)往復，國民收入持續(xù)下降，社會經(jīng)濟處于經(jīng)濟周期的蕭條階段，由于長期的負投資，即生產(chǎn)設(shè)備的逐年減少，仍在堅持生產(chǎn)的一部分企業(yè)感到有必要更新設(shè)備，于是隨著投資開始增加，國民收入開始增加，消費和進口增加。通過加速數(shù)的作用，社會經(jīng)濟再次進入繁榮階段，新一輪的經(jīng)濟周期開始。
出口表示本國商品在國外的銷售，代表著國外對本國商品的需求，是由外國的購買力和購買要求決定的，本國難以左右，因而本文中假定出口是本國經(jīng)濟的一個外生變量，我國經(jīng)濟波動與出口的相互作用取決于上述過程，而獨立形成一個外生過程。一般而言，出口的增加會導致國民收入增加，出口的減少導致國民收入的減少，而國民收入的增加或減少又將影響消費和進口，進而又影響投資，從而對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響。本文將經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口的相互作用過程如圖1所示。
圖1所示過程表明，在開放經(jīng)濟條件下，投資通過乘數(shù)作用影響國民收入水平，國民收入又影響消費和進口水平，而消費和進口又通過投資乘數(shù)間接影響國民收入，進口作為一個外生變量通過外貿(mào)乘數(shù)影響國民收入。因此，在乘數(shù)－加速數(shù)的作用下，經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口相互作用。
基于SI-LM-BP模型的分析
凱恩斯的國民收入決定模型是一個實物經(jīng)濟模型，沒有考慮到貨幣因素對國民收入的影響，從而也就沒有考慮利率對總需求的影響。凱恩斯認為，消費是收入的增函數(shù)，即當收入增加時消費會增加，但不如收入增加的快，投資是利率的減函數(shù)，即利率上升時投資下降，利率下降時投資上升。下面我們運用IS-LB-BP模型來分析經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用。
如圖2所示，IS曲線表示商品市場均衡，LM曲線表示貨幣市場均衡，BP曲線表示國際收支平衡。假設(shè)經(jīng)濟初始處于內(nèi)部和外部共同均衡的E1點，利率水平為R1，產(chǎn)出水平為Y1，實行固定匯率下的資本不完全流動，BP曲線的斜率小于LM曲線的斜率。假設(shè)經(jīng)濟的初始均衡點E1處于經(jīng)濟周期的蕭條階段，蕭條持續(xù)一段時間后，投資開始緩慢增加，使總需求增加，IS1曲線緩慢向右移動，產(chǎn)出增加，消費和進口亦開始緩慢增加，IS1曲線最終右移至IS2位置，IS2與LM1相交于較高利率水平的國內(nèi)均衡點E，與BP相交于較低利率水平的國際收支平衡點E2。在國內(nèi)貨幣供給水平不變的條件下，國內(nèi)利率必然上升。一方面，收入增加導致貿(mào)易逆差，造成國際收支失衡的壓力。另一方面，利率上升將導致足夠的外資流入，最終出現(xiàn)國際收支順差。國際收支順差，外匯市場上出現(xiàn)本幣供不應求的局面，本幣出現(xiàn)升值壓力，出口減少。在固定匯率制度下，為了維持固定匯率，貨幣當局必須對外匯市場進行干預，以本幣買進外幣。這樣，一方面官方外匯儲備增加，另一方面國內(nèi)貨幣供應量增加。LM1曲線向右移動至LM2，LM2與IS2、BP曲線交于E2點，重新達到內(nèi)部和外部均衡，利率水平為R2，比初始的利率水平R1高，產(chǎn)出水平為Y2。當利率達到某一水平之前，投資繼續(xù)增加，上述過程循環(huán)往復，產(chǎn)出水平達到很高水平，利率也將達到很高水平，經(jīng)濟周期波動進入繁榮階段。當利率提高到一定程度，投資開始下降，使總需求減少，IS曲線開始向左移動，產(chǎn)出減少，消費和進口減少，IS曲線移至IS2位置，且最終左移至IS1位置。在國內(nèi)貨幣供給水平不變的條件下，國內(nèi)利率必然下降。一方面，收入減少導致貿(mào)易順差，造成國際收支失衡的壓力。另一方面，利率下降將導致足夠的外資流出，最終出現(xiàn)國際收支逆差。國際收支逆差，外匯市場上出現(xiàn)本幣供過于求的局面，本幣出現(xiàn)貶值壓力，出口增加。在固定匯率制度下，為了維持固定匯率，貨幣當局必須對外匯市場進行干預，以外幣買進本幣。這樣，一方面官方外匯儲備減少，另一方面國內(nèi)貨幣供應量減少。LM曲線開始向左移動至LM2位置，且最終左移至LMl位置，重新達到內(nèi)部和外部均衡點E1。經(jīng)濟波動再次進入蕭條階段。這樣國民經(jīng)濟運行經(jīng)歷了一次完整的周期波動，當上述過程循環(huán)往復，國民經(jīng)濟運行就表現(xiàn)出周期波動特征。
綜合上述分析可知，這里利率起到了重要作用。投資增加使產(chǎn)出增加，產(chǎn)出增加導致消費和進口增加，又進一步導致投資增加，在國內(nèi)貨幣供應量不變的情況下，國內(nèi)利率必然上升。當利率達到一定水平后，投資開始減少，產(chǎn)出減少，消費和進口減少，又導致投資進一步減少，在國內(nèi)貨幣供應量不變的情況下，國內(nèi)利率下降。這一過程的循環(huán)往復，國民經(jīng)濟運行就表現(xiàn)出周期波動特征。
基于AD-AS模型的分析
開放經(jīng)濟條件下，總需求=消費+投資+政府支出+（出口-進口），消費、投資、政府支出、出口和進口的任何波動都可能導致總需求的波動，從而導致總需求與總供給均衡點的變動，最終導致經(jīng)濟波動。下面我們運用AD-AS模型來分析經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用。
圖3中ASL表示長期總供給曲線，它與潛在產(chǎn)量線Y完全重合，ASS表示短期總供給曲線，AD表示總需求曲線。假定經(jīng)濟初始處于總需求曲線AD1和短期總供給曲線ASS的均衡點E1處，其產(chǎn)出水平為Y1，價格水平為P1。從圖3可知，E1點處在潛在產(chǎn)量線Y*，的左側(cè)，產(chǎn)出水平Y(jié)1和價格水平P1都處于很低的水平，經(jīng)濟處于蕭條階段。當總需求增加時，總需求曲線從 AD1右移至AD2處，經(jīng)濟處于短期總供給曲線ASS和新的總需求曲線AD2的均衡點E2處，其產(chǎn)出水平為Y2，價格水平為P2。從圖3可知，E2點處在潛在產(chǎn)量線Y*的右側(cè)，產(chǎn)出水平Y(jié)2和價格水平P2都處于很高的水平，經(jīng)濟處于繁榮階段。
假設(shè)經(jīng)濟處于蕭條階段，即總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點位于潛在產(chǎn)量線的左側(cè)，持續(xù)一段時間后部分企業(yè)開始更新固定資產(chǎn)投資，在乘數(shù)作用下產(chǎn)出增加，消費和進口增加，又進一步導致投資增加，從而導致總需求不斷增加，致使總需求曲線AD向右移動，經(jīng)濟開始復蘇。復蘇階段投資繼續(xù)增加，產(chǎn)出繼續(xù)增加，消費和進口進一步增加，投資又進一步增加，總需求進一步增加，總需求曲線AD進一步右移，如此循環(huán)往復，總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點越過潛在產(chǎn)量線并進一步右移，經(jīng)濟進入繁榮階段。當經(jīng)濟到達波峰位置時，由于資源約束導致產(chǎn)出下降，消費和進口下降，進一步又使投資減少，從而導致總需求下降，致使總需求曲線向左移動，經(jīng)濟開始出現(xiàn)衰退。衰退階段投資繼續(xù)減少，產(chǎn)出繼續(xù)下降，消費和進口繼續(xù)減少，投資進一步下降，總需求繼續(xù)下降，總需求曲線AD進一步左移，如此循環(huán)往復，總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點越過潛在產(chǎn)量線并進一步左移，經(jīng)濟進入蕭條階段。這樣宏觀經(jīng)濟運行就完成了一次周期波動。蕭條持續(xù)一段時間后，部分企業(yè)開始更新固定資產(chǎn)投資，總需求開始增加，經(jīng)濟開始緩慢復蘇，宏觀經(jīng)濟運行開始新的周期波動，如此循環(huán)往復，宏觀經(jīng)濟運行就表現(xiàn)出周期波動特征。根據(jù)圖3可知，出口作為本國經(jīng)濟的外生變量，出口波動將直接導致總需求曲線移動，導致總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點移動，從而影響經(jīng)濟波動。
綜合上述分析可知，總需求波動是經(jīng)濟波動的重要原因，消費、投資及進出口波動將直接導致總需求波動，消費、投資及進出口的增加或減少將導致經(jīng)濟的復蘇或衰退，經(jīng)濟的繁榮與蕭條亦將導致消費、投資及進出口的擴張與收縮。
基于產(chǎn)出缺口模型的分析
前面分析了經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用，下面我們運用產(chǎn)出缺口模型來分析經(jīng)濟周期階段與消費、投資及進出口的關(guān)系。
西方學者一般將經(jīng)濟周期波動分為兩個階段:收縮階段和擴張階段，波峰和波谷是經(jīng)濟周期波動的轉(zhuǎn)折點。經(jīng)濟周期波動也可以分為四個階段：繁榮（經(jīng)濟活動擴張或向上的階段）、衰退（由繁榮轉(zhuǎn)為蕭條的過渡階段）、蕭條（經(jīng)濟活動收縮或向下的階段）、復蘇（由蕭條轉(zhuǎn)為繁榮的過渡階段）（如圖4所示）。圖4中正斜率的直線是經(jīng)濟的長期增長趨勢線。由于經(jīng)濟總體上保持著或多或少的增長，所以經(jīng)濟增長的長期趨勢是正斜率的。
產(chǎn)出缺口是指潛在產(chǎn)出與實際產(chǎn)出之差，即：
產(chǎn)出缺口=潛在產(chǎn)出－實際產(chǎn)出（5）
產(chǎn)出缺口可以衡量實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之間周期性偏離的規(guī)模。當產(chǎn)出缺口是正值時，實際產(chǎn)出低于潛在產(chǎn)出，這時經(jīng)濟位于收縮階段。隨著產(chǎn)出缺口的不斷擴大，實際產(chǎn)出越來越低于潛在產(chǎn)出，于是衰退日益嚴重，最后經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條。蕭條持續(xù)一段時間后，部分企業(yè)開始更新固定資產(chǎn)投資，在乘數(shù)－加速數(shù)的作用下，產(chǎn)出缺口越來越小，蕭條和衰退程度不斷減輕和緩和，實際產(chǎn)出朝著潛在產(chǎn)出水平上升，進而步入復蘇階段。當實際產(chǎn)出越過潛在產(chǎn)出線，上升到潛在產(chǎn)出線上時，產(chǎn)出缺口由正值變?yōu)樨撝?。這時經(jīng)濟步入擴張階段，經(jīng)濟出現(xiàn)繁榮局面。
由（5）式可知，產(chǎn)出缺口的產(chǎn)生主要是實際產(chǎn)出變動的結(jié)果，而實際產(chǎn)出Y-C+I+G+（X-M）+Iu，Iu指期初過量存貨投資。當經(jīng)濟出現(xiàn)衰退時，Iu≥0，廠商會產(chǎn)生不樂觀的預期，從而減少投資，通過乘數(shù)的作用使產(chǎn)出減少，進而消費和進口減少，又進一步導致投資減少，產(chǎn)出缺口為正值，且正的產(chǎn)出缺口越來越大，直至波谷位置，經(jīng)濟進入蕭條階段。當一部分仍在生產(chǎn)的企業(yè)開始更新固定資產(chǎn)投資時，Iu越來越小直至廠商的期初存貨投資為零，正的產(chǎn)出缺口逐漸縮小，這時廠商產(chǎn)生樂觀的預期，從而增加投資，通過乘數(shù)的作用使產(chǎn)出增加，進而消費和進口增加，又進一步導致投資增加，產(chǎn)出缺口變?yōu)樨撝担邑摰漠a(chǎn)出缺口越來越大，經(jīng)濟開始復蘇直至波峰位置，經(jīng)濟進入繁榮階段。另外由（5）式可知，出口作為本國經(jīng)濟的一個外生變量，出口的增加或減少將直接導致實際產(chǎn)出的增加或減少，使得產(chǎn)出缺口縮小或擴大，從而影響經(jīng)濟周期波動所處階段。
綜合上述分析可知，經(jīng)濟周期波動所處階段與消費、投資及進出口增長水平緊密相關(guān)。一般情況是，當經(jīng)濟處于復蘇和繁榮階段時，消費、投資及進口就趨于擴張階段，當經(jīng)濟處于衰退和蕭條階段時，消費、投資和進口就趨于收縮階段，出口的擴張與收縮亦對經(jīng)濟周期波動所處階段產(chǎn)生重要影響。
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作者簡介：
[關(guān)鍵詞]河北省 能源消費 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 Granger因果關(guān)系
一、引言
在全球氣候變暖的背景下,以低能耗、低污染為基礎(chǔ)的"低碳經(jīng)濟"成為全球熱點。2009年12月7日在哥本哈根召開的氣候峰會上初步達成了《哥本哈根協(xié)議》,對各國環(huán)境經(jīng)濟政策的制定和完善產(chǎn)生了重要的影響。目前中國政府已結(jié)合經(jīng)濟社會發(fā)展規(guī)劃和可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略,提出了到2020年中國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2005年下降40%-45%的減排目標。各個國家和地區(qū)都在努力減少能源的使用量和提高能源的利用效率,以減少溫室氣體的排放,這就為以重工業(yè)為經(jīng)濟支柱的河北省帶來了新的挑戰(zhàn)。
河北省是能源生產(chǎn)和消費的大省,尤其是煤炭的使用量一直居高不下。據(jù)最新數(shù)據(jù)顯示,河北省一次能源消費中煤炭占89.29%,而在化石能源―煤炭、石油、天然氣中,煤炭的含碳量最高,每噸標煤含碳量是0.68噸,排放2.5噸二氧化碳;一噸標煤熱量的石油含碳量大概是0.5―0.6噸,排放約1.9噸二氧化碳;而一噸標煤熱量的天然氣只排放1.4噸二氧化碳。煤炭使用量的居高不下位河北省發(fā)展低碳經(jīng)濟帶來了挑戰(zhàn)。因此要想在這樣一個重工業(yè)地區(qū)發(fā)展低碳經(jīng)濟,必須要了解能源利用和GDP之間存在怎樣的關(guān)系,才能夠在不影響經(jīng)濟發(fā)展的前提下,利用合適的對策建議發(fā)展低碳經(jīng)濟。
表1 河北省1980―2008年GDP與能源消費
數(shù)據(jù)來源:《河北省統(tǒng)計年鑒2009》
本文從河北省的實際出發(fā),通過單位根檢驗、協(xié)整分析和格蘭杰(Granger)因果檢驗對河北省的能源利用和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證分析,從中得到兩者之間存在的關(guān)系,以此提出適合河北省發(fā)展低碳經(jīng)濟的對策建議。
二、研究方法和數(shù)據(jù)說明
1.研究方法。對時間序列數(shù)據(jù)進行因果性檢驗,序列的平穩(wěn)性是研究的前提條件。對于平穩(wěn)性檢驗本文采用單位根檢驗(ADF);協(xié)整檢驗采用EG(Engle-Granger)檢驗方法;因果關(guān)系檢驗,本文采用格蘭杰(Granger)因果檢驗。
2.數(shù)據(jù)說明。本文選取1980―2008年間的數(shù)據(jù)作為樣本空間。數(shù)據(jù)來源于《河北省統(tǒng)計年鑒》。用地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)表示經(jīng)濟增長,用能源消費總量(NY)表示能源的使用情況。
三、實證分析
1.平穩(wěn)性檢驗。檢驗時間序列平穩(wěn)性最常用的方法是單位根檢驗法,一個非平穩(wěn)時間序列的一階自回歸模型的特征方程含有單位根,這樣對時間序列平穩(wěn)性的檢驗即轉(zhuǎn)化為對單位根的檢驗,這里我們選取ADF檢驗。為了消除數(shù)據(jù)間的異方差現(xiàn)象,對數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理,用LnGDP代表對GDP取對數(shù)后的值,用LnNY代表對能源消費量NY取對數(shù)后的值。這種變換不會改變變量間長期均衡關(guān)系和短期穩(wěn)定關(guān)系。
圖11980―2008年GDP和NY取對數(shù)后的趨勢
圖1中,橫坐標表示年份,橫坐標表示LnGDP和LnNY的值。從圖1中可以看出,兩個序列都有隨時間上升的趨勢,并且包含常數(shù)項和趨勢項,因此在ADF檢驗中應該包含這兩項。檢驗的結(jié)果如下:
表2 LnGDP和LnNY的單位根檢驗
數(shù)據(jù)來源:《河北省統(tǒng)計年鑒2009》數(shù)據(jù)經(jīng)eviews5.1計量軟件分析整理所得
從表2可見,LnGDP和LnNY在經(jīng)過二階差分后,在滯后一期時,AIC和SC的值最小,所以選擇滯后一期時的數(shù)值,ADF值分別小于5%顯著水平的臨界值,也就是說兩個序列在95%的置信水平下是平穩(wěn)的。由于序列之間存在同階單整,因此這兩個變量符合協(xié)整檢驗的前提條件,可以對其進行協(xié)整分析。
2.協(xié)整檢驗。本文應用協(xié)整檢驗方法是由Engle和Granger(1987)提出,又稱EG檢驗法。這種協(xié)整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。首先對兩變量用OLS法構(gòu)造一元回歸方程,證明兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系,然后對因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列,對殘差進行ADF檢驗,如果殘差項是平穩(wěn)的就說明變量間是協(xié)整的,表示存在一種長期的均衡關(guān)系。
以河北省的生產(chǎn)總值(GDP)表示因變量,能源消費量(NY)表示自變量,并對取對數(shù)后的值用OLS法構(gòu)造一個一元回歸方程。得到的方程為:
LnGDP=-13.29630+2.305968LnNY(1)
T=(-14.47093) (22.70127)
R=0.950216 R2=0.948373
式中參數(shù)都是顯著的,R和R2也較大,說明模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合的比較好。但是前面驗證出LnGDP和LnNY都是非平穩(wěn)序列,因此這個方程有可能是謬誤回歸。從(1)式得到殘差方程:
ei=LnGDP+13.29630-2.305968LnNY
采用ADF檢驗方法對殘差ei進行平穩(wěn)性檢驗,得到的結(jié)果顯示為:殘差序列檢驗T值為-4.041522小于5%顯著性水平-3.587527的臨界值,表明可以在95%的置信水平下拒絕原假設(shè),則殘差序列ei為平穩(wěn)的時間序列。也就是說河北省的能源利用和GDP之間存在一種長期的均衡關(guān)系。
3.格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗可得出時間序列之間是否存在長期的均衡關(guān)系,序列之間的因果關(guān)系可用Granger因果關(guān)系檢驗法。其基本思想是:如果變量Xt是Yt的原因,則Xt的變化應先于Yt的變化。因此,在做Yt對其他變量的回歸時,如果把Xt的滯后值包括進來能顯著地改進對Yt的預測,則稱Xt是Yt的Granger原因,否則稱Xt不是Yt的Granger原因(鄧翔)。
通過協(xié)整檢驗,表明能源消費和經(jīng)濟增長之間存在長期的協(xié)整關(guān)系,是一種長期的均衡狀態(tài),但是這種均衡狀態(tài)究竟是能源消費作用于地區(qū)生產(chǎn)總值GDP產(chǎn)生的結(jié)果,還是GDP影響能源消費的結(jié)果?這需要通過Granger因果檢驗,驗證LnGDP和LnNY存在怎樣的因果關(guān)系。通過以上檢驗發(fā)現(xiàn),當兩個變量滯后一期時AIC和SC值較小,因此選擇滯后一期時對兩變量進行Granger因果關(guān)系檢驗。
表3 LnGDP和LnNY的Granger因果關(guān)系檢驗
從表3可以看出,在滯后一期的情況下,LnNY不是影響LnGDP的概率為0.06730,拒絕原假設(shè),說明能源消費促進了經(jīng)濟的發(fā)展。在概率為0.99104的情況下,檢驗接受了LnGDP不是影響LnNY的假設(shè),證明了經(jīng)濟增長不是引起能源消費的原因。因此,從檢驗中可以得到能源消費對GDP的單向Granger因果關(guān)系,GDP的增長對能源消費卻不存在單向的Granger因果關(guān)系。
四、結(jié)論及建議
1.結(jié)論
通過協(xié)整分析得出能源消費和GDP之間存在長期的均衡關(guān)系,盡管短期兩個變量之間可能出現(xiàn)波動,但是從長期來看兩者是一種穩(wěn)定的均衡狀態(tài)。從Granger因果關(guān)系檢驗中可以得到河北省能源消費量的增加促進了經(jīng)濟的發(fā)展,而經(jīng)濟的發(fā)展卻不是能源消費量增加的原因,由此可以得出能源消費與經(jīng)濟增長之間是單向因果關(guān)系的結(jié)論。
2.建議
從以上分析中我們可以得出,河北省經(jīng)濟的發(fā)展和能源的消費之間存在著緊密的關(guān)系,但是經(jīng)濟的發(fā)展不一定要用大量消耗一次能源來實現(xiàn)。因此在大力倡導低碳經(jīng)濟的今天,河北省要想在不影響經(jīng)濟發(fā)展的前提下發(fā)展低碳經(jīng)濟,就應該提高能源的使用效率、發(fā)展清潔能源和開發(fā)新能源。根據(jù)河北省的具體情況提出了以下幾條建議:
(1)發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟,提高能源的利用效率。
提高能源的利用效率,一方面可以相同的能源使用量產(chǎn)生更多的經(jīng)濟增長,減輕經(jīng)濟發(fā)展的能源壓力;另一方面也有利于環(huán)保,減少溫室氣體的排放。最終達到能源利用和經(jīng)濟發(fā)展的一種長期穩(wěn)定狀態(tài)。而新技術(shù)和新設(shè)備的應用是提高能源利用的關(guān)鍵因素。新技術(shù)能夠提高能源的利用率,新設(shè)備能夠節(jié)能降耗,減少生產(chǎn)環(huán)節(jié)的浪費。再通過產(chǎn)業(yè)間能源的循環(huán)利用,減少生產(chǎn)環(huán)節(jié)的能源的浪費,對廢棄物進行再利用,形成一種低投入、高產(chǎn)出、低污染的生產(chǎn)模式,以最低的能耗達到最高的產(chǎn)出。
(2)優(yōu)化能源結(jié)構(gòu),大力開發(fā)新能源。
從全省能源消費結(jié)構(gòu)看,河北省煤炭消費占絕對主體地位,石油次之,天然氣最低。2008年,這一比例為89.9:9.3:0.8。一次能源的大量消耗不利于經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展,而且在倡導低碳發(fā)展的今天這也將制約河北省經(jīng)濟的健康有序發(fā)展。河北省可以利用自身的優(yōu)勢,開發(fā)新能源無疑能為發(fā)展清潔能源注入新的“血液”。利用豐富的水資源開發(fā)水電能源,秦皇島、唐山等地瀕臨海域有豐富的水電寶藏。張家口有豐富的風能資源可以利用風能發(fā)電,代替煤炭和石油在生產(chǎn)中產(chǎn)生作用。不但能夠減少不可再生資源的使用量,還能夠減少溫室氣體的排放。
(3)政府加大對政策的支持力度。
政府增加節(jié)能公共預算,支持節(jié)能項目的實施和節(jié)能技術(shù)的研究開發(fā)和推廣應用。政府要對一些低耗能、低污染的企業(yè)給予有力的發(fā)展政策,鼓勵這些企業(yè)的開發(fā)新技術(shù),推進節(jié)能技術(shù)的發(fā)展。并且取締那些高耗能、高污染,對GDP貢獻率低的企業(yè),使河北省發(fā)展成為環(huán)境友好型的省區(qū)。
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（安徽財經(jīng)大學 統(tǒng)計與應用數(shù)學學院，安徽 蚌埠 233030）
摘要：隨著全國經(jīng)濟的快速發(fā)展，作為國家經(jīng)濟生力軍的安徽省經(jīng)濟也在逐漸增長.近些年來安徽省經(jīng)濟發(fā)展，人民的生活水平提高，居民消費水平也顯著上升.本文運用統(tǒng)計計量經(jīng)濟的相關(guān)理論對安徽省的居民消費和經(jīng)濟增長進行實證研究，發(fā)現(xiàn)二者之間存在長期的均衡關(guān)系，并對偏離均衡關(guān)系進行了誤差修正.最后根據(jù)實證的結(jié)果和均衡關(guān)系提出安徽省應該首先增加農(nóng)村居民消費，再次是增加中等居民的收入水平，提高居民消費，最后還要改善居民消費環(huán)境，進而推動安徽經(jīng)濟快速增長.
關(guān)鍵詞 ：安徽??；居民消費；經(jīng)濟增長；實證分析
中圖分類號：F127文獻標識碼：A文章編號：1673-260X（2015）02-0138-04
1 引言
改革開放以來，我國經(jīng)濟增長的不平衡是眾所周知的一個問題，其一個表現(xiàn)就是經(jīng)濟增長過分依賴投資和凈出口，以至于在GDP中消費所占的比重逐年下滑，從而對經(jīng)濟的健康發(fā)展產(chǎn)生不利的影響.安徽省是我國華東的一個主要省份，所以在安徽省也存在著經(jīng)濟增長過分依賴投資和凈出口的現(xiàn)象.消費是人類在社會生活中一個重要的行為表現(xiàn)，無論任何社會都離不開消費.消費對經(jīng)濟增長的拉動作用不僅直接而且效果也十分顯著，在我國的總消費中居民消費占比高于70%，因此消費對經(jīng)濟增長的影響也就主要以居民消費對經(jīng)濟增長的影響的形式表現(xiàn)出來.1981年，我國居民消費率最高時曾達到52.5%.從1990年以后，由于投資和凈出口比重的逐漸增加，我國居民消費率一直表現(xiàn)為下降趨勢，從1991年的47.5%降至2004年的41.5%，進入到二十一世紀后我國消費率不斷下滑.而世界各國居民消費率大多達到60%以上，高于我國消費率20多個百分點.我國消費率的偏低會導致投資增長的減少.隨著GDP中消費所占比重的逐漸減少，我國政府開始關(guān)注到消費的重要，希望通過拉動社會消費需求，進而推動經(jīng)濟增長.黨的十七大報告中提出：“堅持擴大國內(nèi)需求特別是消費需求的方針，促進經(jīng)濟增長由主要依靠投資和出口拉動向依靠消費、投資和出口協(xié)調(diào)拉動轉(zhuǎn)變”.本文以安徽省為例，利用計量經(jīng)濟的理論通過對安徽居民消費與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的實證分析，為安徽省制定提高居民消費需求，進而推動安徽經(jīng)濟增長提供理論基礎(chǔ).
2 相關(guān)理論
2.1 凱恩斯的消費函數(shù)理論
凱恩斯在《就業(yè)、利息和貨幣通論》（1936）一書中提出：總消費是總收入的函數(shù).這一思想用線性函數(shù)形式表示為：
ct=a+b*Yt(1)
式中ct表示總消費,Yt表示總收人,下標t表示時期；a、b為參數(shù).參數(shù)b稱為邊際消費傾向,其值介于0與1之間.(l)式反映了消費隨收人增加而增加的傾向.凱恩斯以收入來解釋消費的理論被稱為絕對收入假說.由于總支出E分為消費和投資兩部分.即:
E=c+i (2)
總收人等于總支出：Y=E
聯(lián)合方程式(1)、(2)可得:
由于0<b<1，b越接近1，總收入越大.這解釋了消費跟國民收人的密切關(guān)系，在國民收入的支出法計算中
Y=C+G+I+X-M(4)
在(4)式中，由于G是政府支出，在國民收入中基本穩(wěn)定，由數(shù)據(jù)上可以看出國民收人Y受到C、I、X、M(投資、消費、進出口)的影響，進而說明GDP 和消費是相互影響的.
2.2 協(xié)整理論
協(xié)整理論是2003年諾貝爾經(jīng)濟學獎得主恩格爾(RF. Engle)和格蘭杰(CW.J. Granger)在1978年首先提出來的.所謂協(xié)整是指對于兩個或幾個非平穩(wěn)的變量序列，若它們的線性組合序列呈平穩(wěn)性，則稱這幾個變量序列間存在協(xié)整關(guān)系，而當變量為協(xié)整時，兩個變量雖然具有長期波動規(guī)律，但兩個變量之間還存在著一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系.反之，如果兩個變量具有長期波動規(guī)律，且并非協(xié)整的，則它們之間就不存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系.只有當單整變量的階數(shù)相同時變量才可能是協(xié)整.而建立誤差修正模型的前提就是變量必須是協(xié)整的.協(xié)整檢驗論證了變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，而現(xiàn)實中各經(jīng)濟變量之間大多存在著很多復雜的關(guān)系，所以只用協(xié)整檢驗不能完全反應變量之間的關(guān)系，因此是否存在因果關(guān)系還需要進一步進行因果關(guān)系檢驗，所以本文選擇用格蘭杰因果檢驗來判斷GDP與居民消費之間是否存在因果關(guān)系.本文選取1993-2012年的安徽省時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論來實證研究安徽省居民消費與經(jīng)濟增長在經(jīng)濟運行當中的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)變化，從而得出安徽省居民消費對經(jīng)濟增長具有影響作用的結(jié)論.
3 樣本數(shù)據(jù)和計量分析
3.1 數(shù)據(jù)的選取與處理
本文選取安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP，被解釋變量)與安徽省居民消費支出(CS，解釋變量)兩個經(jīng)濟時間序列變量建立模型，樣本區(qū)間為1993-2012 年數(shù)據(jù).先對經(jīng)濟變量GDP、CS取對數(shù)，用LNGDP、LNCS表示，利用Eviews6.0來分析安徽省居民消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系.
3.2 簡單模型的回歸分析
建立簡單的宏觀經(jīng)濟計量模型:
Yt=a+b*CSt(5)
其中，用CSt代表當期安徽省居民消費支出，用Yt代表安徽省當期GDP.首先對經(jīng)濟變量GDP和安徽居民消費支出CS的對數(shù)LNGDP，LNCS進行相關(guān)性檢驗，以確定它們之間是否存在某種聯(lián)系.根據(jù)表1利用Eviews6.0.得出如下結(jié)果(見表2)：
由表2可看到，安徽省GDP和居民消費之間的相關(guān)性達到0.995，這說明二者具有非常強的相關(guān)性.為了檢驗二者之間的其他關(guān)系，對它們進行回歸分析，得到的變量的回歸方程為：
LNGDP=-0.242466+1.130866LNCS
R2=0.990659DW=0.54879F=1908.996(6)
從上述結(jié)果可以看出，方程的擬合度比較好.從圖1我們能夠看到方程的擬合情況，這說明解釋變量(居民消費支出)能很好地線性表示被解釋變量(GDP).而且方程整體的顯著性檢驗以及系數(shù)的t檢驗均通過.但是我們并不能就此認為此方程可以解釋兩個變量之間的關(guān)系，因為我們并沒有檢驗時間序列的平穩(wěn)性，假如時間序列非平穩(wěn)，那么，我們前面所做的工作將毫無意義，方程存在虛假回歸的可能，所以本文再利用協(xié)整檢驗加以驗證.
3.3 協(xié)整檢驗及誤差修正模型
由于時間序列數(shù)據(jù)一般都是非平穩(wěn)的，采用單方程模型很可能出現(xiàn)“虛假回歸”現(xiàn)象，為了避免這種情況發(fā)生，我們采用協(xié)整檢驗的方法，克服虛假回歸現(xiàn)象從而找到非平穩(wěn)經(jīng)濟變量之間的真實穩(wěn)定關(guān)系.由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，一定程度上可以消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象.數(shù)據(jù)來自表1，數(shù)據(jù)處理都是使用Eview6.0來完成.
1.單位根檢驗(ADF)
在對變量進行協(xié)整檢驗之前必須對分析中所涉及的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，單位根檢驗判別單整的常用方法是DF(迪克遜)檢驗和ADF(修正迪克遜)檢驗，由于大部分數(shù)據(jù)可能存在高度的自相關(guān)，因此選擇ADF單位根檢驗方法.
其中，DLNGDP、DLNCS分別表示GDP和CS的一階差分.由上表可得，LNGDP和LNCS序列均為非平穩(wěn)的，經(jīng)過一次差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即說明LNGDP和LNCS均為I(1)序列，說明GDP和CS 之間可能存在長期的均衡關(guān)系.
2.協(xié)整關(guān)系檢驗
為了檢驗居民消費CS與GDP是否具有協(xié)整關(guān)系，本文采用Engle一Grange法：協(xié)整檢驗對方程(6)的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，簡稱EG檢驗法，得到如下結(jié)果：得知殘差序列在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)果，因此可確定殘差是平穩(wěn)序列.說明兩變量LNGDP和LNCS之間存在協(xié)整關(guān)系，即兩變量之間存在長期均衡關(guān)系.
3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗
上面的協(xié)整檢驗結(jié)果告訴我們居民消費CS與GDP之間存在長期的均衡關(guān)系，但它們之間是否存在著因果關(guān)系，即是由居民消費的增加帶來經(jīng)濟的增長，還是經(jīng)濟增長帶來居民消費的增加需要進一步驗證.使用表1的數(shù)據(jù)，對其進行Granger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表5所示.
通過上述結(jié)果可看出,在滯后期為2年時，在顯著性水平為5%的水平下拒絕原假設(shè)LNGDP不是LNCS的格蘭杰原因，經(jīng)濟增長是居民消費增長的原因.而當滯后期為2年時，在顯著性水平為5%的水平下接受原假設(shè)LNCS不是LNGDP的格蘭杰原因，這說明此時居民消費的增長不是經(jīng)濟增長的原因.由以上的結(jié)果可以看出，經(jīng)濟增長可以導致居民消費的增加，但是在滯后期較短時，居民消費的增加不一定會導致經(jīng)濟增長.
4.誤差修正模型
從前面的檢驗可知殘差序列是平穩(wěn)的序列，代表安徽省經(jīng)濟增長的LNGDP與居民消費LNCS之間存在長期的均衡關(guān)系，因此，可以建立關(guān)于兩者的誤差修正模型.結(jié)果如下：
ecmt-1=LNGDP+0.242466058908
-1.13086605868LNCS(7)
由于LNGDP和LNCS都是一階單整的，所以DLNGDP、DLNCS是零階單整的，同時ecmt-1也是零階單整的，故我們可以對DLNGDP、DLNCS、ecmt-1進行OLS回歸，但考慮到?著t可能存在自相關(guān)，所以我們分別引入DLNGDP、DLNCS的滯后三期的值，可以得到：
DLnGDP=C(1)+C(2)×DLnCS+C(3)×DLnCSt-1
+C(4)×DLnCSt-2+C(5)×DLnCSt-3
+C(6)×DLnGDPCSt-1+C(7)×DLnGDPCSt-2
+C(8)×DLnGDPCSt-3+?琢ecmt-1+?著t(8)
在eviews6.0中運用逐步回歸法，提出不顯著的滯后期變量，其結(jié)果如下：
DLNGDP=0.092948+0.655262DLNCS
-0.300088DLNGDP(-1)+0.109953DLNCS(-1)
+0.620748ecmt-1 (9)
方程的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗，誤差修正 的系數(shù)為正，符合正向修正機制.上面的誤差修正模型中，差分項反映了安徽省居民消費短期經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響.而由方程可知，不僅當期居民消費對經(jīng)濟增長有影響，上期的居民消費和經(jīng)濟增長均對當前的經(jīng)濟增長有影響.短期居民消費變化1%，引起國內(nèi)生產(chǎn)總值變化65.52%；誤差修正項ecmt-1的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整強度.從系數(shù)估計值0.620748來看，當經(jīng)濟波動偏離長期均衡時，0.620748的調(diào)整強度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài).以上說明其他因素對當期的GDP具有一定影響.
4 結(jié)論和政策意見
由前面的實證可以看出，安徽省經(jīng)濟增長與其居民消費水平兩者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.因此，安徽省在制定經(jīng)濟發(fā)展政策時，應該意識到它們之間的關(guān)系，盡可能的從提高居民消費水平的角度去推進經(jīng)濟增長，而不是僅依靠投資和進出口來拉動經(jīng)濟增長，唯有這樣，安徽省的國民經(jīng)濟才會健康穩(wěn)定地發(fā)展.
由上面的檢驗及實證分析可以對安徽省的經(jīng)濟發(fā)展提出以下意見：
4.1 增加居民消費水平推動經(jīng)濟增長尤其是以增加農(nóng)村居民消費水平為主
由于目前我國的經(jīng)濟增長過分依賴于投資推動，應該增加居民消費對經(jīng)濟增長的拉動，安徽省的居民消費也不例外，這其中居民消費包括城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費，所以增加居民消費就要增加城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費，而我省農(nóng)村居民是其中的主要部分，又加上農(nóng)村居民的消費觀念還是比城鎮(zhèn)居民落后，所以應著力推動農(nóng)村居民消費的增長.
4.2 增加居民消費水平推動經(jīng)濟增長要盡可能提高低收入者收入和中等收入者占比
我省部分地方的居民消費觀念落后，所以要改變居民以儲蓄為主的消費觀念.同時我省農(nóng)村居民是主體，而他們的收入水平偏低，大多為低收入者，所以要提高安徽省的中等收入者的比重.要促進居民消費水平的上升，應該大力提高安徽中等收入者占總消費者的比例，因為中等收入人群是安徽消費主體里的中堅力量，中等收入人群不僅具有較高的消費傾向并且消費層析也高于低收入人群.因此提高中等收入者的比重對于改善安徽省消費水平具有積極意義.
4.3 增加居民消費水平推動經(jīng)濟增長要為居民提供一個良好的消費環(huán)境
消費環(huán)境包括軟環(huán)境和硬環(huán)境，為居民營造一個良好的環(huán)境要從這兩方面入手.其中軟環(huán)境包括消費者的權(quán)益和信貸環(huán)境.而硬環(huán)境也就是居民消費的硬件設(shè)施，例如消費的店鋪商城.
參考文獻：
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【關(guān)鍵詞】 消費需求 經(jīng)濟增長
目前，消費問題已成為拉動內(nèi)需、促進經(jīng)濟增長的強有力手段，越來越引起人們的關(guān)注。傳統(tǒng)的計劃經(jīng)濟理論認為，經(jīng)濟增長帶來消費的增加，因此，經(jīng)濟增長對消費起著決定性作用。而在市場經(jīng)濟條件下，不僅經(jīng)濟增長決定著消費，消費對增長更具有拉動作用，在一定條件下能夠超過投資的影響作用，決定經(jīng)濟增長速度的快慢和質(zhì)量的高低，因此，這兩者是相輔相成的。
一、國外對消費需求與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系研究
馬克思（1865）在《資本論》中對消費需求與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了深刻研究，形成了著名的生產(chǎn)消費觀。在他看來，“消費需求是一個社會再生產(chǎn)過程中的重要環(huán)節(jié)，和生產(chǎn)、分配、交換等環(huán)節(jié)構(gòu)成相互聯(lián)系、相互制約的有機整體。在社會再生產(chǎn)過程中，生產(chǎn)是這一有機整體的出發(fā)點，而消費則是這一整體的終結(jié)點，分配和交換只是這一整體的兩個中間環(huán)節(jié)。無論是什么社會背景，生產(chǎn)過程都必須是周而復始、連續(xù)不斷的，沒有最終消費，一個社會的再生產(chǎn)過程就會出現(xiàn)斷裂現(xiàn)象”。馬克思通過對再生產(chǎn)過程和消費需求的探討指出：“消費需求決定著生產(chǎn)，各種不同要素之間存在密切的聯(lián)系。消費需求是勞動力得以恢復和發(fā)展的必要條件，消費需求本身就是生產(chǎn)活動的一個重要內(nèi)在要素，消費需求使社會所生產(chǎn)的產(chǎn)品成為現(xiàn)實的產(chǎn)品，消費需求促使新的生產(chǎn)需要的產(chǎn)生。因此，消費需求是一個社會再生產(chǎn)過程的基本前提、內(nèi)在因素和必要條件，是任何社會形態(tài)生產(chǎn)的最終目的。如果沒有消費需求，就沒有相應的生產(chǎn)”。在他看來，再生產(chǎn)過程中生產(chǎn)、分配、交換和消費等四個環(huán)節(jié)是辯證統(tǒng)一、相互制約、互為影響的。從分配的角度來看，馬克思對消費與生產(chǎn)的分析表明：消費總是在某一社會分配關(guān)系基礎(chǔ)上的消費，而消費則是分配的最終實現(xiàn)，它對分配具有反作用。
凱恩斯（1934）在其代表作《就業(yè)、利息與貨幣通論》中指出：“在現(xiàn)實經(jīng)濟活動中，古典經(jīng)濟學家們所長期信奉的薩伊定律——供給自動創(chuàng)造需求，很難成立，需求在實際經(jīng)濟運行過程中并不總是被動的，總需求對總供給有顯著的影響，而需求又由居民的可支配收入和邊際消費傾向兩個因素所決定。”提出了消費與居民可支配收入之間的關(guān)系模型：C=C0+aY。其中：C——社會總需求，C0——社會必要消費，a——邊際消費傾向（居民可支配收入每增加1單位所引起的消費增加數(shù)量），Y——居民可支配收入。凱恩斯進一步推出，一個社會的有效總需求在經(jīng)濟發(fā)展過程中起著極其重要的作用，有效需求的增加會引起這一社會投資擴大并帶來就業(yè)的增加，社會就業(yè)增加又會引起居民可支配收入的增加，居民可支配收入的增加又會促使新一輪消費的增長，從而推動經(jīng)濟不斷循環(huán)向前發(fā)展。針對在實際經(jīng)濟發(fā)展過程中社會的有效需求數(shù)量常常達不到有效供給數(shù)量等的實際，他主張政府不應該被動地任由經(jīng)濟自行運轉(zhuǎn)，而應該充分運用相關(guān)的財政政策和貨幣政策積極主動干預國民經(jīng)濟，進行有效的宏觀調(diào)控，使有效總需求保持在與總供給相適應的步伐之上。他特別強調(diào)，評價一個政府工作好壞的標準不應該是有無財政赤字，而應該是一個社會的經(jīng)濟增長和充分就業(yè)。當社會有效需求不足時，政府應該主動擴大消費支出以使經(jīng)濟走出困境、推動經(jīng)濟發(fā)展。這不僅在宏觀經(jīng)濟理論上作出了極大創(chuàng)新，而且在西方國家應對20世紀30年代經(jīng)濟大蕭條的實踐中也取得了良好效果。
索洛（1956）在修正“哈羅德—多馬模型”的生產(chǎn)技術(shù)假設(shè)的基礎(chǔ)上，運用資本和勞動可替代的“柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)”，建立起新古典經(jīng)濟增長模型，從而解決了“哈羅德—多馬模型”中經(jīng)濟增長率與人口增長率不能自發(fā)相等的問題。在這一經(jīng)濟增長模型中，他把經(jīng)濟的增長主要歸因于資本積累的結(jié)果：資本由投資而來，而投資則主要來自于居民儲蓄，居民儲蓄和居民消費是呈反向變化關(guān)系的兩個變量。由此來看，投資才是經(jīng)濟增長的決定性因素，而消費則會降低居民的儲蓄率，從而減少社會投資會阻礙經(jīng)濟的快速發(fā)展。
羅斯托（1960）在其《經(jīng)濟成長階段》中，根據(jù)現(xiàn)代西方發(fā)達國家的經(jīng)濟發(fā)展史，將經(jīng)濟社會的發(fā)展過程分為6個階段。他解釋說，在傳統(tǒng)社會階段，社會生產(chǎn)完全是圍繞生存而展開的經(jīng)濟，而且通常都是封閉或孤立的經(jīng)濟狀態(tài)；在為起飛創(chuàng)造條件階段，是社會為擺脫貧窮落后走向繁榮富強的準備階段，其主要特征是社會開始考慮經(jīng)濟改革的相關(guān)問題；在起飛階段，這一階段的社會經(jīng)濟必須具備生產(chǎn)性投資率提高、經(jīng)濟中出現(xiàn)一個或者幾個具有很高成長率的領(lǐng)先部門、發(fā)明和革新變得十分活躍、適宜的政治活動和社會文化風俗環(huán)境等四個條件；在向成熟邁進階段，是一個社會已把現(xiàn)代化的技術(shù)有效地應用到了它的大部分產(chǎn)業(yè)部門的時期，在這一階段，國家的產(chǎn)業(yè)部門以及出口的產(chǎn)品開始出現(xiàn)多樣化，高附加值的出口產(chǎn)業(yè)逐漸增多，社會投資的重點從勞動密集型產(chǎn)業(yè)逐步轉(zhuǎn)向了資本密集型產(chǎn)業(yè)，國民福利、交通和通訊設(shè)施得到顯著改善，經(jīng)濟增長惠及整個社會；在高額群眾消費階段，指主要的經(jīng)濟部門從制造業(yè)轉(zhuǎn)向服務業(yè)，奢侈品消費向上攀升，生產(chǎn)者和消費者都開始大量利用并享受高科技帶來的各種成果，人們在體閑、教育、保健、國家安全、社會保障等項目上的花費大量增加，而且開始歡迎外國產(chǎn)品的進入；在追求生活質(zhì)量階段，雖然羅斯托沒有給出追求生活質(zhì)量階段的社會一個很清晰的概念，但他認為該階段的主要目標是提高居民的生活質(zhì)量，隨著這一階段的到來，一些長期困擾社會的老大難問題有望逐步得到解決。從羅斯托的經(jīng)濟發(fā)展階段理論容易看出，在經(jīng)濟發(fā)展的每一階段，生產(chǎn)是前提，消費是目的，經(jīng)濟越往高級階段發(fā)展就越需要消費來拉動并改變產(chǎn)業(yè)部門結(jié)構(gòu)，從而推動經(jīng)濟向更高階段邁進。
二、國內(nèi)對消費需求與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系研究
劉迎秋（2002）在《次高增長階段的中國經(jīng)濟》一書中強調(diào)，從經(jīng)濟動力學的角度講，消費是生產(chǎn)的目的，是市場存在的根據(jù)，是經(jīng)濟增長的原動力。他指出，消費增長與經(jīng)濟增長之間存在著特定的對應關(guān)系。
武少俊（2003）在《強化消費需求啟動措施，保證經(jīng)濟持續(xù)快速增長》中指出，消費需求是國民經(jīng)濟發(fā)展的原動力。國內(nèi)消費需求的不足，已成為妨礙我國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展的主要矛盾。全面清理制約消費增長的體制和政策障礙，強化消費需求的啟動力度應當是政府宏觀調(diào)控的首要任務。應當把啟動中低收入階層的消費作為突破口，事半功倍；改善公眾預期，增強消費者信心；支持農(nóng)村發(fā)展，開拓農(nóng)村消費市場；積極而謹慎地發(fā)展消費信貸；培養(yǎng)消費熱點，加快消費結(jié)構(gòu)升級換代的進程。
王青（2004）在《消費需求與經(jīng)濟增長》中強調(diào)，隨著中國市場化進程的不斷加快，經(jīng)濟運行已從生產(chǎn)主導型轉(zhuǎn)變?yōu)橄M主導型。市場化程度越高，需求特別是消費需求對經(jīng)濟增長的牽動作用就越大。
洪銀興（2005）在《發(fā)展經(jīng)濟學與中國經(jīng)濟發(fā)展》（第二版）中指出，人民的消費水平不只是受制于生產(chǎn)，還對生產(chǎn)起拉動作用。經(jīng)濟增長不僅靠投資需求拉動，還靠消費需求拉動。提高人民消費水平本身也是對經(jīng)濟增長的拉動，由消費需求拉動的經(jīng)濟增長由于有市場保證因而是可靠的經(jīng)濟增長。
鄒紅、喻開志（2007）在《消費需求拉動；基于中國經(jīng)濟增長的反思與啟示》中指出，近幾十年來，我們對消費需求增長的內(nèi)在動力缺乏引導以及制度變遷中的復合因素難以治理，引起了居民消費率呈現(xiàn)下降趨勢，進而居民消費需求對經(jīng)濟增長拉動乏力。
劉杉（2008）在《我國消費需求對經(jīng)濟增長的貢獻分析》中論述到，當前中國消費率處于低水平并且還有持續(xù)降低的趨勢，這是制約我國經(jīng)濟發(fā)展、擴大內(nèi)需、保持經(jīng)濟又好又快增長的重要障礙，提出了如何提高消費需求對經(jīng)濟增長的貢獻的建議。
金克琴（2009）在分析我國1978—2007年居民消費支出和國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系時，運用協(xié)整理論進行檢驗分析后指出，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費支出之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，消費對經(jīng)濟增長具有長期、穩(wěn)定的促進作用，刺激消費特別是占總消費比重較大的居民消費是拉動經(jīng)濟增長的最有效手段。他們建議，應轉(zhuǎn)變一直以來以投資拉動為主的經(jīng)濟增長方式，采取有效措施提高居民消費率，以實現(xiàn)居民消費支出增加與經(jīng)濟增長相互促進的良性循環(huán)。
袁建文（2011）從投入產(chǎn)出分析方法出發(fā)，通過構(gòu)建最終需求與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系模型，對消費需求與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行理論研究。用沈陽市2002年、2007年的投入產(chǎn)出表為數(shù)據(jù)來源作實證分析后，得出：消費需求在總量、速度和效率上都遠比投資需求對經(jīng)濟增長的貢獻大。
孫海濤（2012）基于計量經(jīng)濟學的基本理論，依據(jù)消費需求與經(jīng)濟增長之間的辯證關(guān)系，選用1978年以來我國經(jīng)濟發(fā)展和消費需求的32年數(shù)據(jù)，使用不同的計量經(jīng)濟方法，從經(jīng)濟增長的因素分析、經(jīng)濟增長對消費需求的影響和消費需求對經(jīng)濟增長的影響三個方面驗證了消費需求與經(jīng)濟增長之間的數(shù)量關(guān)系和相互影響作用，同時利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗的方法確認了消費需求與經(jīng)濟增長之間互為因果的影響關(guān)系。數(shù)量關(guān)系的確立，為探求兩者之間的變化趨勢，進行科學決策提供了數(shù)量依據(jù)。
三、簡要述評
就筆者所掌握的資料來看，國內(nèi)的研究有以下特點：第一，消費與增長無關(guān)或者起反向作用：消費不會促進經(jīng)濟增長；消費少，經(jīng)濟增長反而快。第二，消費對增長具有拉動作用：消費促進經(jīng)濟增長。第三，消費與增長的關(guān)系具有階段性特征：消費與經(jīng)濟增長是一種動態(tài)的階段性相互推進關(guān)系。第四，消費與增長的一些實證研究：消費與增長具有一定規(guī)律性。
雖然已有的研究成果對我國消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系做了分析，但他們有的并沒有充分結(jié)合當代中國的實際，沒有考慮中國制度的變革等問題，尤其是在國際金融危機的大背景下，而這些因素恰恰是我國居民生活消費的背景，城鄉(xiāng)居民的消費離不開這些因素的影響。
（注：沈陽市社科聯(lián)2013年度民生課題“居民消費需求對沈陽經(jīng)濟增長貢獻實證分析及擴大內(nèi)需的對策研究”（立項編號：sysk2013-07-20）研究成果。）
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關(guān)鍵詞：消費 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 格蘭杰因果檢驗 實證研究
一、引言
改革開放35年以來，我國各地區(qū)利用國家相關(guān)政策和本地區(qū)優(yōu)勢使得經(jīng)濟取得了長足的發(fā)展。但隨著人口紅利、政策紅利的相對減少，加之經(jīng)濟危機的影響，世界經(jīng)濟復蘇緩慢，出口疲軟，經(jīng)濟的進一步發(fā)展出現(xiàn)了制約瓶頸。現(xiàn)實表明過度依靠出口已不是長久之計，努力擴大內(nèi)需，刺激消費已成為共識。消費作為需求力量，對經(jīng)濟增長起著拉動作用，保持旺盛的消費需求對經(jīng)濟長期穩(wěn)定增長具有決定性作用。[1]四川省作為我國內(nèi)陸一個人口大省，研究四川省消費與經(jīng)濟增長關(guān)系具有現(xiàn)實意義。
二、四川省消費與經(jīng)濟增長現(xiàn)狀
自改革開放以來四川省經(jīng)濟取得了翻天覆地的變化，經(jīng)濟總量由1978年的184.61億元增加到2012年的23872.8億元，增加了128.31倍，年均增長速度達10.5%，尤其是2002―2012年這十年，年增長速度都在兩位數(shù)以上，年均增長速度達13%，遠高于我國總體發(fā)展速度。
四川省最終消費情況由1978年的136.56億元增加到11926.7億元，增加了86.33倍，年均增長速度9.4%，遠低于經(jīng)濟總量的變化。居民消費由1978年的114.13億元增加到2012年的9095.3億元，增加了78.69倍，年均增長速度9.0%，其中農(nóng)村居民消費由1978年的84.88億元增加到3255.7億元，增加了37.35倍，年均增長速度6.7%，城鎮(zhèn)居民消費由1978年的29.25億元增加到1978年的5839.6億元，增加了近200倍，年均增長速度12%。政府消費由1978年的22.43億元增加到2012年的2831.4億元，增加了125.23倍，年均增長速度11%。由此可見，在最終消費中，城鎮(zhèn)居民消費和政府消費在增加倍數(shù)及年均增長速度上都遠高于最終消費，所占比重呈現(xiàn)增長趨勢；而原占比較大的農(nóng)村居民消費比重呈現(xiàn)出下降趨勢，在增加倍數(shù)及年均增長速度上都落后于最終消費。
三、四川省消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析
（一）變量的選取和數(shù)據(jù)說明
本文所用的樣本取自1978―2012年度的數(shù)據(jù)（來源于《四川統(tǒng)計年鑒2013》），用宏觀經(jīng)濟指標――四川省生產(chǎn)總值（GDP）來反映經(jīng)濟增長，分別用最終消費總額、居民消費、城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費及政府消費從不同角度來反映消費的狀況。為方便起見，生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費及政府消費分別用Y、X1、X2及X3來表示。由于年鑒中的GDP 和各個消費數(shù)據(jù)是按當年價格水平計算的，為了消除物價變動對其影響，即為使GDP和各年的消費情況具有可比性， 運用 1978年為基期的商品零售定基價格指數(shù)（1978年為1）和各種消費價格指數(shù)（1978年為 1）對GDP和消費數(shù)據(jù)進行調(diào)整得到實際數(shù)據(jù)。另外由于數(shù)據(jù)的對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象，所以對變量進行對數(shù)變換。[2]本文所有數(shù)據(jù)分析和處理均利用計量經(jīng)濟學軟件Eviews6.0完成。
（二）平穩(wěn)性分析
平穩(wěn)性檢驗分析結(jié)果整理如表1所示。
由ADF檢驗結(jié)果可知，對原始序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3進行單位根檢驗，在1%和5%的顯著水平下，四個原始序列的ADF檢驗值均分別大于其相應的臨界值，不能拒絕H0，即原始序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3都存在單位根，都是非平穩(wěn)序列。而對這四個序列的差分序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3進行單位根檢驗，可知在5%這個顯著水平下，四個差分序列的ADF檢驗值均分別小于其相應的臨界值，可以拒絕H0，也就表明差分序列D（LnY）、D（LnX1）、D（LnX2）和D（LnX3）都不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。因此，四個原始序列都是一階單整的，表示為：LnY～I（1），LnX1～I（1），LnX2～I（1），
LnX3～I（1）。
（三）協(xié)整分析
由于三個原始變量LnY、LnX1、LnX2和LnX3都是I（1）的，為了進一步確認它們之間是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，要對其進行協(xié)整性檢驗。方法是先分別作LnX1、LnX2及LnX3三個經(jīng)濟變量對LnY的二元線性回歸分析，之后用ADF方法檢驗殘差序列的平穩(wěn)性：若殘差序列平穩(wěn)，則說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系；若殘差序列不平穩(wěn)，則說明變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。
分別以LnX1、LnX2和LnX3為解釋變量，LnY為被解釋變量，用OLS回歸方法做回歸模型。估計出的三個回歸模型分別為為：
LnYτ=0.728937+1.194387LnX1τ+■
LnYτ=1.404782+0.976104LnX1τ+■
LnYτ=2.349679+0.951260LnX1τ+■
下面則通過對ADF統(tǒng)計量檢驗殘差序列ετ平穩(wěn)性的方法來分別檢驗LnY與LnX1、LnX2及LnX3之間是否存在協(xié)整關(guān)系。Eviews6.0軟件運行結(jié)果如下（見表2―4）：
由于只有當ADF值均小于相應臨界值時才可以拒絕H0，表明殘差序列ετ不具有單位根，是平穩(wěn)序列，變量間才具有協(xié)整關(guān)系。由以上結(jié)果可以知道，只有變量LnY和LnX1之間存在協(xié)整關(guān)系，而LnY分別和LnX2及LnX3之間不存在協(xié)整關(guān)系。
（四）格蘭杰因果關(guān)系分析
在進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗時，由于被檢驗經(jīng)濟變量必須是平穩(wěn)的，所以我們采用平穩(wěn)的一階差分序列D（LnY）、D（LnX1）、D（LnX2） 和D（LnX3）進行檢驗分析。格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果如下表（見表5）：
從表5可以看出，D（LnY）與D（LnX1）、D（LnY）與D（LnX2）、D（LnY）與D（LnX3）之間均不存在因果關(guān)系。也就是說：在短期內(nèi)，四川省經(jīng)濟增長不是城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費及政府消費的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費及政府消費也不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。
六、主要結(jié)論及政策建議
（一）主要結(jié)論
1、通過協(xié)整分析可知，經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)居民消費之間存在協(xié)整關(guān)系，而經(jīng)濟增長分別和農(nóng)村居民消費及政府消費之間不存在協(xié)整關(guān)系。也就是說經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)居民消費之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)居民消費每增長1%，引起GDP相應平均增長1.194387%，而經(jīng)濟增長分別和農(nóng)村居民消費及政府消費之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
2、通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果可以看出，1978―2012年四川省的經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費及政府消費之間均不存在格蘭杰因果關(guān)系。 這說明四川省城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費及政府消費并未達到拉動經(jīng)濟增長的程度，而經(jīng)濟增長也并未引起城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費及政府消費的增加。根據(jù)現(xiàn)代經(jīng)濟理論，眾所周知消費是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，但是可能由于在研究期間內(nèi)消費不足導致消費對經(jīng)濟增長的拉動作用較弱。
（二）政策建議
1、由于從長期看四川經(jīng)濟增長只和城鎮(zhèn)居民消費之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長的影響較大，因此四川省應大力推進城鎮(zhèn)化建設(shè)，走城鄉(xiāng)一體化道路。
2、努力增加居民收入。這里的收入既包括貨幣性顯形收入又包括非貨幣形收入。增加居民貨幣性顯形收入是要讓居民有錢可花，提高居民的消費的可能性；而增加居民非貨幣形收入（主要為完善社會保障體系）是要讓居民放心去花，減少消費的后顧之憂。
3、千方百計刺激消費，提升居民的消費欲望。進一步調(diào)整省內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，了解居民的消費傾向，進而多生產(chǎn)能夠勾起并滿足居民消費欲望的產(chǎn)品， 同時要不斷的進行產(chǎn)品更新?lián)Q代升級，迫使消費者主動縮短產(chǎn)品的使用周期。■
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論文關(guān)鍵詞：能源消費,經(jīng)濟增長,協(xié)整檢驗,檢驗
能源是人類生存與發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，也是社會經(jīng)濟發(fā)展的重要物質(zhì)保障，它關(guān)系到國計民生問題。我國正處于工業(yè)經(jīng)濟快速發(fā)展時期，對能源的需求也在不斷增加。據(jù)有關(guān)資料顯示，我國已成為全球第二大能源生產(chǎn)與消費國。為保證我國經(jīng)濟的快速、平穩(wěn)發(fā)展，青海省作為我國西部能源儲備基地之一的省份，有著義不容辭的責任。為此本文欲通過對青海省能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析，從而揭示出能源與經(jīng)濟發(fā)展之間的內(nèi)在聯(lián)系，為青海省能源發(fā)展規(guī)劃提供有力依據(jù)，從而保障我國能源穩(wěn)定、高效、充分的供給。
1青海省能源消費現(xiàn)狀
自改革開放以來，在西部大開發(fā)政策的號召下，青海省以前所未有的速度實現(xiàn)著經(jīng)濟的快速增長與發(fā)展，然而在經(jīng)濟的快速發(fā)展下，對各種能源的需求也呈急速上升趨勢，能源消費總量由1988年的447.04萬噸標準煤發(fā)展到2008年的2256.52萬噸標準煤；能源消耗增長速度也較快，2008年能源消耗比上年（2007年）增長了7.71%，其中增長幅度最大的是1999年，比上年增長27.04%。自“十一五”以來，青海省雖本著節(jié)能減排的原則進行經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，發(fā)展經(jīng)濟，從相對數(shù)量上看能源需求減少了，且每萬元國民生產(chǎn)總值能耗下降2.7噸標準煤，但從實際數(shù)量上看仍呈上升趨勢。為進一步適應可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略目標，青海省應加快能源產(chǎn)業(yè)的建設(shè)步伐，從而有力的保障經(jīng)濟的穩(wěn)定建設(shè)與發(fā)展。
青海省能源自給率相對較高，基本上能自給，但自給的程度是隨著經(jīng)濟的發(fā)展而呈現(xiàn)波動的趨勢。1988年青海省能源自給率僅為89.91%，到1992年時自給率已達到101.11%，1993年又從99.85%下降到1996年的83.74%，1997年雖有所回升，但呈現(xiàn)出極大的波動性，直至2005年青海省能源自給率才呈現(xiàn)出平穩(wěn)增長，達到完全的自給。這與當時青海省經(jīng)濟發(fā)展的能源政策和產(chǎn)業(yè)政策有很大關(guān)系。總的來看，青海省能源供需狀況基本穩(wěn)定，能源供需基本保持平衡，能夠充分、有效的滿足地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的需要。
2能源消費與經(jīng)濟增長的實證分析
2.1變量的選擇與數(shù)據(jù)的說明
總產(chǎn)出(GDP)。采用國內(nèi)生產(chǎn)總值作為實際產(chǎn)出量,并且以1952年為基期將所有數(shù)據(jù)進行標準化。實際產(chǎn)出量為當年國內(nèi)生產(chǎn)總值與價格指數(shù)值比(1952年價格指數(shù)為100)。
物質(zhì)資本存量(K)。物質(zhì)資本以歷年生產(chǎn)過程中使用的固定資本投資額來反映。
人力資本存量(L)。用從業(yè)人員數(shù)量及其平均受教育年限的乘積來計算人力資本存量。
能源消費(E)。能源變量采用統(tǒng)計年鑒中能源消費總量(E)一項表示。
2.2青海省能源與經(jīng)濟增長的實證分析
研究經(jīng)濟增長最常用的方法就是利用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對能源消費與經(jīng)濟增長進行數(shù)量關(guān)系分析,引入能源消費這一變量,從而在三要素的生產(chǎn)函數(shù)的框架內(nèi)進行。
GDP=AKLEe（1）
由于C-D函數(shù)是非線性的，通過對數(shù)變換可以使之線性化。于是對（1）式兩邊取對數(shù)，則有：
lnGDP=lnA+lnK+lnL+lnE+（2）
令Y=lnGDP,=lnA,=lnK,=lnL,=lnE，則有
Y=++++（3）
根據(jù)1988-2008年青海省的GDP、全社會固定資產(chǎn)投資、人力資本存量以及能源消費量的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用eviews5.0計量分析軟件，用OLS方法進行分析，其結(jié)果可用下式表示：
Y=-1.253+0.269+0.249+0.44
從R（0.998）值判斷建立的回歸方程擬合程度較好，全社會固定資產(chǎn)投入系數(shù)與勞動力投入系數(shù)、能源消費量系數(shù)均為正，并且統(tǒng)計顯著（t＞2，F(xiàn)=2535.505）。通過上式可以看出，青海省能源消費量每增加一個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值就要平均增加0.44%。這說明青海省經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴性較大，經(jīng)濟的快速增長是在對能源需求不斷增長的基礎(chǔ)上實現(xiàn)的。青海省的經(jīng)濟發(fā)展仍處于高耗能低產(chǎn)出的階段，能源利用率較低。
2.2.1單位根檢驗。在具體應用協(xié)整等理論進行分析時,必須首先分別檢驗被分析序列變量是否為平整的,即是否具有單位根(UnitRoot)。對能源消費量以及產(chǎn)出量取對數(shù),分別記為LE、LGDP,并對其時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。ADF檢驗模型為:
表1：
變量
ADF檢驗值
1% Critical Value
5% Critical Value
Result
LGDP
LK
LL
LE
LGDP
LK
LL
LE
1.984485
-0.77989
0.610822
1.390346
-3.082324
-4.546732
-5.333522
-3.619493
-3.857386
-3.857386
-3.831511
-3.020686
-3.886751
-3.831511
-3.831511
-3.831511
-3.040391
-3.040391
-3.029970
-3.020686
-3.052169
-3.029970
-3.029970
-3.029970
非平穩(wěn)
非平穩(wěn)
非平穩(wěn)
非平穩(wěn)
平穩(wěn)
平穩(wěn)
GDP和煤炭消費具有因果關(guān)系這一結(jié)論和實際情況也是相符合的，這樣就可以通過兩者之間的關(guān)系預測煤炭消費，但是GDP作為總指標卻也不能明確表明不同產(chǎn)業(yè)對煤炭消費產(chǎn)生的影響，也就是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化對煤炭消費的影響，同樣不能幫助實務中分析煤炭需求的前景，但是將經(jīng)濟增長分解成不同產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，研究不同產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和對應的煤炭消費的協(xié)整性和因果關(guān)系，能夠幫助因技術(shù)提升、產(chǎn)業(yè)政策等發(fā)生經(jīng)濟結(jié)構(gòu)改變的煤炭消費的變化，這樣能夠更為精準的研究煤炭需求，進而探究煤炭價格的形成機制。所以，本文重點研究不同產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和煤炭消費量的協(xié)整性和因果情況，研究第一、二、三產(chǎn)業(yè)和煤炭消費之間的關(guān)系。
（一）第一產(chǎn)業(yè)和煤炭消費的協(xié)整性與因果關(guān)系分析
研究一段時間的第一產(chǎn)業(yè)和煤炭消費的數(shù)據(jù)分析，得出兩者的變化趨勢沒有明顯關(guān)系的結(jié)論，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加，煤炭消費變化穩(wěn)定同時呈現(xiàn)小幅下降趨勢。再研究其平穩(wěn)性和協(xié)整性，同樣得出兩者不存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。
（二）第二產(chǎn)業(yè)和煤炭消費的協(xié)整性與因果關(guān)系分析
同樣研究一段時間內(nèi)的第二產(chǎn)業(yè)和煤炭消費的發(fā)展關(guān)系，在一段時間內(nèi)兩者共同增長，后來又出現(xiàn)兩者之間不相符的波動，再后來又有一段時間第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加，煤炭消費反而下降的局面，最后兩者又回到共同增長的情況。我們對第二產(chǎn)業(yè)的煤炭消費序列及第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值序列進行平穩(wěn)性和因果關(guān)系驗證，得出第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對煤炭消費具有因果關(guān)系的結(jié)論，但是在顯著水平為接近百分之二十時，才體現(xiàn)出因果關(guān)系，這種因果關(guān)系是比較微弱的。但是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加對煤炭消費具有較強的因果關(guān)系，說明其對煤炭消費具有單向因果關(guān)系。這個結(jié)論和我國實際經(jīng)濟狀況相符合，煤炭是我國第二產(chǎn)業(yè)的重要組成，其生產(chǎn)產(chǎn)值是第二產(chǎn)業(yè)的重要組成部分，煤炭消費的增加一定會對其生產(chǎn)造成重要影響，其生產(chǎn)增加也會使得第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加，進一步提升GDP，所以兩者之間存在著雙向因果關(guān)系。
（三）第三產(chǎn)業(yè)與煤炭消費的協(xié)整性與因果關(guān)系分析
第三產(chǎn)業(yè)的煤炭消費應包括商業(yè)、貿(mào)易及其他項，對第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值序列及其煤炭消費序列進行平穩(wěn)性檢驗，方程選擇不含常數(shù)項及趨勢項的假設(shè)方程?？梢?，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值序列為二階單整序列，而其煤炭消費序列為一階單整序列，不存在協(xié)整關(guān)系。通過對三種產(chǎn)業(yè)和煤炭消費的研究可以證實，第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對煤炭消費不具有協(xié)整關(guān)系，第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加，煤炭消費變化穩(wěn)定或者微弱下降，說明一、二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和煤炭消費關(guān)系不大。第二產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟增長的結(jié)論一致，和煤炭消費具有雙向因果關(guān)系，主要因為煤炭叢屬第二產(chǎn)業(yè)，煤炭消費支撐產(chǎn)業(yè)發(fā)展。
結(jié)論