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時間：2023-11-13 09:46:14
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中圖分類號：F206 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）28-0046-01
引言
近年來，隨著各地霧霾危害的加劇，國家對相關環(huán)境污染現(xiàn)象的嚴防厲懲，給能源行業(yè)的發(fā)展帶來了前所未有的沖擊和挑戰(zhàn)。可以說，能源既是促進經(jīng)濟發(fā)展的助推器，也是衡量人民生活質量的指標。如今，能源消費與經(jīng)濟增長到底是一種什么樣的關系，能源消費可能會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生什么樣的影響，這樣的問題顯得十分重要。所以，本文以廣西2000―2014年間的時間序列數(shù)據(jù)為研究對象，來分析廣西能源消費與其經(jīng)濟增長之間的關系。
一、文獻綜述
目前，有很多關于能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系的研究，但這方面的研究主要是全國和省域范圍上的區(qū)別。例如，陳書通（1996）認為，能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系是經(jīng)濟增長必然會引起能源消費的變化[1]。陳榕（1998）以福建省為例，指出20世紀80年代福建省經(jīng)濟增長對其能源消費有很強的依賴性，能源消費支持著經(jīng)濟增長[2]。崔明欣、劉超（2016）通過選取中國東北三省1990―2013年的數(shù)據(jù)，實證分析結果顯示，能源消費與經(jīng)濟增長之間存在因果關系[3]。
二、實證分析
1.數(shù)據(jù)的來源及處理。本文選取的樣本區(qū)間是2000―2013年，頻率為年度，數(shù)據(jù)來源于《廣西統(tǒng)計年鑒》。采用廣西壯族自治區(qū)生產(chǎn)總值和能源消費總量作為經(jīng)濟增長和能源消費的衡量指標。本文分別用lnGDP和lnE代表經(jīng)濟增長和能源消費。
2.序列平穩(wěn)性檢驗。其實，平穩(wěn)性檢驗方法有很多種，而單位根檢驗是檢驗序列是否平穩(wěn)的一種最為常用的方法。在單位根檢驗中如果有單位根的存在，則認為序列是不平穩(wěn)的。本文所有的檢驗都是在Eviews7.2條件下進行的。ADF檢驗結果顯示，原變量都是不平穩(wěn)的，對它們進行一階差分后所得的變量同樣也是不平穩(wěn)的，而對它們進行二階差分后所得的變量都是平穩(wěn)的。
3.協(xié)整檢驗。從上面的檢驗結果可知，兩個變量是二階單整的，它滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件。所以，本文運用EG兩步法來檢驗兩變量之間是否存在協(xié)整關系。根據(jù)EG兩步法的思想可知，如果殘差序列不存在單位根則認為它是平穩(wěn)的，也就是它們存在協(xié)整關系。檢驗結果顯示，殘差序列是平穩(wěn)的，即lnGDP和lnE的二階差分存在協(xié)整關系。
4.格蘭杰因果關系檢驗。由協(xié)整檢驗的結果可知，經(jīng)濟增長和能源消費兩者之間存在協(xié)整關系。但是，它們兩者之間到底是誰先變化誰后變化并不知道，所以為了弄清楚這種先后關系，需要對變量進行格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果顯示，能源消費是廣西經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。
三、政策建議
如果想要讓廣西經(jīng)濟持續(xù)迅速地發(fā)展，就需要充足的供應能源。因為能源消費對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生影響，但是也要注意利用先進技術開發(fā)新能源，提高能源的利用效率，以減少對能源的過度浪費，促使能源的合理消費。在短時間里，加大能源投入會刺激廣西經(jīng)濟的增長。但從長期來看的話，反而會對其經(jīng)濟帶來負面影響。所以，能源消費要適度，超過一定的水平可能會不利于廣西經(jīng)濟的增長和發(fā)展。
參考文獻：
前言
縱觀我國經(jīng)濟的發(fā)展歷程，從2002年開始，再一次進入經(jīng)濟周期性擴張時期，2003年我國實行了積極的財政政策及穩(wěn)定的貨幣政策，有效的強化了投資需求及消費需求對于經(jīng)濟增長的作用，直到2004年，我國經(jīng)濟持續(xù)增長，而通貨膨脹情況較為良好，最后實現(xiàn)了經(jīng)濟繁榮的經(jīng)濟周期形態(tài)的變化。在該社會形勢下，許多能源消耗較高的行業(yè)的不斷擴張，石油供給與日益增長的消費需求之間產(chǎn)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(yè)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(jīng)濟的發(fā)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(jīng)濟增長、國家發(fā)展政策、行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構、能源消費結構變化等。
1.國民經(jīng)濟增長對石油消費的影響
在未來的一定時期內(nèi)，石油作為能源動力，其對于我國國民經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟發(fā)展狀況、經(jīng)濟實力、國民經(jīng)濟增長速度、國民經(jīng)濟發(fā)展的能源需求結構等。當國家經(jīng)濟實力較弱時，某些產(chǎn)業(yè)的規(guī)模較小，該體系中各個產(chǎn)業(yè)并沒有經(jīng)濟生活中的各個方面，產(chǎn)業(yè)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(jīng)濟實力會不斷提高，各個產(chǎn)業(yè)的規(guī)模的逐漸擴大，對石油的消費需求不斷提升；國民經(jīng)濟增長速度的提升，工業(yè)生產(chǎn)速的效率不斷提升，運輸行業(yè)的極為繁榮，與之配套的服務產(chǎn)業(yè)也會隨之發(fā)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(jīng)濟的發(fā)展的過程中，其經(jīng)濟形態(tài)會出現(xiàn)重大的變化，從初級的以農(nóng)業(yè)為基礎逐漸變化為以工業(yè)、服務業(yè)等產(chǎn)業(yè)為基礎，其對于能源消耗量及消費點均會出現(xiàn)變化，即為能源結構出現(xiàn)劇烈的變化。在該形勢下，需要在經(jīng)濟總量得到較大提升的基礎上，兼顧國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，重視環(huán)境的保護及生態(tài)平衡。而投入產(chǎn)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(huán)保措施均會提高石油的需求強度。
3.國家發(fā)展政策及產(chǎn)業(yè)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(yè)化進程階段，國家對于重工業(yè)十分重視，國民經(jīng)濟的增長速度和石油產(chǎn)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(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的生活需求。直至2000年左右，國家對于石油產(chǎn)品的需求增長速度已經(jīng)超過了國民經(jīng)濟增長速度。2000年以后，國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展重點集中于汽車工業(yè)及環(huán)保事業(yè)，石油產(chǎn)品的消費增長速度更高[2]。
二、近年來石油消費與經(jīng)濟增長的分析
本文中以1990年至2005年的數(shù)據(jù)作為研究對象，在這15年之間，中國的經(jīng)濟總量和石油消費都呈現(xiàn)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(jīng)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(jīng)濟的發(fā)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(jīng)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(xiàn)了我國進入周期性經(jīng)濟擴張階段，經(jīng)濟在改革開放以后，出現(xiàn)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(shù)據(jù)上可以看出我國的石油消耗強度從1990年至2005年均呈現(xiàn)出穩(wěn)定下降的變化趨勢。在石油消費彈性系數(shù)方面，1990年至2005年之中均屬于上升趨勢，其最高值出現(xiàn)在2004年，為1.6。整體上分析石油消費量增長的速度已經(jīng)逐漸超過了國民經(jīng)濟增長的速度。該15年中石油消費彈性系數(shù)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(nèi)生產(chǎn)總值增長速度的時間有1997年及2004年，其他時間內(nèi)尚未出現(xiàn)較為顯著的變化規(guī)律，整體數(shù)據(jù)來看，我國石油消費量也在不斷的提高。石油消費與國民經(jīng)濟的增長呈現(xiàn)出協(xié)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(fā)電量，350萬噸標準煤/億千瓦時。
三、總結
多年來我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和石油消費均出現(xiàn)較大的增長，但是該現(xiàn)象并不能表示中國經(jīng)濟粗放型經(jīng)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(yè)的能源利用效率較差，無法滿足集約經(jīng)濟發(fā)展的實際要求。石油及能源問題逐步演化成我國經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略國畫問題。我國的工業(yè)發(fā)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(jīng)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(chǎn)業(yè)結構、逐步轉變經(jīng)濟增長方式，提高各個行業(yè)對石油資源的利用效率。
參考文獻
（一）消費水平與經(jīng)濟增長
消費水平的提高與經(jīng)濟增長，在客觀上有合理的比例，在數(shù)量上有很大的依存關系，這種依存關系表現(xiàn)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(wěn)定合理，國民經(jīng)濟就可以持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調地發(fā)展，當消費的增長超過國民收入的增長，也就是我們通常所說的高消費時，消費與生產(chǎn)的正常比例就會遭到破壞，生產(chǎn)正常發(fā)展就會受到影響，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，也就是我們所說的“高積累，低消費”時，消費與生產(chǎn)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(chǎn)的促進作用弱化。由于生產(chǎn)與消費之間的不協(xié)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(jīng)濟生產(chǎn)活動的被迫緊縮。 其次，消費率與經(jīng)濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產(chǎn)總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產(chǎn)總值的變動。而最終消費與國民生產(chǎn)總值的比例函數(shù)，就是消費率，消費率對經(jīng)濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經(jīng)濟增長率區(qū)間，當消費旺盛，經(jīng)濟增長率就高， 消費不足，經(jīng)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(jīng)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(chǎn)能力與低消費水平不相適應，出現(xiàn)“過剩危機”，從而影響經(jīng)濟增長。
（二） 消費水平與經(jīng)濟波動
改革開放以來，隨著經(jīng)濟的高速增長，人民的消費水平也取得了同步的增長， 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(tǒng)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 （APC） ，邊際消費傾向就是增加的單位收入中用于增加的消費部分的比率 （MPC） 。 在經(jīng)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(jīng)濟趨向繁榮過程中，收入增加，這時人們的消費會增加，但增加的幅度會小于收入增加的幅度，即邊際消費傾向要比平均消費傾向小。在經(jīng)濟走向衰退過程 中，收入下降，這時人們消費會減少，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，隨著收入的增加，邊際消費傾向是下降的。 消費傾向對整個國民經(jīng)濟的健康發(fā)展是具有十分重要的意義 的。它充分反映了在一定收入水平下消費意愿的大小。 農(nóng)業(yè)波動對消費波動的影響。我國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)在國民收入中所占的比重大，農(nóng)業(yè)的波動必然引起整個國民經(jīng)濟的波動，從而引起消費的波動。
二、影響消費水平的因素
影響消費水平的因素有很多 ，有經(jīng)濟因素，也有非經(jīng)濟因素。經(jīng)濟因素有國民收入總額及其提高速度，積累與消費的比例，消費與投資人口總數(shù)及其增長速度，價格水平的變動等。 消費水平的高低，直接依存于消費基金的多少，而消費基金又來自國民收入，國民收入總額大，增長速度快，其他條件不變的情況下，消費水平就高，收入總額小，增長速度慢，則消費水平就低。 在國民收入為一定的情況下，消費水平的高低，取決于積累與消費的比例，積累是擴大再生產(chǎn)的源泉，任何社會要擴大再生產(chǎn)，都必須有一定的積累，在積累效果不變或不斷提高的情況下，積累的增長就意味著社會物質技術基礎的增強。人們的物質文化水平的不斷提高就有可靠的物質保證，反過來，消費的增強和消費水平的提高，又會促進生產(chǎn)的發(fā)展和積累的增加。在消費基金確定的情況下，人口的數(shù)量與消費水平成反比，人口數(shù)量大，增長速度快，人均消費水平就低，人口數(shù)量小，增長速度慢，消費水平就會高，我國人口基數(shù)大，且人口增長速度也快，而且每增加一億人口，所用的時間越來越短，據(jù)粗步估算，我國現(xiàn)有人口達 14 億左右。每年新增的社會財富，新生產(chǎn)的各種消費品中的一部分或大部分將為新增加的人口所占有，為提高居民生活水平和改善居民生存環(huán)境所進行的各種努力，如醫(yī)院病床的增加，普遍教育和專業(yè)教育的普及，住宅條件的改善，生活用水質量的提高等都將因為人口總數(shù)的較快增長而受到影響。因此目前我國的消費水平是不高的。
三、城鄉(xiāng)居民消費水平的比較及其對經(jīng)濟發(fā)展的影響
1、導言
在宏觀經(jīng)濟中，消費需求與投資需求、出口需求一起，構成了拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，它們在經(jīng)濟增長中的作用各不相同，而在這三駕馬車中，消費的作用又是最重要的。消費是社會再生產(chǎn)的重要環(huán)節(jié)，在市場經(jīng)濟條件下消費作為最終需求的最主要組成部分之一，對生產(chǎn)的正常發(fā)展和國民經(jīng)濟的增長具有重要的拉動作用。在總消費中，居民消費又占絕大部分，成為經(jīng)濟發(fā)展的重要拉動力量。因此，我們對消費問題研究的出發(fā)點也是對經(jīng)濟增長的關注。
2、消費與經(jīng)濟增長的理論概述
2.1消費的定義
消費是人們通過使用消費品滿足需要的經(jīng)濟行為，消費包括消費者的需求產(chǎn)生原因、滿足需求的方式等等。
從宏觀經(jīng)濟學的角度來說，消費是某時期一人或一國用于消費品的總支出。嚴格地說，消費應僅指在這一時期中那些完全用掉了的消費品。但在實際上，消費支出包括所有已購買的商品，而這其中許多商品的使用時間要遠遠超出考察時期。
2.2經(jīng)濟增長的定義
庫茲涅茨把經(jīng)濟增長定義為“給居民提供種類日益繁多的經(jīng)濟產(chǎn)品的能力長期上升，這種不斷增長的能力是建立在先進技術以及需要的制度政策的相應調整基礎上的?！焙唵蝸碚f，經(jīng)濟增長是一個國家在一定時期內(nèi)所產(chǎn)生的物質產(chǎn)品和勞務的持續(xù)增長，可以用一國GDP的增長來衡量，另一種說法是指人均產(chǎn)出量的持續(xù)增加。
2.3研究居民消費行為的意義
2.3.1居民消費行為是我國經(jīng)濟增長的源動力之一
居民消費行為在經(jīng)濟范圍看屬于微觀經(jīng)濟范疇，居民消費能力的波動影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動，居民消費能力高，國能生產(chǎn)總值也高，必然帶動我國經(jīng)濟的增長?？梢哉f，居民消費行為是我國經(jīng)濟增長的動力源之一。對居民消費能力的研究，也就是對我國經(jīng)濟增長問題的研究。
2.3.2居民消費行為是中國經(jīng)濟增長最有利的推動力
經(jīng)濟增長的重要因素之一是居民勞動能力的提高，而居民勞動能力的提高離不開保障居民生活起居的消費能力的提高，所以居民消費行為提高對中國經(jīng)濟增長具有不可替代的影響，是中國歐經(jīng)濟增長最有利的推動。
2.3.3居民消費行為是中國經(jīng)濟政策的直接產(chǎn)物
隨著對居民消費能力研究的深入，逐漸發(fā)現(xiàn)，居民消費有助于提高本國GDP，會對本國經(jīng)濟增長具有十分重要的作用，從而中國經(jīng)濟政策發(fā)生轉變，降低儲蓄率，鼓勵居民消費。可見，居民消費行為是中國經(jīng)濟政策的直接產(chǎn)物，對于本國經(jīng)濟增長具有十分直接的影響。
3、新時期居民消費結構變動對經(jīng)濟增長的影響
居民的消費結構變動對一個國家的經(jīng)濟發(fā)展來說有著重要影響，為了更好地掌握我國新時期的居民消費特點、變動趨勢，我們需要進一步實現(xiàn)對消費結構的考察、探索，這樣更有助于提升產(chǎn)業(yè)結構的升級，促進市場優(yōu)化，正確處理供需關系。除此之外，通過這些評價、分析，有效地對國家產(chǎn)業(yè)的結構進行衡量，檢驗市場中的供需關系，對于市場調整也有著重要的促進意義。
消費結構是供需之間的產(chǎn)物，合理的消費結構可以有效地調整二者之間的關系。消費結構變動隨著供需關系的變動而不斷變化。同時，一定的消費結構又會影響到供需關系的變化。所以，二者的影響是相互的。
實現(xiàn)對消費結構的考察，不僅可以有效地實現(xiàn)對消費需求的滿足，同時還可以考察消費的特點和趨勢。通常情況下，我們需要考察的是人民在生活需求上消費結構中的比重，以及在消費形式上的支出比例。例如當下的居民消費形式中，支出比例較多的是服裝、日常用品的消費品，而食品消費已經(jīng)由了明顯的下降趨勢。這說明我國人民在恩格爾系數(shù)上已經(jīng)體現(xiàn)出了生活質量的優(yōu)化。這也體現(xiàn)出了供應條件的改善對需求質量、食品支出等方面的調整和優(yōu)化。這也體現(xiàn)了在社會主義環(huán)境下，我國市場導向的作用得到了充分的體現(xiàn)。
4、優(yōu)化新時期居民消費結構的策略
4.1堅持以市場為導向
市場是一個靈活的手，它是衡量產(chǎn)業(yè)結構是否合理、是否滿足社會需求的主要途徑。國家調整經(jīng)濟結構，就是將落后的生產(chǎn)力、生產(chǎn)方式淘汰，培養(yǎng)與社會發(fā)展趨勢相符合的新興生產(chǎn)力，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。要想實現(xiàn)以上目標，就需要開發(fā)與現(xiàn)在適應的、未來會需要的產(chǎn)品，促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。除此之外，還要加快主導消費品的轉型，創(chuàng)以此促進傳統(tǒng)消費品向更具現(xiàn)代化標準的消費品上過渡。
4.2提升居民收入
當下我國地域之間的收入不平衡，最明顯的一點在于城鄉(xiāng)差距的擴大，城鄉(xiāng)消費水平逐漸拉開。所以，加強對城鄉(xiāng)市場改革，這是優(yōu)化、調整我國經(jīng)濟結構的一個重要方向。在戰(zhàn)略調整上要結合城鄉(xiāng)之間的消費斷層，來凝結新的消費動力，發(fā)展農(nóng)村地區(qū)的市場建設，提升農(nóng)村居民的收入水平。
4.3建立健全社會保障制度
我國的社會保障制度，在近些年有了顯著成效。但是與西方發(fā)達國家的社會保障制度相比，我國的社會制度還有很多需要完善和改進的地方。我國的社會保障制度的改善需要從規(guī)范、平等兩方面入手。實現(xiàn)社會保障覆蓋面的提升、企業(yè)性保障制度向社會性的過度。實行個人賬戶、社會統(tǒng)籌之間的協(xié)調，完善社會資金保管辦法，更好地實現(xiàn)對居民的失業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療方面的問題解決，以此來促進居民生活質量的提升，讓其能夠有更多的消費能力在日常的生活當中。社會保障制度的不斷改進，還需要通過大力宣傳，讓廣大居民能夠充分地相信新體制下對居民生活的改善。讓居民充分地體會到新時期居民消費結構優(yōu)化政策所帶來的美好，增強居民的消費信心，以此來實現(xiàn)消費結構中對動力的調整。
4.4推進多樣化的信貸消費
物價的上漲始終處于一個較快的水平，這種情況下，金融風險始終居高不下，這就導致居民對于擴大消費更是缺乏信心。一方面，信貸消費中的貸款利率始終較高，在這樣的情況下，我國的城鄉(xiāng)居民消費更普遍于傾向固定資產(chǎn)的投資，這更不利擴大內(nèi)需。居民的收入與通貨膨脹之間的矛盾，存在著巨大的負面影響。居民收入通過短時間內(nèi)的累積，仍然不能滿足擴大內(nèi)需的市場要求。根據(jù)上述問題，國家應積極調整政策，通過靈活的金融政策，帶動信貸消費，支持信用支持性的超前消費，這樣可以有效地化解產(chǎn)品積壓、消費動力不足的問題，進而拉動內(nèi)需，使得消費對經(jīng)濟有一個良好的推動作用。
結論
綜上所述，過去由于我國處于發(fā)展初期，經(jīng)濟增長較快，但是隨著經(jīng)濟的發(fā)展，光靠投資和進出口來保持經(jīng)濟增長已經(jīng)很難實現(xiàn)。應逐步提高消費在內(nèi)需中所占比重，提高消費對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻作用，改變消費和投資對經(jīng)濟增長的失衡狀況，促進消費、擴大內(nèi)需，使消費對經(jīng)濟增長的拉動作用進一步增強。正視居民消費能力，擴大內(nèi)需才是目前可以預見的解決之道。相信對居民消費能力的鼓勵下，我國經(jīng)濟將重新平衡投資和消費對經(jīng)濟增長的比例關系，使我國經(jīng)濟達到更加科學合理、可持續(xù)發(fā)展的狀態(tài)。
參考文獻
大多數(shù)學者對中國能源消費與經(jīng)濟增長率的關系進行研究時，以1978年以后的時間序列數(shù)據(jù)與面板數(shù)據(jù)來研究二者之間的關系，但這很難反映我國能源消費的全部特征，本文采用1953-2010年的能源消費總量與GDP的時間序列數(shù)據(jù)來進行分析。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變變量原來的關系，并能使趨勢線性化，消除時間序列中可能存在的異方差現(xiàn)象，因此，對兩個變量同時取對數(shù)，代表取對數(shù)后的GDP數(shù)據(jù)，代表取對數(shù)后的能源消費總量。本文所有分析結果都是借助EVIEWS 6.0完成。由圖1可以看出，我國GDP和能源消費都取對數(shù)之后雖然都非平穩(wěn)，但是兩序列之間存在很明顯的長期關系。本文運用協(xié)整理論和Granger因果關系檢驗對數(shù)據(jù)進行分析。
圖1 1953-2010年中國能源消費與經(jīng)濟增長趨勢
一、單位根檢驗
首先對兩個序列進行單位根檢驗。對兩個序列的原序列、一階差分序列分別進行單位根檢驗。表1的單位根檢驗結果表明：與序列都是一階單整序列。
表1 單位根檢驗結果
注：本表單位根檢驗的臨界值均是Mackinnon協(xié)整檢驗臨界值。
二、協(xié)整檢驗
因為和兩個序列都是一階單整序列，所以進一步可以進行協(xié)整性檢驗。利用OLS對兩個序列進行回歸得到回歸方程為：
F檢驗表明回歸方程是顯著的，t檢驗表明當期對的影響是顯著的。從擬合圖看出整個擬合效果還是比較好的。模型自變量的回歸系數(shù)1.2109，說明在其他條件不變的情況下，每增加一單位，相應的增加1.2109單位。
由于有可能有異方差的情況存在，所以對回歸殘差同時進行ADF檢驗和PP檢驗結果如表2：檢驗結果都表明在顯著性水平為0.05的情況下和是協(xié)整的，這說明在0.05的顯著性水平下和之間存在長期的均衡關系。
三、誤差修正模型（ECM）
前面的協(xié)整檢驗表明和之間存在長期的均衡關系，下面本文用ECM模型分析兩序列之間的短期波動關系。根據(jù)Hendry的理論，從滯后階數(shù)為2開始，逐步剔除不顯著的變量和滯后量，擬合出以下ECM模型：
在ECM模型中ECM對應的系數(shù)的t檢驗的p值是0.0831在顯著性是0.1的情況下，我們可以認為誤差修正項對當期是有影響的。根據(jù)圖3所示的擬合結果。模型還是比較理想的。從誤差修正模型看，Lnx和Lny之間的短期動態(tài)均衡關系是，Lnx短期內(nèi)每變動一個單位，Lny同方向的變動0.5158個單位。
四、因果關系檢驗
Lnx和Lny之間的協(xié)整關系表明兩者之間存在一定因果關系。因果檢驗結果可以看出如表3所示。在0.05的顯著性水平下，拒Lny絕不是Lnx的原因的假設。同時也拒絕不是的原因的假設。可以認為與之間存在雙向的因果關系。能源消費和GDP之間存在雙向因果關系說明，我國的經(jīng)濟增長仍然處于依賴增大能源消費數(shù)量的階段。
五、本文實證結論
（1）在1953年到2010年間，中國能源消費和GDP兩個序列經(jīng)過取對數(shù)后的序列存在長期的協(xié)整關系。
（2）從短期誤差修正模型來看，能源消費取對數(shù)后的序列的波動與滯后一期的波動成正向關系，短期中對數(shù)處理后的GDP數(shù)據(jù)每增加一個百分點將帶動0.5158個百分點的對數(shù)處理后的能源消費增加。同時0.5158小于長期均衡方程中的1.2109，說明短期的波動比長期的波動對能源消費的影響要小。從ECM模型中可以看，誤差修正項的系數(shù)小于零，說明誤差修正模型是一個負反饋機制。
（3）能源消費和GDP之間存在雙向因果關系：一方面，經(jīng)濟增長對能源具有強烈的依賴性，能源短缺會對經(jīng)濟增長帶來嚴重的 的負面影響；另一方面，經(jīng)濟的快速發(fā)展將會刺激能源需求的。表明我國的經(jīng)濟增長仍然處于依賴增大能源消費數(shù)量的階段。
一、引言
1973年爆發(fā)的“石油危機”，促使人們開始關注能源消費與經(jīng)濟增長關系的研究。能源是國家的經(jīng)濟命脈，也是一國經(jīng)濟發(fā)展的物質基礎。在經(jīng)濟增長中，對于能源的消費占主要地位。因此在能源消費的制約下，我們應研究如何保障經(jīng)濟持續(xù)增長，正確認識經(jīng)濟增長與能源消費之間的關系。
二、國外研究現(xiàn)狀
國外真正對能源經(jīng)濟問題的研究最具代表性的是梅多斯等人，在《增長與極限》一文中，他著重強調了能源對經(jīng)濟增長和社會發(fā)展的制約作用，通過研究世界人口、工業(yè)發(fā)展、污染、糧食生產(chǎn)和資源消耗五種因素之間的變動和相互關系，建立了“世界末日模型”，結論是如果維持現(xiàn)有的人口增長率和資源消耗速度不變的話，世界資源將會耗竭。之后的兩次石油危機印證的梅多斯等人的結論。
（一） 國外研究的結果，可以根據(jù)其經(jīng)濟增長理論基礎的差異分為技術內(nèi)生和外生。在假定外生的技術進步研究中， Dasgupta and Heal 拓展的Ramsey模型得出在最優(yōu)的增長路徑上最終能源消費將減少。Nordhaus在經(jīng)濟增長模型中考慮了技術進步對可耗竭資源約束作用的彌補，并對技術進步的增長率施加了限制，從而實現(xiàn)了經(jīng)濟的可持續(xù)增長。
（二）Bovenberg假定技術進步是內(nèi)生的，并在內(nèi)生經(jīng)濟增長模型中加入環(huán)境這一因素，分析了環(huán)境政策對短期和長期經(jīng)濟增長的影響，以及這兩種影響之間存在的差異。Grimaud and Rouge在內(nèi)生增長模型中包括了可耗竭資源，并假設技術的進步取決于用于研發(fā)的勞動力和已有創(chuàng)新，對最優(yōu)的經(jīng)濟增長路徑進行分析。Grimaud and Rouge將生產(chǎn)部門分為最終產(chǎn)品部門和研發(fā)部門，假設了簡單的內(nèi)生技術進步，分析了污染、技術進步和經(jīng)濟增長之間的關系。
（三）國外學者選用不同的時間序列對能源消費和經(jīng)濟增長之間的關系進行了分析。研究的結果顯示，GDP和能源消費存在著單向因果關系，雙向因果關系，反向因果關系、不存在因果關系以及協(xié)整關系。
Kraft進行的實證研究和Erol對英國、法國等國的分析得出GDP與能源消費間存在單向因果關系；Erol的分析得出菲律賓和泰國的能源消費與GDP之間存在雙向的因果關系。George采用希臘1960-1996年能源消費、GDP和CPI的數(shù)據(jù)，證明了其存在雙向因果關系。Masih在一個多元計量經(jīng)濟模型框架內(nèi)發(fā)現(xiàn)，印度尼西亞的GDP與能源消費存在反向因果關系；在Kraft的研究之上，Yu將樣本空間從1974年擴展至1979，卻發(fā)現(xiàn)GNP和能源消費之間并不存在因果關系。Stern使用單方程靜態(tài)協(xié)整分析法以及多元動態(tài)協(xié)整分析法進行實證研究并發(fā)現(xiàn)了長期均衡關系。Soytas著重研究了韓國、日本等G7國家發(fā)現(xiàn)能源消費和GDP之間存在協(xié)整關系。
三、國內(nèi)研究現(xiàn)狀
能源問題一直是我國經(jīng)濟發(fā)展中的焦點和熱點問題，最新資料表明，中國已經(jīng)成為全球第二大能源消費國，是世界上能源消費增長最快的國家。國內(nèi)經(jīng)濟增長與能源消費的相關性研究從定性和定量兩方面展開。
（一）在定性方面，趙嬡認為，一個國家或地區(qū)國民經(jīng)經(jīng)濟的增長速度同能源消費增長速度保持上正比例關系。隗斌賢則認為能源與經(jīng)濟增長的關系主要體現(xiàn)為兩個方面：一是經(jīng)濟增長對能源的依賴性，二是能源的發(fā)展以經(jīng)濟增長為前提。
（二）在定量方面，我國學者的研究大多基于傳統(tǒng)經(jīng)濟理論模型的擴展。趙麗霞和魏巍賢采用多變量的自回歸方法，將能源作為新變量引入Cobb ―Douglas生產(chǎn)函數(shù)，得出我國能源消費與經(jīng)濟增長呈正相關的結論。趙進文，范繼濤率先將非線性STR模型技術應用于此研究，得出我國經(jīng)濟增長對能源消費的影響具有非線性特征，經(jīng)濟增長對能源消費影響具有非對稱性，以及經(jīng)濟增長對能源消費有明顯的階段性特征。歐曉萬運用協(xié)整理論對我國1978～2006年的數(shù)據(jù)進行的分析表明經(jīng)濟增長與能源消費之間存在協(xié)整關系。
四、結論
以上文獻的研究多數(shù)基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析或者因果關系判斷，總結得出能源消費與經(jīng)濟增長主要存在四種格蘭杰因果關系：1）雙向因果關系；2）單向因果關系；3）不存在因果關系；4）協(xié)整關系。
問題是，基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析或者因果關系判斷的分析方法，對于本來的指導意義不大，或者在短期內(nèi)也許有效，但是當經(jīng)濟增長仍然按照原來的趨勢發(fā)展下去的話，對于經(jīng)濟增長的長期趨勢預測無能為力。事實上，越來越多的決策者意識到，利用這樣的建模方式來分析問題，往往不僅不能夠解決目前的問題，反而會使這些問題更加嚴重。
參考文獻：
消費者信心（Consumer Confidence，CCI）是指消費者根據(jù)國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展形勢，對就業(yè)、收入、物價、利率等問題進行綜合判斷后得出的一種看法和預期。消費者信心指數(shù)是反映消費者信心強弱的指標，是綜合反映并量化消費者對當前經(jīng)濟形勢評價和對經(jīng)濟前景、收入水平、收入預期以及消費心理狀態(tài)的主觀感受。宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)中的一致指數(shù)包括了生產(chǎn)、就業(yè)、收入分配、需求等經(jīng)濟活動各方面的情況，可以綜合反映總體經(jīng)濟的變動情況。
通常認為，消費者信心將會影響其消費欲望，而消費欲望則會通過作用于消費需求進而影響到整體經(jīng)濟的發(fā)展。居民消費需求的增強，會直接刺激相關生產(chǎn)者的投資生產(chǎn)，擴大就業(yè)機會，增加居民可支配收入，從而宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)會隨之上升，進而會反作用于消費者信心。如此就形成一種良性循環(huán)。但是這之間的傳導關系是否成立，消費者信心的增強是否能轉化為實體的消費來拉升宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)，促進經(jīng)濟的持續(xù)走好，宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)的走高能否有效刺激消費者信心指數(shù)的上升，本文將通過對數(shù)據(jù)處理并建立SVAR模型進行兩者之間的關系分析，之后建立脈沖響應函數(shù)并運用方差分解的方法確定彼此受到?jīng)_擊后另一指標發(fā)生變化的具體情況。
數(shù)據(jù)處理
本文選取1999年1月至2003年12月的數(shù)據(jù)進行分析。對于居民消費信心指數(shù)，從1999年1月開始到2003年3月左右，呈現(xiàn)規(guī)則的上升趨勢，但是在2003年3月到2003年12月出現(xiàn)了一次明顯不規(guī)則的振動，究其原因，2003年爆發(fā)了“SARS”危機，導致消費者信心出現(xiàn)了不規(guī)則的躍動。反觀宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)走勢，在該段時間未呈現(xiàn)出明顯的不規(guī)則的振動，而縱觀整個圖形走勢，宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)具有比較明顯的季節(jié)變動和周期循環(huán)變動等影響。鑒于以上問題，分別利用ARMA模型對消費者信心指數(shù)進行相應調整，剔除“SARS”造成的不規(guī)則點；而利用CensusX12季節(jié)調整法對宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)進行調整，消除其中的不規(guī)則要素。
首先，選取1999年1月到2003年3月的居民消費信心指數(shù)數(shù)據(jù)，并取對數(shù)，進行單位根檢驗，檢驗結果的t值對應的p值為0.0018，遠小于5%的檢驗水平，所以該數(shù)列為平穩(wěn)數(shù)列，可以建立ARMA模型來預測2003年4月到2003年12月的消費者信心指數(shù)。通過觀察數(shù)列的自相關系數(shù)與偏相關系數(shù)，可以看出，消費者信心指數(shù)序列的自相關系數(shù)是拖尾的，偏相關系數(shù)是1階截尾，所以建立一階滯后并利用EVIEWS進行回歸，接著采用LM統(tǒng)計量對殘差序列進行檢驗（p=2），F(xiàn)統(tǒng)計量對應的p值為0.0022，T×R2統(tǒng)計量對應的p值為0.0029。結果顯示，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關性，殘差序列的自相關系數(shù)呈震蕩式遞減，偏相關系數(shù)在4階以后，均接近于0，因此，殘差序列存在四階序列相關。用AR（4）來修正上述回歸模型，得到的回歸估計結果為：
此時LM檢驗結果的F統(tǒng)計量對應的p值為0.6177，T×R2統(tǒng)計量對應的p值為0.5622，不能拒絕原假設，經(jīng)過AR（4）修正后的回歸方程的殘差序列不存在序列相關性，因此，可以用該修正后的方程對2003年3月到2003年12月之間的消費者信心指數(shù)進行預測。將預測的值代入到原來的序列當中，生成新的消費者信心指數(shù)序列。
由于消費者信心指數(shù)是對消費的主觀反映，不存在明顯的季節(jié)性變化，所以，只對宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)利用CensusX12季節(jié)調整法進行調整，得到調整后的序列。
消費者信心指數(shù)與宏觀經(jīng)濟景氣之間關系分析
（一）單位根與協(xié)整檢驗
利用ADF單位根檢驗對調整后的兩組序列進行檢驗，兩則皆為一階單整過程；為進一步探究兩者之間長期關系，對兩組序列進行協(xié)整檢驗。首先建立兩者之間的回歸方程，然后保存殘差，對殘差進行單位根檢驗，檢驗結果顯示兩者不存在協(xié)整關系，說明在消費者信心指數(shù)與宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)之間，長期中并無聯(lián)系。
（二）SVAR模型的建立
1.滯后階數(shù)的選擇。在這里選擇SC信息準則所確定的滯后階數(shù)，通過eviews軟件的分析，當滯后2階時，SC信息準則值最小，所以滯后2階建立VAR對象。
2.模型的建立。在上述分析的基礎上建立如下SVAR模型：
其中
為保證模型的可識別性，必須對C0施加相關限制條件。接著進行Granger因果檢驗，結果顯示，在滯后2階的情況下，當期的宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)是消費者信心指數(shù)的Granger原因，反之不成立。當滯后長度為3、4時，結果相同?？梢哉J為，宏觀經(jīng)濟的運行狀況是造成消費者信心波動的Granger原因，反之則不成立。所以回到所需要建立的SVAR模型當中，假設當期的宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)會對消費者信心指數(shù)產(chǎn)生影響，而消費者信心指數(shù)則不能影響到當期的宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)，所以添加限制條件為c21=0，估計相關參數(shù)，得到，將該矩陣代入所建立的VAR對象中，得到最后SVAR模型的估計結果為：
估計所得模型的AR特征多項式有四個根，分別為0.97，0.88，0.61和0.01，都為實數(shù)，且都小于1，所以所建立的模型滿足穩(wěn)定性條件。而滯后排除檢驗中，滯后階數(shù)分別為1和2時，檢驗結果顯示所有滯后項都是聯(lián)合顯著的，從而估計的方程有效。
從模型結果可以看出，宏觀經(jīng)濟的良好運行給消費者帶來的信心水平有限，而消費者信心給宏觀經(jīng)濟帶來的作用微乎其微。值得注意的是，在方程（1）中，當宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)對數(shù)值滯后兩期時，系數(shù)為負，并且絕對值大于當期和滯后一期的值。結合方程（2）滯后兩期時候的系數(shù)來看，它們同時為負，這說明當經(jīng)濟過熱時候，政府采取的一些緊縮等政策，給消費者信心造成的損失要大于經(jīng)濟運行良好時候給消費者信心帶來的鼓勵。同時也說明，若經(jīng)濟處于相對蕭條狀態(tài)時，采取一系列恢復性政策將給消費者帶來長遠的信心支持。
（三）脈沖分析與方差分解
1.脈沖分析。通過格蘭杰因果檢驗可知，宏觀經(jīng)濟的運行態(tài)勢是造成消費者信心變化的原因，而反之則不成立，所以主要考察宏觀經(jīng)濟的波動對消費者信心的沖擊。在上面所建立的VAR對象基礎上，利用結構分解法方法建立脈沖響應函數(shù)，得到如圖1所示結果。 由圖1可以看出，消費者信心對擾動立即做出反應，并且逐漸增大，到第三期和第四期的時候達到最大，之后逐漸下降并趨近于0。圖1顯示出了宏觀經(jīng)濟對消費者信心的影響，當利好刺激經(jīng)濟走好時，消費者的信心并不會突然走強，而是一個緩慢走強過程，這可能是由于擔心經(jīng)濟是否能夠持續(xù)走強。從開始反應到信心達到最高點，即消費達到最大化水平時候，這個時間大約為三到四個月，之后消費者會對該正向沖擊的反應趨于平淡，再加上隨著經(jīng)濟過熱，政府會采取一系列的防治通脹等措施，所以消費者的總體消費欲望會隨之下降。
2.方差分解。消費者消費信心以及水平的變化，除了受經(jīng)濟環(huán)境的影響，還會受到自身諸如消費習慣等約束，這些約束獨立于宏觀經(jīng)濟之外，也許是長期以來所處的文化所造成的，比如消費者在經(jīng)濟不景氣與景氣的時候可能選擇購買不同品牌的同一種商品，消費者信心的變化將使得他在這之間做選擇，有多少是由于經(jīng)濟環(huán)境變化所引起的，而多少是由消費習慣等主觀因素引起的，即消費者信心本身所引起的。通過對消費者信心指數(shù)變化的方差分解可以衡量這種差異。繼續(xù)通過上述建立的SVAR模型，利用結構分解法對消費者信心指數(shù)進行方差分解，得到如圖2所示結果。其中shock1指消費信心指數(shù)， shock2指宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)。圖2顯示，隨著預測期的推移，消費者信心指數(shù)預測方差中由其自身，即一些消費的習慣等獨立于經(jīng)濟變量以外的主觀因素所引起的部分的百分比緩慢下降，而由其自身之外的宏觀經(jīng)濟運行態(tài)勢所引起的部分的百分比則緩慢增加，并且在第五期左右保持穩(wěn)定。
結論
歷史的數(shù)據(jù)以及分析表明，短期內(nèi)，消費者信心與宏觀經(jīng)濟之間存在著單向的關系，消費者信心的增強并不能很好地帶動經(jīng)濟轉為景氣，這也間接說明我國的消費者信心并不能實質性的轉化為實體的消費，并且在衡量經(jīng)濟狀況當中，消費所占的比重不大。綜合這兩方面因素，消費者信心的提高并不能較大程度地提高宏觀經(jīng)濟景氣水平。在結構調整當中，還存在較大的改進空間。一方面，要建立更為廣泛和穩(wěn)健的社會保障體系，讓居民無后顧之憂地進行消費；另一方面，也可通過稅收等政策鼓勵消費行為，引導居民形成更為開放的消費觀。反過來，在宏觀經(jīng)濟對消費者信心的影響當中，前者扮演了重要的角色。宏觀經(jīng)濟的正向或負向沖擊都會造成相同方向的消費者信心的變化，尤其值得注意的是受到負向沖擊時，其絕對水平大于正向沖擊時的值，這說明在經(jīng)濟受不好沖擊的時候，居民的消費行為會更加謹慎，此時政府采取相應的應對措施，并不能夠相同程度地恢復損失的消費者信心，這也從另一方面佐證了在中國，只注重宏觀經(jīng)濟的高速發(fā)展并不能很好地解決居民消費不足的問題，宏觀經(jīng)濟的高速發(fā)展對提高居民消費信心有限，從而拉升消費在經(jīng)濟發(fā)展當中的比重能力有限。
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自然資源是經(jīng)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(jīng)濟體經(jīng)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(yè)部門對經(jīng)濟增長的影響，認為制造業(yè)比采掘業(yè)更具有“干中學”的特征，自然資源豐裕國家的制造業(yè)的學習效應被削弱了。其實采掘業(yè)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(yōu)勢，制造業(yè)比采掘業(yè)更具有學習效應這一假設是有待繼續(xù)考證的。即使制造業(yè)比采掘業(yè)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(xiàn)象的發(fā)生呢？針對這種負相關的現(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，認為在國際分工中，生產(chǎn)初級產(chǎn)品的國家將被淪為“”，一些初級資源豐富的國家，由于貿(mào)易條件惡化，經(jīng)濟增長必然落后于制造業(yè)國家。這些觀點形成了作為“中心-”論。Hirshman［3］通過研究大量的發(fā)達和發(fā)展中國家的經(jīng)濟史指出，初級資源部門對一國經(jīng)濟增長的影響，取決于該資源部門與其它產(chǎn)業(yè)間的關聯(lián)度，產(chǎn)業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度越強，則將該產(chǎn)業(yè)作為出口產(chǎn)業(yè)越有利于經(jīng)濟增長，這就形成了所謂的“主要產(chǎn)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(jīng)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(fā)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(jīng)濟的不斷發(fā)展和國民收入的逐步提高，自然資源產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢，導致了采掘業(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”的學習效用，［1］從而致使經(jīng)濟下滑。
是否就是這些因素導致了“資源詛咒”的發(fā)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(xiàn)象，即投資者更關注于其所熟知和了解的產(chǎn)業(yè)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(jīng)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(chǎn)業(yè)之中，而往往忽視了上游的自然資源產(chǎn)業(yè)領域，這就使得自然資源占優(yōu)勢但對下游產(chǎn)業(yè)無暇顧及的國家，經(jīng)濟增長緩慢，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“消費優(yōu)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(shù)據(jù)實證檢驗“消費優(yōu)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(jīng)濟增長的經(jīng)濟機理
（一）經(jīng)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(chuàng)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(jīng)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(chǎn)出中的那部分的增長。稟賦資源豐裕，轉移到產(chǎn)出中的那部分就可能多，以現(xiàn)有的計量口徑，經(jīng)濟增長就快，因此，稟賦資源的充裕程度無疑是經(jīng)濟增長的重要原因，這一優(yōu)勢在經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟增長緩慢，再如荷蘭自然資源部門擴張但制造業(yè)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(jīng)濟增長的因素從來就不是單一的，資源優(yōu)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(yōu)勢的發(fā)揮，完全可能造成經(jīng)濟狀況發(fā)展初期強勁，后來逐漸居于劣勢的情況。
（二）經(jīng)濟增長與其影響因素
經(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)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(huán)境中，投入要素與經(jīng)濟增長正相關，而影響因素與經(jīng)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(chǎn)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(fā)揮。有效勞動是勞動者素質的直接體現(xiàn)，勞動者素質是經(jīng)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(jié)省單位產(chǎn)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(chǎn)出中的勞動時間。
（三）“消費優(yōu)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(jīng)濟的持續(xù)增長，那么經(jīng)濟持續(xù)增長的原因何在？市場存在“消費優(yōu)勢”假說，即產(chǎn)業(yè)鏈靠近消費的那一端（下游端）經(jīng)濟體更具有增長優(yōu)勢，“生產(chǎn)的動力不是來自生產(chǎn)本身，而是來自消費，即消費創(chuàng)造著生產(chǎn)的動力”，消費品產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)品結構的不斷更新扭轉了“邊際消費傾向遞減”的趨勢?！跋M優(yōu)勢”是重要的影響因素，它促成了產(chǎn)出――投入循環(huán)的轉換，促成了財富的重新匹配。產(chǎn)業(yè)鏈附加值在從資源產(chǎn)品到消費產(chǎn)品中的不同分配是各方博弈的結果，大眾消費者對產(chǎn)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(chǎn)在財富分配中擁有越大的權重，激烈的競爭迫使消費品產(chǎn)業(yè)變成了“有效勞動密集”產(chǎn)業(yè)，越迫切需要的消費品，其產(chǎn)業(yè)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(jù)，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(chuàng)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(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)品方面的智慧會在相當程度上削弱主要依靠自然資源優(yōu)勢國家稟賦資源的先天優(yōu)勢。這應驗了“資源是世界的人類的”這樣一句常理，如果經(jīng)濟增長僅依賴資源優(yōu)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(yōu)勢和“消費優(yōu)勢”，僅靠資源優(yōu)勢，就可能出現(xiàn)經(jīng)濟增速緩慢或下滑的局面。
（四）“消費優(yōu)勢”假說的博弈解析
假若把初級產(chǎn)品的生產(chǎn)國稱作企業(yè)1，高級產(chǎn)品的生產(chǎn)國稱作企業(yè)2，最終產(chǎn)品是兩個企業(yè)分階段生產(chǎn)的結果，那么兩個企業(yè)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(yè)的戰(zhàn)略是選擇價格，支付利潤，它是兩個企業(yè)價格的函數(shù)。價格因產(chǎn)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(chǎn)量的一階導數(shù)大于零，二階導數(shù)小于零。
我們用pi∈［0,∞)代表第i個企業(yè)的價格，ci(1)代表成本函數(shù)，q=q(p1+p2)代表逆價格函數(shù)，價格受產(chǎn)量影響。第i個企業(yè)的利潤函數(shù)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(shù)求一階導數(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)
求解得到反應函數(shù)：p1=g1(p2)(6)
p2=g2(p1)(7)
反應函數(shù)意味著每個企業(yè)的最優(yōu)價格是另一個企業(yè)價格的函數(shù)。兩個反應函數(shù)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(yè)的產(chǎn)品是不同質，不可替代的，消費者對產(chǎn)量已不再感興趣，質量已沒有可比性，對不同企業(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，決定了兩個企業(yè)產(chǎn)品價格大小的分配策略，人們對下游產(chǎn)品的偏好及投入更多的有效勞動決定了財富向產(chǎn)業(yè)鏈末端傾斜。
圖2 價格的過程博弈
圖3 不同發(fā)展水平國家消費率位置變動過程
(據(jù)世界銀行經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)整理)
（五）“消費優(yōu)勢”假說的統(tǒng)計經(jīng)驗分析
財富增長向純消費產(chǎn)出傾斜從世界各國的經(jīng)濟變化統(tǒng)計規(guī)律也可以得到佐證。表1中的數(shù)據(jù)分投資性消費和純消費，投資一般是上游產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，消費一般是下游產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，投資和消費都是產(chǎn)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(chǎn)業(yè)產(chǎn)出財富不如下游產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出財富快。如果兩個國家各對應著一個方面的優(yōu)勢，那么就出現(xiàn)財富此消彼長的局面，一些資源供給型國家依賴初級產(chǎn)品生產(chǎn)的增長，財富對應著投資類產(chǎn)品生產(chǎn)，經(jīng)濟增長速度較慢，一些資源貧瘠國家依賴消費類產(chǎn)品生產(chǎn)的增長，增長速度較快。
將不同經(jīng)濟發(fā)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(fā)現(xiàn)消費曲線是一條動態(tài)的“U”型曲線，并且低收入國家一端消費比例隨經(jīng)濟發(fā)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(fā)達但有資源優(yōu)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(yōu)勢被其它國家分享了。
三、實證檢驗
為了證明 “消費優(yōu)勢”的存在性，本文采用了中國1987―2003年期間有關經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)進行實證。中國推行的是社會主義市場經(jīng)濟模式，各省經(jīng)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(jīng)濟的特征又兼有世界上一些不完全市場經(jīng)濟國家的特征，因此，中國產(chǎn)業(yè)結構變化走勢某種程度上可以代表全球的走勢。本文數(shù)據(jù)來源于安格斯•麥迪森著《中國經(jīng)濟的長期表現(xiàn)》。選取的指標是GDP、農(nóng)業(yè)、礦業(yè)、制造業(yè)、非物質服務業(yè)、交通與通訊業(yè)、建筑業(yè)。直觀判斷建筑業(yè)和礦業(yè)遠離消費端，與經(jīng)濟增長的關聯(lián)度相對較小，制造業(yè)、非物質服務業(yè)和交通與
通訊業(yè)關聯(lián)度應該較大。為了給予驗證，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)代表非物質服務業(yè)。為了防止得出的回歸結果出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象，有必要對所選樣本進行平穩(wěn)性檢驗，如果沒有通過檢驗，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，需要對數(shù)據(jù)進行差分，直到其平穩(wěn)為止。對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)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(shù)據(jù)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(tǒng)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(chǎn)業(yè)，如制造業(yè)、交通與通訊業(yè)對經(jīng)濟更具有增長優(yōu)勢，遠離消費端的礦業(yè)和建筑業(yè)（上游端）對經(jīng)濟增長缺乏優(yōu)勢，與理論分析和直觀判斷非常吻合。非物質服務業(yè)與經(jīng)濟增長的關系與直觀判斷有出入，那是因為中國在本文數(shù)據(jù)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(yè)應該是一個增長優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。由此也可以說明消費是一個時尚性概念，受時代與發(fā)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(yōu)勢”是自然資源對經(jīng)濟增長作用減弱的根本原因。在經(jīng)濟發(fā)展的初期階段，自然資源優(yōu)勢會發(fā)揮主導作用，在經(jīng)濟步入較高水平的大眾消費時期，“消費優(yōu)勢”會發(fā)揮主導作用，大眾生活必需品生產(chǎn)的日新月異是這一優(yōu)勢的典型體現(xiàn)。經(jīng)濟發(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，這些優(yōu)勢會使得生產(chǎn)成本降低，資源主導產(chǎn)業(yè)會優(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，這些優(yōu)勢會使得生產(chǎn)效率提高，交易成本降低，消費主導型產(chǎn)品會取得優(yōu)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(yōu)勢”的特點看，把握經(jīng)濟增長的階段性特點，適時調整產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)品結構是經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的關鍵。“消費優(yōu)勢”對一些新興經(jīng)濟區(qū)具有指導作用，如天津濱海新區(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)濟增長的優(yōu)勢，而要保證經(jīng)濟持續(xù)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(yōu)勢。經(jīng)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(chǎn)率。經(jīng)濟增長還與產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢密切相關，應大力研發(fā)適銷對路產(chǎn)品，搶先確立在這些領域的競爭優(yōu)勢。
主要參考文獻：
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Resource
Curse :an Illustration from Nigeria " ［J］,IMF Working Paper, 2003,WP-03-139.
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The Relationship between Natural Resources and Economic Growth Based on Consumption Advantage
Li Fasheng1 Zhang Wei2
關鍵詞：經(jīng)濟波動 消費 投資 進出口
經(jīng)濟發(fā)展的歷史表明：經(jīng)濟增長方式從來就不是按部就班、一成不變的，任何國家的經(jīng)濟都是在經(jīng)濟上下波動的交替中發(fā)展的。西方經(jīng)濟周期理論中的消費不足論、投資過度論以及D.H.Robertson的“對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的發(fā)動機”等理論，都表明了消費、投資及進出口貿(mào)易是影響經(jīng)濟繁榮與蕭條的重要因素。本文運用國民收入恒等式，乘數(shù)-加速數(shù)模型，IS-LM-BP模型，AD-AS模型，產(chǎn)出缺口模型等，對經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用以及作用過程進行理論分析。
基于國民收入恒等式的分析
根據(jù)凱恩斯的國民收入和主要決定理論，在開放經(jīng)濟中，一國均衡收入取決于消費、投資、政府支出和凈出口。在開放經(jīng)濟中，商品市場的均衡條件為：
GDP=C+I+G（X－M）（1）
其中GDP、C、I、G、X、M分別代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，消費，投資，政府支出，出口和進口。式（1）是一個會計恒等式，從直觀上靜態(tài)的描述了開放經(jīng)濟中，產(chǎn)出與消費、投資、政府支出及進出口之間的關系。為了進一步深入分析開放經(jīng)濟條件下產(chǎn)出與消費、投資、政府支出及進出口之間的關系，在（1）中引入時間因素，即將（1）式動態(tài)化。
假定t時期的產(chǎn)出由t時期的消費、投資、政府支出及進出口水平?jīng)Q定，從而（1）式動態(tài)化為：
GDPt=Ct+It+Gt+（Xt－Mt） （2）
式中t表示時期。（2）式兩邊對時間求一階導數(shù)可得：
d（GDPt′）=dCt′+dIt′+dGt′+d（Xt′-Mt′）（3）
其中，GDPt′=dGDP/dt，其余類似。（3）式兩邊同除以GDPt并對（3）式右邊進行適當變換，可得：
（4）
這里，分別為各個變量的增長率，則分別為消費、投資、政府支出、出口和進口在國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比例。因此，（4）式表示了動態(tài)化后的國民收入恒等式中，右邊各個組成部分數(shù)量上的變化對產(chǎn)出的影響。根據(jù)（4）式，可以計算出消費、投資、政府支出、出口和進口的變化與產(chǎn)出之間的直接關系。從這里的分析可知，消費、投資和進出口的變化無疑將引起產(chǎn)出的波動，而產(chǎn)生的波動也將作用于消費、投資和進出口。
基于乘數(shù)－加速數(shù)模型的分析
根據(jù)薩繆爾森的乘數(shù)－加速數(shù)原理，新發(fā)明的出現(xiàn)使投資增加，投資通過乘數(shù)作用使國民收入增加。人們的收入增加，從而購買更多的物品，導致整個社會消費和進口增加。由于加速數(shù)的作用，消費和進口的增加促使投資以更快的速度增加，而投資又使國民收入增加，從而消費和進口再次上升。如此循環(huán)往復，國民收入不斷增長，社會經(jīng)濟處于經(jīng)濟周期的繁榮階段，逼近經(jīng)濟周期的波峰位置。然而，社會資源是有限的，經(jīng)濟增長水平遲早會超過潛在經(jīng)濟增長水平，而處于經(jīng)濟周期的波峰位置。一旦經(jīng)濟達到經(jīng)濟周期的波峰位置，國民收入便不再增長，從而消費和進口下降。根據(jù)加速原理，消費和進口的下降意味著投資的成倍減少，投資減少，國民收入減少，從而消費和進口進一步減少。又根據(jù)加速原理，消費和進口的減少使得投資進一步減少，國民收入進一步下降。如此循環(huán)往復，國民收入持續(xù)下降，社會經(jīng)濟處于經(jīng)濟周期的蕭條階段，由于長期的負投資，即生產(chǎn)設備的逐年減少，仍在堅持生產(chǎn)的一部分企業(yè)感到有必要更新設備，于是隨著投資開始增加，國民收入開始增加，消費和進口增加。通過加速數(shù)的作用，社會經(jīng)濟再次進入繁榮階段，新一輪的經(jīng)濟周期開始。
出口表示本國商品在國外的銷售，代表著國外對本國商品的需求，是由外國的購買力和購買要求決定的，本國難以左右，因而本文中假定出口是本國經(jīng)濟的一個外生變量，我國經(jīng)濟波動與出口的相互作用取決于上述過程，而獨立形成一個外生過程。一般而言，出口的增加會導致國民收入增加，出口的減少導致國民收入的減少，而國民收入的增加或減少又將影響消費和進口，進而又影響投資，從而對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響。本文將經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口的相互作用過程如圖1所示。
圖1所示過程表明，在開放經(jīng)濟條件下，投資通過乘數(shù)作用影響國民收入水平，國民收入又影響消費和進口水平，而消費和進口又通過投資乘數(shù)間接影響國民收入，進口作為一個外生變量通過外貿(mào)乘數(shù)影響國民收入。因此，在乘數(shù)－加速數(shù)的作用下，經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口相互作用。
基于SI-LM-BP模型的分析
凱恩斯的國民收入決定模型是一個實物經(jīng)濟模型，沒有考慮到貨幣因素對國民收入的影響，從而也就沒有考慮利率對總需求的影響。凱恩斯認為，消費是收入的增函數(shù)，即當收入增加時消費會增加，但不如收入增加的快，投資是利率的減函數(shù)，即利率上升時投資下降，利率下降時投資上升。下面我們運用IS-LB-BP模型來分析經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用。
如圖2所示，IS曲線表示商品市場均衡，LM曲線表示貨幣市場均衡，BP曲線表示國際收支平衡。假設經(jīng)濟初始處于內(nèi)部和外部共同均衡的E1點，利率水平為R1，產(chǎn)出水平為Y1，實行固定匯率下的資本不完全流動，BP曲線的斜率小于LM曲線的斜率。假設經(jīng)濟的初始均衡點E1處于經(jīng)濟周期的蕭條階段，蕭條持續(xù)一段時間后，投資開始緩慢增加，使總需求增加，IS1曲線緩慢向右移動，產(chǎn)出增加，消費和進口亦開始緩慢增加，IS1曲線最終右移至IS2位置，IS2與LM1相交于較高利率水平的國內(nèi)均衡點E，與BP相交于較低利率水平的國際收支平衡點E2。在國內(nèi)貨幣供給水平不變的條件下，國內(nèi)利率必然上升。一方面，收入增加導致貿(mào)易逆差，造成國際收支失衡的壓力。另一方面，利率上升將導致足夠的外資流入，最終出現(xiàn)國際收支順差。國際收支順差，外匯市場上出現(xiàn)本幣供不應求的局面，本幣出現(xiàn)升值壓力，出口減少。在固定匯率制度下，為了維持固定匯率，貨幣當局必須對外匯市場進行干預，以本幣買進外幣。這樣，一方面官方外匯儲備增加，另一方面國內(nèi)貨幣供應量增加。LM1曲線向右移動至LM2，LM2與IS2、BP曲線交于E2點，重新達到內(nèi)部和外部均衡，利率水平為R2，比初始的利率水平R1高，產(chǎn)出水平為Y2。當利率達到某一水平之前，投資繼續(xù)增加，上述過程循環(huán)往復，產(chǎn)出水平達到很高水平，利率也將達到很高水平，經(jīng)濟周期波動進入繁榮階段。當利率提高到一定程度，投資開始下降，使總需求減少，IS曲線開始向左移動，產(chǎn)出減少，消費和進口減少，IS曲線移至IS2位置，且最終左移至IS1位置。在國內(nèi)貨幣供給水平不變的條件下，國內(nèi)利率必然下降。一方面，收入減少導致貿(mào)易順差，造成國際收支失衡的壓力。另一方面，利率下降將導致足夠的外資流出，最終出現(xiàn)國際收支逆差。國際收支逆差，外匯市場上出現(xiàn)本幣供過于求的局面，本幣出現(xiàn)貶值壓力，出口增加。在固定匯率制度下，為了維持固定匯率，貨幣當局必須對外匯市場進行干預，以外幣買進本幣。這樣，一方面官方外匯儲備減少，另一方面國內(nèi)貨幣供應量減少。LM曲線開始向左移動至LM2位置，且最終左移至LMl位置，重新達到內(nèi)部和外部均衡點E1。經(jīng)濟波動再次進入蕭條階段。這樣國民經(jīng)濟運行經(jīng)歷了一次完整的周期波動，當上述過程循環(huán)往復，國民經(jīng)濟運行就表現(xiàn)出周期波動特征。
綜合上述分析可知，這里利率起到了重要作用。投資增加使產(chǎn)出增加，產(chǎn)出增加導致消費和進口增加，又進一步導致投資增加，在國內(nèi)貨幣供應量不變的情況下，國內(nèi)利率必然上升。當利率達到一定水平后，投資開始減少，產(chǎn)出減少，消費和進口減少，又導致投資進一步減少，在國內(nèi)貨幣供應量不變的情況下，國內(nèi)利率下降。這一過程的循環(huán)往復，國民經(jīng)濟運行就表現(xiàn)出周期波動特征。
基于AD-AS模型的分析
開放經(jīng)濟條件下，總需求=消費+投資+政府支出+（出口-進口），消費、投資、政府支出、出口和進口的任何波動都可能導致總需求的波動，從而導致總需求與總供給均衡點的變動，最終導致經(jīng)濟波動。下面我們運用AD-AS模型來分析經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用。
圖3中ASL表示長期總供給曲線，它與潛在產(chǎn)量線Y完全重合，ASS表示短期總供給曲線，AD表示總需求曲線。假定經(jīng)濟初始處于總需求曲線AD1和短期總供給曲線ASS的均衡點E1處，其產(chǎn)出水平為Y1，價格水平為P1。從圖3可知，E1點處在潛在產(chǎn)量線Y*，的左側，產(chǎn)出水平Y1和價格水平P1都處于很低的水平，經(jīng)濟處于蕭條階段。當總需求增加時，總需求曲線從 AD1右移至AD2處，經(jīng)濟處于短期總供給曲線ASS和新的總需求曲線AD2的均衡點E2處，其產(chǎn)出水平為Y2，價格水平為P2。從圖3可知，E2點處在潛在產(chǎn)量線Y*的右側，產(chǎn)出水平Y2和價格水平P2都處于很高的水平，經(jīng)濟處于繁榮階段。
假設經(jīng)濟處于蕭條階段，即總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點位于潛在產(chǎn)量線的左側，持續(xù)一段時間后部分企業(yè)開始更新固定資產(chǎn)投資，在乘數(shù)作用下產(chǎn)出增加，消費和進口增加，又進一步導致投資增加，從而導致總需求不斷增加，致使總需求曲線AD向右移動，經(jīng)濟開始復蘇。復蘇階段投資繼續(xù)增加，產(chǎn)出繼續(xù)增加，消費和進口進一步增加，投資又進一步增加，總需求進一步增加，總需求曲線AD進一步右移，如此循環(huán)往復，總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點越過潛在產(chǎn)量線并進一步右移，經(jīng)濟進入繁榮階段。當經(jīng)濟到達波峰位置時，由于資源約束導致產(chǎn)出下降，消費和進口下降，進一步又使投資減少，從而導致總需求下降，致使總需求曲線向左移動，經(jīng)濟開始出現(xiàn)衰退。衰退階段投資繼續(xù)減少，產(chǎn)出繼續(xù)下降，消費和進口繼續(xù)減少，投資進一步下降，總需求繼續(xù)下降，總需求曲線AD進一步左移，如此循環(huán)往復，總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點越過潛在產(chǎn)量線并進一步左移，經(jīng)濟進入蕭條階段。這樣宏觀經(jīng)濟運行就完成了一次周期波動。蕭條持續(xù)一段時間后，部分企業(yè)開始更新固定資產(chǎn)投資，總需求開始增加，經(jīng)濟開始緩慢復蘇，宏觀經(jīng)濟運行開始新的周期波動，如此循環(huán)往復，宏觀經(jīng)濟運行就表現(xiàn)出周期波動特征。根據(jù)圖3可知，出口作為本國經(jīng)濟的外生變量，出口波動將直接導致總需求曲線移動，導致總需求曲線AD與短期總供給曲線ASS的均衡點移動，從而影響經(jīng)濟波動。
綜合上述分析可知，總需求波動是經(jīng)濟波動的重要原因，消費、投資及進出口波動將直接導致總需求波動，消費、投資及進出口的增加或減少將導致經(jīng)濟的復蘇或衰退，經(jīng)濟的繁榮與蕭條亦將導致消費、投資及進出口的擴張與收縮。
基于產(chǎn)出缺口模型的分析
前面分析了經(jīng)濟波動與消費、投資及進出口之間的相互作用，下面我們運用產(chǎn)出缺口模型來分析經(jīng)濟周期階段與消費、投資及進出口的關系。
西方學者一般將經(jīng)濟周期波動分為兩個階段:收縮階段和擴張階段，波峰和波谷是經(jīng)濟周期波動的轉折點。經(jīng)濟周期波動也可以分為四個階段：繁榮（經(jīng)濟活動擴張或向上的階段）、衰退（由繁榮轉為蕭條的過渡階段）、蕭條（經(jīng)濟活動收縮或向下的階段）、復蘇（由蕭條轉為繁榮的過渡階段）（如圖4所示）。圖4中正斜率的直線是經(jīng)濟的長期增長趨勢線。由于經(jīng)濟總體上保持著或多或少的增長，所以經(jīng)濟增長的長期趨勢是正斜率的。
產(chǎn)出缺口是指潛在產(chǎn)出與實際產(chǎn)出之差，即：
產(chǎn)出缺口=潛在產(chǎn)出－實際產(chǎn)出（5）
產(chǎn)出缺口可以衡量實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之間周期性偏離的規(guī)模。當產(chǎn)出缺口是正值時，實際產(chǎn)出低于潛在產(chǎn)出，這時經(jīng)濟位于收縮階段。隨著產(chǎn)出缺口的不斷擴大，實際產(chǎn)出越來越低于潛在產(chǎn)出，于是衰退日益嚴重，最后經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條。蕭條持續(xù)一段時間后，部分企業(yè)開始更新固定資產(chǎn)投資，在乘數(shù)－加速數(shù)的作用下，產(chǎn)出缺口越來越小，蕭條和衰退程度不斷減輕和緩和，實際產(chǎn)出朝著潛在產(chǎn)出水平上升，進而步入復蘇階段。當實際產(chǎn)出越過潛在產(chǎn)出線，上升到潛在產(chǎn)出線上時，產(chǎn)出缺口由正值變?yōu)樨撝?。這時經(jīng)濟步入擴張階段，經(jīng)濟出現(xiàn)繁榮局面。
由（5）式可知，產(chǎn)出缺口的產(chǎn)生主要是實際產(chǎn)出變動的結果，而實際產(chǎn)出Y-C+I+G+（X-M）+Iu，Iu指期初過量存貨投資。當經(jīng)濟出現(xiàn)衰退時，Iu≥0，廠商會產(chǎn)生不樂觀的預期，從而減少投資，通過乘數(shù)的作用使產(chǎn)出減少，進而消費和進口減少，又進一步導致投資減少，產(chǎn)出缺口為正值，且正的產(chǎn)出缺口越來越大，直至波谷位置，經(jīng)濟進入蕭條階段。當一部分仍在生產(chǎn)的企業(yè)開始更新固定資產(chǎn)投資時，Iu越來越小直至廠商的期初存貨投資為零，正的產(chǎn)出缺口逐漸縮小，這時廠商產(chǎn)生樂觀的預期，從而增加投資，通過乘數(shù)的作用使產(chǎn)出增加，進而消費和進口增加，又進一步導致投資增加，產(chǎn)出缺口變?yōu)樨撝?，且負的產(chǎn)出缺口越來越大，經(jīng)濟開始復蘇直至波峰位置，經(jīng)濟進入繁榮階段。另外由（5）式可知，出口作為本國經(jīng)濟的一個外生變量，出口的增加或減少將直接導致實際產(chǎn)出的增加或減少，使得產(chǎn)出缺口縮小或擴大，從而影響經(jīng)濟周期波動所處階段。
綜合上述分析可知，經(jīng)濟周期波動所處階段與消費、投資及進出口增長水平緊密相關。一般情況是，當經(jīng)濟處于復蘇和繁榮階段時，消費、投資及進口就趨于擴張階段，當經(jīng)濟處于衰退和蕭條階段時，消費、投資和進口就趨于收縮階段，出口的擴張與收縮亦對經(jīng)濟周期波動所處階段產(chǎn)生重要影響。
參考文獻：
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隨著我國改革、開放的日益深入，隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的逐步建立，我國的經(jīng)濟增長格局發(fā)生了明顯的變化，其中一個主要的方面就是傳統(tǒng)的以生產(chǎn)擴張帶動經(jīng)濟增長的模式開始轉向以需求制約經(jīng)濟增長的模式，刺激消費需求成為拉動經(jīng)濟增長的主要因素，如何擴展消費領域、開辟經(jīng)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(nèi)需，刺激經(jīng)濟增長中的作用。研究這些問題在現(xiàn)階段不僅具有理論價值，而且具有極為重要的現(xiàn)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(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國整體經(jīng)濟結構調整結合起來
體育產(chǎn)業(yè)是一個覆蓋面非常廣,產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度很高的行業(yè)，涉及國民經(jīng)濟的很多部門,從發(fā)達國家的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律來看,在發(fā)展初期那些為第二產(chǎn)業(yè)直接服務的金融、保險、交通運輸?shù)刃袠I(yè)會有一個快速發(fā)展。但隨后,這些行業(yè)的發(fā)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(yè),如教育、文化、體育等行業(yè)將有一個持續(xù)、快速的發(fā)展。這是國民經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律，同時也是我國今后產(chǎn)業(yè)調整的方向。奧運會作為目前規(guī)模最大的全球性體育盛事，為我們產(chǎn)業(yè)結構調整提供了一次難得的發(fā)展機遇,這體現(xiàn)在:
由于奧運會是目前規(guī)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(yōu)質、最先進的技術裝備和產(chǎn)品。這帶動了本國相關技術和產(chǎn)品的升級換代，推動了產(chǎn)業(yè)結構和技術結構的高級化。舉辦奧運會所要求的大規(guī)模高質量的信息傳播網(wǎng)絡,眾多功能齊全的設備，先進的文化、體育設施，清新優(yōu)美的城市環(huán)境,方便快節(jié)的市內(nèi)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(chǎn)業(yè),環(huán)抱產(chǎn)業(yè)，新型建材業(yè),文化產(chǎn)業(yè)和旅游服務業(yè)的發(fā)展,加快產(chǎn)業(yè)結構調整的過程。
二、將奧運經(jīng)濟短期效應與體育休閑產(chǎn)業(yè)的長期發(fā)展結合起來
奧運經(jīng)濟通過直接投資對經(jīng)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(jīng)濟帶來沖擊就越大。奧運經(jīng)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(fā)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(guī)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(xiàn)奧運經(jīng)濟的短期效應與體育休閑產(chǎn)業(yè)的長期發(fā)展結合關鍵在于培養(yǎng)一個穩(wěn)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(fā)的層次性。根據(jù)不同年齡、不同職業(yè)、不同收入水平和不同興趣消費者的消費需求，開發(fā)組織不同層次體育勞務消費品的生產(chǎn),以滿足不同層次的消費者需求
三、體育消費的內(nèi)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(nèi)涵，精神消費中有物質的基礎。體育消費不僅僅是一種經(jīng)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(xiàn)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(huán)境和個體消費心理差異的影響。不同社會文化環(huán)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(xiàn)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(qū)域亞文化群體:是以人口的行政區(qū)域分布為特色的亞文化群體,存在著較大的差異，鄉(xiāng)鎮(zhèn)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(huán)境和生產(chǎn)發(fā)展力水平有關。
四、結論
體育業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)具有較為密切的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度。如旅游業(yè)、廣告業(yè)、建筑業(yè)、食品業(yè)、機械制造業(yè)都與體育有著直接或間接的聯(lián)系，體育業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性一方面表現(xiàn)為它與其他產(chǎn)業(yè)的直接或間接的消耗關系上，另一方面表現(xiàn)為體育業(yè)與其他行業(yè)之間可以產(chǎn)生邊緣交叉，籍以形成許多新行業(yè)，積極發(fā)展體育消費可以推動這些新興行業(yè)的發(fā)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(jīng)濟環(huán)境的依存度較其他產(chǎn)業(yè)為弱。其根本原因在于：體育業(yè)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(yè)的資本遠比一般行業(yè)要多；另一方面，該行業(yè)資本流入效率較一般行業(yè)也高出許多，即便在經(jīng)濟環(huán)境惡化時，其資本報酬率有所下降，但較其他行業(yè)相比，仍具有較大的投資價值。
參考文獻:
一、內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展情況
近年來，內(nèi)蒙古的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值出現(xiàn)持續(xù)增長，由1985年的163.83億元增加到2007年的1973.061億元平均年增長率達10.15％。同樣，能源消費量也逐年增加，能源消費總額從1985年的1870.66萬噸標準煤增加到2007年的14649.39萬噸標準煤，平均年增長率為10.22％。
二、數(shù)據(jù)來源及指標選擇
本文選取的樣本為1985--2007年度能源消費(Ec)和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)(1985年為基期的實際GDP)，數(shù)據(jù)來源于《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒2008》。本文使用的計量軟件為Eviews6。檢驗過程當中為了消除數(shù)據(jù)的異方差，對數(shù)據(jù)取對數(shù)進行處理，使數(shù)據(jù)更容易平穩(wěn)，且這種處理并不改變數(shù)據(jù)的特征。對變量GDP、EC都取對數(shù)，將得到的新數(shù)據(jù)序列，分別記為LGDP、LEC。
三、平穩(wěn)性檢驗
如果對非平穩(wěn)時間序列進行普通的回歸，往往會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此，在進行分析之前要必須進行單位根檢驗。本文使用KIx3S檢驗法。表1為平穩(wěn)性檢驗結果。時間序列LGDP和LEC均通過一階差分成為平穩(wěn)的數(shù)據(jù)。因此，LGDP和LEC是一階單整序列。
四、VECM向量誤差修正模型
(一)協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗是用來分析變量之間的長期均衡關系。即：如果2個(或2個以上)的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性，則這些變量之間存在長期穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系。本文使用Johansen協(xié)整檢驗來檢驗協(xié)整關系。
應用Johansen協(xié)整檢驗前，首先需要確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。根據(jù)AIC、sc信息準則確定最優(yōu)滯后階數(shù)3。通過Johansen檢驗的跡檢驗對LGDP和LEC進行協(xié)整檢驗，結果表明，在5％的顯著性水平下，GDP和LEC之間存在唯一的協(xié)整關系，經(jīng)標準化的協(xié)整向量方程為：
LGDP--0.4566LEC+0.0786@trend(86)+1.398
(1)
[－6.2146]
[一20.4596]
中括號內(nèi)為t值。由(1)可以看出，長期內(nèi)能量消費增長1個百分點，GDP增長0.4566個百分點。
(二)VECM模型
根據(jù)格蘭杰表述定理，如果變量之間存在協(xié)整關系，則可以用誤差修正模型(VECM)來表示。通過協(xié)整方程，建立VECM模型來描述變量間的動態(tài)關系。經(jīng)上面協(xié)整檢驗知模型的協(xié)整階數(shù)為1階，通過滯后階數(shù)的AIC、sC和極大似然估計值選取的最優(yōu)滯后期應選3。
VECM模型為：
D(LGDP)--0.07+0.2425D(LGDP(-1))+0.2354D(LGDP(-2))一0.0841D(LGDP(-3))
[5.1903】
【1.58862】
[1.3281 9]
[-0.55567】+0.0173D(LEC(-1))+0.0397D(LEC(一2))-0.023 1D(LEC(一3))--0.5992 ECM,-~
(2)
[0.29255】
[0.68717】
卜0.39125]
[_5.89184]
從(2)中可以看出，方程中D(LGDP)的滯后期的系數(shù)表明D(LgDP)的一階，二階滯后對當期D(LGDP)有正的影響。D(LEC)滯后的估計值均小于D(LGDP)滯后一階和二階的參數(shù)估計值的絕對值，表明D(LGDP】受自身滯后的影響較大。誤差修正項的系數(shù)反映修正項對偏離長期均衡的調整力度，由其系數(shù)為負可見符合反向作用的機制。
(三)格蘭杰短期因果檢驗與格蘭杰長期因果檢驗
通過向量誤差修正模型做變量之間的短期和長期因果關系檢驗。短期Granger因果關系就是常規(guī)的F檢驗或Wald檢驗，而長期Granger因果關系則是通過調整系數(shù)是否顯著來判斷的。
基于誤差修正模型的LGDP與LEC的格蘭杰短期與長期因果關系，檢驗結果如表2所示。
從這一結果可見，短期內(nèi)LEC是LGDP的短期Granger原因，即短期內(nèi)能源消費的增加會導致經(jīng)濟的增長；而LGDP不是LEC的短期Granger原因，即短期內(nèi)經(jīng)濟的增長不會引起能源消費的增長。長期中，D(LGDPI方程中的ECM的調整系數(shù)的t統(tǒng)計量大于臨界值，表示LEC是LGDP的長期Granger原因。LEC方程中ECM的調整系數(shù)的t統(tǒng)計量小于臨界值，表示LGDP不是LEC的長期Granger原因。所以，不論是短期還是長期，能源消費的增加能促進經(jīng)濟的增長，反之則不成立。
