消費與經濟的關系范例6篇

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消費與經濟的關系范文1

關鍵詞：電力 協整 誤差修正模型

電力作為一種優質、便捷的能源，占我國終端能源消費的15%以上，在國民經濟發展中占有很高的地位。當前我國電力供應十分緊張，客觀地分析我國電力消費和GDP之間的協整和因果關系，對我國經濟發展和電力能源發展有著重要的政策指導意義。

本文利用我國1971~2002年時間段內的國民生產總值（GDP）、全國電力消費總量（POW）的數據進行分析，數據來源于歷年的《中國統計年鑒》以及《中國工業統計年鑒2003》，所有計算由Eviews3.1軟件完成。

平穩性檢驗

首先，本文分別利用ADF（Augmented Dickey Fuller test）和PP（Phillips Perron test）單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩性，結果見表1。ADF檢驗表明，水平序列LGDP（GDP的自然對數序列）與LPOW（POW的自然對數序列）無法拒絕不存在單位根的原假設，也就是說兩序列均為非平穩序列；而一階差分序列分別在10%和5%的顯著水平上拒絕原假設，即它們的一階差分序列為平穩序列，PP檢驗也在1%的顯著水平上認為序列為一階單整序列。

協整檢驗

平穩性檢驗驗證了LGDP與LPOW同為一階單整序列，需要進一步驗證變量間的協整關系。以下分別采用兩階段法（EG法）和JJ法檢驗兩個變量是否存在協整關系。EG檢驗隨機項ADF值為-6.8182*，表明協整回歸方程的隨機項序列在1%的顯著性水平下平穩，即LPOW和LGDP之間存在協整關系。JJ檢驗在1%的顯著水平下（LR值為27.5218NS）拒絕沒有協整關系，卻無法拒絕（LR值為2.8628）至少存在一個協整關系，這表明在兩個序列之間存在唯一的協整關系。因此可以進行下面的格蘭杰因果檢驗，以及建立有效的誤差修正模型。

格蘭杰因果分析

對序列進行滯后期分別為1-5年的格蘭杰因果檢驗。結果一致表明在滯后期1-5年內都無法拒絕GDP不是POW的原因（檢驗F統計量分別為：0.3577NS，0.1232NS，0.0967NS，2.1903NS，1.1573NS），相反在1%和5%的顯著水平上拒絕了POW不是GDP的原因（檢驗F統計量分別為：4.3965**，3.5311**，3.7426**，3.8529**，5.2391*）。因此可以推斷電力消費是經濟增長的單向原因，然而無論是從短期還是長期來看，GDP都不是電力消費的直接影響因素。為進一步探討研究，以下采用誤差修正模型的方法做比較分析。

誤差修正模型分析

消費與經濟的關系范文2

關鍵詞：能源消費；經濟增長；灰色關聯分析

一、引言

能源是推動經濟增長很重要一個因素，同時能源緊缺等問題對經濟增長起著制約作用。中國粗放式經濟增長方式使得經濟增長依靠大量的能源消耗，導致能源供求問題突出、能源安全問題日漸被人們所重視，截止到2012年中國石油對外依存度達到了57%。新疆目前處在經濟高速增長的階段，新疆2010年GDP是5437.47億元，比上年增長了10.6%，而新疆能源消費量也逐年上升，2010年能源消費總量達到8290.2萬噸標準煤，比2009年增長10.16%。新疆經濟的高速增長，使得能源消費需求大幅上升、能源供應日趨緊張。因此，研究新疆能源消費與經濟增長的關系對于新疆乃至全國都有其現實的經濟意義。

近年來國內對能源消費與經濟增長的關系研究的較多，李曉燕（2010）以中國1997～2007年的GDP及能源消費數據為基礎，對中國能源消費總量與經濟增長的關系進行實證分析并分產業研究了各產業與能源消費間的關系，就相關問題提出相應對策。[1]汪東等（2010）以2001～2008年天津市GDP、能源消費數據為基礎，分析了天津市經濟增長與能源消費之間的關系。[2]劉朝明、曾勝、劉博（2006）利用C-D生產函數建立經濟模型分析了經濟增長與能源消費之間的關系，并提出了能源消費增長要與經濟增長保持合理的比例。[3]劉愛芹（2008）以山東1998～2006年的能源消費、工業GDP序列數據為基礎，分析了能源消費與工業經濟增長之間的關系。[4]目前，國內全面研究能源消費與經濟增長關系的較少，本文利用灰色關聯度分析方法，從能源消費總量、能源利用效率、三次產業能源消費量、能源消費種類幾個方面全面分析了新疆能源消費與經濟增長之間的關系，并進一步提出相應的對策建議。

二、新疆能源消費與經濟增長的灰色關聯分析

（一）能源消費總量、能源利用率與經濟增長的灰色關聯分析

三、對策建議

（1）轉變經濟發展方式，提高能源利用效率。新疆自西部大開發以來經濟增長迅速，但長期以來粗放式的經濟增長方式必將制約新疆經濟健康發展，同時也會給環境帶來巨大污染。因此，新疆要轉變經濟發展方式，走集約化發展道路，提高能源利用效率，強化能源利用效率對經濟增長的貢獻，大力發展低碳經濟、循環經濟。

（2）調整能源消費結構，提高天然氣、風能在能源消費中的比重。天然氣污染小，發熱值高，新疆作為西氣東輸的天然氣輸出地，應大力發展天然氣能源，以氣代煤，降低煤炭占能源消費中的比重。而且新疆風能和水能儲量豐富，要大力發展風電和水電，提高水電和風電在能源消費中的比重。

（3）增加科技投入，積極發展清潔煤技術。目前來看，新疆煤炭消費短期內仍將占能源消費的很大比例，而煤炭對環境的污染嚴重，清潔煤技術可以減少污染排放、提高燃燒效率。應加大在凈化燃燒技術、燃燒后凈化處理技術、煤炭液化技術等方面的科技投入，降低煤炭消耗對環境的污染。

參考文獻：

[1] 李曉燕.中國能源消費與經濟增長的灰色關聯分析[J].重慶大學學報，

2010，16（5）：31-35.

[2] 汪東，汲奕君，孫志威，等.天津市能源消費與經濟增長的灰色關聯分

析[J]. 環境污染與防治，2010，32（12）：90-92.

[3] 劉朝明，曾勝，劉博.我國能源消費與經濟增長的關聯模型分析[J].

華東經濟管理，2006，20（11）：29-34.

[4] 劉愛芹.山東省能源消費與工業經濟增長的灰色關聯分析[J].中國人

口資源與環境，2008，18（3）：103-107.

[5] 吳敬銳，楊兆萍.新疆能源消費與經濟增長的定量關系分析[J].干旱

消費與經濟的關系范文3

關鍵詞：能源消耗；經濟增長；格蘭杰檢驗；協整分析

自上世紀70年代以來，世界爆發的3次石油危機，海灣戰爭，伊拉克戰爭等一系列重大國際事件引起世界各國對能源的高度重視和對世界能源資源的激烈爭奪。我國作為世界上經濟發展最快的國家之一，同時也是能源的生產和消費大國，雖然我國能源生產率的增長快于消費率的增長，但仍滿足不了經濟發展的需要.青島市作為我國山東東部主要的經濟發展和能源消耗城市，其經濟發展對全國有著重要的影響。

進入新世紀以來，青島市社會經濟發展取得了舉世矚目的成就，經濟總量、城市面貌和人民生活水平實現了飛躍。在這一歷史性的變革中，能源對經濟和社會發展的支撐作用不容忽視。隨著節能減排寫進國策，發展經濟的同時要更加強調可持續發展，更加重視能源安全，更要從實際行動上打造能源節約型、環境友好型社會，最終實現青島市社會經濟又好又快的發展。

一、文獻綜述

能源是人類進步和社會發展的物質基礎，經濟增長需要能源作支撐。關于能源消耗與經濟增長二者之間的關系，不同學者從不同角度進行了深入研究，取得了較為豐碩的成果。其中比較有代表性的有：1978年Kraft.J和Kraft.A的開創性研究，他們利用美國1947年～1974年的數據.發現GNP與能源消費之間存在從GNP到能源消費之間的單向因果關系；我國學者韓智勇等（2004）研究了1978～2000年中國能源消費總量與經濟增長的協整性和因果關系，結論表明中國能源消費與經濟增長之間存在雙向因果關系，但不具有長期的協整性；張明慧等（2004）運用生產函數和格蘭杰因果關系檢驗法對1961～2001年間的能源消費總量與經濟增長的關系進行分析，探究了我國能源消費與經濟增長的深層關系，結論顯示我國能源對經濟的促進作用是明顯的。

同時也有眾多學者對我國各地區的經濟增長與能源消費關系進行了實證研究：蔣光軍等（2009）根據重慶市直轄以來能源消費總量、國內生產總值以及社會固定資產投資額等數據，應用灰色關聯理論分析了重慶市能源消費各影響因素的相關關系，其結論顯示：重慶市能源消費與國民經濟和第二產業的比重存在高度相關性；馬麗，張前進（2008）利用寧夏1985～2005年能源消費與經濟增長相關數據，運用計量經濟分析方法，通過協整檢驗以及格蘭杰因果關系檢驗.發現寧夏能源消費對經濟增長有推動作用，能源消費和經濟增長呈現出雙向的因果關系，但不具有長期的均衡性：趙曉麗，歐陽超（2008）通過矩陣分析法研究了北京市經濟結構和能源消費結構的關系，同時采用因素分解法研究了經濟結構與能源消費強度的關系，其研究認為北京市產業結構調整與各產業能源利用效率的提高都促使其能源強度下降，但主要的動力還是來自產業結構的調整，并且認為天然氣是北京市1998年以來需求增長最快的能源。這篇文章從產業結構的角度對我國能源消費與經濟增長進行分析，為研究各地區能源消費與經濟增長的關系提供了新的研究方向。

大部分分析能源消費與經濟增長關系的文章都是根據能源消費總量與GDP這兩個數據來分析的。但是不容忽視的是，產業結構的調整可以促進經濟又好又快的發展，關于產業結構調整對經濟增長的影響，國內學者幾乎一致認為產業結構變動有助于經濟增長。本文的研究目的是明確各產業能源消費與各產業增加值的關系，并且根據研究結論，為青島市有效的產業結構改革提供一些切實可行的建議，實現又好又快的發展。

二、青島市能源消費概況

進入新世紀以來，青島市社會經濟發展取得了舉世矚目的成就，經濟總量、城市面貌和人民生活水平實現了飛躍。在這一歷史性的變革中，能源對經濟和社會發展的支撐作用不容忽視。隨著節能減排寫進國策，發展經濟的同時要更加強調可持續發展，更加重視能源安全，更要從實際行動上打造能源節約型、環境友好型社會，最終實現青島市社會經濟又好又快的發展。作為我國重要的對外開放沿海城市，青島市的健康發展對我國有重要意義，對我國其他城市的發展有積極的影響作用。制定適合青島市經濟發展的能源政策尤為重要，因此對青島市能源消費與經濟增長關系的研究也就十分有必要。

圖1為青島市能源消費總量與GDP趨勢圖。從圖中可以看出自進入新世紀以來.青島市的能源消費總量從1985年的504.05萬噸增加至2010年的1637.17萬噸。經濟總量增長迅速，從1985到2010年，青島市GDP從81.4億元增長至6615.6億元.青島市以能源消耗年均5.42%的速度支撐了GDP年均11.33%的增長。

經濟發展質量的提高，除能源利用技術不斷提高的因素外，主要得益于產業結構的優化調整。青島市采取的不斷提高第三產業地位并使其成為經濟發展的支柱產業、降低第一產業比例以及優化第二產業結構的產業政策，使青島市的經濟發展速度加快，同時也取得了十分明顯的節能效果。據測算，服務業比重每增加1個百分點，將促進全市萬元GDP能耗下降1個百分點以上。

圖二為萬元GDP能耗走勢圖，自1992年起.青島市萬元GDP能耗下降明顯，由2005到2010年呈直線下降態勢。這說明青島市控制能源利用成效顯著。

三、青島市各產業能源消費量與各產業增加值關系的實證分析

（一）變量選取

選取《青島市統計年鑒》和《中國統計年鑒》地區生產總值、能源消費總量和能源生產總量1985-2010年的樣本區間作為研究對象，其中地區生產總值單位億元，能源數據采用標準煤作為變量，單位是萬噸標準煤。

為了消除價格影響，將青島的名義GDP除以青島市的居民消費價格指數（CPI）（1950年=100）算得以1950年為基期的實際GDP，將實際GDP（單位：億元）作為經濟增長指標。對于表示能源消耗的指標，我們選用規模以上工業主要能源消費與庫存的主要能源消耗，計算在內的能源有原煤、焦炭、焦爐煤氣、其他煤氣、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、煉廠干氣、熱力、電力，由于這些不同的能源的單位不同，我們根據折算系數將這些能源全部折算成標準煤（單位：萬噸）?！咀ⅲ河捎?998年之前主要能源統計口徑與1998年之后的年份不一致。計算1998年的消耗能源中之前年份計算在內的能源與沒有計算在內的能源的比重，并發現這個比重的變化不大。因此，將1998年的這一比重作為折算系數，折算出1998年之前的總的能源消耗?！?/p>

（二）數據分析方法介紹

1.序列平穩性及其檢驗方法

在20世紀70年代以前，計量經濟學中的建模技術基本都是建立在“平穩的經濟時間序列”這樣一個前提假設上，然而對于實際經濟現象來說，這一假設顯然過于理想化了。多數的宏觀經濟時間序列都是非平穩的。而當經濟過程非平穩的時候，回歸擬合系數在不同的時序條件下具有不同的分布，從而由變量間的統計關系來推斷計量經濟模型的形式，就會出現比較大的偏差，導致出現偽回歸現象：同時在利用聯立方程模型對經濟活動進行建模的時候，經常出現很大的偏差，導致預測的失敗。

所謂序列的平穩性是指一個序列的均值、方差和自協方差是否穩定。如果一個序列是非平穩的，但其一階差分是平穩的，則稱此序列為一階單整序列：類似的，如果必須經過d次差分后才能平穩，則此序列為d階單整序列。

根據Stock和Watson（Stock，et al.，1989）的研究結果，包括協整檢驗和因果性檢驗在內的很多統計檢驗結果對序列的平穩性非常敏感。因此，作為協整檢驗和因果關系分析的第一步我們就要對能源消耗與經濟增長的時間序列進行平穩性檢驗。

1976年，Dickey和Fuller建立了對序列平穩性的檢驗方法，即DF單位根檢驗方法。1979-1980年間，他們又對其進行了擴展，形成ADF檢驗方法。由于實際的經濟序列通常不會是一個簡單的一階自回歸過程，所以本文采用ADF檢驗方法對序列進行單位根檢驗來判斷其平穩性。ADF檢驗是Dickey和Fuller為校正自相關在DF檢驗的基礎上擴展而來的，它是假定時間序列的數據生成過程為AR（P1（P階的自回歸過程）。檢驗方程有三種情況：1.不含常數項和時間趨勢：2.含有常數項但不含時間趨勢：3.同時含有常數項和時間趨勢。

原假設和備擇假設分別是：

H0：β=1，（yt有單位根） H1：β

用DF統計量檢驗單位根。在零假設成立的條件下，DF=β-1/S（β）服從DF分布。由于統計量的分布是非標準分布，因此使用Mackinnon臨界值來進行判斷。如果檢驗統計值大于臨界值則接受零假設，認為序列不存在單位根，是平穩序列；相反則說明序列存在單位根，是非平穩序列。

2.序列間協整性及其檢驗方法

變量序列之間的協整性衡量了兩個變量變化趨勢之間的長期穩定關系。其經濟意義在于：盡管兩個變量具有各自的長期波動規律，但只要他們是協整的，那么在兩者之間就存在一個長期穩定的比例關系。

根據Engle和Granger在1978年提出的協整理論（Engle，etal.，1987），對于兩個都是隨機游走的變量序列，如果這兩個序列都是非平穩的，但都是d階單整序列，而且它們的線性組合是穩定的，則稱這兩個序列為協整的。對于兩個序列而言，具有相同的單整階數，是序列之間具有協整性的必要條件。如果已經判斷兩個時間序列是非平穩的，但其都是d階單整序列，則可以對這兩個變量進行OLS回歸，得到協整回歸方程，X1t=β1x2t+…+βNxNt，進而通過對協整方程殘差是否平穩的ADF檢驗來判斷兩個時間序列之間的長期協整性。

3.序列間因果關系及其檢驗方法

變量之間因果關系衡量的是一種變量的變化對另一種變量的影響程度。目前對于變量之間的因果關系的常用的檢驗方法是格蘭杰因果關系檢驗方法。在本文研究中，我們采用格蘭杰因果關系檢驗方法來能源消耗與經濟增長的因果性。格蘭杰因果關系檢驗思路是：如果兩個經濟變量X和Y，對Y進行預測，在同時包含X和Y過去信息的條件下，比只單獨包括Y的過去信息，對Y的預測效果更好，即變量x的歷史信息有助于變量Y預測精度的改善，則認為X對Y存在因果關系。但該檢驗的前提是檢驗變量是平穩的，若不平穩也要存在協整關系。

（三）模型建立及參數求解

本文選用ADF（原假設：至少存在一個單位根：備選假設為：序列不存在單位根）法對變量進行平穩性榆驗，結果如表1所示。（表1）變量ln（GDP）的ADF統計量1.582057大于顯著性水平為1%、5%、10%情況下的臨界值，所以接受至少有一個單位根的原假設，即ln（GDP）序列不平穩，然而ln（GDP）一階差分序列的ADF統計量值小于顯著水平為10%時的臨界值，說明該序列一階單整。同理，可分析得出變量ln（RESUM）也是一階單整?？蛇M一步檢驗它們之間是否存在長期協整關系。

非平穩時間序列的線性組合可能是平穩的，如果這種平穩存在，這些非平穩的時間序列被認為具有協整關系。

本文采用Engle和Granger（1987）提出的協整檢驗方法，即E-G協整檢驗法。首先對In（GDP）、ln（RESUM）進行回歸，回歸方程如下：

ln（GDPt）=-8.40+1.95ln（RESUMt）+et

（15.6726）

ln（RESUM）系數的t統計量值為15.46726，伴隨概率低于0.05，得知統計意義上ln（GDP）的變化與ln（RESUM）存在關系，結合經濟意義兩者的關系的可以認為ln（GDP）與ln（RESUM存在因果關系。經單位根檢驗，et的ADF值為-2.119268，p值為0.0353，小于0.05，說明在統計意義上殘差是平穩的。殘差平穩，則回歸方程的設定合理的，說明回歸方程的因變量和解釋變量之間存在穩定的均衡關系，不存在偽回歸。

（四）模型解釋

由于能源彈性系數為1.95，能源消耗增加1%，經濟增長1.95%，說明就長期來看，對于青島來說能源的增長對經濟的促進作業將是會增加的。認為原因在1985年至今這段時間里，青島的發展迅速且潛力巨大，其經濟尚未達到均衡水平，其對與生產要素的需求也尚未達到飽和狀態。從經濟學意義上，我們應該建議其繼續增加能源的投入，以使經濟迅速達到最優水平，但從環境保護方面，我們則建議，青島市應該減少能源的消耗，因為有資料顯示盲目的能源消耗的確造成環境的污染。導致了綠色經濟學上GDP的減少。結合這兩點，我們建議青島市應從提高能源的使用效率上人手，爭取以最小的能源投入，得到最大的經濟效益，最低的環境污染程度。

經濟增長與能源消耗的關系有以下三種情況：

（1）經濟增長領先于能源消費：

（2）能源消費推動了經濟增長：

（3）兩者是互為動因的。

下面進行格蘭杰因果關系分析：Granger因果檢驗往往受滯后長度P的影響。處理滯后期有兩種方法：一是從2階滯后開始測試，按AIC、SC最小的原則確定VAR的滯后長度，作為Granger因果關系檢驗的滯后期；二是嘗試不同的滯后期，觀測因果關系的變化特征。本文采用第一種方法，將ln（GDP）、ln（RESUM）作為內生變量，建立VAR模型，確定滯后階數，結果如表2所示。（表2）

由表2可知，滯后階數為4時，AIC、SC都達到最小，所以確定滯后階數4作為格蘭杰果分析的滯后階數。做格蘭杰果分析，結果見表3。

由表3可以看出，在5%的置信水平下，ln（GDP）不是ln（RESUM）的Granger原因這一假設不能被拒絕，說明產值增加，不是進一步加大能源的消耗的原因：ln（RESUM）也不是ln（GDP）的Granger原因，說明能源的消耗能不一定會帶來GDP的增加。結合這兩點可以說明，在統計意義上，青島的經濟發展不是能源消耗增長的原因，提高能源消耗也不一定就能促進經濟的增長。綜上，經濟的增長不管在統計意義上還是在能源發展的方面，都應該采取其他途徑（提高能源利用率等），而不是簡單的提高能源消耗。

四、結論與建議

由格蘭杰因果關系分析得，產值不是能源消耗的Granger原因，說明產值增加，不是進一步加大能源的消耗的原因；能源消耗也不是產值增加的Granger原因，說明能源的消耗能不一定能帶來GDP的增加。結合這兩點可以說明，青島的經濟增長不能簡單通過增加能源的消耗來完成，而從Granger檢驗也可看出，青島市的確也沒有在經濟增長速度的刺激下盲目增加能源消耗，而是在產值增加下，下大力氣提高了技術水平，將資本更多地投入低耗能行業，使得能耗增加不會過快，這也是青島作為較發達城市的一個特征。

消費與經濟的關系范文4

關鍵詞GDP增長消費拉動序列相關

消費、投資和出口與GDP之間的關系一直以來是宏觀經濟領域討論的熱點,學者們在這方面已經做出了很多有意義的分析和研究,根據宏觀經濟模型GDP=C+I+G+(X-M),消費、投資、出口對經濟的拉動作用已經被廣泛認同,它們通過乘數作用,推動GDP的成倍增長。

本文就是試圖利用經濟模型,找出消費對于GDP增長率的貢獻,從而通過增加消費,促進經濟的健康、持續的增長。

消費在中所占的比重一般在三分之二左右,消費可以通過自身的增加直接拉動經濟增長,還可以通過拉動投資間接拉動經濟的增長。我們知道對數模型反映的是因變量變化1個百分比,自變量變化的百分比。本文就是用對數模型來考察當消費變化一個單位時,對GDP增長率的影響,對未來的經濟增長提出對策。本文山東省統計年鑒運用1984―2007年的數據,進行分析。

一、消費對GDP增長的模型推導

我們知道消費和GDP是相互促進的,消費可以促進GDP的增長,GDP的增加也會增加消費,在本模型中對于消費和GDP增長的關系,首先我們判斷消費和GDP的因果關系,對此我們首先要進行因果關系檢驗。我們采用格蘭杰因果關系檢驗,進行檢驗,得檢驗結果:

我們可以得到消費是格蘭杰意義上的GDP的原因,而GDP卻不是格蘭杰意義上的原因。

由于人均消費傾向比較低,山東省的經濟發展主要以投資拉動我們通過模型的估計,求出消費增長的比例與GDP增長的比例之間的關系。由于消費對經濟影響的在時間上存在一定的效應,因此前期消費對本期也有影響,所以在估計模型的時候不僅要考慮當期消費,還要考慮前期消費對經濟的影響。由于經濟變量本身是非穩定的時間序列,用傳統的單方程計量經濟模型并不能全面的反映經濟變量間的關系,而且直接運用變量的水平值來研究經濟現象間的均衡關系容易導致謬誤結論。因此,需要進一步建立動態計量經濟學模型。對此我們進行對數參數估計使用的模型為:

參數估計后可以發現前期的消費與GDP的增長為負相關,不符合經濟意義,同時DW統計量為1.0695,存在正自相關。對相關性進行檢驗,可得結果:

經檢驗存在一階自相關和一階偏自相關,因此對方程加入ARMA進行修正。得到新的參數估計方程:

參數估計的個參數都有經濟意義,赤池準則通過,DW統計量為1.79,序列相關消除,進行檢驗,得檢驗結果:

通過檢驗可知自相關和偏自相關消除,不存在序列相關的問題。再檢驗異方差,進行White檢驗,得結果:

通過檢驗可知不存在異方差的問題。

可以得到最終的參數估計模型:

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

二、模型意義說明

通過以上的參數估計我們的到了最終的估計模型:

從模型中我們可以看出,當期消費對GDP增長具有最大的影響,當期消費增長一個百分點,GDP的增長就會增加0.7457個百分點,從這點我們也可以看出擴大內需對拉動經濟增長的作用。在我們面對全球性的危機,經濟增長的壓力增加時,如何保持經濟增長率使我們面對的突出問題。從消費對GDP增長的帶動作用可以看出,對于保持經濟增長率,擴大內需,增加消費對于下一個階段的重要性。面對全球性的金融危機,對于下一個階段保持經濟增長率,增加消費是一個重要途徑。從模型中我們也可以得出,前一期的消費對本期的經濟增長也有重要影響,它增加一個百分點,同樣會使GDP增加率增加0.35個百分點。所以,消費無論是對于當前的經濟增長,還是以后經濟的持續增長,都是有重要意義的。

模型的滯后項表明,前一期的經濟的經濟增長也會對本期的經濟增長產生影響。前一期的的GDP增長一個百分點,本期的GDP會增加0.73個百分點,這正表明了經濟增長的慣性。經濟進入了高速增長期,在一段時期就會持續性的發展下去,可能是前期的投資在本期發揮了作用。我們要想保持經濟持續快速的增長,必須保持經濟的增長率,因此必須要通過各種途徑,實現經濟縮小與先進省,乃至發達國家的差距。

山東省國內生產總值整體上呈逐漸上升的趨勢。從1996年的5883.8億元到2007年的25965.91億元,這是一個巨大的進步。特別是從年以來,山東經濟發展發生積極變化,進入了快速擴張階段,上升勢頭強勁,生產總值增長持續走高。從三大需求來看,我省的經濟增長屬于比較典型的投資拉動型。以“十五”時期的數據為例,我省最終消費支出、資本形成總額以及地區間貨物和服務凈流出對經濟增長的貢獻率分別為45.3%、47.6%和7.2%,分別拉動經濟增長5.9、6.2和0.9個百分點,其中,2003、2004、2005三年投資對經濟增長的貢獻率分別達到48.1%、54.6%和49.7%,投資己成為三大需求中拉動經濟增長的第一主動力。因此,更顯出我們下一個階段擴大內需,增加消費,對于經濟增長的重要性。同時,這也顯示了經濟的發展的持續性。

三、消費需求較快增長慢的原因既促進消費的政策建議

基于以上消費對GDP增長的影響分析,促進消費對經濟發展有重要意義。但一些因素制約著消費:

1.居民總體的收入水平低,而且就結構而言,城鄉居民收入差距也在不斷擴大,消費低的一個原因在于生活在農村的人口收入過低。

2.經濟結構轉型升級帶來的“磨擦性失業”、企業體制改革中效率追求引起的減員增效、農村科技進步所釋放出的剩余勞動力向非農產業的轉移的就業壓力等使城鄉居民就業穩定性減弱,再就業的困難加大等因素,都削弱了居民的消費信心。

3.由于社會保障制度的薄弱,對于大多數居民來說即使有些錢也不敢消費。

我們可要采取一些措施促進消費增長,從來帶動經濟發展。

1.合理調整居民收人分配政策。一是研究使用稅收調整手段,通過結構性減稅等手段, 減輕中低收人者稅收負擔。二是落實國家財政直補政策,減少農民稅費負擔,減輕農民負擔。三是加快農村剩余勞動力城市轉移, 拓寬農村剩余勞動力就業門路。

2.建立健全社會保障制度。推廣先進的養老、失業、醫療等社會保障工作經驗,探索和建立以政府財政為主、社會公積為輔、城鄉居民繳納為補充的保障體系, 適當提高城市低保,完善對城市低收人群體的保障。

3.加快農村基礎設施建設,改善農村消費環境。加大對農村和落后地區的轉移支付力度,財政支出更多地向農村和落后地區傾斜,改善農村地區水、電、路、通訊等設施建設,尤其是加大對農村電網改造力度、整頓農村電價、降低用電成本。同時大力發展適合農村地區的商品銷售和服務網絡,讓廣大農民方便購買, 放心消費。

基金項目:本文系國家自然科學基金 (09BTJ011) 資助項目。

參考文獻:

[1]魏鳳.山東省消費需求對經濟增長影響的研究.碩士學位論文.

[2]吳先聰,王成璋.經濟增長與消費需求的計量經濟分析.區域經濟與產業經濟.

消費與經濟的關系范文5

關鍵詞：政府消費；居民消費；經濟發展；格蘭杰因果檢驗；脈沖響應

一、引 言

投資、消費、出口是拉動一國經濟發展的“三駕馬車”，三者均衡增長，國民經濟才能健康、平穩地發展。但是，投資需求只是中間需求，只有消費需求才是真正的最終需求，消費需求規模的擴大和結構升級才是經濟增長的源動力。馬克思的消費理論和西方經濟學理論都肯定了消費在經濟增長中的重要作用。馬克思的消費理論指出，消費是生產的最終目的，因而最終消費是引導經濟發展的源動力。西方經濟學理論認為消費需求是真正的最終需求，對于投資需求進而對整個經濟增長起著直接的和最終的制約作用，是經濟增長的根本動力。因此，如何增強消費對經濟的拉動作用，進而確立消費主導拉動的經濟增長模式，始終是經濟學界和國家實際部門研究的熱點問題。

改革開放以來，在“三駕馬車”的拉動下，我國經濟經歷了近30年的高增長。但是，近年來，我國消費率不斷下降，投資率持續上升，經濟增長主要依靠投資需求拉動。在投資與出口雙雙大幅增長的同時，我國消費率明顯下降，1978年到2006年間，我國的消費率總體呈現下降趨勢，已經從1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明顯加大［1］。消費率過低、消費需求持續低迷所引發的一系列問題，已經成為

協整關系說明lngdp與lnpce、lngce之間存在協整關系，揭示了lnpce、lngce對lngdp的影響度，而且表明lngdp與lnpce、lngce之間存在長期均衡關系?？梢钥闯?，在長期內，lngdp與lnpce、lngce之間具有很密切的相關性，lnpce、lngce的擴大對經濟增長具有促進作用；從回歸方程可以看出，lnpce、lngce相關比率每增加1％，lngdp分別增長0.3％和0.5％。可見lngce更有效的促進了經濟的增長。

（三）格蘭杰（granger）因果性檢驗

上述協整檢驗結果告訴我們變量之間存在長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。c.w.j.granger在1969年提出的因果關系檢驗的基本思想是“過去可以預測現在”，即如果x是y變化的原因，則x的變化應該發生在y變化之前。如果x是引起y的原因，則在y關于y滯后變量的回歸中，添加x的滯后變量作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力，此時，稱x為y的格蘭杰原因，如果添加x的滯后變量后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則稱x不是y的格蘭杰原因。

由于因果關系檢驗對滯后的階數非常敏感，本文采取依次多滯后幾階，看結果是否具有同一性。對消費與經濟增長之間的granger因果關系檢驗結果見表2。

表2 格蘭杰檢驗結果表 零假設[]滯后期[]f統計量[]概率[]結論lnpce對lngdp不存在granger因果關系[]lngdp對lnpce不存在granger因果關系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒絕9.178[]0.006[]拒絕lnpce對lngdp不存在granger因果關系[]lngdp對lnpce不存在granger因果關系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒絕 5.789[] 0.001[]拒絕lnpce對lngdp不存在granger因果關系[]lngdp對lnpce不存在granger因果關系[]3[]1.678[]0.207[]不拒絕3.786[]0.029[]拒絕lngce對lngdp不存在granger因果關系lngdp對lngce不存在granger因果關系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒絕 3.316[] 0.081[]不拒絕lngce對lngdp不存在granger因果關系[]lngdp對lngce不存在granger因果關系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒絕[] 1.871[] 0.179[]拒絕lngce對lngdp不存在granger因果關系[]lngdp對lngce不存在granger因果關系[]3[]1.296[]0.306[]拒絕 2.328[] 0.109[]拒絕lngce對lnpce不存在granger因果關系lnpce對lngce不存在granger因果關系[]1[]4.832[]0.038[]不拒絕0.992[]0.329[]拒絕lngce對lnpce不存在granger因果關系[]lnpce對lngce不存在granger因果關系[]2[]3.761[]0.040[]不拒絕1.613[]0.223[]拒絕[]lngce對lnpce不存在granger因果關系[]lnpce對lngce不存在granger因果關系[]3[]2.587[]0.085[]不拒絕[]1.712[]0.200[]拒絕

由表2可以看出：

在滯后1-2期情況下，存在lnpce和lngdp之間的雙向granger意義上的因果關系。在滯后3期情況下，僅存在lngdp到lnpce的單向granger意義上的因果關系。

在滯后1期情況下，僅存在lngdp到lngce的單向granger意義上的因果關系。

在滯后1-3期情況下，僅存在lngce到lnpce的單向granger意義上的因果關系。

（四）var模型的估計

1980年c．a．sims將向量自回歸(vector auto regressive，var)模型引入到經濟學中，推動了經濟系統動態性分析的廣泛應用。這種模型采用多方程聯立形成，它是用模型中所有內生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。其明顯的優點在于對外生變量和內生變量不必加以區別而同等對待，因而var模型估計的結果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精確的因果關系檢驗。

1．本文構造的var模型可以表示為：

yt=α+∑p[]i=1βiyt-i+ut（2）

其中：yt=lngdpi

lnpcei

lngcei，α=α1

α2

α3，

βi=β11,i[]β12,i[]β13,i

β21,i[]β22,i[]β23,i

β31,i[]β32,i[]β33,i,u=u1t

u2t

u3t,uitn(0,σ2)在實際應用中面臨如何選擇滯后階數的問題，滯后階數越大，越能完整反映模型的動態特征，但是滯后期越長，模型待估參數越多，自由度越少，因此應在滯后期與自由度間尋求平衡。表3綜述了根據各種準則選定的var滯后階數。

表3 選擇var滯后階數的各種準則 內生變量：lngdp,lnpce, lngce；外生變量：c；樣本區間：1985～2006年 lag[]logl[]lr[]fpe[]aic[]sc[]hq[]0[]141.697[]na [] 3.05e-09[]-11.096[]-10.950[]-11.0551[]159.857[]30.509*[]1.48e-09*[] -11.829*[] -11.244*[] -11.666*2[]165.773[]8.518[]1.96e-09[]-11.582[]-10.558[]-11.2983[]176.460[]12.825[]1.89e-09[]-11.717[]-10.254[]-11.311

注：*表示根據該準則選定的階數。lr：連續修正lr檢驗統計量(在5%水平顯著)；fpe：最終預測誤差；aic(akaike)：信息準則；sc ( schwarz )：信息準則；hq ( harman-quinn)信息準則。

因此我們選則var的滯后階數為1。構建的var模型為：

δlngdpi=1.38525δlngdpt-1-0.876792δlnpcet-1+0.174980δlngcet-1+0.039279

t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］

r2=0.628r2=0.580f=12.954

δlnpcei=0.860081δlngdpt-1-0.292779δlnpcet-1+0.234451δlngect-1+0.016839

(3)

t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］

r2=0.585r2=0.531f=10.809

δlngcei=0.826969δlngdpt-1-0.444377δlnpcet-1+0.080339δlngcet-1+0.072780

t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］

r2=0.302r2=0.211f=3.318

由以上的模型中可以看出，經濟增長主要受自身lngdp(-1)和lnpce(-1)的影響；居民消費主要受lngdp(-1)的影響。這也對照了前面格蘭杰因果關系檢驗的論斷。經過檢驗，模型是顯著的，且所有特征根根模的倒數都小于1，說明該var模型的結構是穩定的(見圖1)。所以，滿足脈沖響應函數和方差分解分析的前提條件。下面，運用脈沖響應函數和方差分解做出合理的解釋。



圖1 var穩定性檢驗圖2．脈沖響應函數

var模型的脈沖反應函數（irf）可以反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，刻畫內生變量對隨機擾動的動態反應，顯示任意變量的隨機擾動（新息innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態過程。如果隨機擾動存在相關性，他們將包含不與特定變量相聯系的共同部分，通常將共同部分的效應歸屬于var系統中第一個出現的變量（依照方程順序）。圖2為基于上述var模擬的脈沖響應函數曲線，橫軸代表響應函數的追蹤期數，縱軸代表因變量對解釋變量的響應程度。在模型中，將響應函數的追蹤基數設定為十年。圖中實線部分為響應函數的計算值，虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。

從圖2可以看出：

lngdp對自身的一個標準差新息沖擊立即有較強的反應，在第1期達最大后開始慢慢回落，到第5期為負值，負值的最大值出現在第7期后開始逐漸回升；lngdp對來自lnpce的一個標準差新息沖擊的反應一開始較弱，但這種負面沖擊效應逐步增強并在第3期下降到低谷，然后又逐漸回升；lngdp對來自lngce的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，在第2期達最大后開始慢慢回落，到第4期為負值，負值的最大值出現在第6期后開始逐漸回升，多數觀察為負值。

lnpce對自身的一個標準差新息沖擊反應相對不是很大，在第1期達最大后開始慢慢回落，在第3期達到谷底隨后又開始回升；lnpce對lngdp的沖擊反應強烈，在第1期達到最高點后從第6期開始趨于平緩；lnpce對來自lngce的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，在第2期達最大后開始慢慢回落，從第4期開始趨于平緩。

lngce對其自身的沖擊反應一開始就很強，在第1期達到最大，隨后一直趨于回落；lngce對lngdp的沖擊反應強烈，在第1期達到最高點后從第6期開始趨于平緩；lngce對來自lnpce的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，從第1期開始就慢慢上升，從第8期開始趨于平緩。

圖2 脈沖響應函數曲線圖

可見，經濟增長對居民消費的提高在短期內會帶來一定的正面沖擊效應，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應會隨著時間慢慢減弱，即在長期來看經濟增長會帶來居民消費的增長；同時，居民消費的提高對經濟增長在短期內會帶來一定的負面沖擊效應，但經過一定時間，這種效應會改變為正面沖擊效應；經濟增長對政府消費的提高在短期內會帶來一定的正面沖擊效應，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應會隨著時間慢慢減弱；同時，政府消費對經濟增長有一定的促進作用，效應不是很強但一直比較穩定。

3．預測方差分解

var模型的方差分解是將系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程新息相關聯的組成部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性。方差分解表示的是當系統的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統中每一個內生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機擾動項(新息)相關聯的各組成部分，以了解各新息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術分析了各個變量對經濟增長的貢獻率。方差分解的結果見表4。

表4 lngdp方差分解表 lnpce方差分解表 lngce方差分解表 period[]se[]lngdp[]lnpce[]lngce[]period[]se[]lngdp[]lnpce[]lngce[]period[]se[]lngdp[]lnpce[]lngce1[]0.042[]100.000[]0.000[]0.000[]1[]0.045[]77.304[]22.696[]0.000[]1[] 0.053[]從表4可以發現：

從lngdp方差分解影響結果可以看出lngdp的預測誤差主要是由自身引起的，在第1期受自身波動的影響，隨著滯后時期的增多，lnpce對lngdp的影響越來越大，但是最終也未超過35%。lngce對lngdp的影響一直很弱?？梢娋用裣M的沖擊對gdp的影響是逐漸遞增的，但是經濟增長的大部分波動還是由自身引起的，由自身引起的波動的影響始終在64%以上，而政府消費對經濟增長的影響很小，可忽略不計。

從lnpce的方差分解的結果可以看出lnpce的波動大部分可由自身的波動和lngdp的影響引起的，lngce的影響太微不足道，可忽略不記。其中lnpce自身的波動是趨于遞增的，而來自lngdp的影響是趨于遞減的，隨著滯后時期的推進，lnpce大部分預測誤差可由lngdp的影響來解釋?？梢姀亩唐谶€是長期來看lngdp對lnpce的影響都是很顯著的。

從lngce的方差分解的結果可以看出lngce一開始的預測誤差是由自身和lngdp來解釋的，但隨時間的推進，lngce的波動大部分可由lnpce和lngdp共同來解釋。也可以說，從第5期開始lngce的波動受自身和lnpce、lngdp的影響趨于穩定，但lngdp對lngce的影響還是占主導地位的。

從方差分解表的信息來看，我國的lngdp、lngce和lnpce的慣性比較大，一開始大部分都是由自身和lngdp的影響造成的，除lnpce外，lngdp、lngce隨著時間的推移，由自身的擾動帶來的影響趨于減弱。還有長期來看lnpce對lngdp影響是逐漸增大的，因此應注重發展居民消費。

四、結論與啟示

以上根據1978～2006年的數據對消費與經濟增長的關系進行了分析，得出如下結論：

1. lngdp與lnpce、lngce之間存在著穩定的長期均衡關系，具有長期穩定和短期波動的特性并且lngce更有效地促進了經濟的增長。

2. 在滯后1-2期情況下，存在lnpce和lngdp之間的雙向granger意義上的因果關系。在滯后3期情況下，僅存在lngdp到lnpce的單向granger意義上的因果關系。在滯后1期情況下，僅存在lngdp到lngce的單向granger意義上的因果關系。在滯后1-3期情況下，僅存在lngce到lnpce的單向granger意義上的因果關系。

3.從脈沖函數上分析，政府消費對gdp影響很小，而我國政府消費占gdp的比重在10%～14%之間波動，已經快要超過15%的上限。政府消費隨著經濟發展和工業化進程城市化進程的加快，規模會擴大，但是在今后的發展中應盡力控制好規模，以達到最優，也可以避免政府消費對居民消費的擠出效應。從方差分解來看，居民消費對gdp的影響要超過政府消費。因此，擴大內需的重要是擴大居民消費，而不是擴大政府消費。但是消費對經濟的沖擊并沒有預想的那么大，從實證分析來看卻沒有發揮其真正作用。在穩健的財政政策的背景下我們應該實行擴大居民消費，適當縮減政府消費，我們應當從觀念機制和制度上大力發展消費信貸減輕居民的流動性約束，而且要增加居民尤其是農村居民的收入。

不論是理論分析還是各國經驗均表明，消費對經濟增長具有非常重要的拉動作用。消費率高，經濟增長就快。消費率低，經濟增長就慢。深入分析發現，上述的結論與我國實際情況相吻合。改革開放以來，我國的經濟得到了迅速的發展，它帶來了消費的增長，而消費的增長，又反過來推動著經濟的迅速發展。我國雖然在消費率很低的情況下依然保持經濟的高速增長，但主要依賴于投資和出口貿易推動。因此，這種投資推動的經濟增長是很難持續的，沒有最終消費的支持，經濟增長的質量也就上不去。針對我國居民消費率嚴重偏低的情況，政府不應該是束手無策，而應該積極通過調整政府消費將最終消費率保持在一個適度的水平上。最理想的狀態當然是政府消費能夠有效促進居民消費，因為居民消費才是最終消費的主體。但即使政府消費不能拉動居民消費，也至少應當根據居民消費的消費進行調整，以補充居民消費之不足，從而使最終消費率保持在適度水平上?？上驳氖?，我們的實證檢驗的結果均肯定了上述兩種假設關系的存在，這說明政府的消費政策是有效的。

但是，總的來說我國目前消費率偏低，這在一定程度上嚴重制約著國民經濟的健康快速發展。因此我們要了解妨礙消費需求增長的因素并采取相應的策略以求我國經濟能夠得到更快的發展。

消費與經濟的關系范文6

關鍵詞:巴西;能源消費;經濟增長;碳排放

中圖分類號:F113.3 文獻標識碼:A 文章編號:1003-4161(2010)03-0020-04

一、引言

Granger因果檢驗是研究變量之間關系最適合的計量方法。已有較多學者采用該方法來研究能源消費和經濟增長的關系。如Glasure and Lee(1998)對亞洲國家能源消費與經濟增長之間的因果關系進行了實證分析,并得出結論:在新加坡,實際GDPGranger引起了能源消費。Yu and Choi(1985)采用Granger因果檢驗法分析韓國GNP和能源消費之間的關系,結果發現他們之間存在單向因果關系。除了分析總能源消費與經濟增長的關系之外,一些學者還具體分析了某一種能源消費與經濟增長之間的關系,比如,Bowden and Payne(2009)通過Granger因果檢驗分析表明:在美國居民可再生能源消費Granger引起了實際產出,然而工業、商業可再生能源消費各自與實際產出之間不存在Granger因果關系。綜觀已有的研究,很少學者將能源消費、經濟增長以及碳排放放在一起進行研究,本文將進行這方面的嘗試。

作為“金磚四國”之一的巴西,其經濟發展尤其受到學者的關注。巴西同時也是能源消費大國,那么巴西的能源消費對經濟增長的貢獻到底怎樣?另一方面,因能源消費,尤其是傳統能源消費所帶來的溫室氣體排放量增加,使當今世界的環境面臨嚴峻挑戰。在此背景下,世界各國都積極籌劃發展低碳經濟,以降低能源消費對環境造成的不利影響,那么巴西的碳排放與能源消費的關系又是怎樣的?巴西如何在不犧牲環境的前提下實現經濟的可持續發展?本文接下來將分析巴西能源消費、經濟增長與碳排放之間的關系,并在此基礎上,為巴西的可持續發展提出建議。

鑒于本文主要對能源消費、經濟增長與碳排放的關系進行實證分析,因此將對各部分做如下安排:第二部分介紹計量方法、變量選取及數據來源,第三部分分析能源消費與經濟增長之間的關系,第四部分則分析能源消費與碳排放之間的關系,最后一部分在第三、四部分實證分析的基礎上提出建議。

二、計量方法、變量選取及數據來源

對經濟變量之間的關系進行實證分析,要經過這樣一些步驟。首先是對變量序列做單位根檢驗,在此基礎上分析變量之間是否存在協整關系和Granger因果關系。本文在分析能源消費與經濟增長之間的關系時采用多變量分析框架,而在分析能源消費與碳排放之間的關系時采用雙變量分析框架。

不管是多變量分析框架還是雙變量分析框架,首先要對變量序列進行平穩性檢驗,這是因為在分析經濟模型時,如果對非平穩時間序列直接進行回歸容易產生“偽回歸”現象,從而造成結論無效。本文采取ADF法來檢驗變量的平穩性,在此基礎上,再對變量序列進行協整分析和Granger因果關系分析。

在進行協整分析和Granger因果關系分析時,多變量分析框架與雙變量分析框架就有差別了。

對時間序列進行協整檢驗的方法包括由Engle and Granger提出的EG兩步法和Johansen檢驗法。一般地,分析兩個變量之間的協整關系時采用EG兩步法,而在多變量框架下分析協整關系常使用Johansen檢驗法。EG兩步法在對兩個以上的變量做協整檢驗時存在一個較大的缺陷,即,把不同的變量作為被解釋變量時,可能檢驗得出不同的協整向量。而Johansen檢驗法不僅克服了EG兩步法的缺陷,而且做多變量檢驗時,還可以精確地檢驗出協整向量的數目,以判斷變量之間的長期均衡關系。所以,以下在分析能源消費與經濟增長之間的協整關系時采用Johansen協整檢驗方法,而在分析能源消費與碳排放之間的協整關系時采用EG兩步法。

我們結合經濟模型來選擇實證分析中所用到的變量。在分析能源消費與經濟增長關系時,我們選擇加入了能源消費變量的C-D生產函數。長期以來,能源作為生產過程中的獨立要素投入常常被忽略,這是因為與其他要素的就業成本相比,能源投入在GDP中只占很小比例(Ghali and EI-Sakka,2004;Lee et al.,2008),能源只被看做是原材料的一部分而已。之所以出現這種情況,事實上隱含著一個重要的邏輯前提和假定:能源是存在的,而且不會枯竭。隨著世界經濟的不斷發展,能源對經濟的約束也越來越明顯,特別是上世紀70年代的兩次石油危機更是凸顯了能源對經濟增長的約束作用。

近期大量的研究越來越重視能源在生產過程中的重要性,一些學者試圖把能源作為除了勞動力、資本以外的附加的生產要素納入生產函數當中(Ghali and EI-Sakka,2004;Lee and Chiang,2008;Stern,2000;Wolde-Rufael,2008)。本文同樣按照這一思路,建立分析模型如下:

Yt=kβ1tLβ2tEβ3t

Yt表示t時刻總產出或實際GDP,Kt表示t時刻的資本存量,Lt表示t時刻的就業水平,Et表示t時刻總能源消費量。對該函數取自然對數建立回歸方程表示如下:

LYt=α0+β1LKt+β2LLt+β3LEt+εt

系數βi,i=1,2,3分別表示資本存量、就業和總能源消費的彈性(Lee et al, 2008),εt為隨機擾動項。

需要說明的是本文將使用總資本形成來代表資本存量K。許多學者在缺少資本存量數據時都曾采用過這樣的處理方法(Lee and Chiang,2008;Narayan and Smyth,2008;Sari and Soytas, 2007)。使用總資本形成代替資本存量有一些局限?？傎Y本形成是一個流量概念,不能衡量隨年度累計下來的資本存量,沒有考慮資產折舊帶來的調整。總投資只是總資本存量的一個變動,不涵蓋折舊?？傎Y本形成也包括存貨。Sari and Soytas(2007)指出永續盤存法在估算資本存量時假定折舊率是常數,因而資本的任何變動都與投資的變動有很大關系。這樣,用新固定投資數據來衡量資本存量的發展趨勢還是較為可靠的。

本文使用的數據是1977―2006年之間的年度數據。實際GDP、總資本形成、能源消費量以及碳排放量數據均來自于世界銀行的世界發展指數(2009)光盤版,而就業數據則來自于國際勞工組織網站。對這些數據取自然對數后分別表示為:LYt、LKt、LEt、LCEt和LLt。

三、能源消費與經濟增長關系的實證分析

使用Eviews6.0軟件對LYt、LKt、LEt和LLt的平穩性檢驗結果見表1。

從檢驗結果來看,變量LYt、LKt、LEt和LLt的ADF檢驗值均大于10%水平下的臨界值,因此無法拒絕有單位根的假設,是不平穩序列。然而,從一階差分序列的ADF檢驗值則都小于10%水平下的臨界值,因此拒絕有單位根的假設,所以一階差分序列都是平穩的。從而得出結論:變量LYt、LKt、LEt和LLt都是一階單整序列。在此基礎上進行變量間協整關系檢驗,檢驗見表2。

從以上結果可以發現:LYt、LKt、LEt和LLt四個變量之間存在協整關系。協整方程為:

LYt=0.512+0.16LKt+0.62LLt+0.23LEt

(4.29)(10.24)(2.54) (3.91)

其中括號內為各估計系數的t值,從該方程可以看出當GDP變動1個百分點,資本存量變動0.16個百分點,就業變動0.62個百分點,而能源使用變動0.23個百分點。協整檢驗結果只告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關系,但是這種均衡關系是否構成因果關系,還需要通過Granger因果關系檢驗來進一步驗證。根據AIC準則確定各變量的最優滯后階數為2,對變量間Granger因果關系檢驗結果見表3。

表3 Granger因果關系檢驗結果

原假設F檢驗值概率P值結論

LKt不是引起LYt的原因LYt不是引起LKt的原因4.482050.0227拒絕1.654740.2131無法拒絕

LLt不是引起LYt的原因LYt不是引起LLt的原因5.623990.0103拒絕4.693470.0195拒絕

LEt不是引起LYt的原因LYt不是引起LEt的原因4.064640.0308拒絕0.048700.9526無法拒絕

從以上結果可以發現,LLt是引起LYt變動的原因,同時LYt也是引起LLt變動的原因,說明就業和GDP的變動都會引起對方的變動;而LEt與LYt之間只表現為從LEt到LYt的單向因果關系,即能源消費變動單方向引起GDP的變動。同樣資本存量變動也單方向引起GDP的變動,而根據經濟現實,GDP的變動同樣會引起資本存量的變動?？赡苁且驗閿祿幚矸矫娴膯栴},所以實證結果沒能與現實情況完全吻合。

四、能源消費與碳排放之間關系的實證分析

如上文所述,對能源消費與碳排放之間關系的研究屬于雙變量分析,因此,這里采用EG兩步法。以上已經對能源消費序列進行了平穩性檢驗,能源消費的自然對數序列LEt是一階單整序列。下面是碳排放序列的平穩性檢驗結果見表4。

表4 ADF單位根檢驗結果

變量檢驗形式

(C,T, M)ADF檢驗值臨界值1%顯著性水平5%顯著性水平10%顯著性水平10%顯著性水平下的平穩性

LCEt(C,N,7)-1.349587-3.679322-2.967767-2.622989不平穩

LCEt(C,N,7)-5.169447-3.689194-2.971853-2.625121平穩

注:檢驗形式中,C表示單位根檢驗中是否包含常數項,T表示時間趨勢項,M表示滯后期數,M的選擇根據SIC準則自動選定。

該結果說明LCEt也是一階單整序列。接下來采用EG兩步法檢驗LEt和LCEt的協整關系和Granger因果關系,見表5。

1.對LEt和LCEt進行回歸后的殘差序列et的單位根檢驗如下:

表5 ADF單位根檢驗結果

變量檢驗形式(C,T,M M)ADF檢驗值臨界值1%顯著性水平5%顯著性水平10%顯著性水平10%顯著性水平下的平穩性

et (C,N,7)-2.414313-3.679322-2.967767-2.622989不平穩

注:檢驗形式中,C表示單位根檢驗中是否包含常數項,T表示時間趨勢項,M表示滯后期數,M的選擇根據SIC準則自動選定。

根據EG兩步法的檢驗思想,說明能源消費與碳排放之間不存在長期的協整關系

2.同時能源消費與碳排放之間不存在Granger因果關系。

巴西的能源消費與碳排放之間既不存在長期的協整關系,同時格蘭杰因果檢驗也否認了巴西的能源消費是碳排放增長的格蘭杰原因。因而,單純從能源消費總量角度很難準確地把握能源消費與碳排放之間的關系,要準確把握這一關系,還需要進一步考察巴西的能源消費結構。

五、對策建議及對中國的啟示

以上研究結果告訴我們,巴西存在著從能源消費到經濟增長的單向因果關系。降低能源使用將會導致經濟增長趨緩,為了保持經濟增長,則需要增加能源消費。

一般來講,能源消費,特別是傳統能源消費的增加會對環境造成不利影響。從第四部分的分析可知:單純從能源消費總量角度很難發現巴西的能源消費與碳排放之間到底有什么關系。我們接下來考察巴西的能源消費結構,并在此基礎上對巴西經濟的可持續發展提出建議。

(一)對巴西保持可持續發展的對策建議

根據BP世界能源統計(2009)資料顯示,2008年在由石油、天然氣、煤炭、核能以及水電消費構成的能源消費合計中,巴西的情況是:石油消費量105.3百萬噸(石油當量),占合計量的46%,天然氣消費量22.7百萬噸(石油當量),占合計量的9.95%,煤炭消費量14.6百萬噸(石油當量),占合計量的6.4%,核能消費量3.1百萬噸(石油當量),占合計量的1.36%,水電消費量82.3百萬噸(石油當量),占合計量的36%。從中我們可以發現:與印度、中國等發展中大國不同的是,巴西的能源消費中煤炭占比很低,而清潔的可再生能源,如水電消費占比則很高。同時,目前巴西使用的乙醇、生物柴油及其他可替代能源已占其所有能源消耗量的44%,遠高于13.6%的世界平均水平。這樣的能源消費結構對環境保護很有利。正是由于巴西擁有較為優化的能源消費結構才沒有使其因能源消費增加而帶來碳排放的大量增加。根據碳監測行動網數據,在全球前10大碳排放國中,成熟與新興市場都名列榜內,唯獨巴西不在名單內。以巴西為首的拉丁美洲,碳排放量只有東亞和東歐的一半。

現在,我們已經清楚地認識到:如果能源消費結構得到足夠的優化,總能源消費量的增加在促進經濟增長的同時,完全可以避免溫室氣體的大量排放。要使能源消費結構更加優化,就需要提高清潔能源的使用量。清潔能源包括可再生能源和核能、生物能等新能源。目前,巴西的可再生能源的利用率較高,同時生物能源技術居世界領先地位,生物能利用率遠高于世界平均水平。因此,巴西只要在現有較好的能源消費結構基礎上,繼續加強對新能源的研發和推廣使用,就可以在不破壞環境的同時實現經濟持續增長。

(二)巴西成功經驗對中國的啟示

同為“金磚四國”成員的中國,在能源消費結構方面與巴西有很大不同。中國的能源消費結構長期以來一直以煤為主。雖然目前中國的能源消費結構不斷地在發生積極變化,清潔能源和新能源的使用在總能源使用中所占的份額有一定程度提升,見表6。然而由于中國的資源分布不均,表現為不同類型能源儲量分布不均,煤炭資源豐富,水資源短缺,即使同一類能源也存在地區分布不均的問題,所以短期內中國以煤炭為主的能源消費結構不會有很大的變化,這也成為我國碳排放水平難以降低的重要原因之一。據世界銀行2009年世界發展指數提供的數據顯示,從1995年到2005年巴西的人均碳排放水平一直維持在2公噸的低水平上,而中國1995年的人均碳排放水平為3公噸,從2004年開始又攀升到4公噸。中國目前仍處在加快工業化發展的過程中,中國的經濟發展階段特征決定了中國能源使用量仍會很大,基于以上事實,本文認為巴西在優化能源消費結構降低碳排放水平方面至少給中國帶來以下有益的啟示:

1.巴西在生物能源的研發及推廣使用方面的成功經驗表明中國可以在該類能源領域有所發展

為滿足能源消費高速增長的需求,面對石油資源日益減少的挑戰,巴西政府重視替代能源的開發利用,積極實施可再生能源多元化的發展戰略,在推廣使用乙醇作為機動車燃料的同時,還利用本國特有的自然條件和資源優勢大力研發生物柴油技術,逐步在全國20多個州建立了生物柴油技術開發網絡。

近年來中國城市化進程加快,未來中國還將繼續推進這一進程。然而,中國是一個農業大國,同時在城市化進程中也出現了不少問題,如農民工的生活保障問題以及對城市公共資源享有程度較低問題等,這使我們必須冷靜看待中國的城市化發展。本文認為未來中國的城鄉發展要保持均衡,中央仍應該重視解決農村發展問題,對農民種植作為能源原材料的經濟作物加大扶持力度,這不僅可以使農民增收,也可以在一定程度上促進中國生物能源的發展和使用,從而降低碳排放水平。為更好地發展生物能源,中國可以在生物能源的技術研發方面加強與巴西的合作。

2.巴西降低碳排放水平的經驗還在于巴西能夠立足本國能源資源狀況,優化能源消費結構

對中國而言,既然短期內很難改變以煤炭為主的一次性能源消費結構,那么中國也應以此為基礎,通過相應的措施降低碳排放水平。相關研究表明:相較石油和天然氣,單位熱量燃煤引起的二氧化碳排放要分別高出約36%和61%,引起的傳統污染物排放則更高。因此,我國解決能源和環境問題的關鍵在于如何清潔、高效利用好煤。清潔、高效利用煤炭技術具體包括煤炭加工技術。即,通過加工可顯著提高煤炭質量和利用效率,減少污染物排放;煤炭轉化技術。即,將煤炭氣化、液化或制成甲醇和二甲醚;煤炭燃燒技術;煤炭生產、加工和轉換過程中排放物(矸石、中煤、粉煤灰、二氧化硫)的再利用技術以及碳捕捉和封存技術等。

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