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關鍵詞：可再生能源消費；經濟增長；協整；Granger因果關系
中圖分類號：F830.92 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（10）-0027-08
一、問題提出
在經濟增速換擋、資源環境約束趨緊的新常態下，中國推動能源消費革命、可再生能源產業發展勢在必行。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充的能量來源，發展可再生能源有助于實現資源消耗、環境污染和經濟增長的雙脫鉤發展。
OECD國家化石燃料的使用量正逐漸減少，可再生能源的發電量占比逐步提升。根據國際能源署預測，到2035年可再生能源將提供其總發電量的三分之一。OECD國家在可再生能源的開發利用上具有先行優勢，在發展可再生能源消費和經濟增長的協調上有較豐富的經驗，對我國可再生能源產業具有借鑒意義。中國已經制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消費比重分別達到15%、20%的目標。據預測（見圖1），到2030年可再生能源將增長42%-48%，成為一次能源需求中的第二位。可見，可再生能源將在未來的能源結構中發揮重要作用。可再生能源產業作為新興綠色產業，蘊含著新的經濟增長方式，在此背景下，本文研究的問題是一個亟需解決的問題。
二、文獻綜述
關于可再生能源消費和經濟增長關系的研究在近十年開始出現。對美國的研究較多，Ewing等（2007）用廣義方差分解法對美國2000：1C2005：6月度數據研究得出：可再生能源的消費會增加工業生產指數。Bowden和Payne（2010）同樣運用TodaCYamamoto方法對美國1949C2006年可再生能源消費和經濟增長之間的因果關系進行檢驗，但采用了部門數據，結果表明商業和工業的可再生能源消費和實際GDP之間沒有因果關系，住宅可再生能源消費對實際國內生產總值有單向因果關系。一些學者對OECD國家的情形進行了研究，Apergis和Payne（2010）對20個經合組織國家在1985―2005年期間的研究表明，可再生能源消M與經濟增長之間在短期和長期均存在雙向因果關系。Salim等（2014）利用1980-2011年的數據，檢驗OECD國家可再生能源和不可再生能源與能源消費、工業產值和GDP增速的動態關系。檢驗表明，在長期和短期內工業總產值與可再生能源和不可再生能源消費之間均有雙向的因果關系。GDP增速與不可再生能源消費之間在短期內存在雙向關系的證據，而與可再生能源之間只有單向因果關系。中國學者郭四代等（2012）選取1990-2010年中國國內生產總值（GDP）和新能源（水電、核電、風電）消費數據，運用Granger因果關系進行檢驗，發現在短期內，新能源的消費是促進國內經濟發展的Granger原因。王瑛（2008）對1953-2006年的年度數據 ，分析了水電、核電、風電消費與實際GDP之間的協整關系和Granger因果關系，得出1953-2006年間這三種能源消費與經濟增長之間具有顯著的協整關系，另外我國可再生能源消費量對GDP增長也有顯著的單向Granger因果關系。
目前文獻結論表明：經濟增長對可再生能源消費較多地具有單向因果關系，但也有部分國家或地區顯現出這兩者間雙向的因果關系。單向因果關系即經濟增長發生在可再生能源消費增長之前，可以在計量上解讀為經濟增長帶動可再生能源的發展；雙向因果關系則說明，從計量分析得到可再生能源消費先于經濟增長，可以作為經濟增長的因，在政策、環境保護的需求之下，可再生能源產業具備了自身發展的動力，甚至進一步刺激經濟增長。
本文將能源消費分為可再生能源消費和不可再生能源消費，作為生產要素考慮Cobb-Douglas生產函數，選取1994-2013年的數據，對OECD國家和中國可再生能源消費與經濟增長的關系分別進行了實證檢驗。首先，通過面板單位根、協整檢驗分析OECD國家可再生能源消費與經濟增長的長期關系；建立VEC 模型，進行因果檢驗分析二者的短期動態調整關系，并進行長期和短期的Granger因果檢驗。其次，通過單位根檢驗、協整檢驗、基于VAR模型的脈沖響應函數，分析了中國可再生能源消費與經濟增長間長期協整關系和短期動態關系，并進行長期和短期的Granger因果檢驗。最后，結合實證分析結果，對我國可再生能源產業發展提出了建議。
三、OECD國家可再生能源消費與經濟增長關系的實證研究
（一）模型構建
本節利用現代經濟增長理論的分析框架，構建了包含可再生能源消費和不可再生能源消費面板數據在內的生產函數，實證研究OECD國家和可再生能源消費與經濟增長的關系。生產函數的構造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）
其中，Y■為OECD國家實際GDP，K■是OECD國家資本存量，L■為OECD國家總勞動力人數，RE■表示OECD各國可再生能源消費總量，NRE■表示OECD各國不可再生能源消費總量。這里的可再生能源包括：水電、太陽能、風能、地熱能和生物質能。不可再生能源包括：石油、天然氣和煤。
本文采取以下自然對數形式的面板計量模型和時間序列模型：
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表示時間， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■為殘差項。
（二）實證研究
1.單位根檢驗。利用面板單位根LLC檢驗、IPS檢驗、ADF Fisher檢驗、PP Fisher檢驗，對34個OECD國家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等數據進行平穩性檢驗，檢驗結果見表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一階差分序列上分別進行含有截距項以及含有截距項和時間趨勢項的檢驗得到的。一階差分值均在1%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均為一階差分平穩序列，即為I（1）。
2.協整檢驗。在面板單位根檢驗平穩的基礎上，本節采用Pedroni提出的面板協整檢驗方法。Pedroni構造了四個“聯合組內”統計量和三個“組間”統計量。這七個統計量均漸進服從（0，1）的正態分布，并且給出了臨界值。如果計算出來的統計量大于臨界值，則拒絕原假設，表明存在長期協整關系。對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■進行Pedroni面板協整檢驗，結果見表2。
以上是包含截距項的協整檢驗結果，滯后期長度按照SIC標準自動選擇。有四個統計量在1%的水平上顯著，又因為在樣本量較小的情況下以ADF統計量為主，其P值為0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之間存在長期協整關系。在此基礎上，通過面板最小二乘估計，對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■間的長期協整方程進行估計，估計結果如下：
為了能夠修正面板數據的異方差性，在估計的權重選項中選擇了Period weights，進行廣義最小二乘估計。由表3可見，四個解釋變量均在1%的水平上顯著，不可再生能源消費對經濟增長的貢獻最大。可再生能源消費對經濟增長的影響超過了勞動力，為0.09。這說明，OECD整體可再生能源消費與經濟增長的長期關系已經確立。
3.VEC模型分析。存在協整關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生產函數中I（1）的各變量；α是調整參數矩陣，其每一行元素是出現在第i個方程中的對應誤差修正項的系數；β為協整向量矩陣，其每一列所表示的變量的線性組合都是一種協整形式；p為滯后階數，此處根據SIC原則確定為2；ε■是擾動項。
模型（3）的協整向量估計結果如表4。
得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期協整關系，即：
1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）
式中ecm■表示實際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費和不可再生能源消費的線性組合序列，也是協整方程（4）的殘差項，并將作為后面誤差修正模型的誤差修正項。實際GDP的VEC模型的估計結果為：
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）
以上估計結果可以說明：對實際GDP當期的變化量解釋作用最強的是上一期和上兩期的勞動力變化，解釋作用分別達到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的實際GDP變化量解釋，可再生能源消費和不可再生能源消費的上一期和上兩期變化對其解釋作用都較弱。同時，ecm■表示短期波動向上期均衡的調整，其系數為-0.029，即以0.029的速度負向調整。
4.因果檢驗。本節運用Granger因果檢驗研究變量長期的因果關系和短期動態的因果關系。本文主要研究可再生能源消費和經濟增長的關系，故下表中只報告這兩者的Granger因果檢驗結果。基于長期協整方程的Granger因果檢驗如結果表5，滯后階數選擇4階。
在“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設檢驗中，在1%的水平上拒絕了該假設，說明經濟增長是OECD國家可再生能源消費的原因。同時，在5%的水平上拒絕了 “LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，說明可再生能源消費在長期也是OECD經濟增長的格蘭杰原因。
基于VEC模型的Granger因果檢驗結果如表6。
從表6結果來看，在“DLnY■不是DLnRE■的格蘭杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格蘭杰原因”的原假設檢驗均在10%的顯著性水平上被拒絕，說明經濟增長的短期波動不是OECD國家可再生能源消費短期波動的原因，同樣，OECD國家可再生能源消費短期波動也不是其經濟增長的短期波動的原因。二者在統計上因果關系均不顯著。
由以上可得，OECD國家經濟增長在長期顯著地是可再生能源消費的原因，可以解釋為：從長期來看，保障經濟穩定增長才能負擔可再生能源發展初期普遍較高的成本。經濟增長在短期并不構成可再生能源消費的原因，可能是因為目前可再生能源消費在短期內的迅速增長大多是能源轉型的政策引導結果。可再生能源消費在滯后4階的長期狀況下是經濟增長的原因，說明OECD國家可再生能源消費對經濟增長的影響在大約4期之后可以明顯表現出來。短期內，可再生能源消費波動外生于實際GDP的概率達到52%，這可能是因為目前可再生能源消費在能源消費中的占比還較小，短期內不足以表現為經濟增長的原因。
四、中國可再生能源消費與經濟增長關系的實證研究
（一）模型構建
本節實證研究中國可再生能源消費與經濟增長的關系。生產函數的構造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）
其中，Y■為中國實際GDP， K■是中國資本存量，L■為中國總勞動力人數，RE■表示中國可再生能源消費總量，NRE■為中國不可再生能源消費總量。
為了增強數據的顯性化趨勢、避免異方差，采用自然對數形式的時間序列模型：
Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）
t表示時間，t=1994，1995，……2013；μ■是殘差。
（二）實證研究
1.單位根檢驗。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一階差分序列上的單位根檢驗結果不平穩，故下表列出這五個序列在二階差分上的檢驗結果，可以看出均在5%的顯著性水平上通過。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二階平穩的，即I（2）。
2.協整檢驗。在單位根檢驗平穩的基礎上，本節采用Johansen協整檢驗。結果表明變量之間存在協整關系，跡檢驗和最大特征根檢驗都表明在5%的顯著性水平下存在4個協整方程。可知：中國LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之間存在長期均衡關系。
在此基礎之上，先進行ARCH LM條件異方差檢驗，檢驗得到F統計量為122.02，相應P值為0.00，說明估計方程的殘差序列存在ARCH效應。因此，選擇ARCH模型進行估計，從估計結果看仍然存在問題如下：第一，LnL■和LnRE■的系數估計結果較不顯著；第二，DW統計量為0.13。懷疑存在序列相關問題，如果存在，則顯著性水平、擬合優度將不可信，因此，應進行進一步檢驗。采用LM檢驗。
LM統計量顯示，在1%的水平上拒絕原假設，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關性。同時，觀察相關圖和Q統計量，得到殘差序列在1、5和6階上存在序列相關。通過將擾動項的滯后項ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回歸結果：
由表10可見，四個解釋變量均在1%的水平上顯著。中國在1994-2013年間，資本存量對經濟增長的影響最大，其次是不可再生能源消費。可再生能源消費對經濟增長的協整系數超過了勞動力，為0.17。說明對中國來說，可再生能源消費和經濟增長的長期關系在這20年已經得到了顯現。中國在這三十年間的可再生能源構成主要是以水力發電為主，全球已開發水電資源中，中國占27%。DW統計量為1.78，序列相關得到解決。
3.VAR模型分析。向量自回歸（VAR）模型把系統中的每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后項的函數來構造模型，可以用于分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊。本節構造的VAR（p）模型為中國的實際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費和不可再生能源消費五變量系統，主要分析可再生能源消費和經濟增長之間的短期動態影響。在無約束VAR模型條件下，依據LR、FRE、AIC、SC和HQ等準則得到最優滯后期階數為2，因此，選擇VAR（2）模型。
對VAR模型，當其所有特征根的模的倒數小于1時，表示該模型是穩定的。由圖2可知該VAR（2）模型所有特征根的模的倒數都在單位圓內，該模型是穩定的，可以進行脈沖響應分析。
因此，模型VAR（2）構造如下：
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
估計結果表明：
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，進一步用脈沖響應函數研究當外部環境對經濟增長產生沖擊后對可再生能源消費的影響，以及可再生能源消費收到外部環境沖擊后對經濟增長的影響。得到的這兩者的脈沖響應圖如圖3所示。橫軸表示滯后期，這里設定為10年，縱軸表示變量相應的大小。
由圖3可知，當外界給可再生能源消費一個單位的沖擊，GDP開始顯示一較小的正響應，之后在第二期先增長達到最強，第三期到第四期為減弱期，第四期時有一個短暫的小于零的過程，之后又拉升新一輪的正效應不斷增長的階段，第六期時達到第二個峰值，且該峰值與上一個峰值十分接近，第八期是降到零，但未出現負值，最后兩期又出現上升的正相應。而外界給GDP一個單位沖擊，可再生能源的響應在第二期出現由零到負的微小降低，并在進入第四期時回到零并啟動直達第八期的增長，達到峰值后又逐漸降低，到第十期回到零。可見，可再生能源消費受一個正的外部沖擊后對經濟增長的影響在其滯后十期內，除第四期例外以外，其余均為正，且經濟增長的正響應會階段性的反復出現，這符合可再生能源消費的特性。而GDP受一個正的外部沖擊后對可再生能源消費的影響在開始時并不明顯，在第四期之后也增長緩慢，最大的正相應在第七至第八期才能表現，說明經濟增長對可再生能源消費并不能起到立竿見影的作用，但在較長階段都會有穩步增加的促進作用。
4.因果檢驗。本小節研究中國可再生能源消費和經濟增長的因果關系，首先對中國五個變量的原序列進行Granger因果檢驗，得到與的Granger因果關系。
從以上結果來看，Granger因果檢驗在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，從而表明在中國經濟增長能夠Granger引起可再生能源的消費。但與OECD國家的檢驗結果不同的是，檢驗接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，表明可再生能源消費不是中國經濟增長的Granger原因。
基于上述VAR（2）模型檢驗變量之間的因果關系，運用Granger因果檢驗，其中，中國實際GDP和可再生能源消費的檢驗結果。可以發現：在包含二階滯后的VAR模型中，這兩種變量的因果關系與長期較接近，Granger因果檢驗在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，肯定了LnRE■對LnY■的解釋作用，從而表明在中國經濟增長能夠Granger引起可再生能源的消費。檢驗接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，表明可再生能源消費不是中國經濟增長的Granger原因，可再生能源消費有60%的概率外生于經濟增長。
由因果檢驗的結果可知，中國的經濟增長對可再生能源消費的影響在較大概率上得到了確認，無論是建立在長期穩定的關系還是短期內的動態關系。而可再生能源消費則在長期內有53%的概率外生于經濟增長，即在較大概率上還不能構成經濟增長的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滯后設置，可再生能源消費仍然不是經濟增長的Granger原因。但筆者發現，當把VAR的模型只設定滯后第二期時，可再生能源消費在93%的概率上成為經濟增長的Granger原因；經濟增長也在94%的概率上Granger引起可再生能源消費。這樣的設定是來源于上一節的脈沖響應函數的結果，同時，此時的VAR模型也是平穩的。因此，我們可以認為中國的可再生能源消費對經濟增長存在這滯后的影響。
五、結論與建議
（一）主要結論
運用OECD國家和中國1994-2013年的數據，本文研究得出OECD和中國在可再生能源消費與經濟增長之間都存在長期穩定的協整關系。同時，還主要得到了如表12所示的因果關系結果。
通過實證研究，本文發現OECD國家和中國可再生能源消費和經濟增長關系的相同之處：即經濟增長對可再生能源的長期引領作用，這可以解釋為：第一，當經濟增長到一定階段時，化石能源推動經濟增長的不可持續性日漸突顯，這隨之帶來了改變能源消費結構、發展可再生能源的需求；第二，從率先發展可再生能源的國家可以看出，該產業發展的起始階段均需投入大量成本，應建立在經濟長足發展的基礎之上。同時，研究發現了OECD國家和中國可再生能源消費在短期內均不能引起經濟增長，這說明可再生能源消費短期內無論在發達國家還是中國都還不能顯著地帶來經濟增長的變化，目前的可再生能源消費的比例仍然較小，經濟增長的波動也只在小概率下是受到它的影響。
OECD國家和中國可再生能源消費和經濟增長關系的不同之處也表現在兩個方面。一方面，肯定了OECD國家在長期內可再生能源消費也對經濟增長有引領作用。OECD在這20年內可再生能源的發展說明可再生能源消費的增長在較大概率上會引起經濟增長，這為可再生能源消費發展相對落后的國家和地區在一定程度上打消了顧慮，中國應該更加信心堅定地可再生能源消費的發展。同時，本文發現中國包含可再生能源消費滯后四期變量的模型檢驗中，它對經濟增長的Granger原因也得到了確認，這說明在一定條件下，中國存在著可再生能源消費對經濟增長的原因。另一方面，短期的經濟增長對可再生能源消費的因果關系中，OECD的檢驗中拒絕了這一關系，而中國則接受。中國近年來的經濟增長堪稱“奇跡”，在推動可再生能源產業的發展過程了給予了大量補貼，支持國民生產總值的增長，對我國發展可再生能源產業的促進作用更加突出；相比而言，OECD作為發達國家的集體，其GDP在長時間內保持在較高的穩定水平，他們發展可再生能源在短期更多地是依賴技術突破。
（二）相關建議
第一，加快綠色金融發展，提升可再生能源產業活力。引導銀行業金融機構推出綠色信貸體系，嚴控“兩高一剩”行業信貸，將環境責任標準融入銀行業經營管理，積極應對可再生能源產業發展中的市場失靈和政府缺位。引導綠色債券在可再生能源項目中的規范發展，建立政策激勵措施體系，增加綠色債券市場流動性，增加投資主體與市場規模。把握綠色金融在經濟綠色轉型中的機遇，積極適應經濟結構和產業結構調整，形成可再生能源發展和綠色金融的良性循環，培育新的經濟增長點。
第二， 加強能源供給側改革，促進能源消費結構優化。利用市場機制強化可再生能源市場優先供給，通過可再生能源配額制和綠色電力證書等在OECD國家運用成熟的體制，促進可再生能源電力價格發現，減小國家可再生能源產業補貼缺口。推進能源扶貧，推動r網改造升級，提高農網對分布式發電的接納能力，一方面使農村成為推動可再生能源消費提升的重要陣地， 另一方面推進光伏扶貧等精準扶貧模式落地，發揮好可再生能源對脫貧攻堅的助力作用。
參考文獻
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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）
關鍵詞：公款消費；內需；經濟增長
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”）
抑制公款消費顯然有利于這樣的政府職能的實現。而當前我國強調市場的決定性作用，要求政府“放權”，而抑制公款消費、尤其是不必要的公款消費顯然符合當前經濟現實發展的趨勢與要求。這樣一種自由市場的實現還有賴于政府在制度與法治兩方面的不斷完善與創新，抑制公款消費也應該放在制度與法治層面來綜合考慮。
關鍵詞：能源消費；經濟增長；能源消費彈性系數；湖北省
中圖分類號：F592 文獻標識碼：A
文章編號：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
能源是人類生存和社會生產活動的物質基礎，任何一個國家或地區的社會經濟發展及人民生活水平的提高，都需要能源作為支撐。大多數國家的發展實踐證明，一國或地區的經濟增長，特別是處于工業化發展階段的國家或地區的經濟增長多以能源大量消耗為前提，中國也不例外。從改革開放開始，我國就進入了從農業化向工業化轉型的歷史時期，進入21世紀后，我國工業化水平進一步提高，對能源的需要和消費也在進一步增加。早在2002年，我國能源消費已位列全球第二，僅次于美國。根據中國能源研究公布的數據，2010年我國一次能源消費量為32.5億噸標準煤，同比增長了6%，已成為全球第一能源消費大國。與此同時，盡管2010年度能耗強度比上一年進一步降低，單位產值能源消費量下降4%，但我國能源消費強度仍偏高，是美國的3倍、日本的5倍。隨著經濟的持續高速增長，能源日益成為我國經濟增長的制約因素之一。從世界經濟發展的長期趨勢來看，我國不可能繼續走 “高能源消耗以支持高經濟增長”的發展道路，提高能源利用效率，降低能源消費強度勢在必行。
從20世紀70年代開始，能源消費與經濟增長的關系逐漸成為經濟界研究的熱點問題。現階段湖北省能源消費數量攀升，能源利用率卻不高。本文在搜集整理大量相關數據的基礎上，利用圖形、表格以及計量經濟學方法對此進行實證研究。
一、湖北省能源消費的現狀和特點
（一）從能源消費總量來看，湖北省能源消費加速增長，在全國能源消費中的比重有所增加
根據能夠查到的數據可知，湖北省1980年的能源消費總量2010.66萬噸標準煤（當量值，下同），到1990年消費總量達到4002.39萬噸標準煤，年平均增長速度達到7.19%；2000年的能源消費總量達到6156.28萬噸標準煤，是1990年消費量的1.5倍，年均增長速度4.46%。進入21世紀后，能源消費總量加速增長，2010年湖北省能源消費總量達到15137.6萬噸標準煤，10年的年均增速為9.6%。從時間上來看，湖北能源消費除1990年略有下降，1998年受經濟危機的影響有所下降外，基本保持一種不斷上升的趨勢。在2000年之前，湖北省在全國能源消費總量中所占比重始終保持在4%左右。從2000年開始，這個比重在緩慢增加，到2010年該比重已上升到4.66%。
（二）從能源消費的產業構成來看，第二產業始終是全省能源消費的主體，但第三產業能源消費迅速增長
1990年湖北一、二、三次產業和居民生活能源終端消費量占全社會能源終端消費量的比重分別為5.3%、 7.4%、 9.3%和10.0%。其中第二產業的能源消費比重最大，超過3/4。此后第二產業在能源消費中的比重緩慢下降，到2009年首次降到70%以下。而與此同時，第三產業能源消費的比重穩步提高，從2005年的13.2%上升到2010年的17%。這說明湖北省仍是以工業為主，但第三產業快速發展。
（三）從能源消費的品種結構來看，煤炭仍然是該省能源消費的主體，新能源發展不夠
煤炭消費在湖北省能源消費總量中始終占據主要地位，從2000年以來所占比重始終保持在70%以上。相比之下，湖北省新能源和可再生能源的開發利用嚴重滯后。風電剛剛起步，太陽能光熱開發利用潛力大，但尚未進行大規模利用。生物質能仍在試點，尚未有效利用，核電還是空白。
（四）從能源自給率來看，湖北省能源的對外依存度較高，能源自給率較低
從指標上來看，能源自給率等于一國或一地區給定年度的能源生產總量與當年的能源消費總量之比。在湖北省，“缺煤、少油、乏氣、多水”是該省能源的基本現狀。從2005年到2010年，湖北省能源自給率分別為43.3%、34.7%、33.9%、41.5%、36.6%、35.2%。這種現象的存在，一方面是由于本省的能源資源存量較為匱乏；另一方面是由于“十一五”期間湖北省經濟快速增長，對能源的需求量大幅提高。
（五）從能源強度來看，湖北省能源強度仍然較高
能源強度是指能源利用與經濟或物力產出之比。從宏觀角度而言，能源強度是一國或地區一次能源使用總量或最終能源使用與國內生產總值（GDP）之比，也稱單位GDP能耗。該指標反映了經濟對能源的依賴程度，反映了一國或地區綜合能源利用效率。2006年，國家統計局《國家統計局關于建立單位GDP能耗等相關指標報送制度和修訂能源統計報表的通知》，使單位GDP能耗成為各級政府部門的考核指標之一，該指標也成為備受關注的經濟社會發展指標。針對這一形勢，湖北省相應出臺了《湖北省能源發展“十一五”規劃》。“十五”時期，湖北全省萬元GDP能耗下降14.7%，由2000年的1.77噸標準煤下降到2005年的1.51噸標準煤，年節能率達到3.13%，節約和少用能源800多萬噸標準煤。（湖北省能源發展“十一五”規劃）“十一五”期間，湖北省萬元GDP能耗逐年下降，從2006年的1.45噸標準煤下降到2010年的0.95噸標準煤，累計下降幅度達到34.5%，圓滿完成了國家“十一五”規劃提出的下降20%的任務。
二、湖北省能源消費與經濟增長的實證分析
（一）能源消費與經濟增長的因果分析
本文將利用時間序列動態均衡關系的協整分析，對湖北省能源消費總量與經濟增長之間的關系進行定量的實證研究。
在協整分析中，數據的選取和處理對于分析結果的科學性具有重要的意義。本文選取1980～2010年湖北能源消費總量（EC）與地區生產總值（GDP）數據作為樣本數據。其中，能源消費總量采用當量值計算，單位為萬噸標準煤；為了消除價格因素對經濟增長實際水平的影響，地區生產總值（GDP）按1980年不變進行了換算，計量單位為億元。
在進行協整分析之前，一般要先進行變量的單位根檢驗，只有同階單整的變量之間才可能協整。檢驗時間序列平穩型的方法有多種，本文選用PP法對變量進行平穩性檢驗。利用Eviews軟件進行操作，結果發現雖然時間序列變量EC和GDP是非平穩的，但其二階差分變量是平穩序列，滿足協整關系檢驗的前提條件，因此可以進一步對其二階差分變量之間的協整進行檢驗。檢驗結果見表1，表2。
因此湖北省能源消費總量和經濟增長存在一種長期均衡，其均衡方程為：
GDP = -1636.91001979 + 0.559674770859*EC
協整檢驗結果表明：湖北省能源消費總量和經濟增長之間存在長期的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系還需要進一步檢驗。本文采用Granger（1969）提出的因果關系檢驗方法對這一問題進行分析，結果如下（見表3）。
上圖結果顯示，1980年到2010年湖北省的能源消費總量與經濟增長之間不存在因果關系，即GDP不是能源消費增長的Granger原因，能源消費也不是GDP增長的Granger原因。
（二）能源消費彈性系數分析
能源消費彈性系數等于能源消費量年平均增長速度與國民經濟年平均增長速度之比。該系數從另一個方面反映能源與經濟增長的相互關系。計算與分析能源消費彈性系數的目的，主要為了研究國民經濟發展與能源消費間的關系，預測今后能源消費與國民經濟的增長速度。該彈性系數越小，說明在產出增長一定的前提下消耗的能源越少，能源效率越高。湖北省從1981年到2009年的能源消費彈性系數詳見圖1。
從1981年到1990年的10年間，湖北省能源消費彈性系數一直維持在較高水平，其中有5年的系數大于1，平均系數0.85。從1991年到2000年這十年間，能源消費彈性系數都沒有超過1，平均系數只有0.51，其中1998年由于全球經濟危機的影響，湖北省改年的能源消費量有所下降，導致彈性系數為-0.08。從2001年到2009年這9年間，有3年的消費彈性系數超過了1，其中2004年彈性系數為1.75，2005年彈性系數為1.58。這兩年正是湖北省經濟快速發展的時間，因此對能源的需要量較大，能源消費的彈性系數也較高。從2006年開始，為服從國家“十一五”規劃中節能降耗的指標任務，湖北省在發展經濟的同時努力降低單位GDP能耗，提高能源利用效率，因此這期間的能源消費彈性系數緩步下降，從2006年的0.76下降到2009年的0.48，節能降耗效果顯著。
三、結論與建議
盡管湖北省能源消費與經濟增長各自的序列是非穩定的，但就長期來說，它們之間卻構成了長期穩定的均衡關系。但能源消費和經濟增長之間卻不存在因果關系。同時湖北省2000年以后的能源消費彈性系數較高，顯示出經濟增長對能源的依賴。為此，本文提出以下建議。
一是以開展“兩型社會建設”為契機，積極倡導資源節約型社會經濟發展模式。推進重化工業集約發展，實現節能降耗；提高高新技術產業的比重，優化工業結構。
二是積極開發新能源。根據湖北省缺煤、少氣、無油的能源特點，建議政府整合湖北高校的科研創新能力，加大對新能源的研發投入，減少污染嚴重的火電項目，不斷提高能源的利用效率。
參考文獻：
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【關鍵詞】面板數據檢驗 環境污染 能源消費 經濟增長
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。
通過以上的分析可以得出，GDP與環境污染、能源消費之間有著顯著的長期均衡關系，從我國的平均水平來看，能源消費的彈性系數為0.396，即能源供給每增加1%，GDP增長0.396%；環境污染的彈性系數為0.113，表明環境污染每增加1%，GDP增長0.113%，以上說明經濟增長與環境污染存在著正向關系，符合我們以環境污染為代價換取經濟增長的現實。
關鍵詞：政府消費；居民消費；經濟發展；格蘭杰因果檢驗；脈沖響應
中圖分類號：F014.5
文獻標識碼：A
文章編號：1002-2484-2008（05）-0049-07
一、引 言
投資、消費、出口是拉動一國經濟發展的“三駕馬車”，三者均衡增長，國民經濟才能健康、平穩地發展。但是，投資需求只是中間需求，只有消費需求才是真正的最終需求，消費需求規模的擴大和結構升級才是經濟增長的源動力。馬克思的消費理論和西方經濟學理論都肯定了消費在經濟增長中的重要作用。馬克思的消費理論指出，消費是生產的最終目的，因而最終消費是引導經濟發展的源動力。西方經濟學理論認為消費需求是真正的最終需求，對于投資需求進而對整個經濟增長起著直接的和最終的制約作用，是經濟增長的根本動力。因此，如何增強消費對經濟的拉動作用，進而確立消費主導拉動的經濟增長模式，始終是經濟學界和國家實際部門研究的熱點問題。
改革開放以來，在“三駕馬車”的拉動下，我國經濟經歷了近30年的高增長。但是，近年來，我國消費率不斷下降，投資率持續上升，經濟增長主要依靠投資需求拉動。在投資與出口雙雙大幅增長的同時，我國消費率明顯下降，1978年到2006年間，我國的消費率總體呈現下降趨勢，已經從1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明顯加大［1］。消費率過低、消費需求持續低迷所引發的一系列問題，已經成為中國經濟持續發展的最突出挑戰之一。消費需求的持續低迷，使得我國經濟持續發展的后勁不足，經濟增長不得不更多地依靠投資和出口需求拉動，進而惡化“產能過剩”問題和加劇國際貿易摩擦，“產能過剩”問題惡化和國際貿易摩擦加劇反過來又使得投資和出口拉動型經濟發展模式越來越難以為繼。經濟增長中的結構性矛盾日漸突出，并將影響我國經濟的持續穩定健康發展。從各國經濟發展的實踐看，消費占GDP的比重越高，其對國民經濟的拉動作用就越強［2］。因此，消費對經濟發展動力問題直接影響到國民經濟協調健康發展，我國消費率明顯下降，在一定程度上影響了我國經濟的持續發展，深入研究消費對經濟發展的拉動問題具有重要意義。
研究居民消費、政府消費和經濟增長之間是否存在某種長期均衡關系，居民消費增長與經濟增長之間、政府消費與經濟增長之間以及居民消費增長與政府消費增長之間是否存在因果關系，對政府調節經濟，制定經濟政策將是一種重要依據。本文利用協整理論、格蘭杰因果檢驗和向量自回歸模型，對我國居民消費、政府消費和經濟增長之間關系進行因果關系分析，對制訂國民經濟發展戰略，調整居民消費與政府消費關系，增強消費總需求對經濟增長的拉動作用具有重要的意義。
但從現有文獻來看，至少在以下兩個方面還存在一些問題：
首先是研究的范圍。現有研究文獻大多限于總消費［3］、居民消費［4-7］或政府消費［8-10］同經濟增長之間的關系，這樣來研究消費需求對經濟增長的影響，必然會產生一定偏誤。在分析消費總需求不足等問題時，僅僅關注居民消費或政府消費對經濟的調節功能都存在著重大缺陷。
其次是研究的方法論。傳統的計量經濟方法研究消費時存在著動態穩定性假設，而實際上經濟不斷增長的趨勢使大多數經濟變量序列是非平穩的，這樣直接運用傳統的計量經濟方法來研究非平穩的經濟變量之間的關系從方法論方面考慮就缺乏一定的可靠性。
基于以上問題，我們在研究中國消費與經濟發展問題時，選取1978～2006年的年度時間序列數據（資料來源于2007年《中國統計年鑒》）。用GDP、PCE、GCE分別代表國民生產總值、居民消費和政府消費，為了更容易得到平穩序列，分別對各個變量取自然對數，這種變換不改變變量之間的協整關系和短期調整模式，同時可方便的考察居民消費和政府消費對GDP的敏感性。在研究方法方面運用協整理論和向量自回歸模型（VAR）來彌補傳統計量經濟方面的不足，將它們納入一個向量自回歸(VAR)模型中，采用JJ極大似然估計方法，檢驗GDP、PCE、GCE之間是否存在長期穩定的協整關系，如果存在這種關系，則在此基礎上，根據格蘭杰因果檢驗方法，檢驗GDP、PCE、GCE之間的因果關系，最后，在向量自回歸(VAR)模型的基礎上運用脈沖響應函數和方差分解技術來分析我國政府消費和居民消費對經濟增長的影響程度。
二、政府消費、居民消費與
經濟增長的關系檢驗
本文通過對GDP、居民消費、政府消費三者之間進行協整和因果關系檢驗，來進一步確定三者之間的內在關系。實證檢驗分四個步驟完成：第一，利用單位根檢驗確定時間序列的平穩性；第二，確定變量之間是否具有協整關系；第三，采用格蘭杰因果性檢驗考察變量之間的因果關系；第四，通過VAR模型進一步驗證三者的內在關系。本文所有檢驗結果均使用Eviews5.1計量經濟分析軟件進行了多次回歸分析而得。
（一）變量平穩性檢驗
本文利用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）單位根檢驗來確定三個變量的平穩性，最優滯后期用AIC最小準則確定，以保證殘差非自相關。結果見表1。
表1 單位根的ADF檢驗表 變量[]檢驗類型（C，T，K）[]ADF檢驗值[]各顯著性水平
K)分別表示單位根檢驗方程中包含常數項、趨勢項和滯后階數。
由ADF檢驗可知，三個序列都是一階單整的。
（二）協整關系的檢驗結果及分析
協整檢驗的基本思想是：盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩序列，但它們的某種線性組合卻呈現穩定性，則這些變量之間便存在長期穩定關系即協整關系，這種關系可以看作是對經濟學中所說的規律性的定量描述。目前關于協整關系的檢驗和估計有許多具體的模型和技術，常用的有E-G(Engle-Granger)兩步法和J-J(Johansen-Jusdius)跡統計量法(或稱最大特征值法)，尤其是后者有許多優點，并得到廣泛應用。
本文利用J-J跡統計量法進行協整關系檢驗結果如下：
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）
模型中括號內為估計標準差，協整矩陣的秩r=0的似然比統計量的值為53.68025，相應的5%的臨界值為42.91525，其余式做類似理解。
協整關系說明lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在協整關系，揭示了lnPCE、lnGCE對lnGDP的影響度，而且表明lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在長期均衡關系。可以看出，在長期內，lnGDP與lnPCE、lnGCE之間具有很密切的相關性，lnPCE、lnGCE的擴大對經濟增長具有促進作用；從回歸方程可以看出，lnPCE、lnGCE相關比率每增加1％，lnGDP分別增長0.3％和0.5％。可見lnGCE更有效的促進了經濟的增長。
（三）格蘭杰（Granger）因果性檢驗
上述協整檢驗結果告訴我們變量之間存在長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。C.W.J.Granger在1969年提出的因果關系檢驗的基本思想是“過去可以預測現在”，即如果X是Y變化的原因，則X的變化應該發生在Y變化之前。如果X是引起Y的原因，則在Y關于Y滯后變量的回歸中，添加X的滯后變量作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力，此時，稱X為Y的格蘭杰原因，如果添加X的滯后變量后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則稱X不是Y的格蘭杰原因。
由于因果關系檢驗對滯后的階數非常敏感，本文采取依次多滯后幾階，看結果是否具有同一性。對消費與經濟增長之間的Granger因果關系檢驗結果見表2。
表2 格蘭杰檢驗結果表 零假設[]滯后期[]F統計量[]概率[]結論lnPCE對lnGDP不存在Granger因果關系[]lnGDP對lnPCE不存在Granger因果關系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒絕9.178[]0.006[]拒絕lnPCE對lnGDP不存在Granger因果關系[]lnGDP對lnPCE不存在Granger因果關系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒絕 5.789[] 0.001[]拒絕lnPCE對lnGDP不存在Granger因果關系[]lnGDP對lnPCE不存在Granger因果關系[]3[]1.678[]0.207[]不拒絕3.786[]0.029[]拒絕lnGCE對lnGDP不存在Granger因果關系lnGDP對lnGCE不存在Granger因果關系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒絕 3.316[] 0.081[]不拒絕lnGCE對lnGDP不存在Granger因果關系[]lnGDP對lnGCE不存在Granger因果關系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒絕[] 1.871[] 0.179[]拒絕lnGCE對lnGDP不存在Granger因果關系[]lnGDP對lnGCE不存在Granger因果關系[]3[]1.296[]0.306[]拒絕 2.328[] 0.109[]拒絕lnGCE對lnPCE不存在Granger因果關系lnPCE對lnGCE不存在Granger因果關系[]1[]4.832[]0.038[]不拒絕0.992[]0.329[]拒絕lnGCE對lnPCE不存在Granger因果關系[]lnPCE對lnGCE不存在Granger因果關系[]2[]3.761[]0.040[]不拒絕1.613[]0.223[]拒絕[]lnGCE對lnPCE不存在Granger因果關系[]lnPCE對lnGCE不存在Granger因果關系[]3[]2.587[]0.085[]不拒絕[]1.712[]0.200[]拒絕
由表2可以看出：
在滯后1-2期情況下，存在lnPCE和lnGDP之間的雙向Granger意義上的因果關系。在滯后3期情況下，僅存在lnGDP到lnPCE的單向Granger意義上的因果關系。
在滯后1期情況下，僅存在lnGDP到lnGCE的單向Granger意義上的因果關系。
在滯后1-3期情況下，僅存在lnGCE到lnPCE的單向Granger意義上的因果關系。
（四）VAR模型的估計
1980年C．A．Sims將向量自回歸(Vector Auto Regressive，VAR)模型引入到經濟學中，推動了經濟系統動態性分析的廣泛應用。這種模型采用多方程聯立形成，它是用模型中所有內生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。其明顯的優點在于對外生變量和內生變量不必加以區別而同等對待，因而VAR模型估計的結果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精確的因果關系檢驗。
1．本文構造的VAR模型可以表示為：
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)在實際應用中面臨如何選擇滯后階數的問題，滯后階數越大，越能完整反映模型的動態特征，但是滯后期越長，模型待估參數越多，自由度越少，因此應在滯后期與自由度間尋求平衡。表3綜述了根據各種準則選定的VAR滯后階數。
表3 選擇VAR滯后階數的各種準則 內生變量：lnGDP,lnPCE, lnGCE；外生變量：C；樣本區間：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：*表示根據該準則選定的階數。LR：連續修正LR檢驗統計量(在5%水平顯著)；FPE：最終預測誤差；AIC(Akaike)：信息準則；SC ( Schwarz )：信息準則；HQ ( Harman-Quinn)信息準則。
因此我們選則VAR的滯后階數為1。構建的VAR模型為：
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，經濟增長主要受自身lnGDP(-1)和lnPCE(-1)的影響；居民消費主要受lnGDP(-1)的影響。這也對照了前面格蘭杰因果關系檢驗的論斷。經過檢驗，模型是顯著的，且所有特征根根模的倒數都小于1，說明該VAR模型的結構是穩定的(見圖1)。所以，滿足脈沖響應函數和方差分解分析的前提條件。下面，運用脈沖響應函數和方差分解做出合理的解釋。
圖1 VAR穩定性檢驗圖2．脈沖響應函數
VAR模型的脈沖反應函數（IRF）可以反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，刻畫內生變量對隨機擾動的動態反應，顯示任意變量的隨機擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態過程。如果隨機擾動存在相關性，他們將包含不與特定變量相聯系的共同部分，通常將共同部分的效應歸屬于VAR系統中第一個出現的變量（依照方程順序）。圖2為基于上述VAR模擬的脈沖響應函數曲線，橫軸代表響應函數的追蹤期數，縱軸代表因變量對解釋變量的響應程度。在模型中，將響應函數的追蹤基數設定為十年。圖中實線部分為響應函數的計算值，虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。
從圖2可以看出：
lnGDP對自身的一個標準差新息沖擊立即有較強的反應，在第1期達最大后開始慢慢回落，到第5期為負值，負值的最大值出現在第7期后開始逐漸回升；lnGDP對來自lnPCE的一個標準差新息沖擊的反應一開始較弱，但這種負面沖擊效應逐步增強并在第3期下降到低谷，然后又逐漸回升；lnGDP對來自lnGCE的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，在第2期達最大后開始慢慢回落，到第4期為負值，負值的最大值出現在第6期后開始逐漸回升，多數觀察為負值。
lnPCE對自身的一個標準差新息沖擊反應相對不是很大，在第1期達最大后開始慢慢回落，在第3期達到谷底隨后又開始回升；lnPCE對lnGDP的沖擊反應強烈，在第1期達到最高點后從第6期開始趨于平緩；lnPCE對來自lnGCE的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，在第2期達最大后開始慢慢回落，從第4期開始趨于平緩。
lnGCE對其自身的沖擊反應一開始就很強，在第1期達到最大，隨后一直趨于回落；lnGCE對lnGDP的沖擊反應強烈，在第1期達到最高點后從第6期開始趨于平緩；lnGCE對來自lnPCE的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，從第1期開始就慢慢上升，從第8期開始趨于平緩。
圖2 脈沖響應函數曲線圖
可見，經濟增長對居民消費的提高在短期內會帶來一定的正面沖擊效應，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應會隨著時間慢慢減弱，即在長期來看經濟增長會帶來居民消費的增長；同時，居民消費的提高對經濟增長在短期內會帶來一定的負面沖擊效應，但經過一定時間，這種效應會改變為正面沖擊效應；經濟增長對政府消費的提高在短期內會帶來一定的正面沖擊效應，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應會隨著時間慢慢減弱；同時，政府消費對經濟增長有一定的促進作用，效應不是很強但一直比較穩定。
3．預測方差分解
VAR模型的方差分解是將系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程新息相關聯的組成部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性。方差分解表示的是當系統的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統中每一個內生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機擾動項(新息)相關聯的各組成部分，以了解各新息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術分析了各個變量對經濟增長的貢獻率。方差分解的結果見表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[]從表4可以發現：
從lnGDP方差分解影響結果可以看出lnGDP的預測誤差主要是由自身引起的，在第1期受自身波動的影響，隨著滯后時期的增多，lnPCE對lnGDP的影響越來越大，但是最終也未超過35%。lnGCE對lnGDP的影響一直很弱。可見居民消費的沖擊對GDP的影響是逐漸遞增的，但是經濟增長的大部分波動還是由自身引起的，由自身引起的波動的影響始終在64%以上，而政府消費對經濟增長的影響很小，可忽略不計。
從lnPCE的方差分解的結果可以看出lnPCE的波動大部分可由自身的波動和lnGDP的影響引起的，lnGCE的影響太微不足道，可忽略不記。其中lnPCE自身的波動是趨于遞增的，而來自lnGDP的影響是趨于遞減的，隨著滯后時期的推進，lnPCE大部分預測誤差可由lnGDP的影響來解釋。可見從短期還是長期來看lnGDP對lnPCE的影響都是很顯著的。
從lnGCE的方差分解的結果可以看出lnGCE一開始的預測誤差是由自身和lnGDP來解釋的，但隨時間的推進，lnGCE的波動大部分可由lnPCE和lnGDP共同來解釋。也可以說，從第5期開始lnGCE的波動受自身和lnPCE、lnGDP的影響趨于穩定，但lnGDP對lnGCE的影響還是占主導地位的。
從方差分解表的信息來看，我國的lnGDP、lnGCE和lnPCE的慣性比較大，一開始大部分都是由自身和lnGDP的影響造成的，除lnPCE外，lnGDP、lnGCE隨著時間的推移，由自身的擾動帶來的影響趨于減弱。還有長期來看lnPCE對lnGDP影響是逐漸增大的，因此應注重發展居民消費。
四、結論與啟示
以上根據1978～2006年的數據對消費與經濟增長的關系進行了分析，得出如下結論：
1. lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在著穩定的長期均衡關系，具有長期穩定和短期波動的特性并且lnGCE更有效地促進了經濟的增長。
2. 在滯后1-2期情況下，存在lnPCE和lnGDP之間的雙向Granger意義上的因果關系。在滯后3期情況下，僅存在lnGDP到lnPCE的單向Granger意義上的因果關系。在滯后1期情況下，僅存在lnGDP到lnGCE的單向Granger意義上的因果關系。在滯后1-3期情況下，僅存在lnGCE到lnPCE的單向Granger意義上的因果關系。
3.從脈沖函數上分析，政府消費對GDP影響很小，而我國政府消費占GDP的比重在10%～14%之間波動，已經快要超過15%的上限。政府消費隨著經濟發展和工業化進程城市化進程的加快，規模會擴大，但是在今后的發展中應盡力控制好規模，以達到最優，也可以避免政府消費對居民消費的擠出效應。從方差分解來看，居民消費對GDP的影響要超過政府消費。因此，擴大內需的重要是擴大居民消費，而不是擴大政府消費。但是消費對經濟的沖擊并沒有預想的那么大，從實證分析來看卻沒有發揮其真正作用。在穩健的財政政策的背景下我們應該實行擴大居民消費，適當縮減政府消費，我們應當從觀念機制和制度上大力發展消費信貸減輕居民的流動性約束，而且要增加居民尤其是農村居民的收入。
不論是理論分析還是各國經驗均表明，消費對經濟增長具有非常重要的拉動作用。消費率高，經濟增長就快。消費率低，經濟增長就慢。深入分析發現，上述的結論與我國實際情況相吻合。改革開放以來，我國的經濟得到了迅速的發展，它帶來了消費的增長，而消費的增長，又反過來推動著經濟的迅速發展。我國雖然在消費率很低的情況下依然保持經濟的高速增長，但主要依賴于投資和出口貿易推動。因此，這種投資推動的經濟增長是很難持續的，沒有最終消費的支持，經濟增長的質量也就上不去。針對我國居民消費率嚴重偏低的情況，政府不應該是束手無策，而應該積極通過調整政府消費將最終消費率保持在一個適度的水平上。最理想的狀態當然是政府消費能夠有效促進居民消費，因為居民消費才是最終消費的主體。但即使政府消費不能拉動居民消費，也至少應當根據居民消費的消費進行調整，以補充居民消費之不足，從而使最終消費率保持在適度水平上。可喜的是，我們的實證檢驗的結果均肯定了上述兩種假設關系的存在，這說明政府的消費政策是有效的。
但是，總的來說我國目前消費率偏低，這在一定程度上嚴重制約著國民經濟的健康快速發展。因此我們要了解妨礙消費需求增長的因素并采取相應的策略以求我國經濟能夠得到更快的發展。
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【文章摘要】
改革開放以來，我國能源消耗水平快速提高，過快的能源使用比率使得我國進入低能效、高污染的困境，為了改變當前現狀，能源消費結構與經濟增長間的關系研究顯得尤為重要。本文利用計量經濟方法，通過ADF單位根檢驗、協整檢驗、自相關檢驗，揭示出我國能源消費結構與經濟增長之間的關系，并且得出促進我國經濟增長的能源消費中煤炭的消耗量最大，其次是電力、石油、天然氣，表明我國能源消費結構并不合理。建議堅持集約型經濟發展方式，把握當前產業結構調整機會，轉變能源消費結構。
【關鍵詞】
能源消費結構；經濟增長；關系研究
0 引言
改革開放35年來，我國經濟發展取得了舉世矚目的成就，同時也使得我國的能源消費速度越來越快，我國資源人均儲存量較少，其中不可再生資源中以煤居多，缺少石油和天然氣，這一系列資源特點直接影響我國能源消費結構，現在煤炭生產和消費比重分別達到76%和68.9%，這一數據顯示我國是世界上煤炭消費比重最高的國家。能源消費的高速增長及以煤炭為主的消費結構使得我國的能源及污染問題日益嚴重，這一情況引起國家對能源使用情況及能源消費現狀引起高度重視，將“節能減排”正式寫入“十一五”規劃報告中，明確要求各方在保障經濟增長的前提下提高能源使用效率，降低能源消費增長速度，優化能源結構。政策頒布以后，預期的目標是否可以達成，節能減排的有序進行是否會在一定程度上影響經濟發展進程，這主要還是由能源消費結構與經濟增長間的關系決定。為了改變能源消費現狀，研究能源消費結構與經濟增長間的關系可以幫助當局制定相關政策條例，以期為推進節能減排、能源結構優化提出更為實用的措施。
本文主要利用計量分析方法對我國GDP數據和各種能源的消費數據進行關聯關系分析，這些能源包括：石油、電力、天然氣、煤炭。通過1990-2011年的時間序列數據，揭示我國能源消費結構與經濟增長之間的客觀關系，為我國經濟保持可持續發展，構建節約型社會和和諧社會提供建設性的政策建議。
1 能源消費結構與經濟增長的計量分析
1.1 變量平穩性檢驗
在對煤炭、石油、天然氣、電力四種能源消費與GDP增長關系進行計量分析前，首先要進行變量的平穩性檢驗，本文選用ADF單位根指標來檢驗各變量的平穩性。只有平穩的時間序列（即單整序列）才能進行相應的回歸分析，否則就會產生偽回歸問題，進而造成錯誤的結論。因此，下面將分別對GDP增長率，煤炭、石油、天然氣和電力消費增長率的時間序列進行單位根檢驗，只要檢驗結果表明這五個變量都是單整序列，接下來就可以對它們進行其它檢驗和回歸分析。
為了研究的方便，以下分別利用YGDP、XC、XO、XG、XE來表示GDP增長率、煤炭消費增長率、石油消費增長率、天然氣消費增長率以及電力消費增長率，并且這五個變量的ADF單位根檢驗結果如表1所示。
注：表示對應的一階差分序列。
從表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE數據序列除了XG序列是非平穩的，其它序列都是平穩的，但是各序列皆在一階差分下平穩，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一階單整序列，即I（1），因此可以對它們之間的關系進行下一步分析。
1.2 協整檢驗
通過對殘差（residual）進行ADF檢驗判斷其平穩性，以檢驗YGDP、XC、XO、XG、XE之間是否存在協整關系，檢驗結果如表2所示。
由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通過了協整檢驗，表明它們之間存在長期穩定的均衡關系。
1.3 相關關系分析
根據表2的檢驗結果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之間存在協整關系，因此可以建立的各變量間的線性模型，如下所示：
（1）
對模型（1）進行最小二乘（OLS）回歸分析，回歸結果如表3所示。其中，根據DW值可以判斷，變量之間存在自相關性，并且XG與XE的系數不顯著，XG也沒通過符號檢驗。
表3 OLS回歸分析結果
注：數據來源于Eveiws6.0輸出結果；***表示對應的變量通過1%水平下的顯著性檢驗，**表示對應的變量通過5%水平下的顯著性檢驗，*表示對應的變量通過10%水平下的顯著性檢驗。
進而考慮到一階自相關的存在，重新進行回歸分析，結果如表4所示。
注：數據來源于Eveiws6.0輸出結果，***表示對應的變量通過1%水平下的顯著性檢驗，*表示對應的變量通過10%水平下的顯著性檢驗。
由表4可知，R2值達到0.69263，模型整體擬合優度較高，模型中的解釋變量對被解釋變量具有很好的解釋能力；F值為8.93125，方程通過了顯著性檢驗，DW值也在合理的區間范圍內，各變量之間已經不存在自相關性。根據表4的結果，煤炭消費增長率（XC）在1%水平下呈現出顯著性，石油消費增長率（XO）、天然氣消費增長率（XG）與電力消費增長率（XE）都在10%的水平下呈現出顯著性，并且煤炭、石油、天然氣和電力消費增長率都通過了符號檢驗，表明這四個因素會顯著地促進經濟增長，而不是相反。根據四個變量系數的大小，得出我國經濟增長過程中的能源支持，首先是煤炭，其次是電力，然后是石油和天然氣。
[關鍵詞] 體育消費 擴大內需 經濟增長
隨著我國改革、開放的日益深入，隨著社會主義市場經濟體制的逐步建立，我國的經濟增長格局發生了明顯的變化，其中一個主要的方面就是傳統的以生產擴張帶動經濟增長的模式開始轉向以需求制約經濟增長的模式，刺激消費需求成為拉動經濟增長的主要因素，如何擴展消費領域、開辟經濟增長的新途徑，日益成為政府關注的重要問題，正確認識和評價體育消費在擴大內需，刺激經濟增長中的作用。研究這些問題在現階段不僅具有理論價值，而且具有極為重要的現實意義，同時對于我們重新審視體育的功能、度量體育的價值也有重要意義。
一、將體育休閑產業發展與我國整體經濟結構調整結合起來
體育產業是一個覆蓋面非常廣,產業關聯度很高的行業，涉及國民經濟的很多部門,從發達國家的第三產業發展規律來看,在發展初期那些為第二產業直接服務的金融、保險、交通運輸等行業會有一個快速發展。但隨后,這些行業的發展速度將逐漸放慢,而那些為提高國民素質和生活質量的行業,如教育、文化、體育等行業將有一個持續、快速的發展。這是國民經濟發展的一般規律，同時也是我國今后產業調整的方向。奧運會作為目前規模最大的全球性體育盛事，為我們產業結構調整提供了一次難得的發展機遇,這體現在:
由于奧運會是目前規模最大的全球性活動，因此舉辦城市都會全力為保證大會成功投入最優質、最先進的技術裝備和產品。這帶動了本國相關技術和產品的升級換代，推動了產業結構和技術結構的高級化。舉辦奧運會所要求的大規模高質量的信息傳播網絡,眾多功能齊全的設備，先進的文化、體育設施，清新優美的城市環境,方便快節的市內和城際交通,生動活潑豐富多彩的文化氛圍,可大大促進我們電子信息產業,環抱產業，新型建材業,文化產業和旅游服務業的發展,加快產業結構調整的過程。
二、將奧運經濟短期效應與體育休閑產業的長期發展結合起來
奧運經濟通過直接投資對經濟的拉動作用越大，在奧運投資周期結束后,對主辦城市和主辦國的經濟帶來沖擊就越大。奧運經濟的這一特性在國外被稱為“低谷效應”。從亞運會的情況看，由于北京人口眾多,發展速度快,結果可能會相對樂觀一些，但仍然值得我們注意。從目前北京市的奧運規劃來看,北京奧運會場館和奧運村的局部既集中又合理的分散，有利于比賽的組織和管理,并突出考慮了賽后利用問題，從另一方面看,要實現奧運經濟的短期效應與體育休閑產業的長期發展結合關鍵在于培養一個穩定的居民體育休閑消費市場。目前,我國體育用品消費還存在體育消費結構單一和體育消費較低的問題。為此,應細分體育消費市場,注重開發的層次性。根據不同年齡、不同職業、不同收入水平和不同興趣消費者的消費需求，開發組織不同層次體育勞務消費品的生產,以滿足不同層次的消費者需求
三、體育消費的內在定義
體育消費包括物質的消費和精神的消費，物質消費中有文化的內涵，精神消費中有物質的基礎。體育消費不僅僅是一種經濟行為，也是一種文化活動。體育消費既受文化因素的影響和制約，又能引起人們對一定文化的需求的追求；有的消費過程直接表現為一種文化活動的過程。
體育消費行為本身是一種社會化行為，它受個體所處社會文化環境和個體消費心理差異的影響。不同社會文化環境和亞文化背景下的消費者，由于生活方式、審美觀念、價值觀念、消費觀念的不同，其體育消費理念和消費方式也不同。亞文化也稱副文化，對體育消費有著特定的影響。亞文化是指不占主流或某一局部的文化現象，它不僅包括與主體文化共通的價值觀念，還有其自己獨特的價值觀念。有學者認為亞文化對其成員的影響比主文化還要強，一種亞文化可以代表一種生活方式，它賦予個人一種可以辨別出來的身份。
我國較為典型的受亞文化影響的體育消費群體主要包括地理亞文化群體：是人們由于受所處自然地理條件的影響而形成與氣候條件、地理條件有關的生活方式和消費習俗的亞文化群體，如北方人選擇運動服飾，顏色、喜愛的運動項目與南方人截然不同。區域亞文化群體:是以人口的行政區域分布為特色的亞文化群體,存在著較大的差異，鄉鎮消費者的消費寬度要大大窄于城市消費者,這種差異直接與社會文化環境和生產發展力水平有關。
四、結論
體育業與其他產業具有較為密切的產業關聯度。如旅游業、廣告業、建筑業、食品業、機械制造業都與體育有著直接或間接的聯系，體育業的產業關聯性一方面表現為它與其他產業的直接或間接的消耗關系上，另一方面表現為體育業與其他行業之間可以產生邊緣交叉，籍以形成許多新行業，積極發展體育消費可以推動這些新興行業的發展。
體育實物型消費品大多需求價格彈性較大，體育服務型消費品大多需求價格彈性比較小，而兩者的需求收入彈性，特別使服務型消費品的需求收入彈性一般都較大。體育消費對經濟環境的依存度較其他產業為弱。其根本原因在于：體育業的資本報酬率遠比社會資本平均報酬率高，因此，一方面流入體育業的資本遠比一般行業要多；另一方面，該行業資本流入效率較一般行業也高出許多，即便在經濟環境惡化時，其資本報酬率有所下降，但較其他行業相比，仍具有較大的投資價值。
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關鍵詞：云南民族地區；消費；經濟增長
中圖分類號：F014.5 文獻標志碼：A文章編號：1673－291X（2011）05－0019－03
影響一國（或地區）經濟增長的原因是多方面的，最主要、最直接的因素是社會總需求，其中包括消費需求、投資需求和出口需求三個方面。與投資相比，消費需求是最終需求，是推進經濟增長的原動力，也是社會生產的目的。
近幾年，云南省民族地區經濟雖然得到了一定程度的發展，但由于與云南省民族地區接壤的國家和地區經濟比較落后，所以云南省民族地區的出口貿易發展受到了一定的限制，云南省民族地區的投資方向主要集中在第二產業。這種情況下，研究云南省民族地區消費需求與經濟增長的關系，對進一步刺激消費、擴大消費、拉動經濟增長具有非常重要的現實意義。
一、消費需求拉動經濟增長的效應描述
傳統的經濟理論認為，經濟增長對消費起著決定性作用。在計劃經濟向市場經濟轉變的過程中，我們獲得了認識和理論上的突破，那就是不僅增長決定著消費，同時，消費對經濟增長具有拉動作用，甚至消費決定著經濟增長速度的快慢和質量的高低。
1.消費對經濟增長的直接拉動
消費直接拉動經濟增長，在生產能力的界限之內，消費的增長直接就是經濟的增長，消費增長多少，GDP也增長多少；反之亦然。就內需而言，只有消費才是社會再生產循環的終點和新的起點，是真正的最終需求。沒有最終消費需求也就不會有生產者對生產要素的需求。沒有最終消費需求的擴大，就沒有投資需求的擴大。
2.消費對經濟增長的間接拉動
消費對經濟增長的間接拉動，其表現形式就是消費拉動投資，它和消費一樣對經濟增長起拉動作用。因此可以說，投資對經濟增長的貢獻以消費為基礎。從本質上看，投資對經濟發展的貢獻主要體現在對有效供給形成的貢獻，即因投資活動而引起的社會產品和勞務的需求，這是關于投資活動對經濟增長作用的本質特征。從中長期看，只有把投資建立在消費的基礎上，形成消費與投資的良性循環和持續增長態勢，共同拉動經濟增長，才能有效地擴大內需，并為經濟增長的內生機制的最終形成創造條件，使整個國民經濟運行進入良性循環軌道。
二、云南省民族地區消費對經濟增長的貢獻分析
1.云南省民族地區最終消費在GDP中的比重分析
經濟增長主要是由最終消費（消費需求）、資本形成（投資需求）和凈出口（國外需求）三大需求拉動的。消費、投資、出口決定了經濟增長的速度和質量，被形容為拉動經濟增長的“三架馬車”。由于云南省地處祖國西南邊陲，對外貿易發展緩慢，所以經濟增長主要由消費需求和資本形成兩部分構成。本文分析根據1998―2008年《云南省統計年鑒》有關數據，對楚雄、紅河、文山、西雙版納、大理、德宏、怒江、迪慶八個自治州的有關數據加總得到國民經濟各個組成部分在GDP中所占的比重。
從圖1可以看出，從1997年以來，云南省民族地區的最終消費呈現下降趨勢，由1997年的65.12%下降為2007年的57.90%，年均消費率為63.11%。雖然云南省一些民族地區實行了投資、消費雙向啟動政策（比如大理白族自治州就制定了把旅游業和服務業作為支持經濟發展的主要產業），但是由于云南省民族地區主要的經濟發展還是依靠工業，特別是有色金屬產業，所以導致云南省民族地區的經濟發展主要依靠投資需求來拉動。因此，云南省民族消費需求的增長慢于GDP增長，導致消費需求占GDP的比重不斷下降。
這期間，雖然云南省民族地區的最終消費率呈下降趨勢，但是在經濟增長的三大需求中，始終占據主導地位，是拉動經濟增長的份額最大的需求，仍是促進國民經濟增長的主要動力。更重要的是，與投資相比，消費需求波動幅度較小，是經濟增長中最為穩定的因素。消費需求的剛性決定了在GDP的年新增額中，消費需求波動幅度小于投資等因素，對經濟增長的慣性最大。
2.云南省民族地區最終消費的構成分析
根據消費主體的成分和性質不同，最終消費可以分為政府消費和居民消費兩部分，而居民消費又可以細分為農村和城鎮居民消費。1997―2007年云南省民族地區消費各組成部分在GDP所占比重的折線圖如下（見圖2）。
（1）居民消費和政府消費
從總的變動趨勢來看，云南省民族地區消費率一直呈現出平穩上升的趨勢，從1997年的11.04%，上升到2007年的15.61%，年平均消費率為13.95%。而居民消費的變化與最終消費的變動基本一致，在波動中呈下降趨勢，下降幅度相對較大，從1997年的54.08%下降為2007年的42.49%，下降了11.59個百分點。居民消費率不斷下降是造成最終消費率下降的主要原因。
從結構來看，最終消費由居民消費和政府消費組成，居民消費率和政府消費率之間存在此消彼長的關系。在最終消費中居民消費和政府消費所占的比重較為穩定，居民消費率占有重要部分，1997―2007年居民消費占最終消費率平均為77%，是構成最終消費率的主力，政府消費趨勢雖然不斷上升，但是只占最終消費的23%左右。
（2）城鎮居民消費和農村居民消費
在居民消費構成中，云南省民族地區的農村居民消費始終高于城鎮居民消費。但是，從圖2中可以看出，隨著時間的發展云南省民族地區農村居民消費水平呈不斷下降的趨勢。1997年農村居民消費率為33.36%，比城鎮居民消費率高出了15.68個百分點；而城鎮居民消費卻是呈反方向變化趨勢，到2007年，云南省民族地區城鎮居民消費率為20.72%，已經和同期的農村居民消費水平相差無幾。
3.消費需求彈性分析
眾所周知，如果這一彈性大于1，說明最終消費對經濟增長的拉動作用比較大，反之則小，如果彈性為0，則說明那個最終消費對經濟增長沒有影響。根據1992―2007年《云南省統計年鑒》數據整理計算得到云南省民族地區1992―2007年消費需求彈性：
從上表可以看出1998―2007年，云南省民族地區消費彈性系數在0.75―1.35之間，并且大部分都在1左右。這說明，云南省民族地區消費富有彈性，如果實行擴大內需、刺激消費的政策可以有效地促進經濟增長。1998―2007年間的平均消費需求彈性系數為1.11，這說明云南省民族地區消費每增長1%會帶動GDP增長1.11個百分點。從總體上看，最終消費對經濟增長的拉動作用比較大。
4.消費需求對經濟增長的貢獻率分析
根據國民經濟核算體系，最終消費=居民消費+政府消費，居民消費=城鎮居民消費+農村居民消費。由此推出各需求對經濟增長的量化公式為：
各需求對GDP增長的貢獻率=各需求的增加額/GDP增加額×100%
各需求對GDP增長拉動的百分點=GDP增長的百分點×各需求對GDP增長的貢獻率。利用以上的公式對1998―2008年《云南省統計年鑒》中的有關數據進行計算，得到1998―2008年間云南省民族地區消費各組成部分對經濟增長的貢獻率和拉動系數。并繪制出消費各個組成部分對經濟增長貢獻率和拉動系數的折線圖。
圖3顯示，1998―2007年，相對于居民消費，政府消費對經濟增長的貢獻波動較小，基本保持在15%左右。同期，居民消費對經濟增長的貢獻雖說總體上占據主導地位，但其貢獻份額從2004年以后呈下降趨勢，波動較大，對經濟增長貢獻的最高點（1999年的49.63%）與最低點（19.73%）相差29.9個百分點。從而可以看出，居民消費對經濟增長拉動的總體水平要高于政府消費，1998―2007年，政府消費對經濟增長拉動保持平穩，平均為2.39個百分點，居民消費對經濟增長的拉動平均水平為5.03個百分點，高出政府消費2.64個百分點。
圖4反映了居民消費中城鎮居民消費和農村居民消費對經濟增長的貢獻和拉動態勢，結果顯示城鎮居民消費對經濟增長的貢獻在1998―2007年雖有波動，但是一直保持在20%左右；而農村居民對波動幅度較大，從1998年的25.77%下降至2007年的14.87%，下降了10.9個百分點。城鎮居民對經濟拉動的平均水平為2.89個百分點，農村居民對經濟增長的拉動平均水平為2.15個百分點。
三、分析的主要結論和政策意義
（一）結論
1.云南省民族地區的最終消費在國內生產總值中占據主要地位，是經濟增長中份額最大，最穩定的需求，是促進經濟增長的主要動力，但是最終消費呈下降趨勢。世界平均最終消費率2003年為67.9%，東亞平均64%。而云南省民族地區最終消費率僅維持在50%―60%之間，這說明，云南省的最終消費率水平不高，通過擴大消費需求的措施，可以提高消費對經濟增長的促進作用。
2.1997―2007年，云南省民族地區消費彈性系數大部分都在1左右，說明云南省民族地區的最終消費對經濟增長的拉動作用比較大，云南省民族地區的消費富有彈性，國家實行擴大消費需求的政策可以有效地推進經濟增長。
3.1997―2007年，云南省民族地區居民消費相對于政府消費對經濟增長的貢獻占總體地位，雖然說居民消費由于受中國總體市場化進程中的一些影響，比如說住房改革、教育制度改革和社會保障制度改革等，對人們的消費觀念產生了一定的影響，但是居民消費對經濟增長的拉動作用仍然高于政府消費。
4.1997―2007年，云南省民族地區居民消費中農村居民消費對經濟增長的貢獻和拉動作用大于城鎮居民消費，主要是因為過去云南省民族地區的城鎮化進程比較緩慢，農村居民從人口上來說占大多數導致的。但是隨著城鎮化進程的不斷加快，城鎮居民消費一定會超過農村居民消費，并且對經濟增長的貢獻和拉動占主要地位。
（二）建議
消費需求是經濟增長的助推器，對拉動經濟增長有著極為重要的作用。分析結果也說明了消費是促進云南省民族地區經濟增長的重要因素，也是云南省民族地區實現經濟穩定增長的重要基礎。結合云南省民族地區的實際情況，現提出促進消費對經濟增長作用的幾條建議。
1.提高城鎮居民收入，調節收入分配關系
消費是收入的函數，在其他條件一定的情況下，收入增長越快，消費需求也愈加強勁，反之則相反。所以，沒有收入的較快增長，要擴大消費需求、提高消費在國民經濟中的比重是不太可能的。居民收入水平的高低是決定消費的先決條件，同時也是制止居民消費繼續下降的重要條件。因此，調整居民收入分配比例，提高居民收入，是擴大消費需求的主要途徑。提高城鎮居民收入，主要是擴大中等收入者的比重，提高中等收入群體的收入水平。中產階級增加收入的主要來源是依靠自身的教育水平和專業技術才能的提高。這就要求要加大對義務教育的政府投入，保證社會成員公平的教育機會，保證收入分配的起點公平、機會公平。高度重視人力資源能力建設，整合各種社會教育培訓資源，建立覆蓋全省的教育培訓網絡，加強中高級技術工人和高技能人才的培養。
2.促進農村經濟快速發展，提高農民收入，開拓農村市場
云南省民族地區農村居民占總人口的大多數，農村市場蘊涵巨大的潛力，能否較快地提高農民收入和擴大農村消費，對促進云南省民族地區經濟保持較快發展具有重要的戰略意義。主要措施有：第一，加大對農村基礎設施的投入，加快改善農村生產生活條件，與此同時，應著重發揮財政資金的杠桿作用，積極運用財政貼息、風險擔保等手段，吸附、引導和動員社會各類資金流向農村基礎設施建設。第二，繼續實施和完善減免農業稅政策，按照中央部署，適時免除各項涉農稅收，切實減輕農民稅費負擔，為農村經濟的發展創造條件。繼續擴大和完善對農業生產“直補”政策，充分調動農民“事農”的積極性。
3.完善社會保障制度，營造良好的消費環境
健全的社會保障體系可以解除消費者的后顧之憂，可以降低居民的支出風險，從而提高居民消費傾向。社會保障制度的發展可以鼓勵居民產生巨大的即期消費，同時釋放當前高儲蓄的能量。目前，完善云南省民族地區社會保障體系的重點是：首先，要完善城市的社會保障制度。進一步規范城市低保范圍和低保標準，切實做到應保盡保；確保下崗職工基本生活費和離退休人員養老金按時足額發放，而且不能發生新的拖欠；堅持城鎮企業職工基本養老保險制度，在社會統籌和個人賬戶相結合的基礎上，力爭做到個人賬戶實賬運營，同時加快補充養老保險制度和政策的研究制定。其次，要積極探索建立農村養老、醫療保險和最低生活保障制度，將農村轉移進城的新職工納入社會保障范圍的可行辦法。在農村建立新的與市場經濟相適應的救濟系統，形成個人、政府、社會多方面的救濟款籌集渠道，滿足農村貧困群體多層次的救濟要求。針對進城務工農村勞動力，建立工傷保險制度和醫療保險制度，在土地征用費用的補償上，應包含養老保障因素。
參考文獻：
[1] 云南統計局.1998―2008年云南統計年鑒[M].北京：中國統計出版社，2008.
[2] 馬光輝，寧定琴.中國消費與經濟增長關系的實證分析（1978―2004）[J].山東經濟，2006，（3）.
［關鍵詞］消費需求；經濟增長；投資率；消費率
1 研究背景與問題提出
擴大內需包括擴大投資需求和擴大消費需求兩個方面。擴大投資需求,就是要通過積極的財政和貨幣政策,激活國內投資市場,特別是固定資產投資；擴大消費需求,就是通過增收、擴大信貸等經濟杠桿,激活國內消費市場,從而帶動經濟持續健康增長。南寧市增加固定資產投資和擴大內需、消費,同時充分利用北部灣經濟開發和東盟—中國自由貿易區建成的機遇,著手打造經濟起飛的平臺。
2 南寧市固定資產投資與gdp的關系分析
2.1 固定資產投資周期與名義經濟周期在大體上保持同步變動的趨勢
從“十五”時期到“十一五”時期前三年(2006—2008),南寧市經濟平均增長速度較快而平穩,最小值8%,最大值14.6%；但是固定資產投資增長速度不均勻,最小值-7.55%,最大值51.74%。固定資產投資周期與名義經濟周期在大體上保持同步變動的趨勢,但又具有一定的差別。這主要表現在：第一,峰谷位置在時間上有所差別,經濟增長往往滯后于固定資產投資一年達到峰值或是開始上升。第二,南寧市近10年來,全社會固定資產投資的波動幅度高于國內生產總值的波動幅度。以年度增長率的離差系數(標準差/均值)來衡量,1999—2008年南寧市固定資產投資的波動幅度(0.5048)是名義國內生產總值波動幅度(0.3685)的1.37倍,是實際國內生產總值波動幅度(0.3542)的1.43倍。
2.2 南寧市固定資產投資與gdp的關系檢驗
選擇2000—2008的年度數據,并對南寧市固定資產投資和國內生產總值分別剔除固定資產投資價格指數和國內商品零售價格指數變動因素的干擾。
固定資產投資函數的選擇：gdpt=b0+bl×fair+ut
式中,fai為南寧市固定資產投資額,gdp為南寧市生產總值，ut為隨機誤差。
2.3 南寧市固定資產投資與經濟增長關系的協整分析
選擇adf檢驗南寧市固定資產投資與國內生產總值之間存在協整關系,結果是,在5％和10％的顯著水平下,以aic準則為標準,gdpt、fait都是i(1)變量,其一階差分gdpt和fait均為平穩時間序列。選取engle-granger兩步法(e-g)來進行協整檢驗,單位根檢驗結果表明南寧市固定資產投資與經濟增長的時間序列均為一階單整。即：gdpt～i(1),fait～i(1),因而可以進行協整回歸,其結果如下：
gdpt=0.1526+2.151fait
(6.93) (21.86)
r2=0.899 dw=1.508
根據durbin.watson法對ut進行平穩性檢驗,結果顯示兩變量gdpt和fait是協整的,即南寧市固定資產投資與國內生產總值在這一時段存在穩定的長期均衡關系。
2.4 granger因果關系檢驗
通過選取滯后長度,可以看出,原假設“gdp不是fai變化的原因”和“fai不是gdp變化的原因”均被拒絕了,說明兩者存在著雙向因果關系,即南寧市經濟增長與固定資產投資增長存在著雙向因果關系。
3 南寧市消費需求與gdp的關系分析
3.1 南寧市全市居民收入與消費水平穩步增長
近10年南寧市全市居民收入與消費水平穩步增長,但是農民收入和消費增長要相對緩慢,同時南寧市在全國所有省會中消費總額居于中等地位。
3.2 消費在經濟增長中的比重逐步下降
消費需求是經濟增長中份額最大,最穩定的需求期間,雖然南寧市的最終消費率呈下降趨勢,但是在經濟增長的三大需求中,始終占據主導地位,是拉動經濟增長的份額最大的需求,是促進國民經濟增長的主要動力。1999—2008年,南寧市最終消費率平均值為52.27％,同期的投資率平均值為27.1％,而凈出口在gdp中所占的比重僅為3.2％。更重要的是,與投資相比,消費需求波動幅度較小,是經濟增長中最為穩定的因素。消費需求的剛性決定了在gdp年新增額中,消費需求波動幅度遠小于投資等其他因素,對經濟增長影響慣性最大，因而,消費成為國民經濟穩定發展的重要保證。
3.3 消費需求彈性表明最終消費對經濟增長的拉動作用比較大
南寧市名義消費彈性系數在0.31~5.15,并且大部分都在2左右,且最小數值大于0.31,這說明南寧市消費富于彈性,國家實行擴大內需、刺激消費的政策可以很有效地促進經濟增長。這期間,名義消費彈性系數平均為2.15,這說明我國名義消費每增長1％會帶動名義gdp增長2.15個百分點。從總體上看,最終消費對經濟增長的拉動作用比較大。
4 南寧市固定資產投資、消費需求與gdp的關系分析
4.1 南寧市固定資產投資率過高,增長速度過快
自1997年亞洲金融危機以來,南寧市的固定資產投資率在高位上持續提高,1999—2008年的平均投資率為50.2％,已經遠遠超出了全國的平均水平38％。工業化推動、城鎮居民住房制度改革、積極財政政策、地方政府追求政績、城市化水平加速是造成高投資率的主要原因,此外還有承接國際產業轉移與高儲蓄導致投資需求偏高。
4.2 南寧市投資與消費結構不合理
4.2.1 農村消費影響消費總量不足
農村消費需求主要是指農村居民滿足消費需要并且具有貨幣支付能力的支出。目前,農村人口占南寧市人口半數以上,潛在的消費能力巨大。但是,由于農產品價格的低迷,農村社會保障體系缺乏等多種因素,農村居民消費不足。
4.2.2 收入因素影響了消費能力
改革開放以來,南寧市居民收入水平有了較大幅度的提高,但居民收入的增長速度還是遠低于gdp增長速度,居民增收緩慢很大程度上影響了消費需求的擴大；居民收入差距擴大也導致消費需求不足,高收入階層的平均消費傾向低,其消費需求逐漸接近飽和狀態,消費增量低于收入的增量。低收入階層邊際消費傾向顯著高于高收入階層,但由于缺乏健全的收入補助機制,使得大量低收入階層有消費欲望但缺少必要的消費能力,導致消費需求不足。
4.2.3 供給因素影響了消費意愿
