消费与经济增长的关系篇1
关键词：能源消费；经济增长；协整关系
中图分类号：F206文献标志码：a文章编号：1673-291X（2016）28-0046-01
引言
近年来，随着各地雾霾危害的加剧，国家对相关环境污染现象的严防厉惩，给能源行业的发展带来了前所未有的冲击和挑战。可以说，能源既是促进经济发展的助推器，也是衡量人民生活质量的指标。如今，能源消费与经济增长到底是一种什么样的关系，能源消费可能会对经济增长产生什么样的影响，这样的问题显得十分重要。所以，本文以广西2000―2014年间的时间序列数据为研究对象，来分析广西能源消费与其经济增长之间的关系。
一、文献综述
目前，有很多关于能源消费与经济增长之间的关系的研究，但这方面的研究主要是全国和省域范围上的区别。例如，陈书通（1996）认为，能源消费与经济增长之间的关系是经济增长必然会引起能源消费的变化[1]。陈榕（1998）以福建省为例，指出20世纪80年代福建省经济增长对其能源消费有很强的依赖性，能源消费支持着经济增长[2]。崔明欣、刘超（2016）通过选取中国东北三省1990―2013年的数据，实证分析结果显示，能源消费与经济增长之间存在因果关系[3]。
二、实证分析
1.数据的来源及处理。本文选取的样本区间是2000―2013年，频率为年度，数据来源于《广西统计年鉴》。采用广西壮族自治区生产总值和能源消费总量作为经济增长和能源消费的衡量指标。本文分别用lnGDp和lne代表经济增长和能源消费。
2.序列平稳性检验。其实，平稳性检验方法有很多种，而单位根检验是检验序列是否平稳的一种最为常用的方法。在单位根检验中如果有单位根的存在，则认为序列是不平稳的。本文所有的检验都是在eviews7.2条件下进行的。aDF检验结果显示，原变量都是不平稳的，对它们进行一阶差分后所得的变量同样也是不平稳的，而对它们进行二阶差分后所得的变量都是平稳的。
3.协整检验。从上面的检验结果可知，两个变量是二阶单整的，它满足进行协整检验的前提条件。所以，本文运用eG两步法来检验两变量之间是否存在协整关系。根据eG两步法的思想可知，如果残差序列不存在单位根则认为它是平稳的，也就是它们存在协整关系。检验结果显示，残差序列是平稳的，即lnGDp和lne的二阶差分存在协整关系。
4.格兰杰因果关系检验。由协整检验的结果可知，经济增长和能源消费两者之间存在协整关系。但是，它们两者之间到底是谁先变化谁后变化并不知道，所以为了弄清楚这种先后关系，需要对变量进行格兰杰因果关系检验。检验结果显示，能源消费是广西经济增长的格兰杰原因。
三、政策建议
如果想要让广西经济持续迅速地发展，就需要充足的供应能源。因为能源消费对经济增长会产生影响，但是也要注意利用先进技术开发新能源，提高能源的利用效率，以减少对能源的过度浪费，促使能源的合理消费。在短时间里，加大能源投入会刺激广西经济的增长。但从长期来看的话，反而会对其经济带来负面影响。所以，能源消费要适度，超过一定的水平可能会不利于广西经济的增长和发展。
参考文献：
[1]陈书通.我国未来经济增长与能源消费关系分析[J].中国工业经济，1996，（9）.
消费与经济增长的关系篇2
关键词：可再生能源消费；经济增长；协整；Granger因果关系
中图分类号：F830.92文献标识码：B文章编号：1674-0017-2016（10）-0027-08
一、问题提出
在经济增速换挡、资源环境约束趋紧的新常态下，中国推动能源消费革命、可再生能源产业发展势在必行。可再生能源是来自于自然资源且能够从自然过程不断地得到补充的能量来源，发展可再生能源有助于实现资源消耗、环境污染和经济增长的双脱钩发展。
oeCD国家化石燃料的使用量正逐渐减少，可再生能源的发电量占比逐步提升。根据国际能源署预测，到2035年可再生能源将提供其总发电量的三分之一。oeCD国家在可再生能源的开发利用上具有先行优势，在发展可再生能源消费和经济增长的协调上有较丰富的经验，对我国可再生能源产业具有借鉴意义。中国已经制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消费比重分别达到15%、20%的目标。据预测（见图1），到2030年可再生能源将增长42%-48%，成为一次能源需求中的第二位。可见，可再生能源将在未来的能源结构中发挥重要作用。可再生能源产业作为新兴绿色产业，蕴含着新的经济增长方式，在此背景下，本文研究的问题是一个亟需解决的问题。
二、文献综述
关于可再生能源消费和经济增长关系的研究在近十年开始出现。对美国的研究较多，ewing等（2007）用广义方差分解法对美国2000：1C2005：6月度数据研究得出：可再生能源的消费会增加工业生产指数。Bowden和payne（2010）同样运用todaCYamamoto方法对美国1949C2006年可再生能源消费和经济增长之间的因果关系进行检验，但采用了部门数据，结果表明商业和工业的可再生能源消费和实际GDp之间没有因果关系，住宅可再生能源消费对实际国内生产总值有单向因果关系。一些学者对oeCD国家的情形进行了研究，apergis和payne（2010）对20个经合组织国家在1985―2005年期间的研究表明，可再生能源消m与经济增长之间在短期和长期均存在双向因果关系。Salim等（2014）利用1980-2011年的数据，检验oeCD国家可再生能源和不可再生能源与能源消费、工业产值和GDp增速的动态关系。检验表明，在长期和短期内工业总产值与可再生能源和不可再生能源消费之间均有双向的因果关系。GDp增速与不可再生能源消费之间在短期内存在双向关系的证据，而与可再生能源之间只有单向因果关系。中国学者郭四代等（2012）选取1990-2010年中国国内生产总值（GDp）和新能源（水电、核电、风电）消费数据，运用Granger因果关系进行检验，发现在短期内，新能源的消费是促进国内经济发展的Granger原因。王瑛（2008）对1953-2006年的年度数据，分析了水电、核电、风电消费与实际GDp之间的协整关系和Granger因果关系，得出1953-2006年间这三种能源消费与经济增长之间具有显著的协整关系，另外我国可再生能源消费量对GDp增长也有显著的单向Granger因果关系。
目前文献结论表明：经济增长对可再生能源消费较多地具有单向因果关系，但也有部分国家或地区显现出这两者间双向的因果关系。单向因果关系即经济增长发生在可再生能源消费增长之前，可以在计量上解读为经济增长带动可再生能源的发展；双向因果关系则说明，从计量分析得到可再生能源消费先于经济增长，可以作为经济增长的因，在政策、环境保护的需求之下，可再生能源产业具备了自身发展的动力，甚至进一步刺激经济增长。
本文将能源消费分为可再生能源消费和不可再生能源消费，作为生产要素考虑Cobb-Douglas生产函数，选取1994-2013年的数据，对oeCD国家和中国可再生能源消费与经济增长的关系分别进行了实证检验。首先，通过面板单位根、协整检验分析oeCD国家可再生能源消费与经济增长的长期关系；建立VeC模型，进行因果检验分析二者的短期动态调整关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。其次，通过单位根检验、协整检验、基于VaR模型的脉冲响应函数，分析了中国可再生能源消费与经济增长间长期协整关系和短期动态关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。最后，结合实证分析结果，对我国可再生能源产业发展提出了建议。
三、oeCD国家可再生能源消费与经济增长关系的实证研究
（一）模型构建
本节利用现代经济增长理论的分析框架，构建了包含可再生能源消费和不可再生能源消费面板数据在内的生产函数，实证研究oeCD国家和可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：
Y■=f（K■，L■，Re■，nRe■）（1）
其中，Y■为oeCD国家实际GDp，K■是oeCD国家资本存量，L■为oeCD国家总劳动力人数，Re■表示oeCD各国可再生能源消费总量，nRe■表示oeCD各国不可再生能源消费总量。这里的可再生能源包括：水电、太阳能、风能、地热能和生物质能。不可再生能源包括：石油、天然气和煤。
本文采取以下自然对数形式的面板计量模型和时间序列模型：
Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（Re■）+α■Ln（nRe■）+μ■（2）
其中，i表示横截面，t表示时间，i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■为残差项。
（二）实证研究
1.单位根检验。利用面板单位根LLC检验、ipS检验、aDFFisher检验、ppFisher检验，对34个oeCD国家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■和LnnRe■等数据进行平稳性检验，检验结果见表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■和LnnRe■的一阶差分序列上分别进行含有截距项以及含有截距项和时间趋势项的检验得到的。一阶差分值均在1%的显著性水平上通过了显著性检验，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■和LnnRe■均为一阶差分平稳序列，即为i（1）。
2.协整检验。在面板单位根检验平稳的基础上，本节采用pedroni提出的面板协整检验方法。pedroni构造了四个“联合组内”统计量和三个“组间”统计量。这七个统计量均渐进服从（0，1）的正态分布，并且给出了临界值。如果计算出来的统计量大于临界值，则拒绝原假设，表明存在长期协整关系。对LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■和LnnRe■进行pedroni面板协整检验，结果见表2。
以上是包含截距项的协整检验结果，滞后期长度按照SiC标准自动选择。有四个统计量在1%的水平上显著，又因为在样本量较小的情况下以aDF统计量为主，其p值为0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■和LnnRe■之间存在长期协整关系。在此基础上，通过面板最小二乘估计，对LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■和LnnRe■间的长期协整方程进行估计，估计结果如下：
为了能够修正面板数据的异方差性，在估计的权重选项中选择了periodweights，进行广义最小二乘估计。由表3可见，四个解释变量均在1%的水平上显著，不可再生能源消费对经济增长的贡献最大。可再生能源消费对经济增长的影响超过了劳动力，为0.09。这说明，oeCD整体可再生能源消费与经济增长的长期关系已经确立。
3.VeC模型分析。存在协整关系的变量可以建立向量误差修正（VeC）模型来揭示变量之间的短期关系，故建立以下VeC模型：
z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■（3）
其中，z■的各分量是oeCD生产函数中i（1）的各变量；α是调整参数矩阵，其每一行元素是出现在第i个方程中的对应误差修正项的系数；β为协整向量矩阵，其每一列所表示的变量的线性组合都是一种协整形式；p为滞后阶数，此处根据SiC原则确定为2；ε■是扰动项。
模型（3）的协整向量估计结果如表4。
得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期协整关系，即：
1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■（4）
式中ecm■表示实际GDp、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费的线性组合序列，也是协整方程（4）的残差项，并将作为后面误差修正模型的误差修正项。实际GDp的VeC模型的估计结果为：
1ny■=-0.029*（1ny■-0.1621nk■-0.5901nl■-0.0771nre■-0.1391nnre■+2.518）
+0.1301ny■-0.1271ny■+0.0171nk■+0.0201nk■+0.1441nL■
+0.2471nL■+0.071nre■-0.0161nre■+0.0751nnre■+0.0181nnre■+0.043（5）
以上估计结果可以说明：对实际GDp当期的变化量解释作用最强的是上一期和上两期的劳动力变化，解释作用分别达到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的实际GDp变化量解释，可再生能源消费和不可再生能源消费的上一期和上两期变化对其解释作用都较弱。同时，ecm■表示短期波动向上期均衡的调整，其系数为-0.029，即以0.029的速度负向调整。
4.因果检验。本节运用Granger因果检验研究变量长期的因果关系和短期动态的因果关系。本文主要研究可再生能源消费和经济增长的关系，故下表中只报告这两者的Granger因果检验结果。基于长期协整方程的Granger因果检验如结果表5，滞后阶数选择4阶。
在“LnY■不是LnRe■的格兰杰原因”的原假设检验中，在1%的水平上拒绝了该假设，说明经济增长是oeCD国家可再生能源消费的原因。同时，在5%的水平上拒绝了“LnRe■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，说明可再生能源消费在长期也是oeCD经济增长的格兰杰原因。
基于VeC模型的Granger因果检验结果如表6。
从表6结果来看，在“DLnY■不是DLnRe■的格兰杰原因”和“DLnRe■不是DLnY■的格兰杰原因”的原假设检验均在10%的显著性水平上被拒绝，说明经济增长的短期波动不是oeCD国家可再生能源消费短期波动的原因，同样，oeCD国家可再生能源消费短期波动也不是其经济增长的短期波动的原因。二者在统计上因果关系均不显著。
由以上可得，oeCD国家经济增长在长期显著地是可再生能源消费的原因，可以解释为：从长期来看，保障经济稳定增长才能负担可再生能源发展初期普遍较高的成本。经济增长在短期并不构成可再生能源消费的原因，可能是因为目前可再生能源消费在短期内的迅速增长大多是能源转型的政策引导结果。可再生能源消费在滞后4阶的长期状况下是经济增长的原因，说明oeCD国家可再生能源消费对经济增长的影响在大约4期之后可以明显表现出来。短期内，可再生能源消费波动外生于实际GDp的概率达到52%，这可能是因为目前可再生能源消费在能源消费中的占比还较小，短期内不足以表现为经济增长的原因。
四、中国可再生能源消费与经济增长关系的实证研究
（一）模型构建
本节实证研究中国可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：
Y■=f（K■，L■，Re■，nRe■）（6）
其中，Y■为中国实际GDp，K■是中国资本存量，L■为中国总劳动力人数，Re■表示中国可再生能源消费总量，nRe■为中国不可再生能源消费总量。
为了增强数据的显性化趋势、避免异方差，采用自然对数形式的时间序列模型：
Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（Re■）+β■Ln（nRe■）+μ■（7）
t表示时间，t=1994，1995，……2013；μ■是残差。
（二）实证研究
1.单位根检验。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■、LnnRe■一阶差分序列上的单位根检验结果不平稳，故下表列出这五个序列在二阶差分上的检验结果，可以看出均在5%的显著性水平上通过。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■、LnnRe■是二阶平稳的，即i（2）。
2.协整检验。在单位根检验平稳的基础上，本节采用Johansen协整检验。结果表明变量之间存在协整关系，迹检验和最大特征根检验都表明在5%的显著性水平下存在4个协整方程。可知：中国LnY■、LnK■、LnL■、LnRe■、LnnRe■之间存在长期均衡关系。
在此基础之上，先进行aRCHLm条件异方差检验，检验得到F统计量为122.02，相应p值为0.00，说明估计方程的残差序列存在aRCH效应。因此，选择aRCH模型进行估计，从估计结果看仍然存在问题如下：第一，LnL■和LnRe■的系数估计结果较不显著；第二，Dw统计量为0.13。怀疑存在序列相关问题，如果存在，则显著性水平、拟合优度将不可信，因此，应进行进一步检验。采用Lm检验。
Lm统计量显示，在1%的水平上拒绝原假设，回归方程的残差序列存在明显的序列相关性。同时，观察相关图和Q统计量，得到残差序列在1、5和6阶上存在序列相关。通过将扰动项的滞后项ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回归结果：
由表10可见，四个解释变量均在1%的水平上显著。中国在1994-2013年间，资本存量对经济增长的影响最大，其次是不可再生能源消费。可再生能源消费对经济增长的协整系数超过了劳动力，为0.17。说明对中国来说，可再生能源消费和经济增长的长期关系在这20年已经得到了显现。中国在这三十年间的可再生能源构成主要是以水力发电为主，全球已开发水电资源中，中国占27%。Dw统计量为1.78，序列相关得到解决。
3.VaR模型分析。向量自回归（VaR）模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后项的函数来构造模型，可以用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击。本节构造的VaR（p）模型为中国的实际GDp、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费五变量系统，主要分析可再生能源消费和经济增长之间的短期动态影响。在无约束VaR模型条件下，依据LR、FRe、aiC、SC和HQ等准则得到最优滞后期阶数为2，因此，选择VaR（2）模型。
对VaR模型，当其所有特征根的模的倒数小于1时，表示该模型是稳定的。由图2可知该VaR（2）模型所有特征根的模的倒数都在单位圆内，该模型是稳定的，可以进行脉冲响应分析。
因此，模型VaR（2）构造如下：
1ny1nk1nl1nre1nnre=a*1ny1nk1nl1nre1nnre■+B*1ny1nk1nl1nre1nnre■+C（8）
a=0.740-0.164-1.6260.0380.4112.3440.556-9.0110.0380.2100.049-0.0190.4750.0070.0392.540-0.09410.3680.1640.400-0.1370.313-4.2650.0931.231
估计结果表明：
B=0.2050.0471.6870.045-0.202-0.970-0.2582.6780.210-0.3920.0020.0160.066-0.014-0.061-0.528-0.001-18.234-0.284-0.695-0.583-0.0939.3440.174-0.590C=1.068127.5848.844138.870-97.145
基于上述VaR（2）模型，进一步用脉冲响应函数研究当外部环境对经济增长产生冲击后对可再生能源消费的影响，以及可再生能源消费收到外部环境冲击后对经济增长的影响。得到的这两者的脉冲响应图如图3所示。横轴表示滞后期，这里设定为10年，纵轴表示变量相应的大小。
由图3可知，当外界给可再生能源消费一个单位的冲击，GDp开始显示一较小的正响应，之后在第二期先增长达到最强，第三期到第四期为减弱期，第四期时有一个短暂的小于零的过程，之后又拉升新一轮的正效应不断增长的阶段，第六期时达到第二个峰值，且该峰值与上一个峰值十分接近，第八期是降到零，但未出现负值，最后两期又出现上升的正相应。而外界给GDp一个单位冲击，可再生能源的响应在第二期出现由零到负的微小降低，并在进入第四期时回到零并启动直达第八期的增长，达到峰值后又逐渐降低，到第十期回到零。可见，可再生能源消费受一个正的外部冲击后对经济增长的影响在其滞后十期内，除第四期例外以外，其余均为正，且经济增长的正响应会阶段性的反复出现，这符合可再生能源消费的特性。而GDp受一个正的外部冲击后对可再生能源消费的影响在开始时并不明显，在第四期之后也增长缓慢，最大的正相应在第七至第八期才能表现，说明经济增长对可再生能源消费并不能起到立竿见影的作用，但在较长阶段都会有稳步增加的促进作用。
4.因果检验。本小节研究中国可再生能源消费和经济增长的因果关系，首先对中国五个变量的原序列进行Granger因果检验，得到与的Granger因果关系。
从以上结果来看，Granger因果检验在5%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRe■的格兰杰原因”的原假设，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。但与oeCD国家的检验结果不同的是，检验接受了“LnRe■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因。
基于上述VaR（2）模型检验变量之间的因果关系，运用Granger因果检验，其中，中国实际GDp和可再生能源消费的检验结果。可以发现：在包含二阶滞后的VaR模型中，这两种变量的因果关系与长期较接近，Granger因果检验在10%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRe■的格兰杰原因”的原假设，肯定了LnRe■对LnY■的解释作用，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。检验接受了“LnRe■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因，可再生能源消费有60%的概率外生于经济增长。
由因果检验的结果可知，中国的经济增长对可再生能源消费的影响在较大概率上得到了确认，无论是建立在长期稳定的关系还是短期内的动态关系。而可再生能源消费则在长期内有53%的概率外生于经济增长，即在较大概率上还不能构成经济增长的原因；短期中，基于以上VaR（2）的滞后设置，可再生能源消费仍然不是经济增长的Granger原因。但笔者发现，当把VaR的模型只设定滞后第二期时，可再生能源消费在93%的概率上成为经济增长的Granger原因；经济增长也在94%的概率上Granger引起可再生能源消费。这样的设定是来源于上一节的脉冲响应函数的结果，同时，此时的VaR模型也是平稳的。因此，我们可以认为中国的可再生能源消费对经济增长存在这滞后的影响。
五、结论与建议
（一）主要结论
运用oeCD国家和中国1994-2013年的数据，本文研究得出oeCD和中国在可再生能源消费与经济增长之间都存在长期稳定的协整关系。同时，还主要得到了如表12所示的因果关系结果。
通过实证研究，本文发现oeCD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的相同之处：即经济增长对可再生能源的长期引领作用，这可以解释为：第一，当经济增长到一定阶段时，化石能源推动经济增长的不可持续性日渐突显，这随之带来了改变能源消费结构、发展可再生能源的需求；第二，从率先发展可再生能源的国家可以看出，该产业发展的起始阶段均需投入大量成本，应建立在经济长足发展的基础之上。同时，研究发现了oeCD国家和中国可再生能源消费在短期内均不能引起经济增长，这说明可再生能源消费短期内无论在发达国家还是中国都还不能显著地带来经济增长的变化，目前的可再生能源消费的比例仍然较小，经济增长的波动也只在小概率下是受到它的影响。
oeCD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的不同之处也表现在两个方面。一方面，肯定了oeCD国家在长期内可再生能源消费也对经济增长有引领作用。oeCD在这20年内可再生能源的发展说明可再生能源消费的增长在较大概率上会引起经济增长，这为可再生能源消费发展相对落后的国家和地区在一定程度上打消了顾虑，中国应该更加信心坚定地可再生能源消费的发展。同时，本文发现中国包含可再生能源消费滞后四期变量的模型检验中，它对经济增长的Granger原因也得到了确认，这说明在一定条件下，中国存在着可再生能源消费对经济增长的原因。另一方面，短期的经济增长对可再生能源消费的因果关系中，oeCD的检验中拒绝了这一关系，而中国则接受。中国近年来的经济增长堪称“奇迹”，在推动可再生能源产业的发展过程了给予了大量补贴，支持国民生产总值的增长，对我国发展可再生能源产业的促进作用更加突出；相比而言，oeCD作为发达国家的集体，其GDp在长时间内保持在较高的稳定水平，他们发展可再生能源在短期更多地是依赖技术突破。
（二）相关建议
第一，加快绿色金融发展，提升可再生能源产业活力。引导银行业金融机构推出绿色信贷体系，严控“两高一剩”行业信贷，将环境责任标准融入银行业经营管理，积极应对可再生能源产业发展中的市场失灵和政府缺位。引导绿色债券在可再生能源项目中的规范发展，建立政策激励措施体系，增加绿色债券市场流动性，增加投资主体与市场规模。把握绿色金融在经济绿色转型中的机遇，积极适应经济结构和产业结构调整，形成可再生能源发展和绿色金融的良性循环，培育新的经济增长点。
第二，加强能源供给侧改革，促进能源消费结构优化。利用市场机制强化可再生能源市场优先供给，通过可再生能源配额制和绿色电力证书等在oeCD国家运用成熟的体制，促进可再生能源电力价格发现，减小国家可再生能源产业补贴缺口。推进能源扶贫，推动r网改造升级，提高农网对分布式发电的接纳能力，一方面使农村成为推动可再生能源消费提升的重要阵地，另一方面推进光伏扶贫等精准扶贫模式落地，发挥好可再生能源对脱贫攻坚的助力作用。
参考文献
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[5]郭四代，陈刚，杜念霜.我国新能源消m与经济增长关系的实证分析[J].企业经济，2012，（5）：35-37。
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theRelationshipbetweenRenewableenergyConsumptionandeconomicGrowth
――aComparisonbetweenoeCDCountriesandChina
wanGYonghengSonGYingminLiUHongfuwanGHetong
（pingliangmunicipalSub-branchpBC，pingliangGansu744000）
消费与经济增长的关系篇3
关键词：电力协整误差修正模型
电力作为一种优质、便捷的能源，占我国终端能源消费的15%以上，在国民经济发展中占有很高的地位。当前我国电力供应十分紧张，客观地分析我国电力消费和GDp之间的协整和因果关系，对我国经济发展和电力能源发展有着重要的政策指导意义。
本文利用我国1971~2002年时间段内的国民生产总值（GDp）、全国电力消费总量（pow）的数据进行分析，数据来源于历年的《中国统计年鉴》以及《中国工业统计年鉴2003》，所有计算由eviews3.1软件完成。
平稳性检验
首先，本文分别利用aDF（augmentedDickeyFullertest）和pp（phillipsperrontest）单位根检验方法来验证时间序列的平稳性，结果见表1。aDF检验表明，水平序列LGDp（GDp的自然对数序列）与Lpow（pow的自然对数序列）无法拒绝不存在单位根的原假设，也就是说两序列均为非平稳序列；而一阶差分序列分别在10%和5%的显著水平上拒绝原假设，即它们的一阶差分序列为平稳序列，pp检验也在1%的显著水平上认为序列为一阶单整序列。
协整检验
平稳性检验验证了LGDp与Lpow同为一阶单整序列，需要进一步验证变量间的协整关系。以下分别采用两阶段法（eG法）和JJ法检验两个变量是否存在协整关系。eG检验随机项aDF值为-6.8182*，表明协整回归方程的随机项序列在1%的显著性水平下平稳，即Lpow和LGDp之间存在协整关系。JJ检验在1%的显著水平下（LR值为27.5218nS）拒绝没有协整关系，却无法拒绝（LR值为2.8628）至少存在一个协整关系，这表明在两个序列之间存在唯一的协整关系。因此可以进行下面的格兰杰因果检验，以及建立有效的误差修正模型。
格兰杰因果分析
对序列进行滞后期分别为1-5年的格兰杰因果检验。结果一致表明在滞后期1-5年内都无法拒绝GDp不是pow的原因（检验F统计量分别为：0.3577nS，0.1232nS，0.0967nS，2.1903nS，1.1573nS），相反在1%和5%的显著水平上拒绝了pow不是GDp的原因（检验F统计量分别为：4.3965**，3.5311**，3.7426**，3.8529**，5.2391*）。因此可以推断电力消费是经济增长的单向原因，然而无论是从短期还是长期来看，GDp都不是电力消费的直接影响因素。为进一步探讨研究，以下采用误差修正模型的方法做比较分析。
误差修正模型分析
消费与经济增长的关系篇4
关键词：能源消耗；经济增长；格兰杰检验；协整分析
自上世纪70年代以来，世界爆发的3次石油危机，海湾战争，伊拉克战争等一系列重大国际事件引起世界各国对能源的高度重视和对世界能源资源的激烈争夺。我国作为世界上经济发展最快的国家之一，同时也是能源的生产和消费大国，虽然我国能源生产率的增长快于消费率的增长，但仍满足不了经济发展的需要.青岛市作为我国山东东部主要的经济发展和能源消耗城市，其经济发展对全国有着重要的影响。
进入新世纪以来，青岛市社会经济发展取得了举世瞩目的成就，经济总量、城市面貌和人民生活水平实现了飞跃。在这一历史性的变革中，能源对经济和社会发展的支撑作用不容忽视。随着节能减排写进国策，发展经济的同时要更加强调可持续发展，更加重视能源安全，更要从实际行动上打造能源节约型、环境友好型社会，最终实现青岛市社会经济又好又快的发展。
一、文献综述
能源是人类进步和社会发展的物质基础，经济增长需要能源作支撑。关于能源消耗与经济增长二者之间的关系，不同学者从不同角度进行了深入研究，取得了较为丰硕的成果。其中比较有代表性的有：1978年Kraft.J和Kraft.a的开创性研究，他们利用美国1947年～1974年的数据.发现Gnp与能源消费之间存在从Gnp到能源消费之间的单向因果关系；我国学者韩智勇等（2004）研究了1978～2000年中国能源消费总量与经济增长的协整性和因果关系，结论表明中国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系，但不具有长期的协整性；张明慧等（2004）运用生产函数和格兰杰因果关系检验法对1961～2001年间的能源消费总量与经济增长的关系进行分析，探究了我国能源消费与经济增长的深层关系，结论显示我国能源对经济的促进作用是明显的。
同时也有众多学者对我国各地区的经济增长与能源消费关系进行了实证研究：蒋光军等（2009）根据重庆市直辖以来能源消费总量、国内生产总值以及社会固定资产投资额等数据，应用灰色关联理论分析了重庆市能源消费各影响因素的相关关系，其结论显示：重庆市能源消费与国民经济和第二产业的比重存在高度相关性；马丽，张前进（2008）利用宁夏1985～2005年能源消费与经济增长相关数据，运用计量经济分析方法，通过协整检验以及格兰杰因果关系检验.发现宁夏能源消费对经济增长有推动作用，能源消费和经济增长呈现出双向的因果关系，但不具有长期的均衡性：赵晓丽，欧阳超（2008）通过矩阵分析法研究了北京市经济结构和能源消费结构的关系，同时采用因素分解法研究了经济结构与能源消费强度的关系，其研究认为北京市产业结构调整与各产业能源利用效率的提高都促使其能源强度下降，但主要的动力还是来自产业结构的调整，并且认为天然气是北京市1998年以来需求增长最快的能源。这篇文章从产业结构的角度对我国能源消费与经济增长进行分析，为研究各地区能源消费与经济增长的关系提供了新的研究方向。
大部分分析能源消费与经济增长关系的文章都是根据能源消费总量与GDp这两个数据来分析的。但是不容忽视的是，产业结构的调整可以促进经济又好又快的发展，关于产业结构调整对经济增长的影响，国内学者几乎一致认为产业结构变动有助于经济增长。本文的研究目的是明确各产业能源消费与各产业增加值的关系，并且根据研究结论，为青岛市有效的产业结构改革提供一些切实可行的建议，实现又好又快的发展。
二、青岛市能源消费概况
进入新世纪以来，青岛市社会经济发展取得了举世瞩目的成就，经济总量、城市面貌和人民生活水平实现了飞跃。在这一历史性的变革中，能源对经济和社会发展的支撑作用不容忽视。随着节能减排写进国策，发展经济的同时要更加强调可持续发展，更加重视能源安全，更要从实际行动上打造能源节约型、环境友好型社会，最终实现青岛市社会经济又好又快的发展。作为我国重要的对外开放沿海城市，青岛市的健康发展对我国有重要意义，对我国其他城市的发展有积极的影响作用。制定适合青岛市经济发展的能源政策尤为重要，因此对青岛市能源消费与经济增长关系的研究也就十分有必要。
图1为青岛市能源消费总量与GDp趋势图。从图中可以看出自进入新世纪以来.青岛市的能源消费总量从1985年的504.05万吨增加至2010年的1637.17万吨。经济总量增长迅速，从1985到2010年，青岛市GDp从81.4亿元增长至6615.6亿元.青岛市以能源消耗年均5.42%的速度支撑了GDp年均11.33%的增长。
经济发展质量的提高，除能源利用技术不断提高的因素外，主要得益于产业结构的优化调整。青岛市采取的不断提高第三产业地位并使其成为经济发展的支柱产业、降低第一产业比例以及优化第二产业结构的产业政策，使青岛市的经济发展速度加快，同时也取得了十分明显的节能效果。据测算，服务业比重每增加1个百分点，将促进全市万元GDp能耗下降1个百分点以上。
图二为万元GDp能耗走势图，自1992年起.青岛市万元GDp能耗下降明显，由2005到2010年呈直线下降态势。这说明青岛市控制能源利用成效显著。
三、青岛市各产业能源消费量与各产业增加值关系的实证分析
（一）变量选取
选取《青岛市统计年鉴》和《中国统计年鉴》地区生产总值、能源消费总量和能源生产总量1985-2010年的样本区间作为研究对象，其中地区生产总值单位亿元，能源数据采用标准煤作为变量，单位是万吨标准煤。
为了消除价格影响，将青岛的名义GDp除以青岛市的居民消费价格指数（Cpi）（1950年=100）算得以1950年为基期的实际GDp，将实际GDp（单位：亿元）作为经济增长指标。对于表示能源消耗的指标，我们选用规模以上工业主要能源消费与库存的主要能源消耗，计算在内的能源有原煤、焦炭、焦炉煤气、其他煤气、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油气、炼厂干气、热力、电力，由于这些不同的能源的单位不同，我们根据折算系数将这些能源全部折算成标准煤（单位：万吨）。【注：由于1998年之前主要能源统计口径与1998年之后的年份不一致。计算1998年的消耗能源中之前年份计算在内的能源与没有计算在内的能源的比重，并发现这个比重的变化不大。因此，将1998年的这一比重作为折算系数，折算出1998年之前的总的能源消耗。】
（二）数据分析方法介绍
1.序列平稳性及其检验方法
在20世纪70年代以前，计量经济学中的建模技术基本都是建立在“平稳的经济时间序列”这样一个前提假设上，然而对于实际经济现象来说，这一假设显然过于理想化了。多数的宏观经济时间序列都是非平稳的。而当经济过程非平稳的时候，回归拟合系数在不同的时序条件下具有不同的分布，从而由变量间的统计关系来推断计量经济模型的形式，就会出现比较大的偏差，导致出现伪回归现象：同时在利用联立方程模型对经济活动进行建模的时候，经常出现很大的偏差，导致预测的失败。
所谓序列的平稳性是指一个序列的均值、方差和自协方差是否稳定。如果一个序列是非平稳的，但其一阶差分是平稳的，则称此序列为一阶单整序列：类似的，如果必须经过d次差分后才能平稳，则此序列为d阶单整序列。
根据Stock和watson（Stock，etal.，1989）的研究结果，包括协整检验和因果性检验在内的很多统计检验结果对序列的平稳性非常敏感。因此，作为协整检验和因果关系分析的第一步我们就要对能源消耗与经济增长的时间序列进行平稳性检验。
1976年，Dickey和Fuller建立了对序列平稳性的检验方法，即DF单位根检验方法。1979-1980年间，他们又对其进行了扩展，形成aDF检验方法。由于实际的经济序列通常不会是一个简单的一阶自回归过程，所以本文采用aDF检验方法对序列进行单位根检验来判断其平稳性。aDF检验是Dickey和Fuller为校正自相关在DF检验的基础上扩展而来的，它是假定时间序列的数据生成过程为aR（p1（p阶的自回归过程）。检验方程有三种情况：1.不含常数项和时间趋势：2.含有常数项但不含时间趋势：3.同时含有常数项和时间趋势。
原假设和备择假设分别是：
H0：β=1，（yt有单位根）H1：β
用DF统计量检验单位根。在零假设成立的条件下，DF=β-1/S（β）服从DF分布。由于统计量的分布是非标准分布，因此使用mackinnon临界值来进行判断。如果检验统计值大于临界值则接受零假设，认为序列不存在单位根，是平稳序列；相反则说明序列存在单位根，是非平稳序列。
2.序列间协整性及其检验方法
变量序列之间的协整性衡量了两个变量变化趋势之间的长期稳定关系。其经济意义在于：尽管两个变量具有各自的长期波动规律，但只要他们是协整的，那么在两者之间就存在一个长期稳定的比例关系。
根据engle和Granger在1978年提出的协整理论（engle，etal.，1987），对于两个都是随机游走的变量序列，如果这两个序列都是非平稳的，但都是d阶单整序列，而且它们的线性组合是稳定的，则称这两个序列为协整的。对于两个序列而言，具有相同的单整阶数，是序列之间具有协整性的必要条件。如果已经判断两个时间序列是非平稳的，但其都是d阶单整序列，则可以对这两个变量进行oLS回归，得到协整回归方程，X1t=β1x2t+…+βnxnt，进而通过对协整方程残差是否平稳的aDF检验来判断两个时间序列之间的长期协整性。
3.序列间因果关系及其检验方法
变量之间因果关系衡量的是一种变量的变化对另一种变量的影响程度。目前对于变量之间的因果关系的常用的检验方法是格兰杰因果关系检验方法。在本文研究中，我们采用格兰杰因果关系检验方法来能源消耗与经济增长的因果性。格兰杰因果关系检验思路是：如果两个经济变量X和Y，对Y进行预测，在同时包含X和Y过去信息的条件下，比只单独包括Y的过去信息，对Y的预测效果更好，即变量x的历史信息有助于变量Y预测精度的改善，则认为X对Y存在因果关系。但该检验的前提是检验变量是平稳的，若不平稳也要存在协整关系。
（三）模型建立及参数求解
本文选用aDF（原假设：至少存在一个单位根：备选假设为：序列不存在单位根）法对变量进行平稳性榆验，结果如表1所示。（表1）变量ln（GDp）的aDF统计量1.582057大于显著性水平为1%、5%、10%情况下的临界值，所以接受至少有一个单位根的原假设，即ln（GDp）序列不平稳，然而ln（GDp）一阶差分序列的aDF统计量值小于显著水平为10%时的临界值，说明该序列一阶单整。同理，可分析得出变量ln（ReSUm）也是一阶单整。可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系。
非平稳时间序列的线性组合可能是平稳的，如果这种平稳存在，这些非平稳的时间序列被认为具有协整关系。
本文采用engle和Granger（1987）提出的协整检验方法，即e-G协整检验法。首先对in（GDp）、ln（ReSUm）进行回归，回归方程如下：
ln（GDpt）=-8.40+1.95ln（ReSUmt）+et
（15.6726）
ln（ReSUm）系数的t统计量值为15.46726，伴随概率低于0.05，得知统计意义上ln（GDp）的变化与ln（ReSUm）存在关系，结合经济意义两者的关系的可以认为ln（GDp）与ln（ReSUm存在因果关系。经单位根检验，et的aDF值为-2.119268，p值为0.0353，小于0.05，说明在统计意义上残差是平稳的。残差平稳，则回归方程的设定合理的，说明回归方程的因变量和解释变量之间存在稳定的均衡关系，不存在伪回归。
（四）模型解释
由于能源弹性系数为1.95，能源消耗增加1%，经济增长1.95%，说明就长期来看，对于青岛来说能源的增长对经济的促进作业将是会增加的。认为原因在1985年至今这段时间里，青岛的发展迅速且潜力巨大，其经济尚未达到均衡水平，其对与生产要素的需求也尚未达到饱和状态。从经济学意义上，我们应该建议其继续增加能源的投入，以使经济迅速达到最优水平，但从环境保护方面，我们则建议，青岛市应该减少能源的消耗，因为有资料显示盲目的能源消耗的确造成环境的污染。导致了绿色经济学上GDp的减少。结合这两点，我们建议青岛市应从提高能源的使用效率上人手，争取以最小的能源投入，得到最大的经济效益，最低的环境污染程度。
经济增长与能源消耗的关系有以下三种情况：
（1）经济增长领先于能源消费：
（2）能源消费推动了经济增长：
（3）两者是互为动因的。
下面进行格兰杰因果关系分析：Granger因果检验往往受滞后长度p的影响。处理滞后期有两种方法：一是从2阶滞后开始测试，按aiC、SC最小的原则确定VaR的滞后长度，作为Granger因果关系检验的滞后期；二是尝试不同的滞后期，观测因果关系的变化特征。本文采用第一种方法，将ln（GDp）、ln（ReSUm）作为内生变量，建立VaR模型，确定滞后阶数，结果如表2所示。（表2）
由表2可知，滞后阶数为4时，aiC、SC都达到最小，所以确定滞后阶数4作为格兰杰果分析的滞后阶数。做格兰杰果分析，结果见表3。
由表3可以看出，在5%的置信水平下，ln（GDp）不是ln（ReSUm）的Granger原因这一假设不能被拒绝，说明产值增加，不是进一步加大能源的消耗的原因：ln（ReSUm）也不是ln（GDp）的Granger原因，说明能源的消耗能不一定会带来GDp的增加。结合这两点可以说明，在统计意义上，青岛的经济发展不是能源消耗增长的原因，提高能源消耗也不一定就能促进经济的增长。综上，经济的增长不管在统计意义上还是在能源发展的方面，都应该采取其他途径（提高能源利用率等），而不是简单的提高能源消耗。
四、结论与建议
由格兰杰因果关系分析得，产值不是能源消耗的Granger原因，说明产值增加，不是进一步加大能源的消耗的原因；能源消耗也不是产值增加的Granger原因，说明能源的消耗能不一定能带来GDp的增加。结合这两点可以说明，青岛的经济增长不能简单通过增加能源的消耗来完成，而从Granger检验也可看出，青岛市的确也没有在经济增长速度的刺激下盲目增加能源消耗，而是在产值增加下，下大力气提高了技术水平，将资本更多地投入低耗能行业，使得能耗增加不会过快，这也是青岛作为较发达城市的一个特征。
消费与经济增长的关系篇5
关键词：能源消费结构经济增长对策
一、研究目的
江苏是一个能源消费大省，当前江苏的能源消费总量中原煤消费占据着绝对的比重，原油消费位居其次，而相对较清洁的天然气消费及新能源消费在能源消费总量中所占比例基本可以忽略不计。从江苏省经济可持续发展的角度考虑，我们需要研究江苏省的能源消费结构与经济增长的关系，一方面可以对江苏省的各大能源消费项目对经济的影响有一个量上的把握；另一方面，我们也可以从研究结果中对江苏省能源消费结构的调整指明方向。
二、文献综述
Kraft.a和Kraft.J（1978），分析了美国1947年至1974年的能源消费与经济的数据，发现：经济增长是能源消费增长的格兰杰原因，而反之不成立。Yu和Hwang（1984），Yu和Choi（1985）利用格兰杰因果分析的方法，检验了多国的能源消费与经济数据，发现：能源消费与经济增长的格兰杰因果关系在不同国家间是存在差异的。Yu和Jin（1992）研究美国能源消费总量与经济总量后，发现此两者之间存有协整关系，并且GDp对能源消费的影响明显。Hwang和Gum（1992）分析了台湾的能源消费与经济数据后，得出了台湾的能源消费和经济总量之间是双向格兰杰因果关系。Stern（1993）通过对美国1947年至1990年的数据进行因果关系检验，并且加入了VaR模型分析，发现能源消费对GDp并没有格兰杰因果关系，但是反之GDp却是能源消费的格兰杰原因。
三、计量模型
本文的目的是分别研究江苏省各主要能源消费项目与经济之间的关系。假定江苏省原煤消费、原油消费、天然气消费和电力消费分别与本省经济增长存在着一定的关系，分别以江苏省GDp总量为因变量，原煤、原油、天然气和电力消费量为自变量，建立四个线性回归模型，方程如下：
LnGDp=C1+αLnCoaL+ε1LnGDp=C2+βLnoiL+ε2
LnGDp=C3+γLnGaS+ε3LnGDp=C4+θLnpoweR+ε4
其中，GDp代表江苏省的地区生产总值，CoaL代表江苏省的原煤消费总量，oiL代表江苏省的原油消费总量，GaS代表江苏省的天然气消费总量，poweR代表江苏省的电力消费总量。α，β，γ，θ分别是四个线性回归方程的自变量系数，εi（i=1、2、3、4）分别代表四个线性回归方程的残差，Cj（j=1、2、3、4）分别代表是个线性回归方程的常数项。
用eviews6.0软件对LnCoaL、LnGaS、LnoiL、LnpoweR进行aDF检验，检验结果表1所示。根据表1所展现的结果，四组数据的原序列都是不平稳的，而一阶序列除了DLnpoweR以外均是平稳的，因此需对原序列做二阶的aDF检验。检验结果显示，四组数据的二阶aDF检验值均可以在5%的置信水平上检验通过。那么可以得出结论，原序列是属于二阶单整序列，满足协整检验的前提。
在平稳性检验之后对LnGDp与LnCoaL、LnoiL、LnGaS、LnpoweR做Granger因果检验，结果如下：
如表2所示：原煤消费是GDp增长的格兰杰原因，而GDp增长也是原煤消费增长的格兰杰原因。
如表3所示：原油消费的增长不是GDp增长的格兰杰原因，而GDp增长是原油消费增长的格兰杰原因。
如表4所示：天然气消费增长不是GDp增长的格兰杰原因，而GDp增长是天然气消费增长的格兰杰原因。
如表5所示：电力消费增长是GDp增长的格兰杰原因，GDp增长也是电力消费增长的格兰杰原因。
四、结论
第一，江苏省原煤消费与经济增长是双向因果关系，且两者是正相关的关系，增加1%的原煤消费会带来1.238%经济增长，而经济每增长1%就会带来原煤消费0.808%的速度增长；第二，江苏省原油消费与经济增长是单向因果关系，经济增长带来了原油消费的增长，而原油消费的增长并不一定会引起经济的增长。这两者是正相关的关系，地区生产总值每增加1%，就会带来原油消费0.622%的增长；第三，江苏省天然气消费与经济增长也是单向因果关系，经济增长是原油消费增加的格兰杰原因，而反之不成立。两者之间是正相关的关系，GDp每增加1%就会引起天然气消费3.86%的增长；第四，江苏省电力消费与经济增长是正相关的双向因果关系。每当全省GDp增加1%，就会引起电力消费以0.963%的速度增长，而电力消费每增长1%就会带来1.039%的经济增长。
从实证分析的结果中，我们可以看出，原油、原煤和电力消费对经济增长的影响是积极的，其中原油消费对经济的影响最大，其次是原煤消费的影响。而天然气消费对经济增长的影响却不尽如人意。
参考文献：
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消费与经济增长的关系篇6
[关键词]河南省；能源消费总量；经济增长；一元线性回归
[Doi]10.13939/ki.zgsc.2015.34.111
1引言
作为当代社会经济发展中至关重要的物质基础，能源始终是经济增长必不可少的要素之一。20世纪90年代以来，河南省的经济取得了飞速发展，而能源消费增长的速度甚至更快，截止到2013年，河南省的能源消费强度达到了41.76%，与北京市和广东省等发达地区的能源消费强度相比较，大约高出了50%，而且，明显高于我国的平均能源消费强度6.64%。其次，河南省作为我国中原经济区的重点建设区域，对于协调好中原经济区的经济增长和环境保护的关系的任务是至关重要的。而且，河南省现阶段正处于工业化飞速发展的时期，对煤炭、石油以及天然气的消费依旧占据着主体地位，且以高污染、高碳性的煤炭消费为主，并且在相当长的一段时期内是不可改变的。因此，我们要正确地认识和处理河南省能源消费总量和经济增长之间的因果关系。
因此，文章基于前人的研究成果，根据一元线性回归分析法，利用SpSS17.0软件对河南省2004―2013年的国内生产总值和能源消费总量的关系进行了相关和回归分析。结果表明，河南省的能源消费总量（teC）与经济增长之间存在着长期的均衡关系，并且经济增长与能源消费总量之间存在着正相关关系。
2文献回顾
在20世纪70年代，世界开始爆发石油危机。因此，能源问题开始受到国际社会的广泛关注。毋庸置疑，对能源利用与经济增长关系问题的研究已经开始成为学者们进行经济研究的重点。1978年，KraftJ.和Krafta.采用1947―1974年美国的能源消费和经济增长的样本数据进行实证分析，得出的结论是美国的能源消费对经济增长存在着单向的因果关系。后来，紧张的能源供应和经济快速增长的矛盾问题日益突出，越来越多的国内经济学者逐渐开始不断关注和实证分析能源消费和经济增长之间存在的关系和问题。韩智勇认为，我国的经济增长与能源消费之间虽然存在着双向的因果关系，但是不存在长时间的协整性。肖冬荣利用上海市1985―2004年的数据实证分析出上海市存在着能源消费对经济增长的单向因果关系的结论。许广月（2010）对我国1981―2008年的能源消费、碳排放以及经济增长的数据，利用VeC模型进行实证研究发现，它们两两之间均存在单向的Granger因果关系。李文洁（2012）利用1991―2007年间的省际面板数据，对能源开发强度对经济增长的影响和产生这种影响的时间趋势以及地区差异进行了仔细研究，研究结果显示的是总体经济和能源开发强度之间存在着负相关关系，这说明：在一定程度上能源开发强度阻碍着经济的增长。
3河南省能源消费总量与经济增长的现状分析
改革开放以来，河南省的经济取得了飞速的发展，显而易见的经济建设也取得了重大成就，当地人们的生活水平也因此而取得了显著的提高。因此，全省的能源消费总量（teC）与GDp都快速增长，单位地区生产总值（GDp）的能源消耗也不断增加，能源消费需求与能源生产供给的矛盾也变得日趋突出。
3.1河南省经济增长的现状分析
由河南省统计年鉴显示的数据可知：河南省的国内生产总值（GDp）由1978年的162.92亿元增加到了2013年的32155.86亿元，从2004年到2013年，河南省的国内生产总值一直处于不断上升的趋势，如表1所示：
3.2河南省能源消费总量现状分析
总的来说，由表1和表2的数据分析可知，2004―2013年，河南省的国内生产总值（GDp）和能源消费总量（teC）一直以来均处于上升趋势。
4河南省能源消费总量与经济增长的实证分析
4.1样本选择与数据来源
一元线性回归方程是反映一个因变量与一个自变量之间的线性关系。本文以河南省的国内生产总值（GDp）作为因变量，由Y表示，以能源消费总量（teC）作为自变量，用X表示。利用2004―2013年的河南省国内生产总值（GDp）与能源消费（teC）的数据（表1和表2的数据）做出散点图，如图1所示：
图1河南省国内生产总值（GDp）与能源消费总量（teC）散点图
由图1可知，河南省的GDp与teC基本上是服从线性关系的。所以，此散点图的数学方程可以用Y=a+bX+u表示。其中a、b为待估计参数；u为随机误差项，即体现除主要变量能源消费X之外的所有因素的综合影响。
4.2输出结果
利用计量经济学软件SpSS17.0，对河南省2004―2013年的国内生产总值和能源消耗总量进行相关分析和回归分析，由相关性结果可知，河南省的国内生产总值和能源消耗总量是显著相关的。相关分析输出结果如表3所示：
由回归结果可知，第一，由拟合优度结果显示可知，河南省的能源消耗总量和国内生产总值之间的相关系数为0.990，拟合线性回归的确定性系数为0.979，而经调整后的确定性系数为0.977，标准误差的估计为0.562，由此结果可以认为，此模型与数据有着很好的拟合程度。第二，由方差分析表显示可知，回归平方和为5.902e8，残差平方和为1.253e7，总平方和为6.028e8，对应的F统计量的值为376.722，显著水平小于0.05，因此可以认为所建立的回归方程是有效的。第三，由回归结果表显示可知，非标准化的回归系数B的估计值为2.055，标准误为0.106，标准化的回归系数为0.990，回归系数显著性检验t统计量的值为19.409，对应的显著性水平Sig.=0.000
5结论
文章以河南省2004―2013年的能源消费总量和国内生产总值为样本，运用计量经济学软件SpSS17.0，进行了相关和回归分析，从而得到了河南省能源消费与经济增长之间的关系。从对数据的回归情况来看，2004―2013年间河南省能源消费对国内生产总值增长的影响是显著的，河南省的能源消费总量与经济增长存在着长期的均衡关系，并且经济增长与能源消费总量存在显著的正相关关系。这说明，河南省的经济增长方式是粗放型的，即仅仅依靠增加生产要素量的投入来扩大生产规模，以实现经济的增长。然而，利用这种方式实现的经济增长，能源消耗较高，成本较高，产品质量难以提高，经济效益较低。因此，要保持河南省的经济增长，就必须加快推进能源行业体制改革的步伐，提高能源使用效率，实现集约型的经济增长方式。即在生产规模不变的基础上，采用新技术、新工艺，改进机器设备、加大科技含量的方式来增加产量。第一，从技术角度来讲，就是要根据现有的节能技术来进行创新以改进耗能系统，从而提高能源利用率。第二，从社会角度出发，我们应该制定相应的政策以及立法来加以促进和鼓励，以培养人们的节能意识，以至改变他们的行为模式。
参考文献：
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消费与经济增长的关系篇7
[关键词]最终消费收入增长结构方程
一、引言
长期以来，我国储蓄过多、消费过少,包括公共和居民消费在内的我国最终消费占GDp的比率即最终消费率比世界平均水平低大约20个百分点。据国际货币基金组织和世界银行统计,自20世纪下半期以来,美国的最终消费率一直在80%以上,日本为85％，世界平均的消费率水平在76%～79%之间。消费、投资和出口是拉动收入增长的“三驾马车”，尤其消费需求是推动一国经济增长的主导力量，也是一国发展经济的最终归宿。但是，在最终消费率偏低的情况下，我国经济增长却更多依赖于投资和外贸,远远高于美国、日本等发达国家和印度、巴西等发展中国家。因此，扩大最终消费需求，改善经济增长的结构、质量和效益，关系到我国经济的持续健康发展和经济安全，是贯彻“科学发展观”、建设和谐的国际社会环境的要求，是我国面临的重大现实问题。那么，我国最终消费与收入增长之间具有怎样的关系，尤其消费对收入增长的促进作用和影响程度如何？
本文采用1980年～2007年的年度时间序列数据，以最终消费、国内生产总值为系统的内生变量，选择固定投资为外生变量和工具变量，建立了一个以结构方程组式的系统模型，考察了我国居民消费支出和收入增长之间的互动关系。
二、Granger因果关系检验
现在，我们借助现软件eviews5.0，进行有关变量时间序列之间的因果关系分析，并建立结构性模型来揭示它们之间的互动关系。结果显示，最终消费XFZZH与收入GDp之间互为因果关系。具体来说，在统计上最终消费XFZZH不是收入GDp变动原因、收入GDp不是最终消费XFZZH变动原因的概率均不超过5％。参见表1。
三、结构方程估计
鉴于理论阐述和Granger因果关系检验结论提供的基础，现在我们分别采用有关变量的名义水平值、实际水平值和实际增长率来估计结构方程组，揭示我国过去近30年来最终消费与收入增长之间的互动关系。我们采用的估计方程组为：
XFZZH=C(1)+C(2)*GDp（1）
GDp=C(3)*XFZZH+C(4)*GDtZ（2）
其中，最终消费（XFZZH）、国内生产总值（GDp）作为系统的内生变量，固定投资（GDtZ）和常数项作为工具变量。C(i)为待估参数，i=1，2，3，4。对于上述联立方程组结构性参数的估计，表2列出了估计结果。
从表2可见，结构性方程参数估计的结果是C(1)=770.80，C(2)=0.5740，C(3)=1.3929，C(4)=0.4725。而且，从各参数对应的t统计量（大于2）和相伴概率（均远小于5%）看，这些参数均通过t检验，是显著的。另外，作为综合反映拟合效果和简洁程度的评价指标，两个估计的方程样本调整的决定系数分别为0.9974，和0.9992，非常接近于1，说明我们所估计的结构方程组具有较高优度，是可以采信的。
从估计的结构方程组可见，我国最终消费与收入增长之间具有互相促进的作用：一方面，国内生产总值GDp每增加1单位，将导致我国最终消费增加约0.57个单位，收入增长对消费具有显著的引致作用；另一方面，最终消费增加1单位将导致我国GDp增加约1.39个单位，表现出国民收入的“乘数效应”。而且，这一效应明显强于1单位投资需求扩大对GDp的带动作用，后者仅为0.47个单位。
通过对上述结构方程组参数的估计，我们验证了我国最终消费与收入增长之间的相互正向促进关系。尤其值得注意的是，我国最终消费对收入增长的拉动作用显著地强过投资对经济增长的促进作用。
四、结论与政策建议
本文基于我国1980年～2007年的有关数据，通过Granger因果关系检验和建立三组结构方程，验证了居民最终消费和收入之间的互动关系。结果显示，最终消费取决于收入水平，又反过来促进收入水平的提高。而且，其对收入增长具有的推动作用和影响显著地强于投资。相对于最终消费对收入的带动作用而言，将资源用于投资有着巨大的机会成本。为了改变我国过往“高投入、高消耗、高污染和低效率”的经济增长模式，促进经济的可持续健康增长，我国应该更加注重最终消费。
参考文献：
[1]袁志钢何樟勇:20世纪90年代以来中国经济的动态效率[J].经济研究，2003年7月期，第18～26页
消费与经济增长的关系篇8
关键词:巴西;能源消费;经济增长;碳排放
中图分类号:F113.3文献标识码:a文章编号:1003-4161(2010)03-0020-04
一、引言
Granger因果检验是研究变量之间关系最适合的计量方法。已有较多学者采用该方法来研究能源消费和经济增长的关系。如GlasureandLee(1998)对亚洲国家能源消费与经济增长之间的因果关系进行了实证分析,并得出结论:在新加坡,实际GDpGranger引起了能源消费。YuandChoi(1985)采用Granger因果检验法分析韩国Gnp和能源消费之间的关系,结果发现他们之间存在单向因果关系。除了分析总能源消费与经济增长的关系之外,一些学者还具体分析了某一种能源消费与经济增长之间的关系,比如,Bowdenandpayne(2009)通过Granger因果检验分析表明:在美国居民可再生能源消费Granger引起了实际产出,然而工业、商业可再生能源消费各自与实际产出之间不存在Granger因果关系。综观已有的研究,很少学者将能源消费、经济增长以及碳排放放在一起进行研究,本文将进行这方面的尝试。
作为“金砖四国”之一的巴西,其经济发展尤其受到学者的关注。巴西同时也是能源消费大国,那么巴西的能源消费对经济增长的贡献到底怎样?另一方面,因能源消费,尤其是传统能源消费所带来的温室气体排放量增加,使当今世界的环境面临严峻挑战。在此背景下,世界各国都积极筹划发展低碳经济,以降低能源消费对环境造成的不利影响,那么巴西的碳排放与能源消费的关系又是怎样的?巴西如何在不牺牲环境的前提下实现经济的可持续发展?本文接下来将分析巴西能源消费、经济增长与碳排放之间的关系,并在此基础上,为巴西的可持续发展提出建议。
鉴于本文主要对能源消费、经济增长与碳排放的关系进行实证分析,因此将对各部分做如下安排:第二部分介绍计量方法、变量选取及数据来源,第三部分分析能源消费与经济增长之间的关系,第四部分则分析能源消费与碳排放之间的关系,最后一部分在第三、四部分实证分析的基础上提出建议。
二、计量方法、变量选取及数据来源
对经济变量之间的关系进行实证分析,要经过这样一些步骤。首先是对变量序列做单位根检验,在此基础上分析变量之间是否存在协整关系和Granger因果关系。本文在分析能源消费与经济增长之间的关系时采用多变量分析框架,而在分析能源消费与碳排放之间的关系时采用双变量分析框架。
不管是多变量分析框架还是双变量分析框架,首先要对变量序列进行平稳性检验,这是因为在分析经济模型时,如果对非平稳时间序列直接进行回归容易产生“伪回归”现象,从而造成结论无效。本文采取aDF法来检验变量的平稳性,在此基础上,再对变量序列进行协整分析和Granger因果关系分析。
在进行协整分析和Granger因果关系分析时,多变量分析框架与双变量分析框架就有差别了。
对时间序列进行协整检验的方法包括由engleandGranger提出的eG两步法和Johansen检验法。一般地,分析两个变量之间的协整关系时采用eG两步法,而在多变量框架下分析协整关系常使用Johansen检验法。eG两步法在对两个以上的变量做协整检验时存在一个较大的缺陷,即,把不同的变量作为被解释变量时,可能检验得出不同的协整向量。而Johansen检验法不仅克服了eG两步法的缺陷,而且做多变量检验时,还可以精确地检验出协整向量的数目,以判断变量之间的长期均衡关系。所以,以下在分析能源消费与经济增长之间的协整关系时采用Johansen协整检验方法,而在分析能源消费与碳排放之间的协整关系时采用eG两步法。
我们结合经济模型来选择实证分析中所用到的变量。在分析能源消费与经济增长关系时,我们选择加入了能源消费变量的C-D生产函数。长期以来,能源作为生产过程中的独立要素投入常常被忽略,这是因为与其他要素的就业成本相比,能源投入在GDp中只占很小比例(Ghaliandei-Sakka,2004;Leeetal.,2008),能源只被看做是原材料的一部分而已。之所以出现这种情况,事实上隐含着一个重要的逻辑前提和假定:能源是存在的,而且不会枯竭。随着世界经济的不断发展,能源对经济的约束也越来越明显,特别是上世纪70年代的两次石油危机更是凸显了能源对经济增长的约束作用。
近期大量的研究越来越重视能源在生产过程中的重要性,一些学者试图把能源作为除了劳动力、资本以外的附加的生产要素纳入生产函数当中(Ghaliandei-Sakka,2004;LeeandChiang,2008;Stern,2000;wolde-Rufael,2008)。本文同样按照这一思路,建立分析模型如下:
Yt=kβ1tLβ2teβ3t
Yt表示t时刻总产出或实际GDp,Kt表示t时刻的资本存量,Lt表示t时刻的就业水平,et表示t时刻总能源消费量。对该函数取自然对数建立回归方程表示如下:
LYt=α0+β1LKt+β2LLt+β3Let+εt
系数βi,i=1,2,3分别表示资本存量、就业和总能源消费的弹性(Leeetal,2008),εt为随机扰动项。
需要说明的是本文将使用总资本形成来代表资本存量K。许多学者在缺少资本存量数据时都曾采用过这样的处理方法(LeeandChiang,2008;narayanandSmyth,2008;SariandSoytas,2007)。使用总资本形成代替资本存量有一些局限。总资本形成是一个流量概念,不能衡量随年度累计下来的资本存量,没有考虑资产折旧带来的调整。总投资只是总资本存量的一个变动,不涵盖折旧。总资本形成也包括存货。SariandSoytas(2007)指出永续盘存法在估算资本存量时假定折旧率是常数,因而资本的任何变动都与投资的变动有很大关系。这样,用新固定投资数据来衡量资本存量的发展趋势还是较为可靠的。
本文使用的数据是1977―2006年之间的年度数据。实际GDp、总资本形成、能源消费量以及碳排放量数据均来自于世界银行的世界发展指数(2009)光盘版,而就业数据则来自于国际劳工组织网站。对这些数据取自然对数后分别表示为:LYt、LKt、Let、LCet和LLt。
三、能源消费与经济增长关系的实证分析
使用eviews6.0软件对LYt、LKt、Let和LLt的平稳性检验结果见表1。
从检验结果来看,变量LYt、LKt、Let和LLt的aDF检验值均大于10%水平下的临界值,因此无法拒绝有单位根的假设,是不平稳序列。然而,从一阶差分序列的aDF检验值则都小于10%水平下的临界值,因此拒绝有单位根的假设,所以一阶差分序列都是平稳的。从而得出结论:变量LYt、LKt、Let和LLt都是一阶单整序列。在此基础上进行变量间协整关系检验,检验见表2。
从以上结果可以发现:LYt、LKt、Let和LLt四个变量之间存在协整关系。协整方程为:
LYt=0.512+0.16LKt+0.62LLt+0.23Let
(4.29)(10.24)(2.54)(3.91)
其中括号内为各估计系数的t值,从该方程可以看出当GDp变动1个百分点,资本存量变动0.16个百分点,就业变动0.62个百分点,而能源使用变动0.23个百分点。协整检验结果只告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系,还需要通过Granger因果关系检验来进一步验证。根据aiC准则确定各变量的最优滞后阶数为2,对变量间Granger因果关系检验结果见表3。
表3Granger因果关系检验结果
原假设F检验值概率p值结论
LKt不是引起LYt的原因LYt不是引起LKt的原因4.482050.0227拒绝1.654740.2131无法拒绝
LLt不是引起LYt的原因LYt不是引起LLt的原因5.623990.0103拒绝4.693470.0195拒绝
Let不是引起LYt的原因LYt不是引起Let的原因4.064640.0308拒绝0.048700.9526无法拒绝
从以上结果可以发现,LLt是引起LYt变动的原因,同时LYt也是引起LLt变动的原因,说明就业和GDp的变动都会引起对方的变动;而Let与LYt之间只表现为从Let到LYt的单向因果关系,即能源消费变动单方向引起GDp的变动。同样资本存量变动也单方向引起GDp的变动,而根据经济现实,GDp的变动同样会引起资本存量的变动。可能是因为数据处理方面的问题,所以实证结果没能与现实情况完全吻合。
四、能源消费与碳排放之间关系的实证分析
如上文所述,对能源消费与碳排放之间关系的研究属于双变量分析,因此,这里采用eG两步法。以上已经对能源消费序列进行了平稳性检验,能源消费的自然对数序列Let是一阶单整序列。下面是碳排放序列的平稳性检验结果见表4。
表4aDF单位根检验结果
变量检验形式
(C,t,m)aDF检验值临界值1%显著性水平5%显著性水平10%显著性水平10%显著性水平下的平稳性
LCet(C,n,7)-1.349587-3.679322-2.967767-2.622989不平稳
LCet(C,n,7)-5.169447-3.689194-2.971853-2.625121平稳
注:检验形式中,C表示单位根检验中是否包含常数项,t表示时间趋势项,m表示滞后期数,m的选择根据SiC准则自动选定。
该结果说明LCet也是一阶单整序列。接下来采用eG两步法检验Let和LCet的协整关系和Granger因果关系,见表5。
1.对Let和LCet进行回归后的残差序列et的单位根检验如下:
表5aDF单位根检验结果
变量检验形式(C,t,mm)aDF检验值临界值1%显著性水平5%显著性水平10%显著性水平10%显著性水平下的平稳性
et(C,n,7)-2.414313-3.679322-2.967767-2.622989不平稳
注:检验形式中,C表示单位根检验中是否包含常数项,t表示时间趋势项,m表示滞后期数,m的选择根据SiC准则自动选定。
根据eG两步法的检验思想,说明能源消费与碳排放之间不存在长期的协整关系
2.同时能源消费与碳排放之间不存在Granger因果关系。
巴西的能源消费与碳排放之间既不存在长期的协整关系,同时格兰杰因果检验也否认了巴西的能源消费是碳排放增长的格兰杰原因。因而,单纯从能源消费总量角度很难准确地把握能源消费与碳排放之间的关系,要准确把握这一关系,还需要进一步考察巴西的能源消费结构。
五、对策建议及对中国的启示
以上研究结果告诉我们,巴西存在着从能源消费到经济增长的单向因果关系。降低能源使用将会导致经济增长趋缓,为了保持经济增长,则需要增加能源消费。
一般来讲,能源消费,特别是传统能源消费的增加会对环境造成不利影响。从第四部分的分析可知:单纯从能源消费总量角度很难发现巴西的能源消费与碳排放之间到底有什么关系。我们接下来考察巴西的能源消费结构,并在此基础上对巴西经济的可持续发展提出建议。
(一)对巴西保持可持续发展的对策建议
根据Bp世界能源统计(2009)资料显示,2008年在由石油、天然气、煤炭、核能以及水电消费构成的能源消费合计中,巴西的情况是:石油消费量105.3百万吨(石油当量),占合计量的46%,天然气消费量22.7百万吨(石油当量),占合计量的9.95%,煤炭消费量14.6百万吨(石油当量),占合计量的6.4%,核能消费量3.1百万吨(石油当量),占合计量的1.36%,水电消费量82.3百万吨(石油当量),占合计量的36%。从中我们可以发现:与印度、中国等发展中大国不同的是,巴西的能源消费中煤炭占比很低,而清洁的可再生能源,如水电消费占比则很高。同时,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%,远高于13.6%的世界平均水平。这样的能源消费结构对环境保护很有利。正是由于巴西拥有较为优化的能源消费结构才没有使其因能源消费增加而带来碳排放的大量增加。根据碳监测行动网数据,在全球前10大碳排放国中,成熟与新兴市场都名列榜内,唯独巴西不在名单内。以巴西为首的拉丁美洲,碳排放量只有东亚和东欧的一半。
现在,我们已经清楚地认识到:如果能源消费结构得到足够的优化,总能源消费量的增加在促进经济增长的同时,完全可以避免温室气体的大量排放。要使能源消费结构更加优化,就需要提高清洁能源的使用量。清洁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较高,同时生物能源技术居世界领先地位,生物能利用率远高于世界平均水平。因此,巴西只要在现有较好的能源消费结构基础上,继续加强对新能源的研发和推广使用,就可以在不破坏环境的同时实现经济持续增长。
(二)巴西成功经验对中国的启示
同为“金砖四国”成员的中国,在能源消费结构方面与巴西有很大不同。中国的能源消费结构长期以来一直以煤为主。虽然目前中国的能源消费结构不断地在发生积极变化,清洁能源和新能源的使用在总能源使用中所占的份额有一定程度提升,见表6。然而由于中国的资源分布不均,表现为不同类型能源储量分布不均,煤炭资源丰富,水资源短缺,即使同一类能源也存在地区分布不均的问题,所以短期内中国以煤炭为主的能源消费结构不会有很大的变化,这也成为我国碳排放水平难以降低的重要原因之一。据世界银行2009年世界发展指数提供的数据显示,从1995年到2005年巴西的人均碳排放水平一直维持在2公吨的低水平上,而中国1995年的人均碳排放水平为3公吨,从2004年开始又攀升到4公吨。中国目前仍处在加快工业化发展的过程中,中国的经济发展阶段特征决定了中国能源使用量仍会很大,基于以上事实,本文认为巴西在优化能源消费结构降低碳排放水平方面至少给中国带来以下有益的启示:
1.巴西在生物能源的研发及推广使用方面的成功经验表明中国可以在该类能源领域有所发展
为满足能源消费高速增长的需求,面对石油资源日益减少的挑战,巴西政府重视替代能源的开发利用,积极实施可再生能源多元化的发展战略,在推广使用乙醇作为机动车燃料的同时,还利用本国特有的自然条件和资源优势大力研发生物柴油技术,逐步在全国20多个州建立了生物柴油技术开发网络。
近年来中国城市化进程加快,未来中国还将继续推进这一进程。然而,中国是一个农业大国,同时在城市化进程中也出现了不少问题,如农民工的生活保障问题以及对城市公共资源享有程度较低问题等,这使我们必须冷静看待中国的城市化发展。本文认为未来中国的城乡发展要保持均衡,中央仍应该重视解决农村发展问题,对农民种植作为能源原材料的经济作物加大扶持力度,这不仅可以使农民增收,也可以在一定程度上促进中国生物能源的发展和使用,从而降低碳排放水平。为更好地发展生物能源,中国可以在生物能源的技术研发方面加强与巴西的合作。
2.巴西降低碳排放水平的经验还在于巴西能够立足本国能源资源状况,优化能源消费结构
对中国而言,既然短期内很难改变以煤炭为主的一次性能源消费结构,那么中国也应以此为基础,通过相应的措施降低碳排放水平。相关研究表明:相较石油和天然气,单位热量燃煤引起的二氧化碳排放要分别高出约36%和61%,引起的传统污染物排放则更高。因此,我国解决能源和环境问题的关键在于如何清洁、高效利用好煤。清洁、高效利用煤炭技术具体包括煤炭加工技术。即,通过加工可显著提高煤炭质量和利用效率,减少污染物排放;煤炭转化技术。即,将煤炭气化、液化或制成甲醇和二甲醚;煤炭燃烧技术;煤炭生产、加工和转换过程中排放物(矸石、中煤、粉煤灰、二氧化硫)的再利用技术以及碳捕捉和封存技术等。
参考文献:
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消费与经济增长的关系篇9
关键词：能源消费结构包容性经济增长中原经济区
中图分类号：f207文献标识码：a
文章编号：1004-4914（2013）05-054-02
按照国家总体规划，要把中原经济区建成一个承东启西的阶梯式、递进式的产业集聚区、能源示范基地，在不伤害环境生态、农业生产的前提下，大力发展和改善城市交通环境，加大力度从产业的升级改造到产业集聚，特别是有关能源环境、政策、制度等方面的改造。进一步协调好并加快农村城镇化的建设，加大投入力度改善农村社区环境，提高农村村收入，推广能源洁净技术和再生技术，促进农村从真正意义上的改变。要使城市的天空变蓝，就必须加大推行节能减排技术的力度，实现周边省份30个城市和两个县区的和谐构建，必须实现思想统一、规划统一、行动统一、制度和路径统一。只有这样才能迅速提升中原经济区经济的快速增长，实现中部崛起。制度建设研究网站站长赵炜林认为，要实现中部和中原经济区的快速崛起，必须打造和构筑立足于工业化和城市化的制度创新体系，加快生产方式的从粗放式发展向集约式发展转变，从人力集聚型向人才集聚型转变，从资金集聚型向资本集聚型转变，从农村城镇化向农村市民化转变，真正实现产学研一体化经营的发展方式转变。目前在我们的经济发展方式上，还存在许多不足，对实现中原经济区的快速发展方面，特别是能源消费政策安排和消费结构等方面存在明显缺陷。
一、能源消费结构存在的问题
改革开放30多年来，河南省在一些方面的能源投入和消费过量导致技术无效。我们知道，包容性经济增长方式主要有两种：一是粗放式的包容性经济增长，二是集约型的包容性经济增长方式。但是，由于能源的耗竭性、稀缺性和国际市场形势的关联性，中原经济区的能源消费结构依然存在以下问题：（1）能源的储产结构性矛盾突出，集中表现在能源供给和能源消费的结构性矛盾上；（2）单位gdp能耗高；（3）能源自给率比较低；（4）能源消耗污染比较严重；（5）能源数量和质量都不能适应经济社会可持续发展的需要，能源投入和消耗也直接影响着包容性经济增长。
二、能源消费与包容性经济增长的基本关系
目前中原经济区正处于工业化、城镇化、信息化的发展阶段，特别是在“三化”进程中，在保证不破坏生态环境、粮食生产的情况下，保持了经济高速增长，这是可喜可贺的。但能源消费强度却出现了反常的态势。中原经济区一直是对外出口能源的大省，目前反而出现了能源进口的现象。这种现象一直让学者感到困惑，实际上也必须要用打破常规的方法看待这一问题。只有采取转变经济发展方式，加大产业技术更新力度，加大产业升级改造，才能适应目前发展。
1.石油消费。石油是实现中原经济区包容性经济增长的依托，是企业产业集群升级换代的必需，特别是汽车工业，因为汽车工业是我们中原经济区的核心产业。试想如果一天缺少汽油供应那将会是什么样的。因此，石油消费与包容性经济增长是正相关的，这里必须强调的是应该加大力度抑制能源浪费和排放。
2.煤炭消费。中原经济区的煤炭消费与包容性经济增长存在明显的双向长期关联，但又具有双向短期关联。我们知道，河南是煤炭生产和消费大省，在中原经济区29个地市中，煤炭生产总量占全国的比例很高，煤炭消费总量也是居高不下。特别是在中原经济区农业建设过程中，主要能源就是煤炭。因此，煤炭消费与包容性经济增长是正相关的。
3.电力消费。电力消费对经济总量的影响最强，并存在着长期的稳定关系。试想，如果今天停电，今天就无法工作。造成的损失难以估量，是城市生活、农村照明必不可少的资源。笔者认为，电力消费与包容性经济增长具有长期的、稳定的、可持续发展的关联作用。
4.天然气消费。天然气的消费增长明显带来了方便，同时也促进了城市居民收入也要持续稳定和
长，这就要求有稳定的工作和收入，才能保证持续的天然气生产。当汽车消费天然气的开始，就对天然气的产量数量、质量的增长提出了很高的要求，明显地增长了天然气gdp，促进了天然气的生产和消费的增长。
三、模型、指标及数据
1.河南能源投入产出的数据分析函数。这里选择工业gdp代表包容性经济增长作为产出变量，能源消耗用五个投入变量，具体值见图1。
运用经济学家rwshepard引入的距离函数概念来分析，在这里技术效率，由te表示，它包括纯技术效率（由pte表示）和规模效率（由se表示），函数关系为te=pte×se，其中，纯技术效率是在一定投入规模下衡量投入要素能否达到最大化，其值越高表示投入资源使用越有效率，se=1说明决策单元正处于最适规模效率水平。利用deap21软件对河南工业支柱产业gdp进行数据分析，结果见图2。
四、对策与建议
依靠节能技术改革与改造对降低能源消耗强度影响较大，提高能源利用效率也有很大的空间。因而，加强节能减排力度，不能只是在政策层面，还要在实际操作层面上下功夫，充分挖掘工业部门的节能潜力，提高能源利用效率，特别是高耗能行业。在中原经济区经济总量继续快速增长的同时，要想尽量减少能源消费。一是调整产业结构，提高能源使用效率。二是加快包容性经济增长方式转变，降低能源资源消耗。三是加大力度推广专利节能技术，提高节能效果。四是加快节能技术创新和转化，降低能源消耗和单位生产成本，提高劳动生产率、提高生产效率。五是大力发展工业和能源产业集聚区，向规模调整、规模效益进军，增加常用能源的投入产出效率。六是优化能源结构，协调石油、天然气、煤炭和电力的持续发展，从而提高可再生能源与清洁能源的比重，完善能源体制机制建设，充分发挥能源的作用和效能。七是加大力度实现能源产业的有效集聚，力争早日实现和打造能源产业集聚区，减低能源消耗，有效缓解城市能源依存度、改造城市出行环境，降低能源消费，实现低碳城市、低碳生活、低碳技术，促进经济的有效增长。
[本文为河南省政府决策研究招标课题“包容性增长模式下河南经济社会发展研究”阶段性研究成果。（项目编号：2012-b-392）主持人：马新平]
参考文献：
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消费与经济增长的关系篇10
［关键词］消费需求；经济增长；投资率；消费率
1研究背景与问题提出
扩大内需包括扩大投资需求和扩大消费需求两个方面。扩大投资需求,就是要通过积极的财政和货币政策,激活国内投资市场,特别是固定资产投资；扩大消费需求,就是通过增收、扩大信贷等经济杠杆,激活国内消费市场,从而带动经济持续健康增长。南宁市增加固定资产投资和扩大内需、消费,同时充分利用北部湾经济开发和东盟—中国自由贸易区建成的机遇,着手打造经济起飞的平台。
2南宁市固定资产投资与gdp的关系分析
2.1固定资产投资周期与名义经济周期在大体上保持同步变动的趋势
从“十五”时期到“十一五”时期前三年(2006—2008),南宁市经济平均增长速度较快而平稳,最小值8%,最大值14.6%；但是固定资产投资增长速度不均匀,最小值-7.55%,最大值51.74%。固定资产投资周期与名义经济周期在大体上保持同步变动的趋势,但又具有一定的差别。这主要表现在：第一,峰谷位置在时间上有所差别,经济增长往往滞后于固定资产投资一年达到峰值或是开始上升。第二,南宁市近10年来,全社会固定资产投资的波动幅度高于国内生产总值的波动幅度。以年度增长率的离差系数(标准差/均值)来衡量,1999—2008年南宁市固定资产投资的波动幅度(0.5048)是名义国内生产总值波动幅度(0.3685)的1.37倍,是实际国内生产总值波动幅度(0.3542)的1.43倍。
2.2南宁市固定资产投资与gdp的关系检验
选择2000—2008的年度数据,并对南宁市固定资产投资和国内生产总值分别剔除固定资产投资价格指数和国内商品零售价格指数变动因素的干扰。
固定资产投资函数的选择：gdpt=b0+bl×fair+ut
式中,fai为南宁市固定资产投资额,gdp为南宁市生产总值，ut为随机误差。
2.3南宁市固定资产投资与经济增长关系的协整分析
选择adf检验南宁市固定资产投资与国内生产总值之间存在协整关系,结果是,在5％和10％的显著水平下,以aic准则为标准,gdpt、fait都是i(1)变量,其一阶差分gdpt和fait均为平稳时间序列。选取engle-granger两步法(e-g)来进行协整检验,单位根检验结果表明南宁市固定资产投资与经济增长的时间序列均为一阶单整。即：gdpt～i(1),fait～i(1),因而可以进行协整回归,其结果如下：
gdpt=0.1526+2.151fait
(6.93)(21.86)
r2=0.899dw=1.508
根据durbin.watson法对ut进行平稳性检验,结果显示两变量gdpt和fait是协整的,即南宁市固定资产投资与国内生产总值在这一时段存在稳定的长期均衡关系。
2.4granger因果关系检验
通过选取滞后长度,可以看出,原假设“gdp不是fai变化的原因”和“fai不是gdp变化的原因”均被拒绝了,说明两者存在着双向因果关系,即南宁市经济增长与固定资产投资增长存在着双向因果关系。
3南宁市消费需求与gdp的关系分析
3.1南宁市全市居民收入与消费水平稳步增长
近10年南宁市全市居民收入与消费水平稳步增长,但是农民收入和消费增长要相对缓慢,同时南宁市在全国所有省会中消费总额居于中等地位。
3.2消费在经济增长中的比重逐步下降
消费需求是经济增长中份额最大,最稳定的需求期间,虽然南宁市的最终消费率呈下降趋势,但是在经济增长的三大需求中,始终占据主导地位,是拉动经济增长的份额最大的需求,是促进国民经济增长的主要动力。1999—2008年,南宁市最终消费率平均值为52.27％,同期的投资率平均值为27.1％,而净出口在gdp中所占的比重仅为3.2％。更重要的是,与投资相比,消费需求波动幅度较小,是经济增长中最为稳定的因素。消费需求的刚性决定了在gdp年新增额中,消费需求波动幅度远小于投资等其他因素,对经济增长影响惯性最大，因而,消费成为国民经济稳定发展的重要保证。
3.3消费需求弹性表明最终消费对经济增长的拉动作用比较大
南宁市名义消费弹性系数在0.31~5.15,并且大部分都在2左右,且最小数值大于0.31,这说明南宁市消费富于弹性,国家实行扩大内需、刺激消费的政策可以很有效地促进经济增长。这期间,名义消费弹性系数平均为2.15,这说明我国名义消费每增长1％会带动名义gdp增长2.15个百分点。从总体上看,最终消费对经济增长的拉动作用比较大。
4南宁市固定资产投资、消费需求与gdp的关系分析
4.1南宁市固定资产投资率过高,增长速度过快
自1997年亚洲金融危机以来,南宁市的固定资产投资率在高位上持续提高,1999—2008年的平均投资率为50.2％,已经远远超出了全国的平均水平38％。工业化推动、城镇居民住房制度改革、积极财政政策、地方政府追求政绩、城市化水平加速是造成高投资率的主要原因,此外还有承接国际产业转移与高储蓄导致投资需求偏高。
4.2南宁市投资与消费结构不合理
4.2.1农村消费影响消费总量不足
农村消费需求主要是指农村居民满足消费需要并且具有货币支付能力的支出。目前,农村人口占南宁市人口半数以上,潜在的消费能力巨大。但是,由于农产品价格的低迷,农村社会保障体系缺乏等多种因素,农村居民消费不足。
4.2.2收入因素影响了消费能力
改革开放以来,南宁市居民收入水平有了较大幅度的提高,但居民收入的增长速度还是远低于gdp增长速度,居民增收缓慢很大程度上影响了消费需求的扩大；居民收入差距扩大也导致消费需求不足,高收入阶层的平均消费倾向低,其消费需求逐渐接近饱和状态,消费增量低于收入的增量。低收入阶层边际消费倾向显著高于高收入阶层,但由于缺乏健全的收入补助机制,使得大量低收入阶层有消费欲望但缺少必要的消费能力,导致消费需求不足。
4.2.3供给因素影响了消费意愿