消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系范文
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第1篇
關(guān)鍵詞：可再生能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整；Granger因果關(guān)系
中圖分類號(hào)：F830.92 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1674-0017-2016（10）-0027-08
一、問題提出
在經(jīng)濟(jì)增速換擋、資源環(huán)境約束趨緊的新常態(tài)下，中國(guó)推動(dòng)能源消費(fèi)革命、可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢(shì)在必行。可再生能源是來自于自然資源且能夠從自然過程不斷地得到補(bǔ)充的能量來源，發(fā)展可再生能源有助于實(shí)現(xiàn)資源消耗、環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙脫鉤發(fā)展。
OECD國(guó)家化石燃料的使用量正逐漸減少，可再生能源的發(fā)電量占比逐步提升。根據(jù)國(guó)際能源署預(yù)測(cè)，到2035年可再生能源將提供其總發(fā)電量的三分之一。OECD國(guó)家在可再生能源的開發(fā)利用上具有先行優(yōu)勢(shì)，在發(fā)展可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)上有較豐富的經(jīng)驗(yàn)，對(duì)我國(guó)可再生能源產(chǎn)業(yè)具有借鑒意義。中國(guó)已經(jīng)制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消費(fèi)比重分別達(dá)到15%、20%的目標(biāo)。據(jù)預(yù)測(cè)（見圖1），到2030年可再生能源將增長(zhǎng)42%-48%，成為一次能源需求中的第二位?？梢?，可再生能源將在未來的能源結(jié)構(gòu)中發(fā)揮重要作用?？稍偕茉串a(chǎn)業(yè)作為新興綠色產(chǎn)業(yè)，蘊(yùn)含著新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，在此背景下，本文研究的問題是一個(gè)亟需解決的問題。
二、文獻(xiàn)綜述
關(guān)于可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究在近十年開始出現(xiàn)。對(duì)美國(guó)的研究較多，Ewing等（2007）用廣義方差分解法對(duì)美國(guó)2000：1C2005：6月度數(shù)據(jù)研究得出：可再生能源的消費(fèi)會(huì)增加工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)。Bowden和Payne（2010）同樣運(yùn)用TodaCYamamoto方法對(duì)美國(guó)1949C2006年可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，但采用了部門數(shù)據(jù)，結(jié)果表明商業(yè)和工業(yè)的可再生能源消費(fèi)和實(shí)際GDP之間沒有因果關(guān)系，住宅可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值有單向因果關(guān)系。一些學(xué)者對(duì)OECD國(guó)家的情形進(jìn)行了研究，Apergis和Payne（2010）對(duì)20個(gè)經(jīng)合組織國(guó)家在1985―2005年期間的研究表明，可再生能源消M與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間在短期和長(zhǎng)期均存在雙向因果關(guān)系。Salim等（2014）利用1980-2011年的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)OECD國(guó)家可再生能源和不可再生能源與能源消費(fèi)、工業(yè)產(chǎn)值和GDP增速的動(dòng)態(tài)關(guān)系。檢驗(yàn)表明，在長(zhǎng)期和短期內(nèi)工業(yè)總產(chǎn)值與可再生能源和不可再生能源消費(fèi)之間均有雙向的因果關(guān)系。GDP增速與不可再生能源消費(fèi)之間在短期內(nèi)存在雙向關(guān)系的證據(jù)，而與可再生能源之間只有單向因果關(guān)系。中國(guó)學(xué)者郭四代等（2012）選取1990-2010年中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和新能源（水電、核電、風(fēng)電）消費(fèi)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)，新能源的消費(fèi)是促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Granger原因。王瑛（2008）對(duì)1953-2006年的年度數(shù)據(jù) ，分析了水電、核電、風(fēng)電消費(fèi)與實(shí)際GDP之間的協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系，得出1953-2006年間這三種能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有顯著的協(xié)整關(guān)系，另外我國(guó)可再生能源消費(fèi)量對(duì)GDP增長(zhǎng)也有顯著的單向Granger因果關(guān)系。
目前文獻(xiàn)結(jié)論表明：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)較多地具有單向因果關(guān)系，但也有部分國(guó)家或地區(qū)顯現(xiàn)出這兩者間雙向的因果關(guān)系。單向因果關(guān)系即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)生在可再生能源消費(fèi)增長(zhǎng)之前，可以在計(jì)量上解讀為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)可再生能源的發(fā)展；雙向因果關(guān)系則說明，從計(jì)量分析得到可再生能源消費(fèi)先于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，可以作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因，在政策、環(huán)境保護(hù)的需求之下，可再生能源產(chǎn)業(yè)具備了自身發(fā)展的動(dòng)力，甚至進(jìn)一步刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
本文將能源消費(fèi)分為可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)，作為生產(chǎn)要素考慮Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，選取1994-2013年的數(shù)據(jù)，對(duì)OECD國(guó)家和中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分別進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。首先，通過面板單位根、協(xié)整檢驗(yàn)分析OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期關(guān)系；建立VEC 模型，進(jìn)行因果檢驗(yàn)分析二者的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系，并進(jìn)行長(zhǎng)期和短期的Granger因果檢驗(yàn)。其次，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析了中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，并進(jìn)行長(zhǎng)期和短期的Granger因果檢驗(yàn)。最后，結(jié)合實(shí)證分析結(jié)果，對(duì)我國(guó)可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出了建議。
三、OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究
（一）模型構(gòu)建
本節(jié)利用現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的分析框架，構(gòu)建了包含可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)面板數(shù)據(jù)在內(nèi)的生產(chǎn)函數(shù)，實(shí)證研究OECD國(guó)家和可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）
其中，Y■為OECD國(guó)家實(shí)際GDP，K■是OECD國(guó)家資本存量，L■為OECD國(guó)家總勞動(dòng)力人數(shù)，RE■表示OECD各國(guó)可再生能源消費(fèi)總量，NRE■表示OECD各國(guó)不可再生能源消費(fèi)總量。這里的可再生能源包括：水電、太陽能、風(fēng)能、地?zé)崮芎蜕镔|(zhì)能。不可再生能源包括：石油、天然氣和煤。
本文采取以下自然對(duì)數(shù)形式的面板計(jì)量模型和時(shí)間序列模型：
Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（RE■）+α■Ln（NRE■）+μ■ （2）
其中，i表示橫截面，t表示時(shí)間， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■為殘差項(xiàng)。
（二）實(shí)證研究
1.單位根檢驗(yàn)。利用面板單位根LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF Fisher檢驗(yàn)、PP Fisher檢驗(yàn)，對(duì)34個(gè)OECD國(guó)家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一階差分序列上分別進(jìn)行含有截距項(xiàng)以及含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)得到的。一階差分值均在1%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均為一階差分平穩(wěn)序列，即為I（1）。
2.協(xié)整檢驗(yàn)。在面板單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本節(jié)采用Pedroni提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法。Pedroni構(gòu)造了四個(gè)“聯(lián)合組內(nèi)”統(tǒng)計(jì)量和三個(gè)“組間”統(tǒng)計(jì)量。這七個(gè)統(tǒng)計(jì)量均漸進(jìn)服從（0，1）的正態(tài)分布，并且給出了臨界值。如果計(jì)算出來的統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，表明存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。對(duì)LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■進(jìn)行Pedroni面板協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。
以上是包含截距項(xiàng)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，滯后期長(zhǎng)度按照SIC標(biāo)準(zhǔn)自動(dòng)選擇。有四個(gè)統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著，又因?yàn)樵跇颖玖枯^小的情況下以ADF統(tǒng)計(jì)量為主，其P值為0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，通過面板最小二乘估計(jì)，對(duì)LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■間的長(zhǎng)期協(xié)整方程進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：
為了能夠修正面板數(shù)據(jù)的異方差性，在估計(jì)的權(quán)重選項(xiàng)中選擇了Period weights，進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)。由表3可見，四個(gè)解釋變量均在1%的水平上顯著，不可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大?？稍偕茉聪M(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響超過了勞動(dòng)力，為0.09。這說明，OECD整體可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期關(guān)系已經(jīng)確立。
3.VEC模型分析。存在協(xié)整關(guān)系的變量可以建立向量誤差修正（VEC）模型來揭示變量之間的短期關(guān)系，故建立以下VEC模型：
z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■ （3）
其中，z■的各分量是OECD生產(chǎn)函數(shù)中I（1）的各變量；α是調(diào)整參數(shù)矩陣，其每一行元素是出現(xiàn)在第i個(gè)方程中的對(duì)應(yīng)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)；β為協(xié)整向量矩陣，其每一列所表示的變量的線性組合都是一種協(xié)整形式；p為滯后階數(shù)，此處根據(jù)SIC原則確定為2；ε■是擾動(dòng)項(xiàng)。
模型（3）的協(xié)整向量估計(jì)結(jié)果如表4。
得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期協(xié)整關(guān)系，即：
1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）
式中ecm■表示實(shí)際GDP、資本存量、勞動(dòng)力、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)的線性組合序列，也是協(xié)整方程（4）的殘差項(xiàng)，并將作為后面誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)。實(shí)際GDP的VEC模型的估計(jì)結(jié)果為：
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）
以上估計(jì)結(jié)果可以說明：對(duì)實(shí)際GDP當(dāng)期的變化量解釋作用最強(qiáng)的是上一期和上兩期的勞動(dòng)力變化，解釋作用分別達(dá)到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的實(shí)際GDP變化量解釋，可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)的上一期和上兩期變化對(duì)其解釋作用都較弱。同時(shí)，ecm■表示短期波動(dòng)向上期均衡的調(diào)整，其系數(shù)為-0.029，即以0.029的速度負(fù)向調(diào)整。
4.因果檢驗(yàn)。本節(jié)運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)研究變量長(zhǎng)期的因果關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)的因果關(guān)系。本文主要研究可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，故下表中只報(bào)告這兩者的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果。基于長(zhǎng)期協(xié)整方程的Granger因果檢驗(yàn)如結(jié)果表5，滯后階數(shù)選擇4階。
在“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)檢驗(yàn)中，在1%的水平上拒絕了該假設(shè)，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)的原因。同時(shí)，在5%的水平上拒絕了 “LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，說明可再生能源消費(fèi)在長(zhǎng)期也是OECD經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。
基于VEC模型的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如表6。
從表6結(jié)果來看，在“DLnY■不是DLnRE■的格蘭杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格蘭杰原因”的原假設(shè)檢驗(yàn)均在10%的顯著性水平上被拒絕，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)不是OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)短期波動(dòng)的原因，同樣，OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)短期波動(dòng)也不是其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)的原因。二者在統(tǒng)計(jì)上因果關(guān)系均不顯著。
由以上可得，OECD國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期顯著地是可再生能源消費(fèi)的原因，可以解釋為：從長(zhǎng)期來看，保障經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)才能負(fù)擔(dān)可再生能源發(fā)展初期普遍較高的成本。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期并不構(gòu)成可再生能源消費(fèi)的原因，可能是因?yàn)槟壳翱稍偕茉聪M(fèi)在短期內(nèi)的迅速增長(zhǎng)大多是能源轉(zhuǎn)型的政策引導(dǎo)結(jié)果?？稍偕茉聪M(fèi)在滯后4階的長(zhǎng)期狀況下是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，說明OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在大約4期之后可以明顯表現(xiàn)出來。短期內(nèi)，可再生能源消費(fèi)波動(dòng)外生于實(shí)際GDP的概率達(dá)到52%，這可能是因?yàn)槟壳翱稍偕茉聪M(fèi)在能源消費(fèi)中的占比還較小，短期內(nèi)不足以表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。
四、中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究
（一）模型構(gòu)建
本節(jié)實(shí)證研究中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）
其中，Y■為中國(guó)實(shí)際GDP， K■是中國(guó)資本存量，L■為中國(guó)總勞動(dòng)力人數(shù)，RE■表示中國(guó)可再生能源消費(fèi)總量，NRE■為中國(guó)不可再生能源消費(fèi)總量。
為了增強(qiáng)數(shù)據(jù)的顯性化趨勢(shì)、避免異方差，采用自然對(duì)數(shù)形式的時(shí)間序列模型：
Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）
t表示時(shí)間，t=1994，1995，……2013；μ■是殘差。
（二）實(shí)證研究
1.單位根檢驗(yàn)。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一階差分序列上的單位根檢驗(yàn)結(jié)果不平穩(wěn)，故下表列出這五個(gè)序列在二階差分上的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出均在5%的顯著性水平上通過。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二階平穩(wěn)的，即I（2）。
2.協(xié)整檢驗(yàn)。在單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本節(jié)采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)都表明在5%的顯著性水平下存在4個(gè)協(xié)整方程。可知：中國(guó)LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。
在此基礎(chǔ)之上，先進(jìn)行ARCH LM條件異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)得到F統(tǒng)計(jì)量為122.02，相應(yīng)P值為0.00，說明估計(jì)方程的殘差序列存在ARCH效應(yīng)。因此，選擇ARCH模型進(jìn)行估計(jì)，從估計(jì)結(jié)果看仍然存在問題如下：第一，LnL■和LnRE■的系數(shù)估計(jì)結(jié)果較不顯著；第二，DW統(tǒng)計(jì)量為0.13。懷疑存在序列相關(guān)問題，如果存在，則顯著性水平、擬合優(yōu)度將不可信，因此，應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。采用LM檢驗(yàn)。
LM統(tǒng)計(jì)量顯示，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關(guān)性。同時(shí)，觀察相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量，得到殘差序列在1、5和6階上存在序列相關(guān)。通過將擾動(dòng)項(xiàng)的滯后項(xiàng)ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回歸結(jié)果：
由表10可見，四個(gè)解釋變量均在1%的水平上顯著。中國(guó)在1994-2013年間，資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最大，其次是不可再生能源消費(fèi)?？稍偕茉聪M(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整系數(shù)超過了勞動(dòng)力，為0.17。說明對(duì)中國(guó)來說，可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期關(guān)系在這20年已經(jīng)得到了顯現(xiàn)。中國(guó)在這三十年間的可再生能源構(gòu)成主要是以水力發(fā)電為主，全球已開發(fā)水電資源中，中國(guó)占27%。DW統(tǒng)計(jì)量為1.78，序列相關(guān)得到解決。
3.VAR模型分析。向量自回歸（VAR）模型把系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)的函數(shù)來構(gòu)造模型，可以用于分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊。本節(jié)構(gòu)造的VAR（p）模型為中國(guó)的實(shí)際GDP、資本存量、勞動(dòng)力、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)五變量系統(tǒng)，主要分析可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的短期動(dòng)態(tài)影響。在無約束VAR模型條件下，依據(jù)LR、FRE、AIC、SC和HQ等準(zhǔn)則得到最優(yōu)滯后期階數(shù)為2，因此，選擇VAR（2）模型。
對(duì)VAR模型，當(dāng)其所有特征根的模的倒數(shù)小于1時(shí)，表示該模型是穩(wěn)定的。由圖2可知該VAR（2）模型所有特征根的模的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，該模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。
因此，模型VAR（2）構(gòu)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
估計(jì)結(jié)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，進(jìn)一步用脈沖響應(yīng)函數(shù)研究當(dāng)外部環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生沖擊后對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響，以及可再生能源消費(fèi)收到外部環(huán)境沖擊后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。得到的這兩者的脈沖響應(yīng)圖如圖3所示。橫軸表示滯后期，這里設(shè)定為10年，縱軸表示變量相應(yīng)的大小。
由圖3可知，當(dāng)外界給可再生能源消費(fèi)一個(gè)單位的沖擊，GDP開始顯示一較小的正響應(yīng)，之后在第二期先增長(zhǎng)達(dá)到最強(qiáng)，第三期到第四期為減弱期，第四期時(shí)有一個(gè)短暫的小于零的過程，之后又拉升新一輪的正效應(yīng)不斷增長(zhǎng)的階段，第六期時(shí)達(dá)到第二個(gè)峰值，且該峰值與上一個(gè)峰值十分接近，第八期是降到零，但未出現(xiàn)負(fù)值，最后兩期又出現(xiàn)上升的正相應(yīng)。而外界給GDP一個(gè)單位沖擊，可再生能源的響應(yīng)在第二期出現(xiàn)由零到負(fù)的微小降低，并在進(jìn)入第四期時(shí)回到零并啟動(dòng)直達(dá)第八期的增長(zhǎng)，達(dá)到峰值后又逐漸降低，到第十期回到零。可見，可再生能源消費(fèi)受一個(gè)正的外部沖擊后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在其滯后十期內(nèi)，除第四期例外以外，其余均為正，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正響應(yīng)會(huì)階段性的反復(fù)出現(xiàn)，這符合可再生能源消費(fèi)的特性。而GDP受一個(gè)正的外部沖擊后對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響在開始時(shí)并不明顯，在第四期之后也增長(zhǎng)緩慢，最大的正相應(yīng)在第七至第八期才能表現(xiàn)，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)并不能起到立竿見影的作用，但在較長(zhǎng)階段都會(huì)有穩(wěn)步增加的促進(jìn)作用。
4.因果檢驗(yàn)。本小節(jié)研究中國(guó)可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，首先對(duì)中國(guó)五個(gè)變量的原序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，得到與的Granger因果關(guān)系。
從以上結(jié)果來看，Granger因果檢驗(yàn)在5%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)，從而表明在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠Granger引起可再生能源的消費(fèi)。但與OECD國(guó)家的檢驗(yàn)結(jié)果不同的是，檢驗(yàn)接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，表明可再生能源消費(fèi)不是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。
基于上述VAR（2）模型檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系，運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)，其中，中國(guó)實(shí)際GDP和可再生能源消費(fèi)的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)：在包含二階滯后的VAR模型中，這兩種變量的因果關(guān)系與長(zhǎng)期較接近，Granger因果檢驗(yàn)在10%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)，肯定了LnRE■對(duì)LnY■的解釋作用，從而表明在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠Granger引起可再生能源的消費(fèi)。檢驗(yàn)接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，表明可再生能源消費(fèi)不是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，可再生能源消費(fèi)有60%的概率外生于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
由因果檢驗(yàn)的結(jié)果可知，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響在較大概率上得到了確認(rèn)，無論是建立在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系還是短期內(nèi)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。而可再生能源消費(fèi)則在長(zhǎng)期內(nèi)有53%的概率外生于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即在較大概率上還不能構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滯后設(shè)置，可再生能源消費(fèi)仍然不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。但筆者發(fā)現(xiàn)，當(dāng)把VAR的模型只設(shè)定滯后第二期時(shí)，可再生能源消費(fèi)在93%的概率上成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也在94%的概率上Granger引起可再生能源消費(fèi)。這樣的設(shè)定是來源于上一節(jié)的脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果，同時(shí)，此時(shí)的VAR模型也是平穩(wěn)的。因此，我們可以認(rèn)為中國(guó)的可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在這滯后的影響。
五、結(jié)論與建議
（一）主要結(jié)論
運(yùn)用OECD國(guó)家和中國(guó)1994-2013年的數(shù)據(jù)，本文研究得出OECD和中國(guó)在可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間都存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，還主要得到了如表12所示的因果關(guān)系結(jié)果。
通過實(shí)證研究，本文發(fā)現(xiàn)OECD國(guó)家和中國(guó)可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的相同之處：即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源的長(zhǎng)期引領(lǐng)作用，這可以解釋為：第一，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到一定階段時(shí)，化石能源推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不可持續(xù)性日漸突顯，這隨之帶來了改變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、發(fā)展可再生能源的需求；第二，從率先發(fā)展可再生能源的國(guó)家可以看出，該產(chǎn)業(yè)發(fā)展的起始階段均需投入大量成本，應(yīng)建立在經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)足發(fā)展的基礎(chǔ)之上。同時(shí)，研究發(fā)現(xiàn)了OECD國(guó)家和中國(guó)可再生能源消費(fèi)在短期內(nèi)均不能引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這說明可再生能源消費(fèi)短期內(nèi)無論在發(fā)達(dá)國(guó)家還是中國(guó)都還不能顯著地帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化，目前的可再生能源消費(fèi)的比例仍然較小，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)也只在小概率下是受到它的影響。
OECD國(guó)家和中國(guó)可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的不同之處也表現(xiàn)在兩個(gè)方面。一方面，肯定了OECD國(guó)家在長(zhǎng)期內(nèi)可再生能源消費(fèi)也對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有引領(lǐng)作用。OECD在這20年內(nèi)可再生能源的發(fā)展說明可再生能源消費(fèi)的增長(zhǎng)在較大概率上會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這為可再生能源消費(fèi)發(fā)展相對(duì)落后的國(guó)家和地區(qū)在一定程度上打消了顧慮，中國(guó)應(yīng)該更加信心堅(jiān)定地可再生能源消費(fèi)的發(fā)展。同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)中國(guó)包含可再生能源消費(fèi)滯后四期變量的模型檢驗(yàn)中，它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因也得到了確認(rèn)，這說明在一定條件下，中國(guó)存在著可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。另一方面，短期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)的因果關(guān)系中，OECD的檢驗(yàn)中拒絕了這一關(guān)系，而中國(guó)則接受。中國(guó)近年來的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)堪稱“奇跡”，在推動(dòng)可再生能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過程了給予了大量補(bǔ)貼，支持國(guó)民生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，對(duì)我國(guó)發(fā)展可再生能源產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用更加突出；相比而言，OECD作為發(fā)達(dá)國(guó)家的集體，其GDP在長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)保持在較高的穩(wěn)定水平，他們發(fā)展可再生能源在短期更多地是依賴技術(shù)突破。
（二）相關(guān)建議
第一，加快綠色金融發(fā)展，提升可再生能源產(chǎn)業(yè)活力。引導(dǎo)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)推出綠色信貸體系，嚴(yán)控“兩高一?！毙袠I(yè)信貸，將環(huán)境責(zé)任標(biāo)準(zhǔn)融入銀行業(yè)經(jīng)營(yíng)管理，積極應(yīng)對(duì)可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的市場(chǎng)失靈和政府缺位。引導(dǎo)綠色債券在可再生能源項(xiàng)目中的規(guī)范發(fā)展，建立政策激勵(lì)措施體系，增加綠色債券市場(chǎng)流動(dòng)性，增加投資主體與市場(chǎng)規(guī)模。把握綠色金融在經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型中的機(jī)遇，積極適應(yīng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，形成可再生能源發(fā)展和綠色金融的良性循環(huán)，培育新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。
第二， 加強(qiáng)能源供給側(cè)改革，促進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。利用市場(chǎng)機(jī)制強(qiáng)化可再生能源市場(chǎng)優(yōu)先供給，通過可再生能源配額制和綠色電力證書等在OECD國(guó)家運(yùn)用成熟的體制，促進(jìn)可再生能源電力價(jià)格發(fā)現(xiàn)，減小國(guó)家可再生能源產(chǎn)業(yè)補(bǔ)貼缺口。推進(jìn)能源扶貧，推動(dòng)r網(wǎng)改造升級(jí)，提高農(nóng)網(wǎng)對(duì)分布式發(fā)電的接納能力，一方面使農(nóng)村成為推動(dòng)可再生能源消費(fèi)提升的重要陣地， 另一方面推進(jìn)光伏扶貧等精準(zhǔn)扶貧模式落地，發(fā)揮好可再生能源對(duì)脫貧攻堅(jiān)的助力作用。
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The Relationship between Renewable Energy Consumption and Economic Growth
――A Comparison between OECD Countries and China
WANG Yongheng SONG Yingmin LIU Hongfu WANG Hetong
（Pingliang Municipal Sub-branch PBC，Pingliang Gansu 744000）
第2篇
關(guān)鍵詞：石油消費(fèi) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 關(guān)系 協(xié)整 分析
前言
縱觀我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展歷程，從2002年開始，再一次進(jìn)入經(jīng)濟(jì)周期性擴(kuò)張時(shí)期，2003年我國(guó)實(shí)行了積極的財(cái)政政策及穩(wěn)定的貨幣政策，有效的強(qiáng)化了投資需求及消費(fèi)需求對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，直到2004年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，而通貨膨脹情況較為良好，最后實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)繁榮的經(jīng)濟(jì)周期形態(tài)的變化。在該社會(huì)形勢(shì)下，許多能源消耗較高的行業(yè)的不斷擴(kuò)張，石油供給與日益增長(zhǎng)的消費(fèi)需求之間產(chǎn)生了嚴(yán)重的矛盾，石油資源短缺及價(jià)格上漲成為了必然趨勢(shì)，也造成了2003年年底至2004年石油緊缺問題。油價(jià)不斷升高，運(yùn)輸行業(yè)的成本也會(huì)提高，運(yùn)力負(fù)擔(dān)巨大，煤電供應(yīng)緊張。我國(guó)資源條件限制，對(duì)石油進(jìn)口較為依賴，國(guó)際市場(chǎng)原油價(jià)格變化大，直接影響我國(guó)的能源價(jià)格，使得我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展受到較大的應(yīng)先及限制，因此需要對(duì)其進(jìn)行深入的研究，探討解決能源問題的途徑。
一、石油消費(fèi)的影響因素分析
在我國(guó)的能源消費(fèi)中，石油消費(fèi)占有重要的比重，其受到較多因素的影響，包括國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、國(guó)家發(fā)展政策、行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化等。
1.國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)石油消費(fèi)的影響
在未來的一定時(shí)期內(nèi)，石油作為能源動(dòng)力，其對(duì)于我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展依然會(huì)具有不可替代性，國(guó)家對(duì)于石油消費(fèi)的強(qiáng)度也會(huì)受到各個(gè)方面的影響，包括國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、經(jīng)濟(jì)實(shí)力、國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能源需求結(jié)構(gòu)等。當(dāng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力較弱時(shí)，某些產(chǎn)業(yè)的規(guī)模較小，該體系中各個(gè)產(chǎn)業(yè)并沒有經(jīng)濟(jì)生活中的各個(gè)方面，產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平也較為有限，對(duì)石油的消費(fèi)需求強(qiáng)度較小，但是國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力會(huì)不斷提高，各個(gè)產(chǎn)業(yè)的規(guī)模的逐漸擴(kuò)大，對(duì)石油的消費(fèi)需求不斷提升；國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的提升，工業(yè)生產(chǎn)速的效率不斷提升，運(yùn)輸行業(yè)的極為繁榮，與之配套的服務(wù)產(chǎn)業(yè)也會(huì)隨之發(fā)展起來，石油消費(fèi)需求強(qiáng)度較大[1]。
2.能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)石油需求的影響
國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的過程中，其經(jīng)濟(jì)形態(tài)會(huì)出現(xiàn)重大的變化，從初級(jí)的以農(nóng)業(yè)為基礎(chǔ)逐漸變化為以工業(yè)、服務(wù)業(yè)等產(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)，其對(duì)于能源消耗量及消費(fèi)點(diǎn)均會(huì)出現(xiàn)變化，即為能源結(jié)構(gòu)出現(xiàn)劇烈的變化。在該形勢(shì)下，需要在經(jīng)濟(jì)總量得到較大提升的基礎(chǔ)上，兼顧國(guó)民經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，重視環(huán)境的保護(hù)及生態(tài)平衡。而投入產(chǎn)出比較低、高污染、且運(yùn)輸成本較高的煤炭需求會(huì)不斷降低，國(guó)家制定的各項(xiàng)環(huán)保措施均會(huì)提高石油的需求強(qiáng)度。
3.國(guó)家發(fā)展政策及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)石油消費(fèi)的影響
我國(guó)在上個(gè)世紀(jì)80年代以前，屬于工業(yè)化進(jìn)程階段，國(guó)家對(duì)于重工業(yè)十分重視，國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度和石油產(chǎn)品消費(fèi)量的增長(zhǎng)速度沒有顯著的差異，但是在80年代之后，國(guó)家積極的調(diào)整了產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向及策略，較為重視輕工業(yè)，不斷的滿足人們的日益增長(zhǎng)的生活需求。直至2000年左右，國(guó)家對(duì)于石油產(chǎn)品的需求增長(zhǎng)速度已經(jīng)超過了國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。2000年以后，國(guó)家產(chǎn)業(yè)發(fā)展重點(diǎn)集中于汽車工業(yè)及環(huán)保事業(yè)，石油產(chǎn)品的消費(fèi)增長(zhǎng)速度更高[2]。
二、近年來石油消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分析
本文中以1990年至2005年的數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，在這15年之間，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量和石油消費(fèi)都呈現(xiàn)出了較大增長(zhǎng)趨勢(shì)。按照1990年的人民幣價(jià)格計(jì)算，我國(guó)的實(shí)際GDP由1990年的18549億元提高至2005年的74511億元，表明我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)十分迅速在石油消耗量方面，從1990年至2005年，我國(guó)的石油消費(fèi)量隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而不斷提升。1990年的石油消費(fèi)量為16384.8萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，到2005年，石油消耗量已經(jīng)達(dá)到了45658.2萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，每年平均以5.2%的幅度快速增長(zhǎng)。1990年至2005年我國(guó)實(shí)際GDP及石油消費(fèi)總量的年平均增長(zhǎng)速度為12%，其集中體現(xiàn)了我國(guó)進(jìn)入周期性經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張階段，經(jīng)濟(jì)在改革開放以后，出現(xiàn)了第二波增長(zhǎng)高峰。石油消耗強(qiáng)度方面，可以將其分為四個(gè)階段，即1990年及1991年，我國(guó)石油消耗強(qiáng)度的平均值為0.9噸標(biāo)準(zhǔn)煤；1992年及1993年我國(guó)的石油消耗強(qiáng)度平均值降至0.8噸標(biāo)準(zhǔn)煤；1994年至2000年我國(guó)石油消耗強(qiáng)度均值為0.7噸標(biāo)準(zhǔn)煤；而2001年至2005年中，除了2004年稍有回升，回到0.7噸標(biāo)準(zhǔn)煤之外，其他年份的石油消耗強(qiáng)度均為0.6噸標(biāo)準(zhǔn)煤。從數(shù)據(jù)上可以看出我國(guó)的石油消耗強(qiáng)度從1990年至2005年均呈現(xiàn)出穩(wěn)定下降的變化趨勢(shì)。在石油消費(fèi)彈性系數(shù)方面，1990年至2005年之中均屬于上升趨勢(shì)，其最高值出現(xiàn)在2004年，為1.6。整體上分析石油消費(fèi)量增長(zhǎng)的速度已經(jīng)逐漸超過了國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。該15年中石油消費(fèi)彈性系數(shù)大于1的時(shí)間有1997年、2002年及2004年；石油消費(fèi)量增長(zhǎng)速度大于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)速度的時(shí)間有1997年及2004年，其他時(shí)間內(nèi)尚未出現(xiàn)較為顯著的變化規(guī)律，整體數(shù)據(jù)來看，我國(guó)石油消費(fèi)量也在不斷的提高。石油消費(fèi)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)呈現(xiàn)出協(xié)整關(guān)系[3]。
各個(gè)能源的標(biāo)準(zhǔn)煤折算比率為：石油為1.43噸標(biāo)準(zhǔn)煤/噸；煤炭為0.714噸標(biāo)準(zhǔn)煤/噸；天然氣為13.3噸標(biāo)準(zhǔn)煤/噸；水能按100年計(jì)算發(fā)電量，350萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億千瓦時(shí)。
三、總結(jié)
多年來我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和石油消費(fèi)均出現(xiàn)較大的增長(zhǎng)，但是該現(xiàn)象并不能表示中國(guó)經(jīng)濟(jì)粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式得到了根本的改變，單位GDP消耗的能源較高，且許多行業(yè)的能源利用效率較差，無法滿足集約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際要求。石油及能源問題逐步演化成我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略國(guó)畫問題。我國(guó)的工業(yè)發(fā)展、城市化建設(shè)的深入、居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，石油作為高效的能源，其在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的作用及地位會(huì)逐漸提升。但是能源的形勢(shì)也要求我國(guó)積極的調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、逐步轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，提高各個(gè)行業(yè)對(duì)石油資源的利用效率。
參考文獻(xiàn)
[1]劉宏杰.中國(guó)石油消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的時(shí)間序列分析[J].東北大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）.2008（02）：121-126.
第3篇
關(guān)鍵詞：居民消費(fèi) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 關(guān)系
1、導(dǎo)言
在宏觀經(jīng)濟(jì)中，消費(fèi)需求與投資需求、出口需求一起，構(gòu)成了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”，它們?cè)诮?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用各不相同，而在這三駕馬車中，消費(fèi)的作用又是最重要的。消費(fèi)是社會(huì)再生產(chǎn)的重要環(huán)節(jié)，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下消費(fèi)作為最終需求的最主要組成部分之一，對(duì)生產(chǎn)的正常發(fā)展和國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有重要的拉動(dòng)作用。在總消費(fèi)中，居民消費(fèi)又占絕大部分，成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要拉動(dòng)力量。因此，我們對(duì)消費(fèi)問題研究的出發(fā)點(diǎn)也是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)注。
2、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論概述
2.1消費(fèi)的定義
消費(fèi)是人們通過使用消費(fèi)品滿足需要的經(jīng)濟(jì)行為，消費(fèi)包括消費(fèi)者的需求產(chǎn)生原因、滿足需求的方式等等。
從宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來說，消費(fèi)是某時(shí)期一人或一國(guó)用于消費(fèi)品的總支出。嚴(yán)格地說，消費(fèi)應(yīng)僅指在這一時(shí)期中那些完全用掉了的消費(fèi)品。但在實(shí)際上，消費(fèi)支出包括所有已購買的商品，而這其中許多商品的使用時(shí)間要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出考察時(shí)期。
2.2經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的定義
庫茲涅茨把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)定義為“給居民提供種類日益繁多的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)品的能力長(zhǎng)期上升，這種不斷增長(zhǎng)的能力是建立在先進(jìn)技術(shù)以及需要的制度政策的相應(yīng)調(diào)整基礎(chǔ)上的。”簡(jiǎn)單來說，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)國(guó)家在一定時(shí)期內(nèi)所產(chǎn)生的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的持續(xù)增長(zhǎng)，可以用一國(guó)GDP的增長(zhǎng)來衡量，另一種說法是指人均產(chǎn)出量的持續(xù)增加。
2.3研究居民消費(fèi)行為的意義
2.3.1居民消費(fèi)行為是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源動(dòng)力之一
居民消費(fèi)行為在經(jīng)濟(jì)范圍看屬于微觀經(jīng)濟(jì)范疇，居民消費(fèi)能力的波動(dòng)影響國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)，居民消費(fèi)能力高，國(guó)能生產(chǎn)總值也高，必然帶動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)?？梢哉f，居民消費(fèi)行為是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源之一。對(duì)居民消費(fèi)能力的研究，也就是對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問題的研究。
2.3.2居民消費(fèi)行為是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最有利的推動(dòng)力
經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素之一是居民勞動(dòng)能力的提高，而居民勞動(dòng)能力的提高離不開保障居民生活起居的消費(fèi)能力的提高，所以居民消費(fèi)行為提高對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不可替代的影響，是中國(guó)歐經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最有利的推動(dòng)。
2.3.3居民消費(fèi)行為是中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的直接產(chǎn)物
隨著對(duì)居民消費(fèi)能力研究的深入，逐漸發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)有助于提高本國(guó)GDP，會(huì)對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有十分重要的作用，從而中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策發(fā)生轉(zhuǎn)變，降低儲(chǔ)蓄率，鼓勵(lì)居民消費(fèi)?？梢?，居民消費(fèi)行為是中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的直接產(chǎn)物，對(duì)于本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有十分直接的影響。
3、新時(shí)期居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響
居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展來說有著重要影響，為了更好地掌握我國(guó)新時(shí)期的居民消費(fèi)特點(diǎn)、變動(dòng)趨勢(shì)，我們需要進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的考察、探索，這樣更有助于提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，促進(jìn)市場(chǎng)優(yōu)化，正確處理供需關(guān)系。除此之外，通過這些評(píng)價(jià)、分析，有效地對(duì)國(guó)家產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)進(jìn)行衡量，檢驗(yàn)市場(chǎng)中的供需關(guān)系，對(duì)于市場(chǎng)調(diào)整也有著重要的促進(jìn)意義。
消費(fèi)結(jié)構(gòu)是供需之間的產(chǎn)物，合理的消費(fèi)結(jié)構(gòu)可以有效地調(diào)整二者之間的關(guān)系。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)隨著供需關(guān)系的變動(dòng)而不斷變化。同時(shí)，一定的消費(fèi)結(jié)構(gòu)又會(huì)影響到供需關(guān)系的變化。所以，二者的影響是相互的。
實(shí)現(xiàn)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的考察，不僅可以有效地實(shí)現(xiàn)對(duì)消費(fèi)需求的滿足，同時(shí)還可以考察消費(fèi)的特點(diǎn)和趨勢(shì)。通常情況下，我們需要考察的是人民在生活需求上消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重，以及在消費(fèi)形式上的支出比例。例如當(dāng)下的居民消費(fèi)形式中，支出比例較多的是服裝、日常用品的消費(fèi)品，而食品消費(fèi)已經(jīng)由了明顯的下降趨勢(shì)。這說明我國(guó)人民在恩格爾系數(shù)上已經(jīng)體現(xiàn)出了生活質(zhì)量的優(yōu)化。這也體現(xiàn)出了供應(yīng)條件的改善對(duì)需求質(zhì)量、食品支出等方面的調(diào)整和優(yōu)化。這也體現(xiàn)了在社會(huì)主義環(huán)境下，我國(guó)市場(chǎng)導(dǎo)向的作用得到了充分的體現(xiàn)。
4、優(yōu)化新時(shí)期居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的策略
4.1堅(jiān)持以市場(chǎng)為導(dǎo)向
市場(chǎng)是一個(gè)靈活的手，它是衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否合理、是否滿足社會(huì)需求的主要途徑。國(guó)家調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，就是將落后的生產(chǎn)力、生產(chǎn)方式淘汰，培養(yǎng)與社會(huì)發(fā)展趨勢(shì)相符合的新興生產(chǎn)力，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。要想實(shí)現(xiàn)以上目標(biāo)，就需要開發(fā)與現(xiàn)在適應(yīng)的、未來會(huì)需要的產(chǎn)品，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。除此之外，還要加快主導(dǎo)消費(fèi)品的轉(zhuǎn)型，創(chuàng)以此促進(jìn)傳統(tǒng)消費(fèi)品向更具現(xiàn)代化標(biāo)準(zhǔn)的消費(fèi)品上過渡。
4.2提升居民收入
當(dāng)下我國(guó)地域之間的收入不平衡，最明顯的一點(diǎn)在于城鄉(xiāng)差距的擴(kuò)大，城鄉(xiāng)消費(fèi)水平逐漸拉開。所以，加強(qiáng)對(duì)城鄉(xiāng)市場(chǎng)改革，這是優(yōu)化、調(diào)整我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的一個(gè)重要方向。在戰(zhàn)略調(diào)整上要結(jié)合城鄉(xiāng)之間的消費(fèi)斷層，來凝結(jié)新的消費(fèi)動(dòng)力，發(fā)展農(nóng)村地區(qū)的市場(chǎng)建設(shè)，提升農(nóng)村居民的收入水平。
4.3建立健全社會(huì)保障制度
我國(guó)的社會(huì)保障制度，在近些年有了顯著成效。但是與西方發(fā)達(dá)國(guó)家的社會(huì)保障制度相比，我國(guó)的社會(huì)制度還有很多需要完善和改進(jìn)的地方。我國(guó)的社會(huì)保障制度的改善需要從規(guī)范、平等兩方面入手。實(shí)現(xiàn)社會(huì)保障覆蓋面的提升、企業(yè)性保障制度向社會(huì)性的過度。實(shí)行個(gè)人賬戶、社會(huì)統(tǒng)籌之間的協(xié)調(diào)，完善社會(huì)資金保管辦法，更好地實(shí)現(xiàn)對(duì)居民的失業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療方面的問題解決，以此來促進(jìn)居民生活質(zhì)量的提升，讓其能夠有更多的消費(fèi)能力在日常的生活當(dāng)中。社會(huì)保障制度的不斷改進(jìn)，還需要通過大力宣傳，讓廣大居民能夠充分地相信新體制下對(duì)居民生活的改善。讓居民充分地體會(huì)到新時(shí)期居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化政策所帶來的美好，增強(qiáng)居民的消費(fèi)信心，以此來實(shí)現(xiàn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)中對(duì)動(dòng)力的調(diào)整。
4.4推進(jìn)多樣化的信貸消費(fèi)
物價(jià)的上漲始終處于一個(gè)較快的水平，這種情況下，金融風(fēng)險(xiǎn)始終居高不下，這就導(dǎo)致居民對(duì)于擴(kuò)大消費(fèi)更是缺乏信心。一方面，信貸消費(fèi)中的貸款利率始終較高，在這樣的情況下，我國(guó)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)更普遍于傾向固定資產(chǎn)的投資，這更不利擴(kuò)大內(nèi)需。居民的收入與通貨膨脹之間的矛盾，存在著巨大的負(fù)面影響。居民收入通過短時(shí)間內(nèi)的累積，仍然不能滿足擴(kuò)大內(nèi)需的市場(chǎng)要求。根據(jù)上述問題，國(guó)家應(yīng)積極調(diào)整政策，通過靈活的金融政策，帶動(dòng)信貸消費(fèi)，支持信用支持性的超前消費(fèi)，這樣可以有效地化解產(chǎn)品積壓、消費(fèi)動(dòng)力不足的問題，進(jìn)而拉動(dòng)內(nèi)需，使得消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)有一個(gè)良好的推動(dòng)作用。
結(jié)論
綜上所述，過去由于我國(guó)處于發(fā)展初期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快，但是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，光靠投資和進(jìn)出口來保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)已經(jīng)很難實(shí)現(xiàn)。應(yīng)逐步提高消費(fèi)在內(nèi)需中所占比重，提高消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)作用，改變消費(fèi)和投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的失衡狀況，促進(jìn)消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需，使消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用進(jìn)一步增強(qiáng)。正視居民消費(fèi)能力，擴(kuò)大內(nèi)需才是目前可以預(yù)見的解決之道。相信對(duì)居民消費(fèi)能力的鼓勵(lì)下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)將重新平衡投資和消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的比例關(guān)系，使我國(guó)經(jīng)濟(jì)達(dá)到更加科學(xué)合理、可持續(xù)發(fā)展的狀態(tài)。
參考文獻(xiàn)
[1]崔海燕.我國(guó)居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的區(qū)域差異研究[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011，02：98-101.
