消費與經濟的關系模板(10篇)

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篇1

消費是社會再生產的重要組成部分,離開消費,社會再生產便無法繼續進行,消費既是生產的起點,也是生產的終點。消費水平作為消費的重要內容之一,是指一國居民在一年內平均消費的商品和勞務的價值額,同時也可以用來指稱一國的消費總規模,即社會總消費。研究消費水平,對于確定社會生產中積累與消費的比率,確定社會經濟發展的戰略具有重要意義。下面從以下幾個方面簡述消費水平與經濟發展的關系。

一、消費水平與經濟增長

消費水平的提高與經濟增長,在客觀上有合理的比例,在數量上有很大的依存關系,這種依存關系表現為以下幾方面。

首先,消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系,當國民收入的增長較快時,其他條件不變的情況下,消費水平也增長較快,而在某些時候,消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速,但只要使積累與消費的比例穩定合理,國民經濟就可以持續、穩定、協調地發展,當消費的增長超過國民收入的增長(高消費)時,消費與生產的正常比例就會遭到破壞。消費水平的提高則成為一種無源之水,無本之木;當消費需求不足,即“高積累,低消費”時,消費與生產的比例同樣會遭到破壞。這時候消費需求相應減少,消費品市場供過于求,消費對生產的促進作用弱化。由于生產與消費之間的不協調差距加大,引起商品或資本運動受阻,最終導致整個社會經濟生產活動的被迫緊縮。

其次,消費率與經濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分,其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數,就是消費率,會對經濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經濟增長率區間,當消費旺盛,經濟增長率就高,消費不足,經濟增長率就會滑落。當然,消費率也不是越高越好。消費率長期過高,會擠掉投資,使經濟增長不能持久,但消費率也不能長期過低,長期過低就會使高速擴張的生產能力與低消費水平不相適應,出現“過剩危機”,從而影響經濟增長。

二、 消費水平與經濟波動

改革開放以來,隨著經濟的高速增長,人民的消費水平也同步的增長,同時,我們也不難看到,消費水平是階段性波動的。通過研究分析,我們可以發現有以下幾點因素:

1.個人收入增長的波動,居民消費直接受到可支配收入的制約。當居民的收入大幅增加,居民的消費水平就有所上升,居民的收入下降時,消費也就相對地受到限制。

2.居民消費傾向的變動。

居民消費傾向是指居民消費支出占居民收入的比例,是平均消費傾向及邊際消費傾向的統稱。平均消費傾向是指任一收入水平上消費在收入中的比率,邊際消費傾向就是增加的 1 單位收入中用于增加的消費部分的比率。

在經濟的短期波動中,人們的消費變動不會和收入的變動成比例,具體而言,在經濟趨向繁榮過程中,收入增加,消費也會增加,但增加的幅度會小于前者的幅度,即邊際消費傾向要比平均消費傾向小。在經濟走向衰退過程中,收入下降,消費就會減少,但減少的幅度會小于收入下降的幅度,這也說明,邊際消費傾向要比平均消費傾向小。平均消費傾向隨著收入的增加而下降,因此邊際消費傾向小于平均消費傾向。

3.農業波動對消費的影響

我國農業在國民收入中所占的比重大,農業的波動必然引起整個國民經濟的波動,從而引起消費的波動。首先,農業的增長必然導致消費的增長,其次,農業的減產或低增長導致消費的下降或低增長。

三、消費水平與經濟結構

經濟結構大體上是指國民經濟各部門、地區、組織和社會再生產各方面的構成,以及它們的相互聯系、相互制約的關系。改革開放以來,隨著我國人民消費水平的不斷提高,我國的經濟結構也產生了相應的變動。下面就從幾方面來闡述這一問題。

1.人均收入水平與經濟結構變動及工業化程度

根據庫茲涅茨的研究可知,人均國民生產總值與結構變動率存在著一定的比例關系。人均國民生產總值在 50-130 美元時是產值結構變動率最高的第一時期,人均國民生產總值在 220-360 美元時是產值結構變動率很高的第二時期,人均國民生產總值在 360-860 美元時是產值結構變動率較高的時期。我國改革以來,按世界銀行圖表集法計算,人均國民生產總值水平大概在 300 美元左右。因此可知我國這一時期的產業結構處于高變動率階段。

產業結構的轉變過程,可將其劃分為三個階段:初級產品生產階段;工業化階段;發達經濟階段。工業化階段是結構轉變幅度最大的時期,這一時期,需求結構及生產結構、外貿結構發生顯著的變化,我國在改革開始時工業化程度已經相當高,但是人均收入水平卻是相當低的。目前,我國經濟結構依然存在不合理的狀況,這一狀況嚴重制約了國民經濟的持續、快速、健康的發展。從我國消費領域的整體來看,醞釀著一次新的消費升級--住行消費升級。其間消費投入大,積蓄時間長。這使得消費需求不足現象在一定時期內存在。

2.收入水平、消費水平引起結構變動的原因

收入的增長必然引起消費水平的增長,而消費水平的增長又會引起經濟結構的變化。這一變化用恩格爾定律可以表述為居民食品消費占國民生產總值的份額隨著人均國民生產總值的增長而下降的一種趨勢。也可以表述為居民食品消費占居民總消費的份額隨人均國民生產總值、人均總消費的增長而下降的一種趨勢,消費水平的上升必然引起需求結構的升級,但需求結構如何引起整個經濟的變動呢?根據經濟學原理我們可知,需求結構的變動會引起資源向消費需求多的產業部門轉移,從而實現經濟結構的變化。

3.結構的變化反過來又會帶來收入水平及消費水平的增長

經濟的增長主要是靠生產要素投入的增長和經濟結構變化所帶來的增長,結構合理,就可以提高全社會總要素的生產率,進而實現更高的經濟增長率,這樣就必然能夠帶來消費水平的提高。

總之,經濟增長、經濟波動、經濟結構都不同程度的影響消費水平的提高,而消費水平的提高一定能刺激經濟發展。這就是研究二者關系的意義所在。

參考文獻:

篇2

作者簡介：任少飛，男，山東財政學院，濟南 250014

馮 華，男，山東財政學院經濟學院，教授，濟南 250014

隨著我國國民經濟的快速發展和基礎設施建設步伐的加快，能源的供給與需求迅速增長，其中尤以煤炭的供給與需求量增長最為顯著。全國煤炭產量從1978年的6.18億噸上升到2004年的19.56億噸，2005年產量為21.9億噸，①比上年增長9.9% 。消費量從1978年的4.04億噸增加到2004年的13.34億噸，2005年預計消費量約在21.4億噸，②比上年增長10.6%，略高于煤炭生產量的增長速度和GDP的增長速度（9.9%）。2006年上半年，全國能耗增長仍快于經濟增長，單位GDP能耗不降反升0.8%。在這種情況下，煤炭資源的高消耗能否繼續支持經濟的高速增長，實現能源利用的集約化及高效率，進而實現經濟增長方式的轉變，成為擺在我們面前的一個亟待解決的問題。為此，很多學者從能源消費總量或是某一能源的消費量，如石油，來分析和解決這一問題。[1]

國內外學者采用不同的方法對中國能源消費與經濟增長的關系做了大量研究，但主要是從定性方面進行，定量分析方面也主要集中在考察能源需求總量、能源利用效率和經濟增長之間的關系。[2]其中，林伯強（2001）將協整誤差校正模型引入到能源分析中,通過分析能源需求和GDP、能源價格、經濟結構中重工業份額的協整關系，建立了中國能源需求的計量經濟模型。在經濟增長與能源消費各組成部分的分析上，黃飛（2001）采用灰色關聯分析法中的關聯度分析，認為能源消費結構中與國民經濟發展關系最大的是石油，其次是電力，再次是煤炭。張麗峰（2005）利用協整與誤差修正理論建立了三次產業的能源消費總量與產業發展的誤差修正模型。[3]但是，總量或石油消費量的分析不足以反映我國以煤炭為主的能源消費特征。因此，本文運用協整理論與誤差修正模型對第一、二、三產業的煤炭消費量與經濟增長（以國內生產總值衡量）進行實證分析，得到中國煤炭消費的誤差修正模型，并對模型做出解釋，以期真實反映我國各產業能源（煤炭）消費現狀，揭示經濟增長方式轉變的歷史進程。

一、中國煤炭消費結構的基本分析

中國國內能源資源稟賦決定了中國以煤為主的能源消費結構，其中第一產業與第三產業煤炭消費量占煤炭消費總量的10%左右，第二產業煤炭消費量則占90%。煤炭的消費量在能源消費總量中從1978年到2004年的27年間消費比例都維持在65%以上，這是我國能源消費結構的主要特點之一，煤炭消費量在較長時間里仍將維持在一個較高水平，如圖1所示。[4]隨著中國經濟的高速、穩步增長，中國能源消費量也隨之增長。

資料來源：中國統計年鑒，2005。

然而，我國煤炭的生產量并不能滿足經濟發展的需要，如何實現煤炭資源在各產業間的合理配置以保證國民經濟的持續、快速、健康發展是我們急需解決的重要問題。因此，研究煤炭消費量與產業之間的協整和因果關系具有重要的現實意義。

二、“誤差修正模型”的建立及檢驗

（一）數據來源和變量選取

本文運用協整理論和誤差修正模型分析中國從1975―2004年間煤炭消費量和國內生產總值及三次產業產值的協整關系，對具有長期均衡關系的變量構建具有誤差修正項的長期均衡方程,并對模型進行分析。本文所選取的煤炭消費量和各產業國內生產總值數據均來自各年《中國統計年鑒》。

為消除異方差的影響和數據的劇烈波動，對原數列取自然對數。其主要變量和含義見表1。

表1模型符號及變量說明

（二）“誤差修正模型”的建立

經典的回歸模型是建立在數據序列是平穩的基礎上的，對于不平穩的時間序列，可能產生“偽回歸”現象，使模型不能準確反映變量之間的真實關系。協整（cointegration）理論可以很好地解決這一問題，它是由Engle和Granger（1987）提出的，是近年來處理非平穩時間序列之間長期均衡關系和短期波動的有力工具。本文采用Engle―Granger兩步法。首先對變量進行Augment Dickey―Fuller(ADF)單位根檢驗，以確定序列的平穩性和單整階數。經ADF單位根檢驗，檢驗結果見表2。觀察下表可以發現煤炭消費量、國內生產總值、第一產業產值、第二產業產值及第三產業產值對數化后均為二階單整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均為I(2)。

表2ADF單位根檢驗結果

因此變量之間存在長期穩定的均衡關系，即煤炭消費量和國內生產總值及三次產業產值之間存在長期的均衡關系。使用Eviews5.0可以分別求出LNCC和LNGDP，LNCC和LNGDP1， LNCC和LNGDP2，LNCC和LNGDP3的長期均衡方程。

對誤差修正序列進行單位根檢驗，發現四組誤差修正序列都是0階單整，即誤差修正序列是平穩的。從而證明了以上四組長期均衡關系的成立，即協整關系的存在。通過以上分析，從而可以建立最終的誤差修正模型。

從以上誤差修正模型來看，我國短期煤炭消費量主要取決于上一年煤炭消費量及當年國內生產總值，上一年煤炭消費量對當期煤炭消費量的影響相當顯著，國內生產總值變化1%，則引起國內煤炭消費量增加0.39%。而滯后兩期的煤炭消費量和滯后一期的第二產業產值引起當期煤炭消費量反方向的變化，這與我國積極推進經濟增長方式的轉變，走集約化道路是分不開的，圖一中煤炭消費比例有下降趨勢，但是由于煤炭資源消費的慣性，出現了圖中所示的我國煤炭消費量占能源消費總量的比例仍然保持在一個較高水平上。而我國經濟的高速增長也得益于煤炭消費量的持續、穩定。

模型的長期均衡主要體現在國內生產總值，ECM_GDP項的系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。ECM_GDP的系數-1

同時，我們可以得出煤炭消費量的實際觀測值、誤差修正模型的擬合值以及參差項的顯示圖，見圖2。

誤差修正模型具有其明顯的優越性：一階差分項的使用消除了變量可能存在的趨勢因素，從而避免了虛假回歸問題；一階差分項的使用也消除了模型可能存在的多重共線性問題；而誤差修正項的引入也保證了變量水平值的信息沒有被忽略；由于誤差修正向本身的平穩性，使得該模型可以用經典回歸方法進行估計，尤其是模型中差分項可以使用通常的t檢驗與F檢驗進行選取。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

Granger因果性檢驗是指：在序列Xt和Yt消除了趨勢之后，如果利用過去的Xt和Yt的值一起對Yt進行預測，比單用Yt的過去值預測的效果更好的話，序列Xt和Yt存在因果關系，這種關系稱為Granger因果關系。煤炭消費量與三次產業產值的格蘭杰因果關系檢驗結果見表4。

表4格蘭杰因果關系檢驗結果

由上表可知，國內生產總值及三次產業產值與煤炭消費量之間存在單方向的格蘭杰因果關系，即國內生產總值和三次產業產值是煤炭消費量的格蘭杰因果關系。值得注意的是，二次產業否定原假設的概率是94%，略低于其他幾個指標，說明我國第二產業的發展在能源利用上正在朝著集約化和多元化的方向發展。這與以上得到的誤差修正模型的結論是一致的。

三、結論及預測

通過以上分析得出，采用分不同產業的誤差修正模型來預測煤炭消費量能夠充分反映出國內產業結構變動對煤炭消費量的影響，而煤炭消費量的變化仍然體現為國內生產總值變動的結果。第二產業中的電力、鋼鐵、建材和化工四個行業是中國煤炭消費最集中的行業，四大行業的增長速度變化對煤炭需求量變化影響很大，煤炭需求的周期性變化取決于四大行業的周期變化。2005年電力、冶金、建材、化工等主要耗煤行業全年均保持著良好的發展態勢，產品產量增勢不減，生產量累計同比均保持著 10% 左右的高速增長率。四大行業2005年煤炭需求量達到19.5億噸，預計2006年全國煤炭需求量在22.5億噸左右，煤炭供給量約在22億噸左右，煤炭供需基本平衡。第二產業經濟增長方式的轉變、能源的集約化利用及能源需求結構的多元化將有力地緩解我國煤炭供需矛盾，實現煤炭供需新的平衡。

2006年上半年，我國國內生產總值增長10.9%，煤炭生產增長12.8%，在經濟加速增長的情況下，煤炭供應比較寬松，庫存繼續增加。鋼鐵、有色金屬、建材等領域重點企業堅持推進結構調整和增長方式轉變，通過產品結構調整和節能降耗改造降低單位能耗。但是，我們注意到：上半年能源消費增長快速，超過了國家GDP的增長速度，暴露出經濟增長方式和能源消費結構上仍然存在的一些問題。這也說明我國在實現經濟增長方式的轉變，能源、經濟和環境協調發展方面還有很長的路要走。

注 釋：

①2005年煤炭生產量數據來源于《中華人民共和國2005年國民經濟和社會發展統計公報》。

②2005年煤炭消費量數據來源于《中華人民共和國2005年國民經濟和社會發展統計公報》。

主要參考文獻：

[1]馬超群,儲慧斌,李 科．中國能源消費與經濟增長的協整與誤差校正模型研究[J]．系統工程,2004（10）．

[2]張政偉,呂子安,張 英．能源與中國經濟增長[J]．工業技術經濟，200（1）．

[3]張麗峰．產業能源消費與產業發展的協整與誤差修正模型分析[J]．經濟經緯,2005（6）．

[4]郭云濤,中國煤炭中長期供需分析與預測[J]．中國煤炭,2004（10）．

The Relation between Chinese Economic Growth

and Coal Consumption Structure

Ren Shaofei Feng Hua

Abstract：This paper uses cointegration theory and error correction model to build structural demand model of coal consumption on the basis of basic analysis of coal supply and demand of China, and we also introduced long-term balance of Chinese coal to the short-term forecast, thus we obtained that the total quantity of economy growth still relies on the coal resources consumption in great degree. However, from the error correction model, the coal consumption of second industry shows high efficiency tendency. This paper uses Granger causality tests verify above conclusions.

篇3

中圖分類號：TV521 文獻標志碼：A

電力是現代化國家的基礎產業，電力工業的快速發展促進了經濟發展和社會進步。而在當今經濟快速發展的中國，電力的供給已滿足不了人們日益增長的電力需求，因而經常出現電力短缺，其嚴重制約了我國經濟的發展。因此，研究我國電力消費與經濟增長的關系，將對科學用電、制定電力產業政策具有重要意義，從而更好地促進經濟的可持續發展。

本論文從用電量這個角度對電力消費與經濟增長的關系進行分析，并基于我國1990-2013年全社會用電量、國民生產總值（GDP）的統計數據，利用SPSS軟件，采用誤差修正模型（ECM）與格蘭杰（Granger）因果關系檢驗等分析手段，對我國電力消費與經濟增長的關系進行研究。

一、關系分析模型

（一）時間序列的平穩性檢驗

平穩的時間序列，是指一個時間序列內，統計指標的均值、方差等統計特征不會隨著時間的推移而發生變化。在圖示中，其可看做是一條圍繞其平均值上下波動的曲線。為避免偽回歸現象，多變量的時間序列回歸建模必須要進行平穩性檢驗。序列的平穩性檢驗主要有DF檢驗、ADF檢驗及PP檢驗等。本文的單位根檢驗采用ADF檢驗。

（二）協整檢驗

協整檢驗是檢驗變量之間是否存在長期穩定的關系。若通過了協整檢驗，則說明該方程的回歸殘差是平穩的，并在此基礎上對原方程進行回歸，其回歸結果較為精確。協整檢驗一般采用E- G（Engle-Granger）兩步法和Johansen極大似然法。本文采用E-G兩步法。

（四）Granger因果關系檢驗

Granger因果關系檢驗主要是檢驗一個經濟變量的歷史信息是否可用來預測另一個經濟變量的未來變動。也就是說，Granger因果關系是一種計量經濟學意義上的預測關系，并不是真正意義上的因果關系。

Granger因果關系檢驗對于2元向量自回歸（滯后為q）聯立模型：

三、實證分析

以實際GDP代表經濟增長，以全社會用電量代表電力消費。本文采用1990―2013年的數據進行分析。年度實際GDP是用每年度的名義GDP除以當年的國內生產總值指數（以1978年的國內生產總值指數為基期1），見表1。

我國1990～2013年GDP與全社會用電量數據，以X表示全社會用電量，Y表示經濟增長，見圖1。

（一）單位根檢驗

本文對這兩個時序變量分別取自然對數，即為lny、lnx（其目的是排除異方差性），采用ADF檢驗來檢驗時間序列的平穩性。見表2、表3。

d（lny，2）單位根檢驗結果

由表2可知，t值（t=-2.885971）小于1%水平下的臨界值（τ=-2.717511），則說明lny在二階時，有99%的可能性，其實平穩的。因此，lny是二階單整的。

由表3可知，t值（t=-4.984366）小于1%水平下的臨界值（τ=-4.498307），則說明lnx在二階時，有99%的可能性，其實平穩的。因此，lnx是二階單整的。

（二）協整檢驗

lny，lnx均是二階單整的，利用E-G兩步法檢驗二者是否具有協整關系，對lny進行關于lnx的最小二乘法回歸，見表4。

根據上表的輸出結果，得lny與lnx的長期均衡關系為：

由回歸結果可知，殘差項是平穩的。因此，lny與lnx存在協整關系。

表4的回歸結果表明，電力消費每增長1%時，我國國內生產總值將平均增長0.376%。

（三）誤差修正模型

以滯后一期的殘差項作為誤差修正模型，其建模結果見表6。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

由伴隨概率可知，在5%的顯著性水平下，拒絕“lny不是lnx的格蘭杰原因”、“lnx不是lny的格蘭杰原因”的假設。因此，從二階滯后的情況來看，lny與lnx互為因果關系，見表7。

四、結束語

通過對我國1990～2013年期間的全社會用電量與國內生產總值的關系進行分析，得出如下結論：

第一，全社會用電量與國內生產總值具有長期均衡（協整）關系，且呈正相關關系，全社會用電量每增加 1%，國內生產總值增長0.376%。因此，要合理發展電力工業，從而促進國民經濟水平的提高。同時，由于電力工業需要火力發電或水力發電做支撐，在發展電力工業的過程中，要注意合理利用資源，避免資源浪費，從而更好地促進我國經濟的可持續發展。

第二，全社會用電量與國內生產總值的Granger因果關系是雙向因果關系，即全社會用電量與GDP是相互制約的。不僅經濟增長會促進電力工業的發展，而且電力消費的增加也會促使經濟的增長，反之亦然。現階段，我國社會的用電量處于短缺狀態，因此要積極發展國內經濟，從而更好地促進電力工業的發展，電力的發展也會很好地推動經濟得增長，從而形成一個良性循環，使我國社會呈現一派生機勃勃的景象。

篇4

2015年剛剛過去，根據商務部最新披露的數據顯示，2015年我國社會消費品零售總額預計將達到30萬億元，穩居世界第二；全年前三季度消費對經濟增長的貢獻率近60%，消費已成為經濟增長首要動力，在經濟增長三駕馬車中處于領跑位置。

在2012年中央出臺“八項規定”后有一種論調認為，“八項規定”等反腐利劍客觀上影響了社會消費，尤其是餐飲等行業受波及嚴重。但實際上通過2015年1-11月中國銀聯的大數據：大眾餐飲銀聯網絡消費筆數占比為96.7%，較2014年提升0.7個百分點；餐飲業整體消費強度為434元/筆，較2014年下降5.4%，其中大眾餐飲消費強度為349元/筆，較2014年下降5.3%。說明目前居民大眾餐飲消費頻次顯著提升，消費強度（單筆消費金額）逐步回落。也就說目前消費的主體是大眾消費，公款消費等非正規消費形式正在逐漸淡出消費主體范疇內，我國消費市場正在快速健康的發展，經濟增長更多得需要依賴內需的發展，畢竟當下外需低迷，全球經濟發展遲緩。

但是現實是否與理論相符呢，下文將從理論上對公款消費與經濟增長二者之間的關系進行分析。

一、公款消費的簡單定義

公款消費，顧名思義即用公款進行消費的行為。廣義的公款消費包括生產性公款消費和生活性公款消費，后者以“三公”消費表現最為突出。而本文的公款消費也主要指后者，也即狹義的公款消費。需要注意的是，公款消費需要區別對待，必要的公款消費是應該而且必須的，毫無疑問起積極作用；而本文討論的公款消費增長主要指不必要的公款消費，其作用是好是壞就值得商榷了。

二、公款消費真能擴大內需嗎？

首先，簡要分析下前文觀點的看似合理之處。根據需求理論，公款消費的增長，將增加預期收入/開支，從而增加需求，即所謂擴大內需，進而促進經濟增長。

如圖所示，初始的需求曲線D與供給曲線S，于點A（Q，P）達到初始均衡。公款消費，預期收入/開支，需求，供給曲線S不變，需求曲線由D右移到D’，S與D’于點A’（Q’，P’）再次達到均衡。即需求由Q右移到Q’，即公款消費增長擴大了內需。反之則得：限制公款消費抑制了內需。

但是，上述分析只是靜態的分析，即其他條件不變下的分析，也就忽視了公款消費增長對其他因素的影響；而正是這影響導致了公款消費不一定有利于擴大內需，促進經濟增長。

首先，公款消費的增長，尤其是不必要的公款消費的極度擴張，將直接減少政府用于社會保障的支出，減少眾多居民的可支配收入，減少了居民的消費。也就是說，公共消費的增長以居民消費的減少為代價，公共消費增長對擴大內需未起實質性作用。

其次，公款消費的增長，尤其是不必要的公款消費的極度擴張，致使政府支出用于消費的部分大大增加，而用于生產的部分則大大減少，造成社會財富的巨大浪費，整個社會付出的機會成本巨大。公款消費的增長以政府投資的減少為代價，若將內需簡單分為消費與生產兩部分，公款消費增長對擴大內需仍未起實質性作用，甚至得不償失。

所以，筆者的觀點是：公款消費的增長只是對居民消費的替代、對政府投資的替代，并未有實質性的擴大內需。而當前限制公款消費造成的內需萎縮、經濟減速只是短期內因被替代的居民消費、政府投資尚未補充回來，而在長期內則不會存在。

三、公款消費對經濟方面的其他不利影響

公款消費不一定能擴大內需，也就不一定能促進經濟增長。而且，公款消費的增長，尤其是不必要的公款消費的極度擴張，將對經濟產生極為不利的影響。

首先，公款消費不利于市場機制發揮作用。由于公款消費使用的是公家的錢，“不用白不用，用了還想用”，公款消費的主體對價格的漲跌并不感興趣，需求的價格彈性很難發揮作用，經濟對價格的敏感性較差，價格競爭機制不是很靈，限制了市場機制作用的更大發揮。

其次，公款消費增長易引發通貨膨脹。公款消費的增長，尤其是不必要的公款消費的極度擴張，易引發財政赤字的形成與擴大；如果以中央銀行增發貨幣的方式來彌補財政赤字，易造成貨幣超發，引發不必要的通貨膨脹，不利于經濟增長。

第三，公款消費增長易造成經濟結構的不合理。公款消費中，尤其是不必要的公款消費，普遍存在著高檔消費、奢侈品消費等現象，不僅對社會民眾起了不好的示范作用，助長了社會奢侈之風，更嚴重誤導了市場與投資，致使其偏向于奢侈品等行業，而真正具有創造力與成長空間的行業反而得不到投資，造成了經濟結構的不合理，不利于經濟的長遠發展。

簡言之，公款消費及其增長對經濟方面有很大的不利影響，因此需要得到限制。反言之，限制公款消費可以在一定程度上抑制通貨膨脹，調整經濟結構，解放市場機制的作用，有利于經濟增長，并將在長期促進經濟增長。

四、公款消費對其他方面的不利影響

除經濟以外，公款消費還對社會的其他方面起著種種不利的影響。

首先，公款消費易造成。政府官員借公款消費之便利，行之事實大有人在，通常以高檔餐飲、星級酒店、臺掛歷等形式，巧立名目、投機取巧，、行賄受賄、牟取私利大行其道，損害了社會公眾的利益，政府形象受損，政府公信力大為下降，同時也不利于社會的穩定。

其次，公款消費易引發不良社會風氣。正如上文所言，公款消費中，尤其是不必要的公款消費，普遍存在著高檔消費、奢侈品消費等現象，對社會民眾起了不好的示范作用，致使社會民眾熱衷于追求奢靡奢侈，引發不良的社會風氣，更造成資源的巨大浪費。

公款消費對其他方面的種種不利影響，都將以各種形式直接或間接地影響到社會的經濟增長，不進而不利于經濟的增長。因此，有必要限制公款消費及其增長。即限制公款消費有利于經濟增長。

五、總結

總之，筆者的觀點是公款消費是否真實擴大內需不得而知；但抑制公款消費則有利于經濟增長及其長遠發展。

筆者認為，由利己性驅動并制約的、進而互利的市場應是自由的，由市場中的個體自由選擇、自主決策、自己承擔后果；而政府的職能則應限制在：提供一個自由、公平的環境，且由于市場缺陷的存在，要求政府以獨立經濟個體的身份間接引導、協調、彌補市場個體的行為。（此即為我心目中的真正的“人民當家做主”）

篇5

中圖分類號：F61　文獻標識碼：A　文章編號：1000－2731(2011)05－0065－06

據國際能源署2010年7月19日的報告，2009年中國能源消費總量已經略高出美國，居世界第一。中國能源消費問題引起國內外普遍關注。判斷中國能源消費總量今后將如何增長是一個非常復雜的難題。無論是短期變化，還是長期趨勢都需要考慮國內外多種因素，特別是經濟發展態勢。本文從定量分析經濟增長與能源消費關系入手，通過對經濟增長的預測結果間接估計能源消費總量變動趨勢。

一、能源需求與經濟增長關系的定量分析

從國內外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用GDP數據代表經濟發展，用能源消費總量數據代表能源消費，選用經濟計量模型展開研究。但由于研究的地區、使用具體方法和數據的范圍不同，結果也不盡相同。

從國內看，趙麗霞，魏巍賢將能源引入c－D函數，建立向量自回歸模型，得出能源消費與經濟增長存在正向的相關關系；黃敏，赫英采用三因素CES生產函數建立了中國能源消費與經濟增長的關系的模型，得出由能源到經濟單向因果關系；劉星通過對1985－2003年GDP與能源消費進行格蘭杰因果關系的檢驗，認為經濟增長導致能源消費的增加，同時認為中國GDP與能源消費之間存在著協整關系；王海鵬，田澎，靳萍利用1953－2002年的統計數據和狀態空間模型對中國能源消費與經濟增長關系進行了研究，認為中國能源消費與經濟增長之間存在一種隨時間不斷變化的長期均衡關系即變參數協整關系；趙進文，范繼濤應用非線性STR模型分析1953－2005年中國能源消費與經濟增長之間內在結構依從關系，認為僅存在著從能源消費到經濟增長的單向格蘭杰因果關系。

綜上，從理論和實證看，能源消費與經濟增長的依存關系在中國的具體表結果現還未有一個一致性的結論，還有待使用最新數據展開深入研究。

(一)數據來源與處理

本文的分析數據來源于《中國統計年鑒2009》，其中能源消費總量以萬噸標準煤為單位，GDP以億元為單位。1978－2008年間中國國內物價變化很大，造成名義GDP與實際GDP數值之間出現較大差異。由于能源消費總量是以萬噸標準煤為單位，不包含價格變動的影響，因此在研究經濟增長與能源消費關系時，應該選取扣除價格變動影響后的實際GDP。實際上國內的大多數同類研究都選用以不變價格計算的實際GDP作為經濟發展變量。本文以用1978年不變價格計算的GDP指數和1978年GDP總量3645.217億元為依據，推算出以1978年不變價格計算的實際GDP，用此實際GDP(下文記為GDP)作為經濟發展變量進行實證分析。

由于變量對數的差分近似地等于該變量的變化率，而經濟變量的變化率常常是穩定序列，因此適合在經典回歸方程中分析。同時，為了減小變量的異方差和便于同其他同類研究成果相比較，本文在具體分析前對GDP和能源消費總量作自然對數變換，并以變換后的時間序列作為分析變量，分別用LNG－DP和LNEN表示。

(二)簡單回歸分析

在深入分析中國GDP和能源消費的動態關系之前，首先對兩者進行簡單相關分析。利用Eviews5.0的OLS估計，得到如下結果：

LNEN＝6.499784＋0.536775％LNGDP　(1)

(39.55993)　(31.41440)

R2＝0.971453　DW＝0.195600

(1)式中括號內表示系數估計的t統計量，從回歸的結果來看，回歸方程和系數都表現出高度顯著。但DW值為0.1956，小于dL＝1.36，說明殘差序列存在正自相關。利用Vgqaite檢驗統計量nR2對上述回歸結果的殘差進行檢驗，得到nR2＝15.04825，說明在1％的顯著性水平下否定原假設，即認為隨機項中存在異方差。很明顯，用簡單線性回歸分析不能有效解釋能源消費和GDP之間的關系。

(三)協整分析

1.單位根檢驗平穩性檢驗是檢驗時間序列數據的波動是否平穩。分別對變量LNEN、LNGDP的水平值及其一階差分序列進行ADF檢驗，檢驗結果見表1。

從表1可以看出，LNEN和LNGDP的ADF統計量均大于1％－10％水平所有的臨界值，無法拒絕原假設，即都為非平穩序列。LINEN的一階差分序列DLNEN的ADF統計量在10％的顯著性水平下拒絕原假設、LNGDP的一階差分序列DLNGDP的ADF統計量在1％的顯著性水平下拒絕原假設，即可以認為都是平穩序列。因此，檢驗結果表明LNEN變量和LNGDP變量都是一階單整序列I(1)。

2.協整檢驗協整的經濟意義在于：兩個經濟變量，雖然它們各自有各自的長期波動規律，但如果它們是協整的，則它們之間存在著一個長期穩定的比例關系。如果一組非平穩時間序列不存在協整關系，則根據它們構造出的回歸模型就可能是偽回歸。

由于LNEN變量和LNGDP變量都是一階單整序列I(1)，它們之間可能存在協整關系。本文選用EG兩步檢驗法對兩者進行分析。

第一步，建立LNEN與LNGDP之間線性回歸模型，其結果如下(該模型與方程(1)相同)：

LINENt＝6.499784＋0.536775LNGDPt＋μt　(2)

第二步，檢驗殘差序列｛μt｝是否為平穩時間序列。利用單位根檢驗中的ADF進行檢驗，通過分析發現：滯后階數為1、不含常數項和截距項的模型最適合；ADF值為－6.394 7，在l％的顯著性水平下可以認為殘差序列｛μt｝是平穩序列。也就是說存在LNEN與LNGDP的平穩線性組合，即能源消費總量和GDP之間存在長期穩定的均衡關系。

3.Granger因果關系檢驗通過協整檢驗表明能源消費和經濟增長之間存在協整關系。但是，這種長期的均衡關系究竟是能源消耗(LNEN)引起國內生產總值(LNGDP)變動的結果，還是國內生產總值(LNGDP)引起能源消耗(LINEN)的結果，需要進行格蘭杰因果關系檢驗。用滯后期為2，對LNEN和LNGDP進行格蘭杰因果關系檢驗，結果見表2。

從表2可以看出，以10％的顯著性水平拒絕LNGDP不是LNEN的格蘭杰原因，不能拒絕LNEN不是LNGDP的格蘭杰原因。此時，本文得出由LNGDP到LNEN的單向因果關系，也就是說GDP的增長是引起能源消費總量增加的原因。

4.誤差修正模型

誤差修正模型的基本思路是，若變量間存在協整關系，即表明這些變量存在著長期穩定的關系，而這種長期穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持。

建立誤差修正模型一般分為兩步，分別建立區分數據長期特征和短期特征的計量經濟模型，即建立長期關系模型和建立短期動態關系(誤差修正方程)。

由協整關系檢驗知，能源消費(LNEN)和經濟發展(LNGDP)之間存在協整關系。雖然調整后的R2很高，回歸系數也顯著，但殘差序列還存在自相關，同時也存在異方差。因此，需要重新對LNEN和LNGDP進行回歸分析，并加入滯后變量，進而建立單方程誤差修正模型。

(1)一階誤差修正模型

首先在模型(2)中加入一階滯后變量LNENt－1和LNGDPt－1。后，構成一階誤差修正模型；其次應用OLS方法估計模型參數。具體方程為：LNENt－1＝0.081468＋0.965481LNENt－1＋0.729333LNGDPt－O.697362LNGDPt－1＋μt－1。　(3)

(3)中，除常數項0.081468外，其他估計量都通過了t檢驗，同時模型整體也顯著。但DW值為0.714803，偏離數值2的程度較大，說明存在一定程度正自相關。顯然，模型(3)依然沒有解決時間序列的自回歸問題。

(2)二階誤差修正模型

在一階誤差修正模型(3)中加入二階滯后變量LNENt－2：和LNGDPt－2應用OLS估計模型參數，得到方程的具體形式為：

LNENt＝1.095＋1.608048LNENt－1 －0.780593LNENt－2＋0.603989LNGDPt－0.850767LNGDPt－1＋O.340720LNGDPt－2＋μt　(4)

從結果可以看出，除了LNGDP的二階滯后項外，該方程各個系數都通過t檢驗，方程整體效果也顯著。此時DW值為1.839648，在2附近(dL＝1.65，dU＝1.84)，說明不存在自相關。對殘差序列｛μt｝進行檢驗，也發現其是白噪聲序列。因此，模型(4)比較合理的反映了能源消費與GDP之間的關系，也是下文進行能源消費總量預測的依據。

如果對模型(4)進行適當的恒等變形，可得二階滯后項誤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)項稱為誤差修正項，通常記為ecmt－1。從(5)式可以看到，若t－1時刻LNEN大于其長期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm為正，ALNENt將減小；若t－1時刻LNEN小于其長期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm為負，ALNENt將增大。這符合反向修正機制，體現了長期非均衡誤差對LNENt的控制。

從線性模型(2)可以看出LNEN對LNGDP的長期彈性系數為0.536775，從二階誤差修正模型(4)可以看出LNEN對LNGDP的短期彈性系數為O.603989，因此，本文認為GDP增長對能源消費總量增長的影響程度短期要大于長期，用模型(4)進行預測能夠最大限度的使用短期信息進行不斷調整，進而得到長期預測的結果。要實現通過模型(4)進行能源消費總量的預測，需對中國經濟增長進行評價與預測分析。

二、中國經濟增長的宏觀趨勢分析

從理論和實證分析看，對經濟增長短期預測雖然在理論依據和數量分析方法上具有較強的基礎，但由于社會經濟發展的不確定性，使得各國不斷調整其對世界和本國的經濟增長預測值。然而，由于國民經濟發展的客觀性和人類對經濟增長的不懈追求，長期經濟增長預測具有一定的可行性和穩定性。遺憾的是，對經濟長期增長在理論和數量分析上都有待進一步探討。

（一)改革開放以來中國的經濟增長回顧

從1949年到2009年，中國經濟發生了翻天覆地的變化，創造了中國經濟騰飛的奇跡。根據《中國統計年鑒(2000年)》，以當年價格計算的國內生產總值由1952年的679億元增長到1978年的3624.1億元，年均增長率為14.74％。根據《中國統計年鑒(2009年)》，以當年價格計算的國內生產總值由1978年的3645.2億元增長到2008年的300670億元，年均增長率為15.84％。

從1978－2008年名義C－DP的變動趨勢看，30年中中國經濟增長可以分為三個階段：1978－1991年，GDP年增長率為14.74％；1991－1999年，GDP年增長率為19.3％；1999－－2008年，GDP年增長率為14.38％。第一個階段是改革開放初期，以確立為代表的農業改革取得了巨大成功，對外開放取得了一定效果，經濟發展進入了快車道；第二個階，社會主義市場經濟體制改革目標確立，建立現代企業制度和進行分稅制改革促進了經濟快速發展；第三個階段國家先后提出了“西部大開發”“振興東北老工業基地”“加快發展中部地區”等戰略措施，經濟保持了較快的發展速度。

(二)對中國經濟增長的預期

中國經濟在改革開放30年來保持了年均增長率9.63％以上的實踐以及保持年增長率相對穩定的特點，預示著其“高增長”階段還能夠持續相當長的一段時間。

從短期看，2009年，中國政府積極的財政政策和適度寬松貨幣政策取得初步效果，避免了“大蕭條”式衰退的發生，全年經濟增長8.7％，2010年有望達到9.17％增長率。從較長期看，由于具有長期持續增長的動力、空間、環境和條件，中國經濟仍將在未來10到20年內維持8％左右的“高速增長”。支持中國經濟未來增長的主要動力表現為以下幾方面：

1.人力資源的優勢

中國是一個人口大國，同時也是勞動力人口比例居世界前列的國家。經過30年來人口與計劃生育工作努力以及穩定低生育

工作的不斷深入，目前正處在勞動力豐富、撫養負擔低、儲蓄率高的“人口紅利期”，根據目前的年齡結構推算，中國“人口紅利期”還將持續25年左右，這就為今后一段時期內經濟持續發展提供了重要保障。2010年7月的《國家中長期教育改革和發展規劃綱要2010－2020》，提出高等教育毛入學率由2009年的24.2％達到2020年的40％，這必將對中國人口素質、特別是勞動力人口素質的提高起到積極的推動，中國人力資源一定會得到有效改善，并成為經濟持續發展的動力。從人均勞動報酬來看，我國仍處于勞動力報酬相對偏低的國家行列，雖然其產業工人的成本高于越南、印度等亞洲國家，但仍遠低于美國、日本和西方發達國家，這也是經濟高速發展的重要前提。

2.城鎮化步伐的加快2009年中國城鎮人口比率達46.6％，而發達國家城市化率一般已接近或高于80％，人均收入與中國相近的馬來西亞、菲律賓等周邊國家，城市化率也達60％以上。在城市化發展中，人們普遍認為城市化進程服從“s”型曲線發展。中國的城鎮化進程雖然很快，但由于正處在發展速度最快的時期，在未來一段時間內必將加快發展速度。隨著城鎮化步伐的加快，對基礎設施領域的投資需求會大量增加，必將帶動中國經濟的長期高速增長。

3.國內需求增加在前30年中國經濟的發展主要依賴國際市場推動，未來的20年內，繼續推動中國經濟增長的主要動力將來自國內市場的巨大需求。國際經驗表明，大國經濟增長主要靠內需支撐。目前，中國經濟正在轉向國內需求拉動。2008年，美國、印度內需占總需求的比重分別為92％、88％。而同年中國這一比重僅為72.8％％，發展空間和潛力巨大。當前，中國總體上還處在一個生存型社會階段，正在朝著發展型社會轉變。中國居民已不只是單純追求溫飽，還在需求的多樣性、升級性、公平性和可持續性上提出了更高要求，今后一段時間中國居民需求在數量和質量上都會有極大提升。

4.新興產業發展與產業升級一國經濟增長的長期動力主要來自于具有核心競爭力的產業或產業群。改革開放30年來中國已逐漸成長為世界制造業大國，但大而不強一直是發展中的軟肋，缺乏自主創新能力是制約中國產業結構優化升級的重要因素。中國政府提出，到2020年實現進入創新型國家行列的目標，新興能源產業發展規劃正在制定，金融、保險、信息和現代物流等現代服務業正處在培育發展過程中。隨著產業的升級和服務業的進一步發展，必將對中國經濟的快速發展起到積極的保障。

(三)經濟增長的預測

以不變價格計算的國內生產總值(GDP)代表了國民經濟的實際發展情況，是對經濟增長進行長期預測主要依據。一些經濟學家認為實際GDP的時間序列是包含單位根的，而用線形趨勢法則無法消除這個影響，所以他們對線性趨勢發提出了置疑。但是Nelson和Plosser認為，實際GDP是一階差分穩定的，他們特別提出，在研究中應當注意，穩定的、接近于l的自回歸根(1arge stationary autoregressiveroots)與單位自回歸根(unit autoregressive roots)事實上是很難區分開來的。

根據線性趨勢法基本思想，在一定時期內，實際總產出(GDP)是按照一個穩定的速度增長的，可以用復利增長模型擬合，即

γt＝γO×(1＋r)t　(6)

其r表示年增長率，從長期來看r并不是固定不變的，因此，對按年度的預測可以寫成

γt＋1＝γt×(1＋rt)　(7)

其中(1＋rt)實際上就是t年實際總產出的指數。

本文對經濟增長的預測是以從對GDP指數預測展開。首先對GDP指數進行預測；其次，利用公式(7)預測具體的GDP數值。數據來源為2009年中國統計年鑒給出的以不變價格計算的GDP環比指數。

1.對GDP指數的預測圖1給出了1978年以來GDP指數變化情況(其中基年GDP＝100)，1978－2008年GDP指數平均值為109.89。如果以109.89為中心，可以看出GDP指數實際上表現為波動的周期性變化，可以分為2階段，即1978－1991年和1992－2008年，前者表現為波動大，而后者表現為波動緩慢。這樣的分段不但符合我國宏觀經濟發展的實踐，同時也與上文對名義GDP變化的分析，以及國內學者對中國經濟周期的普遍觀點基本吻合。

(1)直接線性擬合

用1978－2008年GDP指數的數據直接進行線性回歸擬合，得到方程如下

Rt＝85.494＋0.0122194t　(8)

其中Rt為第t年的GDP指數，t為年份。以此公式預測2009－2040年GDP指數，結果記為預測1，詳見表3。

(2)間接線性擬合

由于GDP指數波動較大，用線性模型得到的估計方程代表性較差，本文根據統計學中移動平均的思想進行進一步分析。用1978－1991年的GDP指數的平均值代替1985年的GDP指數，用1991－2008年的GDP指數的平均值代替2000年的GDP指數。根據2009年統計公報，2009年GDP增長率為8.7％；同時依據其公布了2009年GDP總量為335353億元，2008年調整的GDP總量為314045億元，可以計算出GDP指數為106.785。這樣可以用3點進行線性擬合預測。

以108.7％作為2009年GDP指數，可得到三點(1985，109.26)(2000，110.34)(2009，108.7)。用上述三點建立線性方程，結果如下：

Rt＝136.617－0.0136054t　(9)

以106.785％作為2009年GDP指數，可得到到三點(1985，109.26)(2000，110.34)(2009.106.785)。用上述三點建立線性方程，具體結果如下：

Rt＝279.135－0.0852551t　(10)

上式2式中Rt為第t年的GDP指數，t為年份。分別用公式(9)和(10)預測2009－2040年GDP指數，結果記為預測2和預測3，詳見表3。

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在現代的開放經濟中，一國的經濟增長主要靠消費需求、投資需求和凈出口需求來推動，作為總需求構成因素之一的消費需求對經濟增長具有持久的推動力。當前，發達國家的家庭消費占GDP的比重平均在70％左右，發展中國家家庭消費占GDP的比重也在60％左右。因此，消費與經濟增長問題的研究已經成為經濟學中一個經久不衰的專門領域。本文將對傳統的消費一經濟增長理論進行回顧，并介紹發展經濟學家針對發展中國家的實際提出的消費一經濟增長理論，在此基礎上對這些理論進行述評。

一、關于消費一經濟增長模式的傳統理論和觀點

(一)哈羅德一多馬模型

哈羅德一多馬經濟增長模型集中考察了社會資本再生產過程中的三個變量及其相互關系。即：資本一產量比(C)、儲蓄率(s)、有保證的增長率(Gw)。得出的基本方程為：

Gw=s/c

從基本方程可以看出，哈羅德強調了資本對于經濟增長的決定作用，只要一個國家的資本的積累率即儲蓄率保持在一個較高的水平上。它的經濟就會以一個較快的速度增長。

(二)新古典經濟增長模型

新古典經濟增長模型(以索洛模型為代表)延續了哈羅德一多馬模型的經濟思想，強調儲蓄對經濟增長的重要性。索洛模型提出，一國的人均儲蓄有兩種用途：一是為每一個人配備更多的資本設備，這被稱為資本的深化；另一部分是為新生人口配備每人平均應得的資本設備，這被稱為資本的廣化。索洛認為，資本主義經濟中存在著一條穩定的均衡增長途徑，均衡條件為：人均儲蓄=資本廣化。由于人均儲蓄：儲蓄率文人均產出，因此儲蓄率越高，均衡的人均資本水平越高，從而均衡的人均產量水平就越高。顯然，他們認為，消費水平高會使資本積累減少從而降低人均產出水平。

20世紀60年代之后，很多經濟學家認為，提高一個國家的人均消費水平是經濟增長的根本目的。在這一認識下，新古典學派的經濟學家費爾普斯于1961年找到了與人均消費最大化相聯系的人均資本應滿足的關系式。這一關系式被稱為資本積累的黃金分割律。其基本內容是：人均資本量的選擇使資本的邊際產品等于勞動的增長率時，均衡狀態時的人均消費達到最大。黃金分割律揭示了人均消費與人均資本的關系。也就是說，如果一個經濟擁有的人均資本少于黃金分割的數量。則該經濟能夠提高人均消費的途徑是在目前縮減消費，增加儲蓄。直到人均資本達到黃金分割律的水平。從消費的角度，我們可以把“黃金分割律”通俗地解釋為：如果我們對每一個當代和未來世代的社會成員提供同等數量的消費。則人均消費的最大數量即為“黃金消費”。

(三)凱恩斯的消費需求不足會抑制增長的觀點

凱恩斯認為，形成資本主義經濟蕭條的根源是由于消費需求和投資需求所構成的總需求不足以致無法實現充分就業。而消費需求不足是由于邊際消費傾向遞減規律(隨著收入的增加。人們也會增加消費，但消費的增加小于收入增加的幅度)的作用，人們不會把增加的收入全用來增加消費。

二、發展經濟學家關于消費一經濟增長模式的理論和觀點

(一)發展中國家工業化進程中消費率的“U”型曲線

從世界各國經濟發展和工業化進程看。投資率呈現從低到高、再從高到低并趨于相對穩定的變動過程，近似一條平緩“倒U”型的曲線(或稱為“馬鞍型”曲線)；消費率變動過程則呈現與投資率相反的平緩的“U”型曲線(或稱為“倒馬鞍型”曲線)。投資率和消費率變動是由工業化進程中消費結構和產業結構的逐步提升引起的。

在工業化進程中，隨著收入水平的提高，消費結構不斷提升，食品等初級產品消費比重逐步下降，工業制成品消費比重逐步上升，第二產業發展相對較快，造成投資率不斷上升。消費率不斷下降。當工業化進程基本完成、經濟發展邁向發達階段時，消費結構由工業品消費為主轉向以住房、教育、旅游等產品為主，第三產業發展相對較快，造成投資率出現下降，消費率相應上升。從長期看，第三產業發展必須以第二產業為依托。為滿足消費結構不斷提升的消費需求，需要第二產業和第三產業協調發展。這樣。投資率和消費率在維持一段時間的下降和上升后，又在新的起點上形成了平衡并維持相對穩定。

(二)羅斯托關于消費一增長具有階段特征的觀點

美國經濟學家羅斯托1960年在其著名的《經濟成長階段》一書中，提出了經濟增長階段理論，首次將各國經濟增長過程概括為六個階段，在經濟增長的不同階段，消費、儲蓄、投資與經濟增長的關系是不同的。

第一，傳統社會階段即農業社會。經濟增長緩慢。消費在國民收入中占較大的比例，消費率較高，但這一階段的消費處于低水平。

第二，為起飛創造前提條件的階段。消費在國民收入中所占的比例要低一些，消費率有所下降，而更多的國民收入用于儲蓄，儲蓄率上升較快。

第三，起飛階段。一部分人收入的大幅度增加，他們具有很高的儲蓄、擴大的投資和上升的消費水平。羅斯托把生產性投資與國民收入的比率提高到10％以上看成是實現經濟起飛的三個先決條件之一。

第四，走向成熟階段。經濟持續增長，消費水平迅速提高。在經濟增長進入到高收入階段以后，消費在國民收入中所占的份額也比較大，消費率比較高。

第五，大眾高消費階段。越來越多的資源被引導到耐用消費品的生產和大眾服務的提供，耐用消費品產業和服務業成為經濟中的主導部門。

第六，追求生活質量階段。這一階段的特點是追求閑暇和娛樂，而不是把收入增長看得最重要。此階段，消費質量提升很快。

(三)錢納里關于消費率與人均GNP動態變化的實證研究

著名發展經濟學家H?錢納里等人進行的一項實證研究表明：人均國民生產總值(GNP)不同水平時的消費變化呈動態分布。以1964年的美元來衡量。居民消費率在人均GNP低于100美元時(中值70美元)為最高。達到77.9％，為貧困型高消費。此后，隨著人均GNP提高到1000美元，居民消費率開始直線下降，累計下降16.2個百分點。但是，當人均GNP邁過1000美元門檻以后，居民消費率的圖景出現了轉折性變化，開始步入上升階段。此時，消費結構升級顯著加快。根據錢納里等的標準結構，在人均GNP超過1000美元以后，食品和衣著類等生存型消費比重下降，發展享受型消費比重迅速上升。代表居民食品、飲料、煙草等消費支出比的恩格爾系數，從100美元時的53.2％下降到1000美元時的28.4％，降幅達24.8個百分點。在人

均GNP達到1000美元以上(中值1500美元)時，恩格爾系數降幅趨緩，僅下降1.6個百分點。

三、對上述理論觀點的評價和結論

傳統的經濟理論是非常忽視消費對增長的作用的。認為消費占國民收入的比例越小，經濟增長率越高。即使消費與增長有關系，那么這也是通過其他指標間接作用于增長的，消費對增長拉動往往遵循消費一儲蓄一投資一增長這樣的邏輯推導鏈，如哈羅德一多馬模型、新古典增長模型等。因此，早期的發展經濟學家都同意哈羅德一多馬模型的結論，認為發展中國家要加快經濟發展。必須提高儲蓄率以促進資本形成。也就是說，發展中國家應該暫時犧牲消費以獲得工業發展所需的大量投資。這些理論在少數實行計劃經濟的發展中大國(前蘇聯、我國建國初期)曾經實踐過，但事實證明，雖然曾經一度有過很快的經濟增長速度，但超越現有條件的過快過大規模的投資抑制了消費品工業的發展和人民生活水平的提高。造成了產業結構的嚴重失衡。

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從人的多種經濟角色之間的關系來看，無論何時何地，從事何種經濟活動，人一時一刻也不能停止消費，否則，就不能擔當生產者、勞動者、投資者等其它經濟角色。消費者要持續進行消費，凡是有勞動能力的人，就必須進行勞動，通過不同職業的勞動來維持和擴大社會再生產，因而消費和生產是社會成員兩種最基本的經濟活動，具有勞動能力的社會成員普遍具有消費者和勞動者的雙重經濟主體身份。由此可見，經濟發展以人為本所指的具體對象，可以進一步歸結為以消費者群體和勞動者群體的利益為本，實現廣大消費者效用最大化和廣大勞動者收入最大化是經濟發展的基本目標。

一、消費水平與經濟增長之間的依存關系

第一，消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系，當國民收入的增長較快時，其它條件不變的情況下，消費水平也增長較快，而在某些時候，消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費的比例穩定合理，國民經濟就可以持續、穩定、協調地發展。

第二，消費率與經濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數，就是消費率，消費率對經濟增長率變動有明顯的影響。

在2000年至2003年的三年里，我們經濟的成長大致是8％，那么在這個中間消費貢獻在50％左右，投資的貢獻在四十多一點，外需的貢獻還是在六左右。那么這樣一種格局表明我們整個國家經濟增長，內需是主要的，外需是輔助的。這是我們可以得到的一個結論，而在整個內需變化的過程中間出現了投資到消費，消費到投資這樣一種順序上的變化，但從平均角度來講消費依然還是內需的主體，投資還是僅次于消費的重要力量，但是這幾年在現實的增長中間，由于我們實行了積極的財政政策，以發行長期建設國債六千六百億來拉動經濟的增長，因此在年度中間還有不同，也就是有此年份投資的作用更突出一些，有些年份消費的作用更突出一些，有些年份外需的作用更突出一些。因此我們回顧歷史從需求的角度來說：目前正處于一個消費比較平穩，投資繼續增強，外需也是相對穩定的階段。

目前國內消費需求基本平穩、大體正常，居民購買力實現程度穩中有升。但由于收入分布不均，使不同階層實現購買力程度不同，突出表現為收入高的群體實現程度低，收入低的階層實現程度高。這種狀況直接導致一方面低收入階層有旺盛消費需求但購買力不足，消費潛力難以得到釋放；另一方面擁有強盛購買力的高收入群體，其消費需求已基本實現，購買力大量以儲蓄和金融資產的形式沉淀下來。這一反差是形成目前內需不足的主要原因之一。擴大內需，啟動消費應根據不同消費群體的特點，制定相應的消費政策和稅收政策，調節收入分配關系，以達到預期的目標。

我國經濟增長仍主要表現投資拉動型有關。由于投資與消費存在著一定的相互替代關系，因此在近年來過高投資的作用下，也使得我國社會消費率對拉動經濟增長的作用出現了持續減弱。數據顯示，2000年以來，隨著我國投資增長率連年提升，同期消費增長率也出現了逐年走低的趨勢。特別是2004年在投資率由2000年的36.4%升至42.3%的情況下，消費率則由61.1%降到了53.6%。

二、消費水平與經濟結構

合理消費水平，要與生產力發展相互促進。在健康的倫理、道德規范下，合理的消費水平主要體現在消費與生產之間的相互適應和相互促進上。在數量上，合理消費水平應與國民總收人及其增長速度和社會勞動生產率及其增長速度保持恰當的比例；在結構上，合理的消費水平應與消費品的供給結構相適應，有利于經濟結構的合理化。

經濟結構大體上是指國民經濟各部門，各地區，各成分，各組織和社會再生產各方面的構成，以及它們的相互聯系，相互制約的關系。一國的經濟增長從其內涵來看，主要有兩方面，經濟總量的增長和經濟結構的優化，而一國的經濟增長又是以一定的消費水平為前提的。當社會經濟實現增長，經濟總量及人均收入量也會相應增長，從而引起需求結構、生產結構以及外貿結構發生相應的變化。根據現代經濟增長理論和發展經濟學理論，高的經濟增長率必然帶來高的結構變化率。也就是說，結構的變動是與經濟發展過程相聯系，是以經濟發展的水平和階段（即人均收入水平和工業化程度）為條件，是通過資源的再分配來實現的。

目前，我國經濟結構依然存在不合理的狀況，這一狀況嚴重制約了國民經濟的持續快速、健康的發展。但這種不合理狀況不是由于過去重工業的傾斜政策而造成的，而是因為當前消費需求結構的升級導致現行經濟結構不再適應當今的經濟發展。目前從我國消費領域的整體來看，醞釀著一次新的消費升級 - “住行消費升級”（在此之前，已有幾次消費結構升級）。其間消費投入大，積蓄時間長。這使得消費需求不足現象在一定時期內存在。

收入的增長必然引起消費水平的增長，而消費水平的增長又會引起經濟結構的變化。經濟的增長主要是靠生產要素投入的增長和經濟結構變化所帶來的增長，結構合理，就可以提高全社會總要素的生產率，進而實現更高的經濟增長率，這樣就必然能夠帶來消費水平的提高。

我國經濟增長、投資增長和居民收入增長之間的關系來看，經濟增長速度是比較居中的，投資的增長速度基本上是要高于這個經濟的增長速度，而居民收入的增長速度總是有一些滯后于經濟增長速度，特別是農村居民收入的增長，增長速度明顯地低于經濟的增長速度，這種局面如果長期地持續下去，引起經濟結構在某種程度上的不平衡，投資增長相當地快，居民收入的增長相對低于經濟的增長，這樣會出現居民收入相對增長較慢，消費需求相對增長較慢，在國民經濟增長中，主要是靠投資增長來拉動，短期這種情況沒有什么大的問題，長期是這樣一種局面的話，會引起經濟結構的失衡。

三、城鄉居民消費水平對經濟發展的影響

在我國，由于消費水平的差異，我國經濟發展的不平衡，在地區之間，城鄉之間表現得非常明顯，在經濟發展過程中，由于城市發展較快，大部分農村發展比較慢，所以在一定時期內，城鄉之間的消費水平差異比較明顯。

(一)消費差距大于收入差距。

城鄉收入差距的最終反映是生活質量的差距，生活質量主要體現在消費。城鄉居民生活消費差距大于收入差距。2003年，城市居民人均生活消費支出11124元，農村居民為4655元，城鄉居民消費比例為2.39：1,大于收入差距25個百分點；城市居民消費傾向為80.1%，農民為71.6%，相差8.5個百分點；城市居民食品支出3523元，是農村居民的2.4倍。其中肉、蛋、奶、水產品支出城市居民為1064元，農民僅為390元，城市居民是農村居民的2.7倍；衣著支出城市居民為906元，農村居民為331元，城市居民是農村居民的為2.7倍；家庭設備、用品及服務支出城市居民為704元，農村居民為272元，城市居民是農村居民的2.6倍；交通通訊支出城市居民為1688元，農村居民為469元，城市居民是農村居民的3.6倍。

(二)城鄉居民家庭財產差距懸殊。

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一、背景

自工業化以來，大多數國家為了加速經濟增長，都大規模開發能源，從而導致能源逐漸缺乏。而如今我國的能源與環境問題尤為突出。所以，研究我國的環境保護、能源消費以及經濟增長之間的關系具有理論與現實意義。本文對環境保護、能源消費與經濟增長進行綜合研究，力圖更全面地分析它們之間的關系。本文采用我國各個省份的面板數據，使用面板數據的方法實證分析我國各個地區的環境污染、能源消費以及經濟增長的關系。

二、研究方法

本文采取單位根檢驗以及協整檢驗的方法來量化能源消費、環境污染與經濟增長之間的內在關系。單位根檢驗主要有IPS檢驗、PP檢驗、LLC檢驗方法以及ADF等。面板數據的協整檢驗方法包括Kao檢驗以及Pedroni檢驗，這兩種方法檢驗的原假設均為不存在協整關系。

三、實證分析

（一）指標和數據的選取

經濟增長：使用地區生產總值，單位：億元。

能源消費：由于我國煤炭和石油的供需存在低估的情況，但電力消費數據比較準確。所以此次用來反映經濟增長與能源消費之間關系的指標，使用各地區電力消費量，單位：億千瓦小時。

環境污染：環境污染的評價指標選擇工業廢水排放量，單位：萬噸。

選取2005年至2014年我國30個省（直轄市、自治區）的GDP、工業廢水排放量F以及電力消費量E的數據來創建面板數據集。30個省（直轄市，自治區）包括北京、天津、內蒙古、吉林、黑龍江、遼寧、河北、陜西、山東、山西、河南、、甘肅、上海、湖北、江蘇、浙江、湖南、廣東、安徽、江西、重慶、四川、貴州、云南、青海、福建、海南、廣西、寧夏、新疆，因為數據包括極端數據所以不考慮。數據來源于國家統計局。首先對變量GDP、F以及E進行了對數變換以消除異方差的影響，記LNGDPit=Ln（GDPit），LNEit=Ln（Eit），LNFit =Ln（Fit）。

（二）面板數據的單位根檢驗

采用 IPS檢驗、LLC檢驗、Fisher-PP檢驗以及Fisher-ADF檢驗來進行單位根檢驗。由檢驗結果可得，LnGDPit，LnEit，LnFit在5%的水平下不平穩，經一階差分后，LnGDPit，LnEit，LnFit的四種檢驗方法都在5%水平上拒絕原假設，因此我們得出LnGDPit，LnEit，LnFit為一階單整序列。

（三）面板數據的協整檢驗

對LnGDPit，LnEit，LnFit的協整關系進行Pedroni協整檢驗和Kao協整檢驗。面板協整檢驗結果表明： PP、ADF統計量以及ADF統計量在5%的顯著性水平下拒絕了原假設，說明LnEit、LnFit以及LnGDPit之間有著顯著的協整關系。

（四）模型檢驗

（1）固定效應模型的顯著性檢驗。固定效應模型的顯著性檢驗原理是檢驗固定效應系數ai 是否有差別，檢驗結果表明，p值小于5%，所以拒絕固定效應系數相同的原假設，因此選擇固定效應模型更合適。

Hausman檢驗。Hausman檢驗的原假設為隨機效應模型的系數與固定效應模型的系數沒有差別，選擇隨機效應模型，則接受原假設，否則為固定效應模型。檢驗結果表明，p值在5%的水平下拒絕原假設，因此選固定效應模型。

（五）模型的估計

用固定效應模型估計模型，結果顯示被估計參數全部通過顯著性檢驗，R2值高達0.98，擬合的效果很好，但是DW值低，為0.33，存在自相關問題。

根據上面的分析我們采用加入AR（1）后的模型估計結果：

LNGDPit=6.469+ai+0.396LNEit+0.113LNFit+0.929AR（1）

模型調整后的R2為0.998，各個系數均通過t檢驗，AR（1）的回歸系數顯著不為0，DW值為2.41，已消除自相關，模型擬合的較好。

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一、導論

（一）研究背景

目前，在世界范圍內，碳排放量的不斷增加導致了全球暖化的加快，這已經成為了當今社會上最嚴重的環境問題之一。2006年秋，英國了一份關于全球氣候變化的重要報告—《斯特恩報告》，報告中指出世界人民正在遭受著有溫室氣體排放所帶來的痛苦，二氧化碳和其他有害氣體的高排放正在不斷侵蝕著人類的生存。解決碳排放問題的一個重要方法就是減少能源消費，但是由于減少化石燃料消費可能對經濟增長造成負面沖擊，這種方法很少被采用。有關學者認為，發達國家和發展中國家必須以犧牲經濟增長為代價來解決這一問題。不過在實際問題中，由于各國家碳排放、經濟增長和能源消費的關系不同，所以各個國家應采取不同的政策來處理這三者之間的關系。

在最近的幾十年中，隨著工業化和城市化的迅速發展，中國的溫室氣體排放總量迅速增加。根據有關信息，從1970年到2007 年，中國的溫室氣體排放總量增加7倍以上2007年CO2排放量甚至超過往年排名第一的美國。“根據相關部門對我國能源消耗方面二氧化碳排放的預測：二氧化碳排放量將從2005年的50億噸急劇增長到2030年110億噸。”我國是溫室氣體排放的大國，承擔著巨大的減排責任，而且低碳之路是中國堅持可持續發展的必然選擇，因此使得中國經濟發展面臨著十分嚴酷的挑戰。怎樣能有效地減少碳排放和碳排放與經濟增長之間的關系這兩項問題已經成為國際政治經濟及學術研究和許多學者關注的熱點及重要內容之一。

吉林省作為我國的農業、能源以及原材料大省之一，目前正處在工業化進程的中期階段，其工業發展在全省的國民經濟發展中有著十分重要的位置。改革開放以來，吉林省GDP、能源消費量和碳排放量均呈增長趨勢，因此發展低碳經濟是吉林省實現生態文明和可持續發展的必由之路。

（二）研究意義

最近幾年，全球氣候的變化成為焦點問題，溫室氣體的排放過度大多數歸因于人類活動中碳的排放量。吉林省作為中國的老工業基地，吉林省能源相對缺乏，一次能源的自給率只有差不多50%，傳統能源的不足制約著吉林省的經濟發展。吉林省只有在今后的能源建設發展道路上采取新的正確的能源利用措施，才能在未來的能源生產的領域上取得先機。所以，研究吉林省能源消費、經濟增長與碳排放的關系，從研究結果分析如何處理好這三者之間的關系，是解決吉林省未來發展問題的關鍵。

吉林省能源消費、經濟增長與碳排放的現狀

（一）能源消費現狀

目前，吉林省的能源生產情況的主要特點是：主要能源生產量增幅較大，主要能源品種消費增勢平穩，大部分能源品種庫存增加；能源生產增長慢，能源產出結構正逐步優化；一次能源的生產量在能源生產總量中的比重減少，二次能源生產量比重緩慢增加。在2011年，熱力的消費量排首位，次之原煤。其中煤油的用量最少僅為1.12萬噸，可見吉林省的能源消費以熱力和原煤為主。

總的來看，吉林省的一次能源種類較齊全，但儲量不足，煤炭在能源消費總量中所占比例是最高的，達到了70%以上，石油則次之，大概占了25%左右，而天然氣和風電水電則占的比重最少，總共只占到了5%左右。據調查，在發展國家的能源消費結構中，日本、俄羅斯煤炭所占比例低于20%，美國和德國低于30%。相比之下，以煤炭為主的能源消費結構，將面臨很多方面的環境問題，煤炭所占比例過高是吉林省一次能源消費機構與環境質量之間的的突出矛盾。

從1982年至1988年煤炭一直占中能源消費量的70%以上，從1990年開始降低至53%之后上升到2011年的78.4%，而從1982年到2011年石油占能源消費總量的比重僅在15%至21%之間浮動。天然氣的的百分比從1982年的0.6%變化到2011年的2.9%。可見吉林省的主要能源為煤炭、石油、天然氣等，清潔能源則相對缺乏，所以，吉林省的主要消費能源為原煤，近年，吉林省的原煤消費總量在能源消費總量中占了很大的比重，石油消費總量和天然氣消費總量分別占較小的比重。

（二）經濟增長現狀

作為老工業基地的吉林省是東北三省中經濟發展上變化較大的，同時吉林省也是經濟發展最快的地區之一，在2011年吉林省的GDP為10568.83億元，同比去年增長21.93%。三大產業均有不同程度的提高，2011年第一產的生產總值為1277.44億元，比去年增長21.64%；第二產業在GDP中的比重最大，生產總值為5611.48億元，同比去年上升24.52%，增長的幅度在三大產業中最大；第三產業的生產總值為3679.91億元，比去年增加18.3%。人均生產總值為38460元，比去年增加了21.7%，超過全國人均GDP33046元，可見吉林省的經濟發展迅速。

目前來說，吉林省的經濟保持平穩增長狀態，工業生產值也在穩定增長。但是在經濟結構方面還存在很多不合理的地方，吉林省經濟長期來看仍然存在總量不大、主導產業拉動作用不強，效益不高、活力不足等問題，二元結構矛盾突出，產業結構不夠完善，這些對吉林省經濟發展形成了較大的制約，因此吉林省還需積極尋求長期有效的發展策略。

（三）碳排放現狀

《斯特恩報告》對未來收益和成本的估計告訴我們當前制定節能減政策、發展低碳經濟的重要性。隨著經濟的飛速增長，吉林省的能源消費量也隨之上升。在各個產業飛速發展的情況下，每年的工業廢氣排放量日益增長，從大體趨勢上看1990的2896億/m3年至2000年的3082億/m3工業廢氣排放量浮動較小，從2001年的3237億/m3至2011年的8240.29億/m3工業廢氣量浮動較大。

目前吉林省的三大產業碳排放量有如下的顯著特征：第一、第三產業的碳排放量占全省碳排放總量的比率大約分別穩定在3%和13%，在總體趨勢中是處于較低水平的；但是第二產業所產生的碳排放量在全省碳排放總量中近年來占的比例一直處于較高比例，沒有下降，基本上穩定在70%左右。而第二產業是吉林省的支柱產業，所以，造成了吉林省碳排放量較高的現狀，并且面臨著低碳轉型方面的挑戰。

計量分析

（一）各項指標的選取及說明

本文研究能源消費、經濟增長、碳排放的之間的關系，因此運用生產總值表示經濟增長。本文1995～2011年GDP的數據來源于《吉林省統計資料總編》。能源消費總量的數據來自吉林省1996-2012年的《吉林省統計年獻》。

（二）模型的建立

（三）模型的檢驗

四、結論與建議

經濟的增長影響著能源消費量和碳排放量，而能源消費量必然影響著碳排放量，但能源消費量不會影響經濟的發展，因此以此為切入點尋找解決方案。

首先，吉林省一次能源消耗的碳排放數量一直在增加，隨著吉林省快速的工業化、城鎮化的推進以及經濟的迅速發展， 其碳排放量增加也十分迅速。因此，貫徹落實科學發展觀，堅持不懈追求“十二五”規劃關于發展低碳經濟的主要目標，積極地轉變經濟發展方式，探索新型的城鎮化、工業化的道路，努力調整其工業生產結構，加快技術改造和產品升級的進度，重視發展低碳經濟，是吉林省未來發展中的一個重要抉擇。

其次，吉林省煤炭消費的碳排放量占總排放量的比重一直相對較高，這與吉林以第二產業為主的消耗結構有很大的關系，因此要通過能源替代等途徑，大力地發展非化石能源，積極地開發風電、水電、核電、太陽能以及生物質能等項目，增加潔凈能源的開發與利用，逐步改變其以第二產業為主的能源結構。

最后，吉林省應該引進外省的先進技術并與省內的自主研發相結合，加大自主科技研發力度，加快低碳技術的研發步伐，提升節能減排和新能源技術領域科技實力。低碳經濟已成為發展全球經濟的潮流，而低碳經濟的直接作用無意識減少溫室氣體排放，但低碳經濟的真正意義在于改變人類的生產生活方式、消耗能源的方式和發展經濟的方式，從工業社會大量消耗能源為代價發展經濟，轉變為注重能源使用技術，清潔能源開發，人與環境和諧共存的生態經濟社會，其核心是先進能源技術的使用。

參考文獻：

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篇10

一、江門的消費及與經濟增長的關系

(一)江門市經濟增長的現狀、特點和結構

國內生產總值的支出構成分為總消費、總投資和凈出口。總消費是其重要組成部分。改革開放以來,江門經濟取得相當的進步,人民生活水平獲得巨大提高。

以2002年為分界線。1978～2002年,社會消費品零售總額占GDP(即地區生產總值,下同)比重平均為29.2%。較低水平的消費率必然是較高的儲蓄率,儲蓄率得到大幅度提高,總投資規模迅速膨脹,經濟取得迅猛發展。2002～2007年,社會消費品零售總額占GDP比重平均為38.4%,儲蓄率開始出現下降,總投資進入低水平規模,經濟發展開始進入相對滯緩狀態。江門經濟增長的機會成本高昂,經濟發展質量不高。與全國平均水平和世界水平相比,江門消費水平低下。九十年代以來,根據國際貨幣基金組織和世界銀行統計,世界平均消費水平為78～79%,全國平均消費水平為58～60%,江門僅為21.3～33.6%。

(二)消費模型

消費,從實物形態看,表現為商品和勞務;從貨幣形態看,來源于可支配的實際收入。消費水平的高低主要決定于一國國民個人可支配收入的高低。個人可支配收入是指個人在一年中得到的可以自由支配的收入總和。個人可支配收入是GDP的一部分,受投資、稅賦和政府轉移支付等因素影響。在其他條件不變的情況下,個人可支配收入決定于GDP的大小和GDP轉移為個人收入的多少即收入分配政策。設個人可支配收入為Yd,GDP為Y,假定個人可支配收入在GDP中所占比重為b,我們稱b為GDP的個人分配系數。這樣就得到:

Yd=b* Y(2.1)

再假定個人消費C是個人可支配收入的函數,由此得到:

C=a+c* Yd (2.2)

C=a+b* c* Y (2.3)

這樣,就建立了具有一般意義的消費模型,即式(2.3)。其中,a是自發性消費,為常量,表明一個基本的消費水平;c為邊際消費傾向,它是消費增量同個人可支配收入增量的比例,即

c=D C/D Yd=D C/(b* D Y)=1/b* D C/D Y(2.4)

從消費模型可以看出,在邊際消費傾向c一定條件下,消費水平取決于兩個因素:即GDP的個人分配系數b和GDP。

在GDP既定條件下,個人分配系數b決定了消費總量和消費水平。b是政策參數,是收入分配政策的反映。研究表明,b波動區間的上限,也就是消費的最大限度,受預期投資影響。預期投資決定了預期的收入,b受到預期收入影響。消費不但取決于即期可支配收入,也受預期收入影響。

利用消費模型,我們來進一步分析江門經濟中消費的特點及消費與收入的關系特征(見下表1)。

從居民的消費支出結構來看,近年來我市的消費結構逐步升級,人均消費占可支配收入比例不斷增大,從1978年的38.6%到2008年的68.7%。

1.消費增長點主要表現。一是汽車消費,居民私人擁有小汽車的比例有較快提高,2008年我市限額以上批發零售貿易企業汽車類零售額占全部零售額的1/5以上,同比增長17.5%,成為拉動消費增長的一個重要生力軍。二是文娛消費,2008年江門市限額以上批發零售貿易企業體育娛樂用品類商品零售額增長了6.6%,而文化辦公用品類商品零售額則增長了12.6%。三是以移動電話為主的通訊器材消費,出現了城市消費者以更新換代為主,農村消費群體不斷擴大的趨勢,2008年我市限額以上批發零售貿易企業通訊器材類零售額同比增長了61.3%。四是旅游消費,2008年我市旅游總收入達到90.6億元,增長30.2%。

2.居民的消費行為化特征明顯,并趨于理性化。隨著市場經濟的發展,消費品日益豐富,消費環境日新月異,特別是國內外知名的大型超市的介入和競爭,促進和推動了消費品市場的繁榮,為消費提供了廣闊的視野和選擇空間,以消費者為中心的市場業已形成,居民在消費領域的主動維權和自我保護意識也在不斷增強。居民對通過市場配置消費品的機制已經普遍認同和開始適應,居民的消費心理日趨成熟和理性。可以預見,今后江門市以食品、衣著和家庭用品為主的溫飽型消費將進一步讓位于以住宅、交通通訊、教育文化、醫療保健、旅游消費為主的寬裕型小康消費。居民消費的熱點主要集中在住房、汽車、旅游、教育、娛樂、文化、交通、通訊等及與之相聯系的消費領域。

3.收入水平提高落后于經濟增長水平。2000～2007年,職工在崗平均工資增長1.3倍,農村人均純收入增長54.6%,明顯落后于經濟增長。低收入是現行的收入分配政策的主導思想。低收入必然帶來低消費,由此引發的需求不足成為經濟增長緩慢的主要因素,無疑制約了經濟發展后勁,給經濟的可持續發展帶來了嚴重的不利影響。

4.農村消費水平較低,城鄉消費水平差異較大。從社會消費品零售總額的構成來看,城市消費品零售額增速快于農村的情況也比較明顯。2004～2008年間,城市消費品零售額年均增長16.8%,農村消費品零售額年均增長13.8%,在2008年,兩者的增幅差距達到3.8個百分點,比2000年擴大了7個百分點。這表明,江門市在擴大農村居民的有效需求方面還需加大力度。

從上述的分析中,可以總結,盡管近年來江門市的消費水平隨著經濟的發展和人們收入的增加有了一定的提高,江門市的消費總量仍處于較低的水平,收入水平提高落后于經濟增長水平,最終消費的構成不甚合理,居民消費率偏低,城鄉消費水平差異較大,農村消費水平有待提高。消費需求不足已成為我市經濟穩定、持續、健康發展的制約因素。

二、消費需求對經濟增長的影響

(一)消費貢獻率與投資貢獻率

經濟增長是一個復雜的問題,受許多因素影響,在基礎設施薄弱,生產要素瓶頸作用顯著的情況下,投資對經濟增長的拉動作用比較明顯,擴大投資成為主要的手段。隨著經濟總量擴張、基礎設施完善,投資對經濟增長的邊際效益逐漸降低,拉動作用逐漸減弱,消費拉動作用會明顯增強,并成為刺激經濟增長的一個主要因素。貢獻率是我們研究消費和投資拉動作用所采用的一個指標。消費貢獻率是指消費對經濟增長的貢獻,即在GDP增長中消費因素所占的比重。投資貢獻率是指投資對經濟增長的貢獻,即在GDP增長中投資因素所占的比重。

(二)貢獻率分析

在江門經濟增長中,消費貢獻率一直處于較低水平狀態,投資貢獻率始終保持較高水平。重投資、輕消費,形成江門經濟的特殊格局,成為經濟結構中的突出矛盾。1998～2007年,消費貢獻率為41～57%,全國平均水平為56～63%,低6～15百分點;投資貢獻率為59～41%,全國平均水平為43～34%,高7～16個百分點。

從投資方面看,建市初期,面對比較薄弱的基礎設施和經濟發展要素諸如電力、能源、交通、原材料等瓶頸制約,拿出大量資金搞建設,采取高投資政策,來完成經濟基礎設施建設和經濟實力擴張。投資拉動作用十分明顯,經濟獲得迅速增長。隨著經濟總量擴張,基礎設施和發展要素不斷完善,投資對經濟增長影響開始減弱。投資對經濟增長的邊際效益逐漸減弱,投資向最終消費的轉化越來越低,投資拉動作用明顯下降。在經濟增長問題上,擴大投資規模只能是權宜之計,在宏觀投資政策上,要一手抓“規模控制”,一手還要抓“結構引導”。

從消費角度看,消費貢獻率低于57%,消費對經濟增長拉動作用始終沒有真正發揮出來。在投資邊際效益下降情況下,消費對經濟增長的作用得到加強。江門經濟需求不足始終沒有得到解決,形成了即使在高投資政策下仍然沒有高產出,經濟增長持續緩慢。與全國平均水平和世界平均水平相比,江門經濟消費貢獻率相差10～20個百分點。這個差距就是我們刺激消費需求,開拓國內市場,擴大內需的政策空間。

三、江門經濟中需求不足的因素分析

收入水平,預期收入是消費的主要來源,起著決定性作用,我們稱其為內部影響因素。消費習慣、產品質量、品種、價格以及服務,影響著消費選擇,可以稱其為外部影響因素。江門經濟中需求不足,既有內部因素的原因,也有外部因素的原因。總消費包括居民消費和政府消費。政府消費主要受政策影響且較難定量,前面已略有分析,在此不再贅言。下面僅從居民消費方面說明需求不足的原因:

(一)收入水平偏低,直接制約居民消費需求的增長

近年來,江門市在調整產業和優化產品結構、改造提升現有支柱產業,不斷完善產業配套,大力發展新興主導產業和第三產業等方面做了大量的工作,取得了令人矚目的成效,社會經濟發展上了一個新臺階。同外部特別是珠三角發達地區的對比來看,江門市的經濟發展水平還是比較低的。2008年我市的GDP實現1280.59億元,在珠三角9個市中排第7位,增長10.8%,增幅排第7位。經濟發展水平不高決定了居民收入水平不高,2008年我市城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入(深圳除外)在珠三角九市中分別排在第8位和第6位,且我市的城鎮居民人均可支配收入低于全省的平均水平。

另一方面,江門市居民收入增長速度長期低于經濟增長速度,2004～2008年,我市GDP的年均增長率為13.3%,地方財政一般預算收入也以年均21.4%的速度增長,同期城鎮居民可支配收入9.3%和農村居民人均純收入5.8%的增長率卻分別比GDP低4和7.5個百分點。收入增長長期落后于經濟增長說明我市新增財富相當部分用于投資和積累,居民在國民收入再分配中所得較小。城鄉居民不能同步分享經濟增長的好處,將影響其參與經濟發展和改革的積極性,收入增長緩慢自然也會影響居民的消費欲望,使其消費心理趨于保守。

(二)城鄉收入差距大以及農村消費環境較差,使農村消費水平滯后于城市消費

(從表1可以看出)2000年和2008年,我市的農村居民人均純收入平均僅占城鎮居民人均可支配收入的41.4%,增幅都低于城鎮居民人均可支配收入的增幅,城鄉收入差距大。收入水平的落后和收入增長的緩慢抑制了農村的有效需求,使農村消費水平長期落后于城鎮。消費環境差對農村居民消費也有重大影響。商業網點不健全,服務功能差;新興業態如大型超市、連鎖店等現代流通方式還沒有延伸進去;質次價高、偽劣假冒商品多。這些不利因素都間接抑制了農村居民的消費熱情,影響了農村居民消費結構的升級。

(三)社會保障體系建設滯后,抑制了現實購買力的釋放

在計劃經濟向市場經濟轉變過程中,政府實行了一系列改革措施。隨著住房、醫療、教育等改革的全面推進,原來由政府或單位負擔大部份的教育、醫療等費用更多地由居民個人承擔,而對在過去房改中沒有享受到公房分配的居民來說,要購買住房這類高價值的消費品,就必須提前預留這方面的開支。居民預期將來要支付的費用大大增加,防范風險的意識隨之增強,即使收入有所增加,也會將更多的收入留作儲蓄,這必然影響即期消費需求的增長。

盡管現行的社會保障體系已形成了基本框架,還很不完善。基本養老保險、失業保險、城鎮職工基本醫療保險、城市居民最低生活保障都不同程度地存在著保障水平偏低、覆蓋范圍有限、資金短缺等方面的問題,居民防范意識顯著增強,消費傾向日趨減弱,城鄉居民部分手存現金沉淀的狀況沒有改變,抑制了現實購買力的釋放。

(四)消費信貸發展緩慢,制約了消費者一些大宗消費的實現

從江門市消費信貸的總量和結構看,商業銀行消費貸款余額只占各項貸款總額15%左右,從結構看,住宅與汽車消費貸款占92%,其他類型的消費信貸比例很小。這表明:目前江門市消費信貸對消費的促進作用有限,消費者只能把消費建立在自我積累的基礎上,拉長了消費的周期,使即期消費的擴大得不到實現。

四、擴大內需的政策措施

1.認真分析當前國內外經濟形勢,貫徹落實中央擴大內需的各項政策措施,以投資帶消費,以消費促增長。消費需求是三大需求中拉動經濟增長最積極、最有效、最不易產生負面影響的因素,也是結構調整和政策鼓勵的著眼點。當前要努力貫徹執行國家鼓勵消費、拉動內需的各項政策措施,切實提高居民的消費信心,積極主動投入消費,使消費增長成為拉動經濟增長的主要動力。繼續推進家電下鄉、以舊換新等一系列鼓勵消費政策措施的實施,將有效地提高中低收入群體的消費能力,提高中高收入階層的消費意愿,為國民經濟的發展注入新的活力。

2.提高城鄉居民實際收入水平,增強居民消費信心。一是增加城鄉居民收入,特別是提高城鎮低收入群體生活補貼,并通過完善社會保障體系等政策措施,消除人們后顧之憂,提高居民購買力;二是減輕居民住房、醫療、教育支出負擔;三是規范收入分配秩序,理順收入分配關系,有效調節壟斷行業的過高收入。

3.優化投資結構,加快產業發展,滿足消費需要。一是調整投資與消費的關系,努力實現投資合理增長與結構優化,在提高投資效率和質量的基礎上適當降低投資率,逐步提高消費率。二是推動現代流通業的發展。促進連鎖經營從傳統零售業、餐飲業向其他領域滲透,培育一批具有自主品牌、核心競爭力強的大型流通企業。在農村里要以“萬村千鄉”市場建設為契機,以連鎖、中小型綜合性商場等形式開拓農村市場,建立城鄉一體化的現代商品流通網絡。三是大力發展旅游業,增加以本地為目的地的旅游消費。

4.積極培育消費熱點,推動居民消費結構升級。一是繼續發展住房、汽車消費,增強其對整個消費的帶動作用;二是提高居民服務型消費所占比重;三是依托消費升級,增強有效供給;四是積極發展消費信貸,緩和信貸約束。要建立健全個人信用制度,提高整個社會信用,消除金融機構發放消費信貸的后顧之憂;要減少不確定性預期,使消費者敢于接受消費信貸,解除后顧之憂,刺激消費信貸需求,使更多的中低收入家庭能充分利用消費信貸方式,盡早實現消費結構升級,優化消費結構,進而形成新的消費熱點,促進經濟增長。