消费与经济增长的关系精选(五篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的5篇消费与经济增长的关系，期待它们能激发您的灵感。

篇1

通过对居民收入增长率及收入消费比的数据分析，认为居民消费不存在成为经济增长引擎的可能性。利用居民最终消费率和GDP数据，实证分析了消费与经济增长之间的关系。通过协整分析发现，居民最终消费率的提高与GDP增量之间不存在协整关系。基于Granger检验，发现二者之间的因果关系也不显著。实证结果表明，提高居民消费率不能加速经济增长，即居民消费不能成为拉动经济增长的引擎。

〔关键词〕

居民消费;经济增长;引擎;协整;Granger检验

一引言

居民消费与经济增长的关系，一直以来都是学者们关注的话题。在理论分析中，部分学者认为我国的经济增长应该由消费驱动。尹世杰认为，扩大消费需求、优化消费结构就能从根本上“提高经济循环能力”，即提高消费促进经济增长，经济增长又促进消费的提高［1］。斯蒂格利茨认为，中国的高储蓄率导致了投资比例过高，低消费、高投资使得经济过度依赖出口，而“出口模式的增长是不可持续的，因为市场会饱和”［2］。也有一些学者认为居民最终消费不能成为经济增长的引擎，陈波就居民消费拉动经济增长的有效性进行了分析，认为中国经济长期增长的动力仍旧是投资，居民消费需求无法成为我国经济增长的新引擎［3］。关于两者之间关系的实证分析结果表明，居民最终消费与经济增长之间存在着长期稳定的关系。徐永兵、文晖利用双对数模型，对我国1978－1999年的GDP、消费和投资数据进行了回归分析，得出消费平均每增长1%，GDP平均增长0．755%的结论［4］。徐凤、金克琴分析了我国1978－2007年的GDP和居民消费支出数据，认为两者之间存在协整关系，且两者之间存在双向的Granger因果关系［5］。刘春义分析了1978－2011年的GDP与居民消费数据，认为在10%的显著性水平下消费是GDP变化的Granger原因［6］。徐晓丽、夏成孝对我国的GDP和居民消费数据进行了分析，认为两者之间存在协整关系，且通过自回归滞后分布模型估计了两者之间的关系［7］。常彬斌利用我国1978－2011年的数据，对人均居民最终消费与人均GDP进行了实证分析，认为两者之间存在协整关系，且通过Granger检验，得出人均消费支出的增加是促进国民经济可持续增长的内在动因的结论［8］。徐永兵、文晖的分析所利用的是按照当年价格计算的GDP、消费和投资数据，该数据中包含价格因素，进行回归时容易出现伪回归，且样本容量为23，存在样本容量偏小的嫌疑。徐凤、金克琴分析的也是市场价的数据，协整关系及双向的Granger因果关系也会受到价格因素的影响。在刘春义的分析中，Granger检验的显著性水平为10%，存在显著性过高的嫌疑。常彬斌从人均角度分析了居民消费与GDP的关系，使消费与经济增长的关系包含了人口因素。在上述的实证分析中，除常彬斌之外的其他学者都是基于消费的绝对数据分析了消费与经济增长之间的关系，由于居民消费是GDP的组成部分，所以这两个变量之间容易存在相同的变化趋势，即居民最终消费的增加一定会拉动GDP的增长，导致出现伪回归。

二、居民最终消费分析

我国经济增长长期以来依靠投资拉动，投资比例过高、消费不足一直以来都是学者们对我国经济发展的定位。我国投资率自2003年超过40%以来，始终居高不下，2011年更达到了历史高位，为48.31%。而欧美发达国家的投资率都在20%以下，2013年英国的投资率为14．79%，美国为19.05%，以上数据能否说明我国投资率过高，从而出现投资驱动型经济增长的不可持续性呢?扩大居民消费是否能成为促进我国经济增长的新的驱动力?1．从居民收入增长率上看，消费不能成为经济增长的驱动力表1显示，2000－2013年，除个别年份之外，不管是城镇居民还是农村居民的收入增长速度，均低于经济增长速度。这意味着，居民分享经济增长的福利有限。理论上来说，随着收入的增长，居民收入不断提高，为更多的消费打下了基础。但由于我国居民的收入增长速度长期低于经济增长速度，导致了居民家庭消费支出拉动经济增长的不可持续性。2．从消费收入比上看，消费不能成为经济增长的驱动力表2显示，农村居民消费收入比1991年最高，为87．47%，1999年最低，为71．37%，1991－2014年，消费收入比都在70%以上;城镇居民消费收入比在2013年最低，为66．86%，1991年最高，为85．49%，1991－2014年，消费收入比都在65%以上。表3显示，1999－2012年，除了最高收入户外，其他组的城镇居民消费收入比都在65%以上。表4显示，2002－2012年，除高收入户之外，其他组的农村居民消费收入比也都在65%以上。表2－表4显示，不管是农村居民还是城镇居民，消费收入比都比较高，较高的消费收入比使得居民“无钱可花”。也就是说，依靠消费拉动经济增长是不可持续的。

三、居民最终消费率与GDP关系的实证分析

消费是发展的目标，居民消费能否成为发展的手段，对此可以进行定量和定性的分析。对于经济增长是由投资拉动还是由需求拉动的讨论，大多数研究文献是从资本形成率和最终消费率方面进行的分析。居民最终消费率用居民最终消费与GDP对比得到，居民最终消费率的提高，意味着消费在经济中的比重增大，如果随着比重的增大，经济出现持续稳定的增长，则经济可以从投资拉动型转变为消费拉动型;如果两者之间不存在长期稳定的关系，则居民消费不能作为经济增长的引擎。本文进行分析时，用居民最终消费率作为居民消费的指标，而经济增长用GDP表示。

1．数据的选取与处理本文选取1978－2013年的GDP数据(y)与居民最终消费率(x)数据进行分析，数据来源于2014年的《中国统计年鉴》。由于2014年《中国统计年鉴》中不变价GDP的基期有5个，为了去除价格因素的影响，将GDP折算为1978年的不变价格的数据。折算时，将价格换算为年份市场价的GDP除以该年份不变价的GDP，得到一个折算系数，然后以该年份为基期的不变价GDP折算成上一个不变价的GDP。根据现价和不变价的GDP，计算出GDP的缩减指数。利用缩减指数，将现价的居民最终消费数据进行缩减，换算为1978年不变价格的居民最终消费数据。用不变价的居民最终消费数据与不变价的GDP进行对比，得到不变价格的居民最终消费率。

2．平稳性检验与协整分析(1)平稳性检验对于不平稳的序列，容易出现伪回归。为了分析GDP和居民最终消费率之间的关系，需要检验两个变量的平稳性。本文运用ADF检验法确定各时间序列的单整性。得到不变价GDP(y)和不变价居民最终消费率(x)的时间序列数据后，绘制出折线图(见图1、图2)。图1和图2显示，两个变量均存在趋势，经过ADF检验，两序列均非平稳。因此对GDP和居民最终消费率的差分序列进行检验，GDP的差分序列用Dy表示，最终消费率的差分序列用Dx表示，ADF检验结果见表5。根据AIC、SC准则，选择最优滞后期，在最优滞后期下得到表5的分析结果，y的差分序列Dy在5%的显著性水平上平稳。(2)协整性分析GDP(y)的差分序列与居民最终消费率(x)的差分序列均平稳，都是一阶单整，即I(1)，两变量间存在协整的可能性，但是二者之间是否存在协整关系，需要利用协整理论进行检验。本文利用E－G检验法检验两变量之间是否存在协整关系。将序列y(GDP)对序列x(居民最终消费率)进行回归，得到残差序列e，对残差序列e的平稳性进行检验。根据AIC、SC准则，在最优滞后期下，得到残差序列的单位根检验结果(表7)。据表7所示，在5%的显著性水平下，残差序列e不平稳，即GDP(y)与居民最终消费率(x)之间不存在协整关系。

3．Granger检验对GDP(y)与居民最终消费率(x)进行Granger检验，以确定变量之间的因果关系。由于GDP与居民最终消费率都是I(1)，所以检验它们的差分序列。根据AIC、SC准则，确定最优滞后期为3，在最优滞后期时，Granger检验结果见表8。在5%的显著性水平下，Dx不是导致Dy变化的Granger原因，而Dy也不是导致Dx变化的Granger原因，即居民最终消费率的变化对于预测GDP的变化没有帮助，而GDP的变化也不能预测居民最终消费率的变化。

四、结论

根据以上实证分析，得出以下结论。

1．提高最终消费率，对GDP的增长没有显著影响据实证分析结果，居民最终消费率的增量与GDP增量之间不存在协整关系，居民最终消费率的变化与GDP的增量之间不存在Granger因果关系。这说明，提高居民最终消费率不是GDP变化的原因，两者之间也不存在长期的稳定关系，也就是说，提高居民消费在经济中的比重，对经济增长的拉动没有明显效果。在经济增长理论中，也不存在消费驱动型经济增长的概念，可持续的经济增长只能通过增加生产要素和提高劳动生产率来实现。因此，实证分析结果与理论相符。

2．拉动消费不能成为经济增长的引擎拉动消费，提高消费在经济中的比重，短期内能够提高GDP。但从长期来看，提高消费比例，无疑会降低投资在经济中的比重，从而使得经济增长失去源泉。因此，从长期来看，加大居民消费在经济中的比重不能成为经济增长的引擎。

参考文献

［1］斯蒂格利茨．中国经济增长需要全新策略［J］．中国企业家，2007(6):38－39

［2］尹世杰．略论优化消费结构与转变经济发展方式［J］．消费经济，2011(2):3－9

［3］陈波．居民消费需求拉动中国经济增长的有效性分析［J］．社会科学，2014(7):53－64

［4］许永兵，文晖．我国居民消费与经济增长的实证分析［J］．中南工业大学学报(社会科学版)，2002(3):12－17

［5］徐凤，金克勤．中国居民消费与经济增长关系的实证研究［J］．北京工商大学学报(社会科学版)，2009(3):109－113

［6］刘春义．中国居民消费与经济增长的协整关系检验［J］．首都经济贸易大学学报，2013(3):12－17

［7］徐晓丽，夏成孝．中国居民消费水平与经济增长关系的实证分析［J］．价格月报，2012(4):54－57

篇2

关键词：石油消费 经济增长 关系 协整 分析

前言

纵观我国经济的发展历程，从2002年开始，再一次进入经济周期性扩张时期，2003年我国实行了积极的财政政策及稳定的货币政策，有效的强化了投资需求及消费需求对于经济增长的作用，直到2004年，我国经济持续增长，而通货膨胀情况较为良好，最后实现了经济繁荣的经济周期形态的变化。在该社会形势下，许多能源消耗较高的行业的不断扩张，石油供给与日益增长的消费需求之间产生了严重的矛盾，石油资源短缺及价格上涨成为了必然趋势，也造成了2003年年底至2004年石油紧缺问题。油价不断升高，运输行业的成本也会提高，运力负担巨大，煤电供应紧张。我国资源条件限制，对石油进口较为依赖，国际市场原油价格变化大，直接影响我国的能源价格，使得我国经济的发展受到较大的应先及限制，因此需要对其进行深入的研究，探讨解决能源问题的途径。

一、石油消费的影响因素分析

在我国的能源消费中，石油消费占有重要的比重，其受到较多因素的影响，包括国民经济增长、国家发展政策、行业的产业结构、能源消费结构变化等。

1.国民经济增长对石油消费的影响

在未来的一定时期内，石油作为能源动力，其对于我国国民经济发展依然会具有不可替代性，国家对于石油消费的强度也会受到各个方面的影响，包括国家经济发展状况、经济实力、国民经济增长速度、国民经济发展的能源需求结构等。当国家经济实力较弱时，某些产业的规模较小，该体系中各个产业并没有经济生活中的各个方面，产业的技术水平也较为有限，对石油的消费需求强度较小，但是国家经济实力会不断提高，各个产业的规模的逐渐扩大，对石油的消费需求不断提升；国民经济增长速度的提升，工业生产速的效率不断提升，运输行业的极为繁荣，与之配套的服务产业也会随之发展起来，石油消费需求强度较大[1]。

2.能源消费结构的变化对石油需求的影响

国民经济的发展的过程中，其经济形态会出现重大的变化，从初级的以农业为基础逐渐变化为以工业、服务业等产业为基础，其对于能源消耗量及消费点均会出现变化，即为能源结构出现剧烈的变化。在该形势下，需要在经济总量得到较大提升的基础上，兼顾国民经济可持续发展，重视环境的保护及生态平衡。而投入产出比较低、高污染、且运输成本较高的煤炭需求会不断降低，国家制定的各项环保措施均会提高石油的需求强度。

3.国家发展政策及产业结构变化对石油消费的影响

我国在上个世纪80年代以前，属于工业化进程阶段，国家对于重工业十分重视，国民经济的增长速度和石油产品消费量的增长速度没有显著的差异，但是在80年代之后，国家积极的调整了产业发展方向及策略，较为重视轻工业，不断的满足人们的日益增长的生活需求。直至2000年左右，国家对于石油产品的需求增长速度已经超过了国民经济增长速度。2000年以后，国家产业发展重点集中于汽车工业及环保事业，石油产品的消费增长速度更高[2]。

二、近年来石油消费与经济增长的分析

本文中以1990年至2005年的数据作为研究对象，在这15年之间，中国的经济总量和石油消费都呈现出了较大增长趋势。按照1990年的人民币价格计算，我国的实际GDP由1990年的18549亿元提高至2005年的74511亿元，表明我国的经济增长十分迅速在石油消耗量方面，从1990年至2005年，我国的石油消费量随着经济的发展而不断提升。1990年的石油消费量为16384.8万吨标准煤，到2005年，石油消耗量已经达到了45658.2万吨标准煤，每年平均以5.2%的幅度快速增长。1990年至2005年我国实际GDP及石油消费总量的年平均增长速度为12%，其集中体现了我国进入周期性经济扩张阶段，经济在改革开放以后，出现了第二波增长高峰。石油消耗强度方面，可以将其分为四个阶段，即1990年及1991年，我国石油消耗强度的平均值为0.9吨标准煤；1992年及1993年我国的石油消耗强度平均值降至0.8吨标准煤；1994年至2000年我国石油消耗强度均值为0.7吨标准煤；而2001年至2005年中，除了2004年稍有回升，回到0.7吨标准煤之外，其他年份的石油消耗强度均为0.6吨标准煤。从数据上可以看出我国的石油消耗强度从1990年至2005年均呈现出稳定下降的变化趋势。在石油消费弹性系数方面，1990年至2005年之中均属于上升趋势，其最高值出现在2004年，为1.6。整体上分析石油消费量增长的速度已经逐渐超过了国民经济增长的速度。该15年中石油消费弹性系数大于1的时间有1997年、2002年及2004年；石油消费量增长速度大于国内生产总值增长速度的时间有1997年及2004年，其他时间内尚未出现较为显著的变化规律，整体数据来看，我国石油消费量也在不断的提高。石油消费与国民经济的增长呈现出协整关系[3]。

各个能源的标准煤折算比率为：石油为1.43吨标准煤/吨；煤炭为0.714吨标准煤/吨；天然气为13.3吨标准煤/吨；水能按100年计算发电量，350万吨标准煤/亿千瓦时。

三、总结

多年来我国的国内生产总值和石油消费均出现较大的增长，但是该现象并不能表示中国经济粗放型经济增长方式得到了根本的改变，单位GDP消耗的能源较高，且许多行业的能源利用效率较差，无法满足集约经济发展的实际要求。石油及能源问题逐步演化成我国经济发展的战略国画问题。我国的工业发展、城市化建设的深入、居民消费结构的变化，石油作为高效的能源，其在国民经济中的作用及地位会逐渐提升。但是能源的形势也要求我国积极的调整产业结构、逐步转变经济增长方式，提高各个行业对石油资源的利用效率。

参考文献

[1]刘宏杰.中国石油消费与经济增长关系的时间序列分析[J].东北大学学报（社会科学版）.2008（02）：121-126.

篇3

关键词 经济增长 能源消耗 协整 误差修正

中图分类号：F061.2 文献标识码：A

一、引言

随着经济全球化的发展，使各国经济增长对能源的依赖度越来越高。能源消耗与经济增长的关系已经深刻影响到国家经济发展及其政策的制定。因此，研究经济增长与能源消耗的关系极具深刻的现实意义。

近些年，国内学者对中国能源消耗与经济增长的关系进行了大量实证研究。经过查阅文献，我们把近几年的实证研究的差异特点归纳如下：（1）变量范围选择差异：多数为研究中国经济增长与能源消耗总量之间的关系，也有少数人分地区研究了它们之间的关系，像何宏考虑到东、中、西部发展不均衡用分位回归法来分别研究我国东部、中部、西部的经济增长同能源消耗的关系。（2）运用模型的差异：多数学者用线性模型（主要是协整与误差修正模型）来研究（林伯强，2003年；冯沛运等，2010年；谭冰清等，2010年），也有学者用扩展的生产函数（赵丽霞等，1998年），也有学者用非线性模型（神经网络模型）（苏泽雄，2003年）等。（3）选用变量、变量个数、时间期限及选择的地区不同。特别需要提到的是最近几年，面板数据的使用也扩展到能源消耗的分析中（刘畅，崔艳红，2008年），另外碳排放问题的热点使得研究能源消耗的文献，开始转向能源消耗与环境问题的关系（陈诗一，2009年）。

本文运用协整理论与误差修正模型选择1980年―2009年间的相关指标（GDP，能源消耗总量）进行实证分析，并根据2012年国家统计局公布的2010年GDP最终核实数对2010年能源消费总量进行了预测，以期能够对我国能源生产提供合理的建议。

二、实证方法及数据选取

（一）实证方法。

由于大多数时间序列数据都是不稳定的，使得传统的OLS估计方法可能出现伪回归，并且在20世纪70年代的经济动荡面前预测失灵。因此，由Engle和C.J.Granger提出的协整理论经常被用来检验时间序列变量的长期稳定关系。

协整理论认为：对于两个非平稳的时间序列，若它们是同阶单整的，则这两个向量的某种线性组合可能是平稳的，即这两个向量之间可能存在协整关系，所隐含的意义是两者之间的长期稳定关系。EG两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性，并且其应用较简单实用，本文采用该方法进行协整检验并构建误差修正模型。

由于协整理论只能说明向量间的长期稳定的均衡关系，它并不能反映出变量之间长期均衡与其短期波动之间的关系，以及两者之间短期波动的关系。因此，为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足，误差修正模型（ECM）被多数研究引用。所以本文在Var模型的基础上提出误差修正模型来观察变量间的动态关系，并利用Granger因果检验来判别变量间短期的因果关系。

（二）样本数据选择及预处理。

本文分析所使用的样本数据为1980―2009年的年度数据，数据来源于《中国统计年鉴（2010）》及《2009中国能源统计年鉴》，采用的数据有国内生产总值（GDP，单位：亿元），能源消费总量（TEC，单位：万吨标准煤）。

根据GDP平减指数（1978=100）对GDP进行调整，以得到实际GDP。为了消除异方差，对各变量进行对数化处理，这样既不改变协整性，又能引入弹性的模型参数，更具有理论价值。为方便起见，下文用LGDP,LTEC来分别表示实际GDP，TEC的自然对数值。

三、协整分析与误差修正模型

（一）平稳性检验。

虽然在研究中，DF和ADF统计量是应用最广泛的单位根检验，但是它的检验功效较低，尤其是在小样本条件下，数据的生成过程又高度自相关时，检验功效会被进一步削弱。因此我们在这里使用Elliott，Rothenberg和Stock（1996）为改进DF和ADF检验效能而创立的DF-GLS检验。

我们对LGDP和LTEC序列做线图（见图1、图2），发现二个序列呈现出较高的线性趋势，因此在做平稳性检验时采用带趋势和截距项的DF-GLS检验。滞后期根据SIC原则进行确定，最终检验结果见表1：

表1 单位根检验结果

检验结果显示，时间序列LGDP，LTEC都是非平稳的时间序列，但他们的一阶差分在10%的显著性水平下都是平稳的，因此LGDL与LTEC都是I(1)过程。这样我们就可以对其协整关系检验及建立误差修正模型。

（二）E-G两步法建立误差修正模型。

1、协整关系检验。

首先建立LTEC对LGDP的回归方程，如下：

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

估计后可以得到：

LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt

t=（132.0120） （44.5687）

F=1986.370

这样我们的的残差序列为：

对残差序列进行单位根检验得到结果：

因此上述方程，即：

LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt

体现了能源消费总量与GDP之间存在协整关系（长期均衡关系），协整向量为（8.80,0.59）。这里我们可以看到GDP每增长1%，就要带动TEC增长0.59%，即GDP对TEC的弹性系数为0.59。

2、建立误差修正模型。

为了得到能源消耗总量与GDP之间与现实更加贴近的关系，我们建立误差修正模型，该模型较好地将短期误差与长期均衡联系了起来。

误差修正模型为：

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

其中：Et是协整方程LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt的残差序列。

估计得到误差修正模型为：

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

t=（1.1521）（-1.4706） （2.7959）

0.2698 F=4.8038

我们首先要明确 (LGDP t)的经济含义：

(LGDPt)= LGDPt - LGDPt-1

=ln（GDPt）- ln（GDPt-1）

=ln（GDPt / GDPt-1）

≈（GDPt - GDPt-1）/ GDPt-1

即表示GDP的发展速度。

这样有误差修正模型可知：GDP的发展速度同能源消耗的增长速度存在正相关关系，GDP发展速度提高1%，则会导致能源消耗速度增长0.4058%，这反映了中国经济增长对能源消耗的依赖程度还是非常的高。同时前期误差项会保证短期扰动以（-0.1531）的力度向长期均衡靠拢。

3、预测2010年能源消耗总量。

根据2012年国家统计局公布的2010年GDP最终核实数401513亿元，按不变价格计算，同比增长10.4%。据此我们根据误差修正模型我们可以预测到，2010年能源消耗总量的增长速度为5.5095%，而2009年的该指标的增长速度为5.21%。根据误差修正模型计算的2010年能源消耗总量为323541.6573万吨标准煤，我们根据协整方程计算的2010年长期均衡使用量为322493.2944万吨标准煤，而2010年我国能源消耗总量实际值为324939万吨标准煤，本文长期均衡模型预测误差为-0.75%，短期均衡模型预测误差为-0.43%，两个预测误差在可接受误差范围之内。

四、 结论

1、我国国内生产总值与能源消耗总量之间存在长期均衡关系，且研究发现国内生产总值对能源消耗总量的弹性系数为0.59，即国内生产总值每增长1%，就要带动能源消耗总量增长0.59%，。

2、国内生产总值对能源消耗总量的长期影响程度大于短期影响程度。协整长期均衡模型中两个变量的回归系数为0.5863，而短期误差修正模型中的回归系数为0.4058。

3、短期中，我国经济发展速度每提高1%，将会导致能源消耗总量增速提高0.4058%。

4、通过协整模型与误差修正模型对2010年进行预测发现，2010年长期均衡能源消耗量为322493.2944万吨标准煤，而短期预测值为323541.6573万吨标准煤，两者误差均在1%以内处于可接受误差范围内。

（作者：广东商学院2009级统计学硕士研究生，研究方向：统计应用与经济计量分析）

参考文献：

篇4

［关键词］消费优势；自然资源；经济增长

自然资源是经济增长的“天使”还是“陷阱”？是什么原因使得一些资源丰富的经济体经济增长缓慢甚至倒退？这些问题引起了学者们的极大关注，以至于对这一称作“资源诅咒”问题的研究如火如荼。具有代表性的研究是Matsuyama［1］建立的标准模型，该模型考察了资源部门和制造业部门对经济增长的影响，认为制造业比采掘业更具有“干中学”的特征，自然资源丰裕国家的制造业的学习效应被削弱了。其实采掘业的技术含量不能说是不高的，并且还具有较强的比较和垄断优势，制造业比采掘业更具有学习效应这一假设是有待继续考证的。即使制造业比采掘业多一些学习效应，是否能足以解释“资源诅咒”的根本原因，也存有很大疑虑，看来要想给出具有说服力的解释，还需要另辟蹊径。

究竟是哪些因素导致了“资源诅咒”现象的发生呢？针对这种负相关的现象，研究者们一致在找寻各种合理的解释。Prebisch［2］等人提出中心论，认为在国际分工中，生产初级产品的国家将被沦为“”，一些初级资源丰富的国家，由于贸易条件恶化，经济增长必然落后于制造业国家。这些观点形成了作为“中心-”论。Hirshman［3］通过研究大量的发达和发展中国家的经济史指出，初级资源部门对一国经济增长的影响，取决于该资源部门与其它产业间的关联度，产业与其它产业关联度越强，则将该产业作为出口产业越有利于经济增长，这就形成了所谓的“主要产品陷阱”。也有文献从制度弱化的角度探讨问题的根源，Baland和Francois［4］(527-542)以及Torvik［5］(455-470)的研究指出，资源丰裕国家的寻租行为是导致其经济增长负效应的元凶。另外，Sala-i-Martin和Subramanian［6］的实证研究显示石油和矿物等自然资源诱发贪婪的寻租行为，弱化了一国的制度质量，从而滋生政府腐败，进而对一国的增长施加负的非线性影响。Stijns［7］(107-130)研究认为随着经济的不断发展和国民收入的逐步提高，自然资源产业的优势，导致了采掘业挤占了其他产业的发展空间，从而失去了制造业“干中学”的学习效用，［1］从而致使经济下滑。

是否就是这些因素导致了“资源诅咒”的发生？在行为金融领域，早在19世纪90年代Willims James就提出了注意力异常的现象，即投资者更关注于其所熟知和了解的产业和消费，这使得资本和资源更多的流向了这一领域。将其植于自然资源与经济增长的研究中，我们可否进行大胆假设，即由于大众更多的将人力物力集中于熟知的下游消费产业之中，而往往忽视了上游的自然资源产业领域，这就使得自然资源占优势但对下游产业无暇顾及的国家，经济增长缓慢，从而产生了“资源诅咒”现象，在本文中我们将这一过程称为“消费优势”假说。

为了验证这一假说是否成立，在本文的研究中，我们将运用解析和计量模型对这一假说进行检验，利用截面数据实证检验“消费优势”假说在我国的存在性，希望从全新视角为“资源诅咒”进行诠释。

二、自然资源影响经济增长的经济机理

（一）经济增长与资源的关系

人类拥有两类物质财富：禀赋资源财富与有效劳动财富。有效劳动财富是劳动者通过有效劳动创造的财富，总体说来禀赋资源财富会逐渐减少，有效劳动财富会不断增加。经济增长被定义为物质财富的增长，这其中既包含禀赋资源财富的增长，又包括有效劳动财富的增加，所谓禀赋资源财富增长是指转移到产出中的那部分的增长。禀赋资源丰裕，转移到产出中的那部分就可能多，以现有的计量口径，经济增长就快，因此，禀赋资源的充裕程度无疑是经济增长的重要原因，这一优势在经济发展初期尤为明显。然而，世界上一些资源丰富的国家，如非洲，经济增长缓慢，再如荷兰自然资源部门扩张但制造业却变得萎缩，是什么原因导致“天使”变成了 “魔鬼”？这是因为影响经济增长的因素从来就不是单一的，资源优势仅是财富增长的因素之一，由于其它因素的不作为，削弱了资源优势的发挥，完全可能造成经济状况发展初期强劲，后来逐渐居于劣势的情况。

（二）经济增长与其影响因素

经济增长的源泉是人付出的有效劳动，有效劳动受三个重要因素的影响：人的素质、资本工具效率和影响因素(见图1)，三者的累积是构成经济快速增长的原因。

为了说明有效劳动的变化过程，本文将影响经济增长的因素划分为两个层次：一是基础因素，如劳动力、资本、土地资源等，这些因素的增加可以直接形成经济增长，称为投入要素；二是影响因素，如制度、政治等，以投入要素为载体，通过投入要素效率提高推动经济增长，称为影响因素。在投入要素中，劳动者又是资本工具作用的“载体”，资本工具和影响因素作用于劳动者，通过劳动者形成有效劳动，有效劳动是财富增长的源泉。

在一定的影响因素环境中，投入要素与经济增长正相关，而影响因素与经济增长的关系受时间地域变动的影响，具有不确定性、时效性，有时对增长产生正面影响，有时可能形成负面影响，投入要素和影响因素的作用差异很大。投入要素和影响因素是互相影响的，投入要素左右影响因素的形成，影响因素制约投入要素的发挥。有效劳动是劳动者素质的直接体现，劳动者素质是经济增长最根本的因素；资本工具质量是劳动付出成为有效劳动的杠杆，通过资本工具可以节省单位产出中的劳动付出；制度等健康的影响因素则是形成更多劳动付出及其转化为更多有效劳动的加速器，影响因素可以缩短单位产出中的劳动时间。

（三）“消费优势”假说的作用特征

既然禀赋资源财富的增加不足以解释经济的持续增长，那么经济持续增长的原因何在？市场存在“消费优势”假说，即产业链靠近消费的那一端（下游端）经济体更具有增长优势，“生产的动力不是来自生产本身，而是来自消费，即消费创造着生产的动力”，消费品产业结构和产品结构的不断更新扭转了“边际消费倾向递减”的趋势。“消费优势”是重要的影响因素，它促成了产出――投入循环的转换，促成了财富的重新匹配。产业链附加值在从资源产品到消费产品中的不同分配是各方博弈的结果，大众消费者对产品的依赖程度是均衡点落在何处的重要筹码，大众越迫切需要的消费品生产在财富分配中拥有越大的权重，激烈的竞争迫使消费品产业变成了“有效劳动密集”产业，越迫切需要的消费品，其产业占用越多的有效劳动。有效劳动是财富增长的根本，是博弈的主要依据，正是由于有效劳动的作用，禀赋资源在转移中才会增值，也正是由于有效劳动，劳动者才创造出人们迫切需要的消费品。有效劳动付出有追逐财富的功能，要求得到“体面”的回报，“多劳多得”。财富的匹配青睐于人类的劳动付出，按有效劳动的大小实行“按劳分配”，有效劳动的多少是财富分配大小的标尺，虽然有效劳动的多少受市场因素的影响，但市场因素不会改变决定财富分配的根本依据。发明专利、加工工艺等人类智慧与上苍恩赐的自然资源作用是一样的，都具有实用性、排它性，人类在创造有利于生活产品方面的智慧会在相当程度上削弱主要依靠自然资源优势国家禀赋资源的先天优势。这应验了“资源是世界的人类的”这样一句常理，如果经济增长仅依赖资源优势竞争力是难以维持久远的。资源丰富的中小国家，难以兼顾自然资源优势和“消费优势”，仅靠资源优势，就可能出现经济增速缓慢或下滑的局面。

（四）“消费优势”假说的博弈解析

假若把初级产品的生产国称作企业1，高级产品的生产国称作企业2，最终产品是两个企业分阶段生产的结果，那么两个企业的利润分配就是一个典型的寡头竞争模型。在这里，每个企业的战略是选择价格，支付利润，它是两个企业价格的函数。价格因产量的增加而降低，利润因价格的降低而减少。为分析方便，假设利润对产量的一阶导数大于零，二阶导数小于零。

我们用pi∈［0,∞)代表第i个企业的价格，ci(1)代表成本函数，q=q(p1+p2)代表逆价格函数，价格受产量影响。第i个企业的利润函数为：

fi(p1,p2)=piq(p1+p2)-ci(q)，i=1，2(1)

（p1,p2)是博弈均衡价格，意味着：

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

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

找出博弈均衡点的方法就是对每个利润函数求一阶导数，并令其为零求解。

f1p1=p1q′(p1+p2)+q(p1+p2)-c′1(q)(4)

f2p2=p2q′(p1+p2)+q(p1+p2)-c′2(q)(5)

求解得到反应函数：p1=g1(p2)(6)

p2=g2(p1)(7)

反应函数意味着每个企业的最优价格是另一个企业价格的函数。两个反应函数的博弈均衡点为：P=(P*1,P*2)。博弈均衡点形成过程如图2。

由于两个企业的产品是不同质，不可替代的，消费者对产量已不再感兴趣，质量已没有可比性，对不同企业产品的偏好或依赖程度以及生产这些产品所付出的有效劳动，决定了两个企业产品价格大小的分配策略，人们对下游产品的偏好及投入更多的有效劳动决定了财富向产业链末端倾斜。

图2 价格的过程博弈

图3 不同发展水平国家消费率位置变动过程

(据世界银行经济发展指数数据整理)

（五）“消费优势”假说的统计经验分析

财富增长向纯消费产出倾斜从世界各国的经济变化统计规律也可以得到佐证。表1中的数据分投资性消费和纯消费，投资一般是上游产业的产出，消费一般是下游产业的产出，投资和消费都是产出财富，财富总量是增加的，消费部分以更快的速度增加，而投资部分增加的速度相对较慢，也就是说上游产业产出财富不如下游产业产出财富快。如果两个国家各对应着一个方面的优势，那么就出现财富此消彼长的局面，一些资源供给型国家依赖初级产品生产的增长，财富对应着投资类产品生产，经济增长速度较慢，一些资源贫瘠国家依赖消费类产品生产的增长，增长速度较快。

将不同经济发展水平的国家分类，分为低收入国家LIC、中低收入国家LMC、中高收入国家UMC、高收入国家HIC，发现消费曲线是一条动态的“U”型曲线，并且低收入国家一端消费比例随经济发展下移，高收入国家一端上移（图3）。世界消费财富进一步增大，不发达但有资源优势的国家对应份额不断减少，而这些国家资源财富是有所增长的，这说明低收入国家消费财富份额加速下降，禀赋资源优势被其它国家分享了。

三、实证检验

为了证明 “消费优势”的存在性，本文采用了中国1987―2003年期间有关经济发展数据进行实证。中国推行的是社会主义市场经济模式，各省经济具有一定的垄断自，但不至于阻碍各省间劳动力和商品流动，含有市场经济的特征又兼有世界上一些不完全市场经济国家的特征，因此，中国产业结构变化走势某种程度上可以代表全球的走势。本文数据来源于安格斯•麦迪森著《中国经济的长期表现》。选取的指标是GDP、农业、矿业、制造业、非物质服务业、交通与通讯业、建筑业。直观判断建筑业和矿业远离消费端，与经济增长的关联度相对较小，制造业、非物质服务业和交通与

通讯业关联度应该较大。为了给予验证，建立如下回归模型：

N代表农业，Z代表制造业，K代表矿业，JT代表交通与通讯业，J代表建筑业，F代表非物质服务业。为了防止得出的回归结果出现虚假回归现象，有必要对所选样本进行平稳性检验，如果没有通过检验，说明所选数据不平稳，那么就不能直接用数据去建模，需要对数据进行差分，直到其平稳为止。对数据进行平稳性检验，结果见表2。

从结果中我们可以看出，因变量GDP和6个自变量全都没有通过检验，那么，必须对所选数据进行一阶差分，结果见表3。

自相关检验结果如下：

表6一阶、二阶统计检验结果一阶Obs×R-squared0.0498二阶Obs×R-squared0.0764

从检验结果看出，自相关检验通过检验，说明不存在自相关，回归方程是具有解释力的。检验结果表明，近消费近端产业，如制造业、交通与通讯业对经济更具有增长优势，远离消费端的矿业和建筑业（上游端）对经济增长缺乏优势，与理论分析和直观判断非常吻合。非物质服务业与经济增长的关系与直观判断有出入，那是因为中国在本文数据采集的时间段，人们的生活水平还处在小康初期，生活消费还以物质消费为主，可以预见未来非物质服务业应该是一个增长优势产业。由此也可以说明消费是一个时尚性概念，受时代与发展水平的影响较大。

四、结 论

理论分析和实证检验表明，“消费优势”是自然资源对经济增长作用减弱的根本原因。在经济发展的初期阶段，自然资源优势会发挥主导作用，在经济步入较高水平的大众消费时期，“消费优势”会发挥主导作用，大众生活必需品生产的日新月异是这一优势的典型体现。经济发展初期，一般拥有大量的土地资源和矿产资源等自然资源优势，这些优势会使得生产成本降低，资源主导产业会优先发展；在快速发展期，一般拥有人力、资本工具和影响因素等优势，这些优势会使得生产效率提高，交易成本降低，消费主导型产品会取得优势，并且人力、资本和影响因素作用越有效，增长越持久。从“消费优势”的特点看，把握经济增长的阶段性特点，适时调整产业结构和产品结构是经济可持续发展的关键。“消费优势”对一些新兴经济区具有指导作用，如天津滨海新区和中西部一些地区在发展初期拥有丰富的土地资源，这是第一阶段经济增长的优势，而要保证经济持续快速增长，还应该迅速建立起人力资源、资本和影响因素等第二阶段优势。经济增长的根源是人类有效劳动付出的增加，因此要注意完善机制，挖掘人类的潜能和智慧，提高劳动生产率。经济增长还与产业优势密切相关，应大力研发适销对路产品，抢先确立在这些领域的竞争优势。

主要参考文献：

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［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

关键词：居民消费、经济增长、灰色关联度、吉林省

传统经济增长理论认为，决定经济增长速度与质量的三个主要因素为消费、投资、净出口，它们亦被称为拉动经济增长的“三架马车”。随着我国市场经济不断地完善，国民经济的可持续发展，吉林省消费需求也在逐年呈上升趋势。因此，分析消费与经济增长的关系，对探索吉林省经济增长动力，对政府制定宏观调控政策具有极为重要的意义。本文利用灰色关联度模型理论对吉林省居民消费、投资、净出口与经济增长的关联程度进行了实证分析，进而明确消费、投资、出口对吉林省经济增长的影响作用。

一、灰色关联度模型理论

灰色系统理论是20世纪80年代，由我国控制论专家邓聚龙教授首先提出并创立的一门新兴学科，它是基于数学理论的系统工程学科，是一种解决和处理复杂系统问题的理论。灰色系统理论的应用范畴主要包括灰色关联分析、灰色预测、灰色决策、灰色预测控制等，其中以灰色关联分析研究最为广泛。

（一）根据评价目的确定评价指标体系（比较序列），收集评价数据并确定参考序列

1、设n个数据序列形成如下矩阵：

其中 m为指标的个数．

2、根据评价目的选择参考数据列，记作：

(二) 对指标数据进行无量纲化，形成新的数据序列。

1、采用均值化法对指标数据进行无量纲化

2、形成新的数据序列

（三）逐个计算每个被评价对象指标序列（比较序列）与参考序列对应元素的绝对差值 ，即：

其中k=1，…，m i=1，…，n为被评价对象的个数

（四）确定差序列的极值

（五）计算关联系数与灰色关联度，并作出综合评价

1、分别计算每个比较序列与参考序列对应元素的关联系数．

式中ρ为分辨系数，在（0, 1）内取值，若ρ越小，关联系数间差异越大，区分能力越强。通常ρ取0.5 。

2、计算灰色关联度

各评价对象（比较序列）与参考序列的灰色关联度为：

3、依据各评价对象的灰色关联度，得出综合评价结果。

二、吉林省居民消费支出、投资额、出口额与生产总值的灰色关联分析

根据吉林省生产总值、居民消费支出、投资额、出口额的2000年至2010年的数据（表1）进行灰色关联分析。

（资料来源：吉林省统计年鉴）

（一） 设吉林省生产总值为x0(t)序列，居民消费支出额、投资额及出口额分别为x1(t)、x2(t)和x3(t)，具体数据见表1。

（二）将表1数据进行无量纲化处理，形成新的数据序列见表2。

（三）求对应差序列即：

（四）计算关联系数与灰色关联度

1、计算关联系数

设分辨系数ρ=0.5，分别计算吉林省居民消费支出额、投资额和出口额对吉林省生产总值的关联系数,关联系数序列结果见表4。

2、计算灰色关联度：

根据 分别计算出吉林省居民消费支出、投资额、出口额对吉林省生产总值的灰色关联度分别为：

γ01=0.7977 γ02=0.6119 γ03=0.7365

三、灰色关联度比较分析

通过对居民消费支出、投资额、出口额与吉林省生产总值的灰色关联度分析，我们可以看出在2000年至2010年的十一年间，吉林省居民消费支出与生产总值的关联度为0.7977，投资额与生产总值的关联度为0.6119，出口额与生产总值的关联度为0.7365。以上数据表明吉林省居民消费对吉林省的经济增长比投资和出口对经济增长的影响要大，这充分说明居民消费对吉林省经济增长的重要性。因此，进一步通过宏观调控政策加快拉动居民消费是促进吉林省经济增长的必要条件。

参考文献：

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