消费与经济增长的关系范文篇1

[关键词]能源消费；经济增长；区域能源供给

[中图分类号]F407[文献标志码]A[DOI]10.3969/j.issn.1009-3729.2015.01.013

能源是人类社会赖以生存和发展不可或缺的物质资源，是关系国家经济命脉的重要战略物资。随着中国经济的快速发展，对能源的需求也不断增长。然而，能源是稀缺的，巨大的能源需求与有限的能源储量之间的矛盾日益成为困扰中国经济发展的一个难题。在2014年第十一届APEC能源部长会议上，与会各国对世界能源形势达成了如下共识：一方面，世界能源需求保持稳定增长态势，亚太地区作为世界能源需求中心的地位更加突出；另一方面，多元化的能源供应和能源技术创新对于维护能源安全和可持续发展至关重要。基于这一共识，会议呼吁：为实现能源和经济可持续发展，各经济体应加强互联互通，节约能源，提高能效；积极探索符合自身情况的能源生产和消费模式，加快实现能源生产和消费方式转型；发展清洁能源，提高公众对绿色低碳能源的科学认识和接受程度，逐步建立绿色、节能和高效的生产方式和生活方式，不断提升居民生活质量。这次会议为世界各国能源生产和消费指明了方向，同时也对包括我国在内的发展中国家的能源利用效率提出了更高要求。为了实现能源的可持续利用和经济的稳定快速发展，有必要深入研究能源消费与经济增长之间的关系。本文拟利用实证的分析方法，基于中国30个省市区的省际面板数据，运用Hausman检验和固定效应模型，对能源消费与经济增长之间的关系进行研究，以期对我国改善能源生产和能源消费提供政策建议。

一、研究现状

1.国外研究现状

国外学者曾对国家层面上的能源消费与经济增长之间的关系进行了实证分析，而针对某一地区的研究文献并不多，并且大多采用的是经典计量经济学理论。对于能源消费与经济增长之间的因果关系和变量间协整关系的研究，始终没有达成一致的结论。例如，Kraft等[1]对1947―1974年美国的国民收入与能源消费之间的关系进行了实证分析，发现二者之间具有单向因果关系；Yu[2]则把上述数据的研究范围扩展到1979年，发现国民收入与能源消费之间不存在因果关系；Glasure等[3]利用E-G两步法对韩国和新加坡的能源消费与收入数据进行检验，发现二者之间不存在协整关系；ShyamalPaula[4]对1950―1996年印度的能源消费与经济增长之间的关系进行了协整分析，结果表明它们之间存在长期均衡关系；Lee[5]以18个发展中国家的相关数据构建了经济、资本、能源之间关系的模型，利用异质面板协整理论进行研究分析，结果表明18个国家的能源消费与经济增长都存在双向因果关系；Narayan[6]利用面板协整的方法，验证了中东地区电力消费与产出之间存在显著的反馈效应；Apergis[7]以15个新兴国家1980―2006年煤炭消费与经济增长的数据为基础，利用面板协整理论进行协整分析，结果显示二者之间具有双向因果关系。

2.国内研究现状

国内学者主要是采用经典计量方法（如协整理论、向量自回归、面板模型理论）和灰色关联分析方法对能源消费与经济增长的关系进行研究。例如，林伯强[8]以协整理论为基础，建立了包括经济增长、电力消费、资本投入和人力资本在内的多变量模型，结果表明它们之间存在长期均衡关系，并且存在从电力消费到经济增长的单向因果关系；吴巧生等[9]利用中、美两国的相关数据，对两国的能源消费与经济增长的协整关系进行了分析，发现两国都存在从能源消费到经济增长的单向因果关系；黄玲[10]从1978―2005年福建省能源消费和经济增长数据出发，通过协整理论、格兰杰因果检验等方法得出两者之间存在协整关系，并且具有能源消费到经济增长的单向因果关系；王火根等[11]在生产函数中考虑了能源这一投入要素，建立了多变量的生产函数模型，在面板模型的基础上对我国30个省市经济增长与能源消费的关系进行了研究，得出我国能源消费是经济增长的单向原因；于全辉等[12]认为中国东部地区能源消费与经济增长之间存在显著的协整关系，而在西部地区这一关系并不显著；张琳等[13]从Cobb-Douglas生产函数出发，对中国中部6省的能源消费与经济增长之间的关系进行了实证研究，发现中部地区经济增长与能源消费、资本存量和劳动力之间存在着长期稳定的均衡关系，能源作为一种必需的生产要素，对实现中部崛起起着十分重要的推动作用；吴玉鸣[14]应用空间面板计量经济模型，分析了中国各省域的能源消费行为、决定因素及其空间溢出效应，指出我国各个省域的能源需求主要由产业结构、经济增长和人口增长等因素决定，价格机制在调控能源需求方面还未能发挥出应有的作用，同时能源利用效率等被忽略的因素对邻近区域的能源消费行为具有很强的溢出效应；刘慧媛[15]利用动态面板估计方法分析了中国能源消费与经济增长的关系，通过使用面板协整分析、误差修正模型及面板格兰杰因果检验对中国省级层面能源消耗与经济增长之间的动态关系进行了研究，结果表明，无论从长期还是从短期来看，能源消耗与经济增长之间互为双向因果关系，能源消耗增加会导致人均GDP增加，同样人均GDP增加也会导致能源消耗增加。

二、实证分析

1.模型设定

本文选取中国30个省市区（不包括港、澳、台，由于数据缺失，故未对进行分析）的GDP、能源消费量、固定资产投资总额（代表资本存量）、劳动力就业人数共783个数据，样本时间区间为1978―2013年。数据来源为历年统计年鉴、Wind数据库、国泰安数据库等。其中，GDP数据为实际GDP，用当期GDP除以当期价格表示；资本存量用固定投资总额表示；劳动力人数用三产就业人数表示。为了更好地了解能源消费对地区经济增长的作用，把全国30个省市区（不包括、港澳台）分成东部、中部和西部三个地区。其中，东部地区包括黑龙江省、吉林省、辽宁省、天津市、河北省、上海市、山东省、江苏省、浙江省、福建省、广东省和海南省；中部地区包括山西省、安徽省、河南省、江西省、湖北省、湖南省；西部地区包括陕西省、内蒙古自治区、新疆维吾尔自治区、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、广西壮族自治区、四川省、重庆市、云南省和贵州省。

通过搜集30个省市区的GDP、能源消费总量、固定资产投资总额、劳动力就业人数，整理得到1978―2013年的省际面板数据；同时为了研究分类能源对经济增长的贡献程度，搜集整理了关于煤炭、电力和石油消费等相关数据（数据年份：1995―2012），结合前面的数据整理得到了1995―2012年关于GDP、煤炭消费量、电力消费量、石油消费量，以及固定资产投资、劳动力就业人数的省际面板数据。

3.实证结果与分析

运用Stata11.0软件，对1978―2013年的省际面板数据进行回归分析，结果见表1。

从表1可知，无论是全国还是东、中、西部地区，经济增长都与能源消费存在显著的正相关关系，能源消费对经济增长具有显著的促进作用。对全国而言，能源消费每增长1%，将带来全国05046%的GDP增长。相对于资本和劳动力而言，能源消费对经济增长的促进作用显得稍弱一些。而对东部地区来说，劳动力对于经济增长的拉动更强一些，这是因为东部地区作为相对发达的地区，其劳动力素质要远高于中部和西部地区，而劳动力数量的增加会极大地促进生产力水平的提高，从而带动经济总量的增加。而对中部地区而言，投资在带动经济增长中起着重要作用。中部地区在我国处于区域发展的中间位置，其发展水平虽低于东部却高于西部，对资本的需求是其经济发展的重要着力点，因而资本总量的增加会极大地促进其经济增长。对西部地区而言，资本和能源消费对经济增长的带动效应要远高于劳动力，这与西部地区的自然资源条件和劳动力素质相对低下有关。总体而言，能源消费在经济增长中起着比较重要的作用，其对经济增长的贡献呈现出东、中、西阶梯式分布特征。

为了进一步分析主要分类能源消费对经济增长

从表2可知，就全国而言，煤炭、石油和电力消费对经济增长的作用都比较显著。在对经济增长的促进作用上，电力消费的影响更大一些。电力消费量平均每增加1%，将带来全国6.110255%的GDP增长；而石油消费量每增加1%，只带来全国1.07822%的GDP增长。

同时还发现，煤炭消费与经济增长呈负相关，这与我国能源消费的构成有关。在我国，煤炭作为最主要的消费能源，其消费量在我国能源消费构成中已占到了70%以上，过去煤炭消费曾在经济增长中扮演重要角色，但近些年来，我国煤炭消费已经达到了一种过度消费的状态，根据边际效用递减规律，煤炭消费将带来环境污染等负面效应，其对经济的促进作用会不断减弱直至为零。

另外我们还发现，对于东部和西部地区来说，煤炭消费对经济增长的作用并不显著。这是因为东部地区经济发达，率先使用清洁能源，高新技术产业深入发展，因而像煤炭这种高污染的能源对其经济增长的作用已不大。同样，西部地区由于地理位置偏远，且煤炭资源主要分布在东中部地区，煤炭运输成本又较高，因此西部地区煤炭消费对其经济发展的作用也不是那么显著。

对于单个能源种类来说，如煤炭，其消费对经济增长的作用程度在全国区域范围内，呈现出东、西、中逐渐递减的特征，这与煤炭的地理分布和各地区的能源结构有关。中部地区煤炭资源丰富，因而效用相对较低，而东部地区由于技术发达，设备先进，因而单位煤炭消费量的增加会带来较高的产出收益。而对于石油和电力来讲，在全国区域范围内，其消费对经济增长的作用程度表现出中部高于东部、东部高于西部的规律。这也在一定程度上反映了中部地区经济发展对电力和石油消费的需求更为迫切。

三、结论与政策建议

本文利用固定效应分析和Hausman检验的方法，通过构建包括GDP、能源、资本和劳动力的四变量面板数据模型，对我国能源消费总量和经济增长之间的关系进行了检验，结果表明：我国能源消费对经济增长具有显著的促进作用，与投资和劳动力一起构成了经济增长的“新三驾马车”。通过建立GDP和分类能源消费与资本、劳动力的计量经济模型，发现电力和石油消费在促进经济增长中的作用比较显著，尤其是电力消费，其单位增长将带来经济总量的大幅增加。对东、中、西部而言，煤炭消费对于经济增长的促进作用呈现出东、西、中逐渐递减的特征，而电力和石油消费对经济增长的作用却呈现出中、东、西逐渐递减的规律。对于煤炭消费而言，由于过度消费和地区产业结构的影响，其对经济增长的促进作用变得并不显著。

这一结论为中国制定合理的能源消费政策与战略提供了科学依据。中国是一个发展中大国，区域资源禀赋存在显著差异，并且区域经济发展不平衡。所以，中国必须协调区域能源消费与经济增长的关系，依据区域经济发展与能源消费的因果关系，制定合理的区域能源消费政策和战略，确保区域能源消费与经济增长之间的关系呈正相关。

为此，首先，要加大对本地区能源资源的开发利用程度，提升各种能源的利用效率，增加区域能源供给，并结合地区经济发展与能源消费的关系，重点开发、利用相关能源，如在全国范围内，大力发展电力基础设施建设，增加对电力行业的投入，这样可以带来较高的经济产出。对中部地区而言，要加大石油与电力消费的投入力度，保障其对经济增长的贡献率。其次，要大力开发替代能源与清洁能源，优化能源消费结构，如要广泛开发太阳能、风能、潮汐能等新能源，降低对煤炭、石油、天然气等传统不可再生能源的依赖，逐步实现经济结构的完美转型。最后，要调整和优化地区产业结构，摒弃以高消耗、高污染为代价的错误发展路径，节能减排，增加对环境保护和治理的投入，真正实现经济的“绿色发展”。

[参考文献]

[1]

KraftJ，KraftA.OntherelationshipbetweenenergyandGNP[J].TheJournalofEnergyandDevelopment，1978（13）：401.

[2]YuEdenSH，BeenKweiHwang.TherelationshipbetweenenergyandGNP：furtherresults[J].EnergyEconomics，1984（3）：168.

[3]GlasureYU，LeeAR.Cointegration，errorcorreetion，andtherelationshipbetweenGDPandeleetrieity：theeaseofSouthKoreaandSingaPore[J].ResourceandEnergyEconomics，1997（20）：17.

[4]Paul，RabindraN，Bhattacharya.CausalityrelationshipbetweenenergyconsumptionandeconomicgrowthinIndia：anoteonconflictingresults[J].EnergyEconomics，2004（26）：977.

[5]LeeCC.EnergyconsumptionandGDPindevelopingcountries：acointegratedpanelanalysis[J].EnergyEconomics，2005（27）：415.

[6]NarayanP，SmythR.Multivariategrangercausalitybetweenelectricityconsumption，exportsandGDP：evidencefromapanelofmiddleeasterncountries[J].EnergyPolicy，2009（37）：229.

[7]ApergisN，PayneJE.Theemissions，energyconsunptionandgrowthnexus：evidencefromthecommonwealthofIndependentStates[J].EnergyEconomics，2010（1）：650.

[8]林伯强.电力消费与中国经济增长基于生产函数的研究[J].管理世界，2003（11）：18.

[9]吴巧生，陈亮，张炎涛，等.中国能源消费与GDP关系的再检验――基于省级面板数据的实证分析[J].数量经济与技术经济研究，2008（6）：27.

[10]黄玲.福建能源消费与经济增长关系的实证研究[J].经济研究导刊，2007（6）：148.

[11]王火根，沈利生.中国经济增长与能源消费空间面板分析[J].数量经济技术研究，2007（12）：98.

[12]于全辉，孟卫东.基于面板数据的中国能源与经济增长关系[J].系统工程，2008（6）：68.

[13]张琳，何炼成.我国区域能源消费与经济增长――基于省际面板数据协整模型的实证分析[J].江海学刊，2010（1）：79.

消费与经济增长的关系范文

关键词：电力经济消费因果关系产业调整

中图分类号：TV521文献标志码：A

电力是现代化国家的基础产业，电力工业的快速发展促进了经济发展和社会进步。而在当今经济快速发展的中国，电力的供给已满足不了人们日益增长的电力需求，因而经常出现电力短缺，其严重制约了我国经济的发展。因此，研究我国电力消费与经济增长的关系，将对科学用电、制定电力产业政策具有重要意义，从而更好地促进经济的可持续发展。

本论文从用电量这个角度对电力消费与经济增长的关系进行分析，并基于我国1990-2013年全社会用电量、国民生产总值（GDP）的统计数据，利用SPSS软件，采用误差修正模型（ECM）与格兰杰（Granger）因果关系检验等分析手段，对我国电力消费与经济增长的关系进行研究。

一、关系分析模型

（一）时间序列的平稳性检验

平稳的时间序列，是指一个时间序列内，统计指标的均值、方差等统计特征不会随着时间的推移而发生变化。在图示中，其可看做是一条围绕其平均值上下波动的曲线。为避免伪回归现象，多变量的时间序列回归建模必须要进行平稳性检验。序列的平稳性检验主要有DF检验、ADF检验及PP检验等。本文的单位根检验采用ADF检验。

（二）协整检验

协整检验是检验变量之间是否存在长期稳定的关系。若通过了协整检验，则说明该方程的回归残差是平稳的，并在此基础上对原方程进行回归，其回归结果较为精确。协整检验一般采用E-G（Engle-Granger）两步法和Johansen极大似然法。本文采用E-G两步法。

（四）Granger因果关系检验

Granger因果关系检验主要是检验一个经济变量的历史信息是否可用来预测另一个经济变量的未来变动。也就是说，Granger因果关系是一种计量经济学意义上的预测关系，并不是真正意义上的因果关系。

Granger因果关系检验对于2元向量自回归（滞后为q）联立模型：

三、实证分析

以实际GDP代表经济增长，以全社会用电量代表电力消费。本文采用1990―2013年的数据进行分析。年度实际GDP是用每年度的名义GDP除以当年的国内生产总值指数（以1978年的国内生产总值指数为基期1），见表1。

我国1990～2013年GDP与全社会用电量数据，以X表示全社会用电量，Y表示经济增长，见图1。

（一）单位根检验

本文对这两个时序变量分别取自然对数，即为lny、lnx（其目的是排除异方差性），采用ADF检验来检验时间序列的平稳性。见表2、表3。

d（lny，2）单位根检验结果

由表2可知，t值（t=-2.885971）小于1%水平下的临界值（τ=-2.717511），则说明lny在二阶时，有99%的可能性，其实平稳的。因此，lny是二阶单整的。

由表3可知，t值（t=-4.984366）小于1%水平下的临界值（τ=-4.498307），则说明lnx在二阶时，有99%的可能性，其实平稳的。因此，lnx是二阶单整的。

（二）协整检验

lny，lnx均是二阶单整的，利用E-G两步法检验二者是否具有协整关系，对lny进行关于lnx的最小二乘法回归，见表4。

根据上表的输出结果，得lny与lnx的长期均衡关系为：

由回归结果可知，残差项是平稳的。因此，lny与lnx存在协整关系。

表4的回归结果表明，电力消费每增长1%时，我国国内生产总值将平均增长0.376%。

（三）误差修正模型

以滞后一期的残差项作为误差修正模型，其建模结果见表6。

（四）格兰杰因果关系检验

由伴随概率可知，在5%的显著性水平下，拒绝“lny不是lnx的格兰杰原因”、“lnx不是lny的格兰杰原因”的假设。因此，从二阶滞后的情况来看，lny与lnx互为因果关系，见表7。

四、结束语

通过对我国1990～2013年期间的全社会用电量与国内生产总值的关系进行分析，得出如下结论：

第一，全社会用电量与国内生产总值具有长期均衡（协整）关系，且呈正相关关系，全社会用电量每增加1%，国内生产总值增长0.376%。因此，要合理发展电力工业，从而促进国民经济水平的提高。同时，由于电力工业需要火力发电或水力发电做支撑，在发展电力工业的过程中，要注意合理利用资源，避免资源浪费，从而更好地促进我国经济的可持续发展。

第二，全社会用电量与国内生产总值的Granger因果关系是双向因果关系，即全社会用电量与GDP是相互制约的。不仅经济增长会促进电力工业的发展，而且电力消费的增加也会促使经济的增长，反之亦然。现阶段，我国社会的用电量处于短缺状态，因此要积极发展国内经济，从而更好地促进电力工业的发展，电力的发展也会很好地推动经济得增长，从而形成一个良性循环，使我国社会呈现一派生机勃勃的景象。

参考文献：

消费与经济增长的关系范文

关键词：政府消费；居民消费；经济发展；格兰杰因果检验；脉冲响应

一、引言

投资、消费、出口是拉动一国经济发展的“三驾马车”，三者均衡增长，国民经济才能健康、平稳地发展。但是，投资需求只是中间需求，只有消费需求才是真正的最终需求，消费需求规模的扩大和结构升级才是经济增长的源动力。马克思的消费理论和西方经济学理论都肯定了消费在经济增长中的重要作用。马克思的消费理论指出，消费是生产的最终目的，因而最终消费是引导经济发展的源动力。西方经济学理论认为消费需求是真正的最终需求，对于投资需求进而对整个经济增长起着直接的和最终的制约作用，是经济增长的根本动力。因此，如何增强消费对经济的拉动作用，进而确立消费主导拉动的经济增长模式，始终是经济学界和国家实际部门研究的热点问题。

改革开放以来，在“三驾马车”的拉动下，我国经济经历了近30年的高增长。但是，近年来，我国消费率不断下降，投资率持续上升，经济增长主要依靠投资需求拉动。在投资与出口双双大幅增长的同时，我国消费率明显下降，1978年到2006年间，我国的消费率总体呈现下降趋势，已经从1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明显加大［1］。消费率过低、消费需求持续低迷所引发的一系列问题，已经成为

协整关系说明ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间存在协整关系，揭示了ln?pce?、ln?gce?对ln?gdp?的影响度，而且表明ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间存在长期均衡关系。可以看出，在长期内，ln?gdp?与ln?pce?、ln?gce?之间具有很密切的相关性，ln?pce?、ln?gce?的扩大对经济增长具有促进作用；从回归方程可以看出，ln?pce?、ln?gce?相关比率每增加1％，ln?gdp?分别增长0.3％和0.5％。可见ln?gce?更有效的促进了经济的增长。

（三）格兰杰（granger）因果性检验

上述协整检验结果告诉我们变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。c.w.j.granger在1969年提出的因果关系检验的基本思想是“过去可以预测现在”，?即如果x是y变化的原因，则x的变化应该发生在y变化之前。如果x是引起y的原因，则在y关于y滞后变量的回归中，添加x的滞后变量作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力，此时，称x为y的格兰杰原因，如果添加x的滞后变量后，没有显著增加回归模型的解释能力，则称x不是y的格兰杰原因。

?由于因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采取依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。对消费与经济增长之间的granger因果关系检验结果见表2。

表2格兰杰检验结果表零假设[]滞后期[]f统计量[]概率[]结论ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]1[]8.243[]0.008[]拒绝9.178[]0.006[]拒绝ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]2[]3.316[]0.056[]拒绝5.789[]0.001[]拒绝ln?pce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?pce?不存在granger因果关系[]3[]1.678[]0.207[]不拒绝3.786[]0.029[]拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]1[]1.207[]0.283[]拒绝3.316[]0.081[]不拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]2[]1.172[]0.329[]拒绝[]1.871[]0.179[]拒绝ln?gce?对ln?gdp?不存在granger因果关系[]ln?gdp?对ln?gce?不存在granger因果关系[]3[]1.296[]0.306[]拒绝2.328[]0.109[]拒绝ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]1[]4.832[]0.038[]不拒绝0.992[]0.329[]拒绝ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系[]ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]2[]3.761[]0.040[]不拒绝1.613[]0.223[]拒绝[]ln?gce?对ln?pce?不存在granger因果关系[]ln?pce?对ln?gce?不存在granger因果关系[]3[]2.587[]0.085[]不拒绝[]1.712[]0.200[]拒绝

由表2可以看出：

在滞后1-2期情况下，存在ln?pce?和ln?gdp?之间的双向granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在ln?gdp?到ln?pce?的单向granger意义上的因果关系。

在滞后1期情况下，仅存在ln?gdp?到ln?gce?的单向granger意义上的因果关系。

在滞后1-3期情况下，仅存在ln?gce?到ln?pce?的单向granger意义上的因果关系。

（四）var模型的估计

1980年c．a．sims将向量自回归(vectorautoregressive，var)模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。这种模型采用多方程联立形成，它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。其明显的优点在于对外生变量和内生变量不必加以区别而同等对待，因而var模型估计的结果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精确的因果关系检验。

1．本文构造的var模型可以表示为：

?y?t=α+∑p[]i=1β?iy??t-i?+u?t（2）

其中：y?t=?ln?gdp?i

?ln?pce?i

?ln?gce?i，α=α?1

α?2

α?3，

β?i=β??11,i?[]β??12,i?[]β??13,i?

β??21,i?[]β??22,i?[]β??23,i?

β??31,i?[]β??32,i?[]β??33,i?,u=u??1t?

u??2t?

u??3t?,u??it??n(0,σ?2)?在实际应用中面临如何选择滞后阶数的问题，滞后阶数越大，越能完整反映模型的动态特征，但是滞后期越长，模型待估参数越多，自由度越少，因此应在滞后期与自由度间寻求平衡。表3综述了根据各种准则选定的var滞后阶数。

表3选择var滞后阶数的各种准则内生变量：ln?gdp?,ln?pce?,ln?gce?；外生变量：?c?；样本区间：1985～2006年lag[]logl[]lr[]fpe[]aic[]sc[]hq[]0[]141.697[]na[]3.05e-09[]-11.096[]-10.950[]-11.0551[]159.857[]30.509?*[]1.48e-09?*[]-11.829?*[]-11.244?*[]-11.666?*2[]165.773[]8.518[]1.96e-09[]-11.582[]-10.558[]-11.2983[]176.460[]12.825[]1.89e-09[]-11.717[]-10.254[]-11.311

注：*表示根据该准则选定的阶数。lr：连续修正lr检验统计量(在5%水平显著)；fpe：最终预测误差；aic(akaike)：信息准则；sc(schwarz)：信息准则；hq(harman-quinn)信息准则。

因此我们选则var的滞后阶数为1。构建的var模型为：

?δ?ln?gdp?i=1.38525δ?ln?gdp??t-1?-0.876792δ?ln?pce??t-1?+0.174980δ?ln?gce??t-1?+0.039279

t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］

r?2=0.628?r?2?=0.580f=12.954

δ?ln?pce?i=0.860081δ?ln?gdp??t-1?-0.292779δ?ln?pce??t-1?+0.234451δ?ln?gec??t-1?+0.016839

(3)

t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］

r?2=0.585?r?2?=0.531f=10.809

δ?ln?gce?i=0.826969δ?ln?gdp??t-1?-0.444377δ?ln?pce??t-1?+0.080339δ?ln?gce??t-1?+0.072780

t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］

r?2=0.302?r?2?=0.211f=3.318

由以上的模型中可以看出，经济增长主要受自身?ln?gdp(-1)和?ln?pce(-1)的影响；居民消费主要受?ln?gdp(-1)的影响。这也对照了前面格兰杰因果关系检验的论断。经过检验，模型是显著的，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明该?var?模型的结构是稳定的(见图1)。所以，满足脉冲响应函数和方差分解分析的前提条件。下面，运用脉冲响应函数和方差分解做出合理的解释。

?

图1var稳定性检验图2．脉冲响应函数

var模型的脉冲反应函数（irf）可以反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反应，显示任意变量的随机扰动（新息innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程。如果随机扰动存在相关性，他们将包含不与特定变量相联系的共同部分，通常将共同部分的效应归属于var系统中第一个出现的变量（依照方程顺序）。图2为基于上述var模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度。在模型中，将响应函数的追踪基数设定为十年。图中实线部分为响应函数的计算值，虚线为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。

从图2可以看出：

??ln?gdp对自身的一个标准差新息冲击立即有较强的反应，在第1期达最大后开始慢慢回落，到第5期为负值，负值的最大值出现在第7期后开始逐渐回升；?ln?gdp对来自?ln?pce的一个标准差新息冲击的反应一开始较弱，但这种负面冲击效应逐步增强并在第3期下降到低谷，然后又逐渐回升；?ln?gdp对来自?ln?gce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，到第4期为负值，负值的最大值出现在第6期后开始逐渐回升，多数观察为负值。

?ln?pce对自身的一个标准差新息冲击反应相对不是很大，在第1期达最大后开始慢慢回落，在第3期达到谷底随后又开始回升；?ln?pce对?ln?gdp的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；?ln?pce对来自?ln?gce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，从第4期开始趋于平缓。

?ln?gce对其自身的冲击反应一开始就很强，在第1期达到最大，随后一直趋于回落；?ln?gce对?ln?gdp的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；?ln?gce对来自?ln?pce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，从第1期开始就慢慢上升，从第8期开始趋于平缓。

图2脉冲响应函数曲线图

可见，经济增长对居民消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱，即在长期来看经济增长会带来居民消费的增长；同时，居民消费的提高对经济增长在短期内会带来一定的负面冲击效应，但经过一定时间，这种效应会改变为正面冲击效应；经济增长对政府消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱；同时，政府消费对经济增长有一定的促进作用，效应不是很强但一直比较稳定。

?3．预测方差分解

var模型的方差分解是将系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解表示的是当系统的某个变量受到了一个单位的冲击以后，以变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用程度，它的基本思想是把系统中每一个内生变量的变动按其成因分解为与各方程随机扰动项(新息)相关联的各组成部分，以了解各新息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解技术分析了各个变量对经济增长的贡献率。方差分解的结果见表4。

?表4?ln?gdp方差分解表?ln?pce方差分解表?ln?gce方差分解表period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce[]period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce[]period[]?se?[]?ln?gdp[]?ln?pce[]?ln?gce1[]0.042[]100.000[]0.000[]0.000[]1[]0.045[]77.304[]22.696[]0.000[]1[]0.053[]从表4可以发现：

从?ln?gdp方差分解影响结果可以看出?ln?gdp的预测误差主要是由自身引起的，在第1期受自身波动的影响，随着滞后时期的增多，?ln?pce对?ln?gdp的影响越来越大，但是最终也未超过35%。?ln?gce对?ln?gdp的影响一直很弱。可见居民消费的冲击对?gdp?的影响是逐渐递增的，但是经济增长的大部分波动还是由自身引起的，由自身引起的波动的影响始终在64%以上，而政府消费对经济增长的影响很小，可忽略不计。

从?ln?pce的方差分解的结果可以看出?ln?pce的波动大部分可由自身的波动和?ln?gdp的影响引起的，?ln?gce的影响太微不足道，可忽略不记。其中?ln?pce自身的波动是趋于递增的，而来自?ln?gdp的影响是趋于递减的，随着滞后时期的推进，?ln?pce大部分预测误差可由?ln?gdp的影响来解释。可见从短期还是长期来看?ln?gdp对?ln?pce的影响都是很显著的。

从?ln?gce的方差分解的结果可以看出?ln?gce一开始的预测误差是由自身和?ln?gdp来解释的，但随时间的推进，?ln?gce的波动大部分可由?ln?pce和?ln?gdp共同来解释。也可以说，从第5期开始?ln?gce的波动受自身和?ln?pce、?ln?gdp的影响趋于稳定，但?ln?gdp对?ln?gce的影响还是占主导地位的。

从方差分解表的信息来看，我国的?ln?gdp、?ln?gce和?ln?pce的惯性比较大，一开始大部分都是由自身和?ln?gdp的影响造成的，除?ln?pce外，?ln?gdp、?ln?gce随着时间的推移，由自身的扰动带来的影响趋于减弱。还有长期来看?ln?pce对?ln?gdp影响是逐渐增大的，因此应注重发展居民消费。

四、结论与启示

以上根据1978～2006年的数据对消费与经济增长的关系进行了分析，得出如下结论：

1.?ln?gdp与?ln?pce、?ln?gce之间存在着稳定的长期均衡关系，具有长期稳定和短期波动的特性并且?ln?gce更有效地促进了经济的增长。

??2.在滞后1-2期情况下，存在?ln?pce和?ln?gdp之间的双向?granger?意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在?ln?gdp到?ln?pce的单向?granger?意义上的因果关系。在滞后1期情况下，仅存在?ln?gdp到?ln?gce的单向?granger?意义上的因果关系。在滞后1-3期情况下，仅存在?ln?gce到?ln?pce的单向?granger?意义上的因果关系。

?3.从脉冲函数上分析，政府消费对gdp影响很小，而我国政府消费占gdp的比重在10%～14%之间波动，已经快要超过15%的上限。政府消费随着经济发展和工业化进程城市化进程的加快，规模会扩大，但是在今后的发展中应尽力控制好规模，以达到最优，也可以避免政府消费对居民消费的挤出效应。从方差分解来看，居民消费对gdp的影响要超过政府消费。因此，扩大内需的重要是扩大居民消费，而不是扩大政府消费。但是消费对经济的冲击并没有预想的那么大，从实证分析来看却没有发挥其真正作用。在稳健的财政政策的背景下我们应该实行扩大居民消费，适当缩减政府消费，我们应当从观念机制和制度上大力发展消费信贷减轻居民的流动性约束，而且要增加居民尤其是农村居民的收入。

不论是理论分析还是各国经验均表明，消费对经济增长具有非常重要的拉动作用。消费率高，经济增长就快。消费率低，经济增长就慢。深入分析发现，上述的结论与我国实际情况相吻合。改革开放以来，我国的经济得到了迅速的发展，它带来了消费的增长，而消费的增长，又反过来推动着经济的迅速发展。我国虽然在消费率很低的情况下依然保持经济的高速增长，但主要依赖于投资和出口贸易推动。因此，这种投资推动的经济增长是很难持续的，没有最终消费的支持，经济增长的质量也就上不去。针对我国居民消费率严重偏低的情况，政府不应该是束手无策，而应该积极通过调整政府消费将最终消费率保持在一个适度的水平上。最理想的状态当然是政府消费能够有效促进居民消费，因为居民消费才是最终消费的主体。但即使政府消费不能拉动居民消费，也至少应当根据居民消费的消费进行调整，以补充居民消费之不足，从而使最终消费率保持在适度水平上。可喜的是，我们的实证检验的结果均肯定了上述两种假设关系的存在，这说明政府的消费政策是有效的。

但是，总的来说我国目前消费率偏低，这在一定程度上严重制约着国民经济的健康快速发展。因此我们要了解妨碍消费需求增长的因素并采取相应的策略以求我国经济能够得到更快的发展。