时间：2023-12-02 15:55:40
关键词:固定资产投资 消费 经济增长 协整检验
投资、消费与经济增长关系研究概述
对投资需求和经济增长之间关系的研究中，美国等国的固定资本形成(固定资产投资在GDP中所占份额)同人均GDP之间具有显著的正相关关系(DeLong和Summers，1992)，并且这种相关性显示了从投资率到增长率之间的因果关系。国内，蒋晓华通过协整回归、误差修正模型以及Granger因果检验的计量经济学方法，分析了固定资产投资和经济增长之间的关系，得出了固定资产投资对经济增长的影响显著，但存在滞后效应;姚娜将固定资产分为国有固定资产、集体固定资产和个体固定资产，研究各固定资产投资总量对国民经济总值的影响，得出公有固定资产投资与当期实际GDP之间存在高度相关关系，其中以国有和集体的固定资产投资为主，二者对GDP的产出有较大影响作用;苗敬毅利用单整PP检验和协整EG检验分析了中国固定资产投资和经济增长间的长期均衡关系，建立了反映中国固定资产投资与经济增长动态影响机制的传递函数模型。
另外，消费作为需求力量，对经济增长起着拉动作用。近年来，消费需求对经济增长的积极影响越来越大。本文以对河南省居民消费与经济增长的研究为例，比较有代表性的观点有:杨芳揭示了河南省农村居民消费需求的特点，并提出了刺激河南农村居民消费应采取的措施和对策;王慧采用扩展的线性支出系统，对河南省城镇居民各类商品年消费支出与年可支配收入进行了系统的定量分析，揭示了城镇居民消费需求将出现新型家电及电脑产品消费趋势，现代通讯工具及上网需求日趋旺盛，娱乐教育文化服务支出增多等新热点;田萍、廖靖宇应用聚类分析方法，对河南省17个地市级城市居民的消费结构进行了比较统计分析，得到了各城市居民消费结构的一些特点和规律，并进一步探讨了其消费结构、可支配收入与总消费支出之间的关系。
但从现有文献来看，相关研究存在以下不足:一是现有关于固定资产投资的研究文献大多是从全国范围内进行研究，对区域的研究较少;二是把投资、消费与经济增长联合起来进行协整分析的研究较少;三是现有研究文献大多针对居民消费，没有涵盖政府消费，这样从数量方面来研究总消费需求与经济增长的关系，必然会产生一定的偏差;四是由于在用传统的计量经济方法研究消费时以存在动态稳定性为前提，而实际上经济不断增长的趋势使大多数经济变量序列是非平稳的，所以直接运用传统的计量经济方法研究非平稳的经济变量之间的关系缺乏一定的可靠性。鉴于此，本文以河南省为例，将GDP中的固定资产投资和最终消费作为研究对象，在研究方法方面用协整理论和误差修正模型弥补传统计量经济方法的不足，从而对河南省固定资产投资及最终消费与经济增长的关系进行更为精确的实证分析。
数据选取
本文所用的样本取自1978-2006年度的数据(来源于历年《河南统计年鉴》)，用固定资产投资总额反映投资状况，用最终消费总额反映最终消费状况，用宏观经济指标—国民生产总值(GDP)反映经济增长，数据全部折算成1978年不变价，以消除物价变动对其的影响。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系并能使其趋势线性化，又可以消除时间序列数据中存在的异方差，所以对实际GDP、固定资产投资和最终消费总额进行自然对数变换，分别表示为lnYt、lnIt和lnCt，其相应的差分序列为dlnYt、dlnIt和dlnCt。
实证检验
(一)单位根检验
由于数据选取的是GDP、固定资产投资和最终消费总额这类宏观经济变量，其时间序列大多都不是平稳的，随着时间的位移而持续增长。但是这些变量主要受宏观经济环境的影响，如果经济出现突发性震荡，受到冲击的这些宏观经济变量可能逐渐回到它们的长期增长趋势上去，也可能呈现出随机游走的状态。若呈现出随机游走的状态，还用普通OLS进行回归，许多参数统计量的分布不再是标准分布，所作的回归被认为是“伪回归”，为克服这一现象，使回归有意义，本文对时间序列进行差分，然后对差分序列进行回归。这样做可以使差分序列趋于平稳，但缺点是忽略了原时间序列包含的有用信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的。
为解决上述问题，可以采用协整理论，而要进行协整分析必须首先进行单位根检验。进行单位根检验有多种方法，如DF法、ADF法、PP法，本文采用ADF法来检验变量的稳定性，如对于非平稳变量，还需检验其一阶差分(或增长率的平稳性)，如果变量的一阶差分是平稳的，则称该变量有单位根，所有变量都一阶差分平稳是变量之间存在协整关系的必要条件。运用上述方法和数据，利用Eviews5.0软件分别对各变量水平值和一阶差分进行检验，检验结果(见表1)。
从表1可以看出，时间序列lnYt、lnIt和lnCt的ADF单位根检验值在1%的显著性水平下大于所对应的临界值，而dlnYt、dlnIt和dlnCt的ADF统计量是显著的，也就是说变量lnYt、lnIt和lnCt是不平稳的，存在单位根I(1)。由于非平稳时间序列不能直接进行简单回归，所以需要通过协整检验进一步检验变量间的协整关系。
(二)Johansen协整检验
常用的协整检验方法有两种:一种是EG两步法，它通常用于检验两变量之间的协整关系;另一种是JJ检验法，用于多变量之间的协整关系检验。JJ检验法可以对系统中所有独立的变量关系作总体分析，并且不事先假定系统中变量关系的个数，也无需确定对哪一个变量作规范，有较普遍的适用性。因为lnYt、lnIt和lnCt都是一阶单整变量，因此可使用Johansen检验或JJ法进行协整检验，以验证该三变量是否存在协整关系，检验结果(见表2)。
协整检验从检验不存在协整关系这一零假设开始逐步展开。从零假设H0∶r=0开始，检验统计量的值大于1%和5%显著性水平的临界值，表明应拒绝零假设，接受备择假设H1∶r≥1。在接下来的检验中，零假设H0∶r≤1在5%的显著性水平上被接受，在5%的显著性水平上，变量之间有且仅有一个协整关系。由此可见，在95%的概率度下可以确信河南省经济增长与固定资产投资和最终消费总额存在长期均衡关系，长期均衡关系的协整方程是:
LnYt=0.726+0.664LnCt+0.342LnIt(1)
(2.08)(3.82)(5.55)
通过协整检验和协整方程可以看出，lnYt、lnIt和lnCt之间存在着长期协整关系。且固定资产投资增长率和最终消费增长率对经济增长率长期有正的影响，当固定资产投资增长率增加1个单位时，能够使经济增长率上升0.342个单位。同理，当最终消费增长率增加1个单位时，能够使经济增长率上升0.664个单位。也就是说，固定资产投资增长率和最终消费增长率的适度上升，能刺激经济增长率上升，即经济增长幅度的变化增加。
(三)误差修正模型
根据格兰杰表示定理，协整关系必然可以表示为误差修正模型。误差修正模型描述变量围绕长期均衡关系进行短期动态调整的过程。协整方程的误差修正项为:
ECMt=LnYt-(0.726+0.664LnCt+
0.342LnIt)
建立误差修正模型，其估计结果如下:lnIt和lnCt对lnYt的短期效应为:
LnYt=0.6462lnCt+0.2640lnIt-
(5.55)(3.43)
0.2530ECMt-1(2)
(-1.74)
即LnYt=0.6462lnCt+0.2640lnIt-0.2530lnYt-1+0.168lnCt-1+0.087lnIt+
0.184
在式(2)中解释变量lnCt和lnIt的系数分别表示lnCt关于LnYt的短期弹性为0.6462，lnIt关于LnYt的短期弹性为0.2640，而长期弹性为0.2530，而误差修正项象征着向长期均衡的调整，如果其系数是显著的，就认为GDP与最终消费和固定资产投资在一个时期里的失衡分别有多大比例可在下一个时期里得到修正。由向量误差修正模型可知:在短期，固定资产投资增长率和最终消费增长率对经济增长率有正向作用，两者对经济增长率有刺激作用，固定资产投资增长率和最终消费增长率的增加，能推动经济增长率上升。
结论
由上述分析过程可以得到以下结论:
第一，式(1)中的斜率在经济上可以解释为弹性。具体说来，由式(1)可知，河南省最终消费每增加1%，国内生产总值就增加0.664%;固定资产投资每增加1%，国内生产总值就增加0.342%。可见，投资、消费与经济增长的关系是密切的，投资、消费是维持长期经济增长的重要动力。
第二，投资、消费与经济增长之间虽然存在以上长期均衡关系，但在短期内却会偏离这种均衡关系，表现为向长期均衡关系不断调整的动态过程。式(2)表明固定资产投资和最终消费的短期变化对国内生产总值有显著的正影响，即投资、消费变动增加1个单位，会分别引起国内生产总值变动增加0.2640个单位和0.6462个单位，国内生产总值的实际值与均衡值的差距约有25.30%得到修正。
参考文献
1.蒋晓华.固定资产投资与经济增长关系的协整分析[J].内蒙古科技与经济，2007(1)
2.姚娜.我国固定资产投资与经济增长关系的实证分析[J].金融经济，2007(8)
3.苗敬毅.中国固定资产投资与经济增长的传递函数模型[J].生产力研究，2006(4)
4.杨芳.河南省农村居民消费需求的特点与对策[J].河南社会科学，2001(5)
5.王慧.河南省城镇居民收入与消费结构的分析[J].经济经纬，2001(3)
关键词：可再生能源消费；经济增长；协整；Granger因果关系
中图分类号：F830.92 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2016（10）-0027-08
一、问题提出
在经济增速换挡、资源环境约束趋紧的新常态下，中国推动能源消费革命、可再生能源产业发展势在必行。可再生能源是来自于自然资源且能够从自然过程不断地得到补充的能量来源，发展可再生能源有助于实现资源消耗、环境污染和经济增长的双脱钩发展。
OECD国家化石燃料的使用量正逐渐减少，可再生能源的发电量占比逐步提升。根据国际能源署预测，到2035年可再生能源将提供其总发电量的三分之一。OECD国家在可再生能源的开发利用上具有先行优势，在发展可再生能源消费和经济增长的协调上有较丰富的经验，对我国可再生能源产业具有借鉴意义。中国已经制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消费比重分别达到15%、20%的目标。据预测（见图1），到2030年可再生能源将增长42%-48%，成为一次能源需求中的第二位。可见，可再生能源将在未来的能源结构中发挥重要作用。可再生能源产业作为新兴绿色产业，蕴含着新的经济增长方式，在此背景下，本文研究的问题是一个亟需解决的问题。
二、文献综述
关于可再生能源消费和经济增长关系的研究在近十年开始出现。对美国的研究较多，Ewing等（2007）用广义方差分解法对美国2000：1C2005：6月度数据研究得出：可再生能源的消费会增加工业生产指数。Bowden和Payne（2010）同样运用TodaCYamamoto方法对美国1949C2006年可再生能源消费和经济增长之间的因果关系进行检验，但采用了部门数据，结果表明商业和工业的可再生能源消费和实际GDP之间没有因果关系，住宅可再生能源消费对实际国内生产总值有单向因果关系。一些学者对OECD国家的情形进行了研究，Apergis和Payne（2010）对20个经合组织国家在1985―2005年期间的研究表明，可再生能源消M与经济增长之间在短期和长期均存在双向因果关系。Salim等（2014）利用1980-2011年的数据，检验OECD国家可再生能源和不可再生能源与能源消费、工业产值和GDP增速的动态关系。检验表明，在长期和短期内工业总产值与可再生能源和不可再生能源消费之间均有双向的因果关系。GDP增速与不可再生能源消费之间在短期内存在双向关系的证据，而与可再生能源之间只有单向因果关系。中国学者郭四代等（2012）选取1990-2010年中国国内生产总值（GDP）和新能源（水电、核电、风电）消费数据，运用Granger因果关系进行检验，发现在短期内，新能源的消费是促进国内经济发展的Granger原因。王瑛（2008）对1953-2006年的年度数据 ，分析了水电、核电、风电消费与实际GDP之间的协整关系和Granger因果关系，得出1953-2006年间这三种能源消费与经济增长之间具有显著的协整关系，另外我国可再生能源消费量对GDP增长也有显著的单向Granger因果关系。
目前文献结论表明：经济增长对可再生能源消费较多地具有单向因果关系，但也有部分国家或地区显现出这两者间双向的因果关系。单向因果关系即经济增长发生在可再生能源消费增长之前，可以在计量上解读为经济增长带动可再生能源的发展；双向因果关系则说明，从计量分析得到可再生能源消费先于经济增长，可以作为经济增长的因，在政策、环境保护的需求之下，可再生能源产业具备了自身发展的动力，甚至进一步刺激经济增长。
本文将能源消费分为可再生能源消费和不可再生能源消费，作为生产要素考虑Cobb-Douglas生产函数，选取1994-2013年的数据，对OECD国家和中国可再生能源消费与经济增长的关系分别进行了实证检验。首先，通过面板单位根、协整检验分析OECD国家可再生能源消费与经济增长的长期关系；建立VEC 模型，进行因果检验分析二者的短期动态调整关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。其次，通过单位根检验、协整检验、基于VAR模型的脉冲响应函数，分析了中国可再生能源消费与经济增长间长期协整关系和短期动态关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。最后，结合实证分析结果，对我国可再生能源产业发展提出了建议。
三、OECD国家可再生能源消费与经济增长关系的实证研究
（一）模型构建
本节利用现代经济增长理论的分析框架，构建了包含可再生能源消费和不可再生能源消费面板数据在内的生产函数，实证研究OECD国家和可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）
其中，Y■为OECD国家实际GDP，K■是OECD国家资本存量，L■为OECD国家总劳动力人数，RE■表示OECD各国可再生能源消费总量，NRE■表示OECD各国不可再生能源消费总量。这里的可再生能源包括：水电、太阳能、风能、地热能和生物质能。不可再生能源包括：石油、天然气和煤。
本文采取以下自然对数形式的面板计量模型和时间序列模型：
Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（RE■）+α■Ln（NRE■）+μ■ （2）
其中，i表示横截面，t表示时间， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■为残差项。
（二）实证研究
1.单位根检验。利用面板单位根LLC检验、IPS检验、ADF Fisher检验、PP Fisher检验，对34个OECD国家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等数据进行平稳性检验，检验结果见表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一阶差分序列上分别进行含有截距项以及含有截距项和时间趋势项的检验得到的。一阶差分值均在1%的显著性水平上通过了显著性检验，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均为一阶差分平稳序列，即为I（1）。
2.协整检验。在面板单位根检验平稳的基础上，本节采用Pedroni提出的面板协整检验方法。Pedroni构造了四个“联合组内”统计量和三个“组间”统计量。这七个统计量均渐进服从（0，1）的正态分布，并且给出了临界值。如果计算出来的统计量大于临界值，则拒绝原假设，表明存在长期协整关系。对LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■进行Pedroni面板协整检验，结果见表2。
以上是包含截距项的协整检验结果，滞后期长度按照SIC标准自动选择。有四个统计量在1%的水平上显著，又因为在样本量较小的情况下以ADF统计量为主，其P值为0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之间存在长期协整关系。在此基础上，通过面板最小二乘估计，对LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■间的长期协整方程进行估计，估计结果如下：
为了能够修正面板数据的异方差性，在估计的权重选项中选择了Period weights，进行广义最小二乘估计。由表3可见，四个解释变量均在1%的水平上显著，不可再生能源消费对经济增长的贡献最大。可再生能源消费对经济增长的影响超过了劳动力，为0.09。这说明，OECD整体可再生能源消费与经济增长的长期关系已经确立。
3.VEC模型分析。存在协整关系的变量可以建立向量误差修正（VEC）模型来揭示变量之间的短期关系，故建立以下VEC模型：
z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■ （3）
其中，z■的各分量是OECD生产函数中I（1）的各变量；α是调整参数矩阵，其每一行元素是出现在第i个方程中的对应误差修正项的系数；β为协整向量矩阵，其每一列所表示的变量的线性组合都是一种协整形式；p为滞后阶数，此处根据SIC原则确定为2；ε■是扰动项。
模型（3）的协整向量估计结果如表4。
得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期协整关系，即：
1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）
式中ecm■表示实际GDP、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费的线性组合序列，也是协整方程（4）的残差项，并将作为后面误差修正模型的误差修正项。实际GDP的VEC模型的估计结果为：
1ny■=-0.029*（1ny■-0.1621nk■-0.5901nl■-0.0771nre■-0.1391nnre■+2.518）
+0.1301ny■-0.1271ny■+0.0171nk■+0.0201nk■+0.1441nL■
+0.2471nL■+0.071nre■-0.0161nre■+0.0751nnre■+0.0181nnre■+0.043 （5）
以上估计结果可以说明：对实际GDP当期的变化量解释作用最强的是上一期和上两期的劳动力变化，解释作用分别达到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的实际GDP变化量解释，可再生能源消费和不可再生能源消费的上一期和上两期变化对其解释作用都较弱。同时，ecm■表示短期波动向上期均衡的调整，其系数为-0.029，即以0.029的速度负向调整。
4.因果检验。本节运用Granger因果检验研究变量长期的因果关系和短期动态的因果关系。本文主要研究可再生能源消费和经济增长的关系，故下表中只报告这两者的Granger因果检验结果。基于长期协整方程的Granger因果检验如结果表5，滞后阶数选择4阶。
在“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设检验中，在1%的水平上拒绝了该假设，说明经济增长是OECD国家可再生能源消费的原因。同时，在5%的水平上拒绝了 “LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，说明可再生能源消费在长期也是OECD经济增长的格兰杰原因。
基于VEC模型的Granger因果检验结果如表6。
从表6结果来看，在“DLnY■不是DLnRE■的格兰杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格兰杰原因”的原假设检验均在10%的显著性水平上被拒绝，说明经济增长的短期波动不是OECD国家可再生能源消费短期波动的原因，同样，OECD国家可再生能源消费短期波动也不是其经济增长的短期波动的原因。二者在统计上因果关系均不显著。
由以上可得，OECD国家经济增长在长期显著地是可再生能源消费的原因，可以解释为：从长期来看，保障经济稳定增长才能负担可再生能源发展初期普遍较高的成本。经济增长在短期并不构成可再生能源消费的原因，可能是因为目前可再生能源消费在短期内的迅速增长大多是能源转型的政策引导结果。可再生能源消费在滞后4阶的长期状况下是经济增长的原因，说明OECD国家可再生能源消费对经济增长的影响在大约4期之后可以明显表现出来。短期内，可再生能源消费波动外生于实际GDP的概率达到52%，这可能是因为目前可再生能源消费在能源消费中的占比还较小，短期内不足以表现为经济增长的原因。
四、中国可再生能源消费与经济增长关系的实证研究
（一）模型构建
本节实证研究中国可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）
其中，Y■为中国实际GDP， K■是中国资本存量，L■为中国总劳动力人数，RE■表示中国可再生能源消费总量，NRE■为中国不可再生能源消费总量。
为了增强数据的显性化趋势、避免异方差，采用自然对数形式的时间序列模型：
Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）
t表示时间，t=1994，1995，……2013；μ■是残差。
（二）实证研究
1.单位根检验。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一阶差分序列上的单位根检验结果不平稳，故下表列出这五个序列在二阶差分上的检验结果，可以看出均在5%的显著性水平上通过。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二阶平稳的，即I（2）。
2.协整检验。在单位根检验平稳的基础上，本节采用Johansen协整检验。结果表明变量之间存在协整关系，迹检验和最大特征根检验都表明在5%的显著性水平下存在4个协整方程。可知：中国LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之间存在长期均衡关系。
在此基础之上，先进行ARCH LM条件异方差检验，检验得到F统计量为122.02，相应P值为0.00，说明估计方程的残差序列存在ARCH效应。因此，选择ARCH模型进行估计，从估计结果看仍然存在问题如下：第一，LnL■和LnRE■的系数估计结果较不显著；第二，DW统计量为0.13。怀疑存在序列相关问题，如果存在，则显著性水平、拟合优度将不可信，因此，应进行进一步检验。采用LM检验。
LM统计量显示，在1%的水平上拒绝原假设，回归方程的残差序列存在明显的序列相关性。同时，观察相关图和Q统计量，得到残差序列在1、5和6阶上存在序列相关。通过将扰动项的滞后项ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回归结果：
由表10可见，四个解释变量均在1%的水平上显著。中国在1994-2013年间，资本存量对经济增长的影响最大，其次是不可再生能源消费。可再生能源消费对经济增长的协整系数超过了劳动力，为0.17。说明对中国来说，可再生能源消费和经济增长的长期关系在这20年已经得到了显现。中国在这三十年间的可再生能源构成主要是以水力发电为主，全球已开发水电资源中，中国占27%。DW统计量为1.78，序列相关得到解决。
3.VAR模型分析。向量自回归（VAR）模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后项的函数来构造模型，可以用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击。本节构造的VAR（p）模型为中国的实际GDP、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费五变量系统，主要分析可再生能源消费和经济增长之间的短期动态影响。在无约束VAR模型条件下，依据LR、FRE、AIC、SC和HQ等准则得到最优滞后期阶数为2，因此，选择VAR（2）模型。
对VAR模型，当其所有特征根的模的倒数小于1时，表示该模型是稳定的。由图2可知该VAR（2）模型所有特征根的模的倒数都在单位圆内，该模型是稳定的，可以进行脉冲响应分析。
因此，模型VAR（2）构造如下：
1ny1nk1nl1nre1nnre=A*1ny1nk1nl1nre1nnre■+B*1ny1nk1nl1nre1nnre■+C （8）
A=0.740 -0.164 -1.626 0.038 0.4112.344 0.556 -9.011 0.038 0.2100.049 -0.019 0.475 0.007 0.0392.540 -0.094 10.368 0.164 0.400-0.137 0.313 -4.265 0.093 1.231
估计结果表明：
B=0.205 0.047 1.687 0.045 -0.202-0.970 -0.258 2.678 0.210 -0.3920.002 0.016 0.066 -0.014 -0.061-0.528 -0.001 -18.234 -0.284 -0.695-0.583 -0.093 9.344 0.174 -0.590C=1.068127.5848.844138.870-97.145
基于上述VAR（2）模型，进一步用脉冲响应函数研究当外部环境对经济增长产生冲击后对可再生能源消费的影响，以及可再生能源消费收到外部环境冲击后对经济增长的影响。得到的这两者的脉冲响应图如图3所示。横轴表示滞后期，这里设定为10年，纵轴表示变量相应的大小。
由图3可知，当外界给可再生能源消费一个单位的冲击，GDP开始显示一较小的正响应，之后在第二期先增长达到最强，第三期到第四期为减弱期，第四期时有一个短暂的小于零的过程，之后又拉升新一轮的正效应不断增长的阶段，第六期时达到第二个峰值，且该峰值与上一个峰值十分接近，第八期是降到零，但未出现负值，最后两期又出现上升的正相应。而外界给GDP一个单位冲击，可再生能源的响应在第二期出现由零到负的微小降低，并在进入第四期时回到零并启动直达第八期的增长，达到峰值后又逐渐降低，到第十期回到零。可见，可再生能源消费受一个正的外部冲击后对经济增长的影响在其滞后十期内，除第四期例外以外，其余均为正，且经济增长的正响应会阶段性的反复出现，这符合可再生能源消费的特性。而GDP受一个正的外部冲击后对可再生能源消费的影响在开始时并不明显，在第四期之后也增长缓慢，最大的正相应在第七至第八期才能表现，说明经济增长对可再生能源消费并不能起到立竿见影的作用，但在较长阶段都会有稳步增加的促进作用。
4.因果检验。本小节研究中国可再生能源消费和经济增长的因果关系，首先对中国五个变量的原序列进行Granger因果检验，得到与的Granger因果关系。
从以上结果来看，Granger因果检验在5%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。但与OECD国家的检验结果不同的是，检验接受了“LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因。
基于上述VAR（2）模型检验变量之间的因果关系，运用Granger因果检验，其中，中国实际GDP和可再生能源消费的检验结果。可以发现：在包含二阶滞后的VAR模型中，这两种变量的因果关系与长期较接近，Granger因果检验在10%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设，肯定了LnRE■对LnY■的解释作用，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。检验接受了“LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因，可再生能源消费有60%的概率外生于经济增长。
由因果检验的结果可知，中国的经济增长对可再生能源消费的影响在较大概率上得到了确认，无论是建立在长期稳定的关系还是短期内的动态关系。而可再生能源消费则在长期内有53%的概率外生于经济增长，即在较大概率上还不能构成经济增长的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滞后设置，可再生能源消费仍然不是经济增长的Granger原因。但笔者发现，当把VAR的模型只设定滞后第二期时，可再生能源消费在93%的概率上成为经济增长的Granger原因；经济增长也在94%的概率上Granger引起可再生能源消费。这样的设定是来源于上一节的脉冲响应函数的结果，同时，此时的VAR模型也是平稳的。因此，我们可以认为中国的可再生能源消费对经济增长存在这滞后的影响。
五、结论与建议
（一）主要结论
运用OECD国家和中国1994-2013年的数据，本文研究得出OECD和中国在可再生能源消费与经济增长之间都存在长期稳定的协整关系。同时，还主要得到了如表12所示的因果关系结果。
通过实证研究，本文发现OECD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的相同之处：即经济增长对可再生能源的长期引领作用，这可以解释为：第一，当经济增长到一定阶段时，化石能源推动经济增长的不可持续性日渐突显，这随之带来了改变能源消费结构、发展可再生能源的需求；第二，从率先发展可再生能源的国家可以看出，该产业发展的起始阶段均需投入大量成本，应建立在经济长足发展的基础之上。同时，研究发现了OECD国家和中国可再生能源消费在短期内均不能引起经济增长，这说明可再生能源消费短期内无论在发达国家还是中国都还不能显著地带来经济增长的变化，目前的可再生能源消费的比例仍然较小，经济增长的波动也只在小概率下是受到它的影响。
OECD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的不同之处也表现在两个方面。一方面，肯定了OECD国家在长期内可再生能源消费也对经济增长有引领作用。OECD在这20年内可再生能源的发展说明可再生能源消费的增长在较大概率上会引起经济增长，这为可再生能源消费发展相对落后的国家和地区在一定程度上打消了顾虑，中国应该更加信心坚定地可再生能源消费的发展。同时，本文发现中国包含可再生能源消费滞后四期变量的模型检验中，它对经济增长的Granger原因也得到了确认，这说明在一定条件下，中国存在着可再生能源消费对经济增长的原因。另一方面，短期的经济增长对可再生能源消费的因果关系中，OECD的检验中拒绝了这一关系，而中国则接受。中国近年来的经济增长堪称“奇迹”，在推动可再生能源产业的发展过程了给予了大量补贴，支持国民生产总值的增长，对我国发展可再生能源产业的促进作用更加突出；相比而言，OECD作为发达国家的集体，其GDP在长时间内保持在较高的稳定水平，他们发展可再生能源在短期更多地是依赖技术突破。
（二）相关建议
第一，加快绿色金融发展，提升可再生能源产业活力。引导银行业金融机构推出绿色信贷体系，严控“两高一剩”行业信贷，将环境责任标准融入银行业经营管理，积极应对可再生能源产业发展中的市场失灵和政府缺位。引导绿色债券在可再生能源项目中的规范发展，建立政策激励措施体系，增加绿色债券市场流动性，增加投资主体与市场规模。把握绿色金融在经济绿色转型中的机遇，积极适应经济结构和产业结构调整，形成可再生能源发展和绿色金融的良性循环，培育新的经济增长点。
第二， 加强能源供给侧改革，促进能源消费结构优化。利用市场机制强化可再生能源市场优先供给，通过可再生能源配额制和绿色电力证书等在OECD国家运用成熟的体制，促进可再生能源电力价格发现，减小国家可再生能源产业补贴缺口。推进能源扶贫，推动r网改造升级，提高农网对分布式发电的接纳能力，一方面使农村成为推动可再生能源消费提升的重要阵地， 另一方面推进光伏扶贫等精准扶贫模式落地，发挥好可再生能源对脱贫攻坚的助力作用。
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The Relationship between Renewable Energy Consumption and Economic Growth
――A Comparison between OECD Countries and China
WANG Yongheng SONG Yingmin LIU Hongfu WANG Hetong
（Pingliang Municipal Sub-branch PBC，Pingliang Gansu 744000）
二、海南经济的消费总量与结构分析
三、消费需求对经济增长的影响
四、海南经济中需求不足的因素分析
五、扩大内需的政策措施
六、结束语
一、 前言
消费问题，从消费行为角度看，属于微观经济范畴；从国内生产总值最终使用构成看，消费是重要总体变量，它的总量和结构变动影响国内生产总值的变动，即对经济增长具有影响作用。因此，消费问题，同时也是一个宏观经济范畴。我们对消费问题研究的出发点，是对经济增长的关注。
消费问题在近两年成为一个焦点问题，刺激消费成为拉动经济增长的有效手段。近两年，我国经济增长速度趋缓，经济发展的外部环境和内部环境发生变化，例如东南亚金融危机、人民币不贬值压力、国有企业改革、政府机构改革等，使得消费问题终于浮出水面，引起人们的关注，成为新的经济增长点。由于经济发展的外部环境和内部环境变化，严重削弱了经济增长的各种要素，因此，将开拓国内市场、刺激消费、扩大内需确定为经济增长的基本立足点和长期发展策略，具有重要的现实意义。
消费与增长，传统的计划经济理论认为，经济增长带来消费的增加，增长对消费起着决定性作用。经济增长了才能适当增加消费，消费基金的过快增长会影响和妨碍经济发展，并以此为依据安排经济建设和制定宏观发展计划。在计划经济向市场经济转变的过程中，我们不但取得了制度上的变革，也获得了认识和理论上的突破，那就是不仅增长决定着消费，同时消费对增长具有拉动作用，消费拉动作用在一定条件下可以超过投资的影响作用，决定着经济增长速度的快慢和质量的高低。这一增长观点可以从下面的经验材料和理论获得支持。第一，高收入高消费与低收入低消费两种模式比较。中国改革开放的20年历史经验表明，与改革开放前的三十年相比，1979年后我国经济发展迅速，更重要的是收入水平和消费水平获得巨大的提高，原来的低收入低消费，经济发展滞缓模式已彻底改变。即使是同一时期在我国不同地区，例如东南沿海地区与西部地区，不同的消费模式伴随着不同水平的经济增长。再以美国等发达国家为例，高收入高消费模式，伴随着成功的经济增长。所以，低收入低消费伴随着经济增长的滞缓和效率低下；高收入高消费伴随的是经济增长的高产出和高质量。第二，生产函数理论。劳动力是经济增长的重要要素，而劳动力离不开消费。衣、食、住、行消费是劳动力的基础需要，没有这些消费活动也就不存在劳动力，消费水平决定着劳动力的总量水平和素质构成。所以，消费不但是人口再生产需要，也是经济活动的必要前提条件，经济活动，最原始的、首要的是从消费开始的。消费决定了劳动力，劳动力传导着消费对经济增长的影响和贡献。
二、海南经济的消费总量与结构分析
1、消费需求的现状、特点和结构
国内生产总值的支出构成分为总消费、总投资和净出口。总消费是其重要组成部分。改革开放20年，尤其是海南建省十年来，经济取得相当的进步，人民生活水平获得巨大提高。见表2-1。
表2-1 消费的总量与结构 单位：亿元
年份 总消费 占gdp比重% 居民 消费比重% 政府 消费比重%
1978 16.68 85.1 15.71 94.0 0.97 5.8
1979 17.46 85.6 16.65 93.9 1.09 0.6
1980 19.10 86.0 17.85 93.5 1.25 6.5
1981 20.64 79.6 19.16 92.8 1.48 7.2
1982 22.38 71.7 20.83 93.1 1.55 6.9
1983 24.00 70.7 22.09 92.1 1.91 8.0
1984 26.12 62.0 23.37 89.4 2.76 10.6
1985 31.58 58.3 28.05 88.8 3.53 11.2
1986 36.81 59.4 32.70 88.8 4.11 11.2
1987 40.00 60.2 35.83 89.2 4.17 10.4
1988 48.7 59.0 43.22 88.6 5.55 11.4
1989 57.27 57.1 48.99 85.5 8.28 14.5
1990 66.29 52.2 48.45 73.1 11.31 26.9
1991 72.87 52.1 56.86 78.0 15.93 22.0
1992 95.58 43.4 75.18 78.7 20.40 21.3
1993 127.92 42.7 98.04 76.6 29.88 23.4
1994 156.47 41.1 124.55 79.6 31.92 20.4
1995 188.50 46.2 153.09 81.2 35.41 18.8
1996 208.87、 53.6 168.27 80.6 40.60 19.4
1997 222.33 54.5 176.82 79.5 45.51 20.5
资料来源：《海南统计年鉴》，1998年
以1988年为分界线，前后两个十年。1978─1988年，总消费占gdp（代表国内生产总值，下同）比重为60─86%，（个别年份稍低）。在较低水平经济总量情况下，较高水平的消费率必然是较低的储蓄率，总投资处于有限的低水平规模，经济发展处于一种滞缓状态。1988─1997年，消费率为41─59%，储蓄率得到大幅度提高，总投资规模迅速膨胀，经济取得迅猛发展。但是，消费率下降的滞后结果是，经济的发展出现了严重的需求不足。海南经济的高速度是以牺牲消费为代价的，同时，低收入低消费模式没有得到根本改变。因此，消费水平没有获得与经济增长的同步增长，海南经济增长的机会成本高昂，经济发展质量不高。与全国平均水平和世界水平相比，海南消费水平低下。九十年代以来，根据国际货币基金组织和世界银行统计，世界平均消费水平为78─79%，全国平均消费水平为58─60%，海南仅为41─55%，见表2-2
总消费又细分为居民消费和政府消费。从上面资料看，建省前政府消费仅占总消费的5─10%，建省后快速上升到20%以上（仅有两年低于20%）。与居民消费和总消费相比，政府支出增长速度是最快的。
2 、消费模型
消费，从实物形态看，表现为商品和劳务；从货币形态看，来源于可支配的实际收入。消费水平的高低主要决定于一国国民个人可支配收入的高低。所谓个人可支配收入是指个人在一年中得到的可以自由支配的收入总和。个人可支配收入是gdp的一部分，受投资、税赋和政府转移支付等因素影响。在其他条件不变的情况下，个人可支配收入决定于gdp的大小和gdp转移为个人收入的多少即收入分配政策。
设个人可支配收入为yd，gdp为y，假定个人可支配收入在gdp中所占比重为b，我们称b为gdp的个人分配系数。这样就得到：
yd=b* y (2．1)
再假定个人消费c是个人可支配收入的函数，由此得到：
c=a+c* yd (2．2)
c=a+b* c* y (2．3)
这样，我们就建立了具有一般意义的消费模型，即式（2．3）。其中，a是自发性消费，为常量，表明一个基本的消费水平；c为边际消费倾向，它是消费增量同个人可支配收入增量的比例，即
c=d c/d yd=d c/(b* d y)=1/b* d c/d y （2．4）
从消费模型可以看出，在边际消费倾向c一定条件下，消费水平取决于两个因素：即gdp的个人分配系数b和gdp。
在gdp既定条件下，个人分配系数b决定了消费总量和消费水平。b是政策参数，是收入分配政策的反映。研究表明，b波动区间的上限，也就是消费的最大限度，受预期投资影响。预期投资决定了预期的收入，所以b受到预期收入影响。因此，消费不但取决于即期可支配收入，也受预期收入影响。
利用消费模型，我们来进一步分析海南经济中消费的特点及消费与收入的关系特征，见表2-3。
表2-3 居民收入与消费情况 单位：元
--------------------------------------------------------------------------------
年份 职工平 居民人均 农村居民 人均储蓄存 居民人 农业居民 非农业居民
均工资 可支配收入 人均纯收入 款年末余额 均消费
1990 1980 1575 778 802 852 698 1436
1991 2194 1726 916 1039 866 667 1609
1992 2720 2318 1026 1680 1128 819 2252
1993 3501 3072 1320 2699 1449 1064 2813
1994 4485 3920 1620 3369 1814 1259 3723
1995 5340 4770 1872 3978 2197 1548 4345
1996 5476 4926 2156 4619 2376 1726 4444
1997 5664 4850 2382 5041 2458 1802 4458
资料来源：《海南统计年鉴》，1998年
第一、以量入为出的低消费为主要特征。
1990─1997年，消费中量入为出观念占主导地位，消费水平低下，且增长缓慢。同期人均gdp增长了2.6倍，人均消费增长1.9倍，其中农业人均消费增长1.6倍，非农业人均消费增长2.1倍。消费水平提高远远落后于经济增长速度，并且消费水平的城乡差距扩大，1990年城乡消费水平比为2.1: 1，1997年扩大到2.5: 1。
第二、收入水平提高落后于经济增长水平。
1990─1997年，职工平均工资增长1.9倍，城市居民人均可支配收入增长2.1倍，农村人均纯收入增长2.1倍，明显落后于经济增长。低收入是现行的收入分配政策的主导思想。低收入必然带来低消费，由此引发的需求不足成为经济增长缓慢的主要因素，无疑制约了经济发展后劲，给经济的可持续发展带来了严重的不利影响。
第三、非工资性收入和非货币化消费现象严重。海南经济表现为低收入低消费的特征同时，还表现为高储蓄。1990─1997年，人均储蓄增长5.3倍，超过了经济增长和收入增长速度。不协调的高储蓄表明，? 居民的非工资性收入即灰色收入相当高，甚至超过工资收入，成为主要收入来源之一。社会团体的小金库和地下经济是灰色收入的来源。地下经济有多大？占gdp份额有多少？尚难估算，也不列入gdp。但是，如果地下经济超过一定份额，将使gdp核算和经济增长测算低于实际水平。地下经济失控无疑将破坏经济肌体的健康，干扰正常的经济秩序。- 非货币消费即实物消费现象不容忽视。公有住房、医疗保健等实物分配曾一度是主要消费形式，目前这些制度改革没有全部结束，尚有遗留问题，新的货币化分配机制也没有完全建立健全，计划经济下的实物消费情结和惯性仍在发生作用，实物或变相实物消费仍大量存在，这些因素影响着消费领域的货币化程度。小金库禁而不绝、政府支出快速增长就是一个明显的例子，见图2-1。
图2-1 人均收入、储蓄、消费曲线
三、消费需求对经济增长的影响
1、消费贡献率与投资贡献率
经济增长是一个复杂的问题，它受许多因素影响，例如，消费、投资、国际贸易、劳动力、科技进步、经济体制以及政府政策等等。对于投资、劳动力生产要素研究已取得相当多成果，但是，消费对经济增长的影响作用研究，仍有许多空白。近两年，需求不足的负面影响越来越明显，需求不足业已成为经济增长缓慢的主要原因。在基础设施薄弱，生产要素瓶颈作用显著的情况下，投资对经济增长的拉动作用比较明显，扩大投资成为主要的手段。随着经济总量扩张、基础设施完善，投资对经济增长的边际效益逐渐降低，拉动作用逐渐减弱，这时，消费拉动作用会明显增强，并成为刺激经济增长的一个主要因素。贡献率是我们研究消费和投资拉动作用所采用的一个指标。消费贡献率是指消费对经济增长的贡献，即在gdp增长中消费因素所占的比重。投资贡献率是指投资对经济增长的贡献，即在gdp增长中投资因素所占的比重。表3-1为海南1988─1997年消费、投资贡献率。
关于净出口。净出口在海南经济总量中一直占较小比重，近年受贸易政策影响，比重下降。所以净出口对海南经济增长影响较小，这里暂不述及。
2、贡献率分析
在海南经济增长中，消费贡献率一直处于较低水平状态，投资贡献率始终保持较高水平。重投资、轻消费，形成海南经济的特殊格局，成为经济结构中的突出矛盾。1988─1997年，消费贡献率为41─57%，全国平均水平为56─63%，低6─15百分点；投资贡献率为59─41%，全国平均水平为43─34%，高7─16个百分点。
从投资方面看，建省初期，面对比较薄弱的基础设施和经济发展要素诸如电力、能源、交通、原材料等瓶颈制约，我们不得不拿出大量资金搞建设，采取高投资政策，依靠扩大投资规模，来完成经济基础设施建设和经济实力扩张。投资拉动作用十分明显，经济获得迅速增长。由此可见，海南经济走的是一条粗放型的外延式的增长道路。随着经济总量扩张，基础设施和发展要素不断完善，投资对经济增长影响开始减弱。尤其是十年来，在开发建设中出现的低水平、小而全、大而全项目的重复建设问题非常突出。所以，投资对经济增长的边际效益逐渐减弱，投资向最终消费的转化越来越低，投资拉动作用明显下降。近两年，虽然我们采取了积极的财政政策，扩大基础设施投资规模，但是，效果不很明显。因此在经济增长问题上，扩大投资规模只能是权宜之计，而且在宏观投资政策上，我们要一手抓“规模控制”，一手还要抓“结构引导”。
从消费角度看，消费贡献率低于57%，1994年达到谷底水平41%，一直处于较低水平，消费对经济增长拉动作用始终没有真正发挥出来。在投资边际效益下降情况下，消费对经济增长的作用得到加强。但是，海南经济需求不足始终没有得到解决，形成了即使在高投资政策下仍然没有高产出，经济增长持续缓慢。与全国平均水平和世界平均水平相比，海南经济消费贡献率相差10─20个百分点。这个差距就是我们刺激消费需求，开拓国内市场，扩大内需的政策空间。如果消费贡献率每年增长一个百分点，那么，再过十年，海南经济增长水平和质量，就可以居于全国领先水平；再过二十年，将达到发达国家经济水平。
四、海南经济中需求不足的因素分析
综上所述，收入水平，预期收入是消费的主要来源，起着决定性作用，我们称其为内部影响因素。消费习惯、产品质量、品种、价格以及服务，影响着消费选择，可以称其为外部影响因素。海南经济中需求不足，既有内部因素的原因，也有外部因素的原因。总消费包括居民消费和政府消费。政府消费主要受政策影响且较难定量，前面已略有分析，在此不再赘言。下面仅从居民消费方面说明需求不足的原因。
1、收入分配政策改革滞后是造成需求不足的主要原因。
1990─1997年，人均gdp增长2.6倍，职工平均工资仅增长1.9倍，农民纯收入仅增2.1倍。进入九十年代，海南经济得到快速发展，城乡居民收入得以较快提高，消费水平取得明显增长。但是，相对于经济增长水平，收入增长比较缓慢，消费水平没有得到经济增长的全部合理转化成果。在经济增长中，有相当的份额是我们牺牲掉的收入和消费增长的部分。从消费模型看，在既定gdp条件下，可支配收入高低取决于收入分配系数的大小。收入分配系数是政府收入分配政策的反映。高投资政策，必然是低收入分配政策，也必然带来低消费，造成需求不足。低收入分配政策同时也是非工资性收入膨胀和非货币化消费增加的根源。
2、价格机制改革快于收入机制改革影响消费需求增长。
我们进行经济体制改革开放，许多改革措施往往是以价格调整为契机的。价格机制成为政府和居民关注的焦点。尤其是推行市场经济体制改革后，由于认识上的误区，以及市场流通领域利益驱动和立法力度不够等原因，国内市场商品价格比较混乱，曾一度失控。在与国际市场接轨问题上，盲目追逐价格平行而忽视了产品品种、质量等非价格因素，也忽视了居民的收入水平和购买能力。在利益驱动下，国内市场上的粮、糖、棉、钢材、汽车、家用电器、服装、航空客票、标准住宿费、电影票、公园门票、美容美发等价格，基本接近国际市场价格水平，有的甚至高于国际市场价格。然而，我们的收入水平与其他国家相比，相距甚远，我们的购买力远远落后于其他国家。从收入分配看，工薪阶层占绝大多数，私有经济业主仅占极小份额。所以工薪阶层是我们的消费主体。由于工资收入增长缓慢，名目繁多的“补贴”等非工资性收入仍是大多数居民家庭的主要收入来源，从而形成低收入与高价格这一突出矛盾，使得居民的消费需求得不到充分满足，居民消费处于抑制状态，从而造成消费市场低迷，有效需求不足。
3、经济周期性波动，预期收入下降是目前影响需求不足的一个不容忽视的因素。
在计划经济向市场经济转变过程中，政府实行了一系列改革措施。例如，住房制度改革、社会保障制度改革、医疗保险制度改革、教育体制改革、退休制度改革、国有企业改革和政府机构改革。这些制度改革措施一方面影响着居民的消费支出，另一方面影响到人们的思想和心理态势，因为人们原有的计划经济的思想惰性和情结在相当的范围和程度上存在着。加上近几年经济周期性波动影响，使人们对经济的预期不明确，对收入的预期下降。这些因素使人们少支出多储蓄，以备将来不时之需。在诸多改革措施中，收入分配机制改革仍然未提到议事日程，露出庐山真面目，同时又要面对下岗分流、子女教育费上涨等支出增加压力。因此，人们只能精打细算，以积极节流被动开源方式来抵御收入预期的下降。
4、消费模式不利于需求不足状态改变。
海南经济发展的滞缓期比全国多十年。建省后，进入九十年代，海南经济才开始真正的开发建设。农业，是海南经济的主要基础产业，在产业结构中占有支配地位。所以，由于长期经济滞缓和文化背景因素影响，海南经济的消费习惯根深蒂固，消费模式表现为传统社会中的低收入低消费，量入为出的特征。在改革开放中，海南经济获得了长足发展，发生了巨大变化，然而，消费习惯、消费模式没有多大变化。
十年来，储蓄率不断上升，1992年超过60%。随着收入增加，消费未得到较快增长，储蓄却大幅上涨，说明人们增加的收入不是用来扩大消费而是进行储蓄。高储蓄率可以为经济发展提供资金，在经济起步发展阶段是非常必要的。但是随着经济总量扩大，高储蓄将影响消费率的提高，对经济增长产生负面影响。在经济波动发生时，人们在经济预期不明确的情况下，必然采取多储蓄，而不是多消费。近两年的经济实践表明，在扩大内需问题上，高储蓄率是一大障碍，虽然央行连续七次大幅度减息，但统计资料显示，储蓄有增无减，国民储蓄热情依然高涨。所以在目前形势下，单一的降息货币政策也难以取得预期效果。高储蓄就意味着低消费，它们是一个问题的两个方面。生活上的节约简朴，就微观而言，是一种文化美德，但就宏观而言是有害无益的，是不经济的。它往往成为低收入低消费的一个合理支点和借口。在现实经济活动中，伴随着生活上的节约，是生产上的大量浪费和重复建设，是资源、能源、原材料和人才的大量浪费。在资源稀缺和经济产出成果有限的条件下，这无疑是两把杀手锏，使消费水平难以提高。因此，在扩大内需问题上，不但要一手抓鼓励消费，一手还要抓生产环节中的浪费，要珍惜稀缺的资源。
5、影响需求不足的其他因素
第一、投资结构不合理和投资效益低下，不利于收入增长，不利于消费增加。我国财政政策比较单一，主要以投资为首选手段来进行宏观调控，当经济过热时就严格压缩投资，在经济低迷时就大量追加投资。这种政策的结果是，重复建设、盲目建设、低水平低效益项目十分严重。投资结构不合理和建设项目效益差，造成企业普遍严重亏损，甚至有许多项目一开工就亏损。投资严重浪费，生产能力相对过剩，企业低效，从而造成职工下岗人数增加，收入增长缓慢。我们可以算一笔帐：1997年，以全国平均水平为标准，通过扣除gdp的投资额，来调整海南消费率上升5%达到60%，那么5%的gdp就是20个亿，（1997年gdp为408个亿），相当于海南当年全社会固定资产投资的12%；如果以世界水平为标准，那么，就要扣除gdp的23%即94个亿的投资额，相当于海南全社会固定资产投资的56%。这部分就是由于消费与投资结构不合理和投资效益低下形成的。
第二、商品和服务不能满足消费需求。居民消费依靠对市场所提供的商品和服务的效用选择来实现的。国内市场上，中、低档商品占主体，高档较少，与国际市场相比，质量存在明显差距。高、中、低档商品分类，不应当仅仅是价格差别，更重要的应该是质量和服务的区别。居民对进口商品的热衷就是对国内市场不能满足消费需求的一个规避。商品价高质差，假冒伪劣现象猖蹶，欺诈消费者现象屡屡发生，这无疑严重地打击了消费者的信心，抑制了购买力的顺利实现。同时，产品品种、结构单一，也构成对消费的消极影响。有关资料显示，美国市场销售产品超过40万种，而我国市场只有10万多种，而且在工艺、质量、技术含量方面存在明显差距。
五、扩大内需的政策措施
以需求不足为特征的海南经济的缓慢增长，已经引起有识之士的普遍关注。国家在实施积极的财政政策和货币政策的同时，也把扩大内需做为宏观调控手段，来促进经济的增长。在这样的大环境下，海南应以此为契机，积极拓展消费市场，刺激消费需求，及时制订有效的政策措施来解决长期困扰经济增长的需求不足问题。如果需求不足长期存在，在投资手段不能有效地发挥作用的情况下，就可能产生通货紧缩。目前经济运行中的通货紧缩问题应引起我们的警惕。因为通货紧缩将吞噬海南经济十年来取得的成果，带来经济的严重倒退。如何拓展消费市场？如何刺激消费需求？如何克服和避免经济增长中可能出现的需求不足问题？我们认为，首先应该将提高消费率、降低投资率作为制订经济政策的基本出发点和长期发展战略。虽然需求不足就表现为消费率的低下，消费率提高意味着需求不足的改善，但是，在解决需求不足问题上，首先应该注重消费率的提高。因为海南经济发展实践表明，由于过度地强调了投资的作用，忽视了消费的影响作用，造成海南经济出现高投资率、低消费率的发展格局，投资与消费二者比例关系不协调，影响了海南经济增长的持续性和增长质量。应当承认，这是由于我们认识上的误区和政策引导上的失误造成的。为此，要尽快调整二者比例关系，改变原有格局，提高消费率，降低投资率，达到经济良性循环。提高消费率并不是消极的压缩投资，以经济增长为代价换取消费的增加，而是积极地扩大消费，使消费增长快于投资增长，在经济适度增长条件下消费与投资的比例关系协调发展。同时，注重经济运行的平稳性和政策的连续性，克服和避免经济周期性波动所造成的危害；注意防范收入水平和消费水平差距扩大，出现社会两级分化，要“效率”与“公平”并重，利用宏观调控手段，逐步实现最大程度的社会公平，保证经济发展所要求的安定的社会大环境。在政策操作上，具体地应采取以下措施：
1、加快收入分配机制改革，尽快制订出台改革方案。
提高国内生产总值的个人分配系数，也就是加大经济发展成果向个人倾斜力度，以提高居民收入水平，从而增加有效需求；将工资制度改革提到议事日程，尽快提高政府公务员和国有企业职工工资收入水平，将住房、医疗、社会保险和子女教育等项费用计入工资，消除现存工资制度中的各种补贴和分配中的实物消费形式，实现货币化分配。建立起明确的工资增长机制，完善各项福利制度改革，实现职工福利的市场化和社会化管理。同时，尽快完善其他各项经济体制改革，减少由此带来的经济周期性波动和人们对经济预期的不明确，提高未来收入的预期。
2、适当提高粮食收购价格，切实减轻农民负担，逐步提高农民的收入水平。
农业是海南经济的基础性支柱产业，农业人口占总人口的四分之三，所以农村消费市场发展前景广阔。十年来，农民收入水平和消费水平增长缓慢，城乡差距扩大。但是，农民的边际消费倾向较高，所以要逐步增加农民收入，从而启动农村消费市场。增加农民收入的具体措施包括：? 适当提高粮食收购价格。粮食是农业的主要产品，是农民收入的主要来源，并且粮食价格仍有上调的空间，所以要提高粮食价格，保证农民主要收入来源，维护农民种粮的积极性；- 解决瓜菜水果保鲜、运输和销售环节矛盾。瓜菜水果已成为农业的一项重要收入，但是保鲜技术缺乏、运输和销售难的问题比较普遍，要加强“绿色通道”软、硬件建设，保证产销顺利实现；? 切实减轻农民负担。取消各种不合理摊派，实现以税代费，在目前情况下，对农民实行税率优惠政策；精减乡村干部，降低农民负担干部的系数。资料表明，农民收入中除去消费，并未全部转化为农业投资，有相当一部分被各种不合理摊派吞掉，这无疑提高了农业生产成本，增加了农民负担，也打击了农民的生产积极性；ˉ 加快农村基础设施建设，就地消化农村剩余劳动力，谋求优质高效农业。农村的经济发展要素瓶颈作用十分明显，劳动力大量剩余。加快农村基础设施建设，加快农业经济发展步伐，就地消化剩余劳动力，是必由之路，同时推广科学技术，实现农业产业化发展，从而达到增加农民收入，增加农民有效需求的目的。
3、增加城镇低收入阶层的收入，缩小收入水平差距。及时足额发放下岗职工生活补贴和失业救济金，健全社会保险机制，这是刺激消费的需要，也是社会和经济稳定发展的需要。开征利息税，单一的减息政策未能获得实效，同时配以积极的财政税收调节政策，进行收入再分配，使收入向贫困居民转移。储蓄率居高不下，消费需求低迷不振，是开征利息税的有利时机。通过利息税，不但可以增加财政收入，实现收入再分配，还可以达到缩小城镇收入水平差距，从而增加有效需求。
4、加快消费观念转变和消费模式升级。
需求不足与量入为出的消费习惯有密切关系。在刺激消费需求上，要注重消费观念的转变，从政策上引导居民形成正确的消费观念，将消费提到与储蓄对经济发展同等重要的高度去认识，转变传统的量入为出的低消费习惯，培养人们形成积极的适度消费观念。同时大力开展消费信贷，改变消费信贷落后局面，建立健全个人信用制度。积极推广以住房、汽车等高档耐用消费品为主的信贷形式，方式可以多样，方法应更加灵活。大力支持收入稳定的消费者进行提前消费。
5、调整产业结构，提高产品和服务质量，切实保护消费者合法权益。
对于严重过剩项目，坚决实行“关、停、并、转”，并严格禁止上新的项目，对于已近饱和的项目，要严格限制新项目开工，对投资实行严格的管理责任制，克服投资决策中的官僚主义，杜绝新的重复和浪费。增加产品品种,提高产品质量和服务水平，严厉打击假冒伪劣产品活动，加大消费市场执法力度，切实保护消费者合法权益不受侵害。
六、结束语
近两年，在我国的经济生活中，增长率引起了社会各界的关注，消费成为新的经济增长点。本文就是在这样的背景下，对海南经济中的消费问题以及消费对经济增长的影响，进行了探讨，对长期困扰着海南经济增长的需求不足问题进行了分析，并提出了解决的政策措施。对于目前的经济问题，我们认为既有总量问题，也存在结构失衡问题。在扩大内需、解决需求不足的同时，还要进行结构调整，这样才能解决深层次的经济矛盾，提高经济增长的质量。在研究工作中，我们强烈地感觉到经济增长速度不仅仅是一个统计数字，它还应具有更加生动和丰富的内涵，应当是经济质量和成果的综合反映。发展与增长，是两个本质意义不同的经济指标，发展反映了经济的数量，增长应当是经济质量的反映。所以，我们对经济增长的关注，主要是对经济质量和成果的关注。对消费问题的研究，我们也是以经济增长质量为出发点的。如果单纯地追求经济增长速度的高低，那么，势必就掉入了统计数字的泥潭，做出的分析和研究会变成枯燥而毫无价值的数字游戏。经济发展的数量仅仅是一种手段，经济增长的质量才是我们追求的目标。1998年中国经济达到7.8%的增长速度，而美国和世界平均增长速度不过1—2%，但是，经济增长质量和成果，是不能同日而语的。由此，我们认为，经济增长是经济质量的提高，应当包含环境保护、住房条件、教育水平、人均收入水平、人均消费水平、平均预期寿命、科技含量等等概念内容，这就是我们的增长观。
参考文献
蒋学模主编，《社会主义宏观经济学》，浙江人民出版社，1990。
［关键词］ 投资；外贸；消费；经济增长；实证分析
［作者简介］赵婷，重庆工商大学融智学院经济系，重庆， 400033
［中图分类号］ F126.1 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1007-7723（2014）01-0006-0003一、引 言
投资、外贸和消费是拉动经济增长的三驾马车，本文主要研究这三者对经济增长率的作用，以期探讨在社会经济发展的不同阶段，适合的增长方式。
二、投资、外贸和消费占GDP的比重与经济增长率的关系（1978~2012）
本节绘制了1978~2012年投资、外贸和消费占GDP比重的曲线及经济增长率曲线（如图2.1），所有数据均以1978年为基期，用居民消费物价指数扣除通货膨胀影响。
由图1可知，1978~1991年间，经济增长率波动较大，这既是因为改革初期或保守或开放的思想交锋影响了经济政策的稳定性，也是改革摸索期经济发展必然会呈现的特点，这是发展的阶段，也是积累经验和打基础的阶段，因此将这一时期作为一个阶段进行实证分析。
1992~2006年间，经济经过短暂调整后进入平稳较快发展的通道，这既是因为党的十四大召开我国完全确立了社会主义市场经济制度，保证了政策的稳定性，同时也是在前一时期打下的基础上改革红利进一步释放，改革进一步深入，这是迅速发展的阶段，因此将这一时期作为一个阶段进行实证分析。
2007~2012年间，经济增长率总体下降，这既有国际金融危机冲击的因素，同时也因为中央政府有意降低发展速度，增强发展质量，缓解和治理经济多年快速发展下积累起来的各种矛盾，为综合国力的进一步增强打下坚实的基础，这是注重转变增长方式的阶段，因此将这一时期作为一个阶段进行实证分析研究。
将1978~2012年分作三个阶段分别进行实证分析，是为了探讨在社会经济发展的不同阶段，投资、外贸和消费对经济增长的不同影响。
三、 投资、外贸和消费对经济增长影响的实证分析
本节通过Eviews软件选取ARCH（自回归异方差）模型，分别对1978~1991年、1992~2006年和2007~2012年进行实证分析。对数据进行自然对数变换可使其趋势线性化，并削弱模型中可能存在的共线性、异方差和非平稳性等现象，因此对投资、进出口总额、消费和国内生产总值进行自然对数变换后建立以下模型：
In(GDP)=C(1) In (V)+C(2) In (T)+C(3) In (E)
其中，GDP为国内生产总值，V为投资，T为进出口总额，E为消费。单位：亿元。
数据采集和处理：1978~1996年数据来源于《新中国55年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》，1997~2012年数据来源于《中国统计年鉴》，所有数据均按居民消费物价指数以1978年为基期折算。
In (GDP)=1.506276-0.194197 In (V)+ 0.192404 In (T)+ 0.912400 In (E)
(47.15393) (-4.248632) (3.865784) (198.3043)
(0.0000)(0.0000) (0.0001) (0.0000)
括号内第一行是Z统计值，第二行是概率。
R2=0.995877，F统计值543.4090。
残差检验：
对ARCH（1,1）模型 的残差序列做ARCH-LM检验，可得到如下结果：
1.1992~2006年实证检验
回归结果显示，国内生产总值、投资、进出口总额和消费存在如下关系：
In (GDP)=1.0008249+0.063714 In (V) +0.073676 In (T) +0.855735 In (E)
(5.489406)(1.745408)(2.677231)(16.66659)
(0.0000) (0.0809)(0.0074) (0.0000)
括号内第一行是Z统计值，第二行是概率。
R2=0.999224， F统计值1717.024。
残差检验：
对ARCH（1,1）模型 的残差序列做ARCH-LM检验，可得到如下结果：
2.2007~2012年实证分析
回归结果显示，国内生产总值、投资、进出口总额和消费存在如下关系：
In (GDP)=2.008120-0.113205 In (V) +0.120824 In (T) +0.893043 In (E)
(6.108784) (-2.892784) (5.812125)(39.96309)
(0.0000)(0.0038)(0.0000) (0.0000)
括号内第一行是Z统计值，第二行是概率。
R2=0.999210， DW值2.247。
残差检验：
对ARCH（1,1）模型 的残差序列做ARCH-LM检验，可得到如下结果：
以上三个方程中， R2>0.95说明回归方程拟合程度较理想，F值较大说明方程总体线性关系比较显著，也表明解释变量对被解释变量的解释程度较高。各项指标检验概率较小，通过显著性检验，说明解释变量显著。残差检验中概率较大，说明不存在自回归条件异方差。
实证分析表明，1978~1991年投资每增加1%，GDP减少0.19%；进出口总额每增加1%，GDP增加0.19%；消费每增加1%，GDP增加0.91%。1992~2006年投资每增加1%，GDP增加0.06%；进出口总额每增加1%，GDP增加0.07%；消费每增加1%，GDP增加0.86%。2007~2012年投资每增加1%，GDP减少0.11%；进出口总额每增加1%，GDP增加0.12%；消费每增加1%，GDP增加0.89%。
四、结 论
1978~1991年，投资抑制经济增长。我们认为这是两种作用的结果，一是投资本身增加了GDP的值，对经济增长是正向作用；二是这一时期是改革开放初期，政府主导的投资主要以基础设施建设为主，这些项目直接产出有限且受当时经济水平的限制导致利用不够充分，虽然长期而言会促进贸易和消费，但短期内由于减少了社会保障投入并加重了税费负担，事实上限制了贸易和消费，对经济增长是负向作用。综合作用的结果是这一时期的投资限制了经济增长，这是在社会经济发展的基础阶段必须付出的成本。
1992~2006年，投资促进经济增长。一方面是因为政府投资逐渐从基础设施向钢铁、石化等有直接产出的大型项目转移，拉动了经济增长；另一方面基础设施的完善促进了贸易和消费的增长，加入世贸组织进一步提高了基础设施的利用率，基础设施的投资效益逐步显现；同时政府对社会保障的更多投资也增强了居民的消费意愿。所有这些正向作用共同促成了这一时期投资对经济增长的促进。
2007~2012年，投资抑制经济增长。这一时期政府主导的投资继续增加GDP值，但由于效益低下，导致投资对经济的拉动能力减弱。在此期间，政府为应对国际金融危机出台四万亿救市措施，避免了经济硬着陆，而手握巨量资金的国有企业也挤压了民企的生存空间，削弱了更有效率的民营经济对经济的拉动能力。政府主导的投资型增长方式，即使多数人都获益，但也使少数群体从中获得不对称的高额利益，扩大了社会贫富差距，少数群体掌握大量财富，削弱了社会消费的同时也削弱了消费对经济的拉动能力。所有这些因素共同作用的结果是投资限制了经济增长，这说明当社会经济发展较充分时，投资主导型的增长方式不适应发展需要。
在这三个阶段，外贸和消费均促进经济增长。这既因为外贸和消费本身会增加GDP值，也因为这两者的发展会进一步带动投资的增长，最终共同促进经济增长。在社会经济发展的不同阶段，外贸和消费均促进经济增长，这也说明它们对经济增长的促进是持续性的。
五、政策建议
转变经济增长方式，由投资主导型转变为消费主导型。所有经济活动最终都是为了满足人们的消费需求，因此依靠消费来推动经济增长的方式，是最根本的增长方式，对国家而言，意味着经济风险更可控，同时，如果希望多数人都能消费敢消费，这样的立足点会推动社会发展的更公平。为此我们提出以下几点建议：
增加对地方政府环境指标和债务的考核。严格的环境考核将降低地方政府对钢铁、石化等高投资项目的热情；对债务的考核将限制地方政府的借债和投资冲动。
适当降低GDP增长目标。较低的增长目标能减轻地方政府的投资压力，降低对投资的依赖，削弱政府在经济活动中的作用，为市场进一步发挥作用腾出更多空间，更充分的市场经济将带来更可持续的经济发展。
【关键词】 能源消费； 经济增长； 协整检验； Granger因果检验
山西省是全国重要的能源重化工基地之一，因其独特的资源优势，长期以来逐步形成以能源原材料为主导的产业结构，为全省乃至全国的经济发展作出了巨大贡献。与此同时，资源消耗强度大、能源利用效率低、环境污染和生态破坏等一系列问题日益凸显，严重制约了山西省经济的发展。“十二五”规划提出了到2015年实现能源强度下降16%，单位工业增加值（规模以上）能耗下降21%左右的节能目标，如何使山西经济增长与节能并举成为目前亟待解决的问题。这就需要研究山西省经济增长与能源消费之间的关系，分析其内在影响机制，以便更好地为山西省经济与能源政策的制定提供理论支持，实现经济社会的可持续发展。
一、国内外研究现状
1978年，Kraft.J和Kraft.A利用美国1947—1974年间的数据进行了开拓性研究，证明美国仅存在经济增长到能源消费的单向因果关系。Yu和Jin（1992）最早将协整技术运用于能源消费与经济发展领域的研究，他们采用美国1974年1月至1990年4月间的月度数据，利用E-G两步法检验发现能源消费和经济增长之间不存在长期协整关系，因此提出“中性假定”的观点。Abul M.M.Masih 和 Rumi Masih（1996）认为如果存在能源消费到经济增长的单向因果关系，那么这一经济就是能源依赖型经济；反之，Jumbe和Charles BL（2004）分析表明若经济增长是能源消费的单向因果关系，则该经济属于增长诱致的能源需求型经济。进入21世纪以来，国内学者也广泛应用协整理论和误差修正模型研究能源消费与经济发展的关系。马超群等（2004）利用中国1954—2003年间的数据研究表明我国GDP分别与能源总消费、煤炭消费之间存在协整关系，而与石油、天然气和水电之间不存在协整关系。徐小斌等（2008）基于中国东西部地区1986—2005年的省级面板数据，对我国东西部能源与经济增长关系进行了比较研究，实证结果表明地区间存在显著差异，并且东部地区能源与经济增长的关系较之西部地区更为密切；李玮等（2012）研究山西省1980—2010年经济增长与能源消费的内在关系，显示二者协整并构建了分布滞后模型，Granger因果检验发现GDP是能源消耗总量的Granger原因，反之不成立。本文在已有的研究基础上，拓宽角度，不仅研究山西省能源消费总量和GDP之间的整体关系，还研究了煤炭、焦炭、电力以及油类制品消费与GDP之间的协整性及Granger因果关系，从而更全面、系统地反映出山西省能源消费结构与经济增长之间的动态关联。
二、实证分析
（一）变量选择与数据来源
本文选取1978—2008年山西省能源消费各数据（单位：万吨标准煤），借助EViews 5.0软件分别与山西省的GDP数据（单位：亿元人民币）进行计量分析，研究经济增长与各能源消费变量之间的关系。为消除价格因素的影响，将名义GDP按1952年的不变价格计算得到实际GDP，各能源消费数据则通过能源消费总量与各自占总量的比重求得，统计数据来源于《新中国60年统计资料汇编》及《2012年山西省统计年鉴》。另外，为了消除异方差的影响及数据的波动性，对GDP、能源消费总量、煤炭、焦炭、电力、油类制品各变量分别取对数，得到相应的新序列LnGDP、LnEC、LnCOAL、LnCOKE、LnELEC和LnOIL。
（二）序列平稳性检验
由于非平稳时间序列直接进行协整检验可能会造成虚假回归，导致结论错误，故首先需对时间序列的平稳性进行检验。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）检验来分析序列的平稳性，其原假设是时间序列存在单位根，即时间序列非平稳，如果序列不平稳，则继续分析其一阶差分序列的平稳性，以此类推到二阶进而更高阶，从而得出各个变量的单整阶数，使用EViews 5.0得到的检验结果如表1。
（三）数据的协整关系检验
为了研究非平稳时间序列间的长期关系，需研究它们之间是否存在协整关系。协整检验根据检验对象可分为基于模型回归系数的协整检验（即Johansen协整检验）和基于模型回归残差的协整检验（即Engle-Granger两步法）。本文利用后一种方法，对OLS回归方程的残差进行单位根检验，若残差序列平稳，则序列间存在协整关系，否则不存在协整关系。协整检验的前提条件是：
1.序列y1t、y2t都是d阶单整，即yit～I（d），i=1，2；
2.存在非零向量a=（a1，a2），使得a1y1t+a2y2t～
I（d-b），其中0
因此这两个序列是C（d，b）阶协整的。
由表1知，各时间序列都存在单位根，不平稳，其中LnGDP、LnEC、LnCOAL、LnCOKE、LnELEC的一阶差分序列平稳，即都属于一阶单整序列I（1），可进行协整检验；而LnOIL～I（2），不是同阶单整，故不能与LnGDP进行协整检验，检验结果如表2。
通过回归方程可知山西省经济增长对能源消费具有正向的带动作用，其经济增长每增加1%，可以同时使能源消费总量增加0.563340%，煤炭消费增加0.086853%，电力消费增加0.752917%，电力消费量的生产总值弹性远远大于煤炭消费量的生产总值弹性，表明经济增长对电力消费的拉动更为显著，也能促进山西省能源结构的调整，扩大电力在能源消费总量所占的比重。图1为1978—2008年山西省各能源消费占能源消费总量的比重（数据来源于《新中国60年统计资料汇编》），可以看到煤炭消费的比重呈下降趋势；电力消费稳中有升，2004年开始超过煤炭消费的比重；焦炭消费呈上升趋势并伴有高峰；山西省“富煤贫油”，使得油类制品消费比重略低，且相对稳定，与协整检验的分析结果相吻合。
（四）Granger因果检验分析
协整检验反映变量间是否存在长期均衡关系，Granger因果关系检验则可以用来确定经济变量之间是否存在因果关系以及影响的方向。用X变量与Y变量表示进行Granger因果检验需构建的检验回归方程如下（m为滞后阶数）：
表3的Granger因果检验结果表明，在5%的显著性水平下，拒绝原假设，表明经济增长（LnGDP）是能源消费总量（LnEC）和电力消费（LnELEC）的单向Granger原因；在10%的显著性水平下，经济增长（LnGDP）是油类制品消费（LnOIL）的Granger原因，但在5%显著性水平下二者不存在Granger因果关系；另外，经济增长（LnGDP）与煤炭消费（LnCOAL）、焦炭消费（LnCOKE）不存在任何方向的短期因果关系。1978—2008年数据的Granger因果关系检验结果表明山西省经济属于增长诱致的能源需求型经济，即经济增长会带来能源消费的增长，而能源消费增长不一定会对经济增长造成显著影响，因此从长远来看，采取节能政策而不牺牲山西经济的增长是可行的。
（五）误差修正模型
为了反映解释变量的短期波动对被解释变量短期波动的影响，本文引入误差修正模型（ECM），由于经济增长与能源消费总量、电力消费既存在协整关系，又具备相应的Granger因果关系，故对它们构建如下的误差修正模型：
LnEC=0.555886LnGDP-0.432730ECM（-1）+0.003208（1）
（1.510322） （-2.686962） （0.083288）
R2=0.259404 DW=1.770215
LnELEC=0.444148LnGDP-0.377614ECMT（-1）+0.025373（2）
（1.190265） （-2.604649） （0.649859）
R2=0.239521 DW=1.709506
上式中，小括号内表示t统计量，DW都接近于2，表示序列不存在自相关。（1）式能源消费总量的短期变动可以分为两部分：一部分是由于短期经济增长变动（即LnGDP）的影响，另一部分是由于前一期能源消费总量偏离长期均衡关系（即ECM（-1））的影响，其ECM（-1）系数的绝对值越大，恢复到均衡状态的速度也就越快。由（1）式可知经济增长增加1%，短期内能源消费总量将增加0.555886%，ECM（-1）系数为-0.432730，说明上一年能源消费总量偏离能源消费总量与经济增长的长期均衡时，将在今年以43.2730%的幅度反向调整。同理可知（2）式电力消费量的生产总值弹性为0.444148，并以37.7614%的幅度反向进行调整，恢复电力消费与经济增长的长期均衡状态。
三、结论与建议
本文通过协整检验和Granger因果关系分析得知，经济增长与能源消费总量、煤炭消费、电力消费具有长期均衡关系；同时经济增长对能源消费总量和电力消费促进作用明显，通过了因果关系检验，说明山西经济属于增长诱致的能源需求型经济；随着山西省经济的不断增长，能源需求将在较长时期内保持较高的增长水平，如何保障能源供应、提高能源利用率，使经济增长与能源消费相协调变得尤为重要。值得注意的是，由于煤炭消费与经济增长之间无明显的因果关系，即不存在误差纠正机制，故山西经济与煤炭体制改革的绩效在短期内可能不明显，而在长期得以实现，并据研究结果提出以下建议：
（一）促进能源多元化发展
山西省原煤储量丰富，占全国总储量的1/3，电力主要靠火力发电，能源供应极其依赖煤炭和其他化石能源，消费结构较单一。应积极提升低碳、无碳和可再生能源的消费比重，合理配置资源，发展新能源，全面落实科学发展观，构建以煤炭为基础，电力为中心，新能源开发和节能并举的山西省能源结构体系。
（二）提高能源利用效率
2008年山西省能源强度是全国平均水平的2.27倍，能源的经济利用效率很低。应重点发展对经济贡献度大、低能耗低污染的产业，推进企业集群发展，加快产业结构调整，充分重视第二产业在降低能源强度中的作用，加强工业节能管理并大力推广与提升节能减排技术，从根本上提高能源使用效率。
（三）加强政府引导
坚持“能源节约与开发并举，把能源节约放在首位”的方针政策，积极开展循环经济试点工作，走可持续发展道路；严格审批制度，提高高耗能行业的门槛，向投资规模大、技术含量高的深加工转化项目倾斜；鼓励发展与积极规划新能源产业，并出台地方性优惠政策，制定配套的保障与激励措施。
【参考文献】
[1] John kraft and Arthur Kraft. On the Relationship Between Energy and GNP[J].Energy Development，1978（3）：401-403.
[2] Yu，E. SH，Jin J. C.. Cointegration tests of energy consumption，income and employment[J].Resources and Energy，1992（14）：259-266.
[3] Abul M.M.Masih，Rumi Masih. Energy Consumption，Real Income and Temporal Causality：Results from a Multi-country Study Based on Cointegration and Error-correction Modeling Techniques[J].Energy Economics，1996，18：165-183.
[4] Jumbe，Charles B.L. Cointegration and Causality between Electricity Consumption and GDP：Empirical Evidence from Malawi[J].Energy Economics，2004，26（1）：61-68.
[5] 马超群，储慧斌，李科，等.中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究[J].系统工程，2004（10）：47-50.
关键词能源消费；GDP增长；格兰杰因果检验；灰色关联度模型
中图分类号F124.1 文献标识码A 文章编号1673-0461（2014）01-0030-05
一、引 言
近年来，随着我国经济的高速增长，能源消耗已经成为制约经济发展的重要因素。据统计数据显示，我国人口占世界的20%，而已探明的天然气储量只占世界的1.2%，原油储量占2.2%，煤炭储量占11%，人均石油可开采储量仅为世界平均值的8%，人均煤炭资源占世界平均值的42.5%，人均能源资源占有量不到世界平均水平的一半。更为重要的是，我国不仅人均能源占有量低，且能源使用效率较发达国家也较低。以美国为例，每千瓦时电可产生GDP8美元，而我国连8人民币都不到，我国吨钢能耗也是美国的2倍。当前我国用电平均增速超过15%，而相应的GDP增长率约为9%。国民经济增长对电力的消耗是超常的，因此，确定能源消费与经济增长之间的关系，发展低能耗，高产出的产业，充分利用能源，降低能源消耗对我国经济的可持续发展至关重要。
自20世纪70年代爆发“石油危机”后，能源与经济增长的研究便成为热点。当时人们探讨最多的是关于稀缺资源的最优配置问题以及从长期看其对经济增长的制约问题。Kraft（1978）运用美国1947年至1974年的数据，分析了能源消费与经济增长的因果关系[1]。Yu和choi（1985）采用标准Granger因果关系检验方法通过实证证明了韩国存在其GDP到能源消费的单向Granger因果关系[2]。然而，Akarca和Long（1980）、Yu和Hwang（1984）等学者分别采用不同时间段的数据以及不同的研究方法，对不同对象的能源消费与经济增长进行Granger因果关系检验，结果却表明能源消费和GDP之间并不存在因果关系[3-4]。Masihet（1997）运用多变量协整分析与VAR修正模型，对中国台湾、韩国等地的经济增长与能源消费进行了因果关系研究。从此基于协整分析的因果关系检验方法在能源消费与经济增长关系的研究中得以广泛应用[5]。
进入21世纪后，国内学者也将因果检验法用于能源消费与经济增长的关系研究之中。林伯强（2003）应用协整分析和误差修正模型技术研究了中国电力消费与经济增长之间的关系，实证结果表明GDP、资本、人力资本以及电力消费之间存在着长期均衡关系[6]。马超群等（2004）的研究结果表明，GDP与总消费、GDP与煤炭消费之间具有协整关系，GDP与天然气消费、GDP与石油消费、GDP与水电力消费之间不具有协整关系[7]。赵丽霞、魏巍贤（1998）在C-D 生产函数中加入了能源这个变量，并构建了向量自回归模型，实证结果表明：能源是我国经济发展中不可完全替代的限制性要素[8]。齐绍洲，罗威（2007）研究我国东西部经济增长与能源消费强度差异，研究发现我国东西部人均GDP差异存在收敛，并随着人均GDP差异的收敛，东西部的能源消费强度差异也是收敛的[9]。李韧（2010）将综合能耗纳入C-D生产函数，运用我国1978～2007年的时间序列数据，通过实证证明了综合能源消费与产出的长期均衡关系和双向Granger因果关系[10]。
灰色系统理论（Grey Theory）始于20世纪80年代，由我国邓聚龙教授首先提出。主要用于解决一些包含未知因素的特殊领域的问题。经过多年的发展，目前灰色系统理论已经用于各领域的分析与研究。刘跃（2006）运用灰色系统理论对人力资源进行了评估，同年，梁川（2006）也运用灰色系统理论对甘肃省农林经济发展进行了研究分析[11-12]。灰色关联度分析是一种动态分析一个系统内各因素间关联度的方法，它可以根据一个不确定系统的“贫信息”、“小样本”，进而充分利用部分“部分已知信息”了解和分析系统[13]。由于研究宏观经济的数据样本相对来说数据量较少，因此采用灰色关联度来研究能源消费与经济增长的内在关系比较合适，能够弥补数据样本小的局限性以及系统内各因素间的不确定性关系的局限性。
综上可知：国外对能源消费对经济增长的研究起步较早，且对计量经济学理论的应用相对比较广泛，值得借鉴。而国内学者虽然也采用了多种研究方法对我国能源消费与经济增长进行了大量的关系研究，但从总体看还存在以下问题有待商榷：①学者们的研究结论不一致，可能是由于研究数据和对象的不同造成的，但也有可能是因为研究时未对数据进行单位根检验及协整分析，而导致数据对结果造成的不良影响。②先前学者的研究也有运用C-D生产函数研究了能源消费与经济增长的关系，但是他们所选用的数据一般都是从1978年为起点，虽然时间跨度较长，但是由于我国经济的迅速崛起主要集中于最近20年，所以选取以1978年至今的数据得到的研究结论可能相对来说不够稳健，且对当今社会的借鉴意义值得商榷，因此本文打算选用1990年到2011年的数据。③先前学者关于能源消费与经济增长的研究主要是集中于能源总量消费与经济增长的关系研究，在得出两者关系后，并未进一步深入探讨两者的内在关系。有的学者得出能源消费与经济增长是双向Granger因果关系，即随着能源消费总量的增加，经济产出总量也增加，而反过来随着经济的增长，能源消费总量也不断增多。由于能源是稀有资源，它的总量是有限的，而经济的发展却是无止尽的，因此，为了经济稳定可持续发展，在不改变能源消费结构（发展可再生的新能源）情况下，我们应该尽可能的提高能源的使用效率。本文将能源消费分为三大产业，从而进一步探索低能耗高产出的产业，拟通过构建灰色关联度模型对能源消费进一步细分，并通过分析得出低能耗高产出的产业。
本文余下内容在结构上安排如下：第二部分为能源消费与经济增长的格兰杰因果检验；第三部分为能源消费与经济增长的灰色关联度分析；最后是结论，并提出政策建议。
二、能源消费与经济增长的格兰杰因果检验
1. 我国经济增长的影响因素分析与模型的构建
4. 变量的协整分析
根据单位根检验结果可知，变量lny，lnk，lnz是同阶平稳的，下面进行协整检验，以判断三者之间是否存在协整关系，进一步排除“伪回归”的可能性。
协整检验结果表明：在0.05显著性水平下存在一个协整方程，且无论是协整检验的迹检验还是协整检验的最大特征值检验，都表明存在一个协整方程。这也就说明lny，lnk，lnz之间存在着长期均衡关系，且根据上述分析可知这种关系具有线性趋势。
5. 格兰杰因果关系检验
由上文得出lny，lnk，lnz之间存在长期均衡关系，则变量之间也一定存在着格兰杰因果关系。本文采用基于误差修正模型的格兰杰因果检验，主要从短期和长期两方面来检验它们之间的关系，可将其分为三步：
第一，应用Eviews软件建立lny，lnk，lnz的VECM模型，选择包含截距项和有线性趋势的确定性趋势，检验的滞后阶数选为2.
第二，进行短期格兰杰因果检验。基于VECM的短期格兰杰因果关系检验，采用Wald ？字2检验。
基于VECM的短期格兰杰因果关系检验可得出，D（lnk）和 D（lnz）同时都是D（lny）的单向格兰杰原因，而D（lny）又分别是D（lnk）与D（lnz）的单向格兰杰原因。换言之，在短期格兰杰因果检验中，固定资本存量和能源消费总量同时都是GDP的单向格兰杰原因，而GDP又分别是固定资本存量和能源消费总量的单向格兰杰原因。
第三，通过考察误差修正项参数的显著性，研究变量间是否存在长期格兰杰因果关系。
格兰杰因果检验的结果表明，D（lny），D（lnk），D（lnz）的误差修正项系数在10%水平下是显著的，即lnk，lnz是lny的长期原因；lny，lnz是lnk的长期原因；lny，lnk是lnz的长期原因。由此可得出结论：GDP、固定资本存量与能源消费总量两两之间均存在双向的长期Granger因果关系。
三、能源消费与经济增长的灰色关联度分析
1. 灰色关联度模型的构建
20世纪80年代末，邓聚龙教授首创的灰色系统理论提出了对各子系统进行灰色关联度分析的概念，该理论通过一定的方法，去寻求系统中各子系统（或因素）之间的数值关系。灰色关联度分析是一种研究“贫信息”、“少数据”不确定性问题的新方法。目前，这种理论已被广泛应用到各个领域。由于其对数据样本容量及分布没有特殊要求，而本文数据样本又有一定局限性，因此，运用该方法对我国能源消费与经济增长进行分析，可以在一定程度上弥补数据样本上的欠缺。建立灰色关联度数学模型步骤如下：
四、结论及建议
本文以扩充的道格拉斯生产函数为基础，运用1990年至2011年的统计数据，通过对变量进行单位根检验，协整分析，以及格兰杰因果检验，得出结论：①不论在长短期中，GDP与固定资本存量，GDP与能源消费总量都互为双向格兰杰因果关系；②从短期来看，固定资本存量与能源消费间不存在格兰杰因果关系，但是在长期均衡中，它们之间也存在双向格兰杰因果关系。基于此，通过对能源消费总量的细分，运用灰色系统理论，构建灰色关联度模型，更进一步探索能源消费与GDP增长之间的内在联系，得出结论：①第二产业中的工业对能源消费总量影响程度最大，而其对我国GDP的贡献却相对较小；②以批发、零售、贸易、餐饮，交通、运输、邮电通讯、仓储为主第三产业对我国能源消费总量影响程度最小，却对我国GDP的贡献最大；③以农、林、牧、渔、水利为主导的第一产业，在对我国能源消费总量的情况和对我国GDP的贡献程度都是介于第二和第三产业之间。因此，从经济健康可持续发展的角度，我们应该通过优化产业结构，提倡发展低能耗、高产出的第三产业，降低能源消费相对较高的第二产业的工业的比重进而充分发挥资源配置效率，建立资源节约型的可持续发展模式。
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关键词：信息消费；经济增长；格兰杰因果检验
中图分类号：F063.2 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2016）11-29 -03
一、引言
随着我国信息产业不断发展，信息基础设施不断完善，信息产品的供应日益增多，我国信息消费逐年增长。21世纪以来，信息消费每增加100亿元，能带动国民经济增长300多亿元；在美国、日本的人均信息消费支出分别为3400美元和2400美元，而我国仅为190美元，我国的信息消费有着巨大的发展空间。但是，就我国目前所处的发展阶段而言，信息消费与经济增长存在怎样的关系？在我国大力发展信息产业的背景下厘清二者之间的关系对于我国制定科学的经济发展战略、提高居民生活水平等方面具有重要的现实意义。
众多文献通过实证的方法研究我国居民信息消费。丁志帆（2014）运用数值模拟分析城镇居民信息消费的差异化福利效应，得出信息消费增速变动的福利效应有很明显的群体差异性。沈小玲、郑亚琴（2013）运用ELES模型，对我国城镇居民信息消费结构进行分析，研究表明消费结构地区差异明显，信息消费“棘轮效应”明显。叶元玲、赖茂生（2012）通过聚类分析，研究“十一五”前后各省农村居民信息消费的指标，剖析地区信息消费水平和信息消费意愿不平衡的原因。马哲明、李永和（2011）运用回归方程，分析农村居民信息消费与其收入的关系，得出1985-1997年，农村居民的收入决定其信息消费，1997-2006年，农村居民的信息消费决定其收入。尽管上述文献从不同角度、运用不同方法对我国居民信息消费进行定量分析，但他们的研究都没有从宏观角度研究我国信息消费与经济增长的关系。
本文采用1978～2014年我国居民消费和国内生产总值等数据，以柯布―道格拉斯生产函数作为模型，引入劳动投入、资本存量、技术进步和信息消费等要素组合，并通过协整分析和Granger因果检验进行系统的分析信息消费对经济增长的影响。
二、 研究方法及数据说明
（一）理论模型
本文以柯布―道格拉斯生产函数为模型的函数表达形式研究我国信息消费与经济增长的关系，并假定技术不变，即A为常数。生产函数可表示为：
Y（t）=K（t） αL（t） βAγIC（t） θ （1）
对（1）式求时间t的导数，则有：
（2）
增加满足标准假设的误差项和常数项，（2）式变为：
Yt=c+αKt+βLt+θICt+μt （3）
其中，Y代表总产出或实际GDP，K是资本存量，L是劳动投入，IC是信息消费。
Kt、Lt、ICt分别表示总产出、资本、劳动投入、信息消费的增长，α、β、θ分别表示资本、劳动、技术进步、信息消费对产出的弹性。
（二）数据来源与处理
本文在考虑信息消费约束的经济增长模型分析框架下，探讨我国信息消费与经济增长之间的因果关系。本文以我国1978-2014年度数据为样本，选取数据源于《中国统计年鉴1978-2015》进行相关的处理，具体处理如下：1.总产出（实际GDP）：将GDP数据用平减指数换算成以1978年不变价格计算的实际GDP；2.劳动投入（L）：采用全社会从业人员度量劳动力投入；3.资本存量（K）：采用永续盘存法。计算公式为Kt=It/Pt+（1-δ）Kt-1，其中，Kt是第t年以1978年不变价格计价的实际资本存量；It是以当期价格计算的投资额；Pt是第t年定基价格指数，δ参数是折旧率；4.信息消费（IC）：本文采用尹世杰的观点，以医疗保健、交通与通讯、文化教育娱乐用品与服务等信息消费含量高的消费作为信息消费的构成内容，并把每一年的居民信息消费总量折算成以1978年为基期的实际信息消费量。
三、 实证结果与分析
（一）单位根检验
由于本文所用的是时间序列数据，应该对数据进行平稳性检验以避免“伪回归”。本文采用五种方法进行水平序列和差分序列进行平稳性检验，检验结果如表1所示。
由表1可以看出不同的检验方法具有不同的检验效率，虽然五种单位根的检验上显现的结果有差异，但总体来看，可以认定四种变量属于一阶单整，即I（1）。
（二）协整检验
由于1nGDP、1n K、1n L、1n IC四个变量存在着一阶单整，所以判断它们之间可能存在着协整关系，即长期稳定关系。本文首先通过向量自回归（VAR）来确定最佳的滞后阶数，如表2所示。根据表2提供的各滞后阶数下五个指标的估计值及检验结果，初步确定VAR模型最佳滞后阶数为2阶。
基于VAR（2）模型，应用Johansen协整检验判断1nCDP、1nK、1nL、1nIC的协整关系时，确定滞后期为1。通过模型选择的联合检验，确定最佳的协整检验模型，Johansen协整检验结果如表3所示。
根据特征根检验和极大特征值检验统计的结果：在0.05的显著水平下不接受没有协整向量的原假设。这表明1978-2014年我国经济增长与居民信息消费、资本存量、劳动投入量之间存在着长期均衡关系，协整关系为：
1Ncdp=0.1871Nic+0.2041nK+0.7811nL
（三）格兰杰因果关系检验
通过协整检验的结果说明我国经济增长与居民的信息消费之间具有长期均衡关系，但是这种关系需要进一步采用格兰杰因果关系检验，结果如表4所示。可以看出，居民信息消费可以促进经济增长，而经济增长又会反作用于信息消费。
（四）差分分解分析
为了检验格兰杰因果检验结果的准确性，采用差分分解法进一步的验证。验证结果如图1和图2所示。
图1表明，信息消费的变化对经济增长的贡献度总体上低于20%；资本存量的变化对经济增长的贡献率却微乎其微；劳动投入量的变化对经济增长的贡献相对比较大，维持在20%左右。图2表明，经济增长信息消费变化的贡献率逐步上升，达到71%的峰值，此后开始下降；资本存量和劳动投入量对信息消费变化的贡献率从期初一直在增加，但资本存量的贡献率明显比劳动投入量的贡献率大。综合图1和图2分析，表明我国居民信息消费对经济增长的推动作用远小于经济增长对信息消费的拉动作用，我国经济增长更多地依赖劳动投入量，我国经济仍属于粗放型经济。
四、结论
本文在采用多变量的分析框架下，利用我国1978～2014年35年时间序列数据，通过Johansen协整分析、格兰杰因果检验分析和方差分解分析，对我国经济增长与居民信息消费之间的关系进行了分析研究，得出如下结论：1.我国经济增长与劳动投入量、资本存量、居民信息消费量之间存在着长期稳定的关系，居民的信息消费对我国经济增长的推动作用小于劳动投入量和资本存量的推动作用。2.我国经济增长与居民信息消费之间互为格兰杰因果关系。说明在经济增长和居民信息消费之间，二者可相互促进，因此在制定促进经济增长的政策方面应考虑到居民信息消费的作用。3.信息消费对经济的增长的贡献小于经济增长对信息消费增长的贡献，我国经济增长仍处于粗放型阶段，但以信息消费拉动经济增长仍具有一定的作用。
参考文献：
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关键词：宁夏；经济增长；居民消费；政府投资；计量分析
宁夏回族自治区是我国五大自治区之一，地处中国西北的黄河上游地区。宁夏位于“丝绸之路”上，历史上曾是东西部交通贸易的重要通道，作为黄河流经的地区，这里同样有历史悠久的黄河文明。宁夏也曾在经济历史上发挥过重要的作用。近些年，在改革开放和西北大开发的推动下，宁夏经济取得了极为显著地增长。当然这与消费和投资对经济增长的贡献是密不可分的。
一. 消费和经济增长的关系
经济增长真实的反应了一个国家或地区的经济运行状况，体现了国家或地区的综合实力和经济发展水平。而消费需求是指在商品经济条件下，通过市场购买消费品而表现出来的一种需求能力，它是市场对消费品的一种真实需要。消费需求、投资需求、出口需求一起构成了拉动经济增长的“三驾马车”，在这三驾马车中，消费的作用又是最重要的。一般在发达国家还是发展中国家，消费对经济增长的贡献率都要高于其他两个因素。所以说消费是拉动经济增长的主要动力。其次，从宏观经济学中可以知道，在整个经济的运行过程中，消费需求对社会生产提出了要求，为生产提供直接动力和目标。另一方面，消费又是“自动稳压器”，防止国民经济出现大幅度的波动。
综上所述，消费需求与经济增长关系密不可分，它在经济增长中发挥着其特殊的优势。以下将用Eviews软件对宁夏1993—2011年消费和经济增长数据进行分析，来说明宁夏的经济增长中消费的作用的大小。
二.投资和经济增长的关系
投资就是资本的使用和配置，它是一个量变的运动和增值的过程，投资时经济主体为获得最大利益而垫付的货币或其他资源于某项事业的经济活动。投资和经济增长之间存在着相互促进，相互制约的内在规律。一方面，投资对经济增长有着不可替代的重要作用，投资是经济增长的主要动力之一。另一方面，投资又强烈的影响和决定着投资行为。投资对经济增长有着供给效应同时又有需求效应。即是经济增长的主要动力，又是影响经济波动的主要因素，所以说，投资具有“双刃剑”的作用。
因此，在分析投资与经济增长的关系中，我们不能忽视了投资对经济增长具有重要的推动力。以下也将会用Eviews软件对宁夏1993-2011年政府投资和经济增长的数据进行两者的关系分析，来说明政府投资对经济增长贡献的大小。
三、回归分析
根据1993-2011年宁夏GDP、居民消费、政府投资的数据，采用EViews软件进行以下回归分析.
（一）变量间相关系数分析
利用EViews软件分析我们发现，宁夏省GDPY与居民消费X1、政府投资X2都呈高度正相关，分别达到0.996和0.9949。这表明利用线性模型解释它们之间的关系是比较适合的。
（二）绘制散点图
根据操作原理中的方法，可以绘制出被解释变量Y与解释变量X1和X2的散点图。
从散点图中看出，大多数散点都分布在一条直线附近，可认为Y和X1X2呈高度线性关系。
（三）建立回归方程
对统计数据做回归，根据回归结果可得到下面的估计方程：
（2） 怀特检验
通过Eviews软件对样本做怀特检验，结果可从图中看出，在同方差性假设下，辅助回归模型的可决系数R2与样本容量n的乘积，渐近地服从自由度为辅助回归方程中解释变量个数的x2分布：n*R2～x2，则可以对统计量n*R2进行相应的x2分布。
从上表可以看到Obs*R2的值为10.7124，小于显著性水平为5%、自由度为5下x2分布对应的临界值11.07，表明在5%的显著性水平下接受原假设，即不存在异方差。
五. 分析结论
通过宁夏居民消费和政府投资对经济增长的关系分析，使我们可以更加深入的了解宁夏经济快速增长的原因。从回归方程中可以知道，居民消费确实对宁夏的经济增长有很大的推动作用。居民消费每增加一元，GDP就能增加1.6571元。也证实了近些年政府提出的“扩大内需”这一口号的必要性。其中，对于投资具有“双刃剑”的作用，这就要求我们要正确处理投资与经济增长的关系时，同时又要重视投资对经济增长的推动作用。在追求经济增长的时候，要充分正确利用消费和投资对经济增长的拉动作用，以实现经济的高效增长和人民生活水平的提高。（作者单位：西北民族大学经济学院）
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[关键词]河北省 能源消费 经济增长 协整检验 Granger因果关系
一、引言
在全球气候变暖的背景下,以低能耗、低污染为基础的"低碳经济"成为全球热点。2009年12月7日在哥本哈根召开的气候峰会上初步达成了《哥本哈根协议》,对各国环境经济政策的制定和完善产生了重要的影响。目前中国政府已结合经济社会发展规划和可持续发展战略,提出了到2020年中国单位国内生产总值二氧化碳排放比2005年下降40%-45%的减排目标。各个国家和地区都在努力减少能源的使用量和提高能源的利用效率,以减少温室气体的排放,这就为以重工业为经济支柱的河北省带来了新的挑战。
河北省是能源生产和消费的大省,尤其是煤炭的使用量一直居高不下。据最新数据显示,河北省一次能源消费中煤炭占89.29%,而在化石能源―煤炭、石油、天然气中,煤炭的含碳量最高,每吨标煤含碳量是0.68吨,排放2.5吨二氧化碳;一吨标煤热量的石油含碳量大概是0.5―0.6吨,排放约1.9吨二氧化碳;而一吨标煤热量的天然气只排放1.4吨二氧化碳。煤炭使用量的居高不下位河北省发展低碳经济带来了挑战。因此要想在这样一个重工业地区发展低碳经济,必须要了解能源利用和GDP之间存在怎样的关系,才能够在不影响经济发展的前提下,利用合适的对策建议发展低碳经济。
表1 河北省1980―2008年GDP与能源消费
数据来源:《河北省统计年鉴2009》
本文从河北省的实际出发,通过单位根检验、协整分析和格兰杰(Granger)因果检验对河北省的能源利用和经济增长之间的关系进行实证分析,从中得到两者之间存在的关系,以此提出适合河北省发展低碳经济的对策建议。
二、研究方法和数据说明
1.研究方法。对时间序列数据进行因果性检验,序列的平稳性是研究的前提条件。对于平稳性检验本文采用单位根检验(ADF);协整检验采用EG(Engle-Granger)检验方法;因果关系检验,本文采用格兰杰(Granger)因果检验。
2.数据说明。本文选取1980―2008年间的数据作为样本空间。数据来源于《河北省统计年鉴》。用地区生产总值(GDP)表示经济增长,用能源消费总量(NY)表示能源的使用情况。
三、实证分析
1.平稳性检验。检验时间序列平稳性最常用的方法是单位根检验法,一个非平稳时间序列的一阶自回归模型的特征方程含有单位根,这样对时间序列平稳性的检验即转化为对单位根的检验,这里我们选取ADF检验。为了消除数据间的异方差现象,对数据进行取对数处理,用LnGDP代表对GDP取对数后的值,用LnNY代表对能源消费量NY取对数后的值。这种变换不会改变变量间长期均衡关系和短期稳定关系。
图11980―2008年GDP和NY取对数后的趋势
图1中,横坐标表示年份,横坐标表示LnGDP和LnNY的值。从图1中可以看出,两个序列都有随时间上升的趋势,并且包含常数项和趋势项,因此在ADF检验中应该包含这两项。检验的结果如下:
表2 LnGDP和LnNY的单位根检验
数据来源:《河北省统计年鉴2009》数据经eviews5.1计量软件分析整理所得
从表2可见,LnGDP和LnNY在经过二阶差分后,在滞后一期时,AIC和SC的值最小,所以选择滞后一期时的数值,ADF值分别小于5%显著水平的临界值,也就是说两个序列在95%的置信水平下是平稳的。由于序列之间存在同阶单整,因此这两个变量符合协整检验的前提条件,可以对其进行协整分析。
2.协整检验。本文应用协整检验方法是由Engle和Granger(1987)提出,又称EG检验法。这种协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验。首先对两变量用OLS法构造一元回归方程,证明两者之间存在稳定的均衡关系,然后对因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列,对残差进行ADF检验,如果残差项是平稳的就说明变量间是协整的,表示存在一种长期的均衡关系。
以河北省的生产总值(GDP)表示因变量,能源消费量(NY)表示自变量,并对取对数后的值用OLS法构造一个一元回归方程。得到的方程为:
LnGDP=-13.29630+2.305968LnNY(1)
T=(-14.47093) (22.70127)
R=0.950216 R2=0.948373
式中参数都是显著的,R和R2也较大,说明模型整体上对样本数据拟合的比较好。但是前面验证出LnGDP和LnNY都是非平稳序列,因此这个方程有可能是谬误回归。从(1)式得到残差方程:
ei=LnGDP+13.29630-2.305968LnNY
采用ADF检验方法对残差ei进行平稳性检验,得到的结果显示为:残差序列检验T值为-4.041522小于5%显著性水平-3.587527的临界值,表明可以在95%的置信水平下拒绝原假设,则残差序列ei为平稳的时间序列。也就是说河北省的能源利用和GDP之间存在一种长期的均衡关系。
3.格兰杰(Granger)因果关系检验。协整检验可得出时间序列之间是否存在长期的均衡关系,序列之间的因果关系可用Granger因果关系检验法。其基本思想是:如果变量Xt是Yt的原因,则Xt的变化应先于Yt的变化。因此,在做Yt对其他变量的回归时,如果把Xt的滞后值包括进来能显著地改进对Yt的预测,则称Xt是Yt的Granger原因,否则称Xt不是Yt的Granger原因(邓翔)。
通过协整检验,表明能源消费和经济增长之间存在长期的协整关系,是一种长期的均衡状态,但是这种均衡状态究竟是能源消费作用于地区生产总值GDP产生的结果,还是GDP影响能源消费的结果?这需要通过Granger因果检验,验证LnGDP和LnNY存在怎样的因果关系。通过以上检验发现,当两个变量滞后一期时AIC和SC值较小,因此选择滞后一期时对两变量进行Granger因果关系检验。
表3 LnGDP和LnNY的Granger因果关系检验
从表3可以看出,在滞后一期的情况下,LnNY不是影响LnGDP的概率为0.06730,拒绝原假设,说明能源消费促进了经济的发展。在概率为0.99104的情况下,检验接受了LnGDP不是影响LnNY的假设,证明了经济增长不是引起能源消费的原因。因此,从检验中可以得到能源消费对GDP的单向Granger因果关系,GDP的增长对能源消费却不存在单向的Granger因果关系。
四、结论及建议
1.结论
通过协整分析得出能源消费和GDP之间存在长期的均衡关系,尽管短期两个变量之间可能出现波动,但是从长期来看两者是一种稳定的均衡状态。从Granger因果关系检验中可以得到河北省能源消费量的增加促进了经济的发展,而经济的发展却不是能源消费量增加的原因,由此可以得出能源消费与经济增长之间是单向因果关系的结论。
2.建议
从以上分析中我们可以得出,河北省经济的发展和能源的消费之间存在着紧密的关系,但是经济的发展不一定要用大量消耗一次能源来实现。因此在大力倡导低碳经济的今天,河北省要想在不影响经济发展的前提下发展低碳经济,就应该提高能源的使用效率、发展清洁能源和开发新能源。根据河北省的具体情况提出了以下几条建议:
(1)发展循环经济,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产生更多的经济增长,减轻经济发展的能源压力;另一方面也有利于环保,减少温室气体的排放。最终达到能源利用和经济发展的一种长期稳定状态。而新技术和新设备的应用是提高能源利用的关键因素。新技术能够提高能源的利用率,新设备能够节能降耗,减少生产环节的浪费。再通过产业间能源的循环利用,减少生产环节的能源的浪费,对废弃物进行再利用,形成一种低投入、高产出、低污染的生产模式,以最低的能耗达到最高的产出。
(2)优化能源结构,大力开发新能源。
从全省能源消费结构看,河北省煤炭消费占绝对主体地位,石油次之,天然气最低。2008年,这一比例为89.9:9.3:0.8。一次能源的大量消耗不利于经济的可持续发展,而且在倡导低碳发展的今天这也将制约河北省经济的健康有序发展。河北省可以利用自身的优势,开发新能源无疑能为发展清洁能源注入新的“血液”。利用丰富的水资源开发水电能源,秦皇岛、唐山等地濒临海域有丰富的水电宝藏。张家口有丰富的风能资源可以利用风能发电,代替煤炭和石油在生产中产生作用。不但能够减少不可再生资源的使用量,还能够减少温室气体的排放。
(3)政府加大对政策的支持力度。
政府增加节能公共预算,支持节能项目的实施和节能技术的研究开发和推广应用。政府要对一些低耗能、低污染的企业给予有力的发展政策,鼓励这些企业的开发新技术,推进节能技术的发展。并且取缔那些高耗能、高污染,对GDP贡献率低的企业,使河北省发展成为环境友好型的省区。
参考文献:
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【关键词】天然气消费；经济增长；动态均衡；因果关系
一、引言
改革开放以来，中国的经济总量发生了突飞猛进的变化，中国的国内生产总值由1991年的21781.5亿元增加到2011年的472881.6亿元，仅用了20年的时间，经济增长了22倍有余。然而，与中国经济高增长相伴的是能源消费的快速增长，作为能源结构之一的天然气消费总量也有着迅速的增长，1991年中国的天然气消费总量156.1亿立方米，至2011年，天然气消费总量增加到1307亿立方米，20年来天然气消费总量增加了8.37倍。 检验表明，不同的经济发展阶段，中国能源消费与经济增长之间呈现出很强的规律性和特征，天然气消费与经济增长是否存在一定的规律性呢？未来天然气存量能否支撑社会经济的可持续发展呢？这些都是值得深入研究的重要问题。
实际情况表明，经济增长对天然气消费有很强的依赖性，天然气短缺会对经济增长造成严重的负面影响，经济增长一方面意味着大量生产，而越大量的的生产需要越多的能源和资源投入，天然气是组成当今能源结构的重要组成部分，并且天然气燃烧之后，无废渣、废水的产生，相较煤炭、石油等能源有使用安全、产热值高、洁净等优势，有利于改善生态环境，减少大气污染，提高人们的生活质量，天然气的利用前景非常的广阔，所以中国对天然气的消费需求表现出极大地潜力。也就是说大量的生产可能会增加天然气这种能源的投入，从而会提高天然气在一次能源结构中的消费比重。
天然气的可持续发展要以经济增长为前提，因为经济增长促成了天然气大规模的开发和利用。随着经济快速发展的同时，必然面临着天然气需求过高和天然气产量供应不足的问题。正确认识和处理天然气供需问题以及天然气与其它资源之间的可替代性的关系，对于社会经济的长远规划和能源发展战略有着十分重要的现实意义。
天然气的主要用于发电、化工燃料、工业燃料、汽车能源、居民燃气等方面，并通过这些用途直接或间接地为国民经济和地方经济做出了一定的贡献。如图1所示，可以看出天然气消费对GDP的拉动幅度呈现先上升后缓慢下降的趋势，2011年，每消耗天然气10亿立方米，可以拉动3600亿元的GDP增长，从弹性系数曲线也可知天然气消费对经济增长有着很大的促进作用。然而，天然气可持续性利用，既是经济增长的重要物质基础，又是构成经济持续增长的瓶颈，天然气资源具有不可再生性，随着资源的不断开采，天然气资源对经济增长具有一定程度限制作用。
图1 天然气消费对经济增长的拉动作用
二、文献综述
国内外学者关于能源消费与经济增长已经展开了很多研究。在国外，Yu和Jin（1992）运用E—G两步法，对1974～1990年间的美国季度数据进行检验，结果表明，两变量之间并不存在长期的协整均衡关系。Stern（1993）进一步使用4变量（GDP、劳动力、资本和能源）向量自回归（VAR）模型，对美国1947～1990年的年度数据进行了标准的因果关系检验，结果发现：虽然不存在总能源消费到GDP的Granger因果关系，但若对最终能源消费测量数据按构成进行调整，则会发现存在能源消费到GDP的单向Granger因果关系。Oh和Lee（2004）基于生产函数的角度研究发现，1970～1999年间韩国能源消费对GDP存在双向因果关系。
近年来，我国学术界在能源消费和经济增长之间的关系研究领域也展开了大量的研究，并取得了一系列成果。马超群等（2004）采用E-G两步法对1954～2003年间的年度数据进行了分析，得出GDP同能源总消费、煤炭消费之间存在着长期的均衡关系，同石油、天然气和水电之间不存在协整关系，同样在未考虑平稳性条件下采用Granger检验得出GDP同总能源消费之间存在双向因果关系的结论。汪旭晖（2007）等运用协整分析方法和Granger因果检验，对中国1978～2005年间能源消费与经济增长的关系进行了实证研究。结果表明：在短期内，中国能源消费与GDP 之间存在波动关系； 但是从长期来看，能源消费与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系，且存在从能源消费到经济增长的单向因果。吴巧生（2008）对1986～2005年的数据进行协整分析，结果发现，存在能源消费与GDP的双向因果关系。李杰（2012）运用协整分析、误差修正模型与Granger因果检验对美国1949～2010年以来的天然气消费量和GDP之间关系研究。结果表明，美国天然气消费是美国实际GDP增长的原因。上述大部分文献都是关于能源消费与经济增长之间的关系，而对于天然气消费与经济增长关系的文献却非常的少。本文在这样的背景之下，选取1991～2011年的数据对中国天然气消费与经济增长之间的关系研究。
三、计量模型与实际结果分析
本文选取1991～2011年的时间序列数据，采用E-G两步法，对中国天然气消费和经济增长之间的关系展开了均衡分析和因果关系检验，由图2可以看出，天然气的增长趋势与国内生产总值的增长趋势非常地相似，很容易想到，天然气消费与国内生产总值之间有着什么样内在依存关系呢？因此，本文在宏观分析的基础上，通过建立相应的模型，来研究天然气消费与经济增长的内在依存关系。
图2 1991～2011年中国天然气消费与GDP的变化情况
（一）天然气消费量与经济增长的协整分析
由上图2，可知经济增长与天然气的消费量呈现出强烈的趋势特征，因此，在建立回归模型时，有必要对这两个变量先取对数形成ln（GDP）和ln（gas），取对数是为了消除变量的异方差，然后再对ln（GDP）和ln（gas）进行平稳性检验，以避免伪回归的现象出现，通过分析我们可以知道二者呈现出明显的非平稳性特征，因此，有必要对ln（GDP）和ln（gas）进行单位根平稳检验，结果如表1所示，ln（GDP）和ln（gas）变量在1%、5%、10%三个显著性水平下，ADF检验和PP检验的t统计量均小于相应的临界值，从而拒绝原假设，表明天然气消费量与国内生产总值的差分序列不存在单位根，是平稳序列，即GDP和gas序列是二阶单整的GDP～I（2），gas～I（2），为了分析ln（GDP）和
ln（gas）之间是否存在协整关系，先对它们做两变量回归，然后检验残差的平稳性，以为被解释变量，ln（gas）为解释变量，用
OLS回归方法进行估计，结果如表1所示。
表1 天然气消费量（gas）和国内生产总值（GDP）的单位根检验
估计的回归模型：ln（GDP）=9.2754+0.7745*ln（gas）+[AR
（1）=0.8001]+et （1）
回归结果，各变量在1%显著性水平下均显著，回归后得到残差et ，然后对et 进行单位根检验，结果表明是平稳的，说明ln（GDP）和ln（gas）之间存在协整关系，表明两者之间存在长期均衡关系，协整估计回归结果如下：
ln（GDP）=62.1878-0.03119t+0.9497lnGDP（-1）+0.6553ln
（gas）-0.3872lngas（-1） （2）
表2 协整的回归结果
从表2的回归模型中可知，天然气消费量每增加1个单位，实际的国内生产总值将增加0.655个单位，而且国内生产总值不仅受当前天然消费的影响，也受前一期天然气消费量的影响。从上述的回归结果可知GDP有着明显的时间变化趋势，天然气消费与经济增长存在长期的均衡关系。
（二）误差修正模型分析
天然气消费量ln（gas）和经济增长ln（GDP）之间存在协整关系，表明两者之间有长期均衡关系。但从短期来看，可能会出现失衡，为了增强模型的精度，可以把上述的协整回归式中的误差项et看做均衡误差，通过建立误差修正模型把天然气消费的短期行为与长期变化联系起来。误差模型的结构如下：
Dln（GDP）=α+βDln（gas）+γet-1+εt （3）
对变量ln（gdp）和ln（gas）进行一阶差分后，以Dln（gdp）作为被解释变量，以Dln（gas）和et-1作为解释变量，估计回归模型结果如下：
最终得到的误差修正模型的估计结果：
Dln（GDP）=-0.2401+0.3107ln（gas）-0.3264et-1 （4）
上述估计结果表明，经济增长衡量变量GDP不仅受天然气消费的影响而且受上一期GDP对均衡水平偏离的影响，误差项et-1估计的系数-0.3264体现了对偏离的修正，上一期偏离越远，本期修正的量就越大，即系统存在误差修正机制，说明我国天然气消费与经济增长存在短期的动态均衡关系，为了进一步验证这个结果，我们通过下面的脉冲响应函数进行分析。
（三）脉冲响应函数
协整分析提供了变量之间的长期均衡关系的信息，而脉冲响应函数提供了一个变量对另一个变量的短期动态特征。基于建立起的向量误差修正模型，为了更好的观察天然气消费和经济增长之间的短期动态关系，本节考虑了脉冲响应函数。脉冲响应函数描述了在随机误差项上施加一个标准差大小的新息冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。
Dln（GDP）和ln（gas）滞后期数
图3 我国经济增长对天然气消费的脉冲响应
图3是我国天然气消费对我国经济增长的冲击效应图，天然气消费量的随机扰动项对我国的经济增长的冲击作用一直是正效应的，从初期开始，这种冲击效应逐渐减小，然而当达到第四期时，冲击效应达最小，此后天然气消费对经济增长的冲击效应逐渐递增，但是增幅并不大。由此可以说明，我国天然气勘探开发初期，由于技术条件限制和天然气管理制度不太完善，所消耗成本较大，投入较多，因此，短期内，天然气消费的随机扰动项对经济增长的冲击效应逐渐减小。然而，长期天然气作为一种清洁、无污染、高热量、高效率的能源，对经济增长的促进作用将不断的增强。但是这种冲击效应不会大幅度上升，因为，目前天然气在我国一次能源结构所占的比例仅有5%左右，远低于煤炭、石油的消费比重，所以天然气消费给经济增长所带来的促进作用不会大幅度的增强。
上述的实证分析都是关于天然气消费对我国经济增长的影响，然而，随着我国经济快速的发展，人民生活水平的改善，能源消费也越来越大，作为能源结构重要组成部分的天然气，其需求量也大幅度的上升，尤其是近些年，我国特别强调在经济增长的同时又要追求经济发展质量，对环境保护的要求越来越高，而天然气作为一种清洁能源，具有很好的环保优势，因此，我们可以提出“我国经济增长是不是直接导致了天然气消费需求的上升”的问题，为了说明此问题，我们运用Granger因果关系检验进行相应的分析。
（四）因果关系检验
经济增长对天然气消费有着很强的依赖性，天然气的合理利用和开发可能对经济增长有着一定的影响，然而，经济增长对天然气的消费有没有显著的影响，经济增长会导致天然气消费大幅度的上升吗？本文通过Granger因果关系检验来分析它们二者之间的影响关系。从上述的研究结果表明：天然气消费和GDP之间的协整关系，不仅说明它们有着长期的均衡关系，而且隐含着它们之间一定存在某种因果关系，但是不知因果关系的方向如何，是天然气消费需求导致了经济增长呢，还是经济增长促进了天然气消费需求，我们采用标准的Grange检验来分析它们二者之间的因果关系，利用Eviews7.0对天然气消费和GDP进行因果性检验，表3是根据1991～2011年的数据作出的结果。
表3 Granger因果关系检验的结果
注：检验的滞后阶数为2。
上述的Grange检验结果表明，天然气消费是国内生产总值的格兰杰成因，而GDP并不是天然气消费的原因，说明GDP对天然气消费需求的作用并不明显，天然气的消费可以促进经济增长。
四、结论
本文利用1991～2011年间的中国天然气消费和经济增长的时间序列数据，实证分析二者之间的长期均衡和短期动态因果关系，结论显示：尽管在短期内，天然气消费与经济增长之间存在波动关系，但是从长期来看，二者之间存在长期稳定的均衡关系。通过误差修正模型可以发现，天然气消费将引起经济增长同方向的变动，天然气消费每增长1%将导致经济增长0.6553%个单位，误差修正项的系数为-0.3264，符合反向修正机制，即当天然气消费短期偏离均衡状态时，误差修正项是国内生产总值向长期均衡状态收敛；而脉冲响应函数（IRF）结果表明：天然气消费短期内对我国经济增长的促进作用很缓慢，但长期内还是对我国经济增长有着一定影响。通过Granger因果关系检验可知，存在天然气消费到经济增长的单向因果关系。天然气消费的增长直接导致国内生产总值的增加，而国内生产总值对天然气消费的影响并不明显，该结论表明我国经济发展具有较强的“能源消费”、“能源高耗”、“能源依赖”等特征，能源供给紧张将成为制约我国经济增长的“瓶颈”。
五、相关政策建议
基于以上分析，我们可以给出一些相关的政策建议。我国是一个人均能源十分短缺的国家，能源供给不足将成为制约我国经济增长的重要瓶颈因素，天然气作为组成能源结构的重要组成部分，近些年，为了提高经济发展质量，我国对天然气的依赖越来越大，天然气需求或经济与消费能力的增长速度超出了天然气供应或生产与供给能力的增长速度，即天然气供应存在长期的风险，天然气对外依赖程度越来越大。因此，应加强以下几个方面的工作：（1）我国天然气资源禀赋较差，人均占有量低，开采难度大，分布不均衡，天然气供需矛盾日益突出，因此，完善我国天然气定价机制，将有利于促进天然气资源的节约和合理使用，缓解我国天然气供应紧张的状况。（2）鼓励引进国外先进的技术和自主创新，通过天然气技术创新和管理创新来实现天然气消费对绿色GDP的直接贡献。（3）随着城镇化、工业化的快速发展，城镇生活所需的天然气将进入快速增长期，天然气在能源消费总量的比例将大幅度上升，因此，“节能减排”不仅成为工业生产的重要调节段，更应体现在居民生活用能上，鼓励居民采用节能设备，减少天然气尾气排放，将不仅有利于提高人民生活水平，更能保护生态环境。（4）改革政绩考核制度，在GDP考核过程中，引入能反映经济增长成本的指标，考核的重点可以放在将经济增长速度转向经济发展质量上。
参 考 文 献
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[关键词]经济增长；能源消费；误差修正模型；格兰特因果检验
[DOI]1013939/jcnkizgsc2015370156
1引言
内蒙古经济曾经连续多年保持全国增速第一，2002―2013年内蒙古经济产值平均年增长率为1652%。伴随着经济的高速增长，内蒙古的能源消费也在持续增加，从2002年的519012万吨标准煤增加到2013年的2265749万吨标准煤，增幅达326倍。然而，内蒙古经济发展面临着经济产值主要依靠煤炭产业增长拉动的困境，在国家大力提倡节能减排、优化产业结构和转变经济发展方式的大背景下，如何降低经济增长中的能源消耗是亟待解决的问题。
内蒙古“十二五”规划明确提出要将单位地区生产总值能源消耗降低15%的目标，因此，本文基于内蒙古从向多元发展、多极支撑的目标进行产业转型与升级的发展实际，探讨经济增长与能源消费之间的关系，为贯彻落实“8337”发展思路，转变经济发展方式，制定科学的能源政策提供理论与现实参考。
2文献综述
关于经济增长和能源消费之间的关系，国外学者一般从时间序列和面板数据两个视角进行分析，在时间序列方面，Cole（1997）认为OECD国家在1970―1992年的人均交通能源消费会随经济增长而增加[1]。Oh和Lee（2004）研究得出韩国1970―1990年能源消费与经济增长之间存在双向因果关系[2]。在面板数据方面，Lee（2005）采用18个发展中国家的面板数据分析出无论在长期还是在短期都存在生产总值到能源消费的单向因果关系[3]。Lee和Chang（2008）采用16个亚洲国家的面板数据分析出短期内能源消费与生产总值间不存在因果关系，长期内只存在能源消费到生产总值的单向因果关系[4]。Apergis和Payne（2010）在面板协整框架下考察15个新兴国家1980―2006年煤炭消费与经济增长的关系并指出短期和长期煤消费与经济增长都存在双向因果关系[5]。
在国内研究方面，能源消费与经济增长之间的关系是国内学者研究的热点之一，但分析路径与以往国外学者的研究有所不同，有代表性的学者包括王思斯和崔庆军等（2011），杨子晖（2011），史亚东（2011），赵湘莲、李岩岩和陆敏（2012），陈红梅、宁云才（2012），以及徐盈之、王进（2013）等[6-11]。
通过梳理国内外关于经济增长与能源消费关系的研究成果发现，现阶段国内外研究结果并未取得一致性的结论，目前达成共识的观点主要有三点：一是经济增长与能源消费是否具有因果关系存在不确定性；二是经济增长与能源消费二者之间如果存在因果关系，可能是双向因果也可能是单向因果；三是由于选取样本和选择时期的差别，不同经济体或者不同时期的同一经济体，经济增长与能源消费二者之间存在不同的关系，并存在很强的规律性。
鉴于此，本文利用1985―2013年内蒙古经济增长与能源消费的统计数据，基于误差修正模型的研究方法分析内蒙古经济增长与能源消费之间的关系，从而得出相关结论和启示，旨在为相关部门制定经济发展和产业调整方面的相关决策提供具有一定价值的参考与借鉴。
3实证分析
31数据说明和方法介绍
本文研究使用的统计数据来源于《内蒙古统计年鉴2014》。选取内蒙古地区生产总值（Y）作为被解释变量（单位：亿元），能源消费总量（C）作为解释变量（单位：万吨标准煤）。考虑到价格因素对生产总值的影响，本文以1985年为基期（1985=100），将1986―2013年各年的生产总值换算到1985年水平。另外，为使生产总值与能源消费总量时间序列更加平稳，对变量Y和C分别进行了取对数处理，记为lnY和lnC。
由于现实中的大部分经济时间序列均是非平稳的，如果直接建模会产生“伪回归”现象，因此对时间序列进行平稳性检验和协整检验。在检验的基础上，采用误差修正模型分析时间序列的均衡关系，采用格兰特检验方法分析时间序列的因果关系。
32时间序列平稳性检验
通过采用ADF检验的方法来判断时间序列是否为平稳序列，得出如图1和表1所示的检验结果。如图1所示，（a）图为生产总值和能源消费总量的原始序列的平稳性，可知并未表现出平稳性；（b）图为生产总值和能源消费总量的一阶差分序列的平稳性，可知其具有平稳性；采用ADF方法进行平稳性检验，也可以验证图1的结论，结果如表1所示。因此，生产总值和能源消费均是一阶单整序列，可以对其进行协整检验与格兰特因果关系检验。
通过误差修正模型中的差分项可知，生产总值的短期波动受能源消费波动的影响，而且受偏离长期均衡的影响。通过误差修正模型可知，内蒙古能源消费变动将会引起生产总值的同方向变动，能源消费每增加1%，生产总值则会增加01046%。另外，误差修正系数（-04405）显著，说明当能源消费短期偏离均衡状态时，误差修正项将使其向长期均衡状态收敛，即存在误差修正机制。
35格兰特因果关系检验
协整检验只能说明时间序列之间具有长期均衡关系，但这种关系是否为因果关系，还需要进行格兰特因果关系检验。内蒙古经济增长与能源消费的因果关系检验结果如表2所示。检验结果显示，内蒙古经济增长与生产总值之间均存在双向因果关系，也就是说能源消费的增加会引起生产总值的增加；反之，生产总值的增加同样会带来能源消费的增加。
4结论与政策启示
41结论
通过以上分析，本文可得出以下结论：①通过分析二者之间的长期均衡与短期动态关系，结果显示：在短期内经济增长与能源消费之间存在波动关系，但是在长期内二者之间存在稳定的均衡关系。内蒙古能源消费变动将会引起生产总值的同方向变动，能源消费每增加1%，生产总值则会增加01046%。②格兰特因果关系检验结果显示，内蒙古经济增长与能源消费之间存在双向的因果关系，这与Oh、Lee（2004），韩智勇（2004）等学者的研究结论相一致，说明内蒙古经济增长存在较强的“能源依赖”特征。
42启示
基于以上结论，本文得出三点启示：①面对建设“两型社会”的发展要求，结合内蒙古对经济增长和能源中长期需求的预测，制定科学合理的能源发展规划与能源政策；②根据内蒙古“8337”发展思路，调整产业结构，把清洁能源作为产业结构优化升级的重要着力点，促进能源可持续发展；③针对“资源高消耗、污染高排放”的发展现状，应该加快发展高效、清洁的能源转换技术，提高能源技术创新和进步水平，进而着力提高能源的利用效率。
参考文献：
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关键词：云南民族地区；消费；经济增长
中图分类号：F014.5 文献标志码：A文章编号：1673－291X（2011）05－0019－03
影响一国（或地区）经济增长的原因是多方面的，最主要、最直接的因素是社会总需求，其中包括消费需求、投资需求和出口需求三个方面。与投资相比，消费需求是最终需求，是推进经济增长的原动力，也是社会生产的目的。
近几年，云南省民族地区经济虽然得到了一定程度的发展，但由于与云南省民族地区接壤的国家和地区经济比较落后，所以云南省民族地区的出口贸易发展受到了一定的限制，云南省民族地区的投资方向主要集中在第二产业。这种情况下，研究云南省民族地区消费需求与经济增长的关系，对进一步刺激消费、扩大消费、拉动经济增长具有非常重要的现实意义。
一、消费需求拉动经济增长的效应描述
传统的经济理论认为，经济增长对消费起着决定性作用。在计划经济向市场经济转变的过程中，我们获得了认识和理论上的突破，那就是不仅增长决定着消费，同时，消费对经济增长具有拉动作用，甚至消费决定着经济增长速度的快慢和质量的高低。
1.消费对经济增长的直接拉动
消费直接拉动经济增长，在生产能力的界限之内，消费的增长直接就是经济的增长，消费增长多少，GDP也增长多少；反之亦然。就内需而言，只有消费才是社会再生产循环的终点和新的起点，是真正的最终需求。没有最终消费需求也就不会有生产者对生产要素的需求。没有最终消费需求的扩大，就没有投资需求的扩大。
2.消费对经济增长的间接拉动
消费对经济增长的间接拉动，其表现形式就是消费拉动投资，它和消费一样对经济增长起拉动作用。因此可以说，投资对经济增长的贡献以消费为基础。从本质上看，投资对经济发展的贡献主要体现在对有效供给形成的贡献，即因投资活动而引起的社会产品和劳务的需求，这是关于投资活动对经济增长作用的本质特征。从中长期看，只有把投资建立在消费的基础上，形成消费与投资的良性循环和持续增长态势，共同拉动经济增长，才能有效地扩大内需，并为经济增长的内生机制的最终形成创造条件，使整个国民经济运行进入良性循环轨道。
二、云南省民族地区消费对经济增长的贡献分析
1.云南省民族地区最终消费在GDP中的比重分析
经济增长主要是由最终消费（消费需求）、资本形成（投资需求）和净出口（国外需求）三大需求拉动的。消费、投资、出口决定了经济增长的速度和质量，被形容为拉动经济增长的“三架马车”。由于云南省地处祖国西南边陲，对外贸易发展缓慢，所以经济增长主要由消费需求和资本形成两部分构成。本文分析根据1998―2008年《云南省统计年鉴》有关数据，对楚雄、红河、文山、西双版纳、大理、德宏、怒江、迪庆八个自治州的有关数据加总得到国民经济各个组成部分在GDP中所占的比重。
从图1可以看出，从1997年以来，云南省民族地区的最终消费呈现下降趋势，由1997年的65.12%下降为2007年的57.90%，年均消费率为63.11%。虽然云南省一些民族地区实行了投资、消费双向启动政策（比如大理白族自治州就制定了把旅游业和服务业作为支持经济发展的主要产业），但是由于云南省民族地区主要的经济发展还是依靠工业，特别是有色金属产业，所以导致云南省民族地区的经济发展主要依靠投资需求来拉动。因此，云南省民族消费需求的增长慢于GDP增长，导致消费需求占GDP的比重不断下降。
这期间，虽然云南省民族地区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，仍是促进国民经济增长的主要动力。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的年新增额中，消费需求波动幅度小于投资等因素，对经济增长的惯性最大。
2.云南省民族地区最终消费的构成分析
根据消费主体的成分和性质不同，最终消费可以分为政府消费和居民消费两部分，而居民消费又可以细分为农村和城镇居民消费。1997―2007年云南省民族地区消费各组成部分在GDP所占比重的折线图如下（见图2）。
（1）居民消费和政府消费
从总的变动趋势来看，云南省民族地区消费率一直呈现出平稳上升的趋势，从1997年的11.04%，上升到2007年的15.61%，年平均消费率为13.95%。而居民消费的变化与最终消费的变动基本一致，在波动中呈下降趋势，下降幅度相对较大，从1997年的54.08%下降为2007年的42.49%，下降了11.59个百分点。居民消费率不断下降是造成最终消费率下降的主要原因。
从结构来看，最终消费由居民消费和政府消费组成，居民消费率和政府消费率之间存在此消彼长的关系。在最终消费中居民消费和政府消费所占的比重较为稳定，居民消费率占有重要部分，1997―2007年居民消费占最终消费率平均为77%，是构成最终消费率的主力，政府消费趋势虽然不断上升，但是只占最终消费的23%左右。
（2）城镇居民消费和农村居民消费
在居民消费构成中，云南省民族地区的农村居民消费始终高于城镇居民消费。但是，从图2中可以看出，随着时间的发展云南省民族地区农村居民消费水平呈不断下降的趋势。1997年农村居民消费率为33.36%，比城镇居民消费率高出了15.68个百分点；而城镇居民消费却是呈反方向变化趋势，到2007年，云南省民族地区城镇居民消费率为20.72%，已经和同期的农村居民消费水平相差无几。
3.消费需求弹性分析
众所周知，如果这一弹性大于1，说明最终消费对经济增长的拉动作用比较大，反之则小，如果弹性为0，则说明那个最终消费对经济增长没有影响。根据1992―2007年《云南省统计年鉴》数据整理计算得到云南省民族地区1992―2007年消费需求弹性：
从上表可以看出1998―2007年，云南省民族地区消费弹性系数在0.75―1.35之间，并且大部分都在1左右。这说明，云南省民族地区消费富有弹性，如果实行扩大内需、刺激消费的政策可以有效地促进经济增长。1998―2007年间的平均消费需求弹性系数为1.11，这说明云南省民族地区消费每增长1%会带动GDP增长1.11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.消费需求对经济增长的贡献率分析
根据国民经济核算体系，最终消费=居民消费+政府消费，居民消费=城镇居民消费+农村居民消费。由此推出各需求对经济增长的量化公式为：
各需求对GDP增长的贡献率=各需求的增加额/GDP增加额×100%
各需求对GDP增长拉动的百分点=GDP增长的百分点×各需求对GDP增长的贡献率。利用以上的公式对1998―2008年《云南省统计年鉴》中的有关数据进行计算，得到1998―2008年间云南省民族地区消费各组成部分对经济增长的贡献率和拉动系数。并绘制出消费各个组成部分对经济增长贡献率和拉动系数的折线图。
图3显示，1998―2007年，相对于居民消费，政府消费对经济增长的贡献波动较小，基本保持在15%左右。同期，居民消费对经济增长的贡献虽说总体上占据主导地位，但其贡献份额从2004年以后呈下降趋势，波动较大，对经济增长贡献的最高点（1999年的49.63%）与最低点（19.73%）相差29.9个百分点。从而可以看出，居民消费对经济增长拉动的总体水平要高于政府消费，1998―2007年，政府消费对经济增长拉动保持平稳，平均为2.39个百分点，居民消费对经济增长的拉动平均水平为5.03个百分点，高出政府消费2.64个百分点。
图4反映了居民消费中城镇居民消费和农村居民消费对经济增长的贡献和拉动态势，结果显示城镇居民消费对经济增长的贡献在1998―2007年虽有波动，但是一直保持在20%左右；而农村居民对波动幅度较大，从1998年的25.77%下降至2007年的14.87%，下降了10.9个百分点。城镇居民对经济拉动的平均水平为2.89个百分点，农村居民对经济增长的拉动平均水平为2.15个百分点。
三、分析的主要结论和政策意义
（一）结论
1.云南省民族地区的最终消费在国内生产总值中占据主要地位，是经济增长中份额最大，最稳定的需求，是促进经济增长的主要动力，但是最终消费呈下降趋势。世界平均最终消费率2003年为67.9%，东亚平均64%。而云南省民族地区最终消费率仅维持在50%―60%之间，这说明，云南省的最终消费率水平不高，通过扩大消费需求的措施，可以提高消费对经济增长的促进作用。
2.1997―2007年，云南省民族地区消费弹性系数大部分都在1左右，说明云南省民族地区的最终消费对经济增长的拉动作用比较大，云南省民族地区的消费富有弹性，国家实行扩大消费需求的政策可以有效地推进经济增长。
3.1997―2007年，云南省民族地区居民消费相对于政府消费对经济增长的贡献占总体地位，虽然说居民消费由于受中国总体市场化进程中的一些影响，比如说住房改革、教育制度改革和社会保障制度改革等，对人们的消费观念产生了一定的影响，但是居民消费对经济增长的拉动作用仍然高于政府消费。
4.1997―2007年，云南省民族地区居民消费中农村居民消费对经济增长的贡献和拉动作用大于城镇居民消费，主要是因为过去云南省民族地区的城镇化进程比较缓慢，农村居民从人口上来说占大多数导致的。但是随着城镇化进程的不断加快，城镇居民消费一定会超过农村居民消费，并且对经济增长的贡献和拉动占主要地位。
（二）建议
消费需求是经济增长的助推器，对拉动经济增长有着极为重要的作用。分析结果也说明了消费是促进云南省民族地区经济增长的重要因素，也是云南省民族地区实现经济稳定增长的重要基础。结合云南省民族地区的实际情况，现提出促进消费对经济增长作用的几条建议。
1.提高城镇居民收入，调节收入分配关系
消费是收入的函数，在其他条件一定的情况下，收入增长越快，消费需求也愈加强劲，反之则相反。所以，没有收入的较快增长，要扩大消费需求、提高消费在国民经济中的比重是不太可能的。居民收入水平的高低是决定消费的先决条件，同时也是制止居民消费继续下降的重要条件。因此，调整居民收入分配比例，提高居民收入，是扩大消费需求的主要途径。提高城镇居民收入，主要是扩大中等收入者的比重，提高中等收入群体的收入水平。中产阶级增加收入的主要来源是依靠自身的教育水平和专业技术才能的提高。这就要求要加大对义务教育的政府投入，保证社会成员公平的教育机会，保证收入分配的起点公平、机会公平。高度重视人力资源能力建设，整合各种社会教育培训资源，建立覆盖全省的教育培训网络，加强中高级技术工人和高技能人才的培养。
2.促进农村经济快速发展，提高农民收入，开拓农村市场
云南省民族地区农村居民占总人口的大多数，农村市场蕴涵巨大的潜力，能否较快地提高农民收入和扩大农村消费，对促进云南省民族地区经济保持较快发展具有重要的战略意义。主要措施有：第一，加大对农村基础设施的投入，加快改善农村生产生活条件，与此同时，应着重发挥财政资金的杠杆作用，积极运用财政贴息、风险担保等手段，吸附、引导和动员社会各类资金流向农村基础设施建设。第二，继续实施和完善减免农业税政策，按照中央部署，适时免除各项涉农税收，切实减轻农民税费负担，为农村经济的发展创造条件。继续扩大和完善对农业生产“直补”政策，充分调动农民“事农”的积极性。
3.完善社会保障制度，营造良好的消费环境
健全的社会保障体系可以解除消费者的后顾之忧，可以降低居民的支出风险，从而提高居民消费倾向。社会保障制度的发展可以鼓励居民产生巨大的即期消费，同时释放当前高储蓄的能量。目前，完善云南省民族地区社会保障体系的重点是：首先，要完善城市的社会保障制度。进一步规范城市低保范围和低保标准，切实做到应保尽保；确保下岗职工基本生活费和离退休人员养老金按时足额发放，而且不能发生新的拖欠；坚持城镇企业职工基本养老保险制度，在社会统筹和个人账户相结合的基础上，力争做到个人账户实账运营，同时加快补充养老保险制度和政策的研究制定。其次，要积极探索建立农村养老、医疗保险和最低生活保障制度，将农村转移进城的新职工纳入社会保障范围的可行办法。在农村建立新的与市场经济相适应的救济系统，形成个人、政府、社会多方面的救济款筹集渠道，满足农村贫困群体多层次的救济要求。针对进城务工农村劳动力，建立工伤保险制度和医疗保险制度，在土地征用费用的补偿上，应包含养老保障因素。
参考文献：
[1] 云南统计局.1998―2008年云南统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，2008.
[2] 马光辉，宁定琴.中国消费与经济增长关系的实证分析（1978―2004）[J].山东经济，2006，（3）.
