时间：2023-11-02 10:21:04
引言：易发表网凭借丰富的文秘实践，为您精心挑选了九篇消费与经济增长的关系范例。如需获取更多原创内容，可随时联系我们的客服老师。
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。
参考文献
[1]Apergis N， E Payne J. Renewable energy consumption and economic growth： Evidence from a panel of OECD
coun-tries[J]. Energy Policy， 2010， 38（1）： 656-660.
[2]Bowden N， E Payne J. Sectoral Analysis of the Causal Relationship Between Renewable and Non-Renewable Energy
Consumption and Real Output in the US[J]. Energy Sources Part B-economics Planning and Policy， 2010，5（4）：400-408.
[3]Ewing BT， Sari R， Soytas U. Disaggregate energy consumption and industrial output in the United States[J]. Energy
Poli-cy， 2007， 35（2）： 1274-1281.
[4] Payne J. On the dynamics of energy consumption and output in the US[J]. Applied Energy， 2009， 86（4）： 575-577.
[5]郭四代，陈刚，杜念霜.我国新能源消M与经济增长关系的实证分析[J].企业经济，2012，（5）：35-37。
[6]王瑛.中国可再生能源消费与经济增长的时间序列分析――以水电、核电、风电为例[J].工业技术经济，2008，（11）：96-99。
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）
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。
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
An Analysis on the Relationship Between Eenergy Consumption and Economy Growth in Hubei Provice
LU Fang
（College of Literature Law &Economics of Wuhan University of Science & Technology， Wuhan Hubei， 430065）
Abstract： Energy is an important material basis for economic and social development， and it is closely related to economic development. Firstly， the author analyzes the status and characteristics of the energy consumption in Hubei Province， and then the author tests the relationship between energy consumption and economic growth using annual data from 1980-2010 in Hubei Province. The results show that there is long-term stable relationship between energy consumption and economic growth in Hubei Province， but there is no Granger causality relationship between them. By estimating the energy consumption elasticity in Hubei Province， the author found that the energy consumption elasticity coefficient is high and energy efficiency need to be improved.
Key words：Energy consumption；Economic development；Energy consumption elasticity coefficient；Hubei Province
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.
[2] 湖北省统计局.湖北统计年鉴（2010）[M].北京：中国统计出版社，2010.35，292.
[3] 张 瑞.中国能源效率与其影响因素研究[M].北京：《经济日报》出版社，2011（27）.
[4] Oh， W·， Lee， K. Causal relationship between energy consumption and GDP： the case of Korea 1970-1999 [J]. Energy Economics， 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：政府消费；居民消费；经济发展；格兰杰因果检验；脉冲响应
中图分类号：F014.5
文献标识码：A
文章编号：1002-2484-2008（05）-0049-07
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，已经成为中国经济持续发展的最突出挑战之一。消费需求的持续低迷，使得我国经济持续发展的后劲不足，经济增长不得不更多地依靠投资和出口需求拉动，进而恶化“产能过剩”问题和加剧国际贸易摩擦，“产能过剩”问题恶化和国际贸易摩擦加剧反过来又使得投资和出口拉动型经济发展模式越来越难以为继。经济增长中的结构性矛盾日渐突出，并将影响我国经济的持续稳定健康发展。从各国经济发展的实践看，消费占GDP的比重越高，其对国民经济的拉动作用就越强［2］。因此，消费对经济发展动力问题直接影响到国民经济协调健康发展，我国消费率明显下降，在一定程度上影响了我国经济的持续发展，深入研究消费对经济发展的拉动问题具有重要意义。
研究居民消费、政府消费和经济增长之间是否存在某种长期均衡关系，居民消费增长与经济增长之间、政府消费与经济增长之间以及居民消费增长与政府消费增长之间是否存在因果关系，对政府调节经济，制定经济政策将是一种重要依据。本文利用协整理论、格兰杰因果检验和向量自回归模型，对我国居民消费、政府消费和经济增长之间关系进行因果关系分析，对制订国民经济发展战略，调整居民消费与政府消费关系，增强消费总需求对经济增长的拉动作用具有重要的意义。
但从现有文献来看，至少在以下两个方面还存在一些问题：
首先是研究的范围。现有研究文献大多限于总消费［3］、居民消费［4-7］或政府消费［8-10］同经济增长之间的关系，这样来研究消费需求对经济增长的影响，必然会产生一定偏误。在分析消费总需求不足等问题时，仅仅关注居民消费或政府消费对经济的调节功能都存在着重大缺陷。
其次是研究的方法论。传统的计量经济方法研究消费时存在着动态稳定性假设，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，这样直接运用传统的计量经济方法来研究非平稳的经济变量之间的关系从方法论方面考虑就缺乏一定的可靠性。
基于以上问题，我们在研究中国消费与经济发展问题时，选取1978～2006年的年度时间序列数据（资料来源于2007年《中国统计年鉴》）。用GDP、PCE、GCE分别代表国民生产总值、居民消费和政府消费，为了更容易得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这种变换不改变变量之间的协整关系和短期调整模式，同时可方便的考察居民消费和政府消费对GDP的敏感性。在研究方法方面运用协整理论和向量自回归模型（VAR）来弥补传统计量经济方面的不足，将它们纳入一个向量自回归(VAR)模型中，采用JJ极大似然估计方法，检验GDP、PCE、GCE之间是否存在长期稳定的协整关系，如果存在这种关系，则在此基础上，根据格兰杰因果检验方法，检验GDP、PCE、GCE之间的因果关系，最后，在向量自回归(VAR)模型的基础上运用脉冲响应函数和方差分解技术来分析我国政府消费和居民消费对经济增长的影响程度。
二、政府消费、居民消费与
经济增长的关系检验
本文通过对GDP、居民消费、政府消费三者之间进行协整和因果关系检验，来进一步确定三者之间的内在关系。实证检验分四个步骤完成：第一，利用单位根检验确定时间序列的平稳性；第二，确定变量之间是否具有协整关系；第三，采用格兰杰因果性检验考察变量之间的因果关系；第四，通过VAR模型进一步验证三者的内在关系。本文所有检验结果均使用Eviews5.1计量经济分析软件进行了多次回归分析而得。
（一）变量平稳性检验
本文利用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）单位根检验来确定三个变量的平稳性，最优滞后期用AIC最小准则确定，以保证残差非自相关。结果见表1。
表1 单位根的ADF检验表 变量[]检验类型（C，T，K）[]ADF检验值[]各显著性水平
K)分别表示单位根检验方程中包含常数项、趋势项和滞后阶数。
由ADF检验可知，三个序列都是一阶单整的。
（二）协整关系的检验结果及分析
协整检验的基本思想是：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却呈现稳定性，则这些变量之间便存在长期稳定关系即协整关系，这种关系可以看作是对经济学中所说的规律性的定量描述。目前关于协整关系的检验和估计有许多具体的模型和技术，常用的有E-G(Engle-Granger)两步法和J-J(Johansen-Jusdius)迹统计量法(或称最大特征值法)，尤其是后者有许多优点，并得到广泛应用。
本文利用J-J迹统计量法进行协整关系检验结果如下：
lnGDP=0.312477lnPCE+0.506360lnGCE+0.033824@TREND(79)（1）
(0.06683)
(0.07517)
(0.00760)
LR（r=0）=53.68025（42.91525）
LR（r=1）=19.64535（25.87211）
模型中括号内为估计标准差，协整矩阵的秩r=0的似然比统计量的值为53.68025，相应的5%的临界值为42.91525，其余式做类似理解。
协整关系说明lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在协整关系，揭示了lnPCE、lnGCE对lnGDP的影响度，而且表明lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在长期均衡关系。可以看出，在长期内，lnGDP与lnPCE、lnGCE之间具有很密切的相关性，lnPCE、lnGCE的扩大对经济增长具有促进作用；从回归方程可以看出，lnPCE、lnGCE相关比率每增加1％，lnGDP分别增长0.3％和0.5％。可见lnGCE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lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒绝9.178[]0.006[]拒绝lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒绝 5.789[] 0.001[]拒绝lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]3[]1.678[]0.207[]不拒绝3.786[]0.029[]拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒绝 3.316[] 0.081[]不拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒绝[] 1.871[] 0.179[]拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]3[]1.296[]0.306[]拒绝 2.328[] 0.109[]拒绝lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]1[]4.832[]0.038[]不拒绝0.992[]0.329[]拒绝lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系[]lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]2[]3.761[]0.040[]不拒绝1.613[]0.223[]拒绝[]lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系[]lnPCE对lnGCE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lnPCE和lnGDP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lnGDP到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。
在滞后1期情况下，仅存在lnGDP到lnGCE的单向Granger意义上的因果关系。
在滞后1-3期情况下，仅存在lnGCE到lnPCE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(Vector Auto Regressive，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：
Yt=α+∑p[]i=1βiYt-i+Ut（2）
其中：Yt=lnGDPi
lnPCEi
lnGCEi，α=α1
α2
α3，
βi=β11,i[]β12,i[]β13,i
β21,i[]β22,i[]β23,i
β31,i[]β32,i[]β33,i,U=U1t
U2t
U3t,UitN(0,σ2)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：lnGDP,lnPCE, lnGCE；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：
ΔlnGDPi=1.38525ΔlnGDPt-1-0.876792ΔlnPCEt-1+0.174980ΔlnGCEt-1+0.039279
t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］
R2=0.628R2=0.580F=12.954
ΔlnPCEi=0.860081ΔlnGDPt-1-0.292779ΔlnPCEt-1+0.234451ΔlnGECt-1+0.016839
(3)
t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］
R2=0.585R2=0.531F=10.809
ΔlnGCEi=0.826969ΔlnGDPt-1-0.444377ΔlnPCEt-1+0.080339ΔlnGCEt-1+0.072780
t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］
R2=0.302R2=0.211F=3.318
由以上的模型中可以看出，经济增长主要受自身lnGDP(-1)和lnPCE(-1)的影响；居民消费主要受lnGDP(-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1 VAR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：
lnGDP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；lnGDP对来自lnPCE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；lnGDP对来自lnGCE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。
lnPCE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；lnPCE对lnGDP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；lnPCE对来自lnGCE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。
lnGCE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；lnGCE对lnGDP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；lnGCE对来自lnPCE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 lnGDP方差分解表 lnPCE方差分解表 lnGCE方差分解表 Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE[]Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE[]Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE1[]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lnGDP方差分解影响结果可以看出lnGDP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，lnPCE对lnGDP的影响越来越大，但是最终也未超过35%。lnGCE对lnGDP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lnPCE的方差分解的结果可以看出lnPCE的波动大部分可由自身的波动和lnGDP的影响引起的，lnGCE的影响太微不足道，可忽略不记。其中lnPCE自身的波动是趋于递增的，而来自lnGDP的影响是趋于递减的，随着滞后时期的推进，lnPCE大部分预测误差可由lnGDP的影响来解释。可见从短期还是长期来看lnGDP对lnPCE的影响都是很显著的。
从lnGCE的方差分解的结果可以看出lnGCE一开始的预测误差是由自身和lnGDP来解释的，但随时间的推进，lnGCE的波动大部分可由lnPCE和lnGDP共同来解释。也可以说，从第5期开始lnGCE的波动受自身和lnPCE、lnGDP的影响趋于稳定，但lnGDP对lnGCE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lnGDP、lnGCE和lnPCE的惯性比较大，一开始大部分都是由自身和lnGDP的影响造成的，除lnPCE外，lnGDP、lnGCE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lnPCE对lnGDP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. lnGDP与lnPCE、lnGCE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lnGCE更有效地促进了经济的增长。
2. 在滞后1-2期情况下，存在lnPCE和lnGDP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lnGDP到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。在滞后1期情况下，仅存在lnGDP到lnGCE的单向Granger意义上的因果关系。在滞后1-3期情况下，仅存在lnGCE到lnPCE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。
参考文献：
［1］ 中华人民共和国国家统计局．2007年中国统计年鉴［M］．北京：中国统计出版社，2007．
［2］ 陈文玲．培育国内消费需求是扩大内需的重中之重［J］．财贸经济，2002(8)：14-17．
［3］ 王文博，闫荣国．中国GDP最终消费的长期均衡与短期波动的协整分析［J］. 当代经济科学， 2003(5)：1-6．
［4］ 万光华，张茵，牛建高．流动性约束、不确定性和中国居民消费［J］．经济研究，2001（11）：35-44．
［5］ 孙烽，寿伟光. 最优消费、经济增长与经常账户动态［J］ ．财经研究，2001(5)：3-10．
［6］ 马成文，张志平．居民消费对我国经济发展影响效应分析［J］．财贸研究，2007（4）：6-11．
［7］ 陈海燕，张世英．我国经济增长与居民消费的面板协整检验［J］．统计与决策，2006（18）：67-70．
［8］ 马树才，孙长清．我国政府支出对经济增长拉动作用研究［J］．财经理论与实践，2005（11）：100-104．
［9］ 郭健．税收、政府支出与中国经济增长的协整分析［J］．财经问题研究，2006（11）：82-86．
【文章摘要】
改革开放以来，我国能源消耗水平快速提高，过快的能源使用比率使得我国进入低能效、高污染的困境，为了改变当前现状，能源消费结构与经济增长间的关系研究显得尤为重要。本文利用计量经济方法，通过ADF单位根检验、协整检验、自相关检验，揭示出我国能源消费结构与经济增长之间的关系，并且得出促进我国经济增长的能源消费中煤炭的消耗量最大，其次是电力、石油、天然气，表明我国能源消费结构并不合理。建议坚持集约型经济发展方式，把握当前产业结构调整机会，转变能源消费结构。
【关键词】
能源消费结构；经济增长；关系研究
0 引言
改革开放35年来，我国经济发展取得了举世瞩目的成就，同时也使得我国的能源消费速度越来越快，我国资源人均储存量较少，其中不可再生资源中以煤居多，缺少石油和天然气，这一系列资源特点直接影响我国能源消费结构，现在煤炭生产和消费比重分别达到76%和68.9%，这一数据显示我国是世界上煤炭消费比重最高的国家。能源消费的高速增长及以煤炭为主的消费结构使得我国的能源及污染问题日益严重，这一情况引起国家对能源使用情况及能源消费现状引起高度重视，将“节能减排”正式写入“十一五”规划报告中，明确要求各方在保障经济增长的前提下提高能源使用效率，降低能源消费增长速度，优化能源结构。政策颁布以后，预期的目标是否可以达成，节能减排的有序进行是否会在一定程度上影响经济发展进程，这主要还是由能源消费结构与经济增长间的关系决定。为了改变能源消费现状，研究能源消费结构与经济增长间的关系可以帮助当局制定相关政策条例，以期为推进节能减排、能源结构优化提出更为实用的措施。
本文主要利用计量分析方法对我国GDP数据和各种能源的消费数据进行关联关系分析，这些能源包括：石油、电力、天然气、煤炭。通过1990-2011年的时间序列数据，揭示我国能源消费结构与经济增长之间的客观关系，为我国经济保持可持续发展，构建节约型社会和和谐社会提供建设性的政策建议。
1 能源消费结构与经济增长的计量分析
1.1 变量平稳性检验
在对煤炭、石油、天然气、电力四种能源消费与GDP增长关系进行计量分析前，首先要进行变量的平稳性检验，本文选用ADF单位根指标来检验各变量的平稳性。只有平稳的时间序列（即单整序列）才能进行相应的回归分析，否则就会产生伪回归问题，进而造成错误的结论。因此，下面将分别对GDP增长率，煤炭、石油、天然气和电力消费增长率的时间序列进行单位根检验，只要检验结果表明这五个变量都是单整序列，接下来就可以对它们进行其它检验和回归分析。
为了研究的方便，以下分别利用YGDP、XC、XO、XG、XE来表示GDP增长率、煤炭消费增长率、石油消费增长率、天然气消费增长率以及电力消费增长率，并且这五个变量的ADF单位根检验结果如表1所示。
注：表示对应的一阶差分序列。
从表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE数据序列除了XG序列是非平稳的，其它序列都是平稳的，但是各序列皆在一阶差分下平稳，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一阶单整序列，即I（1），因此可以对它们之间的关系进行下一步分析。
1.2 协整检验
通过对残差（residual）进行ADF检验判断其平稳性，以检验YGDP、XC、XO、XG、XE之间是否存在协整关系，检验结果如表2所示。
由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通过了协整检验，表明它们之间存在长期稳定的均衡关系。
1.3 相关关系分析
根据表2的检验结果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之间存在协整关系，因此可以建立的各变量间的线性模型，如下所示：
（1）
对模型（1）进行最小二乘（OLS）回归分析，回归结果如表3所示。其中，根据DW值可以判断，变量之间存在自相关性，并且XG与XE的系数不显著，XG也没通过符号检验。
表3 OLS回归分析结果
注：数据来源于Eveiws6.0输出结果；***表示对应的变量通过1%水平下的显著性检验，**表示对应的变量通过5%水平下的显著性检验，*表示对应的变量通过10%水平下的显著性检验。
进而考虑到一阶自相关的存在，重新进行回归分析，结果如表4所示。
注：数据来源于Eveiws6.0输出结果，***表示对应的变量通过1%水平下的显著性检验，*表示对应的变量通过10%水平下的显著性检验。
由表4可知，R2值达到0.69263，模型整体拟合优度较高，模型中的解释变量对被解释变量具有很好的解释能力；F值为8.93125，方程通过了显著性检验，DW值也在合理的区间范围内，各变量之间已经不存在自相关性。根据表4的结果，煤炭消费增长率（XC）在1%水平下呈现出显著性，石油消费增长率（XO）、天然气消费增长率（XG）与电力消费增长率（XE）都在10%的水平下呈现出显著性，并且煤炭、石油、天然气和电力消费增长率都通过了符号检验，表明这四个因素会显著地促进经济增长，而不是相反。根据四个变量系数的大小，得出我国经济增长过程中的能源支持，首先是煤炭，其次是电力，然后是石油和天然气。
[关键词] 体育消费 扩大内需 经济增长
随着我国改革、开放的日益深入，随着社会主义市场经济体制的逐步建立，我国的经济增长格局发生了明显的变化，其中一个主要的方面就是传统的以生产扩张带动经济增长的模式开始转向以需求制约经济增长的模式，刺激消费需求成为拉动经济增长的主要因素，如何扩展消费领域、开辟经济增长的新途径，日益成为政府关注的重要问题，正确认识和评价体育消费在扩大内需，刺激经济增长中的作用。研究这些问题在现阶段不仅具有理论价值，而且具有极为重要的现实意义，同时对于我们重新审视体育的功能、度量体育的价值也有重要意义。
一、将体育休闲产业发展与我国整体经济结构调整结合起来
体育产业是一个覆盖面非常广,产业关联度很高的行业，涉及国民经济的很多部门,从发达国家的第三产业发展规律来看,在发展初期那些为第二产业直接服务的金融、保险、交通运输等行业会有一个快速发展。但随后,这些行业的发展速度将逐渐放慢,而那些为提高国民素质和生活质量的行业,如教育、文化、体育等行业将有一个持续、快速的发展。这是国民经济发展的一般规律，同时也是我国今后产业调整的方向。奥运会作为目前规模最大的全球性体育盛事，为我们产业结构调整提供了一次难得的发展机遇,这体现在:
由于奥运会是目前规模最大的全球性活动，因此举办城市都会全力为保证大会成功投入最优质、最先进的技术装备和产品。这带动了本国相关技术和产品的升级换代，推动了产业结构和技术结构的高级化。举办奥运会所要求的大规模高质量的信息传播网络,众多功能齐全的设备，先进的文化、体育设施，清新优美的城市环境,方便快节的市内和城际交通,生动活泼丰富多彩的文化氛围,可大大促进我们电子信息产业,环抱产业，新型建材业,文化产业和旅游服务业的发展,加快产业结构调整的过程。
二、将奥运经济短期效应与体育休闲产业的长期发展结合起来
奥运经济通过直接投资对经济的拉动作用越大，在奥运投资周期结束后,对主办城市和主办国的经济带来冲击就越大。奥运经济的这一特性在国外被称为“低谷效应”。从亚运会的情况看，由于北京人口众多,发展速度快,结果可能会相对乐观一些，但仍然值得我们注意。从目前北京市的奥运规划来看,北京奥运会场馆和奥运村的局部既集中又合理的分散，有利于比赛的组织和管理,并突出考虑了赛后利用问题，从另一方面看,要实现奥运经济的短期效应与体育休闲产业的长期发展结合关键在于培养一个稳定的居民体育休闲消费市场。目前,我国体育用品消费还存在体育消费结构单一和体育消费较低的问题。为此,应细分体育消费市场,注重开发的层次性。根据不同年龄、不同职业、不同收入水平和不同兴趣消费者的消费需求，开发组织不同层次体育劳务消费品的生产,以满足不同层次的消费者需求
三、体育消费的内在定义
体育消费包括物质的消费和精神的消费，物质消费中有文化的内涵，精神消费中有物质的基础。体育消费不仅仅是一种经济行为，也是一种文化活动。体育消费既受文化因素的影响和制约，又能引起人们对一定文化的需求的追求；有的消费过程直接表现为一种文化活动的过程。
体育消费行为本身是一种社会化行为，它受个体所处社会文化环境和个体消费心理差异的影响。不同社会文化环境和亚文化背景下的消费者，由于生活方式、审美观念、价值观念、消费观念的不同，其体育消费理念和消费方式也不同。亚文化也称副文化，对体育消费有着特定的影响。亚文化是指不占主流或某一局部的文化现象，它不仅包括与主体文化共通的价值观念，还有其自己独特的价值观念。有学者认为亚文化对其成员的影响比主文化还要强，一种亚文化可以代表一种生活方式，它赋予个人一种可以辨别出来的身份。
我国较为典型的受亚文化影响的体育消费群体主要包括地理亚文化群体：是人们由于受所处自然地理条件的影响而形成与气候条件、地理条件有关的生活方式和消费习俗的亚文化群体，如北方人选择运动服饰，颜色、喜爱的运动项目与南方人截然不同。区域亚文化群体:是以人口的行政区域分布为特色的亚文化群体,存在着较大的差异，乡镇消费者的消费宽度要大大窄于城市消费者,这种差异直接与社会文化环境和生产发展力水平有关。
四、结论
体育业与其他产业具有较为密切的产业关联度。如旅游业、广告业、建筑业、食品业、机械制造业都与体育有着直接或间接的联系，体育业的产业关联性一方面表现为它与其他产业的直接或间接的消耗关系上，另一方面表现为体育业与其他行业之间可以产生边缘交叉，籍以形成许多新行业，积极发展体育消费可以推动这些新兴行业的发展。
体育实物型消费品大多需求价格弹性较大，体育服务型消费品大多需求价格弹性比较小，而两者的需求收入弹性，特别使服务型消费品的需求收入弹性一般都较大。体育消费对经济环境的依存度较其他产业为弱。其根本原因在于：体育业的资本报酬率远比社会资本平均报酬率高，因此，一方面流入体育业的资本远比一般行业要多；另一方面，该行业资本流入效率较一般行业也高出许多，即便在经济环境恶化时，其资本报酬率有所下降，但较其他行业相比，仍具有较大的投资价值。
参考文献:
[1]龚 坚 刘成高 杨 露:奥运经济与我国体育产业化[J].西南民族学院报.哲学社会科学版,2002,（5）
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）.
［关键词］消费需求；经济增长；投资率；消费率
1 研究背景与问题提出
扩大内需包括扩大投资需求和扩大消费需求两个方面。扩大投资需求,就是要通过积极的财政和货币政策,激活国内投资市场,特别是固定资产投资；扩大消费需求,就是通过增收、扩大信贷等经济杠杆,激活国内消费市场,从而带动经济持续健康增长。南宁市增加固定资产投资和扩大内需、消费,同时充分利用北部湾经济开发和东盟—中国自由贸易区建成的机遇,着手打造经济起飞的平台。
2 南宁市固定资产投资与gdp的关系分析
2.1 固定资产投资周期与名义经济周期在大体上保持同步变动的趋势
从“十五”时期到“十一五”时期前三年(2006—2008),南宁市经济平均增长速度较快而平稳,最小值8%,最大值14.6%；但是固定资产投资增长速度不均匀,最小值-7.55%,最大值51.74%。固定资产投资周期与名义经济周期在大体上保持同步变动的趋势,但又具有一定的差别。这主要表现在：第一,峰谷位置在时间上有所差别,经济增长往往滞后于固定资产投资一年达到峰值或是开始上升。第二,南宁市近10年来,全社会固定资产投资的波动幅度高于国内生产总值的波动幅度。以年度增长率的离差系数(标准差/均值)来衡量,1999—2008年南宁市固定资产投资的波动幅度(0.5048)是名义国内生产总值波动幅度(0.3685)的1.37倍,是实际国内生产总值波动幅度(0.3542)的1.43倍。
2.2 南宁市固定资产投资与gdp的关系检验
选择2000—2008的年度数据,并对南宁市固定资产投资和国内生产总值分别剔除固定资产投资价格指数和国内商品零售价格指数变动因素的干扰。
固定资产投资函数的选择：gdpt=b0+bl×fair+ut
式中,fai为南宁市固定资产投资额,gdp为南宁市生产总值，ut为随机误差。
2.3 南宁市固定资产投资与经济增长关系的协整分析
选择adf检验南宁市固定资产投资与国内生产总值之间存在协整关系,结果是,在5％和10％的显著水平下,以aic准则为标准,gdpt、fait都是i(1)变量,其一阶差分gdpt和fait均为平稳时间序列。选取engle-granger两步法(e-g)来进行协整检验,单位根检验结果表明南宁市固定资产投资与经济增长的时间序列均为一阶单整。即：gdpt～i(1),fait～i(1),因而可以进行协整回归,其结果如下：
gdpt=0.1526+2.151fait
(6.93) (21.86)
r2=0.899 dw=1.508
根据durbin.watson法对ut进行平稳性检验,结果显示两变量gdpt和fait是协整的,即南宁市固定资产投资与国内生产总值在这一时段存在稳定的长期均衡关系。
2.4 granger因果关系检验
通过选取滞后长度,可以看出,原假设“gdp不是fai变化的原因”和“fai不是gdp变化的原因”均被拒绝了,说明两者存在着双向因果关系,即南宁市经济增长与固定资产投资增长存在着双向因果关系。
3 南宁市消费需求与gdp的关系分析
3.1 南宁市全市居民收入与消费水平稳步增长
近10年南宁市全市居民收入与消费水平稳步增长,但是农民收入和消费增长要相对缓慢,同时南宁市在全国所有省会中消费总额居于中等地位。
3.2 消费在经济增长中的比重逐步下降
消费需求是经济增长中份额最大,最稳定的需求期间,虽然南宁市的最终消费率呈下降趋势,但是在经济增长的三大需求中,始终占据主导地位,是拉动经济增长的份额最大的需求,是促进国民经济增长的主要动力。1999—2008年,南宁市最终消费率平均值为52.27％,同期的投资率平均值为27.1％,而净出口在gdp中所占的比重仅为3.2％。更重要的是,与投资相比,消费需求波动幅度较小,是经济增长中最为稳定的因素。消费需求的刚性决定了在gdp年新增额中,消费需求波动幅度远小于投资等其他因素,对经济增长影响惯性最大，因而,消费成为国民经济稳定发展的重要保证。
3.3 消费需求弹性表明最终消费对经济增长的拉动作用比较大
南宁市名义消费弹性系数在0.31~5.15,并且大部分都在2左右,且最小数值大于0.31,这说明南宁市消费富于弹性,国家实行扩大内需、刺激消费的政策可以很有效地促进经济增长。这期间,名义消费弹性系数平均为2.15,这说明我国名义消费每增长1％会带动名义gdp增长2.15个百分点。从总体上看,最终消费对经济增长的拉动作用比较大。
4 南宁市固定资产投资、消费需求与gdp的关系分析
4.1 南宁市固定资产投资率过高,增长速度过快
自1997年亚洲金融危机以来,南宁市的固定资产投资率在高位上持续提高,1999—2008年的平均投资率为50.2％,已经远远超出了全国的平均水平38％。工业化推动、城镇居民住房制度改革、积极财政政策、地方政府追求政绩、城市化水平加速是造成高投资率的主要原因,此外还有承接国际产业转移与高储蓄导致投资需求偏高。
4.2 南宁市投资与消费结构不合理
4.2.1 农村消费影响消费总量不足
农村消费需求主要是指农村居民满足消费需要并且具有货币支付能力的支出。目前,农村人口占南宁市人口半数以上,潜在的消费能力巨大。但是,由于农产品价格的低迷,农村社会保障体系缺乏等多种因素,农村居民消费不足。
4.2.2 收入因素影响了消费能力
改革开放以来,南宁市居民收入水平有了较大幅度的提高,但居民收入的增长速度还是远低于gdp增长速度,居民增收缓慢很大程度上影响了消费需求的扩大；居民收入差距扩大也导致消费需求不足,高收入阶层的平均消费倾向低,其消费需求逐渐接近饱和状态,消费增量低于收入的增量。低收入阶层边际消费倾向显著高于高收入阶层,但由于缺乏健全的收入补助机制,使得大量低收入阶层有消费欲望但缺少必要的消费能力,导致消费需求不足。
4.2.3 供给因素影响了消费意愿
