消费与经济的关系篇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）.
消费与经济的关系篇2
【关键词】能源消费经济增长协整性分析Granger因果关系
大多数学者对中国能源消费与经济增长率的关系进行研究时，以1978年以后的时间序列数据与面板数据来研究二者之间的关系，但这很难反映我国能源消费的全部特征，本文采用1953-2010年的能源消费总量与GDp的时间序列数据来进行分析。由于数据的自然对数变换不改变变量原来的关系，并能使趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差现象，因此，对两个变量同时取对数，代表取对数后的GDp数据，代表取对数后的能源消费总量。本文所有分析结果都是借助eViewS6.0完成。由图1可以看出，我国GDp和能源消费都取对数之后虽然都非平稳，但是两序列之间存在很明显的长期关系。本文运用协整理论和Granger因果关系检验对数据进行分析。
图11953-2010年中国能源消费与经济增长趋势
一、单位根检验
首先对两个序列进行单位根检验。对两个序列的原序列、一阶差分序列分别进行单位根检验。表1的单位根检验结果表明：与序列都是一阶单整序列。
表1单位根检验结果
注：本表单位根检验的临界值均是mackinnon协整检验临界值。
二、协整检验
因为和两个序列都是一阶单整序列，所以进一步可以进行协整性检验。利用oLS对两个序列进行回归得到回归方程为：
F检验表明回归方程是显著的，t检验表明当期对的影响是显著的。从拟合图看出整个拟合效果还是比较好的。模型自变量的回归系数1.2109，说明在其他条件不变的情况下，每增加一单位，相应的增加1.2109单位。
由于有可能有异方差的情况存在，所以对回归残差同时进行aDF检验和pp检验结果如表2：检验结果都表明在显著性水平为0.05的情况下和是协整的，这说明在0.05的显著性水平下和之间存在长期的均衡关系。
三、误差修正模型（eCm）
前面的协整检验表明和之间存在长期的均衡关系，下面本文用eCm模型分析两序列之间的短期波动关系。根据Hendry的理论，从滞后阶数为2开始，逐步剔除不显著的变量和滞后量，拟合出以下eCm模型：
在eCm模型中eCm对应的系数的t检验的p值是0.0831在显著性是0.1的情况下，我们可以认为误差修正项对当期是有影响的。根据图3所示的拟合结果。模型还是比较理想的。从误差修正模型看，Lnx和Lny之间的短期动态均衡关系是，Lnx短期内每变动一个单位，Lny同方向的变动0.5158个单位。
四、因果关系检验
Lnx和Lny之间的协整关系表明两者之间存在一定因果关系。因果检验结果可以看出如表3所示。在0.05的显著性水平下，拒Lny绝不是Lnx的原因的假设。同时也拒绝不是的原因的假设。可以认为与之间存在双向的因果关系。能源消费和GDp之间存在双向因果关系说明，我国的经济增长仍然处于依赖增大能源消费数量的阶段。
五、本文实证结论
（1）在1953年到2010年间，中国能源消费和GDp两个序列经过取对数后的序列存在长期的协整关系。
（2）从短期误差修正模型来看，能源消费取对数后的序列的波动与滞后一期的波动成正向关系，短期中对数处理后的GDp数据每增加一个百分点将带动0.5158个百分点的对数处理后的能源消费增加。同时0.5158小于长期均衡方程中的1.2109，说明短期的波动比长期的波动对能源消费的影响要小。从eCm模型中可以看，误差修正项的系数小于零，说明误差修正模型是一个负反馈机制。
（3）能源消费和GDp之间存在双向因果关系：一方面，经济增长对能源具有强烈的依赖性，能源短缺会对经济增长带来严重的的负面影响；另一方面，经济的快速发展将会刺激能源需求的。表明我国的经济增长仍然处于依赖增大能源消费数量的阶段。
参考文献：
消费与经济的关系篇3
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%
197816.68
85.1
15.7194.00.97
5.8
197917.46
85.6
16.6593.9
1.090.6
198019.10
86.0
17.8593.5
1.25
6.5
198120.6479.6
19.1692.8
1.48
7.2
198222.38
71.7
20.8393.1
1.55
6.9
198324.00
70.7
22.0992.1
1.91
8.0
198426.1262.0
23.3789.4
2.76
10.6
198531.5858.3
28.0588.8
3.53
11.2
198636.8159.4
32.7088.8
4.11
11.2
198740.0060.2
35.83
89.2
4.17
10.4
198848.7
59.0
43.22
88.6
5.55
11.4
198957.2757.1
48.99
85.5
8.28
14.5
199066.2952.2
48.45
73.111.31
26.9
199172.8752.1
56.86
78.0
15.93
22.0
199295.5843.4
75.18
78.7
20.40
21.3
1993127.9242.7
98.04
76.6
29.88
23.4
1994156.4741.1
124.5579.6
31.92
20.4
1995188.5046.2
153.09
81.2
35.41
18.8
1996208.87、53.6
168.27
80.6
40.60
19.4
1997222.3354.5
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=DC/DYd=DC/(b*DY)=1/b*DC/DY（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
19901980
1575
778
802
852
698
1436
19912194
1726
916
1039
866
667
1609
19922720
2318
1026
1680
1128
819
2252
19933501
3072
1320
2699
1449
1064
2813
19944485
3920
1620
3369
1814
1259
3723
19955340
4770
1872
3978
2197
1548
4345
19965476
4926
2156
4619
2376
1726
4444
19975664
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。转贴于
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。
杨宽宽、俞肖云，消费需求对经济增长的影响，《中国统计》，中国统计出版社，1998。
消费与经济的关系篇4
关键词：公款消费；内需；经济增长
2015年刚刚过去，根据商务部最新披露的数据显示，2015年我国社会消费品零售总额预计将达到30万亿元，稳居世界第二；全年前三季度消费对经济增长的贡献率近60%，消费已成为经济增长首要动力，在经济增长三驾马车中处于领跑位置。
在2012年中央出台“八项规定”后有一种论调认为，“八项规定”等反腐利剑客观上影响了社会消费，尤其是餐饮等行业受波及严重。但实际上通过2015年1-11月中国银联的大数据：大众餐饮银联网络消费笔数占比为96.7%，较2014年提升0.7个百分点；餐饮业整体消费强度为434元/笔，较2014年下降5.4%，其中大众餐饮消费强度为349元/笔，较2014年下降5.3%。说明目前居民大众餐饮消费频次显著提升，消费强度（单笔消费金额）逐步回落。也就说目前消费的主体是大众消费，公款消费等非正规消费形式正在逐渐淡出消费主体范畴内，我国消费市场正在快速健康的发展，经济增长更多得需要依赖内需的发展，毕竟当下外需低迷，全球经济发展迟缓。
但是现实是否与理论相符呢，下文将从理论上对公款消费与经济增长二者之间的关系进行分析。
一、公款消费的简单定义
公款消费，顾名思义即用公款进行消费的行为。广义的公款消费包括生产性公款消费和生活性公款消费，后者以“三公”消费表现最为突出。而本文的公款消费也主要指后者，也即狭义的公款消费。需要注意的是，公款消费需要区别对待，必要的公款消费是应该而且必须的，毫无疑问起积极作用；而本文讨论的公款消费增长主要指不必要的公款消费，其作用是好是坏就值得商榷了。
二、公款消费真能扩大内需吗？
首先，简要分析下前文观点的看似合理之处。根据需求理论，公款消费的增长，将增加预期收入/开支，从而增加需求，即所谓扩大内需，进而促进经济增长。
如图所示，初始的需求曲线D与供给曲线S，于点a（Q，p）达到初始均衡。公款消费，预期收入/开支，需求，供给曲线S不变，需求曲线由D右移到D’，S与D’于点a’（Q’，p’）再次达到均衡。即需求由Q右移到Q’，即公款消费增长扩大了内需。反之则得：限制公款消费抑制了内需。
但是，上述分析只是静态的分析，即其他条件不变下的分析，也就忽视了公款消费增长对其他因素的影响；而正是这影响导致了公款消费不一定有利于扩大内需，促进经济增长。
首先，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，将直接减少政府用于社会保障的支出，减少众多居民的可支配收入，减少了居民的消费。也就是说，公共消费的增长以居民消费的减少为代价，公共消费增长对扩大内需未起实质性作用。
其次，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，致使政府支出用于消费的部分大大增加，而用于生产的部分则大大减少，造成社会财富的巨大浪费，整个社会付出的机会成本巨大。公款消费的增长以政府投资的减少为代价，若将内需简单分为消费与生产两部分，公款消费增长对扩大内需仍未起实质性作用，甚至得不偿失。
所以，笔者的观点是：公款消费的增长只是对居民消费的替代、对政府投资的替代，并未有实质性的扩大内需。而当前限制公款消费造成的内需萎缩、经济减速只是短期内因被替代的居民消费、政府投资尚未补充回来，而在长期内则不会存在。
三、公款消费对经济方面的其他不利影响
公款消费不一定能扩大内需，也就不一定能促进经济增长。而且，公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，将对经济产生极为不利的影响。
首先，公款消费不利于市场机制发挥作用。由于公款消费使用的是公家的钱，“不用白不用，用了还想用”，公款消费的主体对价格的涨跌并不感兴趣，需求的价格弹性很难发挥作用，经济对价格的敏感性较差，价格竞争机制不是很灵，限制了市场机制作用的更大发挥。
其次，公款消费增长易引发通货膨胀。公款消费的增长，尤其是不必要的公款消费的极度扩张，易引发财政赤字的形成与扩大；如果以中央银行增发货币的方式来弥补财政赤字，易造成货币超发，引发不必要的通货膨胀，不利于经济增长。
第三，公款消费增长易造成经济结构的不合理。公款消费中，尤其是不必要的公款消费，普遍存在着高档消费、奢侈品消费等现象，不仅对社会民众起了不好的示范作用，助长了社会奢侈之风，更严重误导了市场与投资，致使其偏向于奢侈品等行业，而真正具有创造力与成长空间的行业反而得不到投资，造成了经济结构的不合理，不利于经济的长远发展。
简言之，公款消费及其增长对经济方面有很大的不利影响，因此需要得到限制。反言之，限制公款消费可以在一定程度上抑制通货膨胀，调整经济结构，解放市场机制的作用，有利于经济增长，并将在长期促进经济增长。
四、公款消费对其他方面的不利影响
除经济以外，公款消费还对社会的其他方面起着种种不利的影响。
首先，公款消费易造成。政府官员借公款消费之便利，行之事实大有人在，通常以高档餐饮、星级酒店、台挂历等形式，巧立名目、投机取巧，、行贿受贿、牟取私利大行其道，损害了社会公众的利益，政府形象受损，政府公信力大为下降，同时也不利于社会的稳定。
其次，公款消费易引发不良社会风气。正如上文所言，公款消费中，尤其是不必要的公款消费，普遍存在着高档消费、奢侈品消费等现象，对社会民众起了不好的示范作用，致使社会民众热衷于追求奢靡奢侈，引发不良的社会风气，更造成资源的巨大浪费。
公款消费对其他方面的种种不利影响，都将以各种形式直接或间接地影响到社会的经济增长，不进而不利于经济的增长。因此，有必要限制公款消费及其增长。即限制公款消费有利于经济增长。
五、总结
总之，笔者的观点是公款消费是否真实扩大内需不得而知；但抑制公款消费则有利于经济增长及其长远发展。
笔者认为，由利己性驱动并制约的、进而互利的市场应是自由的，由市场中的个体自由选择、自主决策、自己承担后果；而政府的职能则应限制在：提供一个自由、公平的环境，且由于市场缺陷的存在，要求政府以独立经济个体的身份间接引导、协调、弥补市场个体的行为。（此即为我心目中的真正的“人民当家做主”）
抑制公款消费显然有利于这样的政府职能的实现。而当前我国强调市场的决定性作用，要求政府“放权”，而抑制公款消费、尤其是不必要的公款消费显然符合当前经济现实发展的趋势与要求。这样一种自由市场的实现还有赖于政府在制度与法治两方面的不断完善与创新，抑制公款消费也应该放在制度与法治层面来综合考虑。
消费与经济的关系篇5
【关键词】消费需求经济增长
目前，消费问题已成为拉动内需、促进经济增长的强有力手段，越来越引起人们的关注。传统的计划经济理论认为，经济增长带来消费的增加，因此，经济增长对消费起着决定性作用。而在市场经济条件下，不仅经济增长决定着消费，消费对增长更具有拉动作用，在一定条件下能够超过投资的影响作用，决定经济增长速度的快慢和质量的高低，因此，这两者是相辅相成的。
一、国外对消费需求与经济增长之间的关系研究
马克思（1865）在《资本论》中对消费需求与经济增长之间的关系进行了深刻研究，形成了著名的马克思主义生产消费观。在他看来，“消费需求是一个社会再生产过程中的重要环节，和生产、分配、交换等环节构成相互联系、相互制约的有机整体。在社会再生产过程中，生产是这一有机整体的出发点，而消费则是这一整体的终结点，分配和交换只是这一整体的两个中间环节。无论是什么社会背景，生产过程都必须是周而复始、连续不断的，没有最终消费，一个社会的再生产过程就会出现断裂现象”。马克思通过对再生产过程和消费需求的探讨指出：“消费需求决定着生产，各种不同要素之间存在密切的联系。消费需求是劳动力得以恢复和发展的必要条件，消费需求本身就是生产活动的一个重要内在要素，消费需求使社会所生产的产品成为现实的产品，消费需求促使新的生产需要的产生。因此，消费需求是一个社会再生产过程的基本前提、内在因素和必要条件，是任何社会形态生产的最终目的。如果没有消费需求，就没有相应的生产”。在他看来，再生产过程中生产、分配、交换和消费等四个环节是辩证统一、相互制约、互为影响的。从分配的角度来看，马克思对消费与生产的分析表明：消费总是在某一社会分配关系基础上的消费，而消费则是分配的最终实现，它对分配具有反作用。
凯恩斯（1934）在其代表作《就业、利息与货币通论》中指出：“在现实经济活动中，古典经济学家们所长期信奉的萨伊定律——供给自动创造需求，很难成立，需求在实际经济运行过程中并不总是被动的，总需求对总供给有显著的影响，而需求又由居民的可支配收入和边际消费倾向两个因素所决定。”提出了消费与居民可支配收入之间的关系模型：C=C0+aY。其中：C——社会总需求，C0——社会必要消费，a——边际消费倾向（居民可支配收入每增加1单位所引起的消费增加数量），Y——居民可支配收入。凯恩斯进一步推出，一个社会的有效总需求在经济发展过程中起着极其重要的作用，有效需求的增加会引起这一社会投资扩大并带来就业的增加，社会就业增加又会引起居民可支配收入的增加，居民可支配收入的增加又会促使新一轮消费的增长，从而推动经济不断循环向前发展。针对在实际经济发展过程中社会的有效需求数量常常达不到有效供给数量等的实际，他主张政府不应该被动地任由经济自行运转，而应该充分运用相关的财政政策和货币政策积极主动干预国民经济，进行有效的宏观调控，使有效总需求保持在与总供给相适应的步伐之上。他特别强调，评价一个政府工作好坏的标准不应该是有无财政赤字，而应该是一个社会的经济增长和充分就业。当社会有效需求不足时，政府应该主动扩大消费支出以使经济走出困境、推动经济发展。这不仅在宏观经济理论上作出了极大创新，而且在西方国家应对20世纪30年代经济大萧条的实践中也取得了良好效果。
索洛（1956）在修正“哈罗德—多马模型”的生产技术假设的基础上，运用资本和劳动可替代的“柯布—道格拉斯生产函数”，建立起新古典经济增长模型，从而解决了“哈罗德—多马模型”中经济增长率与人口增长率不能自发相等的问题。在这一经济增长模型中，他把经济的增长主要归因于资本积累的结果：资本由投资而来，而投资则主要来自于居民储蓄，居民储蓄和居民消费是呈反向变化关系的两个变量。由此来看，投资才是经济增长的决定性因素，而消费则会降低居民的储蓄率，从而减少社会投资会阻碍经济的快速发展。
罗斯托（1960）在其《经济成长阶段》中，根据现代西方发达国家的经济发展史，将经济社会的发展过程分为6个阶段。他解释说，在传统社会阶段，社会生产完全是围绕生存而展开的经济，而且通常都是封闭或孤立的经济状态；在为起飞创造条件阶段，是社会为摆脱贫穷落后走向繁荣富强的准备阶段，其主要特征是社会开始考虑经济改革的相关问题；在起飞阶段，这一阶段的社会经济必须具备生产性投资率提高、经济中出现一个或者几个具有很高成长率的领先部门、发明和革新变得十分活跃、适宜的政治活动和社会文化风俗环境等四个条件；在向成熟迈进阶段，是一个社会已把现代化的技术有效地应用到了它的大部分产业部门的时期，在这一阶段，国家的产业部门以及出口的产品开始出现多样化，高附加值的出口产业逐渐增多，社会投资的重点从劳动密集型产业逐步转向了资本密集型产业，国民福利、交通和通讯设施得到显著改善，经济增长惠及整个社会；在高额群众消费阶段，指主要的经济部门从制造业转向服务业，奢侈品消费向上攀升，生产者和消费者都开始大量利用并享受高科技带来的各种成果，人们在体闲、教育、保健、国家安全、社会保障等项目上的花费大量增加，而且开始欢迎外国产品的进入；在追求生活质量阶段，虽然罗斯托没有给出追求生活质量阶段的社会一个很清晰的概念，但他认为该阶段的主要目标是提高居民的生活质量，随着这一阶段的到来，一些长期困扰社会的老大难问题有望逐步得到解决。从罗斯托的经济发展阶段理论容易看出，在经济发展的每一阶段，生产是前提，消费是目的，经济越往高级阶段发展就越需要消费来拉动并改变产业部门结构，从而推动经济向更高阶段迈进。
二、国内对消费需求与经济增长之间的关系研究
刘迎秋（2002）在《次高增长阶段的中国经济》一书中强调，从经济动力学的角度讲，消费是生产的目的，是市场存在的根据，是经济增长的原动力。他指出，消费增长与经济增长之间存在着特定的对应关系。
武少俊（2003）在《强化消费需求启动措施，保证经济持续快速增长》中指出，消费需求是国民经济发展的原动力。国内消费需求的不足，已成为妨碍我国经济持续快速发展的主要矛盾。全面清理制约消费增长的体制和政策障碍，强化消费需求的启动力度应当是政府宏观调控的首要任务。应当把启动中低收入阶层的消费作为突破口，事半功倍；改善公众预期，增强消费者信心；支持农村发展，开拓农村消费市场；积极而谨慎地发展消费信贷；培养消费热点，加快消费结构升级换代的进程。
王青（2004）在《消费需求与经济增长》中强调，随着中国市场化进程的不断加快，经济运行已从生产主导型转变为消费主导型。市场化程度越高，需求特别是消费需求对经济增长的牵动作用就越大。
洪银兴（2005）在《发展经济学与中国经济发展》（第二版）中指出，人民的消费水平不只是受制于生产，还对生产起拉动作用。经济增长不仅靠投资需求拉动，还靠消费需求拉动。提高人民消费水平本身也是对经济增长的拉动，由消费需求拉动的经济增长由于有市场保证因而是可靠的经济增长。
邹红、喻开志（2007）在《消费需求拉动；基于中国经济增长的反思与启示》中指出，近几十年来，我们对消费需求增长的内在动力缺乏引导以及制度变迁中的复合因素难以治理，引起了居民消费率呈现下降趋势，进而居民消费需求对经济增长拉动乏力。
刘杉（2008）在《我国消费需求对经济增长的贡献分析》中论述到，当前中国消费率处于低水平并且还有持续降低的趋势，这是制约我国经济发展、扩大内需、保持经济又好又快增长的重要障碍，提出了如何提高消费需求对经济增长的贡献的建议。
金克琴（2009）在分析我国1978—2007年居民消费支出和国内生产总值的关系时，运用协整理论进行检验分析后指出，我国国内生产总值和居民消费支出之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用，刺激消费特别是占总消费比重较大的居民消费是拉动经济增长的最有效手段。他们建议，应转变一直以来以投资拉动为主的经济增长方式，采取有效措施提高居民消费率，以实现居民消费支出增加与经济增长相互促进的良性循环。
袁建文（2011）从投入产出分析方法出发，通过构建最终需求与经济增长之间的关系模型，对消费需求与经济增长的关系进行理论研究。用沈阳市2002年、2007年的投入产出表为数据来源作实证分析后，得出：消费需求在总量、速度和效率上都远比投资需求对经济增长的贡献大。
孙海涛（2012）基于计量经济学的基本理论，依据消费需求与经济增长之间的辩证关系，选用1978年以来我国经济发展和消费需求的32年数据，使用不同的计量经济方法，从经济增长的因素分析、经济增长对消费需求的影响和消费需求对经济增长的影响三个方面验证了消费需求与经济增长之间的数量关系和相互影响作用，同时利用格兰杰因果关系检验的方法确认了消费需求与经济增长之间互为因果的影响关系。数量关系的确立，为探求两者之间的变化趋势，进行科学决策提供了数量依据。
三、简要述评
就笔者所掌握的资料来看，国内的研究有以下特点：第一，消费与增长无关或者起反向作用：消费不会促进经济增长；消费少，经济增长反而快。第二，消费对增长具有拉动作用：消费促进经济增长。第三，消费与增长的关系具有阶段性特征：消费与经济增长是一种动态的阶段性相互推进关系。第四，消费与增长的一些实证研究：消费与增长具有一定规律性。
虽然已有的研究成果对我国消费与经济增长的关系做了分析，但他们有的并没有充分结合当代中国的实际，没有考虑中国制度的变革等问题，尤其是在国际金融危机的大背景下，而这些因素恰恰是我国居民生活消费的背景，城乡居民的消费离不开这些因素的影响。
（注：沈阳市社科联2013年度民生课题“居民消费需求对沈阳经济增长贡献实证分析及扩大内需的对策研究”（立项编号：sysk2013-07-20）研究成果。）
【参考文献】
[1]马克思著，曾令先、卞彬、金永译：资本论[m].北京：人民日报出版社，2006.
[2]凯恩斯著，高鸿业译：就业、利息与货币通论[m].上海：商务印书馆，2005.
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[5]刘迎秋：次高增长阶段的中国经济[m].北京：中国社会科学出版社，2002.
[6]王青：消费需求与经济增长[J].江西社会科学，2004（8）.
消费与经济的关系篇6
（安徽财经大学统计与应用数学学院，安徽蚌埠233030）
摘要：随着全国经济的快速发展，作为国家经济生力军的安徽省经济也在逐渐增长.近些年来安徽省经济发展，人民的生活水平提高，居民消费水平也显著上升.本文运用统计计量经济的相关理论对安徽省的居民消费和经济增长进行实证研究，发现二者之间存在长期的均衡关系，并对偏离均衡关系进行了误差修正.最后根据实证的结果和均衡关系提出安徽省应该首先增加农村居民消费，再次是增加中等居民的收入水平，提高居民消费，最后还要改善居民消费环境，进而推动安徽经济快速增长.
关键词：安徽省；居民消费；经济增长；实证分析
中图分类号：F127文献标识码：a文章编号：1673-260X（2015）02-0138-04
1引言
改革开放以来，我国经济增长的不平衡是众所周知的一个问题，其一个表现就是经济增长过分依赖投资和净出口，以至于在GDp中消费所占的比重逐年下滑，从而对经济的健康发展产生不利的影响.安徽省是我国华东的一个主要省份，所以在安徽省也存在着经济增长过分依赖投资和净出口的现象.消费是人类在社会生活中一个重要的行为表现，无论任何社会都离不开消费.消费对经济增长的拉动作用不仅直接而且效果也十分显著，在我国的总消费中居民消费占比高于70%，因此消费对经济增长的影响也就主要以居民消费对经济增长的影响的形式表现出来.1981年，我国居民消费率最高时曾达到52.5%.从1990年以后，由于投资和净出口比重的逐渐增加，我国居民消费率一直表现为下降趋势，从1991年的47.5%降至2004年的41.5%，进入到二十一世纪后我国消费率不断下滑.而世界各国居民消费率大多达到60%以上，高于我国消费率20多个百分点.我国消费率的偏低会导致投资增长的减少.随着GDp中消费所占比重的逐渐减少，我国政府开始关注到消费的重要，希望通过拉动社会消费需求，进而推动经济增长.党的十七大报告中提出：“坚持扩大国内需求特别是消费需求的方针，促进经济增长由主要依靠投资和出口拉动向依靠消费、投资和出口协调拉动转变”.本文以安徽省为例，利用计量经济的理论通过对安徽居民消费与经济增长之间关系的实证分析，为安徽省制定提高居民消费需求，进而推动安徽经济增长提供理论基础.
2相关理论
2.1凯恩斯的消费函数理论
凯恩斯在《就业、利息和货币通论》（1936）一书中提出：总消费是总收入的函数.这一思想用线性函数形式表示为：
ct=a+b*Yt(1)
式中ct表示总消费,Yt表示总收人,下标t表示时期；a、b为参数.参数b称为边际消费倾向,其值介于0与1之间.(l)式反映了消费随收人增加而增加的倾向.凯恩斯以收入来解释消费的理论被称为绝对收入假说.由于总支出e分为消费和投资两部分.即:
e=c+i(2)
总收人等于总支出：Y=e
联合方程式(1)、(2)可得:
由于0
Y=C+G+i+X-m(4)
在(4)式中，由于G是政府支出，在国民收入中基本稳定，由数据上可以看出国民收人Y受到C、i、X、m(投资、消费、进出口)的影响，进而说明GDp和消费是相互影响的.
2.2协整理论
协整理论是2003年诺贝尔经济学奖得主恩格尔(RF.engle)和格兰杰(Cw.J.Granger)在1978年首先提出来的.所谓协整是指对于两个或几个非平稳的变量序列，若它们的线性组合序列呈平稳性，则称这几个变量序列间存在协整关系，而当变量为协整时，两个变量虽然具有长期波动规律，但两个变量之间还存在着一个长期稳定的比例关系.反之，如果两个变量具有长期波动规律，且并非协整的，则它们之间就不存在一个长期稳定的关系.只有当单整变量的阶数相同时变量才可能是协整.而建立误差修正模型的前提就是变量必须是协整的.协整检验论证了变量之间是否存在长期的均衡关系，而现实中各经济变量之间大多存在着很多复杂的关系，所以只用协整检验不能完全反应变量之间的关系，因此是否存在因果关系还需要进一步进行因果关系检验，所以本文选择用格兰杰因果检验来判断GDp与居民消费之间是否存在因果关系.本文选取1993-2012年的安徽省时间序列数据，利用协整理论来实证研究安徽省居民消费与经济增长在经济运行当中的长期均衡关系和短期动态变化，从而得出安徽省居民消费对经济增长具有影响作用的结论.
3样本数据和计量分析
3.1数据的选取与处理
本文选取安徽省地区生产总值(GDp，被解释变量)与安徽省居民消费支出(CS，解释变量)两个经济时间序列变量建立模型，样本区间为1993-2012年数据.先对经济变量GDp、CS取对数，用LnGDp、LnCS表示，利用eviews6.0来分析安徽省居民消费与经济增长之间的关系.
3.2简单模型的回归分析
建立简单的宏观经济计量模型:
Yt=a+b*CSt(5)
其中，用CSt代表当期安徽省居民消费支出，用Yt代表安徽省当期GDp.首先对经济变量GDp和安徽居民消费支出CS的对数LnGDp，LnCS进行相关性检验，以确定它们之间是否存在某种联系.根据表1利用eviews6.0.得出如下结果(见表2)：
由表2可看到，安徽省GDp和居民消费之间的相关性达到0.995，这说明二者具有非常强的相关性.为了检验二者之间的其他关系，对它们进行回归分析，得到的变量的回归方程为：
LnGDp=-0.242466+1.130866LnCS
R2=0.990659Dw=0.54879F=1908.996(6)
从上述结果可以看出，方程的拟合度比较好.从图1我们能够看到方程的拟合情况，这说明解释变量(居民消费支出)能很好地线性表示被解释变量(GDp).而且方程整体的显著性检验以及系数的t检验均通过.但是我们并不能就此认为此方程可以解释两个变量之间的关系，因为我们并没有检验时间序列的平稳性，假如时间序列非平稳，那么，我们前面所做的工作将毫无意义，方程存在虚假回归的可能，所以本文再利用协整检验加以验证.
3.3协整检验及误差修正模型
由于时间序列数据一般都是非平稳的，采用单方程模型很可能出现“虚假回归”现象，为了避免这种情况发生，我们采用协整检验的方法，克服虚假回归现象从而找到非平稳经济变量之间的真实稳定关系.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，一定程度上可以消除时间序列中存在的异方差现象.数据来自表1，数据处理都是使用eview6.0来完成.
1.单位根检验(aDF)
在对变量进行协整检验之前必须对分析中所涉及的时间序列进行平稳性检验，单位根检验判别单整的常用方法是DF(迪克逊)检验和aDF(修正迪克逊)检验，由于大部分数据可能存在高度的自相关，因此选择aDF单位根检验方法.
其中，DLnGDp、DLnCS分别表示GDp和CS的一阶差分.由上表可得，LnGDp和LnCS序列均为非平稳的，经过一次差分后变为平稳序列，即说明LnGDp和LnCS均为i(1)序列，说明GDp和CS之间可能存在长期的均衡关系.
2.协整关系检验
为了检验居民消费CS与GDp是否具有协整关系，本文采用engle一Grange法：协整检验对方程(6)的残差进行平稳性检验，简称eG检验法，得到如下结果：得知残差序列在1%的显著水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结果，因此可确定残差是平稳序列.说明两变量LnGDp和LnCS之间存在协整关系，即两变量之间存在长期均衡关系.
3.格兰杰因果关系检验
上面的协整检验结果告诉我们居民消费CS与GDp之间存在长期的均衡关系，但它们之间是否存在着因果关系，即是由居民消费的增加带来经济的增长，还是经济增长带来居民消费的增加需要进一步验证.使用表1的数据，对其进行Granger因果关系检验，结果如表5所示.
通过上述结果可看出,在滞后期为2年时，在显著性水平为5%的水平下拒绝原假设LnGDp不是LnCS的格兰杰原因，经济增长是居民消费增长的原因.而当滞后期为2年时，在显著性水平为5%的水平下接受原假设LnCS不是LnGDp的格兰杰原因，这说明此时居民消费的增长不是经济增长的原因.由以上的结果可以看出，经济增长可以导致居民消费的增加，但是在滞后期较短时，居民消费的增加不一定会导致经济增长.
4.误差修正模型
从前面的检验可知残差序列是平稳的序列，代表安徽省经济增长的LnGDp与居民消费LnCS之间存在长期的均衡关系，因此，可以建立关于两者的误差修正模型.结果如下：
ecmt-1=LnGDp+0.242466058908
-1.13086605868LnCS(7)
由于LnGDp和LnCS都是一阶单整的，所以DLnGDp、DLnCS是零阶单整的，同时ecmt-1也是零阶单整的，故我们可以对DLnGDp、DLnCS、ecmt-1进行oLS回归，但考虑到?着t可能存在自相关，所以我们分别引入DLnGDp、DLnCS的滞后三期的值，可以得到：
DLnGDp=C(1)+C(2)×DLnCS+C(3)×DLnCSt-1
+C(4)×DLnCSt-2+C(5)×DLnCSt-3
+C(6)×DLnGDpCSt-1+C(7)×DLnGDpCSt-2
+C(8)×DLnGDpCSt-3+?琢ecmt-1+?着t(8)
在eviews6.0中运用逐步回归法，提出不显著的滞后期变量，其结果如下：
DLnGDp=0.092948+0.655262DLnCS
-0.300088DLnGDp(-1)+0.109953DLnCS(-1)
+0.620748ecmt-1(9)
方程的回归系数通过了显著性检验，误差修正的系数为正，符合正向修正机制.上面的误差修正模型中，差分项反映了安徽省居民消费短期经济波动对经济增长的影响.而由方程可知，不仅当期居民消费对经济增长有影响，上期的居民消费和经济增长均对当前的经济增长有影响.短期居民消费变化1%，引起国内生产总值变化65.52%；误差修正项ecmt-1的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整强度.从系数估计值0.620748来看，当经济波动偏离长期均衡时，0.620748的调整强度将非均衡状态拉回到均衡状态.以上说明其他因素对当期的GDp具有一定影响.
4结论和政策意见
由前面的实证可以看出，安徽省经济增长与其居民消费水平两者之间存在着长期稳定的均衡关系.因此，安徽省在制定经济发展政策时，应该意识到它们之间的关系，尽可能的从提高居民消费水平的角度去推进经济增长，而不是仅依靠投资和进出口来拉动经济增长，唯有这样，安徽省的国民经济才会健康稳定地发展.
由上面的检验及实证分析可以对安徽省的经济发展提出以下意见：
4.1增加居民消费水平推动经济增长尤其是以增加农村居民消费水平为主
由于目前我国的经济增长过分依赖于投资推动，应该增加居民消费对经济增长的拉动，安徽省的居民消费也不例外，这其中居民消费包括城镇居民消费和农村居民消费，所以增加居民消费就要增加城镇居民消费和农村居民消费，而我省农村居民是其中的主要部分，又加上农村居民的消费观念还是比城镇居民落后，所以应着力推动农村居民消费的增长.
4.2增加居民消费水平推动经济增长要尽可能提高低收入者收入和中等收入者占比
我省部分地方的居民消费观念落后，所以要改变居民以储蓄为主的消费观念.同时我省农村居民是主体，而他们的收入水平偏低，大多为低收入者，所以要提高安徽省的中等收入者的比重.要促进居民消费水平的上升，应该大力提高安徽中等收入者占总消费者的比例，因为中等收入人群是安徽消费主体里的中坚力量，中等收入人群不仅具有较高的消费倾向并且消费层析也高于低收入人群.因此提高中等收入者的比重对于改善安徽省消费水平具有积极意义.
4.3增加居民消费水平推动经济增长要为居民提供一个良好的消费环境
消费环境包括软环境和硬环境，为居民营造一个良好的环境要从这两方面入手.其中软环境包括消费者的权益和信贷环境.而硬环境也就是居民消费的硬件设施，例如消费的店铺商城.
参考文献：
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〔3〕刘莹血.四川省居民消费对经济增长影响实证分析[D].成都：西南财经大学，2013.
〔4〕王鹏.山东农村居民收入与消费的协整分析[J].东方企业文化,2011(6):210.
关键词：能源消费；经济增长；能源消费弹性系数；湖北省
中图分类号：F592文献标识码：a
文章编号：1005-913X（2012）09-0034-02
ananalysisontheRelationshipBetweeneenergyConsumptionandeconomyGrowthinHubeiprovice
LUFang
（CollegeofLiteratureLaw&economicsofwuhanUniversityofScience&technology，wuhanHubei，430065）
abstract：energyisanimportantmaterialbasisforeconomicandsocialdevelopment，anditiscloselyrelatedtoeconomicdevelopment.Firstly，theauthoranalyzesthestatusandcharacteristicsoftheenergyconsumptioninHubeiprovince，andthentheauthorteststherelationshipbetweenenergyconsumptionandeconomicgrowthusingannualdatafrom1980-2010inHubeiprovince.theresultsshowthatthereislong-termstablerelationshipbetweenenergyconsumptionandeconomicgrowthinHubeiprovince，butthereisnoGrangercausalityrelationshipbetweenthem.ByestimatingtheenergyconsumptionelasticityinHubeiprovince，theauthorfoundthattheenergyconsumptionelasticitycoefficientishighandenergyefficiencyneedtobeimproved.
Keywords：energyconsumption；economicdevelopment；energyconsumptionelasticitycoefficient；Hubeiprovince
能源是人类生存和社会生产活动的物质基础，任何一个国家或地区的社会经济发展及人民生活水平的提高，都需要能源作为支撑。大多数国家的发展实践证明，一国或地区的经济增长，特别是处于工业化发展阶段的国家或地区的经济增长多以能源大量消耗为前提，中国也不例外。从改革开放开始，我国就进入了从农业化向工业化转型的历史时期，进入21世纪后，我国工业化水平进一步提高，对能源的需要和消费也在进一步增加。早在2002年，我国能源消费已位列全球第二，仅次于美国。根据中国能源研究公布的数据，2010年我国一次能源消费量为32.5亿吨标准煤，同比增长了6%，已成为全球第一能源消费大国。与此同时，尽管2010年度能耗强度比上一年进一步降低，单位产值能源消费量下降4%，但我国能源消费强度仍偏高，是美国的3倍、日本的5倍。随着经济的持续高速增长，能源日益成为我国经济增长的制约因素之一。从世界经济发展的长期趋势来看，我国不可能继续走“高能源消耗以支持高经济增长”的发展道路，提高能源利用效率，降低能源消费强度势在必行。
从20世纪70年代开始，能源消费与经济增长的关系逐渐成为经济界研究的热点问题。现阶段湖北省能源消费数量攀升，能源利用率却不高。本文在搜集整理大量相关数据的基础上，利用图形、表格以及计量经济学方法对此进行实证研究。
一、湖北省能源消费的现状和特点
（一）从能源消费总量来看，湖北省能源消费加速增长，在全国能源消费中的比重有所增加
根据能够查到的数据可知，湖北省1980年的能源消费总量2010.66万吨标准煤（当量值，下同），到1990年消费总量达到4002.39万吨标准煤，年平均增长速度达到7.19%；2000年的能源消费总量达到6156.28万吨标准煤，是1990年消费量的1.5倍，年均增长速度4.46%。进入21世纪后，能源消费总量加速增长，2010年湖北省能源消费总量达到15137.6万吨标准煤，10年的年均增速为9.6%。从时间上来看，湖北能源消费除1990年略有下降，1998年受经济危机的影响有所下降外，基本保持一种不断上升的趋势。在2000年之前，湖北省在全国能源消费总量中所占比重始终保持在4%左右。从2000年开始，这个比重在缓慢增加，到2010年该比重已上升到4.66%。
（二）从能源消费的产业构成来看，第二产业始终是全省能源消费的主体，但第三产业能源消费迅速增长
1990年湖北一、二、三次产业和居民生活能源终端消费量占全社会能源终端消费量的比重分别为5.3%、7.4%、9.3%和10.0%。其中第二产业的能源消费比重最大，超过3/4。此后第二产业在能源消费中的比重缓慢下降，到2009年首次降到70%以下。而与此同时，第三产业能源消费的比重稳步提高，从2005年的13.2%上升到2010年的17%。这说明湖北省仍是以工业为主，但第三产业快速发展。
（三）从能源消费的品种结构来看，煤炭仍然是该省能源消费的主体，新能源发展不够
煤炭消费在湖北省能源消费总量中始终占据主要地位，从2000年以来所占比重始终保持在70%以上。相比之下，湖北省新能源和可再生能源的开发利用严重滞后。风电刚刚起步，太阳能光热开发利用潜力大，但尚未进行大规模利用。生物质能仍在试点，尚未有效利用，核电还是空白。
（四）从能源自给率来看，湖北省能源的对外依存度较高，能源自给率较低
从指标上来看，能源自给率等于一国或一地区给定年度的能源生产总量与当年的能源消费总量之比。在湖北省，“缺煤、少油、乏气、多水”是该省能源的基本现状。从2005年到2010年，湖北省能源自给率分别为43.3%、34.7%、33.9%、41.5%、36.6%、35.2%。这种现象的存在，一方面是由于本省的能源资源存量较为匮乏；另一方面是由于“十一五”期间湖北省经济快速增长，对能源的需求量大幅提高。
（五）从能源强度来看，湖北省能源强度仍然较高
能源强度是指能源利用与经济或物力产出之比。从宏观角度而言，能源强度是一国或地区一次能源使用总量或最终能源使用与国内生产总值（GDp）之比，也称单位GDp能耗。该指标反映了经济对能源的依赖程度，反映了一国或地区综合能源利用效率。2006年，国家统计局《国家统计局关于建立单位GDp能耗等相关指标报送制度和修订能源统计报表的通知》，使单位GDp能耗成为各级政府部门的考核指标之一，该指标也成为备受关注的经济社会发展指标。针对这一形势，湖北省相应出台了《湖北省能源发展“十一五”规划》。“十五”时期，湖北全省万元GDp能耗下降14.7%，由2000年的1.77吨标准煤下降到2005年的1.51吨标准煤，年节能率达到3.13%，节约和少用能源800多万吨标准煤。（湖北省能源发展“十一五”规划）“十一五”期间，湖北省万元GDp能耗逐年下降，从2006年的1.45吨标准煤下降到2010年的0.95吨标准煤，累计下降幅度达到34.5%，圆满完成了国家“十一五”规划提出的下降20%的任务。
二、湖北省能源消费与经济增长的实证分析
（一）能源消费与经济增长的因果分析
本文将利用时间序列动态均衡关系的协整分析，对湖北省能源消费总量与经济增长之间的关系进行定量的实证研究。
在协整分析中，数据的选取和处理对于分析结果的科学性具有重要的意义。本文选取1980～2010年湖北能源消费总量（eC）与地区生产总值（GDp）数据作为样本数据。其中，能源消费总量采用当量值计算，单位为万吨标准煤；为了消除价格因素对经济增长实际水平的影响，地区生产总值（GDp）按1980年不变进行了换算，计量单位为亿元。
在进行协整分析之前，一般要先进行变量的单位根检验，只有同阶单整的变量之间才可能协整。检验时间序列平稳型的方法有多种，本文选用pp法对变量进行平稳性检验。利用eviews软件进行操作，结果发现虽然时间序列变量eC和GDp是非平稳的，但其二阶差分变量是平稳序列，满足协整关系检验的前提条件，因此可以进一步对其二阶差分变量之间的协整进行检验。检验结果见表1，表2。
因此湖北省能源消费总量和经济增长存在一种长期均衡，其均衡方程为：
GDp=-1636.91001979+0.559674770859*eC
协整检验结果表明：湖北省能源消费总量和经济增长之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系还需要进一步检验。本文采用Granger（1969）提出的因果关系检验方法对这一问题进行分析，结果如下（见表3）。
上图结果显示，1980年到2010年湖北省的能源消费总量与经济增长之间不存在因果关系，即GDp不是能源消费增长的Granger原因，能源消费也不是GDp增长的Granger原因。
（二）能源消费弹性系数分析
能源消费弹性系数等于能源消费量年平均增长速度与国民经济年平均增长速度之比。该系数从另一个方面反映能源与经济增长的相互关系。计算与分析能源消费弹性系数的目的，主要为了研究国民经济发展与能源消费间的关系，预测今后能源消费与国民经济的增长速度。该弹性系数越小，说明在产出增长一定的前提下消耗的能源越少，能源效率越高。湖北省从1981年到2009年的能源消费弹性系数详见图1。
从1981年到1990年的10年间，湖北省能源消费弹性系数一直维持在较高水平，其中有5年的系数大于1，平均系数0.85。从1991年到2000年这十年间，能源消费弹性系数都没有超过1，平均系数只有0.51，其中1998年由于全球经济危机的影响，湖北省改年的能源消费量有所下降，导致弹性系数为-0.08。从2001年到2009年这9年间，有3年的消费弹性系数超过了1，其中2004年弹性系数为1.75，2005年弹性系数为1.58。这两年正是湖北省经济快速发展的时间，因此对能源的需要量较大，能源消费的弹性系数也较高。从2006年开始，为服从国家“十一五”规划中节能降耗的指标任务，湖北省在发展经济的同时努力降低单位GDp能耗，提高能源利用效率，因此这期间的能源消费弹性系数缓步下降，从2006年的0.76下降到2009年的0.48，节能降耗效果显著。
三、结论与建议
尽管湖北省能源消费与经济增长各自的序列是非稳定的，但就长期来说，它们之间却构成了长期稳定的均衡关系。但能源消费和经济增长之间却不存在因果关系。同时湖北省2000年以后的能源消费弹性系数较高，显示出经济增长对能源的依赖。为此，本文提出以下建议。
一是以开展“两型社会建设”为契机，积极倡导资源节约型社会经济发展模式。推进重化工业集约发展，实现节能降耗；提高高新技术产业的比重，优化工业结构。
二是积极开发新能源。根据湖北省缺煤、少气、无油的能源特点，建议政府整合湖北高校的科研创新能力，加大对新能源的研发投入，减少污染严重的火电项目，不断提高能源的利用效率。
参考文献：
[1]湖北省统计局.湖北统计年鉴（2000）[m].北京：中国统计出版社，2000.
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[4]oh，w·，Lee，K.CausalrelationshipbetweenenergyconsumptionandGDp：thecaseofKorea1970-1999[J].energyeconomics，2004，26（1）：51～59.
【关键词】面板数据检验环境污染能源消费经济增长
一、背景
自工业化以来，大多数国家为了加速经济增长，都大规模开发能源，从而导致能源逐渐缺乏。而如今我国的能源与环境问题尤为突出。所以，研究我国的环境保护、能源消费以及经济增长之间的关系具有理论与现实意义。本文对环境保护、能源消费与经济增长进行综合研究，力图更全面地分析它们之间的关系。本文采用我国各个省份的面板数据，使用面板数据的方法实证分析我国各个地区的环境污染、能源消费以及经济增长的关系。
二、研究方法
本文采取单位根检验以及协整检验的方法来量化能源消费、环境污染与经济增长之间的内在关系。单位根检验主要有ipS检验、pp检验、LLC检验方法以及aDF等。面板数据的协整检验方法包括Kao检验以及pedroni检验，这两种方法检验的原假设均为不存在协整关系。
三、实证分析
（一）指标和数据的选取
经济增长：使用地区生产总值，单位：亿元。
能源消费：由于我国煤炭和石油的供需存在低估的情况，但电力消费数据比较准确。所以此次用来反映经济增长与能源消费之间关系的指标，使用各地区电力消费量，单位：亿千瓦小时。
环境污染：环境污染的评价指标选择工业废水排放量，单位：万吨。
选取2005年至2014年我国30个省（直辖市、自治区）的GDp、工业废水排放量F以及电力消费量e的数据来创建面板数据集。30个省（直辖市，自治区）包括北京、天津、内蒙古、吉林、黑龙江、辽宁、河北、陕西、山东、山西、河南、、甘肃、上海、湖北、江苏、浙江、湖南、广东、安徽、江西、重庆、四川、贵州、云南、青海、福建、海南、广西、宁夏、新疆，因为数据包括极端数据所以不考虑。数据来源于国家统计局。首先对变量GDp、F以及e进行了对数变换以消除异方差的影响，记LnGDpit=Ln（GDpit），Lneit=Ln（eit），LnFit=Ln（Fit）。
（二）面板数据的单位根检验
采用ipS检验、LLC检验、Fisher-pp检验以及Fisher-aDF检验来进行单位根检验。由检验结果可得，LnGDpit，Lneit，LnFit在5%的水平下不平稳，经一阶差分后，LnGDpit，Lneit，LnFit的四种检验方法都在5%水平上拒绝原假设，因此我们得出LnGDpit，Lneit，LnFit为一阶单整序列。
（三）面板数据的协整检验
对LnGDpit，Lneit，LnFit的协整关系进行pedroni协整检验和Kao协整检验。面板协整检验结果表明：pp、aDF统计量以及aDF统计量在5%的显著性水平下拒绝了原假设，说明Lneit、LnFit以及LnGDpit之间有着显著的协整关系。
（四）模型检验
（1）固定效应模型的显著性检验。固定效应模型的显著性检验原理是检验固定效应系数ai是否有差别，检验结果表明，p值小于5%，所以拒绝固定效应系数相同的原假设，因此选择固定效应模型更合适。
Hausman检验。Hausman检验的原假设为随机效应模型的系数与固定效应模型的系数没有差别，选择随机效应模型，则接受原假设，否则为固定效应模型。检验结果表明，p值在5%的水平下拒绝原假设，因此选固定效应模型。
（五）模型的估计
用固定效应模型估计模型，结果显示被估计参数全部通过显著性检验，R2值高达0.98，拟合的效果很好，但是Dw值低，为0.33，存在自相关问题。
根据上面的分析我们采用加入aR（1）后的模型估计结果：
LnGDpit=6.469+ai+0.396Lneit+0.113LnFit+0.929aR（1）
模型调整后的R2为0.998，各个系数均通过t检验，aR（1）的回归系数显著不为0，Dw值为2.41，已消除自相关，模型拟合的较好。
通过以上的分析可以得出，GDp与环境污染、能源消费之间有着显著的长期均衡关系，从我国的平均水平来看，能源消费的弹性系数为0.396，即能源供给每增加1%，GDp增长0.396%；环境污染的弹性系数为0.113，表明环境污染每增加1%，GDp增长0.113%，以上说明经济增长与环境污染存在着正向关系，符合我们以环境污染为代价换取经济增长的现实。
关键词：经济增长；能源消费；协整分析
中图分类号：F61 文献标识码：a 文章编号：1000－2731(2011)05－0065－06
据国际能源署2010年7月19日的报告，2009年中国能源消费总量已经略高出美国，居世界第一。中国能源消费问题引起国内外普遍关注。判断中国能源消费总量今后将如何增长是一个非常复杂的难题。无论是短期变化，还是长期趋势都需要考虑国内外多种因素，特别是经济发展态势。本文从定量分析经济增长与能源消费关系入手，通过对经济增长的预测结果间接估计能源消费总量变动趋势。
一、能源需求与经济增长关系的定量分析
从国内外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用GDp数据代表经济发展，用能源消费总量数据代表能源消费，选用经济计量模型展开研究。但由于研究的地区、使用具体方法和数据的范围不同，结果也不尽相同。
从国内看，赵丽霞，魏巍贤将能源引入c－D函数，建立向量自回归模型，得出能源消费与经济增长存在正向的相关关系；黄敏，赫英采用三因素CeS生产函数建立了中国能源消费与经济增长的关系的模型，得出由能源到经济单向因果关系；刘星通过对1985－2003年GDp与能源消费进行格兰杰因果关系的检验，认为经济增长导致能源消费的增加，同时认为中国GDp与能源消费之间存在着协整关系；王海鹏，田澎，靳萍利用1953－2002年的统计数据和状态空间模型对中国能源消费与经济增长关系进行了研究，认为中国能源消费与经济增长之间存在一种随时间不断变化的长期均衡关系即变参数协整关系；赵进文，范继涛应用非线性StR模型分析1953－2005年中国能源消费与经济增长之间内在结构依从关系，认为仅存在着从能源消费到经济增长的单向格兰杰因果关系。
综上，从理论和实证看，能源消费与经济增长的依存关系在中国的具体表结果现还未有一个一致性的结论，还有待使用最新数据展开深入研究。
(一)数据来源与处理
本文的分析数据来源于《中国统计年鉴2009》，其中能源消费总量以万吨标准煤为单位，GDp以亿元为单位。1978－2008年间中国国内物价变化很大，造成名义GDp与实际GDp数值之间出现较大差异。由于能源消费总量是以万吨标准煤为单位，不包含价格变动的影响，因此在研究经济增长与能源消费关系时，应该选取扣除价格变动影响后的实际GDp。实际上国内的大多数同类研究都选用以不变价格计算的实际GDp作为经济发展变量。本文以用1978年不变价格计算的GDp指数和1978年GDp总量3645.217亿元为依据，推算出以1978年不变价格计算的实际GDp，用此实际GDp(下文记为GDp)作为经济发展变量进行实证分析。
由于变量对数的差分近似地等于该变量的变化率，而经济变量的变化率常常是稳定序列，因此适合在经典回归方程中分析。同时，为了减小变量的异方差和便于同其他同类研究成果相比较，本文在具体分析前对GDp和能源消费总量作自然对数变换，并以变换后的时间序列作为分析变量，分别用LnG－Dp和Lnen表示。
(二)简单回归分析
在深入分析中国GDp和能源消费的动态关系之前，首先对两者进行简单相关分析。利用eviews5.0的oLS估计，得到如下结果：
Lnen＝6.499784＋0.536775％LnGDp (1)
(39.55993) (31.41440)
R2＝0.971453 Dw＝0.195600
(1)式中括号内表示系数估计的t统计量，从回归的结果来看，回归方程和系数都表现出高度显著。但Dw值为0.1956，小于dL＝1.36，说明残差序列存在正自相关。利用Vgqaite检验统计量nR2对上述回归结果的残差进行检验，得到nR2＝15.04825，说明在1％的显著性水平下否定原假设，即认为随机项中存在异方差。很明显，用简单线性回归分析不能有效解释能源消费和GDp之间的关系。
(三)协整分析
1.单位根检验平稳性检验是检验时间序列数据的波动是否平稳。分别对变量Lnen、LnGDp的水平值及其一阶差分序列进行aDF检验，检验结果见表1。
从表1可以看出，Lnen和LnGDp的aDF统计量均大于1％－10％水平所有的临界值，无法拒绝原假设，即都为非平稳序列。Linen的一阶差分序列DLnen的aDF统计量在10％的显著性水平下拒绝原假设、LnGDp的一阶差分序列DLnGDp的aDF统计量在1％的显著性水平下拒绝原假设，即可以认为都是平稳序列。因此，检验结果表明Lnen变量和LnGDp变量都是一阶单整序列i(1)。
2.协整检验协整的经济意义在于：两个经济变量，虽然它们各自有各自的长期波动规律，但如果它们是协整的，则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系。如果一组非平稳时间序列不存在协整关系，则根据它们构造出的回归模型就可能是伪回归。
由于Lnen变量和LnGDp变量都是一阶单整序列i(1)，它们之间可能存在协整关系。本文选用eG两步检验法对两者进行分析。
第一步，建立Lnen与LnGDp之间线性回归模型，其结果如下(该模型与方程(1)相同)：
Linent＝6.499784＋0.536775LnGDpt＋μt (2)
第二步，检验残差序列｛μt｝是否为平稳时间序列。利用单位根检验中的aDF进行检验，通过分析发现：滞后阶数为1、不含常数项和截距项的模型最适合；aDF值为－6.3947，在l％的显著性水平下可以认为残差序列｛μt｝是平稳序列。也就是说存在Lnen与LnGDp的平稳线性组合，即能源消费总量和GDp之间存在长期稳定的均衡关系。
3.Granger因果关系检验通过协整检验表明能源消费和经济增长之间存在协整关系。但是，这种长期的均衡关系究竟是能源消耗(Lnen)引起国内生产总值(LnGDp)变动的结果，还是国内生产总值(LnGDp)引起能源消耗(Linen)的结果，需要进行格兰杰因果关系检验。用滞后期为2，对Lnen和LnGDp进行格兰杰因果关系检验，结果见表2。
从表2可以看出，以10％的显著性水平拒绝LnGDp不是Lnen的格兰杰原因，不能拒绝Lnen不是LnGDp的格兰杰原因。此时，本文得出由LnGDp到Lnen的单向因果关系，也就是说GDp的增长是引起能源消费总量增加的原因。
4.误差修正模型
误差修正模型的基本思路是，若变量间存在协整关系，即表明这些变量存在着长期稳定的关系，而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。
建立误差修正模型一般分为两步，分别建立区分数据长期特征和短期特征的计量经济模型，即建立长期关系模型和建立短期动态关系(误差修正方程)。
由协整关系检验知，能源消费(Lnen)和经济发展(LnGDp)之间存在协整关系。虽然调整后的R2很高，回归系数也显著，但残差序列还存在自相关，同时也存在异方差。因此，需要重新对Lnen和LnGDp进行回归分析，并加入滞后变量，进而建立单方程误差修正模型。
(1)一阶误差修正模型
首先在模型(2)中加入一阶滞后变量Lnent－1和LnGDpt－1。后，构成一阶误差修正模型；其次应用oLS方法估计模型参数。具体方程为：Lnent－1＝0.081468＋0.965481Lnent－1＋0.729333LnGDpt－o.697362LnGDpt－1＋μt－1。 (3)
(3)中，除常数项0.081468外，其他估计量都通过了t检验，同时模型整体也显著。但Dw值为0.714803，偏离数值2的程度较大，说明存在一定程度正自相关。显然，模型(3)依然没有解决时间序列的自回归问题。
(2)二阶误差修正模型
在一阶误差修正模型(3)中加入二阶滞后变量Lnent－2：和LnGDpt－2应用oLS估计模型参数，得到方程的具体形式为：
Lnent＝1.095＋1.608048Lnent－1－0.780593Lnent－2＋0.603989LnGDpt－0.850767LnGDpt－1＋o.340720LnGDpt－2＋μt (4)
从结果可以看出，除了LnGDp的二阶滞后项外，该方程各个系数都通过t检验，方程整体效果也显著。此时Dw值为1.839648，在2附近(dL＝1.65，dU＝1.84)，说明不存在自相关。对残差序列｛μt｝进行检验，也发现其是白噪声序列。因此，模型(4)比较合理的反映了能源消费与GDp之间的关系，也是下文进行能源消费总量预测的依据。
如果对模型(4)进行适当的恒等变形，可得二阶滞后项误差修正模型的一般形式：
Lnent＝0.781Lnent－1＋0.604LnGDpt－0.34LnGDpt－1－0.173(Lnent－1－6.351－0.544LnGDpt－1)＋μt (5)
(5)中的－0.1725(Lnent－1，－6.3512－0.544LnGDpt－1)项称为误差修正项，通常记为ecmt－1。从(5)式可以看到，若t－1时刻Lnen大于其长期均衡解6.351－0.544LnGDp，ecm为正，aLnent将减小；若t－1时刻Lnen小于其长期均衡解6.351－0.544LnGDp，ecm为负，aLnent将增大。这符合反向修正机制，体现了长期非均衡误差对Lnent的控制。
从线性模型(2)可以看出Lnen对LnGDp的长期弹性系数为0.536775，从二阶误差修正模型(4)可以看出Lnen对LnGDp的短期弹性系数为o.603989，因此，本文认为GDp增长对能源消费总量增长的影响程度短期要大于长期，用模型(4)进行预测能够最大限度的使用短期信息进行不断调整，进而得到长期预测的结果。要实现通过模型(4)进行能源消费总量的预测，需对中国经济增长进行评价与预测分析。
二、中国经济增长的宏观趋势分析
从理论和实证分析看，对经济增长短期预测虽然在理论依据和数量分析方法上具有较强的基础，但由于社会经济发展的不确定性，使得各国不断调整其对世界和本国的经济增长预测值。然而，由于国民经济发展的客观性和人类对经济增长的不懈追求，长期经济增长预测具有一定的可行性和稳定性。遗憾的是，对经济长期增长在理论和数量分析上都有待进一步探讨。
（一)改革开放以来中国的经济增长回顾
从1949年到2009年，中国经济发生了翻天覆地的变化，创造了中国经济腾飞的奇迹。根据《中国统计年鉴(2000年)》，以当年价格计算的国内生产总值由1952年的679亿元增长到1978年的3624.1亿元，年均增长率为14.74％。根据《中国统计年鉴(2009年)》，以当年价格计算的国内生产总值由1978年的3645.2亿元增长到2008年的300670亿元，年均增长率为15.84％。
从1978－2008年名义C－Dp的变动趋势看，30年中中国经济增长可以分为三个阶段：1978－1991年，GDp年增长率为14.74％；1991－1999年，GDp年增长率为19.3％；1999－－2008年，GDp年增长率为14.38％。第一个阶段是改革开放初期，以家庭联产承包责任制确立为代表的农业改革取得了巨大成功，对外开放取得了一定效果，经济发展进入了快车道；第二个阶，社会主义市场经济体制改革目标确立，建立现代企业制度和进行分税制改革促进了经济快速发展；第三个阶段国家先后提出了“西部大开发”“振兴东北老工业基地”“加快发展中部地区”等战略措施，经济保持了较快的发展速度。
(二)对中国经济增长的预期
中国经济在改革开放30年来保持了年均增长率9.63％以上的实践以及保持年增长率相对稳定的特点，预示着其“高增长”阶段还能够持续相当长的一段时间。
从短期看，2009年，中国政府积极的财政政策和适度宽松货币政策取得初步效果，避免了“大萧条”式衰退的发生，全年经济增长8.7％，2010年有望达到9.17％增长率。从较长期看，由于具有长期持续增长的动力、空间、环境和条件，中国经济仍将在未来10到20年内维持8％左右的“高速增长”。支持中国经济未来增长的主要动力表现为以下几方面：
1.人力资源的优势
中国是一个人口大国，同时也是劳动力人口比例居世界前列的国家。经过30年来人口与计划生育工作努力以及稳定低生育
工作的不断深入，目前正处在劳动力丰富、抚养负担低、储蓄率高的“人口红利期”，根据目前的年龄结构推算，中国“人口红利期”还将持续25年左右，这就为今后一段时期内经济持续发展提供了重要保障。2010年7月的《国家中长期教育改革和发展规划纲要2010－2020》，提出高等教育毛入学率由2009年的24.2％达到2020年的40％，这必将对中国人口素质、特别是劳动力人口素质的提高起到积极的推动，中国人力资源一定会得到有效改善，并成为经济持续发展的动力。从人均劳动报酬来看，我国仍处于劳动力报酬相对偏低的国家行列，虽然其产业工人的成本高于越南、印度等亚洲国家，但仍远低于美国、日本和西方发达国家，这也是经济高速发展的重要前提。
2.城镇化步伐的加快2009年中国城镇人口比率达46.6％，而发达国家城市化率一般已接近或高于80％，人均收入与中国相近的马来西亚、菲律宾等周边国家，城市化率也达60％以上。在城市化发展中，人们普遍认为城市化进程服从“s”型曲线发展。中国的城镇化进程虽然很快，但由于正处在发展速度最快的时期，在未来一段时间内必将加快发展速度。随着城镇化步伐的加快，对基础设施领域的投资需求会大量增加，必将带动中国经济的长期高速增长。
3.国内需求增加在前30年中国经济的发展主要依赖国际市场推动，未来的20年内，继续推动中国经济增长的主要动力将来自国内市场的巨大需求。国际经验表明，大国经济增长主要靠内需支撑。目前，中国经济正在转向国内需求拉动。2008年，美国、印度内需占总需求的比重分别为92％、88％。而同年中国这一比重仅为72.8％％，发展空间和潜力巨大。当前，中国总体上还处在一个生存型社会阶段，正在朝着发展型社会转变。中国居民已不只是单纯追求温饱，还在需求的多样性、升级性、公平性和可持续性上提出了更高要求，今后一段时间中国居民需求在数量和质量上都会有极大提升。
4.新兴产业发展与产业升级一国经济增长的长期动力主要来自于具有核心竞争力的产业或产业群。改革开放30年来中国已逐渐成长为世界制造业大国，但大而不强一直是发展中的软肋，缺乏自主创新能力是制约中国产业结构优化升级的重要因素。中国政府提出，到2020年实现进入创新型国家行列的目标，新兴能源产业发展规划正在制定，金融、保险、信息和现代物流等现代服务业正处在培育发展过程中。随着产业的升级和服务业的进一步发展，必将对中国经济的快速发展起到积极的保障。
(三)经济增长的预测
以不变价格计算的国内生产总值(GDp)代表了国民经济的实际发展情况，是对经济增长进行长期预测主要依据。一些经济学家认为实际GDp的时间序列是包含单位根的，而用线形趋势法则无法消除这个影响，所以他们对线性趋势发提出了置疑。但是nelson和plosser认为，实际GDp是一阶差分稳定的，他们特别提出，在研究中应当注意，稳定的、接近于l的自回归根(1argestationaryautoregressiveroots)与单位自回归根(unitautoregressiveroots)事实上是很难区分开来的。
根据线性趋势法基本思想，在一定时期内，实际总产出(GDp)是按照一个稳定的速度增长的，可以用复利增长模型拟合，即
γt＝γo×(1＋r)t (6)
其r表示年增长率，从长期来看r并不是固定不变的，因此，对按年度的预测可以写成
γt＋1＝γt×(1＋rt) (7)
其中(1＋rt)实际上就是t年实际总产出的指数。
本文对经济增长的预测是以从对GDp指数预测展开。首先对GDp指数进行预测；其次，利用公式(7)预测具体的GDp数值。数据来源为2009年中国统计年鉴给出的以不变价格计算的GDp环比指数。
1.对GDp指数的预测图1给出了1978年以来GDp指数变化情况(其中基年GDp＝100)，1978－2008年GDp指数平均值为109.89。如果以109.89为中心，可以看出GDp指数实际上表现为波动的周期性变化，可以分为2阶段，即1978－1991年和1992－2008年，前者表现为波动大，而后者表现为波动缓慢。这样的分段不但符合我国宏观经济发展的实践，同时也与上文对名义GDp变化的分析，以及国内学者对中国经济周期的普遍观点基本吻合。
(1)直接线性拟合
用1978－2008年GDp指数的数据直接进行线性回归拟合，得到方程如下
Rt＝85.494＋0.0122194t (8)
其中Rt为第t年的GDp指数，t为年份。以此公式预测2009－2040年GDp指数，结果记为预测1，详见表3。
(2)间接线性拟合
由于GDp指数波动较大，用线性模型得到的估计方程代表性较差，本文根据统计学中移动平均的思想进行进一步分析。用1978－1991年的GDp指数的平均值代替1985年的GDp指数，用1991－2008年的GDp指数的平均值代替2000年的GDp指数。根据2009年统计公报，2009年GDp增长率为8.7％；同时依据其公布了2009年GDp总量为335353亿元，2008年调整的GDp总量为314045亿元，可以计算出GDp指数为106.785。这样可以用3点进行线性拟合预测。
以108.7％作为2009年GDp指数，可得到三点(1985，109.26)(2000，110.34)(2009，108.7)。用上述三点建立线性方程，结果如下：
Rt＝136.617－0.0136054t (9)
以106.785％作为2009年GDp指数，可得到到三点(1985，109.26)(2000，110.34)(2009.106.785)。用上述三点建立线性方程，具体结果如下：
Rt＝279.135－0.0852551t (10)
上式2式中Rt为第t年的GDp指数，t为年份。分别用公式(9)和(10)预测2009－2040年GDp指数，结果记为预测2和预测3，详见表3。
2.对经济增长的预测利用GDp指数预测结果，以2008年名义GDp300670亿元为出发点，重复运用公式(7)完成名义GDp具体数值的预测，结果见表3。
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：
1.穆罕默德·纳哈万迪安.能源安全关系包容性经济增长.腾讯财经网，2010.1.21
2.赵炜林.中部崛起应构筑立足于工业化和城市化的制度创新体系.中原崛起战略研究.（河南省全面建设小康社会系列丛书）.河南人民出版社，2006.7
3.叔文，丁永霞等.源消耗、包容性经济增长和碳排放之间的关联分析——面板数据的实证研究.中国软科学，2010（5）
4.雪慧，河南省在工业化和城市化进程中的能源需求预测（林伯强教授指导），厦门大学硕士学位论文，2009.4
5.解树江，李雪，栗侨.中国能源经济理论研究的最新进展与评述.经济学动态，2010（10）
6.李艳梅等：中国能源消费增长原因分析与节能途径探讨，中国人口.资源与环境，2008（3）
7.李艳梅.中国城市化进程中的能源需求及保障研究[d].北京：北京交通大学，2007消费与经济的关系篇7
消费与经济的关系篇8
消费与经济的关系篇9
消费与经济的关系篇10