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一、消費水平與經濟發展
（一）消費水平與經濟增長
消費水平的提高與經濟增長，在客觀上有合理的比例，在數量上有很大的依存關系，這種依存關系表現為以下幾方面。 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定合理，國民經濟就可以持續、穩定、協調地發展，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，消費與生產的正常比例就會遭到破壞，生產正常發展就會受到影響，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，消費對生產的促進作用弱化。由于生產與消費之間的不協調差距加大，引起商品或資本運動受阻，最終導致整個社會經濟生產活動的被迫緊縮。 其次，消費率與經濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數，就是消費率，消費率對經濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經濟增長率區間，當消費旺盛，經濟增長率就高， 消費不足，經濟增長率就會滑落。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能力與低消費水平不相適應，出現“過剩危機”，從而影響經濟增長。
（二） 消費水平與經濟波動
改革開放以來，隨著經濟的高速增長，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。 消費傾向對整個國民經濟的健康發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。 農業波動對消費波動的影響。我國是一個農業大國，農業在國民收入中所占的比重大，農業的波動必然引起整個國民經濟的波動，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 ，有經濟因素，也有非經濟因素。經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，積累是擴大再生產的源泉，任何社會要擴大再生產，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技術基礎的增強。人們的物質文化水平的不斷提高就有可靠的物質保證，反過來，消費的增強和消費水平的提高，又會促進生產的發展和積累的增加。在消費基金確定的情況下，人口的數量與消費水平成反比，人口數量大，增長速度快，人均消費水平就低，人口數量小，增長速度慢，消費水平就會高，我國人口基數大，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，據粗步估算，我國現有人口達 14 億左右。每年新增的社會財富，新生產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境所進行的各種努力，如醫院病床的增加，普遍教育和專業教育的普及，住宅條件的改善，生活用水質量的提高等都將因為人口總數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、城鄉居民消費水平的比較及其對經濟發展的影響
在我國，由于自然條件不同，生產力布局不同以及對某些地區采取“傾斜”政策和勞動差別和非勞動因素造成經濟發展水平不同，勞動報酬不同，從而形成消費水平的差異，我國經濟發展的不平衡，在地區之間，城 鄉之間表現得非常明顯，在經濟發展過程中，由于城市發展較快，大部分農村發展比較慢，所以在一定時期內，城鄉之間的消費水平差異比較明顯。這主要是近年來，由于多數居民對未來支出預期不斷增強，將收入較多地轉向了儲蓄，投資等其他渠道，加上醫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。而導致農村消費增長率低于城鎮居民的消費增長率的原因除了農民的收入水平的限制以外，最主要是農村的消費環境滯后，配套設施不齊全 ， 如有些農村沒有通電，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民的購買積極性。
【關鍵詞】經濟增長 能源消費 研究現狀
一、引言
1973年爆發的“石油危機”，促使人們開始關注能源消費與經濟增長關系的研究。能源是國家的經濟命脈，也是一國經濟發展的物質基礎。在經濟增長中，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濟持續增長，正確認識經濟增長與能源消費之間的關系。
二、國外研究現狀
國外真正對能源經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，他著重強調了能源對經濟增長和社會發展的制約作用，通過研究世界人口、工業發展、污染、糧食生產和資源消耗五種因素之間的變動和相互關系，建立了“世界末日模型”，結論是如果維持現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論。
（一） 國外研究的結果，可以根據其經濟增長理論基礎的差異分為技術內生和外生。在假定外生的技術進步研究中， Dasgupta and Heal 拓展的Ramsey模型得出在最優的增長路徑上最終能源消費將減少。Nordhaus在經濟增長模型中考慮了技術進步對可耗竭資源約束作用的彌補，并對技術進步的增長率施加了限制，從而實現了經濟的可持續增長。
（二）Bovenberg假定技術進步是內生的，并在內生經濟增長模型中加入環境這一因素，分析了環境政策對短期和長期經濟增長的影響，以及這兩種影響之間存在的差異。Grimaud and Rouge在內生增長模型中包括了可耗竭資源，并假設技術的進步取決于用于研發的勞動力和已有創新，對最優的經濟增長路徑進行分析。Grimaud and Rouge將生產部門分為最終產品部門和研發部門，假設了簡單的內生技術進步，分析了污染、技術進步和經濟增長之間的關系。
（三）國外學者選用不同的時間序列對能源消費和經濟增長之間的關系進行了分析。研究的結果顯示，GDP和能源消費存在著單向因果關系，雙向因果關系，反向因果關系、不存在因果關系以及協整關系。
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系。George采用希臘1960-1996年能源消費、GDP和CPI的數據，證明了其存在雙向因果關系。Masih在一個多元計量經濟模型框架內發現，印度尼西亞的GDP與能源消費存在反向因果關系；在Kraft的研究之上，Yu將樣本空間從1974年擴展至1979，卻發現GNP和能源消費之間并不存在因果關系。Stern使用單方程靜態協整分析法以及多元動態協整分析法進行實證研究并發現了長期均衡關系。Soytas著重研究了韓國、日本等G7國家發現能源消費和GDP之間存在協整關系。
三、國內研究現狀
能源問題一直是我國經濟發展中的焦點和熱點問題，最新資料表明，中國已經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。國內經濟增長與能源消費的相關性研究從定性和定量兩方面展開。
（一）在定性方面，趙嬡認為，一個國家或地區國民經經濟的增長速度同能源消費增長速度保持上正比例關系。隗斌賢則認為能源與經濟增長的關系主要體現為兩個方面：一是經濟增長對能源的依賴性，二是能源的發展以經濟增長為前提。
（二）在定量方面，我國學者的研究大多基于傳統經濟理論模型的擴展。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生產函數，得出我國能源消費與經濟增長呈正相關的結論。趙進文，范繼濤率先將非線性STR模型技術應用于此研究，得出我國經濟增長對能源消費的影響具有非線性特征，經濟增長對能源消費影響具有非對稱性，以及經濟增長對能源消費有明顯的階段性特征。歐曉萬運用協整理論對我國1978～2006年的數據進行的分析表明經濟增長與能源消費之間存在協整關系。
四、結論
以上文獻的研究多數基于統計數據分析或者因果關系判斷，總結得出能源消費與經濟增長主要存在四種格蘭杰因果關系：1）雙向因果關系；2）單向因果關系；3）不存在因果關系；4）協整關系。
問題是，基于統計數據分析或者因果關系判斷的分析方法，對于本來的指導意義不大，或者在短期內也許有效，但是當經濟增長仍然按照原來的趨勢發展下去的話，對于經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.經濟增長與能源消費關系研究[J].經濟研究，2008， 08.
內容摘要：經濟周期是國民經濟運行過程中循環出現的經濟波動現象，它表現為總體經濟活躍與呆滯循環交替的過程。經濟波動的研究是宏觀經濟學中十分重要的領域。我國經濟發展的實踐表明，自1953年我國開始大規模經濟建設進入工業化進程以來，我國國民經濟運行有起有落，表現出明顯的周期波動性。總需求波動是經濟波動的重要原因，消費、投資及進出口作為總需求的重要組成部分，在乘數-加速數的作用下，消費、投資及進出口的擴張與收縮，將對經濟波動產生重要影響。基于比較的觀點，本文以國民收入恒等式、乘數-加速數模型、IS-LM-BP模型、AD-AS模型、產出缺口模型等為理論基礎，分析了我國經濟波動與消費、投資及進出口之間的作用關系。
關鍵詞：經濟波動 消費 投資 進出口
經濟發展的歷史表明：經濟增長方式從來就不是按部就班、一成不變的，任何國家的經濟都是在經濟上下波動的交替中發展的。西方經濟周期理論中的消費不足論、投資過度論以及D.H.Robertson的“對外貿易是經濟增長的發動機”等理論，都表明了消費、投資及進出口貿易是影響經濟繁榮與蕭條的重要因素。本文運用國民收入恒等式，乘數-加速數模型，IS-LM-BP模型，AD-AS模型，產出缺口模型等，對經濟波動與消費、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
根據凱恩斯的國民收入和主要決定理論，在開放經濟中，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分別代表國內生產總值，消費，投資，政府支出，出口和進口。式（1）是一個會計恒等式，從直觀上靜態的描述了開放經濟中，產出與消費、投資、政府支出及進出口之間的關系。為了進一步深入分析開放經濟條件下產出與消費、投資、政府支出及進出口之間的關系，在（1）中引入時間因素，即將（1）式動態化。
假定t時期的產出由t時期的消費、投資、政府支出及進出口水平決定，從而（1）式動態化為：
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、出口和進口在國內生產總值中所占的比例。因此，（4）式表示了動態化后的國民收入恒等式中，右邊各個組成部分數量上的變化對產出的影響。根據（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出之間的直接關系。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出的波動，而產生的波動也將作用于消費、投資和進出口。
基于乘數－加速數模型的分析
根據薩繆爾森的乘數－加速數原理，新發明的出現使投資增加，投資通過乘數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。如此循環往復，國民收入不斷增長，社會經濟處于經濟周期的繁榮階段，逼近經濟周期的波峰位置。然而，社會資源是有限的，經濟增長水平遲早會超過潛在經濟增長水平，而處于經濟周期的波峰位置。一旦經濟達到經濟周期的波峰位置，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。如此循環往復，國民收入持續下降，社會經濟處于經濟周期的蕭條階段，由于長期的負投資，即生產設備的逐年減少，仍在堅持生產的一部分企業感到有必要更新設備，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。通過加速數的作用，社會經濟再次進入繁榮階段，新一輪的經濟周期開始。
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濟的一個外生變量，我國經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，從而對經濟波動產生影響。本文將經濟波動與消費、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，在開放經濟條件下，投資通過乘數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間接影響國民收入，進口作為一個外生變量通過外貿乘數影響國民收入。因此，在乘數－加速數的作用下，經濟波動與消費、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，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，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。假設經濟初始處于內部和外部共同均衡的E1點，利率水平為R1，產出水平為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。假設經濟的初始均衡點E1處于經濟周期的蕭條階段，蕭條持續一段時間后，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。在國內貨幣供給水平不變的條件下，國內利率必然上升。一方面，收入增加導致貿易逆差，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，最終出現國際收支順差。國際收支順差，外匯市場上出現本幣供不應求的局面，本幣出現升值壓力，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，重新達到內部和外部均衡，利率水平為R2，比初始的利率水平R1高，產出水平為Y2。當利率達到某一水平之前，投資繼續增加，上述過程循環往復，產出水平達到很高水平，利率也將達到很高水平，經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。在國內貨幣供給水平不變的條件下，國內利率必然下降。一方面，收入減少導致貿易順差，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，最終出現國際收支逆差。國際收支逆差，外匯市場上出現本幣供過于求的局面，本幣出現貶值壓力，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，重新達到內部和外部均衡點E1。經濟波動再次進入蕭條階段。這樣國民經濟運行經歷了一次完整的周期波動，當上述過程循環往復，國民經濟運行就表現出周期波動特征。
綜合上述分析可知，這里利率起到了重要作用。投資增加使產出增加，產出增加導致消費和進口增加，又進一步導致投資增加，在國內貨幣供應量不變的情況下，國內利率必然上升。當利率達到一定水平后，投資開始減少，產出減少，消費和進口減少，又導致投資進一步減少，在國內貨幣供應量不變的情況下，國內利率下降。這一過程的循環往復，國民經濟運行就表現出周期波動特征。
基于AD-AS模型的分析
開放經濟條件下，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，最終導致經濟波動。下面我們運用AD-AS模型來分析經濟波動與消費、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，其產出水平為Y1，價格水平為P1。從圖3可知，E1點處在潛在產量線Y*，的左側，產出水平Y1和價格水平P1都處于很低的水平，經濟處于蕭條階段。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，其產出水平為Y2，價格水平為P2。從圖3可知，E2點處在潛在產量線Y*的右側，產出水平Y2和價格水平P2都處于很高的水平，經濟處于繁榮階段。
假設經濟處于蕭條階段，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量線的左側，持續一段時間后部分企業開始更新固定資產投資，在乘數作用下產出增加，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，經濟開始復蘇。復蘇階段投資繼續增加，產出繼續增加，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量線并進一步右移，經濟進入繁榮階段。當經濟到達波峰位置時，由于資源約束導致產出下降，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，經濟開始出現衰退。衰退階段投資繼續減少，產出繼續下降，消費和進口繼續減少，投資進一步下降，總需求繼續下降，總需求曲線AD進一步左移，如此循環往復，總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點越過潛在產量線并進一步左移，經濟進入蕭條階段。這樣宏觀經濟運行就完成了一次周期波動。蕭條持續一段時間后，部分企業開始更新固定資產投資，總需求開始增加，經濟開始緩慢復蘇，宏觀經濟運行開始新的周期波動，如此循環往復，宏觀經濟運行就表現出周期波動特征。根據圖3可知，出口作為本國經濟的外生變量，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，從而影響經濟波動。
綜合上述分析可知，總需求波動是經濟波動的重要原因，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濟的復蘇或衰退，經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。
基于產出缺口模型的分析
前面分析了經濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用，下面我們運用產出缺口模型來分析經濟周期階段與消費、投資及進出口的關系。
西方學者一般將經濟周期波動分為兩個階段:收縮階段和擴張階段，波峰和波谷是經濟周期波動的轉折點。經濟周期波動也可以分為四個階段：繁榮（經濟活動擴張或向上的階段）、衰退（由繁榮轉為蕭條的過渡階段）、蕭條（經濟活動收縮或向下的階段）、復蘇（由蕭條轉為繁榮的過渡階段）（如圖4所示）。圖4中正斜率的直線是經濟的長期增長趨勢線。由于經濟總體上保持著或多或少的增長，所以經濟增長的長期趨勢是正斜率的。
產出缺口是指潛在產出與實際產出之差，即：
產出缺口=潛在產出－實際產出（5）
產出缺口可以衡量實際產出與潛在產出之間周期性偏離的規模。當產出缺口是正值時，實際產出低于潛在產出，這時經濟位于收縮階段。隨著產出缺口的不斷擴大，實際產出越來越低于潛在產出，于是衰退日益嚴重，最后經濟出現蕭條。蕭條持續一段時間后，部分企業開始更新固定資產投資，在乘數－加速數的作用下，產出缺口越來越小，蕭條和衰退程度不斷減輕和緩和，實際產出朝著潛在產出水平上升，進而步入復蘇階段。當實際產出越過潛在產出線，上升到潛在產出線上時，產出缺口由正值變為負值。這時經濟步入擴張階段，經濟出現繁榮局面。
由（5）式可知，產出缺口的產生主要是實際產出變動的結果，而實際產出Y-C+I+G+（X-M）+Iu，Iu指期初過量存貨投資。當經濟出現衰退時，Iu≥0，廠商會產生不樂觀的預期，從而減少投資，通過乘數的作用使產出減少，進而消費和進口減少，又進一步導致投資減少，產出缺口為正值，且正的產出缺口越來越大，直至波谷位置，經濟進入蕭條階段。當一部分仍在生產的企業開始更新固定資產投資時，Iu越來越小直至廠商的期初存貨投資為零，正的產出缺口逐漸縮小，這時廠商產生樂觀的預期，從而增加投資，通過乘數的作用使產出增加，進而消費和進口增加，又進一步導致投資增加，產出缺口變為負值，且負的產出缺口越來越大，經濟開始復蘇直至波峰位置，經濟進入繁榮階段。另外由（5）式可知，出口作為本國經濟的一個外生變量，出口的增加或減少將直接導致實際產出的增加或減少，使得產出缺口縮小或擴大，從而影響經濟周期波動所處階段。
綜合上述分析可知，經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。一般情況是，當經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濟周期波動所處階段產生重要影響。
參考文獻：
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4.羅伯特小巴羅. 方松英譯.現代經濟周期理論.商務印書館，1997
5.Mike Artis(2004)."Economics slowdown in developing countries."Investment Horizons, pp.4-5
作者簡介：
[關鍵詞]河北省 能源消費 經濟增長 協整檢驗 Granger因果關系
一、引言
在全球氣候變暖的背景下,以低能耗、低污染為基礎的"低碳經濟"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《哥本哈根協議》,對各國環境經濟政策的制定和完善產生了重要的影響。目前中國政府已結合經濟社會發展規劃和可持續發展戰略,提出了到2020年中國單位國內生產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,這就為以重工業為經濟支柱的河北省帶來了新的挑戰。
河北省是能源生產和消費的大省,尤其是煤炭的使用量一直居高不下。據最新數據顯示,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展低碳經濟帶來了挑戰。因此要想在這樣一個重工業地區發展低碳經濟,必須要了解能源利用和GDP之間存在怎樣的關系,才能夠在不影響經濟發展的前提下,利用合適的對策建議發展低碳經濟。
表1 河北省1980―2008年GDP與能源消費
數據來源:《河北省統計年鑒2009》
本文從河北省的實際出發,通過單位根檢驗、協整分析和格蘭杰(Granger)因果檢驗對河北省的能源利用和經濟增長之間的關系進行實證分析,從中得到兩者之間存在的關系,以此提出適合河北省發展低碳經濟的對策建議。
二、研究方法和數據說明
1.研究方法。對時間序列數據進行因果性檢驗,序列的平穩性是研究的前提條件。對于平穩性檢驗本文采用單位根檢驗(ADF);協整檢驗采用EG(Engle-Granger)檢驗方法;因果關系檢驗,本文采用格蘭杰(Granger)因果檢驗。
2.數據說明。本文選取1980―2008年間的數據作為樣本空間。數據來源于《河北省統計年鑒》。用地區生產總值(GDP)表示經濟增長,用能源消費總量(NY)表示能源的使用情況。
三、實證分析
1.平穩性檢驗。檢驗時間序列平穩性最常用的方法是單位根檢驗法,一個非平穩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性的檢驗即轉化為對單位根的檢驗,這里我們選取ADF檢驗。為了消除數據間的異方差現象,對數據進行取對數處理,用LnGDP代表對GDP取對數后的值,用LnNY代表對能源消費量NY取對數后的值。這種變換不會改變變量間長期均衡關系和短期穩定關系。
圖11980―2008年GDP和NY取對數后的趨勢
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,并且包含常數項和趨勢項,因此在ADF檢驗中應該包含這兩項。檢驗的結果如下:
表2 LnGDP和LnNY的單位根檢驗
數據來源:《河北省統計年鑒2009》數據經eviews5.1計量軟件分析整理所得
從表2可見,LnGDP和LnNY在經過二階差分后,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的。由于序列之間存在同階單整,因此這兩個變量符合協整檢驗的前提條件,可以對其進行協整分析。
2.協整檢驗。本文應用協整檢驗方法是由Engle和Granger(1987)提出,又稱EG檢驗法。這種協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法構造一元回歸方程,證明兩者之間存在穩定的均衡關系,然后對因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列,對殘差進行ADF檢驗,如果殘差項是平穩的就說明變量間是協整的,表示存在一種長期的均衡關系。
以河北省的生產總值(GDP)表示因變量,能源消費量(NY)表示自變量,并對取對數后的值用OLS法構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
式中參數都是顯著的,R和R2也較大,說明模型整體上對樣本數據擬合的比較好。但是前面驗證出LnGDP和LnNY都是非平穩序列,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進行平穩性檢驗,得到的結果顯示為: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,則殘差序列ei為平穩的時間序列。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系。
3.格蘭杰(Granger)因果關系檢驗。協整檢驗可得出時間序列之間是否存在長期的均衡關系,序列之間的因果關系可用Granger因果關系檢驗法。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)。
通過協整檢驗,表明能源消費和經濟增長之間存在長期的協整關系,是一種長期的均衡狀態,但是這種均衡狀態究竟是能源消費作用于地區生產總值GDP產生的結果,還是GDP影響能源消費的結果?這需要通過Granger因果檢驗,驗證LnGDP和LnNY存在怎樣的因果關系。通過以上檢驗發現,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因果關系檢驗。
表3 LnGDP和LnNY的Granger因果關系檢驗
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,說明能源消費促進了經濟的發展。在概率為0.99104的情況下,檢驗接受了LnGDP不是影響LnNY的假設,證明了經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因果關系,GDP的增長對能源消費卻不存在單向的Granger因果關系。
四、結論及建議
1.結論
通過協整分析得出能源消費和GDP之間存在長期的均衡關系,盡管短期兩個變量之間可能出現波動,但是從長期來看兩者是一種穩定的均衡狀態。從Granger因果關系檢驗中可以得到河北省能源消費量的增加促進了經濟的發展,而經濟的發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濟增長之間是單向因果關系的結論。
2.建議
從以上分析中我們可以得出,河北省經濟的發展和能源的消費之間存在著緊密的關系,但是經濟的發展不一定要用大量消耗一次能源來實現。因此在大力倡導低碳經濟的今天,河北省要想在不影響經濟發展的前提下發展低碳經濟,就應該提高能源的使用效率、發展清潔能源和開發新能源。根據河北省的具體情況提出了以下幾條建議:
(1)發展循環經濟,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生更多的經濟增長,減輕經濟發展的能源壓力;另一方面也有利于環保,減少溫室氣體的排放。最終達到能源利用和經濟發展的一種長期穩定狀態。而新技術和新設備的應用是提高能源利用的關鍵因素。新技術能夠提高能源的利用率,新設備能夠節能降耗,減少生產環節的浪費。再通過產業間能源的循環利用,減少生產環節的能源的浪費,對廢棄物進行再利用,形成一種低投入、高產出、低污染的生產模式,以最低的能耗達到最高的產出。
(2)優化能源結構,大力開發新能源。
從全省能源消費結構看,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濟的可持續發展,而且在倡導低碳發展的今天這也將制約河北省經濟的健康有序發展。河北省可以利用自身的優勢,開發新能源無疑能為發展清潔能源注入新的“血液”。利用豐富的水資源開發水電能源,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電,代替煤炭和石油在生產中產生作用。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。
政府增加節能公共預算,支持節能項目的實施和節能技術的研究開發和推廣應用。政府要對一些低耗能、低污染的企業給予有力的發展政策,鼓勵這些企業的開發新技術,推進節能技術的發展。并且取締那些高耗能、高污染,對GDP貢獻率低的企業,使河北省發展成為環境友好型的省區。
參考文獻:
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（安徽財經大學 統計與應用數學學院，安徽 蚌埠 233030）
摘要：隨著全國經濟的快速發展，作為國家經濟生力軍的安徽省經濟也在逐漸增長.近些年來安徽省經濟發展，人民的生活水平提高，居民消費水平也顯著上升.本文運用統計計量經濟的相關理論對安徽省的居民消費和經濟增長進行實證研究，發現二者之間存在長期的均衡關系，并對偏離均衡關系進行了誤差修正.最后根據實證的結果和均衡關系提出安徽省應該首先增加農村居民消費，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境，進而推動安徽經濟快速增長.
關鍵詞 ：安徽省；居民消費；經濟增長；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，我國經濟增長的不平衡是眾所周知的一個問題，其一個表現就是經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，從而對經濟的健康發展產生不利的影響.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濟增長過分依賴投資和凈出口的現象.消費是人類在社會生活中一個重要的行為表現，無論任何社會都離不開消費.消費對經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%，因此消費對經濟增長的影響也就主要以居民消費對經濟增長的影響的形式表現出來.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，我國政府開始關注到消費的重要，希望通過拉動社會消費需求，進而推動經濟增長.黨的十七大報告中提出：“堅持擴大國內需求特別是消費需求的方針，促進經濟增長由主要依靠投資和出口拉動向依靠消費、投資和出口協調拉動轉變”.本文以安徽省為例，利用計量經濟的理論通過對安徽居民消費與經濟增長之間關系的實證分析，為安徽省制定提高居民消費需求，進而推動安徽經濟增長提供理論基礎.
2 相關理論
2.1 凱恩斯的消費函數理論
凱恩斯在《就業、利息和貨幣通論》（1936）一書中提出：總消費是總收入的函數.這一思想用線性函數形式表示為：
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.參數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定，由數據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 協整理論
協整理論是2003年諾貝爾經濟學獎得主恩格爾(RF. Engle)和格蘭杰(CW.J. Granger)在1978年首先提出來的.所謂協整是指對于兩個或幾個非平穩的變量序列，若它們的線性組合序列呈平穩性，則稱這幾個變量序列間存在協整關系，而當變量為協整時，兩個變量雖然具有長期波動規律，但兩個變量之間還存在著一個長期穩定的比例關系.反之，如果兩個變量具有長期波動規律，且并非協整的，則它們之間就不存在一個長期穩定的關系.只有當單整變量的階數相同時變量才可能是協整.而建立誤差修正模型的前提就是變量必須是協整的.協整檢驗論證了變量之間是否存在長期的均衡關系，而現實中各經濟變量之間大多存在著很多復雜的關系，所以只用協整檢驗不能完全反應變量之間的關系，因此是否存在因果關系還需要進一步進行因果關系檢驗，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系.本文選取1993-2012年的安徽省時間序列數據，利用協整理論來實證研究安徽省居民消費與經濟增長在經濟運行當中的長期均衡關系和短期動態變化，從而得出安徽省居民消費對經濟增長具有影響作用的結論.
3 樣本數據和計量分析
3.1 數據的選取與處理
本文選取安徽省地區生產總值(GDP，被解釋變量)與安徽省居民消費支出(CS，解釋變量)兩個經濟時間序列變量建立模型，樣本區間為1993-2012 年數據.先對經濟變量GDP、CS取對數，用LNGDP、LNCS表示，利用Eviews6.0來分析安徽省居民消費與經濟增長之間的關系.
3.2 簡單模型的回歸分析
建立簡單的宏觀經濟計量模型:
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.首先對經濟變量GDP和安徽居民消費支出CS的對數LNGDP，LNCS進行相關性檢驗，以確定它們之間是否存在某種聯系.根據表1利用Eviews6.0.得出如下結果(見表2)：
由表2可看到，安徽省GDP和居民消費之間的相關性達到0.995，這說明二者具有非常強的相關性.為了檢驗二者之間的其他關系，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系，因為我們并沒有檢驗時間序列的平穩性，假如時間序列非平穩，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，所以本文再利用協整檢驗加以驗證.
3.3 協整檢驗及誤差修正模型
由于時間序列數據一般都是非平穩的，采用單方程模型很可能出現“虛假回歸”現象，為了避免這種情況發生，我們采用協整檢驗的方法，克服虛假回歸現象從而找到非平穩經濟變量之間的真實穩定關系.由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，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象.數據來自表1，數據處理都是使用Eview6.0來完成.
1.單位根檢驗(ADF)
在對變量進行協整檢驗之前必須對分析中所涉及的時間序列進行平穩性檢驗，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，由于大部分數據可能存在高度的自相關，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序列均為非平穩的，經過一次差分后變為平穩序列，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系.
2.協整關系檢驗
為了檢驗居民消費CS與GDP是否具有協整關系，本文采用Engle一Grange法：協整檢驗對方程(6)的殘差進行平穩性檢驗，簡稱EG檢驗法，得到如下結果：得知殘差序列在1%的顯著水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結果，因此可確定殘差是平穩序列.說明兩變量LNGDP和LNCS之間存在協整關系，即兩變量之間存在長期均衡關系.
3.格蘭杰因果關系檢驗
上面的協整檢驗結果告訴我們居民消費CS與GDP之間存在長期的均衡關系，但它們之間是否存在著因果關系，即是由居民消費的增加帶來經濟的增長，還是經濟增長帶來居民消費的增加需要進一步驗證.使用表1的數據，對其進行Granger因果關系檢驗，結果如表5所示.
通過上述結果可看出,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LNGDP不是LNCS的格蘭杰原因，經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濟增長的原因.由以上的結果可以看出，經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的序列，代表安徽省經濟增長的LNGDP與居民消費LNCS之間存在長期的均衡關系，因此，可以建立關于兩者的誤差修正模型.結果如下：
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，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)
方程的回歸系數通過了顯著性檢驗，誤差修正 的系數為正，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濟波動對經濟增長的影響.而由方程可知，不僅當期居民消費對經濟增長有影響，上期的居民消費和經濟增長均對當前的經濟增長有影響.短期居民消費變化1%，引起國內生產總值變化65.52%；誤差修正項ecmt-1的系數大小反映了對偏離長期均衡的調整強度.從系數估計值0.620748來看，當經濟波動偏離長期均衡時，0.620748的調整強度將非均衡狀態拉回到均衡狀態.以上說明其他因素對當期的GDP具有一定影響.
4 結論和政策意見
由前面的實證可以看出，安徽省經濟增長與其居民消費水平兩者之間存在著長期穩定的均衡關系.因此，安徽省在制定經濟發展政策時，應該意識到它們之間的關系，盡可能的從提高居民消費水平的角度去推進經濟增長，而不是僅依靠投資和進出口來拉動經濟增長，唯有這樣，安徽省的國民經濟才會健康穩定地發展.
由上面的檢驗及實證分析可以對安徽省的經濟發展提出以下意見：
4.1 增加居民消費水平推動經濟增長尤其是以增加農村居民消費水平為主
由于目前我國的經濟增長過分依賴于投資推動，應該增加居民消費對經濟增長的拉動，安徽省的居民消費也不例外，這其中居民消費包括城鎮居民消費和農村居民消費，所以增加居民消費就要增加城鎮居民消費和農村居民消費，而我省農村居民是其中的主要部分，又加上農村居民的消費觀念還是比城鎮居民落后，所以應著力推動農村居民消費的增長.
4.2 增加居民消費水平推動經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濟增長要為居民提供一個良好的消費環境
消費環境包括軟環境和硬環境，為居民營造一個良好的環境要從這兩方面入手.其中軟環境包括消費者的權益和信貸環境.而硬環境也就是居民消費的硬件設施，例如消費的店鋪商城.
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【關鍵詞】 消費需求 經濟增長
目前，消費問題已成為拉動內需、促進經濟增長的強有力手段，越來越引起人們的關注。傳統的計劃經濟理論認為，經濟增長帶來消費的增加，因此，經濟增長對消費起著決定性作用。而在市場經濟條件下，不僅經濟增長決定著消費，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，決定經濟增長速度的快慢和質量的高低，因此，這兩者是相輔相成的。
一、國外對消費需求與經濟增長之間的關系研究
馬克思（1865）在《資本論》中對消費需求與經濟增長之間的關系進行了深刻研究，形成了著名的生產消費觀。在他看來，“消費需求是一個社會再生產過程中的重要環節，和生產、分配、交換等環節構成相互聯系、相互制約的有機整體。在社會再生產過程中，生產是這一有機整體的出發點，而消費則是這一整體的終結點，分配和交換只是這一整體的兩個中間環節。無論是什么社會背景，生產過程都必須是周而復始、連續不斷的，沒有最終消費，一個社會的再生產過程就會出現斷裂現象”。馬克思通過對再生產過程和消費需求的探討指出：“消費需求決定著生產，各種不同要素之間存在密切的聯系。消費需求是勞動力得以恢復和發展的必要條件，消費需求本身就是生產活動的一個重要內在要素，消費需求使社會所生產的產品成為現實的產品，消費需求促使新的生產需要的產生。因此，消費需求是一個社會再生產過程的基本前提、內在因素和必要條件，是任何社會形態生產的最終目的。如果沒有消費需求，就沒有相應的生產”。在他看來，再生產過程中生產、分配、交換和消費等四個環節是辯證統一、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的分析表明：消費總是在某一社會分配關系基礎上的消費，而消費則是分配的最終實現，它對分配具有反作用。
凱恩斯（1934）在其代表作《就業、利息與貨幣通論》中指出：“在現實經濟活動中，古典經濟學家們所長期信奉的薩伊定律——供給自動創造需求，很難成立，需求在實際經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濟發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的增加，社會就業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，從而推動經濟不斷循環向前發展。針對在實際經濟發展過程中社會的有效需求數量常常達不到有效供給數量等的實際，他主張政府不應該被動地任由經濟自行運轉，而應該充分運用相關的財政政策和貨幣政策積極主動干預國民經濟，進行有效的宏觀調控，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，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濟增長和充分就業。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濟走出困境、推動經濟發展。這不僅在宏觀經濟理論上作出了極大創新，而且在西方國家應對20世紀30年代經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”的生產技術假設的基礎上，運用資本和勞動可替代的“柯布—道格拉斯生產函數”，建立起新古典經濟增長模型，從而解決了“哈羅德—多馬模型”中經濟增長率與人口增長率不能自發相等的問題。在這一經濟增長模型中，他把經濟的增長主要歸因于資本積累的結果：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系的兩個變量。由此來看，投資才是經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濟的快速發展。
羅斯托（1960）在其《經濟成長階段》中，根據現代西方發達國家的經濟發展史，將經濟社會的發展過程分為6個階段。他解釋說，在傳統社會階段，社會生產完全是圍繞生存而展開的經濟，而且通常都是封閉或孤立的經濟狀態；在為起飛創造條件階段，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濟改革的相關問題；在起飛階段，這一階段的社會經濟必須具備生產性投資率提高、經濟中出現一個或者幾個具有很高成長率的領先部門、發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境等四個條件；在向成熟邁進階段，是一個社會已把現代化的技術有效地應用到了它的大部分產業部門的時期，在這一階段，國家的產業部門以及出口的產品開始出現多樣化，高附加值的出口產業逐漸增多，社會投資的重點從勞動密集型產業逐步轉向了資本密集型產業，國民福利、交通和通訊設施得到顯著改善，經濟增長惠及整個社會；在高額群眾消費階段，指主要的經濟部門從制造業轉向服務業，奢侈品消費向上攀升，生產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品的進入；在追求生活質量階段，雖然羅斯托沒有給出追求生活質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。從羅斯托的經濟發展階段理論容易看出，在經濟發展的每一階段，生產是前提，消費是目的，經濟越往高級階段發展就越需要消費來拉動并改變產業部門結構，從而推動經濟向更高階段邁進。
二、國內對消費需求與經濟增長之間的關系研究
劉迎秋（2002）在《次高增長階段的中國經濟》一書中強調，從經濟動力學的角度講，消費是生產的目的，是市場存在的根據，是經濟增長的原動力。他指出，消費增長與經濟增長之間存在著特定的對應關系。
武少俊（2003）在《強化消費需求啟動措施，保證經濟持續快速增長》中指出，消費需求是國民經濟發展的原動力。國內消費需求的不足，已成為妨礙我國經濟持續快速發展的主要矛盾。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；支持農村發展，開拓農村消費市場；積極而謹慎地發展消費信貸；培養消費熱點，加快消費結構升級換代的進程。
王青（2004）在《消費需求與經濟增長》中強調，隨著中國市場化進程的不斷加快，經濟運行已從生產主導型轉變為消費主導型。市場化程度越高，需求特別是消費需求對經濟增長的牽動作用就越大。
洪銀興（2005）在《發展經濟學與中國經濟發展》（第二版）中指出，人民的消費水平不只是受制于生產，還對生產起拉動作用。經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濟增長的拉動，由消費需求拉動的經濟增長由于有市場保證因而是可靠的經濟增長。
鄒紅、喻開志（2007）在《消費需求拉動；基于中國經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下降趨勢，進而居民消費需求對經濟增長拉動乏力。
劉杉（2008）在《我國消費需求對經濟增長的貢獻分析》中論述到，當前中國消費率處于低水平并且還有持續降低的趨勢，這是制約我國經濟發展、擴大內需、保持經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生產總值的關系時，運用協整理論進行檢驗分析后指出，我國國內生產總值和居民消費支出之間存在著長期穩定的關系，消費對經濟增長具有長期、穩定的促進作用，刺激消費特別是占總消費比重較大的居民消費是拉動經濟增長的最有效手段。他們建議，應轉變一直以來以投資拉動為主的經濟增長方式，采取有效措施提高居民消費率，以實現居民消費支出增加與經濟增長相互促進的良性循環。
袁建文（2011）從投入產出分析方法出發，通過構建最終需求與經濟增長之間的關系模型，對消費需求與經濟增長的關系進行理論研究。用沈陽市2002年、2007年的投入產出表為數據來源作實證分析后，得出：消費需求在總量、速度和效率上都遠比投資需求對經濟增長的貢獻大。
孫海濤（2012）基于計量經濟學的基本理論，依據消費需求與經濟增長之間的辯證關系，選用1978年以來我國經濟發展和消費需求的32年數據，使用不同的計量經濟方法，從經濟增長的因素分析、經濟增長對消費需求的影響和消費需求對經濟增長的影響三個方面驗證了消費需求與經濟增長之間的數量關系和相互影響作用，同時利用格蘭杰因果關系檢驗的方法確認了消費需求與經濟增長之間互為因果的影響關系。數量關系的確立，為探求兩者之間的變化趨勢，進行科學決策提供了數量依據。
三、簡要述評
就筆者所掌握的資料來看，國內的研究有以下特點：第一，消費與增長無關或者起反向作用：消費不會促進經濟增長；消費少，經濟增長反而快。第二，消費對增長具有拉動作用：消費促進經濟增長。第三，消費與增長的關系具有階段性特征：消費與經濟增長是一種動態的階段性相互推進關系。第四，消費與增長的一些實證研究：消費與增長具有一定規律性。
雖然已有的研究成果對我國消費與經濟增長的關系做了分析，但他們有的并沒有充分結合當代中國的實際，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，城鄉居民的消費離不開這些因素的影響。
（注：沈陽市社科聯2013年度民生課題“居民消費需求對沈陽經濟增長貢獻實證分析及擴大內需的對策研究”（立項編號：sysk2013-07-20）研究成果。）
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關鍵詞：消費 經濟增長 協整檢驗 格蘭杰因果檢驗 實證研究
一、引言
改革開放35年以來，我國各地區利用國家相關政策和本地區優勢使得經濟取得了長足的發展。但隨著人口紅利、政策紅利的相對減少，加之經濟危機的影響，世界經濟復蘇緩慢，出口疲軟，經濟的進一步發展出現了制約瓶頸。現實表明過度依靠出口已不是長久之計，努力擴大內需，刺激消費已成為共識。消費作為需求力量，對經濟增長起著拉動作用，保持旺盛的消費需求對經濟長期穩定增長具有決定性作用。[1]四川省作為我國內陸一個人口大省，研究四川省消費與經濟增長關系具有現實意義。
二、四川省消費與經濟增長現狀
自改革開放以來四川省經濟取得了翻天覆地的變化，經濟總量由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以上，年均增長速度達13%，遠高于我國總體發展速度。
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，城鎮居民消費和政府消費在增加倍數及年均增長速度上都遠高于最終消費，所占比重呈現增長趨勢；而原占比較大的農村居民消費比重呈現出下降趨勢，在增加倍數及年均增長速度上都落后于最終消費。
三、四川省消費與經濟增長關系的實證分析
（一）變量的選取和數據說明
本文所用的樣本取自1978―2012年度的數據（來源于《四川統計年鑒2013》），用宏觀經濟指標――四川省生產總值（GDP）來反映經濟增長，分別用最終消費總額、居民消費、城鎮居民消費、農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，生產總值、城鎮居民消費、農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 和各個消費數據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（1978年為1）和各種消費價格指數（1978年為 1）對GDP和消費數據進行調整得到實際數據。另外由于數據的對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列數據中存在的異方差現象，所以對變量進行對數變換。[2]本文所有數據分析和處理均利用計量經濟學軟件Eviews6.0完成。
（二）平穩性分析
平穩性檢驗分析結果整理如表1所示。
由ADF檢驗結果可知，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定的均衡關系，要對其進行協整性檢驗。方法是先分別作LnX1、LnX2及LnX3三個經濟變量對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性：若殘差序列平穩，則說明變量之間存在協整關系；若殘差序列不平穩，則說明變量之間不存在協整關系。
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統計量檢驗殘差序列ετ平穩性的方法來分別檢驗LnY與LnX1、LnX2及LnX3之間是否存在協整關系。Eviews6.0軟件運行結果如下（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，是平穩序列，變量間才具有協整關系。由以上結果可以知道，只有變量LnY和LnX1之間存在協整關系，而LnY分別和LnX2及LnX3之間不存在協整關系。
（四）格蘭杰因果關系分析
在進行格蘭杰因果關系檢驗時，由于被檢驗經濟變量必須是平穩的，所以我們采用平穩的一階差分序列D（LnY）、D（LnX1）、D（LnX2） 和D（LnX3）進行檢驗分析。格蘭杰因果關系檢驗結果如下表（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系。也就是說：在短期內，四川省經濟增長不是城鎮居民消費、農村居民消費及政府消費的格蘭杰原因，城鎮居民消費、農村居民消費及政府消費也不是經濟增長的格蘭杰原因。
六、主要結論及政策建議
（一）主要結論
1、通過協整分析可知，經濟增長和城鎮居民消費之間存在協整關系，而經濟增長分別和農村居民消費及政府消費之間不存在協整關系。也就是說經濟增長和城鎮居民消費之間存在著長期穩定的均衡關系，城鎮居民消費每增長1%，引起GDP相應平均增長1.194387%，而經濟增長分別和農村居民消費及政府消費之間不存在長期穩定的均衡關系。
2、通過格蘭杰因果關系檢驗結果可以看出，1978―2012年四川省的經濟增長與城鎮居民消費、農村居民消費及政府消費之間均不存在格蘭杰因果關系。 這說明四川省城鎮居民消費、農村居民消費及政府消費并未達到拉動經濟增長的程度，而經濟增長也并未引起城鎮居民消費、農村居民消費及政府消費的增加。根據現代經濟理論，眾所周知消費是拉動經濟增長的三駕馬車之一，但是可能由于在研究期間內消費不足導致消費對經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濟增長只和城鎮居民消費之間存在著長期穩定的均衡關系，并且城鎮居民消費對經濟增長的影響較大，因此四川省應大力推進城鎮化建設，走城鄉一體化道路。
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。進一步調整省內的產業結構，了解居民的消費傾向，進而多生產能夠勾起并滿足居民消費欲望的產品， 同時要不斷的進行產品更新換代升級，迫使消費者主動縮短產品的使用周期。■
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論文關鍵詞：能源消費,經濟增長,協整檢驗,檢驗
能源是人類生存與發展的重要物質基礎，也是社會經濟發展的重要物質保障，它關系到國計民生問題。我國正處于工業經濟快速發展時期，對能源的需求也在不斷增加。據有關資料顯示，我國已成為全球第二大能源生產與消費國。為保證我國經濟的快速、平穩發展，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濟增長關系的實證分析，從而揭示出能源與經濟發展之間的內在聯系，為青海省能源發展規劃提供有力依據，從而保障我國能源穩定、高效、充分的供給。
1青海省能源消費現狀
自改革開放以來，在西部大開發政策的號召下，青海省以前所未有的速度實現著經濟的快速增長與發展，然而在經濟的快速發展下，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，青海省雖本著節能減排的原則進行經濟結構調整，發展經濟，從相對數量上看能源需求減少了，且每萬元國民生產總值能耗下降2.7噸標準煤，但從實際數量上看仍呈上升趨勢。為進一步適應可持續發展的戰略目標，青海省應加快能源產業的建設步伐，從而有力的保障經濟的穩定建設與發展。
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濟的發展而呈現波動的趨勢。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，但呈現出極大的波動性，直至2005年青海省能源自給率才呈現出平穩增長，達到完全的自給。這與當時青海省經濟發展的能源政策和產業政策有很大關系?？偟膩砜?，青海省能源供需狀況基本穩定，能源供需基本保持平衡，能夠充分、有效的滿足地區經濟發展的需要。
2能源消費與經濟增長的實證分析
2.1變量的選擇與數據的說明
總產出(GDP)。采用國內生產總值作為實際產出量,并且以1952年為基期將所有數據進行標準化。實際產出量為當年國內生產總值與價格指數值比(1952年價格指數為100)。
物質資本存量(K)。物質資本以歷年生產過程中使用的固定資本投資額來反映。
人力資本存量(L)。用從業人員數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)。能源變量采用統計年鑒中能源消費總量(E)一項表示。
2.2青海省能源與經濟增長的實證分析
研究經濟增長最常用的方法就是利用柯布-道格拉斯生產函數對能源消費與經濟增長進行數量關系分析,引入能源消費這一變量,從而在三要素的生產函數的框架內進行。
GDP=AKLEe（1）
由于C-D函數是非線性的，通過對數變換可以使之線性化。于是對（1）式兩邊取對數，則有：
lnGDP=lnA+lnK+lnL+lnE+（2）
令Y=lnGDP,=lnA,=lnK,=lnL,=lnE，則有
Y=++++（3）
根據1988-2008年青海省的GDP、全社會固定資產投資、人力資本存量以及能源消費量的相關數據，利用eviews5.0計量分析軟件，用OLS方法進行分析，其結果可用下式表示：
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，全社會固定資產投入系數與勞動力投入系數、能源消費量系數均為正，并且統計顯著（t＞2，F=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，國內生產總值就要平均增加0.44%。這說明青海省經濟發展對能源的依賴性較大，經濟的快速增長是在對能源需求不斷增長的基礎上實現的。青海省的經濟發展仍處于高耗能低產出的階段，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出量取對數,分別記為LE、LGDP,并對其時間序列進行平穩性檢驗。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
非平穩
非平穩
非平穩
平穩
平穩
GDP和煤炭消費具有因果關系這一結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業對煤炭消費產生的影響，也就是經濟結構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，但是將經濟增長分解成不同產業的產值，研究不同產業的產值和對應的煤炭消費的協整性和因果關系，能夠幫助因技術提升、產業政策等發生經濟結構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業產值和煤炭消費量的協整性和因果情況，研究第一、二、三產業和煤炭消費之間的關系。
（一）第一產業和煤炭消費的協整性與因果關系分析
研究一段時間的第一產業和煤炭消費的數據分析，得出兩者的變化趨勢沒有明顯關系的結論，第一產業產值增加，煤炭消費變化穩定同時呈現小幅下降趨勢。再研究其平穩性和協整性，同樣得出兩者不存在協整關系的結論。
（二）第二產業和煤炭消費的協整性與因果關系分析
同樣研究一段時間內的第二產業和煤炭消費的發展關系，在一段時間內兩者共同增長，后來又出現兩者之間不相符的波動，再后來又有一段時間第二產業產值增加，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。我們對第二產業的煤炭消費序列及第二產業的產值序列進行平穩性和因果關系驗證，得出第二產業產值對煤炭消費具有因果關系的結論，但是在顯著水平為接近百分之二十時，才體現出因果關系，這種因果關系是比較微弱的。但是第二產業產值的增加對煤炭消費具有較強的因果關系，說明其對煤炭消費具有單向因果關系。這個結論和我國實際經濟狀況相符合，煤炭是我國第二產業的重要組成，其生產產值是第二產業的重要組成部分，煤炭消費的增加一定會對其生產造成重要影響，其生產增加也會使得第二產業產值增加，進一步提升GDP，所以兩者之間存在著雙向因果關系。
（三）第三產業與煤炭消費的協整性與因果關系分析
第三產業的煤炭消費應包括商業、貿易及其他項，對第三產業的產值序列及其煤炭消費序列進行平穩性檢驗，方程選擇不含常數項及趨勢項的假設方程?？梢姡谌a業的產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，不存在協整關系。通過對三種產業和煤炭消費的研究可以證實，第一產業和第三產業對煤炭消費不具有協整關系，第一、二產業產值增加，煤炭消費變化穩定或者微弱下降，說明一、二產業發展和煤炭消費關系不大。第二產業和經濟增長的結論一致，和煤炭消費具有雙向因果關系，主要因為煤炭叢屬第二產業，煤炭消費支撐產業發展。
結論