消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識(shí)的探索者，寫作是一種獨(dú)特的藝術(shù)，我們?yōu)槟鷾?zhǔn)備了不同風(fēng)格的5篇消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，期待它們能激發(fā)您的靈感。

篇1

通過對(duì)居民收入增長(zhǎng)率及收入消費(fèi)比的數(shù)據(jù)分析，認(rèn)為居民消費(fèi)不存在成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引擎的可能性。利用居民最終消費(fèi)率和GDP數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，居民最終消費(fèi)率的提高與GDP增量之間不存在協(xié)整關(guān)系?；贕ranger檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)二者之間的因果關(guān)系也不顯著。實(shí)證結(jié)果表明，提高居民消費(fèi)率不能加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即居民消費(fèi)不能成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎。

〔關(guān)鍵詞〕

居民消費(fèi);經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);引擎;協(xié)整;Granger檢驗(yàn)

一引言

居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，一直以來都是學(xué)者們關(guān)注的話題。在理論分析中，部分學(xué)者認(rèn)為我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)應(yīng)該由消費(fèi)驅(qū)動(dòng)。尹世杰認(rèn)為，擴(kuò)大消費(fèi)需求、優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)就能從根本上“提高經(jīng)濟(jì)循環(huán)能力”，即提高消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)消費(fèi)的提高［1］。斯蒂格利茨認(rèn)為，中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率導(dǎo)致了投資比例過高，低消費(fèi)、高投資使得經(jīng)濟(jì)過度依賴出口，而“出口模式的增長(zhǎng)是不可持續(xù)的，因?yàn)槭袌?chǎng)會(huì)飽和”［2］。也有一些學(xué)者認(rèn)為居民最終消費(fèi)不能成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎，陳波就居民消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效性進(jìn)行了分析，認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的動(dòng)力仍舊是投資，居民消費(fèi)需求無法成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新引擎［3］。關(guān)于兩者之間關(guān)系的實(shí)證分析結(jié)果表明，居民最終消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。徐永兵、文暉利用雙對(duì)數(shù)模型，對(duì)我國(guó)1978－1999年的GDP、消費(fèi)和投資數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，得出消費(fèi)平均每增長(zhǎng)1%，GDP平均增長(zhǎng)0．755%的結(jié)論［4］。徐鳳、金克琴分析了我國(guó)1978－2007年的GDP和居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，認(rèn)為兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，且兩者之間存在雙向的Granger因果關(guān)系［5］。劉春義分析了1978－2011年的GDP與居民消費(fèi)數(shù)據(jù)，認(rèn)為在10%的顯著性水平下消費(fèi)是GDP變化的Granger原因［6］。徐曉麗、夏成孝對(duì)我國(guó)的GDP和居民消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，認(rèn)為兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，且通過自回歸滯后分布模型估計(jì)了兩者之間的關(guān)系［7］。常彬斌利用我國(guó)1978－2011年的數(shù)據(jù)，對(duì)人均居民最終消費(fèi)與人均GDP進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，且通過Granger檢驗(yàn)，得出人均消費(fèi)支出的增加是促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的內(nèi)在動(dòng)因的結(jié)論［8］。徐永兵、文暉的分析所利用的是按照當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的GDP、消費(fèi)和投資數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)中包含價(jià)格因素，進(jìn)行回歸時(shí)容易出現(xiàn)偽回歸，且樣本容量為23，存在樣本容量偏小的嫌疑。徐鳳、金克琴分析的也是市場(chǎng)價(jià)的數(shù)據(jù)，協(xié)整關(guān)系及雙向的Granger因果關(guān)系也會(huì)受到價(jià)格因素的影響。在劉春義的分析中，Granger檢驗(yàn)的顯著性水平為10%，存在顯著性過高的嫌疑。常彬斌從人均角度分析了居民消費(fèi)與GDP的關(guān)系，使消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系包含了人口因素。在上述的實(shí)證分析中，除常彬斌之外的其他學(xué)者都是基于消費(fèi)的絕對(duì)數(shù)據(jù)分析了消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，由于居民消費(fèi)是GDP的組成部分，所以這兩個(gè)變量之間容易存在相同的變化趨勢(shì)，即居民最終消費(fèi)的增加一定會(huì)拉動(dòng)GDP的增長(zhǎng)，導(dǎo)致出現(xiàn)偽回歸。

二、居民最終消費(fèi)分析

我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期以來依靠投資拉動(dòng)，投資比例過高、消費(fèi)不足一直以來都是學(xué)者們對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的定位。我國(guó)投資率自2003年超過40%以來，始終居高不下，2011年更達(dá)到了歷史高位，為48.31%。而歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的投資率都在20%以下，2013年英國(guó)的投資率為14．79%，美國(guó)為19.05%，以上數(shù)據(jù)能否說明我國(guó)投資率過高，從而出現(xiàn)投資驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不可持續(xù)性呢?擴(kuò)大居民消費(fèi)是否能成為促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新的驅(qū)動(dòng)力?1．從居民收入增長(zhǎng)率上看，消費(fèi)不能成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)力表1顯示，2000－2013年，除個(gè)別年份之外，不管是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民的收入增長(zhǎng)速度，均低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。這意味著，居民分享經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的福利有限。理論上來說，隨著收入的增長(zhǎng)，居民收入不斷提高，為更多的消費(fèi)打下了基礎(chǔ)。但由于我國(guó)居民的收入增長(zhǎng)速度長(zhǎng)期低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，導(dǎo)致了居民家庭消費(fèi)支出拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不可持續(xù)性。2．從消費(fèi)收入比上看，消費(fèi)不能成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)力表2顯示，農(nóng)村居民消費(fèi)收入比1991年最高，為87．47%，1999年最低，為71．37%，1991－2014年，消費(fèi)收入比都在70%以上;城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入比在2013年最低，為66．86%，1991年最高，為85．49%，1991－2014年，消費(fèi)收入比都在65%以上。表3顯示，1999－2012年，除了最高收入戶外，其他組的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入比都在65%以上。表4顯示，2002－2012年，除高收入戶之外，其他組的農(nóng)村居民消費(fèi)收入比也都在65%以上。表2－表4顯示，不管是農(nóng)村居民還是城鎮(zhèn)居民，消費(fèi)收入比都比較高，較高的消費(fèi)收入比使得居民“無錢可花”。也就是說，依靠消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是不可持續(xù)的。

三、居民最終消費(fèi)率與GDP關(guān)系的實(shí)證分析

消費(fèi)是發(fā)展的目標(biāo)，居民消費(fèi)能否成為發(fā)展的手段，對(duì)此可以進(jìn)行定量和定性的分析。對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是由投資拉動(dòng)還是由需求拉動(dòng)的討論，大多數(shù)研究文獻(xiàn)是從資本形成率和最終消費(fèi)率方面進(jìn)行的分析。居民最終消費(fèi)率用居民最終消費(fèi)與GDP對(duì)比得到，居民最終消費(fèi)率的提高，意味著消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)中的比重增大，如果隨著比重的增大，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定的增長(zhǎng)，則經(jīng)濟(jì)可以從投資拉動(dòng)型轉(zhuǎn)變?yōu)橄M(fèi)拉動(dòng)型;如果兩者之間不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，則居民消費(fèi)不能作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎。本文進(jìn)行分析時(shí)，用居民最終消費(fèi)率作為居民消費(fèi)的指標(biāo)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)用GDP表示。

1．?dāng)?shù)據(jù)的選取與處理本文選取1978－2013年的GDP數(shù)據(jù)(y)與居民最終消費(fèi)率(x)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來源于2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于2014年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中不變價(jià)GDP的基期有5個(gè)，為了去除價(jià)格因素的影響，將GDP折算為1978年的不變價(jià)格的數(shù)據(jù)。折算時(shí)，將價(jià)格換算為年份市場(chǎng)價(jià)的GDP除以該年份不變價(jià)的GDP，得到一個(gè)折算系數(shù)，然后以該年份為基期的不變價(jià)GDP折算成上一個(gè)不變價(jià)的GDP。根據(jù)現(xiàn)價(jià)和不變價(jià)的GDP，計(jì)算出GDP的縮減指數(shù)。利用縮減指數(shù)，將現(xiàn)價(jià)的居民最終消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行縮減，換算為1978年不變價(jià)格的居民最終消費(fèi)數(shù)據(jù)。用不變價(jià)的居民最終消費(fèi)數(shù)據(jù)與不變價(jià)的GDP進(jìn)行對(duì)比，得到不變價(jià)格的居民最終消費(fèi)率。

2．平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整分析(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)于不平穩(wěn)的序列，容易出現(xiàn)偽回歸。為了分析GDP和居民最終消費(fèi)率之間的關(guān)系，需要檢驗(yàn)兩個(gè)變量的平穩(wěn)性。本文運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法確定各時(shí)間序列的單整性。得到不變價(jià)GDP(y)和不變價(jià)居民最終消費(fèi)率(x)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)后，繪制出折線圖(見圖1、圖2)。圖1和圖2顯示，兩個(gè)變量均存在趨勢(shì)，經(jīng)過ADF檢驗(yàn)，兩序列均非平穩(wěn)。因此對(duì)GDP和居民最終消費(fèi)率的差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，GDP的差分序列用Dy表示，最終消費(fèi)率的差分序列用Dx表示，ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表5。根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)滯后期，在最優(yōu)滯后期下得到表5的分析結(jié)果，y的差分序列Dy在5%的顯著性水平上平穩(wěn)。(2)協(xié)整性分析GDP(y)的差分序列與居民最終消費(fèi)率(x)的差分序列均平穩(wěn)，都是一階單整，即I(1)，兩變量間存在協(xié)整的可能性，但是二者之間是否存在協(xié)整關(guān)系，需要利用協(xié)整理論進(jìn)行檢驗(yàn)。本文利用E－G檢驗(yàn)法檢驗(yàn)兩變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。將序列y(GDP)對(duì)序列x(居民最終消費(fèi)率)進(jìn)行回歸，得到殘差序列e，對(duì)殘差序列e的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，在最優(yōu)滯后期下，得到殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果(表7)。據(jù)表7所示，在5%的顯著性水平下，殘差序列e不平穩(wěn)，即GDP(y)與居民最終消費(fèi)率(x)之間不存在協(xié)整關(guān)系。

3．Granger檢驗(yàn)對(duì)GDP(y)與居民最終消費(fèi)率(x)進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，以確定變量之間的因果關(guān)系。由于GDP與居民最終消費(fèi)率都是I(1)，所以檢驗(yàn)它們的差分序列。根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，確定最優(yōu)滯后期為3，在最優(yōu)滯后期時(shí)，Granger檢驗(yàn)結(jié)果見表8。在5%的顯著性水平下，Dx不是導(dǎo)致Dy變化的Granger原因，而Dy也不是導(dǎo)致Dx變化的Granger原因，即居民最終消費(fèi)率的變化對(duì)于預(yù)測(cè)GDP的變化沒有幫助，而GDP的變化也不能預(yù)測(cè)居民最終消費(fèi)率的變化。

四、結(jié)論

根據(jù)以上實(shí)證分析，得出以下結(jié)論。

1．提高最終消費(fèi)率，對(duì)GDP的增長(zhǎng)沒有顯著影響據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，居民最終消費(fèi)率的增量與GDP增量之間不存在協(xié)整關(guān)系，居民最終消費(fèi)率的變化與GDP的增量之間不存在Granger因果關(guān)系。這說明，提高居民最終消費(fèi)率不是GDP變化的原因，兩者之間也不存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，也就是說，提高居民消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)中的比重，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)沒有明顯效果。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中，也不存在消費(fèi)驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的概念，可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只能通過增加生產(chǎn)要素和提高勞動(dòng)生產(chǎn)率來實(shí)現(xiàn)。因此，實(shí)證分析結(jié)果與理論相符。

2．拉動(dòng)消費(fèi)不能成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎拉動(dòng)消費(fèi)，提高消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)中的比重，短期內(nèi)能夠提高GDP。但從長(zhǎng)期來看，提高消費(fèi)比例，無疑會(huì)降低投資在經(jīng)濟(jì)中的比重，從而使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)失去源泉。因此，從長(zhǎng)期來看，加大居民消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)中的比重不能成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎。

參考文獻(xiàn)

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［2］尹世杰．略論優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式［J］．消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2011(2):3－9

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［7］徐曉麗，夏成孝．中國(guó)居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析［J］．價(jià)格月報(bào)，2012(4):54－57

篇2

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.

篇3

關(guān)鍵詞 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 能源消耗 協(xié)整 誤差修正

中圖分類號(hào)：F061.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，使各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源的依賴度越來越高。能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系已經(jīng)深刻影響到國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展及其政策的制定。因此，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗的關(guān)系極具深刻的現(xiàn)實(shí)意義。

近些年，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)中國(guó)能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了大量實(shí)證研究。經(jīng)過查閱文獻(xiàn)，我們把近幾年的實(shí)證研究的差異特點(diǎn)歸納如下：（1）變量范圍選擇差異：多數(shù)為研究中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗總量之間的關(guān)系，也有少數(shù)人分地區(qū)研究了它們之間的關(guān)系，像何宏考慮到東、中、西部發(fā)展不均衡用分位回歸法來分別研究我國(guó)東部、中部、西部的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同能源消耗的關(guān)系。（2）運(yùn)用模型的差異：多數(shù)學(xué)者用線性模型（主要是協(xié)整與誤差修正模型）來研究（林伯強(qiáng)，2003年；馮沛運(yùn)等，2010年；譚冰清等，2010年），也有學(xué)者用擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)（趙麗霞等，1998年），也有學(xué)者用非線性模型（神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型）（蘇澤雄，2003年）等。（3）選用變量、變量個(gè)數(shù)、時(shí)間期限及選擇的地區(qū)不同。特別需要提到的是最近幾年，面板數(shù)據(jù)的使用也擴(kuò)展到能源消耗的分析中（劉暢，崔艷紅，2008年），另外碳排放問題的熱點(diǎn)使得研究能源消耗的文獻(xiàn)，開始轉(zhuǎn)向能源消耗與環(huán)境問題的關(guān)系（陳詩一，2009年）。

本文運(yùn)用協(xié)整理論與誤差修正模型選擇1980年―2009年間的相關(guān)指標(biāo)（GDP，能源消耗總量）進(jìn)行實(shí)證分析，并根據(jù)2012年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2010年GDP最終核實(shí)數(shù)對(duì)2010年能源消費(fèi)總量進(jìn)行了預(yù)測(cè)，以期能夠?qū)ξ覈?guó)能源生產(chǎn)提供合理的建議。

二、實(shí)證方法及數(shù)據(jù)選取

（一）實(shí)證方法。

由于大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是不穩(wěn)定的，使得傳統(tǒng)的OLS估計(jì)方法可能出現(xiàn)偽回歸，并且在20世紀(jì)70年代的經(jīng)濟(jì)動(dòng)蕩面前預(yù)測(cè)失靈。因此，由Engle和C.J.Granger提出的協(xié)整理論經(jīng)常被用來檢驗(yàn)時(shí)間序列變量的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

協(xié)整理論認(rèn)為：對(duì)于兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列，若它們是同階單整的，則這兩個(gè)向量的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，即這兩個(gè)向量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，所隱含的意義是兩者之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。EG兩步法得到的協(xié)整參數(shù)估計(jì)量具有超一致性和強(qiáng)有效性，并且其應(yīng)用較簡(jiǎn)單實(shí)用，本文采用該方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并構(gòu)建誤差修正模型。

由于協(xié)整理論只能說明向量間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，它并不能反映出變量之間長(zhǎng)期均衡與其短期波動(dòng)之間的關(guān)系，以及兩者之間短期波動(dòng)的關(guān)系。因此，為了建立短期的動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足，誤差修正模型（ECM）被多數(shù)研究引用。所以本文在Var模型的基礎(chǔ)上提出誤差修正模型來觀察變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并利用Granger因果檢驗(yàn)來判別變量間短期的因果關(guān)系。

（二）樣本數(shù)據(jù)選擇及預(yù)處理。

本文分析所使用的樣本數(shù)據(jù)為1980―2009年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2010）》及《2009中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，采用的數(shù)據(jù)有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，單位：億元），能源消費(fèi)總量（TEC，單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。

根據(jù)GDP平減指數(shù)（1978=100）對(duì)GDP進(jìn)行調(diào)整，以得到實(shí)際GDP。為了消除異方差，對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，這樣既不改變協(xié)整性，又能引入彈性的模型參數(shù)，更具有理論價(jià)值。為方便起見，下文用LGDP,LTEC來分別表示實(shí)際GDP，TEC的自然對(duì)數(shù)值。

三、協(xié)整分析與誤差修正模型

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

雖然在研究中，DF和ADF統(tǒng)計(jì)量是應(yīng)用最廣泛的單位根檢驗(yàn)，但是它的檢驗(yàn)功效較低，尤其是在小樣本條件下，數(shù)據(jù)的生成過程又高度自相關(guān)時(shí)，檢驗(yàn)功效會(huì)被進(jìn)一步削弱。因此我們?cè)谶@里使用Elliott，Rothenberg和Stock（1996）為改進(jìn)DF和ADF檢驗(yàn)效能而創(chuàng)立的DF-GLS檢驗(yàn)。

我們對(duì)LGDP和LTEC序列做線圖（見圖1、圖2），發(fā)現(xiàn)二個(gè)序列呈現(xiàn)出較高的線性趨勢(shì)，因此在做平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)采用帶趨勢(shì)和截距項(xiàng)的DF-GLS檢驗(yàn)。滯后期根據(jù)SIC原則進(jìn)行確定，最終檢驗(yàn)結(jié)果見表1：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，時(shí)間序列LGDP，LTEC都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，但他們的一階差分在10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，因此LGDL與LTEC都是I(1)過程。這樣我們就可以對(duì)其協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)及建立誤差修正模型。

（二）E-G兩步法建立誤差修正模型。

1、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

首先建立LTEC對(duì)LGDP的回歸方程，如下：

LTECt = C(1) + C(2)*LGDPt + Et

估計(jì)后可以得到：

LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt

t=（132.0120） （44.5687）

F=1986.370

這樣我們的的殘差序列為：

對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)得到結(jié)果：

因此上述方程，即：

LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt

體現(xiàn)了能源消費(fèi)總量與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系（長(zhǎng)期均衡關(guān)系），協(xié)整向量為（8.80,0.59）。這里我們可以看到GDP每增長(zhǎng)1%，就要帶動(dòng)TEC增長(zhǎng)0.59%，即GDP對(duì)TEC的彈性系數(shù)為0.59。

2、建立誤差修正模型。

為了得到能源消耗總量與GDP之間與現(xiàn)實(shí)更加貼近的關(guān)系，我們建立誤差修正模型，該模型較好地將短期誤差與長(zhǎng)期均衡聯(lián)系了起來。

誤差修正模型為：

(LTEC t) = C(1) + C(2)*E t-1 + C(3)* (LGDP t)+ ut

其中：Et是協(xié)整方程LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt的殘差序列。

估計(jì)得到誤差修正模型為：

(LTECt) = 0.01732 - 0.1531* Et-1+ 0.4058* (LGDPt)

t=（1.1521）（-1.4706） （2.7959）

0.2698 F=4.8038

我們首先要明確 (LGDP t)的經(jīng)濟(jì)含義：

(LGDPt)= LGDPt - LGDPt-1

=ln（GDPt）- ln（GDPt-1）

=ln（GDPt / GDPt-1）

≈（GDPt - GDPt-1）/ GDPt-1

即表示GDP的發(fā)展速度。

這樣有誤差修正模型可知：GDP的發(fā)展速度同能源消耗的增長(zhǎng)速度存在正相關(guān)關(guān)系，GDP發(fā)展速度提高1%，則會(huì)導(dǎo)致能源消耗速度增長(zhǎng)0.4058%，這反映了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消耗的依賴程度還是非常的高。同時(shí)前期誤差項(xiàng)會(huì)保證短期擾動(dòng)以（-0.1531）的力度向長(zhǎng)期均衡靠攏。

3、預(yù)測(cè)2010年能源消耗總量。

根據(jù)2012年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2010年GDP最終核實(shí)數(shù)401513億元，按不變價(jià)格計(jì)算，同比增長(zhǎng)10.4%。據(jù)此我們根據(jù)誤差修正模型我們可以預(yù)測(cè)到，2010年能源消耗總量的增長(zhǎng)速度為5.5095%，而2009年的該指標(biāo)的增長(zhǎng)速度為5.21%。根據(jù)誤差修正模型計(jì)算的2010年能源消耗總量為323541.6573萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，我們根據(jù)協(xié)整方程計(jì)算的2010年長(zhǎng)期均衡使用量為322493.2944萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而2010年我國(guó)能源消耗總量實(shí)際值為324939萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，本文長(zhǎng)期均衡模型預(yù)測(cè)誤差為-0.75%，短期均衡模型預(yù)測(cè)誤差為-0.43%，兩個(gè)預(yù)測(cè)誤差在可接受誤差范圍之內(nèi)。

四、 結(jié)論

1、我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消耗總量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且研究發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)能源消耗總量的彈性系數(shù)為0.59，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)1%，就要帶動(dòng)能源消耗總量增長(zhǎng)0.59%，。

2、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)能源消耗總量的長(zhǎng)期影響程度大于短期影響程度。協(xié)整長(zhǎng)期均衡模型中兩個(gè)變量的回歸系數(shù)為0.5863，而短期誤差修正模型中的回歸系數(shù)為0.4058。

3、短期中，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度每提高1%，將會(huì)導(dǎo)致能源消耗總量增速提高0.4058%。

4、通過協(xié)整模型與誤差修正模型對(duì)2010年進(jìn)行預(yù)測(cè)發(fā)現(xiàn)，2010年長(zhǎng)期均衡能源消耗量為322493.2944萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而短期預(yù)測(cè)值為323541.6573萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，兩者誤差均在1%以內(nèi)處于可接受誤差范圍內(nèi)。

（作者：廣東商學(xué)院2009級(jí)統(tǒng)計(jì)學(xué)碩士研究生，研究方向：統(tǒng)計(jì)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析）

參考文獻(xiàn)：

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［關(guān)鍵詞］消費(fèi)優(yōu)勢(shì)；自然資源；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

自然資源是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“天使”還是“陷阱”？是什么原因使得一些資源豐富的經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢甚至倒退？這些問題引起了學(xué)者們的極大關(guān)注，以至于對(duì)這一稱作“資源詛咒”問題的研究如火如荼。具有代表性的研究是Matsuyama［1］建立的標(biāo)準(zhǔn)模型，該模型考察了資源部門和制造業(yè)部門對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，認(rèn)為制造業(yè)比采掘業(yè)更具有“干中學(xué)”的特征，自然資源豐裕國(guó)家的制造業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)被削弱了。其實(shí)采掘業(yè)的技術(shù)含量不能說是不高的，并且還具有較強(qiáng)的比較和壟斷優(yōu)勢(shì)，制造業(yè)比采掘業(yè)更具有學(xué)習(xí)效應(yīng)這一假設(shè)是有待繼續(xù)考證的。即使制造業(yè)比采掘業(yè)多一些學(xué)習(xí)效應(yīng)，是否能足以解釋“資源詛咒”的根本原因，也存有很大疑慮，看來要想給出具有說服力的解釋，還需要另辟蹊徑。

究竟是哪些因素導(dǎo)致了“資源詛咒”現(xiàn)象的發(fā)生呢？針對(duì)這種負(fù)相關(guān)的現(xiàn)象，研究者們一致在找尋各種合理的解釋。Prebisch［2］等人提出中心論，認(rèn)為在國(guó)際分工中，生產(chǎn)初級(jí)產(chǎn)品的國(guó)家將被淪為“”，一些初級(jí)資源豐富的國(guó)家，由于貿(mào)易條件惡化，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必然落后于制造業(yè)國(guó)家。這些觀點(diǎn)形成了作為“中心-”論。Hirshman［3］通過研究大量的發(fā)達(dá)和發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)史指出，初級(jí)資源部門對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，取決于該資源部門與其它產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián)度，產(chǎn)業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度越強(qiáng)，則將該產(chǎn)業(yè)作為出口產(chǎn)業(yè)越有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這就形成了所謂的“主要產(chǎn)品陷阱”。也有文獻(xiàn)從制度弱化的角度探討問題的根源，Baland和Francois［4］(527-542)以及Torvik［5］(455-470)的研究指出，資源豐裕國(guó)家的尋租行為是導(dǎo)致其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)效應(yīng)的元兇。另外，Sala-i-Martin和Subramanian［6］的實(shí)證研究顯示石油和礦物等自然資源誘發(fā)貪婪的尋租行為，弱化了一國(guó)的制度質(zhì)量，從而滋生政府腐敗，進(jìn)而對(duì)一國(guó)的增長(zhǎng)施加負(fù)的非線性影響。Stijns［7］(107-130)研究認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展和國(guó)民收入的逐步提高，自然資源產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢(shì)，導(dǎo)致了采掘業(yè)擠占了其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間，從而失去了制造業(yè)“干中學(xué)”的學(xué)習(xí)效用，［1］從而致使經(jīng)濟(jì)下滑。

是否就是這些因素導(dǎo)致了“資源詛咒”的發(fā)生？在行為金融領(lǐng)域，早在19世紀(jì)90年代Willims James就提出了注意力異常的現(xiàn)象，即投資者更關(guān)注于其所熟知和了解的產(chǎn)業(yè)和消費(fèi)，這使得資本和資源更多的流向了這一領(lǐng)域。將其植于自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究中，我們可否進(jìn)行大膽假設(shè)，即由于大眾更多的將人力物力集中于熟知的下游消費(fèi)產(chǎn)業(yè)之中，而往往忽視了上游的自然資源產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，這就使得自然資源占優(yōu)勢(shì)但對(duì)下游產(chǎn)業(yè)無暇顧及的國(guó)家，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢，從而產(chǎn)生了“資源詛咒”現(xiàn)象，在本文中我們將這一過程稱為“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”假說。

為了驗(yàn)證這一假說是否成立，在本文的研究中，我們將運(yùn)用解析和計(jì)量模型對(duì)這一假說進(jìn)行檢驗(yàn)，利用截面數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”假說在我國(guó)的存在性，希望從全新視角為“資源詛咒”進(jìn)行詮釋。

二、自然資源影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)機(jī)理

（一）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源的關(guān)系

人類擁有兩類物質(zhì)財(cái)富：稟賦資源財(cái)富與有效勞動(dòng)財(cái)富。有效勞動(dòng)財(cái)富是勞動(dòng)者通過有效勞動(dòng)創(chuàng)造的財(cái)富，總體說來稟賦資源財(cái)富會(huì)逐漸減少，有效勞動(dòng)財(cái)富會(huì)不斷增加。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)被定義為物質(zhì)財(cái)富的增長(zhǎng)，這其中既包含稟賦資源財(cái)富的增長(zhǎng)，又包括有效勞動(dòng)財(cái)富的增加，所謂稟賦資源財(cái)富增長(zhǎng)是指轉(zhuǎn)移到產(chǎn)出中的那部分的增長(zhǎng)。稟賦資源豐裕，轉(zhuǎn)移到產(chǎn)出中的那部分就可能多，以現(xiàn)有的計(jì)量口徑，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就快，因此，稟賦資源的充裕程度無疑是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要原因，這一優(yōu)勢(shì)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期尤為明顯。然而，世界上一些資源豐富的國(guó)家，如非洲，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢，再如荷蘭自然資源部門擴(kuò)張但制造業(yè)卻變得萎縮，是什么原因?qū)е隆疤焓埂弊兂闪?“魔鬼”？這是因?yàn)橛绊懡?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素從來就不是單一的，資源優(yōu)勢(shì)僅是財(cái)富增長(zhǎng)的因素之一，由于其它因素的不作為，削弱了資源優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮，完全可能造成經(jīng)濟(jì)狀況發(fā)展初期強(qiáng)勁，后來逐漸居于劣勢(shì)的情況。

（二）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與其影響因素

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉是人付出的有效勞動(dòng)，有效勞動(dòng)受三個(gè)重要因素的影響：人的素質(zhì)、資本工具效率和影響因素(見圖1)，三者的累積是構(gòu)成經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的原因。

為了說明有效勞動(dòng)的變化過程，本文將影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素劃分為兩個(gè)層次：一是基礎(chǔ)因素，如勞動(dòng)力、資本、土地資源等，這些因素的增加可以直接形成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，稱為投入要素；二是影響因素，如制度、政治等，以投入要素為載體，通過投入要素效率提高推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，稱為影響因素。在投入要素中，勞動(dòng)者又是資本工具作用的“載體”，資本工具和影響因素作用于勞動(dòng)者，通過勞動(dòng)者形成有效勞動(dòng)，有效勞動(dòng)是財(cái)富增長(zhǎng)的源泉。

在一定的影響因素環(huán)境中，投入要素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)，而影響因素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系受時(shí)間地域變動(dòng)的影響，具有不確定性、時(shí)效性，有時(shí)對(duì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正面影響，有時(shí)可能形成負(fù)面影響，投入要素和影響因素的作用差異很大。投入要素和影響因素是互相影響的，投入要素左右影響因素的形成，影響因素制約投入要素的發(fā)揮。有效勞動(dòng)是勞動(dòng)者素質(zhì)的直接體現(xiàn)，勞動(dòng)者素質(zhì)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最根本的因素；資本工具質(zhì)量是勞動(dòng)付出成為有效勞動(dòng)的杠桿，通過資本工具可以節(jié)省單位產(chǎn)出中的勞動(dòng)付出；制度等健康的影響因素則是形成更多勞動(dòng)付出及其轉(zhuǎn)化為更多有效勞動(dòng)的加速器，影響因素可以縮短單位產(chǎn)出中的勞動(dòng)時(shí)間。

（三）“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”假說的作用特征

既然稟賦資源財(cái)富的增加不足以解釋經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，那么經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的原因何在？市場(chǎng)存在“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”假說，即產(chǎn)業(yè)鏈靠近消費(fèi)的那一端（下游端）經(jīng)濟(jì)體更具有增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)，“生產(chǎn)的動(dòng)力不是來自生產(chǎn)本身，而是來自消費(fèi)，即消費(fèi)創(chuàng)造著生產(chǎn)的動(dòng)力”，消費(fèi)品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的不斷更新扭轉(zhuǎn)了“邊際消費(fèi)傾向遞減”的趨勢(shì)?！跋M(fèi)優(yōu)勢(shì)”是重要的影響因素，它促成了產(chǎn)出――投入循環(huán)的轉(zhuǎn)換，促成了財(cái)富的重新匹配。產(chǎn)業(yè)鏈附加值在從資源產(chǎn)品到消費(fèi)產(chǎn)品中的不同分配是各方博弈的結(jié)果，大眾消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的依賴程度是均衡點(diǎn)落在何處的重要籌碼，大眾越迫切需要的消費(fèi)品生產(chǎn)在財(cái)富分配中擁有越大的權(quán)重，激烈的競(jìng)爭(zhēng)迫使消費(fèi)品產(chǎn)業(yè)變成了“有效勞動(dòng)密集”產(chǎn)業(yè)，越迫切需要的消費(fèi)品，其產(chǎn)業(yè)占用越多的有效勞動(dòng)。有效勞動(dòng)是財(cái)富增長(zhǎng)的根本，是博弈的主要依據(jù)，正是由于有效勞動(dòng)的作用，稟賦資源在轉(zhuǎn)移中才會(huì)增值，也正是由于有效勞動(dòng)，勞動(dòng)者才創(chuàng)造出人們迫切需要的消費(fèi)品。有效勞動(dòng)付出有追逐財(cái)富的功能，要求得到“體面”的回報(bào)，“多勞多得”。財(cái)富的匹配青睞于人類的勞動(dòng)付出，按有效勞動(dòng)的大小實(shí)行“按勞分配”，有效勞動(dòng)的多少是財(cái)富分配大小的標(biāo)尺，雖然有效勞動(dòng)的多少受市場(chǎng)因素的影響，但市場(chǎng)因素不會(huì)改變決定財(cái)富分配的根本依據(jù)。發(fā)明專利、加工工藝等人類智慧與上蒼恩賜的自然資源作用是一樣的，都具有實(shí)用性、排它性，人類在創(chuàng)造有利于生活產(chǎn)品方面的智慧會(huì)在相當(dāng)程度上削弱主要依靠自然資源優(yōu)勢(shì)國(guó)家稟賦資源的先天優(yōu)勢(shì)。這應(yīng)驗(yàn)了“資源是世界的人類的”這樣一句常理，如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)僅依賴資源優(yōu)勢(shì)競(jìng)爭(zhēng)力是難以維持久遠(yuǎn)的。資源豐富的中小國(guó)家，難以兼顧自然資源優(yōu)勢(shì)和“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”，僅靠資源優(yōu)勢(shì)，就可能出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增速緩慢或下滑的局面。

（四）“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”假說的博弈解析

假若把初級(jí)產(chǎn)品的生產(chǎn)國(guó)稱作企業(yè)1，高級(jí)產(chǎn)品的生產(chǎn)國(guó)稱作企業(yè)2，最終產(chǎn)品是兩個(gè)企業(yè)分階段生產(chǎn)的結(jié)果，那么兩個(gè)企業(yè)的利潤(rùn)分配就是一個(gè)典型的寡頭競(jìng)爭(zhēng)模型。在這里，每個(gè)企業(yè)的戰(zhàn)略是選擇價(jià)格，支付利潤(rùn)，它是兩個(gè)企業(yè)價(jià)格的函數(shù)。價(jià)格因產(chǎn)量的增加而降低，利潤(rùn)因價(jià)格的降低而減少。為分析方便，假設(shè)利潤(rùn)對(duì)產(chǎn)量的一階導(dǎo)數(shù)大于零，二階導(dǎo)數(shù)小于零。

我們用pi∈［0,∞)代表第i個(gè)企業(yè)的價(jià)格，ci(1)代表成本函數(shù)，q=q(p1+p2)代表逆價(jià)格函數(shù)，價(jià)格受產(chǎn)量影響。第i個(gè)企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)為：

fi(p1,p2)=piq(p1+p2)-ci(q)，i=1，2(1)

（p1,p2)是博弈均衡價(jià)格，意味著：

p1∈argmaxf1(p1,p2)=p1q(p1+p2)-c1(q)(2)

p2∈argmaxf1(p1,p2)=p2q(p1+p2)-c2(q)(3)

找出博弈均衡點(diǎn)的方法就是對(duì)每個(gè)利潤(rùn)函數(shù)求一階導(dǎo)數(shù)，并令其為零求解。

f1p1=p1q′(p1+p2)+q(p1+p2)-c′1(q)(4)

f2p2=p2q′(p1+p2)+q(p1+p2)-c′2(q)(5)

求解得到反應(yīng)函數(shù)：p1=g1(p2)(6)

p2=g2(p1)(7)

反應(yīng)函數(shù)意味著每個(gè)企業(yè)的最優(yōu)價(jià)格是另一個(gè)企業(yè)價(jià)格的函數(shù)。兩個(gè)反應(yīng)函數(shù)的博弈均衡點(diǎn)為：P=(P*1,P*2)。博弈均衡點(diǎn)形成過程如圖2。

由于兩個(gè)企業(yè)的產(chǎn)品是不同質(zhì)，不可替代的，消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)量已不再感興趣，質(zhì)量已沒有可比性，對(duì)不同企業(yè)產(chǎn)品的偏好或依賴程度以及生產(chǎn)這些產(chǎn)品所付出的有效勞動(dòng)，決定了兩個(gè)企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格大小的分配策略，人們對(duì)下游產(chǎn)品的偏好及投入更多的有效勞動(dòng)決定了財(cái)富向產(chǎn)業(yè)鏈末端傾斜。

圖2 價(jià)格的過程博弈

圖3 不同發(fā)展水平國(guó)家消費(fèi)率位置變動(dòng)過程

(據(jù)世界銀行經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)整理)

（五）“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”假說的統(tǒng)計(jì)經(jīng)驗(yàn)分析

財(cái)富增長(zhǎng)向純消費(fèi)產(chǎn)出傾斜從世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)變化統(tǒng)計(jì)規(guī)律也可以得到佐證。表1中的數(shù)據(jù)分投資性消費(fèi)和純消費(fèi)，投資一般是上游產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，消費(fèi)一般是下游產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，投資和消費(fèi)都是產(chǎn)出財(cái)富，財(cái)富總量是增加的，消費(fèi)部分以更快的速度增加，而投資部分增加的速度相對(duì)較慢，也就是說上游產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出財(cái)富不如下游產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出財(cái)富快。如果兩個(gè)國(guó)家各對(duì)應(yīng)著一個(gè)方面的優(yōu)勢(shì)，那么就出現(xiàn)財(cái)富此消彼長(zhǎng)的局面，一些資源供給型國(guó)家依賴初級(jí)產(chǎn)品生產(chǎn)的增長(zhǎng)，財(cái)富對(duì)應(yīng)著投資類產(chǎn)品生產(chǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度較慢，一些資源貧瘠國(guó)家依賴消費(fèi)類產(chǎn)品生產(chǎn)的增長(zhǎng)，增長(zhǎng)速度較快。

將不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的國(guó)家分類，分為低收入國(guó)家LIC、中低收入國(guó)家LMC、中高收入國(guó)家UMC、高收入國(guó)家HIC，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)曲線是一條動(dòng)態(tài)的“U”型曲線，并且低收入國(guó)家一端消費(fèi)比例隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展下移，高收入國(guó)家一端上移（圖3）。世界消費(fèi)財(cái)富進(jìn)一步增大，不發(fā)達(dá)但有資源優(yōu)勢(shì)的國(guó)家對(duì)應(yīng)份額不斷減少，而這些國(guó)家資源財(cái)富是有所增長(zhǎng)的，這說明低收入國(guó)家消費(fèi)財(cái)富份額加速下降，稟賦資源優(yōu)勢(shì)被其它國(guó)家分享了。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

為了證明 “消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”的存在性，本文采用了中國(guó)1987―2003年期間有關(guān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證。中國(guó)推行的是社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)模式，各省經(jīng)濟(jì)具有一定的壟斷自，但不至于阻礙各省間勞動(dòng)力和商品流動(dòng)，含有市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的特征又兼有世界上一些不完全市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家的特征，因此，中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化走勢(shì)某種程度上可以代表全球的走勢(shì)。本文數(shù)據(jù)來源于安格斯•麥迪森著《中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期表現(xiàn)》。選取的指標(biāo)是GDP、農(nóng)業(yè)、礦業(yè)、制造業(yè)、非物質(zhì)服務(wù)業(yè)、交通與通訊業(yè)、建筑業(yè)。直觀判斷建筑業(yè)和礦業(yè)遠(yuǎn)離消費(fèi)端，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)度相對(duì)較小，制造業(yè)、非物質(zhì)服務(wù)業(yè)和交通與

通訊業(yè)關(guān)聯(lián)度應(yīng)該較大。為了給予驗(yàn)證，建立如下回歸模型：

N代表農(nóng)業(yè)，Z代表制造業(yè)，K代表礦業(yè)，JT代表交通與通訊業(yè)，J代表建筑業(yè)，F(xiàn)代表非物質(zhì)服務(wù)業(yè)。為了防止得出的回歸結(jié)果出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象，有必要對(duì)所選樣本進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果沒有通過檢驗(yàn)，說明所選數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，那么就不能直接用數(shù)據(jù)去建模，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差分，直到其平穩(wěn)為止。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

從結(jié)果中我們可以看出，因變量GDP和6個(gè)自變量全都沒有通過檢驗(yàn)，那么，必須對(duì)所選數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分，結(jié)果見表3。

自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表6一階、二階統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果一階Obs×R-squared0.0498二階Obs×R-squared0.0764

從檢驗(yàn)結(jié)果看出，自相關(guān)檢驗(yàn)通過檢驗(yàn)，說明不存在自相關(guān)，回歸方程是具有解釋力的。檢驗(yàn)結(jié)果表明，近消費(fèi)近端產(chǎn)業(yè)，如制造業(yè)、交通與通訊業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)更具有增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)，遠(yuǎn)離消費(fèi)端的礦業(yè)和建筑業(yè)（上游端）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)缺乏優(yōu)勢(shì)，與理論分析和直觀判斷非常吻合。非物質(zhì)服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系與直觀判斷有出入，那是因?yàn)橹袊?guó)在本文數(shù)據(jù)采集的時(shí)間段，人們的生活水平還處在小康初期，生活消費(fèi)還以物質(zhì)消費(fèi)為主，可以預(yù)見未來非物質(zhì)服務(wù)業(yè)應(yīng)該是一個(gè)增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)。由此也可以說明消費(fèi)是一個(gè)時(shí)尚性概念，受時(shí)代與發(fā)展水平的影響較大。

四、結(jié) 論

理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)表明，“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”是自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用減弱的根本原因。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期階段，自然資源優(yōu)勢(shì)會(huì)發(fā)揮主導(dǎo)作用，在經(jīng)濟(jì)步入較高水平的大眾消費(fèi)時(shí)期，“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”會(huì)發(fā)揮主導(dǎo)作用，大眾生活必需品生產(chǎn)的日新月異是這一優(yōu)勢(shì)的典型體現(xiàn)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，一般擁有大量的土地資源和礦產(chǎn)資源等自然資源優(yōu)勢(shì)，這些優(yōu)勢(shì)會(huì)使得生產(chǎn)成本降低，資源主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)會(huì)優(yōu)先發(fā)展；在快速發(fā)展期，一般擁有人力、資本工具和影響因素等優(yōu)勢(shì)，這些優(yōu)勢(shì)會(huì)使得生產(chǎn)效率提高，交易成本降低，消費(fèi)主導(dǎo)型產(chǎn)品會(huì)取得優(yōu)勢(shì)，并且人力、資本和影響因素作用越有效，增長(zhǎng)越持久。從“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”的特點(diǎn)看，把握經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的階段性特點(diǎn)，適時(shí)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。“消費(fèi)優(yōu)勢(shì)”對(duì)一些新興經(jīng)濟(jì)區(qū)具有指導(dǎo)作用，如天津?yàn)I海新區(qū)和中西部一些地區(qū)在發(fā)展初期擁有豐富的土地資源，這是第一階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的優(yōu)勢(shì)，而要保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)，還應(yīng)該迅速建立起人力資源、資本和影響因素等第二階段優(yōu)勢(shì)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根源是人類有效勞動(dòng)付出的增加，因此要注意完善機(jī)制，挖掘人類的潛能和智慧，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)還與產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)密切相關(guān)，應(yīng)大力研發(fā)適銷對(duì)路產(chǎn)品，搶先確立在這些領(lǐng)域的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

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The Relationship between Natural Resources and Economic Growth Based on Consumption Advantage

Li Fasheng1 Zhang Wei2

Abstract: This article analyses the relationship of the natural resources on economic growth from a new perspective, which is fortune match depends on“consumer advantage", and proves it by game theory and empirical analysis. The results effectively explain the causes of “curse of resources", and they are critically useful for guiding the adjustment of industrial structure and keeping the economic development sustainable.

篇5

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、灰色關(guān)聯(lián)度、吉林省

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度與質(zhì)量的三個(gè)主要因素為消費(fèi)、投資、凈出口，它們亦被稱為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三架馬車”。隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不斷地完善，國(guó)民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，吉林省消費(fèi)需求也在逐年呈上升趨勢(shì)。因此，分析消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，對(duì)探索吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力，對(duì)政府制定宏觀調(diào)控政策具有極為重要的意義。本文利用灰色關(guān)聯(lián)度模型理論對(duì)吉林省居民消費(fèi)、投資、凈出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)程度進(jìn)行了實(shí)證分析，進(jìn)而明確消費(fèi)、投資、出口對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用。

一、灰色關(guān)聯(lián)度模型理論

灰色系統(tǒng)理論是20世紀(jì)80年代，由我國(guó)控制論專家鄧聚龍教授首先提出并創(chuàng)立的一門新興學(xué)科，它是基于數(shù)學(xué)理論的系統(tǒng)工程學(xué)科，是一種解決和處理復(fù)雜系統(tǒng)問題的理論?；疑到y(tǒng)理論的應(yīng)用范疇主要包括灰色關(guān)聯(lián)分析、灰色預(yù)測(cè)、灰色決策、灰色預(yù)測(cè)控制等，其中以灰色關(guān)聯(lián)分析研究最為廣泛。

（一）根據(jù)評(píng)價(jià)目的確定評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（比較序列），收集評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)并確定參考序列

1、設(shè)n個(gè)數(shù)據(jù)序列形成如下矩陣：

其中 m為指標(biāo)的個(gè)數(shù)．

2、根據(jù)評(píng)價(jià)目的選擇參考數(shù)據(jù)列，記作：

(二) 對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化，形成新的數(shù)據(jù)序列。

1、采用均值化法對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化

2、形成新的數(shù)據(jù)序列

（三）逐個(gè)計(jì)算每個(gè)被評(píng)價(jià)對(duì)象指標(biāo)序列（比較序列）與參考序列對(duì)應(yīng)元素的絕對(duì)差值 ，即：

其中k=1，…，m i=1，…，n為被評(píng)價(jià)對(duì)象的個(gè)數(shù)

（四）確定差序列的極值

（五）計(jì)算關(guān)聯(lián)系數(shù)與灰色關(guān)聯(lián)度，并作出綜合評(píng)價(jià)

1、分別計(jì)算每個(gè)比較序列與參考序列對(duì)應(yīng)元素的關(guān)聯(lián)系數(shù)．

式中ρ為分辨系數(shù)，在（0, 1）內(nèi)取值，若ρ越小，關(guān)聯(lián)系數(shù)間差異越大，區(qū)分能力越強(qiáng)。通常ρ取0.5 。

2、計(jì)算灰色關(guān)聯(lián)度

各評(píng)價(jià)對(duì)象（比較序列）與參考序列的灰色關(guān)聯(lián)度為：

3、依據(jù)各評(píng)價(jià)對(duì)象的灰色關(guān)聯(lián)度，得出綜合評(píng)價(jià)結(jié)果。

二、吉林省居民消費(fèi)支出、投資額、出口額與生產(chǎn)總值的灰色關(guān)聯(lián)分析

根據(jù)吉林省生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)支出、投資額、出口額的2000年至2010年的數(shù)據(jù)（表1）進(jìn)行灰色關(guān)聯(lián)分析。

（資料來源：吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒）

（一） 設(shè)吉林省生產(chǎn)總值為x0(t)序列，居民消費(fèi)支出額、投資額及出口額分別為x1(t)、x2(t)和x3(t)，具體數(shù)據(jù)見表1。

（二）將表1數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理，形成新的數(shù)據(jù)序列見表2。

（三）求對(duì)應(yīng)差序列即：

（四）計(jì)算關(guān)聯(lián)系數(shù)與灰色關(guān)聯(lián)度

1、計(jì)算關(guān)聯(lián)系數(shù)

設(shè)分辨系數(shù)ρ=0.5，分別計(jì)算吉林省居民消費(fèi)支出額、投資額和出口額對(duì)吉林省生產(chǎn)總值的關(guān)聯(lián)系數(shù),關(guān)聯(lián)系數(shù)序列結(jié)果見表4。

2、計(jì)算灰色關(guān)聯(lián)度：

根據(jù) 分別計(jì)算出吉林省居民消費(fèi)支出、投資額、出口額對(duì)吉林省生產(chǎn)總值的灰色關(guān)聯(lián)度分別為：

γ01=0.7977 γ02=0.6119 γ03=0.7365

三、灰色關(guān)聯(lián)度比較分析

通過對(duì)居民消費(fèi)支出、投資額、出口額與吉林省生產(chǎn)總值的灰色關(guān)聯(lián)度分析，我們可以看出在2000年至2010年的十一年間，吉林省居民消費(fèi)支出與生產(chǎn)總值的關(guān)聯(lián)度為0.7977，投資額與生產(chǎn)總值的關(guān)聯(lián)度為0.6119，出口額與生產(chǎn)總值的關(guān)聯(lián)度為0.7365。以上數(shù)據(jù)表明吉林省居民消費(fèi)對(duì)吉林省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)比投資和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要大，這充分說明居民消費(fèi)對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性。因此，進(jìn)一步通過宏觀調(diào)控政策加快拉動(dòng)居民消費(fèi)是促進(jìn)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的必要條件。

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