消費與經濟增長的關系精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇消費與經濟增長的關系，期待它們能激發您的靈感。

篇1

通過對居民收入增長率及收入消費比的數據分析，認為居民消費不存在成為經濟增長引擎的可能性。利用居民最終消費率和GDP數據，實證分析了消費與經濟增長之間的關系。通過協整分析發現，居民最終消費率的提高與GDP增量之間不存在協整關系。基于Granger檢驗，發現二者之間的因果關系也不顯著。實證結果表明，提高居民消費率不能加速經濟增長，即居民消費不能成為拉動經濟增長的引擎。

〔關鍵詞〕

居民消費;經濟增長;引擎;協整;Granger檢驗

一引言

居民消費與經濟增長的關系，一直以來都是學者們關注的話題。在理論分析中，部分學者認為我國的經濟增長應該由消費驅動。尹世杰認為，擴大消費需求、優化消費結構就能從根本上“提高經濟循環能力”，即提高消費促進經濟增長，經濟增長又促進消費的提高［1］。斯蒂格利茨認為，中國的高儲蓄率導致了投資比例過高，低消費、高投資使得經濟過度依賴出口，而“出口模式的增長是不可持續的，因為市場會飽和”［2］。也有一些學者認為居民最終消費不能成為經濟增長的引擎，陳波就居民消費拉動經濟增長的有效性進行了分析，認為中國經濟長期增長的動力仍舊是投資，居民消費需求無法成為我國經濟增長的新引擎［3］。關于兩者之間關系的實證分析結果表明，居民最終消費與經濟增長之間存在著長期穩定的關系。徐永兵、文暉利用雙對數模型，對我國1978－1999年的GDP、消費和投資數據進行了回歸分析，得出消費平均每增長1%，GDP平均增長0．755%的結論［4］。徐鳳、金克琴分析了我國1978－2007年的GDP和居民消費支出數據，認為兩者之間存在協整關系，且兩者之間存在雙向的Granger因果關系［5］。劉春義分析了1978－2011年的GDP與居民消費數據，認為在10%的顯著性水平下消費是GDP變化的Granger原因［6］。徐曉麗、夏成孝對我國的GDP和居民消費數據進行了分析，認為兩者之間存在協整關系，且通過自回歸滯后分布模型估計了兩者之間的關系［7］。常彬斌利用我國1978－2011年的數據，對人均居民最終消費與人均GDP進行了實證分析，認為兩者之間存在協整關系，且通過Granger檢驗，得出人均消費支出的增加是促進國民經濟可持續增長的內在動因的結論［8］。徐永兵、文暉的分析所利用的是按照當年價格計算的GDP、消費和投資數據，該數據中包含價格因素，進行回歸時容易出現偽回歸，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價的數據，協整關系及雙向的Granger因果關系也會受到價格因素的影響。在劉春義的分析中，Granger檢驗的顯著性水平為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與GDP的關系，使消費與經濟增長的關系包含了人口因素。在上述的實證分析中，除常彬斌之外的其他學者都是基于消費的絕對數據分析了消費與經濟增長之間的關系，由于居民消費是GDP的組成部分，所以這兩個變量之間容易存在相同的變化趨勢，即居民最終消費的增加一定會拉動GDP的增長，導致出現偽回歸。

二、居民最終消費分析

我國經濟增長長期以來依靠投資拉動，投資比例過高、消費不足一直以來都是學者們對我國經濟發展的定位。我國投資率自2003年超過40%以來，始終居高不下，2011年更達到了歷史高位，為48.31%。而歐美發達國家的投資率都在20%以下，2013年英國的投資率為14．79%，美國為19.05%，以上數據能否說明我國投資率過高，從而出現投資驅動型經濟增長的不可持續性呢?擴大居民消費是否能成為促進我國經濟增長的新的驅動力?1．從居民收入增長率上看，消費不能成為經濟增長的驅動力表1顯示，2000－2013年，除個別年份之外，不管是城鎮居民還是農村居民的收入增長速度，均低于經濟增長速度。這意味著，居民分享經濟增長的福利有限。理論上來說，隨著收入的增長，居民收入不斷提高，為更多的消費打下了基礎。但由于我國居民的收入增長速度長期低于經濟增長速度，導致了居民家庭消費支出拉動經濟增長的不可持續性。2．從消費收入比上看，消費不能成為經濟增長的驅動力表2顯示，農村居民消費收入比1991年最高，為87．47%，1999年最低，為71．37%，1991－2014年，消費收入比都在70%以上;城鎮居民消費收入比在2013年最低，為66．86%，1991年最高，為85．49%，1991－2014年，消費收入比都在65%以上。表3顯示，1999－2012年，除了最高收入戶外，其他組的城鎮居民消費收入比都在65%以上。表4顯示，2002－2012年，除高收入戶之外，其他組的農村居民消費收入比也都在65%以上。表2－表4顯示，不管是農村居民還是城鎮居民，消費收入比都比較高，較高的消費收入比使得居民“無錢可花”。也就是說，依靠消費拉動經濟增長是不可持續的。

三、居民最終消費率與GDP關系的實證分析

消費是發展的目標，居民消費能否成為發展的手段，對此可以進行定量和定性的分析。對于經濟增長是由投資拉動還是由需求拉動的討論，大多數研究文獻是從資本形成率和最終消費率方面進行的分析。居民最終消費率用居民最終消費與GDP對比得到，居民最終消費率的提高，意味著消費在經濟中的比重增大，如果隨著比重的增大，經濟出現持續穩定的增長，則經濟可以從投資拉動型轉變為消費拉動型;如果兩者之間不存在長期穩定的關系，則居民消費不能作為經濟增長的引擎。本文進行分析時，用居民最終消費率作為居民消費的指標，而經濟增長用GDP表示。

1．數據的選取與處理本文選取1978－2013年的GDP數據(y)與居民最終消費率(x)數據進行分析，數據來源于2014年的《中國統計年鑒》。由于2014年《中國統計年鑒》中不變價GDP的基期有5個，為了去除價格因素的影響，將GDP折算為1978年的不變價格的數據。折算時，將價格換算為年份市場價的GDP除以該年份不變價的GDP，得到一個折算系數，然后以該年份為基期的不變價GDP折算成上一個不變價的GDP。根據現價和不變價的GDP，計算出GDP的縮減指數。利用縮減指數，將現價的居民最終消費數據進行縮減，換算為1978年不變價格的居民最終消費數據。用不變價的居民最終消費數據與不變價的GDP進行對比，得到不變價格的居民最終消費率。

2．平穩性檢驗與協整分析(1)平穩性檢驗對于不平穩的序列，容易出現偽回歸。為了分析GDP和居民最終消費率之間的關系，需要檢驗兩個變量的平穩性。本文運用ADF檢驗法確定各時間序列的單整性。得到不變價GDP(y)和不變價居民最終消費率(x)的時間序列數據后，繪制出折線圖(見圖1、圖2)。圖1和圖2顯示，兩個變量均存在趨勢，經過ADF檢驗，兩序列均非平穩。因此對GDP和居民最終消費率的差分序列進行檢驗，GDP的差分序列用Dy表示，最終消費率的差分序列用Dx表示，ADF檢驗結果見表5。根據AIC、SC準則，選擇最優滯后期，在最優滯后期下得到表5的分析結果，y的差分序列Dy在5%的顯著性水平上平穩。(2)協整性分析GDP(y)的差分序列與居民最終消費率(x)的差分序列均平穩，都是一階單整，即I(1)，兩變量間存在協整的可能性，但是二者之間是否存在協整關系，需要利用協整理論進行檢驗。本文利用E－G檢驗法檢驗兩變量之間是否存在協整關系。將序列y(GDP)對序列x(居民最終消費率)進行回歸，得到殘差序列e，對殘差序列e的平穩性進行檢驗。根據AIC、SC準則，在最優滯后期下，得到殘差序列的單位根檢驗結果(表7)。據表7所示，在5%的顯著性水平下，殘差序列e不平穩，即GDP(y)與居民最終消費率(x)之間不存在協整關系。

3．Granger檢驗對GDP(y)與居民最終消費率(x)進行Granger檢驗，以確定變量之間的因果關系。由于GDP與居民最終消費率都是I(1)，所以檢驗它們的差分序列。根據AIC、SC準則，確定最優滯后期為3，在最優滯后期時，Granger檢驗結果見表8。在5%的顯著性水平下，Dx不是導致Dy變化的Granger原因，而Dy也不是導致Dx變化的Granger原因，即居民最終消費率的變化對于預測GDP的變化沒有幫助，而GDP的變化也不能預測居民最終消費率的變化。

四、結論

根據以上實證分析，得出以下結論。

1．提高最終消費率，對GDP的增長沒有顯著影響據實證分析結果，居民最終消費率的增量與GDP增量之間不存在協整關系，居民最終消費率的變化與GDP的增量之間不存在Granger因果關系。這說明，提高居民最終消費率不是GDP變化的原因，兩者之間也不存在長期的穩定關系，也就是說，提高居民消費在經濟中的比重，對經濟增長的拉動沒有明顯效果。在經濟增長理論中，也不存在消費驅動型經濟增長的概念，可持續的經濟增長只能通過增加生產要素和提高勞動生產率來實現。因此，實證分析結果與理論相符。

2．拉動消費不能成為經濟增長的引擎拉動消費，提高消費在經濟中的比重，短期內能夠提高GDP。但從長期來看，提高消費比例，無疑會降低投資在經濟中的比重，從而使得經濟增長失去源泉。因此，從長期來看，加大居民消費在經濟中的比重不能成為經濟增長的引擎。

參考文獻

［1］斯蒂格利茨．中國經濟增長需要全新策略［J］．中國企業家，2007(6):38－39

［2］尹世杰．略論優化消費結構與轉變經濟發展方式［J］．消費經濟，2011(2):3－9

［3］陳波．居民消費需求拉動中國經濟增長的有效性分析［J］．社會科學，2014(7):53－64

［4］許永兵，文暉．我國居民消費與經濟增長的實證分析［J］．中南工業大學學報(社會科學版)，2002(3):12－17

［5］徐鳳，金克勤．中國居民消費與經濟增長關系的實證研究［J］．北京工商大學學報(社會科學版)，2009(3):109－113

［6］劉春義．中國居民消費與經濟增長的協整關系檢驗［J］．首都經濟貿易大學學報，2013(3):12－17

［7］徐曉麗，夏成孝．中國居民消費水平與經濟增長關系的實證分析［J］．價格月報，2012(4):54－57

篇2

關鍵詞：石油消費 經濟增長 關系 協整 分析

前言

縱觀我國經濟的發展歷程，從2002年開始，再一次進入經濟周期性擴張時期，2003年我國實行了積極的財政政策及穩定的貨幣政策，有效的強化了投資需求及消費需求對于經濟增長的作用，直到2004年，我國經濟持續增長，而通貨膨脹情況較為良好，最后實現了經濟繁榮的經濟周期形態的變化。在該社會形勢下，許多能源消耗較高的行業的不斷擴張，石油供給與日益增長的消費需求之間產生了嚴重的矛盾，石油資源短缺及價格上漲成為了必然趨勢，也造成了2003年年底至2004年石油緊缺問題。油價不斷升高，運輸行業的成本也會提高，運力負擔巨大，煤電供應緊張。我國資源條件限制，對石油進口較為依賴，國際市場原油價格變化大，直接影響我國的能源價格，使得我國經濟的發展受到較大的應先及限制，因此需要對其進行深入的研究，探討解決能源問題的途徑。

一、石油消費的影響因素分析

在我國的能源消費中，石油消費占有重要的比重，其受到較多因素的影響，包括國民經濟增長、國家發展政策、行業的產業結構、能源消費結構變化等。

1.國民經濟增長對石油消費的影響

在未來的一定時期內，石油作為能源動力，其對于我國國民經濟發展依然會具有不可替代性，國家對于石油消費的強度也會受到各個方面的影響，包括國家經濟發展狀況、經濟實力、國民經濟增長速度、國民經濟發展的能源需求結構等。當國家經濟實力較弱時，某些產業的規模較小，該體系中各個產業并沒有經濟生活中的各個方面，產業的技術水平也較為有限，對石油的消費需求強度較小，但是國家經濟實力會不斷提高，各個產業的規模的逐漸擴大，對石油的消費需求不斷提升；國民經濟增長速度的提升，工業生產速的效率不斷提升，運輸行業的極為繁榮，與之配套的服務產業也會隨之發展起來，石油消費需求強度較大[1]。

2.能源消費結構的變化對石油需求的影響

國民經濟的發展的過程中，其經濟形態會出現重大的變化，從初級的以農業為基礎逐漸變化為以工業、服務業等產業為基礎，其對于能源消耗量及消費點均會出現變化，即為能源結構出現劇烈的變化。在該形勢下，需要在經濟總量得到較大提升的基礎上，兼顧國民經濟可持續發展，重視環境的保護及生態平衡。而投入產出比較低、高污染、且運輸成本較高的煤炭需求會不斷降低，國家制定的各項環保措施均會提高石油的需求強度。

3.國家發展政策及產業結構變化對石油消費的影響

我國在上個世紀80年代以前，屬于工業化進程階段，國家對于重工業十分重視，國民經濟的增長速度和石油產品消費量的增長速度沒有顯著的差異，但是在80年代之后，國家積極的調整了產業發展方向及策略，較為重視輕工業，不斷的滿足人們的日益增長的生活需求。直至2000年左右，國家對于石油產品的需求增長速度已經超過了國民經濟增長速度。2000年以后，國家產業發展重點集中于汽車工業及環保事業，石油產品的消費增長速度更高[2]。

二、近年來石油消費與經濟增長的分析

本文中以1990年至2005年的數據作為研究對象，在這15年之間，中國的經濟總量和石油消費都呈現出了較大增長趨勢。按照1990年的人民幣價格計算，我國的實際GDP由1990年的18549億元提高至2005年的74511億元，表明我國的經濟增長十分迅速在石油消耗量方面，從1990年至2005年，我國的石油消費量隨著經濟的發展而不斷提升。1990年的石油消費量為16384.8萬噸標準煤，到2005年，石油消耗量已經達到了45658.2萬噸標準煤，每年平均以5.2%的幅度快速增長。1990年至2005年我國實際GDP及石油消費總量的年平均增長速度為12%，其集中體現了我國進入周期性經濟擴張階段，經濟在改革開放以后，出現了第二波增長高峰。石油消耗強度方面，可以將其分為四個階段，即1990年及1991年，我國石油消耗強度的平均值為0.9噸標準煤；1992年及1993年我國的石油消耗強度平均值降至0.8噸標準煤；1994年至2000年我國石油消耗強度均值為0.7噸標準煤；而2001年至2005年中，除了2004年稍有回升，回到0.7噸標準煤之外，其他年份的石油消耗強度均為0.6噸標準煤。從數據上可以看出我國的石油消耗強度從1990年至2005年均呈現出穩定下降的變化趨勢。在石油消費彈性系數方面，1990年至2005年之中均屬于上升趨勢，其最高值出現在2004年，為1.6。整體上分析石油消費量增長的速度已經逐漸超過了國民經濟增長的速度。該15年中石油消費彈性系數大于1的時間有1997年、2002年及2004年；石油消費量增長速度大于國內生產總值增長速度的時間有1997年及2004年，其他時間內尚未出現較為顯著的變化規律，整體數據來看，我國石油消費量也在不斷的提高。石油消費與國民經濟的增長呈現出協整關系[3]。

各個能源的標準煤折算比率為：石油為1.43噸標準煤/噸；煤炭為0.714噸標準煤/噸；天然氣為13.3噸標準煤/噸；水能按100年計算發電量，350萬噸標準煤/億千瓦時。

三、總結

多年來我國的國內生產總值和石油消費均出現較大的增長，但是該現象并不能表示中國經濟粗放型經濟增長方式得到了根本的改變，單位GDP消耗的能源較高，且許多行業的能源利用效率較差，無法滿足集約經濟發展的實際要求。石油及能源問題逐步演化成我國經濟發展的戰略國畫問題。我國的工業發展、城市化建設的深入、居民消費結構的變化，石油作為高效的能源，其在國民經濟中的作用及地位會逐漸提升。但是能源的形勢也要求我國積極的調整產業結構、逐步轉變經濟增長方式，提高各個行業對石油資源的利用效率。

參考文獻

[1]劉宏杰.中國石油消費與經濟增長關系的時間序列分析[J].東北大學學報（社會科學版）.2008（02）：121-126.

篇3

關鍵詞 經濟增長 能源消耗 協整 誤差修正

中圖分類號：F061.2 文獻標識碼：A

一、引言

隨著經濟全球化的發展，使各國經濟增長對能源的依賴度越來越高。能源消耗與經濟增長的關系已經深刻影響到國家經濟發展及其政策的制定。因此，研究經濟增長與能源消耗的關系極具深刻的現實意義。

近些年，國內學者對中國能源消耗與經濟增長的關系進行了大量實證研究。經過查閱文獻，我們把近幾年的實證研究的差異特點歸納如下：（1）變量范圍選擇差異：多數為研究中國經濟增長與能源消耗總量之間的關系，也有少數人分地區研究了它們之間的關系，像何宏考慮到東、中、西部發展不均衡用分位回歸法來分別研究我國東部、中部、西部的經濟增長同能源消耗的關系。（2）運用模型的差異：多數學者用線性模型（主要是協整與誤差修正模型）來研究（林伯強，2003年；馮沛運等，2010年；譚冰清等，2010年），也有學者用擴展的生產函數（趙麗霞等，1998年），也有學者用非線性模型（神經網絡模型）（蘇澤雄，2003年）等。（3）選用變量、變量個數、時間期限及選擇的地區不同。特別需要提到的是最近幾年，面板數據的使用也擴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使得研究能源消耗的文獻，開始轉向能源消耗與環境問題的關系（陳詩一，2009年）。

本文運用協整理論與誤差修正模型選擇1980年―2009年間的相關指標（GDP，能源消耗總量）進行實證分析，并根據2012年國家統計局公布的2010年GDP最終核實數對2010年能源消費總量進行了預測，以期能夠對我國能源生產提供合理的建議。

二、實證方法及數據選取

（一）實證方法。

由于大多數時間序列數據都是不穩定的，使得傳統的OLS估計方法可能出現偽回歸，并且在20世紀70年代的經濟動蕩面前預測失靈。因此，由Engle和C.J.Granger提出的協整理論經常被用來檢驗時間序列變量的長期穩定關系。

協整理論認為：對于兩個非平穩的時間序列，若它們是同階單整的，則這兩個向量的某種線性組合可能是平穩的，即這兩個向量之間可能存在協整關系，所隱含的意義是兩者之間的長期穩定關系。EG兩步法得到的協整參數估計量具有超一致性和強有效性，并且其應用較簡單實用，本文采用該方法進行協整檢驗并構建誤差修正模型。

由于協整理論只能說明向量間的長期穩定的均衡關系，它并不能反映出變量之間長期均衡與其短期波動之間的關系，以及兩者之間短期波動的關系。因此，為了建立短期的動態模型以彌補長期靜態模型的不足，誤差修正模型（ECM）被多數研究引用。所以本文在Var模型的基礎上提出誤差修正模型來觀察變量間的動態關系，并利用Granger因果檢驗來判別變量間短期的因果關系。

（二）樣本數據選擇及預處理。

本文分析所使用的樣本數據為1980―2009年的年度數據，數據來源于《中國統計年鑒（2010）》及《2009中國能源統計年鑒》，采用的數據有國內生產總值（GDP，單位：億元），能源消費總量（TEC，單位：萬噸標準煤）。

根據GDP平減指數（1978=100）對GDP進行調整，以得到實際GDP。為了消除異方差，對各變量進行對數化處理，這樣既不改變協整性，又能引入彈性的模型參數，更具有理論價值。為方便起見，下文用LGDP,LTEC來分別表示實際GDP，TEC的自然對數值。

三、協整分析與誤差修正模型

（一）平穩性檢驗。

雖然在研究中，DF和ADF統計量是應用最廣泛的單位根檢驗，但是它的檢驗功效較低，尤其是在小樣本條件下，數據的生成過程又高度自相關時，檢驗功效會被進一步削弱。因此我們在這里使用Elliott，Rothenberg和Stock（1996）為改進DF和ADF檢驗效能而創立的DF-GLS檢驗。

我們對LGDP和LTEC序列做線圖（見圖1、圖2），發現二個序列呈現出較高的線性趨勢，因此在做平穩性檢驗時采用帶趨勢和截距項的DF-GLS檢驗。滯后期根據SIC原則進行確定，最終檢驗結果見表1：

表1 單位根檢驗結果

檢驗結果顯示，時間序列LGDP，LTEC都是非平穩的時間序列，但他們的一階差分在10%的顯著性水平下都是平穩的，因此LGDL與LTEC都是I(1)過程。這樣我們就可以對其協整關系檢驗及建立誤差修正模型。

（二）E-G兩步法建立誤差修正模型。

1、協整關系檢驗。

首先建立LTEC對LGDP的回歸方程，如下：

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

估計后可以得到：

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：

對殘差序列進行單位根檢驗得到結果：

因此上述方程，即：

LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt

體現了能源消費總量與GDP之間存在協整關系（長期均衡關系），協整向量為（8.80,0.59）。這里我們可以看到GDP每增長1%，就要帶動TEC增長0.59%，即GDP對TEC的彈性系數為0.59。

2、建立誤差修正模型。

為了得到能源消耗總量與GDP之間與現實更加貼近的關系，我們建立誤差修正模型，該模型較好地將短期誤差與長期均衡聯系了起來。

誤差修正模型為：

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

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

估計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)的經濟含義：

(LGDPt)= LGDPt - LGDPt-1

=ln（GDPt）- ln（GDPt-1）

=ln（GDPt / GDPt-1）

≈（GDPt - GDPt-1）/ GDPt-1

即表示GDP的發展速度。

這樣有誤差修正模型可知：GDP的發展速度同能源消耗的增長速度存在正相關關系，GDP發展速度提高1%，則會導致能源消耗速度增長0.4058%，這反映了中國經濟增長對能源消耗的依賴程度還是非常的高。同時前期誤差項會保證短期擾動以（-0.1531）的力度向長期均衡靠攏。

3、預測2010年能源消耗總量。

根據2012年國家統計局公布的2010年GDP最終核實數401513億元，按不變價格計算，同比增長10.4%。據此我們根據誤差修正模型我們可以預測到，2010年能源消耗總量的增長速度為5.5095%，而2009年的該指標的增長速度為5.21%。根據誤差修正模型計算的2010年能源消耗總量為323541.6573萬噸標準煤，我們根據協整方程計算的2010年長期均衡使用量為322493.2944萬噸標準煤，而2010年我國能源消耗總量實際值為324939萬噸標準煤，本文長期均衡模型預測誤差為-0.75%，短期均衡模型預測誤差為-0.43%，兩個預測誤差在可接受誤差范圍之內。

四、 結論

1、我國國內生產總值與能源消耗總量之間存在長期均衡關系，且研究發現國內生產總值對能源消耗總量的彈性系數為0.59，即國內生產總值每增長1%，就要帶動能源消耗總量增長0.59%，。

2、國內生產總值對能源消耗總量的長期影響程度大于短期影響程度。協整長期均衡模型中兩個變量的回歸系數為0.5863，而短期誤差修正模型中的回歸系數為0.4058。

3、短期中，我國經濟發展速度每提高1%，將會導致能源消耗總量增速提高0.4058%。

4、通過協整模型與誤差修正模型對2010年進行預測發現，2010年長期均衡能源消耗量為322493.2944萬噸標準煤，而短期預測值為323541.6573萬噸標準煤，兩者誤差均在1%以內處于可接受誤差范圍內。

（作者：廣東商學院2009級統計學碩士研究生，研究方向：統計應用與經濟計量分析）

參考文獻：

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［關鍵詞］消費優勢；自然資源；經濟增長

自然資源是經濟增長的“天使”還是“陷阱”？是什么原因使得一些資源豐富的經濟體經濟增長緩慢甚至倒退？這些問題引起了學者們的極大關注，以至于對這一稱作“資源詛咒”問題的研究如火如荼。具有代表性的研究是Matsuyama［1］建立的標準模型，該模型考察了資源部門和制造業部門對經濟增長的影響，認為制造業比采掘業更具有“干中學”的特征，自然資源豐裕國家的制造業的學習效應被削弱了。其實采掘業的技術含量不能說是不高的，并且還具有較強的比較和壟斷優勢，制造業比采掘業更具有學習效應這一假設是有待繼續考證的。即使制造業比采掘業多一些學習效應，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。

究竟是哪些因素導致了“資源詛咒”現象的發生呢？針對這種負相關的現象，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，認為在國際分工中，生產初級產品的國家將被淪為“”，一些初級資源豐富的國家，由于貿易條件惡化，經濟增長必然落后于制造業國家。這些觀點形成了作為“中心-”論。Hirshman［3］通過研究大量的發達和發展中國家的經濟史指出，初級資源部門對一國經濟增長的影響，取決于該資源部門與其它產業間的關聯度，產業與其它產業關聯度越強，則將該產業作為出口產業越有利于經濟增長，這就形成了所謂的“主要產品陷阱”。也有文獻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，資源豐裕國家的尋租行為是導致其經濟增長負效應的元兇。另外，Sala-i-Martin和Subramanian［6］的實證研究顯示石油和礦物等自然資源誘發貪婪的尋租行為，弱化了一國的制度質量，從而滋生政府腐敗，進而對一國的增長施加負的非線性影響。Stijns［7］(107-130)研究認為隨著經濟的不斷發展和國民收入的逐步提高，自然資源產業的優勢，導致了采掘業擠占了其他產業的發展空間，從而失去了制造業“干中學”的學習效用，［1］從而致使經濟下滑。

是否就是這些因素導致了“資源詛咒”的發生？在行為金融領域，早在19世紀90年代Willims James就提出了注意力異常的現象，即投資者更關注于其所熟知和了解的產業和消費，這使得資本和資源更多的流向了這一領域。將其植于自然資源與經濟增長的研究中，我們可否進行大膽假設，即由于大眾更多的將人力物力集中于熟知的下游消費產業之中，而往往忽視了上游的自然資源產業領域，這就使得自然資源占優勢但對下游產業無暇顧及的國家，經濟增長緩慢，從而產生了“資源詛咒”現象，在本文中我們將這一過程稱為“消費優勢”假說。

為了驗證這一假說是否成立，在本文的研究中，我們將運用解析和計量模型對這一假說進行檢驗，利用截面數據實證檢驗“消費優勢”假說在我國的存在性，希望從全新視角為“資源詛咒”進行詮釋。

二、自然資源影響經濟增長的經濟機理

（一）經濟增長與資源的關系

人類擁有兩類物質財富：稟賦資源財富與有效勞動財富。有效勞動財富是勞動者通過有效勞動創造的財富，總體說來稟賦資源財富會逐漸減少，有效勞動財富會不斷增加。經濟增長被定義為物質財富的增長，這其中既包含稟賦資源財富的增長，又包括有效勞動財富的增加，所謂稟賦資源財富增長是指轉移到產出中的那部分的增長。稟賦資源豐裕，轉移到產出中的那部分就可能多，以現有的計量口徑，經濟增長就快，因此，稟賦資源的充裕程度無疑是經濟增長的重要原因，這一優勢在經濟發展初期尤為明顯。然而，世界上一些資源豐富的國家，如非洲，經濟增長緩慢，再如荷蘭自然資源部門擴張但制造業卻變得萎縮，是什么原因導致“天使”變成了 “魔鬼”？這是因為影響經濟增長的因素從來就不是單一的，資源優勢僅是財富增長的因素之一，由于其它因素的不作為，削弱了資源優勢的發揮，完全可能造成經濟狀況發展初期強勁，后來逐漸居于劣勢的情況。

（二）經濟增長與其影響因素

經濟增長的源泉是人付出的有效勞動，有效勞動受三個重要因素的影響：人的素質、資本工具效率和影響因素(見圖1)，三者的累積是構成經濟快速增長的原因。

為了說明有效勞動的變化過程，本文將影響經濟增長的因素劃分為兩個層次：一是基礎因素，如勞動力、資本、土地資源等，這些因素的增加可以直接形成經濟增長，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經濟增長，稱為影響因素。在投入要素中，勞動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者，通過勞動者形成有效勞動，有效勞動是財富增長的源泉。

在一定的影響因素環境中，投入要素與經濟增長正相關，而影響因素與經濟增長的關系受時間地域變動的影響，具有不確定性、時效性，有時對增長產生正面影響，有時可能形成負面影響，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揮。有效勞動是勞動者素質的直接體現，勞動者素質是經濟增長最根本的因素；資本工具質量是勞動付出成為有效勞動的杠桿，通過資本工具可以節省單位產出中的勞動付出；制度等健康的影響因素則是形成更多勞動付出及其轉化為更多有效勞動的加速器，影響因素可以縮短單位產出中的勞動時間。

（三）“消費優勢”假說的作用特征

既然稟賦資源財富的增加不足以解釋經濟的持續增長，那么經濟持續增長的原因何在？市場存在“消費優勢”假說，即產業鏈靠近消費的那一端（下游端）經濟體更具有增長優勢，“生產的動力不是來自生產本身，而是來自消費，即消費創造著生產的動力”，消費品產業結構和產品結構的不斷更新扭轉了“邊際消費傾向遞減”的趨勢。“消費優勢”是重要的影響因素，它促成了產出――投入循環的轉換，促成了財富的重新匹配。產業鏈附加值在從資源產品到消費產品中的不同分配是各方博弈的結果，大眾消費者對產品的依賴程度是均衡點落在何處的重要籌碼，大眾越迫切需要的消費品生產在財富分配中擁有越大的權重，激烈的競爭迫使消費品產業變成了“有效勞動密集”產業，越迫切需要的消費品，其產業占用越多的有效勞動。有效勞動是財富增長的根本，是博弈的主要依據，正是由于有效勞動的作用，稟賦資源在轉移中才會增值，也正是由于有效勞動，勞動者才創造出人們迫切需要的消費品。有效勞動付出有追逐財富的功能，要求得到“體面”的回報，“多勞多得”。財富的匹配青睞于人類的勞動付出，按有效勞動的大小實行“按勞分配”，有效勞動的多少是財富分配大小的標尺，雖然有效勞動的多少受市場因素的影響，但市場因素不會改變決定財富分配的根本依據。發明專利、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，都具有實用性、排它性，人類在創造有利于生活產品方面的智慧會在相當程度上削弱主要依靠自然資源優勢國家稟賦資源的先天優勢。這應驗了“資源是世界的人類的”這樣一句常理，如果經濟增長僅依賴資源優勢競爭力是難以維持久遠的。資源豐富的中小國家，難以兼顧自然資源優勢和“消費優勢”，僅靠資源優勢，就可能出現經濟增速緩慢或下滑的局面。

（四）“消費優勢”假說的博弈解析

假若把初級產品的生產國稱作企業1，高級產品的生產國稱作企業2，最終產品是兩個企業分階段生產的結果，那么兩個企業的利潤分配就是一個典型的寡頭競爭模型。在這里，每個企業的戰略是選擇價格，支付利潤，它是兩個企業價格的函數。價格因產量的增加而降低，利潤因價格的降低而減少。為分析方便，假設利潤對產量的一階導數大于零，二階導數小于零。

我們用pi∈［0,∞)代表第i個企業的價格，ci(1)代表成本函數，q=q(p1+p2)代表逆價格函數，價格受產量影響。第i個企業的利潤函數為：

fi(p1,p2)=piq(p1+p2)-ci(q)，i=1，2(1)

（p1,p2)是博弈均衡價格，意味著：

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

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

找出博弈均衡點的方法就是對每個利潤函數求一階導數，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)

求解得到反應函數：p1=g1(p2)(6)

p2=g2(p1)(7)

反應函數意味著每個企業的最優價格是另一個企業價格的函數。兩個反應函數的博弈均衡點為：P=(P*1,P*2)。博弈均衡點形成過程如圖2。

由于兩個企業的產品是不同質，不可替代的，消費者對產量已不再感興趣，質量已沒有可比性，對不同企業產品的偏好或依賴程度以及生產這些產品所付出的有效勞動，決定了兩個企業產品價格大小的分配策略，人們對下游產品的偏好及投入更多的有效勞動決定了財富向產業鏈末端傾斜。

圖2 價格的過程博弈

圖3 不同發展水平國家消費率位置變動過程

(據世界銀行經濟發展指數數據整理)

（五）“消費優勢”假說的統計經驗分析

財富增長向純消費產出傾斜從世界各國的經濟變化統計規律也可以得到佐證。表1中的數據分投資性消費和純消費，投資一般是上游產業的產出，消費一般是下游產業的產出，投資和消費都是產出財富，財富總量是增加的，消費部分以更快的速度增加，而投資部分增加的速度相對較慢，也就是說上游產業產出財富不如下游產業產出財富快。如果兩個國家各對應著一個方面的優勢，那么就出現財富此消彼長的局面，一些資源供給型國家依賴初級產品生產的增長，財富對應著投資類產品生產，經濟增長速度較慢，一些資源貧瘠國家依賴消費類產品生產的增長，增長速度較快。

將不同經濟發展水平的國家分類，分為低收入國家LIC、中低收入國家LMC、中高收入國家UMC、高收入國家HIC，發現消費曲線是一條動態的“U”型曲線，并且低收入國家一端消費比例隨經濟發展下移，高收入國家一端上移（圖3）。世界消費財富進一步增大，不發達但有資源優勢的國家對應份額不斷減少，而這些國家資源財富是有所增長的，這說明低收入國家消費財富份額加速下降，稟賦資源優勢被其它國家分享了。

三、實證檢驗

為了證明 “消費優勢”的存在性，本文采用了中國1987―2003年期間有關經濟發展數據進行實證。中國推行的是社會主義市場經濟模式，各省經濟具有一定的壟斷自，但不至于阻礙各省間勞動力和商品流動，含有市場經濟的特征又兼有世界上一些不完全市場經濟國家的特征，因此，中國產業結構變化走勢某種程度上可以代表全球的走勢。本文數據來源于安格斯•麥迪森著《中國經濟的長期表現》。選取的指標是GDP、農業、礦業、制造業、非物質服務業、交通與通訊業、建筑業。直觀判斷建筑業和礦業遠離消費端，與經濟增長的關聯度相對較小，制造業、非物質服務業和交通與

通訊業關聯度應該較大。為了給予驗證，建立如下回歸模型：

N代表農業，Z代表制造業，K代表礦業，JT代表交通與通訊業，J代表建筑業，F代表非物質服務業。為了防止得出的回歸結果出現虛假回歸現象，有必要對所選樣本進行平穩性檢驗，如果沒有通過檢驗，說明所選數據不平穩，那么就不能直接用數據去建模，需要對數據進行差分，直到其平穩為止。對數據進行平穩性檢驗，結果見表2。

從結果中我們可以看出，因變量GDP和6個自變量全都沒有通過檢驗，那么，必須對所選數據進行一階差分，結果見表3。

自相關檢驗結果如下：

表6一階、二階統計檢驗結果一階Obs×R-squared0.0498二階Obs×R-squared0.0764

從檢驗結果看出，自相關檢驗通過檢驗，說明不存在自相關，回歸方程是具有解釋力的。檢驗結果表明，近消費近端產業，如制造業、交通與通訊業對經濟更具有增長優勢，遠離消費端的礦業和建筑業（上游端）對經濟增長缺乏優勢，與理論分析和直觀判斷非常吻合。非物質服務業與經濟增長的關系與直觀判斷有出入，那是因為中國在本文數據采集的時間段，人們的生活水平還處在小康初期，生活消費還以物質消費為主，可以預見未來非物質服務業應該是一個增長優勢產業。由此也可以說明消費是一個時尚性概念，受時代與發展水平的影響較大。

四、結 論

理論分析和實證檢驗表明，“消費優勢”是自然資源對經濟增長作用減弱的根本原因。在經濟發展的初期階段，自然資源優勢會發揮主導作用，在經濟步入較高水平的大眾消費時期，“消費優勢”會發揮主導作用，大眾生活必需品生產的日新月異是這一優勢的典型體現。經濟發展初期，一般擁有大量的土地資源和礦產資源等自然資源優勢，這些優勢會使得生產成本降低，資源主導產業會優先發展；在快速發展期，一般擁有人力、資本工具和影響因素等優勢，這些優勢會使得生產效率提高，交易成本降低，消費主導型產品會取得優勢，并且人力、資本和影響因素作用越有效，增長越持久。從“消費優勢”的特點看，把握經濟增長的階段性特點，適時調整產業結構和產品結構是經濟可持續發展的關鍵。“消費優勢”對一些新興經濟區具有指導作用，如天津濱海新區和中西部一些地區在發展初期擁有豐富的土地資源，這是第一階段經濟增長的優勢，而要保證經濟持續快速增長，還應該迅速建立起人力資源、資本和影響因素等第二階段優勢。經濟增長的根源是人類有效勞動付出的增加，因此要注意完善機制，挖掘人類的潛能和智慧，提高勞動生產率。經濟增長還與產業優勢密切相關，應大力研發適銷對路產品，搶先確立在這些領域的競爭優勢。

主要參考文獻：

［1］Matsuyama,K .Intercultural Productivity , Comparative Advantage , and Economic Growth［J］. Journal of Economic Theory,1992, Vol.58.

［2］Raúl Prebisch, The Economic Development of Latin America and Its Principal Problems［J］ (New York: United Nations, 1950).

［3］Hirshman，The Strategy of Economic Development. New Haven［J］, Conn.: Yale University Press. ISBN 0-300-00559-8.

［4］Baland, J. M., & Francois, P. Rent seeking and resource booms［J］. Journal of Development Economics. 2000, Vol.61.

［5］Torvik, R. 2002. Natural resources, rent seeking and welfare［J］. Journal of Development Economics, 67.

［6］Sala-i-Martin and Subramanian, "Addressing the Natural

Resource

Curse :an Illustration from Nigeria " ［J］,IMF Working Paper, 2003,WP-03-139.

［7］Stijns, J.-P. C. Natural resource abundance and economic growth revisited［J］. Resources Policy, 2005. Vol.30.

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

關鍵詞：居民消費、經濟增長、灰色關聯度、吉林省

傳統經濟增長理論認為，決定經濟增長速度與質量的三個主要因素為消費、投資、凈出口，它們亦被稱為拉動經濟增長的“三架馬車”。隨著我國市場經濟不斷地完善，國民經濟的可持續發展，吉林省消費需求也在逐年呈上升趨勢。因此，分析消費與經濟增長的關系，對探索吉林省經濟增長動力，對政府制定宏觀調控政策具有極為重要的意義。本文利用灰色關聯度模型理論對吉林省居民消費、投資、凈出口與經濟增長的關聯程度進行了實證分析，進而明確消費、投資、出口對吉林省經濟增長的影響作用。

一、灰色關聯度模型理論

灰色系統理論是20世紀80年代，由我國控制論專家鄧聚龍教授首先提出并創立的一門新興學科，它是基于數學理論的系統工程學科，是一種解決和處理復雜系統問題的理論。灰色系統理論的應用范疇主要包括灰色關聯分析、灰色預測、灰色決策、灰色預測控制等，其中以灰色關聯分析研究最為廣泛。

（一）根據評價目的確定評價指標體系（比較序列），收集評價數據并確定參考序列

1、設n個數據序列形成如下矩陣：

其中 m為指標的個數．

2、根據評價目的選擇參考數據列，記作：

(二) 對指標數據進行無量綱化，形成新的數據序列。

1、采用均值化法對指標數據進行無量綱化

2、形成新的數據序列

（三）逐個計算每個被評價對象指標序列（比較序列）與參考序列對應元素的絕對差值 ，即：

其中k=1，…，m i=1，…，n為被評價對象的個數

（四）確定差序列的極值

（五）計算關聯系數與灰色關聯度，并作出綜合評價

1、分別計算每個比較序列與參考序列對應元素的關聯系數．

式中ρ為分辨系數，在（0, 1）內取值，若ρ越小，關聯系數間差異越大，區分能力越強。通常ρ取0.5 。

2、計算灰色關聯度

各評價對象（比較序列）與參考序列的灰色關聯度為：

3、依據各評價對象的灰色關聯度，得出綜合評價結果。

二、吉林省居民消費支出、投資額、出口額與生產總值的灰色關聯分析

根據吉林省生產總值、居民消費支出、投資額、出口額的2000年至2010年的數據（表1）進行灰色關聯分析。

（資料來源：吉林省統計年鑒）

（一） 設吉林省生產總值為x0(t)序列，居民消費支出額、投資額及出口額分別為x1(t)、x2(t)和x3(t)，具體數據見表1。

（二）將表1數據進行無量綱化處理，形成新的數據序列見表2。

（三）求對應差序列即：

（四）計算關聯系數與灰色關聯度

1、計算關聯系數

設分辨系數ρ=0.5，分別計算吉林省居民消費支出額、投資額和出口額對吉林省生產總值的關聯系數,關聯系數序列結果見表4。

2、計算灰色關聯度：

根據 分別計算出吉林省居民消費支出、投資額、出口額對吉林省生產總值的灰色關聯度分別為：

γ01=0.7977 γ02=0.6119 γ03=0.7365

三、灰色關聯度比較分析

通過對居民消費支出、投資額、出口額與吉林省生產總值的灰色關聯度分析，我們可以看出在2000年至2010年的十一年間，吉林省居民消費支出與生產總值的關聯度為0.7977，投資額與生產總值的關聯度為0.6119，出口額與生產總值的關聯度為0.7365。以上數據表明吉林省居民消費對吉林省的經濟增長比投資和出口對經濟增長的影響要大，這充分說明居民消費對吉林省經濟增長的重要性。因此，進一步通過宏觀調控政策加快拉動居民消費是促進吉林省經濟增長的必要條件。

參考文獻：

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[2]湯宏波. 淺論消費需求與經濟增長方式[J]北京商學院學報, 1999,(04)

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