消費對經濟增長的作用精選(九篇)

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第1篇：消費對經濟增長的作用范文

關鍵詞：消費；經濟增長；拉動；因素

一、引言

2008年全球范圍內的金融危機起因于美國次貸危機，其影響力是巨大的。這場危機在中國資本市場制造悲觀氣氛，更主要的，中國的經濟是高度外向的，進出口總值超過GDP的40％，以前正是由于美國人借錢消費，消化了中國的過剩產能，從而使美國的金融和中國的制造雙繁榮。現在美國金融危機，必然終結美國人借錢消費模式，中國制造隨之受影響。對中國來說，國內產能將嚴重過剩，財富分配懸殊，國內需求嚴重不足。

在拉動經濟增長的“三駕馬車”中，消費的作用應該是最穩定，同時，消費也是經濟增長的最終目的。這些年來，為外需服務的龐大制造業能力，只要有一部分轉向對內，中國經濟不但可能持續高速增長，而且對全球經濟“過冬”也有積極作用。

二、消費對經濟增長拉動作用的影響因素分析

中國消費對經濟增長拉動作用的潛力還未釋放，政府消費和居民消費都還未完全發揮作用，消費對經濟增長的約束因素還存在，對經濟的拉動作用還受到極大的限制。這主要是以下方面的原因：一是經濟體制方面的制約；二是消費本身的問題，主要是指產業結構的制約。

中國當前正面臨居民消費升級的新時期，特別是進入小康社會后，更要通過產業結構的優化、升級，促進消費結構的優化、升級、不斷提高。從消費結構的升級可以看到，經濟增長對第三產業的發展有越來越強的依賴性，消費升級主要涉及信息產業、社會服務業、房地產業和教育業的發展。隨著人們生活水平的不斷提高，對第三產業的需求將會更加強烈，第三產業蘊藏著巨大的消費市場，J必將成為促進、拉動經濟增長的重要支柱。

第三產業總包含13個行業，各個行業發展不均衡，對經濟增長的作用也各有輕重。究竟哪些行業是重要的行業；是影響第三產業發展的主要行業?下文應用主成分分析的方法，從中尋找第三產業中最重要的幾個行業。

實證所選取的數據是各個行業的增加值占整個第三產業增加值的比重。這13個行業對應13個變量，分別記為x1，x2，……X13，其中X1代表農、林、牧漁服務業，x2代表地質勘探業水利管理業，X3代表交通運輸和倉儲業，X4代表郵電通信業，x5代表批發和零售貿易餐飲業，X6代表金融、保險業，x7代表房地產，x8代表社會服務業，x9代表衛生體育和社會福利業，x10代表教育、文化藝術及廣播電影電視業，x11代表科學研究和綜合技術服務業，x12代表國家機構、政黨機關和社會團體，X13，代表其他行業根據來源《中國統計年鑒(2000)、(2007)》1。表1為主成分分析的解釋總方差的結果。

表1是用于判定所有變量的主分量的個數，其結果是根據特征根大于1的規則得到的主成份。從表1中可以看到，主成分分析將原來13個變量合成為2個主分量，通過導出兩個主分量，使其盡可能對地保留原始變量的信息，且彼此間不相關。兩個主成分的累計貢獻率達到了85.2％。即兩個主成分能夠概括大部分信息，提供了原始數據的足夠信息。其中第一個主成分的方差貢獻率為63.7％，即第一主成分包含的行業是第三產業發展中最重要的行業。解釋了第三產業發展的63.7％。第二個主成分的方差貢獻率是21.5％，即表示第二主成分中所包含的行業解釋了第三產業發展的21.5％。

表2反映了各個主成分的因子載荷矩陣，通過這個系數矩陣可以用各原變量寫出因子表達式，即：

F1=0.751x1-0.681x2-0.902X3+0.980x4-0.950x5-O.656x6+0.485x7+0.967x8+0285x9+0.987x10+0.960x11-0.653x12-0.756x13

F2=-0.127x1+0.692x2-0.408x3+0.135x4-0.120x5+0.710x6+0.304x7+0.227x8-0.875x9-6.292E-02x10+0.175x11-0.721x12+0.366x13

從系數上判斷每個主成分中所包含的主要變量。在第一主成分中，交通運輸和倉儲業、郵電通信業、批發和零售貿易餐飲業、社會服務業以及教育、文化藝術及廣播電影電視業5個行業的系數比較大，分別為-0.902、0.980、-0.950、0.967和0.987，即第一主成分是有這5個變量確定的，而第一主成分又是最重要的主成分。因此，這5個行業最能解釋第三產業的發展。第二主成分中，最顯著的變量包括地質勘探業水利管理業、金融保險、衛生體育和社會福利業、國家機關、政黨機關和社會團體3個行業，系數是0.692、0.710、和-0.875。從第三消費升級情況來看，要提高消費對經濟增長拉動作用，要著力提高交通運輸和倉儲業、郵電通信業、批發和零售貿易餐飲業、社會服務業以及教育、文化藝術及廣播電影電視業5個產業結構的升級和優化。

三、實證結論

首先根據主成分分析的結果，第一主成分的方差貢獻率是63.7％，解釋了大部分的信息。從第一主成分的包含信息就可以看出哪些行業將是最重要的行業。從因子載荷矩陣可以看出，交通運輸和倉儲業、郵電通信業、批發和零售貿易餐飲業、社會服務業以及教育、文化藝術及廣播電影電視業5個行業是第一主成分中系數比較大的變量，分別是一0.902、0.980、-0.950、0.967和0.987，因而也是最能解釋第三產業的發展。

其次是第二主成分，方差貢獻率是21.5％，它所包含的地質勘探業水利管理業、金融保險、衛生體育和社會福利業、國家機關、政黨機關和社會團體3個行業。系數是0.692、0.710和-0.875。

要加強消費對經濟增長的拉動作用，就要抓住消費升級的機會。促進產業結構的升級和優化，從促進經濟的快速健康發展，第三次消費升級更加注重第三產業的發展。從第三次消費升級的情況看，要提高消費對經濟增長的拉動作用，要著力提高交通和倉儲業、電通信業、批發和零售貿易餐飲業、社會服務業以及教育、文化藝術及廣播電影電視業5個產業結構的升級和優化。

第2篇：消費對經濟增長的作用范文

關鍵詞：旅游消費；經濟增長；實證研究

中圖分類號：F2文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2014）07-0001-03

1引言

旅游消費涵蓋了旅游活動的行前、行中和行后的消費等，是指旅游活動引發的一切物質以及服務的消費總和。改革開放以來，我國旅游產業呈現出持續、強勁增長的態勢，國內旅游收入從1994年的1023.5億元增加到2012年的22706億元。目前我國已進行成世界最大的國內旅游市場，對我國的外匯收入、擴大內需、促進就業、推動相關產業發展、促進地方經濟增長等發揮了舉足輕重的作用。

金融危機挑戰，外貿出口出現較大萎縮，我國的投資也受到相應的影響。然而，在消費的構成中，旅游消費所占的比例從2009年的8.24%增長到了2011年的11.70%，對我國內需的擴大產生了重要的貢獻，從而使得經濟的增長更加穩健。在“十二五”規劃、十報告中以及在2014年政府工作報告中都指出擴大內需是經濟增長的主要動力，也是重大的結構調整。并且不同程度的指出把消費作為擴大內需的主要著力點，通過增加居民收入提高消費能力，完善消費政策，培育消費熱點，以及重點發展養老、健康、旅游、文化等服務，落實帶薪休假制度。

國內學者運用向計量分析以及實地調研指出我國城鎮居民的旅游消費對拉動經濟增長有著直接、長期的作用，指出旅游消費和居民收入之間是長期均衡的關系，進一步得出短期內國內旅游消費對經濟增長的拉動作用小于經濟增長對國內旅游消費的推動作用，而在長期內國內旅游消費對經濟增長的拉動作用要大于經濟增長對國內旅游消費的推動作用。國外學者更多的是從微觀的層面提出旅游目的地的食宿、活動設施和關注點等因素對旅游績效有重要影響。

我們在前人的基礎上，以國內旅游消費為切入點，運用多元線性回歸的方法，加入其他影響因素，結合我國旅游發展的現狀，研究旅游消費與經濟增長的相互關系，從政府、市場、居民多角度更為全面地分析旅游消費的增長對于擴大內需從而促進經濟增長方面等的重要意義。

2旅游消費促進經濟增長的作用機理

英國著名經濟學家凱恩斯認為，總需求在決定通貨膨脹、產出和就業等的水平上，對經濟的增長起到至關重要的作用。旅游消費在創造需求、增加供給、引導消費的同時，還能有效促進產業的優化升級、促進我國工業型經濟向服務型經濟的轉型，這也印證了美國經濟學家庫茲涅茨提出的經濟結構的變化理論。就旅游消費對經濟增長的直接產出效應來看，國內旅游消費的發展，對于我國的交通、通訊物流、商貿、金融等相關產業的發展具有巨大的推動作用，除此之外同時引致經濟增長的“繼發效應”。旅游消費的增長能夠有效的吸納我國不同層次的勞動力，根據美國經濟學家丹尼森指出的，勞動的產出彈性大，在經濟增長的核算中具有較大的權重，勞動增加對經濟增長的貢獻相當大，因此就業增加有助于促進經濟發展、提高收入水平，達到致富于民的效果。根據凱恩斯的消費理論，收入的增加有利于增強人民的消費能力、提高人民的消費水平。人民潛在消費能力的釋放，有助于發揮擴大內需的乘數作用，從而形成對經濟增長的“乘數效應”，并且有利于培育新的消費熱點和產生新的消費群體、拓展消費空間以增強我國經濟的內生增長能力，使旅游消費富民、增收的新路徑和促進經濟增長的新引擎。

圖1旅游消費促進經濟增長的良性循環機制在旅游消費的發展對經濟和就業的增長的基礎之上，促使居民收入顯著增加，達到致富于民的效果。因此，對有利于促進居民增加消費數量、提升消費水平、培育新的消費熱點，使旅游消費富民、進而對于我國經濟的發展注入了強大的內生動力，隨之帶來的是經濟結構的調整，促進旅游消費更加完善的發展，最終形成“旅游消費需求增長-就業增加-收入提高-經濟增長”的良性循環。

3實證分析

3.1模型設定及方法

我們將模型設定為：

lny=α+βlnx+ε（1）

lny=α+βlnx+γlnz+ε（2）

lnx=λ+μlny+δ（3）

該模型的被解釋變量為y，解釋變量為x，控制變量為z（z1、z2、z3、z4、z5）。

我們在確定模型（1）后，依次加入控制變量z1、z2、z3、z4、z5，分別進行二元、三元、四元、五元、六元回歸估計得到不同情況下的模型（2），以檢驗現實中多重因素影響下旅游消費對經濟增長的作用，避免多重共線性的影響。模型（1），（3）反映了國內居民旅游消費與經濟增長的相互影響。

3.2數據選取及變量說明

為了研究旅游消費對經濟發展的推動作用，本文在借鑒趙磊和全華（2008）用人均國內旅游消費來衡量國內旅游消費水平，用人均國內生產總值來代表我國的經濟增長狀況的基礎上，根據研究的實際需要，以國內生產總值GDP（億元）作為衡量經濟增長的被解釋變量y，以國內游客的旅游總花費（Tourism Expenditure）作為國內居民旅游消費的衡量指標TC、即解釋變量x。為了全面研究旅游消費與經濟增長的關系，我們還選擇了影響經濟增長的其他因素投資總額、凈出口額、財政支出、勞動力（年底就業人員數）、科技因素（R&D投入）作為控制變量z1、z2、z3、z4、z5。

其中，R2= 0.968902，回歸系數及方程都通過顯著水平為5%的假設檢驗。

lnx= 1.1651lny-5.4662

其中，R2= 0.968902，回歸系數及方程都通過顯著水平為5%的假設檢驗。

通過對模型1的分析，我們可以得到，x對y的彈性為0.8316，即國內旅游消費每增長1%，國內生產總值就會增加0.8316%，這是我國旅游消費對經濟增長推動作用的量化值，表明國內旅游消費對于經濟增長具有正向推動作用。近些年來，隨著我國經濟發展、居民收入水平提高、精神文化需求不斷增長，我國國內旅游消費總額增長迅速，成為擴大國內消費需求、推動經濟發展的新熱點和亮點。

在依次加入投資、凈出口這些控制變量后，得到模型2、3，相較于模型1，旅游消費的相關系數有所下降，這與我國經濟發展方式密切相關，當前我國經濟主要依靠投資、出口拉動，消費特別是國內需求疲軟，而旅游消費作為消費的重要組成部分、增速快于消費總額的增速，雖與投資彈性系數相比較低，但在當前新形勢下對促進經濟增長仍起著積極的促進作用。

繼續加入財政支出這一控制變量后，我們從模型4中可以看到，旅游消費對國內生產總值的彈性系數大于財政支出對國內生產總值的彈性系數，近些年來財政支出的年增長率一直較高，而此結果進一步體現了旅游消費對經濟增長的強勁拉動作用。

根據新經濟增長理論和熊皮特的技術創新理論，我們繼續加入勞動力因素、科技因素分別進行回歸分析，得到模型5、6。在多重因素的影響下，旅游消費仍對經濟增長有著穩定的正向的推動作用，這與旅游消費促進經濟增長的作用機理相一致。

通過多重的回歸分析，我們可以得到，雖然在加入其他影響因素后，旅游消費對國內生產總值的彈性系數有所下降，但一直為正值，國內旅游消費對經濟增長有積極的正向影響。同時，與其他控制變量的彈性系數相比較，可以認為國內旅游消費對經濟增長有較強的拉動作用。

同時，為了研究二者的相互關系，我們得到y對x的彈性為1.1651，即國內生產總值每增長1%，國內旅游消費就會增加1.1651%，這是我國經濟發展促進旅游消費增長的量化值，反映了經濟增長對旅游消費的拉動作用。

4結論與建議

長期來看，我國居民旅游消費對經濟增長具有積極推動的作用，是促進經濟增長的新動力。實證分析結果顯示，隨著經濟的發展，居民收入水平提高，用于旅游消費的比重不斷增大，國內旅游消費總額增長迅速，積極促進了經濟的持續穩定增長。同時，旅游消費還有效促進了相關產業結構的優化升級和發展，誘導產業結構的調整，延長拓展旅游產業鏈。此外，國內旅游消費的發展通過調整就業、提高居民收入水平等渠道間接帶動了相關產業的發展，由此形成旅游消費對經濟增長的“乘數效應”，這些都表明了我國居民旅游消費對經濟增長具有積極促進的作用。但是，當前我國旅游消費尚存在結構不合理、地區發展不平衡、服務體系不完善、城鄉居民旅游消費差距大等弊端，我國經濟對國內旅游消費增長的推動作用大于國內旅游消費對經濟增長推動作用，居民旅游消費對經濟增長的貢獻有待進一步提高。

基于以上分析和結論，我們提出了以下的建議。

第一，從政府的角度來看，把擴大內需作為工作的重點，加快消費政策的創新，提高居民的可支配收入。當前，我國的經濟還未完全擺脫金融危機的影響，要保持經濟的持續發展，必須要靠擴大內需來拉動。而在消費的領域內，旅游居于舉足輕重的地位，對內需的進一步擴大有著十分重大的意義。而旅游消費的主體對象就是居民，只有提高居民的可支配收入，才能提高居民的旅游消費需求。同時，政府可以出臺相關優惠政策，完善養老、醫療等社會保障體系，減少居民醫療等方面的支出，從而提高其可支配收入，完善交通、道路等公共基礎設施建設，增強旅游消費的意愿，增加旅游消費，進而擴大內需，促進經濟的增長。

第二，從市場的角度來看，合理運用市場手段增強我國旅游消費需求的內生增長能力和驅動力。通過挖掘新的旅游景區，加大投資總額，完善旅游的觀光、休息等基礎設施和服務體系來吸引更多的游客，更有效地滿足城鄉居民的旅游消費的需求。推動自然資源與旅游文化的協調發展，逐步形成自然與文化體系融為一體的旅游消費產業鏈，優化就業結構，提高居民收入水平及消費水平的良性循環，從而促進經濟的發展。

第三，從居民的角度來看，采取針對性措施，分別推動各群體的旅游消費。對于高收入群體，他們對旅游消費有更強烈的需求與欲望，可以通過推廣國民休閑計劃以及完善政府機關、單位的帶薪休假制度。而對于低收入或無收入的學生、退休群體，可以通過免門票、半票等優惠政策來鼓勵并擴大旅游消費流量。同時，要發揮好城鎮對農村的“示范效應”和“引領效應”，通過改變他們的消費觀念和消費結構來帶動農村旅游消費的增長，從而使得城鄉旅游消費的協同發展催生更大的旅游消費需求，進而拉動經濟持續穩定的增長。

參考文獻

[1]郭慶廣.旅游消費需求拉動城市經濟增長的成效分析――以武夷山市為例[J].旅游經濟，2012，（8）：1518.

第3篇：消費對經濟增長的作用范文

一般而言，對于一國經濟增長，供給決定的是長期增長，若要考慮短期沖擊對經濟波動的影響則需從需求角度分析。隨著我國經濟的發展，需求總量與需求結構正處于變動之中，關于當前中國經濟增長需要消費主導還是投資主導的討論正如火如荼。事實上，分歧的本質在于需求結構對經濟增長的效率問題。

改革開放以來，我國最終消費對GDP增長的貢獻率雖有起伏，但最終呈現整體下降趨勢，尤其是2002年以來，投資成為主導我國經濟增長的主要動力。當前，我國最終消費對GDP增長的貢獻率均不足50%，低于發達國家的65%以及金磚國家60%的消費水平。雖然我國最終消費對GDP增長的貢獻率在近幾年有所回升，但在收入差距加大，內需不足的背景下，我國最終消費率能否持續擴大還值得商榷，因而，選擇消費主導經濟增長面臨一定約束。同時，投資在融資約束收緊的時刻正變得日益低效，投資的邊際收益正在遞減，且面臨產能過剩的危機。因此，研究何種需求沖擊對于經濟增長更加有效率，對討論中國經濟增長具有現實意義。

二、文獻綜述

消費、投資和凈出口是驅動經濟增長的三大動力。需求結構可從兩個角度分析，一是微觀層面，是指投資、消費、出口三大需求的內部結構，即投資結構、消費結構和出口結構。需求結構的沖擊也是指這三大內部結構的轉型和升級變化所帶來的經濟增長變化。二是宏觀層面分析，是指投資、消費與出口三者的結構關系，對當前我國而言，宏觀層面的需求結構沖擊主要體現在投資、消費與出口比例的變化以及投資與消費和出口的失衡。

從經濟學理論發展的脈絡來看，關于需求結構與經濟增長的研究主要有兩種思路。一是基于跨國比較基礎上，研究不同國家不同發展階段的需求結構演變；二是基于實證角度上的經濟增長核算，研究不同類型需求的效率和對經濟增長的貢獻。

五、結論與建議

通過上文實證分析，本文得出如下結論：

（1）投資主導經濟增長效率低且不可持續，應選擇選擇消費主導經濟結增長。在宏觀需求結構中，消費對于經濟增長的促進作用最大，凈出口與投資次之。在脈沖響應分析中，消費沖擊在初期對經濟增長呈現負效應，但后期呈現正效應，投資在初期對經濟增長呈現正效應，后呈波浪式起伏。因此，短期可以依靠大量投資刺激經濟增長，但這種刺激不具可持續性，且對長期經濟增長有害。基于對于投資主導經濟增長還是消費主導經濟增長的討論，應該選擇消費主導經濟結增長。

（2）從長期來經濟增長看，應大力加強農村消費。在微觀需求結構中，城鎮消費對經濟增長的作用略大于農村消費，但在脈沖響應分析中，城鎮消費對經濟增長負效應時間（約5期）長于農村消費（約3期），并且在第10期后逐漸減緩為0；農村消費對經濟增長影響長度大于城鎮消費，呈周期為7期的周期性起伏。所以，農村消費更能促進長期經濟增長。

（3）減稅可作為促進經濟增長的有效途徑。因為，一方面通過VAR模型看出，政府購買對經濟增長促進作用最小；另一方面，通過脈沖響應函數分，政府購買沖擊對經濟增長影響不顯著，因此，政府購買對經濟增長貢獻是無效率的。同時，政府購買還具有擠出消費的作用，因此，需要通過減稅等措施，減少政府支出，增加消費支出。

（4）適當的、有針對性的投資可在長期增加農村消費，促進經濟增長。但投資沖擊對于農村消費在10期以內呈現負效應，超過10期之后，投資對農村消費具有促進作用，這可能是由于農村基礎設施薄弱、農民收入水平低，增加投資，對于改善農村基礎設施建設，增加農民收入具有促進作用。因此，投資向農村傾斜是促進經濟增長的捷徑之一。

參考文獻：

. Cambridge：Cambridge University Press， 1960.

. Oxford：Oxford University Press，1975.

. Economic Journal， 1983，93（372）：745-762.

[4]SYRQUIN M，CHENERY H B. Three Decades of Industrialization[J]. World Bank Economic Review，1989，3（2），145-181.

[5]孫丹.我國經濟轉軌時期投資需求的規模與效率分析[J].改革，2002（5）：23-27.

[6]王仕軍.發展階段—發展觀—發展戰略——我國消費率低迷問題的形成機理及其解決路徑[J].經濟體制改革，2009（2）：42-45.

[7]紀明.需求結構演進邏輯及中國經濟持續均衡增長[J].社會科學，2013（2）44-53.

[8]卞靖，張柄哲.金融危機背景下我國需求結構調整的政策實踐及啟示[J].當代經濟管理，2013（6）：1-5.

第4篇：消費對經濟增長的作用范文

一、研究方法及數據選擇

（一）研究方法

本文以我國采用的支出法核算GDP的方法為基礎，采用最小二乘法來測算消費、投資、政府購買、凈出口與經濟增長的關系，從而確定最終消費與經濟增長之間的彈性關系，確定消費彈性系數的大小及方向，彈性系數大小說明消費對經濟增長的貢獻大小；彈性系數正負則說明它們之間的變動方向。同時本文分析了居民消費貢獻率、城鎮居民消費貢獻率、農村居民消費貢獻率等指標，并通過江蘇居民消費對經濟增長的拉動百分比指標來反映經濟增長率中有多少是由于消費需求增加而拉動的。各指標的計算公式為：

居民消費對經濟增長的拉動百分比=消費對經濟增長的貢獻率×經濟增長率

居民消費對經濟增長的貢獻率=消費增長額/GDP增長額

城鎮居民消費對經濟增長的貢獻率=城鎮居民消費增長額/GDP增長額

農村居民消費對經濟增長的貢獻率=農村居民消費增長額/GDP增長額

（二）數據選擇

本文選擇區間為1991—2011年度的樣本數據，數據來源于歷年的《江蘇統計年鑒》。通過對江蘇國內生產總值、居民消費及居民消費構成等原始數據的實證分析，統計出GDP增長率、居民消費貢獻率以及居民消費對經濟增長的拉動百分比，以反映自1991年以來江蘇省居民消費對經濟增長貢獻的程度及發展變化趨勢，為進一步研究提供實證基礎。

二、實證分析

（一）最終消費對江蘇省經濟的貢獻率

1.模型估計。本文選擇1991—2011年江蘇省地方生產總值（GDP）為被解釋變量，C、I、G、X-M為解釋變量。GDP為歷年的江蘇地區生產總值，C為江蘇歷年居民消費總額，I為江蘇歷年社會投資總額，G為江蘇歷年政府購買，X-M為江蘇歷年進出口凈額，C0為常數項。所取數據均來自歷年江蘇統計年鑒。

建立模型如下：GDP=aC0+bC+cI+dG+e（X-M）

利用Eviews軟件對上式進行最小二乘法估計結果如下：

t值

F=1104.572 S E=0.016160D.W=1.677

R2=0.992994

2.參數檢驗。（1）參數檢驗。經查表t檢驗在a=0.05顯著性水平下全部顯著通過；F檢驗顯著通過，方程擬合度較高，達到0.992994。

（2）異方差檢驗：異方差是指隨機干擾項序列存在異方差性，典型的異方差檢驗方法是懷特（while）檢驗，經檢驗：P>0.05，因此應接受不存在異方差的原假設，故不存在異方差。

（3）自相關檢驗：德賓一沃特森檢驗法。經查表：在0.05顯著水平下，Du（1，57）﹤DW（1.677）﹤4-Du =2.323，所以在0.05顯著水平下，認為模型無序列自相關。

3.模型的經濟含義。b=1.912說明消費每增加1%時，江蘇GDP增加1.912%，c=3.56說明投資每增加1%時，江蘇GDP增加3.56%，d=1.096說明政府購買每增加1%時，江蘇GDP增加1.096%，0.172%說明進出口每增加1%時，江蘇GDP增加0.172%。

4.結論分析。消費是經濟增長的原動力，只有消費增加了企業才會增加投資，增加原材料及人才的需求，從而促進就業提高居民收入，居民收入提高又會增加消費從而使經濟進入良性循環。實證結果表明江蘇消費對經濟增長的彈性為1.91，比私人投資要低。證實了江蘇面前的經濟增長仍然主要靠投資推動，消費的推動作用不夠明顯。所以應探索調整產業結構，提高居民人均可支配收入的途徑，進一步刺激消費。

（二） 江蘇居民消費對經濟增長貢獻率的測度結果及分析

1.江蘇居民消費對經濟增長貢獻的測度結果。根據本文提出的指標和計算公式，江蘇城鄉居民消費對經濟增長的測度結果（如下表所示）：

2.測度結果分析。（1）江蘇省農村居民消費對經濟（GDP）的累計貢獻率分析。居民消費對GDP 增長的貢獻率平均為27.33%。其中，城鎮居民消費的貢獻率平均為20.03%，占居民消費對 G D P 貢獻率的73.28%；農村居民消費對 G D P 增長的貢獻率平均為7.30%，占居民總消費對貢獻率的22.72%。其中1994年-1996年國家實行重大匯改政策，農村消費貢獻率一度超過了城鎮居民消費貢獻率，更進一步說明本文測度結果的準確性。其余年份均是城鎮居民消費貢獻率大于農村消費貢獻率，即城鎮居民消費的拉動作用要高于農村居民；而近幾年農村居民消費貢獻率明顯低于城鎮居民消費貢獻率，說明在近幾年的擴大內需的政策下，對城鎮居民的刺激效果比較明顯，對農村居民消費刺激較弱。

（2）城鎮居民消費對 G D P 增長的貢獻率和居民消費對GDP 增長的貢獻率變動軌跡基本一致，而農村居民消費對GDP增長的貢獻率一直都偏低，1998年、1999年為負值，主要原因是當時實行緊縮性經濟政策導致消費下降出現負增長。2003年、2004年也出現負值，原因是2003年我國出現“非典”疫情，導致經濟下滑，消費水平下降。總體來說農村居民消費沒有充分發揮其對經濟增長的作用，有效需求嚴重不足。

（3）1991- 2011年居民消費對經濟增長的拉動百分比，即居民消費對經濟增長的貢獻基本呈上升趨勢，但是上升趨勢不明顯，部分年份還出現下滑，總體上維持在4%附近，說明居民總消費對經濟增長的拉動作用一直不夠明顯，沒有體現其為經濟增長的原動力地位。

三、小結

第5篇：消費對經濟增長的作用范文

影響經濟增長的因素是多方面的，其中能源是經濟、社會發展的基本約束條件，是社會發展的核心與動力，是可持續發展的物質基礎，能源與經濟發展的關系將直接影響到社會的發展。近年來，經濟的快速發展，能源的消耗量增加，能源的安全問題日益成為制約經濟發展的因素。因此，對于能源與經濟之間的關系分析受到各界學者的長期關注。能源消費與經濟增長之間存在較強的關聯性。特別是經過上個世紀的能源危機之后，能源與經濟的增長更是受到國內外學者的廣泛關注。于超等采用灰色關聯方法分析經濟與能源之間的關系，得出我國經濟增長與能源消費之間有很強的相關性；黃玲以福建省為例采用單根檢驗與格蘭杰驗證，得出經濟增長與能源消費之間有很重要的雙相關關系；國外學者Paul and Bhattacharya通過對印度研究發現能源消費和經濟增長之間存在著雙向因果關系；Mustafa Balat通過對土耳其能源消費與經濟的增長研究發現，隨著經濟增長和國內能源資源的利用，土耳其的能源產出只能滿足27％的能源需求。

吉林省是我國重要的老工業基地之一，是一個能源消費大省，經濟發展對能源需求具有很大的依賴性。因此，確定經濟增長與能源消費之間的雙向定性關系，對于吉林省能源與經濟產業結構的宏觀調控具有一定的意義。本文以吉林省為實證研究對象，對影響吉林省經濟發展的因子進行了篩選，結合吉林省能源與經濟數據，采用定性與定量的方法分析了吉林省能源消費總量與經濟關系。利用C-D生產函數(柯布一道格拉斯形式)分析了能源消費對經濟增長的影響及貢獻率。

二、吉林省能源消費與經濟增長的定量分析

以往的能源消費和經濟增長的預測研究中都是以時間序列的預測為主，主要采用線性回歸、模糊數學、灰色理論等方法進行預測，缺少對能源消費源和經濟增長動力因素的研究。因此，當社會發展較快時，單純利用時間序列而不考慮機理的預測就很難滿足實際要求。本研究從能源消費的根源和經濟增長的動力為出發，利用C-D生產函數，得到吉林省能源消費和經濟增長的雙向關系函數。這對于相關領域的研究具有借鑒意義。

(一)吉林省能源消費對經濟增長貢獻分析

能源消費是促進吉林省經濟增長的主要因素之一。通過對吉林省1980-2005年能源消費量和GDP進行擬合可以看出，能源總量與經濟總量之間存在著較為密切的對應關系(R2=0.845)。經濟增長對能源有必然的需求，是經濟發展的動力源泉。能源的投入是經濟增長的活力，當經濟發展的其它條件具備時，必須有能源提供動力才能夠運轉。因此，沒有能源的發展經濟的發展也將寸步難行。

但經濟增長總量與能源消費量之間并不是簡單的線性關系。這主要是因為能源是經濟增長的重要因素，不是唯一的因素。經濟總量的增長還受能源外其他因素影響，如勞動力、固定資產投資、技術的進步等，這些都是影響經濟增長的重要因素，與經濟增長都有著密切的聯系。但無論其他因素對經濟增長的影響大小，能源都是經濟增長必不可少的條件。同時，經濟增長也加大了能源需求，尤其是在經濟快速發展的時期，經濟的增長對能源具有較強的依賴性。

從吉林省的實際出發，作為集中考慮能源對經濟增長的影響，本研究假定生產的技術水平在短期內不會發生較大變化，且經濟增長主要有社會固定資產投資和能源消費利用驅動。經濟增長和能源消費分別采用國內生產總值、能源消費總量進行衡量；能源消耗定義為單位GDP所需要耗費的標準能源并假定不變；而且，經濟增長、能源消費和資本的關系均滿足C-D生產函數(柯布一道格拉斯形式)。

GDP=AKαBeγ

其中，A為生產技術水平，K為全社會固定資產投資，E為能源消費總量，A，a，β，γ為未知參數。兩邊取對數，方程變化如下：

In(GDP)=αln(K)+βln(E)+γ(2)

其中，γ=In(A)+λ是個常量。利用1980-2000年的數據訓練方程，得到如下函數關系：

In(GDP)=0.855761n(K)+0.12411n(E)+10.25476

(3)

從圖1可以看出，方程的擬合判決系數是0.986，1980-2000年經濟增長與能源之間的關系擬合程度較好，這說明經濟增長與能源消費總量之間存在較為密切的聯系。通過利用2001-2005年數據進行驗證(圖1，b)，驗證方程的擬合判決系數是0.992，這說明建立的函數關系合理。該方程能夠在一定成度上反映經濟與能源之間的關系。

能源消費對經濟增長的貢獻翠具有一定的動態性，為J，計算能源消費對經濟增長實時的貢獻率，本研究設計了以下公式：

Pe=(Ker)／GDP

(4)

其中Pe為能源對經濟增長的貢獻率，AKe為一定時期能源消費增量，r為一定時期內平均年能源產出率(元／kg)，

GDP為一定時期內經濟增量。

利用1980-2005年資料，得到了吉林省能源消費對經濟增長的實時貢獻率。從圖2可以看出，吉林省能源消費對經濟增長的貢獻率呈逐年減小的趨勢，這說明能源消費在促進經濟增長方面的作用逐漸被其它因素所取代。但是能源消費對于經濟增長仍具有重要作用。

(二)經濟增長對能源的消費需求

經濟增長是能源消費的主要推動因素，也是能源需求和發展的主要推動力量，經濟的快速增長是能源消費量增加的唯一因素。經濟增長加大了能源需求，能源使用量的增加，新能源的開發利用不夠，能源逐漸成為經濟增長的約束性因素，因此，確定在一定經濟發展環境下的能源需求十分重要，本研究利用公式(5)分析預測特定經濟增長條件下對能源的需求量。

E=QGW

(5)

其中，E為能源消費總量，G為GDP，Q為其它能源消費來源，如取暖等，就吉林省的取暖能源利用數值來看，多年來變化不大，基本是個定值。兩邊取對數得如下方程：

In(E)=Win(G)+e

(6)

In(E)=0.231n(G)+6.62223

(7)

利用吉林省1980-2000年數據進行計算，得到能源消費量與經濟增長的關系函數方程(7)。從圖3中可以看出，方程(7)的擬合判定系數為0.7862，說明擬合效果較好。通過選取2001-2005年進行驗證(圖3，b)，圖中擬合判定系數為0.907，表明該函數關系方程合理，可以用來預測吉林省未來能源消費量，為吉林省能源宏觀調控政策服務。

三、結果分析與結論

(一)經濟增長與能源消費之間存在較為密切的聯系，能源是促進經濟增長比較重要的因素，但能源對經濟增長的貢獻率逐年下降。

第6篇：消費對經濟增長的作用范文

關 鍵 詞：消費；投資；經濟增長

中圖分類號：F830.59 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2012）05-0013-05

一、文獻綜述

消費、投資、出口是拉動我國經濟增長的三駕馬車。2008年爆發的國際金融危機， 使世界經濟遭受重創，我國也不例外。我國的GDP增長率由2007年的14.6%到2008年的9.8%再到2011年的9.2%，下降了5個百分點，出口企業面臨的形勢日益嚴峻，以出口為代表的外需帶動經濟增長模式已不可持續，擴大內需將是我國經濟轉型改革的方向。如今金融危機尚未完全消除，再加之歐洲債務危機蔓延，世界經濟復蘇仍未明朗。因此，對國內消費、投資與經濟增長的研究顯得很有必要。

西方國家對經濟增長的研究主要有哈羅德-多馬模型、新古典增長模型、劍橋增長模型和內生增長模型（如羅默模型、宇澤弘文-盧卡斯模型和格魯斯曼-赫普曼模型等），它們主要是對資本與經濟增長的關系以及外加技術進步、人力資本等因素進行深入論證。目前，國內的文獻主要集中在三個方面，分別是消費與經濟增長、投資與經濟增長以及兩者對經濟增長的共同影響研究。黃賾琳等（2012）基于消費總量和消費結構的視角，用脈沖響應分析方法分析了消費和經濟增長之間的相互影響，但是沒能量化這種影響的程度。 [1] 任歌（2011）從東、中、西三大地區固定資產投資與經濟增長的關系出發，引入區域基尼系數指標， 運用協整理論建立兩變量模型分析了東中西部的差異。 [2] 孟昊（2006）建立了GDP與消費、投資的簡單計量模型，雖然擬合優度很高，但存在的自相關問題并沒有解決，結論缺乏信服力。 [3] 李占峰等（2009）通過聯立方程模型對三大需求及滯后項和經濟增長分別加以分析， 雖然論證了它們之間的相互影響，但也沒有消除自相關問題。 [4] 彭勁松（2004）描述性分析了重慶市最終消費和投資對區域經濟增長的影響和貢獻，提出加快產業結構調整、優化消費政策組合等擴大內需的政策。 [5] 王小魯等（2009）通過對資本、人力資本兩要素以及以科技投入、城市化率、消費率等8個衡量生產率貢獻的指標建立擴展了的盧卡斯內生增長模型， 詳細論述了各要素對經濟增長的貢獻， 但其DW值卻處于無結論區域， 最后指出行政管理成本的膨脹和消費率的持續下降是重要的兩個內在因素。 [6]

目前國內文獻大多是將消費或投資與經濟增長進行單獨分析， 而綜合三大需求分析的大部分文獻都沒有解決模型的自相關問題，從而使結論不全面、不可靠。本文結合目前世界經濟形勢，主要聚焦于國內市場，將出口視為外生變量，根據我國消費和投資的現狀，建立合理模型，研究如何由目前的粗放型增長模式向集約型增長模式轉變， 旨在發現問題并提出有效策略建議。

二、我國消費和投資的特征

（一）三大需求總量及構成情況

從國內生產總值的構成情況來看， 最終消費和資本形成是我國經濟增長的主體，凈出口份額很小。雖然消費和投資份額在逐年遞增，但投資的增長速度更為迅猛。2001年我國的GDP總量為10.9萬億元，2010年增至39.4萬億元，十年間經濟總量翻了三番。在此期間，消費增加了2倍，而投資增加了4倍。值得注意的是，2010年我國投資總量為19.17萬億元，首次超過消費支出成為三大需求中第一大主體，這與我國刺激國內經濟發展的一系列政策有關，如4萬億投資計劃和稅收優惠政策等。與此同時，國內物價水平上漲，民營企業經營成本上升、資金短缺，政府投資的擠出效應明顯。

從我國的GDP構成比例看（見表1），消費和投資占經濟總量的比重約為95%，凈出口率在金融危機后快速下挫， 由2007年的8.8%下降至2010年的4%。一般而言，以發達國家為代表的成熟市場的消費率均維持在75%～80%之間，世界各國消費率的平均水平也維持在60%左右， 而我國僅2001年和2002年可以說達到世界平均水平， 之后逐步下降，2010年達到最低值為47.4%， 被投資率48.6%所超過。進入20世紀以來，我國依靠投資拉動經濟增長的方式非常明顯。在增量部分中，投資依然是推動經濟增長份額中最為強勁的需求，消費需求缺乏活力，國進民退步伐加快，投資主導型增長機制特征顯著。

（二）三大需求的貢獻分析

總量構成情況不足以描述各要素的短期變化狀態， 本文采用國民收入法中的貢獻率和貢獻度指標來描述消費、投資的變動。其中：

貢獻率=ΔC（或ΔI、ΔNX）/ΔGDP×100%

貢獻度=貢獻率×ΔGDP/GDP0×100%。

其中，ΔC、ΔI和ΔNX分別為投資、 消費和凈出口的變化量，ΔGDP為GDP的變化量，GDP0為GDP基期的數值。

從圖1可以看出，最終消費在2001年的貢獻率為50.2%，之后各年依次減少，2008年和2009年雖然表現出逆轉趨勢但消費貢獻增長缺乏后勁，2010年繼續維持下降趨勢。投資貢獻比較平穩，各個年份有漲有跌， 平均維持在50%左右，2009年由于我國4萬億投資計劃和進出口貿易嚴重失衡， 投資貢獻率高達91.3%，我國對投資的控制力度相當平穩。凈出口的貢獻率波動幅度比較大， 受國外市場環境因素的影響明顯， 并且與GDP增長率的關聯度很強。總體來講， 投資是本世紀以來我國經濟增長中最活躍的因素， 同時消費的貢獻率和貢獻度逐年下降， 消費需求促進經濟增長的內在機制仍未建立起來，消費本應有的份額被投資擠占， 受不可預見因素的影響較大。

（三）消費和投資的結構變化分析

最終消費支出包括居民消費支出和政府消費支出兩部分， 其中居民消費支出又分為農村居民消費和城鎮居民消費。單從消費支出方面來看，無論是農村居民和城鎮居民消費， 還是政府消費支出都呈現穩步增加態勢， 三者構成比例分別由2001年的1∶2.1∶1.1到2010年的1∶3.3∶1.7，可以看出城鎮居民消費的增長幅度最大，政府消費次之，增長最慢的是農村居民消費，城鎮居民消費占比超過50%成為最終消費支出的第一大主體，這與我國的城市化程度擴張和農村人口涌向城市的背景有關。雖然我國已進入小康社會， 人均GDP或者是人均收入都大幅提高， 但是農村和城市收入水平不斷擴大已成為不容置疑的事實， 城鄉名義收入差距由20世紀80年代的1.8～2.3倍， 擴大到21世紀以來的3.3倍左右。我國出臺的縮小城鄉收入差距的措施在一定程度上是有效的，它使收入擴大的增加趨勢日益平緩， 但仍未阻止收入差距擴大的趨勢。 這也可能是受農村傳統的消費觀念和內部分配結構不平衡的影響。

通過對比居民消費支出結構，我們發現農村居民和城鎮居民存在著顯著的差異：（1）雖然食品類支出分別占城鄉居民消費的最大比例，但就2009年來說，農村居民的食品類比重為40.7%，而城鎮居民僅為29.4%， 可見農村居民的大部分支出是用來解決溫飽問題；（2）居住類、醫療保健類、交通和通信類、文教娛樂類等支出總量都在增加，城鎮居民的增速更快，但總體比例比較穩定；（3）金融服務類如銀行中介服務和保險服務支出，城鎮明顯高于農村，金融服務還未在農村廣泛推廣，在高檔次的消費領域中農村表現得相對落后。

資本形成總額包括固定資本和存貨兩大部分，近十年來固定資本平均占比為95%； 而存貨僅為5%。2007～2008年世界金融危機的爆發導致外部需求銳減，國內企業產品積壓，造成存貨比重增加，在我國采取一系列擴大內需政策后，存貨又回到正常的水平上。這說明自1992年確立社會主義市場經濟體制以來，我國由計劃經濟向市場經濟的過渡比較成功，企業已成為市場的主體，其產品的供給結構基本上實現了以市場為導向，滿足了多元化市場的需求，產品的競爭力進一步加強，銷售率大幅提高，存貨只占很小份額，抗風險能力逐步增強。在投資的行業結構中，建筑業和設備制造業是投資支出的主體，占全部投資的90%以上，結構分布不合理且低水平的重復建設現象普遍，投資的快速增長超過了資源的負擔能力。另外，投資結構失衡導致物價上漲，通貨膨脹壓力增大，居民的幸福指數并沒有因為經濟總量的增長而得到改觀。完善基礎設施建設，發展各類服務業，提高金融發展水平，將會是近幾年國內改革的重點。

三、實證分析

本文引入Uzawa（1965）和Lucas（1988）所研究的模型， 即宇澤弘文-盧卡斯內生增長模型（The Uzawa-Lucas Model）。 他們構建的生產函數可以簡化為：

Y=C+Ik=AKα（uH）β （1）

其中，Y為總產出，C為消費，IK為物質資本投資，H為人力資本，u是生產中人力資本所占的份額，α（0≤α≤1）和β（0≤β≤1）分別為各部分產出中物質資本和人力資本的比重。

模型（1）兩邊同時取對數，得到：

lnY=c+αlnK+βln（uH） （2）

為了更深入地研究驅動經濟增長的因素，加入科技研發支出、產業結構、城鄉收入差距等指標，參考王小魯等（2009）人的研究思路，采用時間序列分析方法，將模型（2）進一步擴展為：

lnYt=c+β1lnKt+β2lnHt+β3lnRDt+β4URt+β5ISRt+β6IDRt+β7Ct+β8Ct2+εt （3）

Yt表示GDP總量；Kt是固定資產投資；Ht是人力資本，定義為勞動就業人口；RDt（R&D）是研究與試驗發展經費支出；URt是城市化率，定義為城鎮人口占總人口比重；ISRt是產業結構指標，用第一產業產值占比代替；IDRt為城鄉收入差距，定義為城鎮人均收入與農村人均收入之比；Ct是最終消費率，由于消費率是適度指標， 這里把消費率及其平方作非線性處理；εt是隨機誤差項，滿足E（εt）=0和Var（εt）=σ2的假設。為了直接反映URt、ISRt、IDRt、Ct對經濟增長的影響，故沒有將這些變量取對數。

這里選用我國1995～2010年的相關數據，運用Eviews6.0對（3）式進行OLS回歸，結果如表2所示。

從以上結果可以看出，方程1直接對模型（2）進行回歸， 各系數t值和擬合優度很高， 但DW為0.769，存在著正自相關，加入AR（1）項后DW為1.349，處于不確定區域，無法解決自相關帶來的偏差。方程2是對模型（3）回歸，模型擬合程度比較好，但R&D支出、城市化率和產業結構這三個變量的系數不顯著，分析其原因可能是變量間存在著多重共線性。通過依次剔除不顯著變量，我們得到方程的最終結果，各系數t值非常顯著，Adj.R2達到0.999，且F值很大，DW為1.940，不存在自相關問題，該方程具有現實指導意義，表示如下：

lnYt=-47.118+0.426lnKt+5.615lnHt-0.098IDRt-27.523Ct+22.628Ct2 （4）

方程（4）表明：（1）人力資本投入對經濟增長的貢獻最大，人力資本每增加1個百分點，可使GDP增加5.615個百分點。（2） 資本形成對GDP的長期影響為正， 投資每增加1個百分點， 將帶動GDP增加0.426個百分點。（3）城市化率、產業結構和城鄉收入差距之間確實存在著共線性問題，這些指標集中反映在IDRt的系數上，該系數為負說明城鄉收入差距的加大不利于經濟的持續增長，收入差距增大1個百分點， 將會使GDP減少0.098個百分點。（4）R&D經費支出對促進經濟增長的作用并不顯著，可見R&D投入在我國總量低且結構不合理， 激勵機制不健全， 創新意識不足， 和發達國家R&D投入3%的產出彈性相比相差甚遠。（5） 消費率及其平方項系數顯示，消費率對生產率的影響是一條U型曲線， 存在最低值60.8%， 即消費率在我國越接近60.8%，對經濟增長的效果越差。例如2010年我國的消費率為47.4%， 當消費率增加到60.8%的過程中對經濟增長的影響可能是負面的，但如果繼續增加將會推動GDP的快速增長。

四、脈沖響應分析

為了進一步考察消費、投資與經濟增長的相互影響關系，本文又選取我國1990～2010年的GDP、最終消費、資本形成、CPI四項指標數據，分別用Y1、Y2、Y3、Y4表示，然后取自然對數建立四變量的VAR（4）模型。AR根圖顯示全部特征根的倒數值都在單位圓之內，表明VAR（4）模型是穩定的，可以進行脈沖響應分析。下面分別給各變量一個正標準差單位信息沖擊，得到產出、消費和投資的脈沖響應函數，如圖2、圖3、圖4。

從圖2可以看出，在本期給產出一個正標準單位的信息沖擊后， 脈沖值在第3期對經濟增長的沖擊效應達到最大響應值0.061，之后開始慢慢變小，直到第6期以后才趨向平穩。 表明經濟增長受到自身沖擊后，產生了同向變動，并且該沖擊具有明顯的持續增長效應。 在本期給最終消費一個正標準單位沖擊后，經濟增長立刻反向變動，在第5期達到最低值-0.057，從第6期開始反向趨勢逐漸減弱，但依然穩定在橫軸以下。 這說明當期消費的增加并沒有對經濟增長產生正面影響， 從第2期開始就一直對經濟增長起著抑制作用， 消費的增加在長期內對經濟增長不具有可持續性，反而效果更差。在本期給投資一個標準單位的正向沖擊后，產出開始逐漸增長，在第4期達到最大值為0.033，之后基本上趨于平穩。投資具有滯后效應，雖然并不能在短期內迅速提高產出，但其長期的經濟增長支撐效用則相當明顯，可見投資確實在長期內穩定地拉動著經濟增長。當產出受到CPI的正標準單位沖擊后， 其反應基本上與消費沖擊相同，基本上是完全負相關，即CPI的上升給經濟增長帶來長期阻礙作用。

如圖3所示，在本期給產出一個正標準單位的信息沖擊后，消費開始迅速上升，在第3期達到最大值0.047，從第4期開始呈緩慢遞減趨勢。表明最終消費受到經濟增長沖擊后，產生了同向反應，而且短期內效果明顯，長期中也具有可持續性。當給消費自身一個正的單位沖擊后，當期達到最大值0.014，之后開始變小，從第3期開始效果變差，之后一直保持著負向反應。可見消費對自身的脈沖值反應短期內有效，在長期中不具有可持續性并產生相反的效果，本期消費增加在一定程度上擠占了未來消費。在本期給投資一個標準單位的正向沖擊后，消費開始逐漸同步增加，直到第9期達到最大值0.03，之后表現也比較平穩。投資沖擊給消費帶來正向作用，這種作用隨著時間的推移而變得更加有效，在長期內具有顯著的可持續效果。 給CPI一個正標準單位沖擊后，最終消費迅速表現為反向效果，直到第8期達到最低值-0.08， 之后反向作用慢慢變小，CPI對消費增加將產生持續的削弱作用。

從圖4可以看出，在本期給產出一個正標準單位沖擊后， 投資迅速增加， 在第2期達到最大值0.079，從第3期開始遞減，在第6期以后保持平穩水平。表明經濟增長對投資具有正向反應，短期內效果顯著，長期中對投資的促進作用具有可持續性。投資受到消費一個標準單位的信息沖擊后，第1期反向效果就很顯著，在第6期達到最低值-0.073，之后雖有所好轉但依舊維持著反向變動態勢。可見，消費對投資無論在短期還是長期都具有阻礙作用，消費的增加將引起投資的持續減少。當投資受到自身的正標準沖擊后，產生的是正向效果，脈沖值在第7期達到最大值0.041，之后小范圍震蕩并保持平穩。投資對未來投資的影響有顯著的促進作用，在長期中也具有可持續性。給CPI一個單位的正向沖擊后，投資迅速反向作用，在第6期達到最低值-0.128，隨后抑制作用變弱，但仍然是負面影響。CPI上升對投資產生持續的阻礙作用。

從脈沖響應分析結果可以得出， 經濟增長有助于促進最終消費和投資的持續增加， 投資的增加從長期也能帶動消費和產出水平的上升。但反過來，本期消費的增加卻不利于投資和產出的增加，而且在長期中具有阻礙作用。CPI上升對消費、投資和經濟增長都表現出明顯的阻礙作用， 將CPI控制在較低水平對整個經濟系統會更加有力。 經濟增長和消費受到沖擊的脈沖響應函數較為類似， 說明兩者的變動存在高度的相關性，變動軌跡也趨于一致，這與現實狀況相符合。

五、主要結論和建議

本文通過對我國消費、 投資與經濟增長的相關數據進行描述性統計和實證分析， 主要得到以下結論：（1）在三大需求構成中，消費和投資占據主體地位， 在對經濟增長的貢獻中， 投資是最活躍的因素，而消費缺乏活力；（2）人力資本對我國經濟增長的效果最為顯著， 投資對經濟增長具有長期拉動作用， 消費率存在臨界值60.8%，且越偏離此臨界值越有利于經濟增長， 城鄉收入差距的擴大不利于經濟可持續發展；（3）消費、投資與經濟增長之間的影響是互動的，產出和投資增加無論對自身還是其他兩者都具有顯著的促進和持續增長效應， 但消費的增加卻不利于投資和產出的增加，同時，CPI上升對經濟系統產生的完全是負面影響。

針對本文的分析結果，為了更好地處理好消費、投資與經濟增長的關系，提出以下建議：

1. 保持投資平穩增長，優化投資結構。我國由投資主導型國家向消費主導型國家轉變是一個長期的過程。從目前狀況和世界經濟形勢來看，未來幾年我國仍然會呈現投資主導的特征， 投資對經濟增長的影響比消費更具有中長期特征。 雖然投資對我國經濟的貢獻日益增大，但其結構并不合理，建筑業和制造業占據著90%以上的份額。政府應鼓勵和支持企業和私人投資，讓市場成為經濟調節的主體，減小政府大規模投資帶來的擠出效應。從產業結構角度，應減少產能過剩行業的投資，向基礎設施建設、先進制造業和服務業進軍，創造良好的社會環境。

2. 努力增加城鄉居民可支配收入，提高居民購買力。消費在現階段缺乏活力主要是受低收入水平的限制，我國人均收入在世界范圍內排名還很靠后。提高勞動者工資水平，降低企業和個人納稅，這樣既能提高勞動者工作熱情以推動經濟增長，又能穩定消費預期并保持消費持續增加態勢。

3. 建立健全社會保障體系， 調整社會收入分配格局。政府應努力推進住房、醫療、教育體制改革，尤其是要加大對農村轉移支付的力度，保證城鄉低收入群體能夠享受到“最低生活保障”。同時，應完善農村基礎設施建設，增加對農民的補貼，加快農村保險體系的構建。推進稅制改革，對低收入者免稅或減征，實行按勞分配和按生產要素分配并重，以縮小社會貧富差距。

4. 加快人力資本形成，增加就業。人力資本對促進我國經濟增長的作用顯著，增加就業崗位，吸收潛在勞動者創造價值，并加強對勞動者技能培訓和知識教育，可以有效提高整個社會的生產效率。同時，政府和企業應提高R&D投入水平， 將科研成果真正應用于生產過程之中，培養創新意識，有效發揮人力資本的優勢。

5. 保持物價基本穩定，營造良好消費環境。物價上漲對消費、投資和產出水平的提高均具有負面影響。穩定物價就可以穩定消費者預期，在收入水平提高時消費必然會增加。需要指出的是，雖然消費率的提高在短期內效應不明顯，很可能是由當期消費不足和當期消費擠占未來消費的原因所致，但是當消費能保持平穩增加，根據本文的分析結果，當消費率提升至60%以上時， 消費的經濟增長效應才會顯現，而且會呈現出加速增長效應。

6. 加快金融業發展步伐，以金融支持經濟發展。金融是現代經濟的核心，金融市場的發展程度往往決定著一個國家經濟實力的強弱。銀行業、證券業和保險業為實體經濟運行提供了融資支持，也在相當大程度上分散了經濟危機帶來的風險。金融業是服務類行業，它不斷滿足著人們日益增長的服務需求，提高了整個社會的福利水平。金融業的發展已成為推動世界經濟發展的強大動力。

參考文獻：

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[6]王小魯，樊綱，劉鵬. 中國經濟增長方式的轉換和增長的可持續性[J]. 經濟研究，2009（1）.

第7篇：消費對經濟增長的作用范文

經濟增長問題一直是世界各國關注的焦點，實現經濟持續增長是各國政府努力的方向。政府支出對經濟增長的作用在各個時期、各個學派受到持久的爭論。爭論的焦點集中在政府支出對經濟增長是否有影響?如果有影響，這種影響是正還是負?以索羅斯為代表的新古典增長理論認為政府支出對經濟增長沒有影響。20世紀80年代中后期出現的內生經濟增長理論則認為經濟增長是由人力資本、技術進步等系統內生因素決定的，政府支出可通過影響人力資本積累和技術創新水平等內生變量而對經濟增長產生影響。從此，政府支出在經濟增長中的作用進入了經濟學家的研究視野。隨著經濟增長理論的演進，政府支出對經濟增長影響的探討也不斷走向成熟。

一、政府支出與經濟增長的理論發展脈絡

有關政府支出的最早文獻是16世紀20年代威廉·配第的《賦稅論》，威廉在文中指出，政府必須履行公共支出的職能。西方經濟學鼻祖亞當·斯密認為，政府的活動屬于非生產性勞動，它為了履行職能而耗費社會財富會妨礙資本積累和國民財富的積累，因此，政府要盡力減少公共支出，僅用來建設并維持某些公共事業及公共設施來履行國家的義務。隨后的大衛·李嘉圖也宣揚了類似的思想：政府財政支出對經濟基本上無影響。可見，在古典理論階段，關于政府支出的研究不多，只是存在思想萌芽。，

20世紀30年代凱恩斯在《就業利息和貨幣通論》一書中創造性地提出了政府投資需求思想，他認為政府在經濟蕭條時期應該擴大投資性支出，以通過乘數效應帶來收入和人員就業的成倍增加。20世紀50年代，美國著名經濟學家保羅·薩繆爾遜通過一般均衡分析法，對公共產品供給理論進行了完整的描述，發表了關于政府支出的經典論文。自此，政府財政支出的研究進入財政學領域的正室。

英國經濟學家皮科克和懷曼斯(1961)提出了“梯度漸進增長論”，對財政支出問題進行了剖析。“梯度漸進增長論”認為，在正常年份公共支出呈現一種漸進的上升趨勢，只有當社會經歷激變時(激變可以是戰爭、經濟危機或其他災害)，公共支出才會急劇上升，而過了激變期，公共支出水平就會下降，但一般不會回到原來的水平，因此在政府支出的統計曲線上，呈現一種“梯度漸進增長”的特征；1969年，德國財政學家查理·馬斯格雷夫年提出了“經濟發展的政府投資支出增長理論”，該理論認為，在一國經濟增長和發展的初始階段，公共部門的投資在整個國家經濟總投資中占有很高的比重，以便為經濟“起飛”階段打下基礎，之后政府將繼續進行公共部門投資并使之逐步成為“私人部門”投資的補充。由此可見，在經濟發展的不同階段，政府支出的范圍也不同。在經濟發展的初始階段，政府支出的重點是為社會提供必要的基礎設施，經濟發展進入成熟期后支出重點轉向提供教育、醫療衛生和社會福利等方面；阿羅和庫爾茲(Arrow，Kurz，1970)最先將政府支出引入經濟增長研究中，他們認為外生的政府支出的變化僅影響經濟轉移動態，而不會改變經濟的穩態增長率；1990年，羅默開創了內生經濟增長理論，認為長期增長率是由內生因素解釋的，他在“知識外溢增長模型”中證明了積極的財政支出政策可以提高資本和知識積累水平(1986)，他在“內生技術變化增長模型”明確了積極的財政支出政策對研究開發的促進作用(1990)。至此，政府支出與經濟增長關系的研究走向成熟階段。

巴羅(Barro，1990)構建了一個包含政府支出的內生經濟增長模型，發現政府支出的變化會顯著影響經濟的穩態增長率，當政府增加消費性支出后，GDP增長率和儲蓄率會下降；當政府增加生產性支出后，GDP增長率和儲蓄率起初會上升，但最終還會下降；Landou也通過對經濟平均增長率的回歸分析發現：人均GDP增長率與政府消費支出占GDP的比重之間存在顯著的負相關關系，政府支出特別是消費性支出對經濟增長具有反向作用；Battaglini和coate發現當稅率、政府債務以及政府公共產品的提供處于合理水平時，政府支出與經濟增長呈現顯著的正相關關系；Barth和Bradley發現實際GDP增長率與政府消費支出占GDP的比重呈現負相關；Batro(1990)以及Barro and Sala I Marti(1992)提出的“生產性政府服務公共品增長模型”和“擁擠性公共品增長模型”認為政府的公共服務與私人資本具有互補性，他們直接把公共支出流量納入生產函數，并進一步強調政府支出是“經濟增長的催化劑”。

之后經濟學家們通過一般均衡或動態一般均衡模型，深入研究了政府支出的各組成部分對經濟增長的影響。格魯斯曼和赫可普曼指出，企業的研究與開發活動不僅提高企業自身的技術力量并獲得收益，而且具有完全的外溢效應或稱技術的外部性，使公共知識的存量增加。這種技術的外部性決定了政府提高在該領域支出的

必要性；Easterly和Rebdo認為政府投資性支出占GDP的比重與經濟增長率正相關，特別是投資于交通、通訊等基礎設施的政府支出對經濟增長具有顯著的促進作用；阿格赫恩和豪威特也強調了政府對研究開發、革新、人力資本形成等方面進行投資的必要性。格羅默和拉溫庫曼則指出，政府在道路、機場、港口以及公共部門研發等方面的公共投資不是純公共產品，而是非排他性的和部分非競爭性的，由政府提供的不同程度的擁擠性公共產品對經濟增長的作用是不同的。

我國學者劉溶滄和馬拴友(2001)運用1998－2000年數據，研究了我國實行積極財政政策對經濟增長的拉動作用，結果表明政府投資沒有擠出私人投資，同時促進了非農就業增長。政府支出規模對經濟增長的影響從根本上取決于。其對總產品的邊際效應，我國政府勞務是生產性的，擴大公共服務可以促進經濟增長；張清(2002)以1952－2002年的數據為分析對象，研究了我國政府支出與經濟景氣指標之間的關系，結果表明政府支出與經濟增長之間有著長期的動態均衡關系，政府支出對經濟增長有著重要的拉動作用；莊子銀和鄒薇(2003)的分析也表明，投資增長率、政府公共支出增長率與GDP增長率存在顯著的正相關關系，公共投資對私人投資并不存在擠出效應，相反兩者間存在很強的互補效應；王力(2003)則著重分析了我國政府支出對GDP的產出彈性，得到社會文教費對GDP的產出彈性為負，產出彈性最大的是行政管理費支出，其次為資本性支出，經濟建設支出的產出彈性很小；張明喜和陳志勇(2005)也發現中國的公共支出對經濟增長存在 正相關關系，財政支出的邊際生產力顯著大于1；付文林和沈坤榮(2006)卻認為，政府預算內支出的GDP占比與經濟增長呈負相關關系，經濟建設性支出與GDP增長率正相關；劉俊英(2008)基于協整理論和向量誤差修正模型系統考察了政府支出對中國經濟增長的長期影響以及兩者之間的互動關系，研究發現：生產性支出、非生產性支出和政府機構支出三項支出變量為非平穩的二階單整，它們與總產出及全社會固定資本形成額等經濟變量存在著長期均衡關系；生產性支出即基本建設性支出、增撥企業流動資金、挖潛改造資金和科技三項費用、支農支出與經濟增長之間存在較顯著的負相關關系；非生產性支出即文教科學衛生支出、工交流通部門事業費、地質勘探費三項支出與中國的經濟增長之間有較顯著的正向關系；政府機構支出即行政管理支出、國防支出與中國的經濟增長之間存在負相關關系。

二、政府支出與經濟增長的經驗研究

政府支出影響經濟增長的經驗分析在1990年后引起了廣泛關注，國內外出現了大量的相關經驗研究文獻。由于研究方法的差異以及生產性政府支出歸類的不同，理論模型的結論與經驗研究的結果并非完全一致。經驗研究的內容主要集中于政府基礎設施建設支出、教育支出、居民消費、政府支出規模、政府支出總量等方面對經濟增長的影響。

政府基礎設施建設支出對經濟增長的影響，學者們的研究結論比較一致：政府基礎設施建設支出提高了私人投資的收益率和勞動生產率，對經濟增長起著積極作用。Asch Auer(1989)以美國和其他OECD成員國為例進行研究，認為政府在基礎設施方面的支出提高了私人資本的收益率和生產率，其中核心基礎設施投資對生產率產生顯著的正面影響，而非核心基礎設施投資對生產率無影響。Easterly Rebel利用28個國家1970－1988年的數據進行研究，認為政府公共基礎設施支出與經濟增長之間存在正相關。Miguel D.Ramirez將公共資本存量引人生產函數構造了一個擴展的c－D生產函數，利用墨西哥1955－1994年的數據就公共資本的構成與勞動生產率的關系進行了研究，認為政府增加基礎設施投資能夠顯著提高勞動生產率的增長率，政府增加消費支出能夠顯著降低勞動生產率的增長率。Devarajan、Swaroop和鄒恒甫(1996)研究了43個發展中國家政府支出與經濟增長的關系，發現經常性支出對經濟增長存在正效應，而資本性支出則與經濟增長負相關，并且生產性支出過度對經濟增長有負影響。Gupta(2005)通過對39個低收入國家的數據進行回歸分析后發現，將財政支出主要用于人員工資的國家具有較低的經濟增長率，而將財政支出主要用于資本品和非工資的國家的經濟增長率較高。

關于政府支出總量與經濟增長的關系，學界主要有三種觀點：第一種觀點認為政府支出對經濟增長有負面影響。羅默的研究表明：政府支出占GDP比例一定的情況下，提高政府公共支出對經濟增長有正效應，如果超過這一比例，政府公共支出的增加會對經濟增長產生負面影響。巴羅(1991)的研究也證明政府消費性支出與經濟增長之間存在負相關關系。蘭多(Lan－dau，1986)利用65個發展中國家1960－1980年的數據研究后發現，政府支出特別是消費性支出對經濟增長具有反向作用。Engen和Skinner(1992)對107個國家1970－1985年間的政府支出與經濟增長進行回歸分析發現，二者之間存在負相關關系。德瓦拉金(1996)等通過對43個發展中國家的研究，認為生產性支出過度使用對經濟有負影響。我國學者郭慶旺、呂兵洋和張德勇(2003)利用我國1978－2001年的數據進行了經驗分析，結果顯示政府公共支出總規模與經濟增長呈負相關，而生產支出與經濟增長呈正相關，生產性支出中人力資本的投資比物質資本的投資更能提高經濟增長率，而R&D投資所帶來的經濟增長又大于人力資本和物質資本投資對經濟增長的貢獻。

轉貼于

第二種觀點認為政府支出會促進經濟增長。Rub－binson(1977)利用相當大的跨國樣本數據得出，政府消費支出占GDP比重的提高對經濟增長具有顯著的促進作用，拉姆(Ram，1986)利用115個國家20年的投資、產出和經濟增長等數據，對政府消費和經濟增長的關系作了相關的計量分析，發現政府支出規模對經濟增長具有正效應，在政府支出占GDP比例適當的條件下，提高政府支出對經濟增長有正效應，而且這種正效應在低收入國家表現的更明顯。Barro(1990)將政府支出流量直接納入宏觀生產函數，從中得到一個重要結論：政府支出作為影響經濟增長的一個內生變量，可以通過改善單個要素生產率而促進經濟增長，只要它的規模保持在一個合適的范圍內，政府支出就有利于經濟的長期增長。第三種觀點認為政府支出與經濟增長沒有顯著關系。Jonas Angell等利用OECD國家1970－1995年的數據，研究認為公共部門規模與經濟增長之間不存在顯著關系。納爾遜和辛(Nelson，Singh，1994)利用欠發達國家的數據研究表明，中央政府收入占GDP的比例對國家的經濟增長在20世紀70年代有負影響，在80年代不顯著。埃文斯(Evans，1997)研究結果也表明，政府消費占總產出的比例與人均產出的相關性不顯著。

我國學者龔六堂、鄒恒甫(2000)通過建模和實證分析認為政府資本性支出的增長對經濟增長沒有統計學上的影響，經常性支出可以促進經濟增長，而政府資本性支出與經常性支出的波動對經濟增長是負影響；孫群力運用協整理論、向量自回歸、誤差修正模型和格蘭杰因果關系的分析框架，研究了我國政府投資和政府消費對經濟增長的短期影響與長期關系，認為在長期內，政府消費與經濟增長是正相關的，而政府投資與經濟增長負相關。在短期，滯后兩期的政府投資是經濟增長的原因。

教育支出對經濟增長的作用主要是通過人力資本投資。Romer(1986)和Lncas(1988)的研究對此做出了突出貢獻。Romer認為技術進步表現為私人廠商投資于研究活動而生產出的新知識，而Lucas則認為技術進步是教育部門進行人力資本投資。以及在生產過程中人力資本溢出的結果。Helms(1985)利用美國48個州1965－1979年的數據回歸后發現，增加教育支出可以提高以個人收入表示的經濟增長。Glom and Ravi Ku－mar(1992、1997、1998)、Radanovich and Zilch(1999)建立了包括政府公共教育支出在內的內生經濟增長模型，模型中公共教育支出直接影響人力資本積累，最終影響長期經濟增長。zhan(1996)、Miles－Far retie andRou bin(1998)、Braining and Vidal(1999)認為公共教育支出通過鼓勵私人投資也可間接影響經濟增長；Lan－kan和Simpson(2004)通過將私人和公共投資作為人力資本投資的投入建立內生經濟增長模型，重新考察了政府支出與增長的關系，認為當其他決定增長的因素在一般均衡分析中受到反向影響時，公共教育支出對增長的正的、直接作用會被減少，甚至為負，經濟增長對公共教育支出的反應為非單調的，這種關系還依賴于政府支出的水平、稅收結構以及生產的技術參數等；劉治松，賈凱威(2009)采用1980－2007年的數據，運用VAR模型方法，對遼寧省政府教育支出與經濟增長之間的協整關系進行了實證研究，研究表明：遼寧省政府教育支出與經濟增長呈現出短期波動與長期均衡的運動軌跡。

關于政府支出與居民消費，國內外相關研究很豐富。從理論上講，政府支出的增加會抑制居民消費的增長即“替代效應”，同時，政府支出的增加也可能會促進居民消費的增長即“互補效應”。Bailey(1971)認為政府支出與個人消費支出之間存在替代關系；Barrow(1974)認為如果資本市場完善，理性消費者在進行效用最大化的過程中能夠前瞻性地認識到當前債務融資對未來稅收的影響，則政府支出為籌措資金采取何種方式是無關緊要的；Karras(1994)認為政府支出與居民消費之間存在互補關系，政府支出增加將提高居民消費的邊際效用水平。對私人消費的支出，政府角色逐漸由補充轉換為替代；Tsung－Wuho(2001)通過對OECD的24個工業國的研究，證實了這種替代關系；我國學者黃頤琳(2005)通過構建RBC模型，利用隨機動態一般均衡方法對中國經濟進行實證檢驗。結果表明，我國政府支出的增加導致居民消費的減少，二者存在一定的替代關系；Shclarek(2004)認為政府支出對居民消費有凱恩斯主義的擴張效應，但沒有證據支持政府支出對居民消費的擠出效應；夏興園、洪正華(2002)、劉宛晨(2006)對我國政府支出的消費傳導機制進行了研究，認為政府支出對居民消費存在互補效應，即政府支出的增加促進了居民消費的增長，尤其促進了農村居民消費的增長。

通過理論回顧，我們可以看出政府支出與經濟增長的關系已經引起了越來越多的關注，國內外關于政府支出與經濟增長的理論與經驗研究層次逐步加深，一般均衡理論得到廣泛的應用，永久收入假說、RBC模型以及生產函數得到了拓展；在經驗研究中應用了包括向量自回歸模型、協整理論、工具變量等計量分析方法，提高了模型的估計精度。但是仍然存在一些突出問題，比如如何定義生產性支出和非生產性支出，比如實證檢驗是建立在何種基礎之上，比如國內研究的樣本數據大多采用時間序列數據或者截面數據，對面板數據模型的應用較少，比如定量研究的模型分析中較少考慮經濟變量之間的動態關系和區域差異，這些應是未來研究和探索的重要領域。

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第8篇：消費對經濟增長的作用范文

[關鍵詞]經濟增長；格蘭杰因果檢驗；協整理論；對策

[中圖分類號]F015

[文獻標識碼)A

[文章編號11008―2670(2006)03―0020―04

一、山東省經濟增長現狀

2005年，在經濟普查數據和新的核算方法基礎上，初步核算并經國家統計局審定，山東省實現生產總值18468．3億元，按可比價格計算，比上年增長15．2％。第一產業實現增加值1927．6億元，增長4．7％；第二產業實現增加值10620．3億元，增長17．9％，其中工業實現增加值9562．9億元，增長18．6％，是拉動經濟快速增長的主要動力；第三產業實現增加值5920．4億元，增長14．5％。人均生產總值(GDP)突破2萬元，達到20044元，按現價匯率折算為2447美元，按可比價格計算增長14．5％。

2005年是“十五”的最后一年，回顧“十五”期間，山東省經濟增長速度分別為10．05％、11．55％、13．7％、15．3％、15．2％，年均增長12．7％，其中一、二、三產業年均增長率分別為4．8％、16．0％和12．0％。自2001年以來，山東省經濟在各方面都實現了重大突破，發展迅速。繼2002年GDP突破1萬億元大關后，2005年全省GDP達到18468．3億元，為2001年的1．95倍。三大產業增長速度不斷加快，又以第二產業最為突出，五年的增長率分別為11．34％、14．75％、17％、19．2％、17．9％，工業增長的速度也較快，2003年突破20％的增長速度，2005年增長速度更是達到28．4％，遠遠超過全國的平均水平和經濟發展水平接近的江蘇、浙江、廣東的水平。

經濟增長的穩定性和協調性增強。固定資產投資規模擴大，投向優化重點突出。城鄉居民消費傾向趨好，消費市場活躍旺銷。工農業生產形勢良好，有效供給不斷增加。對外開放水平進一步提高，外經貿發展躍上新臺階。城鄉居民收入大幅增加，生活水平明顯上升。從近幾年的數字可以看出，第二產業是山東省經濟增長的主要動力，相比較而言，第一產業和第三產業發展不足。產業結構的改變是經濟發展不可忽視的原因。近年來，第一產業的比重呈下降趨勢，第二產業增長相對較快，比重由1997年的47．9％上升至2004年的56．3％，在國民經濟發展中日益占有重要的地位，第三產業比重也有所上升，但不明顯，一直處于35％左右的水平上。可見山東省的經濟增長很大程度上依靠第二產業來推動的。

將經濟發展水平比較接近的江蘇、浙江、廣東、山東近年來的經濟增長狀況作對比，形成以上的比較分析表。

山東省近幾年的經濟增長速度與另外三省基本持平，但是在2004年超過了其他三省，增長速度突破了15％，而從固定資產投資的增長上來看，這種超前更加明顯，除了在2001年有一個小的回落以外，增長速度一直較高，從2002年開始已經遠遠超過各省，2003年達到51．7％的高水平。

第二產業比重不斷加大，工業增長速度一路上升，固定資產投資連年增長，山東省經濟增長的原因由此可見一斑。

二、山東省經濟增長原因的實證分析

拉動經濟增長的主要因素是消費、投資和出口，利用協整理論對它們與經濟增長之間的關系進行實證分析。數據選用山東省1978-2004年居民消費水平(X)、固定資產投資(1)、出口額(E)和GDP(C)數據，選自《山東省統計年鑒(2004)》和《2004年山東省國民經濟和社會發展統計公報》。其中，居民消費水平用1978年為基期的居民消費價格指數縮減，出口額用當年人民幣兌美元年平均匯價(中間價)換算為以人民幣為單位，GDP用1978年為基期的商品零售物價指數進行縮減，將處理后的數據取對數以克服數據中的異方差，分別用IX、U、I丑、IX3表示。

首先，對處理后的數據進行單整檢驗。單整檢驗是時間序列平穩性檢驗的一種正式的方法(本文采用增廣的Dickey―Fuller檢驗，縮寫為ADF檢驗)。根據ADF檢驗過程對本文數據進行檢驗，LX、LI、IK、LG的一階差分都是平穩的，也就是說它們都是一階單整，具備了存在協整關系的前提條件。

為了分析變量之間的因果關系，采用統計上的Granger因果關系檢驗，利用Akaike信息準則確定的最合適的滯后階數為2。Granger因果關系檢驗的部分結果如下：

從上表看出，在10％的顯著性水平下，投資和GDP之間存在因果關系，同時，投資是消費的原因但反過來不成立，而消費和GDP之間并沒有顯著的因果關系。

對原假設1和2的拒絕，說明投資為GDP的因且CDP為投資的因，即在10％的顯著性水平下，投資與GDP構成雙向因果關系。這一結論意味著，山東省的投資拉動經濟增長且經濟增長帶動投資的增長。然而對原假設3的接受說明，消費在顯著性水平為10％時不是GDP的因。這一結論隱含的意義在于，山東省消費的增長對于拉動GDP還沒有顯著的效應。這兩個結論說明，山東省經濟的增長主要依靠投資拉動，山東經濟運行的最本質特征是投資驅動型增長。

還可以發現，對原假設6在10％的顯著性水平下也可以拒絕，說明投資還是消費的因，投資的增長帶動消費的擴大，這是因為投資中的一部分轉化為消費。這一結論進一步證實投資對經濟的推動。無論在短期還是長期，加大投資不僅能顯著拉動當前經濟增長，而且有利于保持宏觀經濟的穩定和持續增長，因此應著力鼓勵投資。

下面對三個變量之間的關系進行協整檢驗，以確定它們之間是否存在一種長期均衡穩定關系，便于我們分析它們之間的相互影響。協整檢驗結果如下：

X(X X)表示在5％(1％)顯著性水平下拒絕原假設，LR檢驗表明，在5％顯著性水平下存在至少一個協整關系。協整方程為：

IX3：0．898131Ll+0．513312LX―0．451303LE+0．595031

協整方程反映變量之間的長期穩定趨勢，它趨于長期均衡，這就是說，從長期來看，山東省投資對GDP的彈性為0．89，消費對GDP的彈性為0．51，投資和消費對經濟增長的影響可以描述為，投資一單位的變化將會引起GDP0．89單位的變化，而消費一單位的變化將會引起GDPO．51單位的變化。雖然消費不構成GDP的因，但是由于消費和GDP之間的協整關系存在，因而它們之間的長期均衡關系就存在，在長期內，消費的變化會對經濟增長產生影響。

進而我們分析投資和消費對GDP的短期影響，這里通過估計誤差修正模型來完成。

LG＝0．430893ecm(－1)+0．38963LG(－1)－0．646571LG(－2)+0．083655Ll(－1)+0．251706LI(―2)+0．384252LX(―1)+0．136055LX(―2)―0．199363LE(―1)―0．095129LE(―2)+0.104478

上述方程顯示，協整關系對當期的GDP產生刺激作用，其效應為0．43；投資和消費對GDP的短期彈性分別為0．34(＝0．083655+0．251706)和0．52(＝0．384252+0．136055)。這一結論刻畫了變量之間的短期動態關系，它說明投資在短期內對經濟增長的推動作用不及長期的作用明顯，而消費則恰恰相反，它在短期內的推動作用比較明顯，超過了它在長期的作用。

三、山東省經濟發展存在的問題

從對山東省經濟增長的原因進行的實證分析當中，可以看到山東省經濟增長的真正原因，但也可以發現存在的問題。

(一)投資的適度性問題

山東省經濟屬于投資驅動型經濟，投資在經濟增長中發揮了極其重要的作用。從近幾年山東省經濟增長來看，主要動力是第二產業，尤其是工業，而第二產業以及工業的發展又主要依靠加大投資來實現。第二產業投資的增長率在2000-2004年分別為23．8％、17．3％、30．6％、71．3％、42％，在第二產業增加值中，投資的貢獻率分別達到32．28％、26．46％、40．68％、114．9％、114．8％，第二產業的發展乃至整個經濟的發展都在依賴投資的加大。協整分析和誤差修正模型顯示，在長期和短期當中，投資都是推動經濟增長的重要因素，而山東省經濟迅猛增長的事實也表明投資的確能較快的帶動經濟增長，但無節制的加大投資的數量勢必會給經濟帶來其他的問題，投資過熱會引起物價的上漲，給經濟帶來不穩定因素。

從表中可以很明顯地看出，近年來不斷加大投資，在拉動經濟增長的同時也在推動物價水平上升，投資拉動CDP實際增長所占的比例在減少，推動物價上升的比例在增加，2004年投資推動物價上升的比例已接近1／3。

另一方面，反映投資水平的投資率并不是越大越好，而是存在一個使經濟增長達到均衡的最優投資率。根據山東省經濟規模和經濟發展現狀，目前最優的投資率應在40％左右，而山東省2003年和2004年的實際投資率分別為42．9％和43．1％，已經達到或者超過了最優的投資率水平，投資已接近飽和，繼續加大投資對經濟的推動作用將會越來越小。

(二)消費對經濟增長拉動作用的發揮程度問題

消費這一駕馬車的作用在山東省經濟增長中還沒有發揮到極致，從上面分析中的協整方程和誤差修正模型中看到，投資對CDP的長期彈性為0．89，消費對CDP的長期彈性為0．51，投資和消費對GDP的短期彈性分別為0．34和0．52，消費的長期彈性小于消費的短期彈性，消費的作用還僅僅停留在短期，消費需求與第三產業是相輔相成、互為因果的關系，山東省第三產業發展的相對滯后是消費需求不足的原因之一。

投資、消費和出口三大需求是拉動經濟增長的“三駕馬車”，投資和出口作為派生需求，必須通過消費得以實現，因此，最終消費才是推動經濟發展的關鍵因素。經濟學家錢納里曾經對101個國家的經濟發展作出趨勢性的判斷，并得到國際認可，即一個國家或地區人均GDP在1000美元時，最終消費率應不低于76．5％，如果消費率偏低，將不利于經濟的穩定與發展。按此標準并結合當前山東省經濟發展水平，山東省最終消費率應在70％以上，但目前的最終消費率大大低于此數，最重要的因素是居民消費率偏低，當前山東省居民消費中城鎮居民消費所占比重高于農村，因此城鎮居民消費對經濟的影響更為顯著。但2003年以來，山東省城鎮居民消費支出增長幅度一直低于CDP的增長幅度，全年城鎮居民消費性支出增幅低了GDP增幅6個百分點，對經濟的推動作用明顯不足。消費水平和層次偏低，居民人均消費水平低于江浙粵。消費層次反映了消費需求的水平和滿足程度。山東省服務性消費占居民消費的比重較低，表明山東省服務性消費水平較為落后，消費層次不高，消費需求不足。

(三)第三產業的發展水平問題

山東省第三產業的發展相對較慢，第三產業增加值在CDP中所占比重始終維持在35％左右，2002年以來反而略有下降，2004年與2001年相比下降了4個百分點，已遠遠低于全國的平均數，全省所有大中城市中僅濟南較為合理，其順序為第三、第二、第一，其他城市均為第二、第三、第一。按照全球產業結構發展規律，人均GDP超過1000美元后，這樣的順序是不合理的。第三產業增加值貢獻率的變化同樣反映了這一問題，2001―2004年間第三產業貢獻率與之前的五年相比，下降了15個百分點。

從行業發展看，2004年山東省第三產業增加值占CDP的比重比全國平均水平低9個多百分點，其中批發零售流通業增加值僅占CDP的8．3％。而歐、美、日等發達國家第三產業的比重高達70％左右，批發零售流通業占整個CDP的16％左右，山東省存在著明顯的差距。

第三產業投資力度明顯加大，但投資效益不同步。在與江蘇、廣東、浙江的比較中，對第三產業投資額增長較快，投資總量在2001―2004的4年間增長191．37％，遠遠高于江蘇的66％；金融、保險業和房地產業的投資增長速度高于蘇、粵、浙的水平；也高于全國平均水平；第三產業投資占全社會投資的比重，由1996年時的最低上升為基本接近，并且超過了浙江的比重。盡管如此，山東第三產業產值(投資效益)的增長慢于投資額的增長。2001―2004四年間山東第三產業產值年平均增長11．4％，低于江蘇的13．6％和浙江的17．6％。

第三產業內部投資結構尚欠合理。從對新興行業的投資來看，2004年，山東房地產投資占第三產業投資的比重為27．68％，低于江蘇和浙江的44％和45．7％。山東對金融、保險業的投資占第三產業投資額的比重低于江蘇、廣東、浙江和全國平均水平。由于歷史的原因，山東省對傳統行業的投資一直偏高，如在第三產業總投資中，商業，國家機關、政黨機關和社會團體的投資所占比重較高，高于江浙粵以及全國的平均水平。

四、山東省經濟發展的對策及建議

(一)逐步轉變過度依賴投資拉動的經濟增長模式。在不同的經濟發展階段，推動國民經濟發展的三大動力(投資、消費和出口)發揮著完全不同的作用。一般情況下，發達國家的經濟增長更多地依賴內需的擴大，消費是經濟增長的主要原動力，在生產總值中的比例大都超過80％。與此不同，目前山東省的經濟增長仍然主要依靠投資的推動。但這種經濟增長模式已經面臨日益增大的資源和環境的壓力和挑戰。新的經濟發展環境客觀上要求政府和企業都要加快轉變發展觀念，把推動消費增長和推動投資增長放在同等重要的位置。

(二)大幅度增加居民收入。目前，居民需求層次的提高正處在邊界點上，消費需求日趨豐富多彩，客觀上對收入提出了更高的要求。消費是收入的函數，收入提高，必然會擴大消費需求，消費水平會相應提高，因此要調整分配政策，增加勞動者收入。

(三)加速消費體制改革，擴大消費市場化程度。堅持居民消費領域的市場化、商品化，只有商品化和貨幣化的個人消費需求，才能反映真實的消費結構和消費水平，發揮消費需求對產業結構調整的導向和控制功能。

(四)從戰略高度審視第三產業發展的環境和空間，從根本上提高第三產業的層次和質量。世界上經濟發達國家的發展規律表明，一個國家或地區，只有第一、二產業發展到一定程度后，才能促進第三產業的快速發展。山東第三產業的發展有其歷史原因，也有現實因素。充分發揮勞動力資源豐富的優勢，鼓勵創辦多元化的勞動密集型和外向型企業等，這樣既可以解決農村勞動力的轉移出路問題，又可以增加出口創匯，從而增加對國際國內市場需求的投人，實現良性循環，促進第三產業的發展，達到產業結構的逐步升級。

(五)在改善投資結構上做文章，正確處理控制投資總量與改善投資結構的關系，更加注重改善和優化投資方向，增加高新技術產業、傳統產業技術改造和資源節約利用的投入，全面提高投資效益。

參考文獻：

[1)馬薇．協整理論與應用[M]．天津：南開大學出版社，2004．

[2][美]古扎拉蒂．計量經濟學[M]．北京：中國人民大學出版社，2003．

[3]舒元．中國經濟增長分析[M]．上海：復旦大學出版社，1993．

第9篇：消費對經濟增長的作用范文

關鍵詞:VAR模型;協整檢驗;格蘭杰因果檢驗;方差分解

產業結構和消費結構是經濟學中的兩個基木范疇也是國民經濟總體構成的兩個重要組成部分。從社會生產總過程的角度來看,它們分別屬于生產和消費環節,產業結構與消費之間是一種相互適應、相互制約、相互決定的關系。因此,有必要從產業結構和消費結構的角度研究和分析經濟增長。現有研究對這一問題進行規范研究的比較多,而進行實證研究的還比較少,實證研究主要集中于兩個問題:一是關于消費結構升級對產業結構轉換的影響;二是產業結構轉換對經濟增長的影響。以往研究往往把消費、產業結構與經濟增長問題分開來研究。如杜俊平、葉得明對中國農村居民的消費結構與經濟增長相互作用的關系及其動態特征進行了實證研究,發現經濟增長會影響農村居民消費結構演變;文啟湘、冉凈斐通過建立了消費與產業結構兩者的和諧矩陣,測算了消費結構與產業結構的和諧度;柯軍對安徽省產業結構升級與經濟增長聯動性關系進行實證分析,得出產業結構升級是經濟增長的Granger原因,而經濟增長則不是產業結構升級的Granger原因。文章運用動態計量VAR模型的Johansen協整分析、格蘭杰因果檢驗和方差分解,對安徽省產業結構、消費結構與經濟增長三者的動態的關系進行了實證研究,以期為安徽省產業結構升級及消費結構轉變提供理論依據。

一、變量的選擇與數據的處理

產業結構指標:本文采取產業結構層次系數,來反映產業結構高級化程度。設某區域有n個產業,將這些產業由高層次到低層次加以排列,所得的比重分別記為q(j),則該區域產業結構層次系數為:■■q(j),該式實際上是對三次產業的比重進行加權求和,按三次產業的層次高低依次賦權。W越大,則該區域結構層次系數越大,表明產業結構高級化水平越高。該指標考慮到三次產業之間相對結構的變化,因而較勞動力、產值結構指標方面更為全面,且反映了產業結構升級的信息。結構層次系數的價值和意義“不在于反映某區域某年份產業結構高級化程度的絕對水平,而主要在于進行不同區域之間和不同時間之間產業結構高級化程度的比較和結構高級化變動狀況的考察”。

消費結構指標:按照中國的統計方法,城鎮居民消費支出分為八項,如食品支出、衣著支出、住房支出等,各項支出之間的比例關系就是消費結構。為了著重分析安徽省城鎮居民消費結構的特點與產業結構和經濟增長的關系,用城鎮居民的恩格爾系數(EC),即城鎮居民食品支出占消費總支出的比重,作為城鎮居民消費結構的代表變量。

經濟增長指標:用國內生產總值(GDP)指標反映安徽省經濟增長,為了消除物價水平的影響,用安徽省歷年生產總值指數對GDP進行調整,得到按可比價計算的生產總值,計算公式如下:實際GDPt=■,其中GDP■表示1978年按當年價計算的生產總值,It為歷年以1978年為100的生產總值指數。

本文所選變量數據均來自歷年的《安徽統計年鑒》,數據時間跨度為1978-2008年。由于安徽正處于工業化初級向成熟轉變階段,所以三次產業按二、三、一順序排列,按照結構層次系數公式,對三次產業產值比重加權求和得到結構層次系數,由于是比重關系,三次產業產值比重以當年價計算,未剔除物價因素,不影響分析目的。為了消除異方差的影響,對經過處理的數據取自然對數。分別表示為LNGDP,LNW,LNEC,輸出結果由Eviews5.1實現。

二、實證分析

(一)模型設定

為了研究安徽省經濟增長(LNGDP)產業的結構層次系數(W)和城鎮居民恩格爾系數(EC)之間的長期均衡和短期關系,以及在給定單位變化條件下各變量系統內相互影響的綜合動態反應,建立由這三個內生變量組成的并且不考慮外生變量的VAR的具體形式為:

Yt=A1Yt-1+…+Ap+Yt-p+εt

t=1,2…,T

其中,Yt=LNGDP■LNW■LNEC■,A1,A2…,Ap是要被估計的系數矩陣,P是自回歸滯后階數,εt白噪聲序列向量。

(二)單位根檢驗

考慮到序列可能存在高階自相關,我們采用單位根(ADF)檢驗法檢驗序列LNGDP、LNW、LNEC,及其一階差分序列LNGDP、LNW、LNEC,是否存在單位根。根據水平序列與差分序列的時序特征,水平序列檢驗方程包含常數項和線性時間趨勢項,差分序列檢驗方程僅包含常數項,同時根據AC和SIC準則確定檢驗模型的滯后階數,具體結果見表1。

檢驗結果表明,在5%的顯著性水平下,LNGDP、LNW、LNEC(即水平序列)是非平穩序列,而一階差分序列都是平穩時間序列。根據一階單整的定義:過程不是平穩的,而它的一階差分卻是平穩過程,記為I(1)所以原序列LNGDP、LNW、LNEC,都是一階單整的。

(三)協整檢驗

利用Johansen檢驗方法進行協整性檢驗時,由于在建立VAR模型結構的時候,需要確定變量的滯后區間。依據AIC,SC信息準則最小化,并考慮樣本容量較小的情況,初步確定VAR模型的最優滯后階數為3(AIC=-13.04305,SC=-11.6032)建立三階滯后的VAR模型,并進行穩定性檢驗,所有根的模的倒數都在單位圓內,表示模型穩定。下面對其進行Johansen協整檢驗,本文采用觀測序列有線性確定性趨勢并且協整方程(CE)僅有截距,不包括常數和線性趨勢,變量間協整關系檢驗列于表2。

檢驗結果表明:在5%顯著性水平下,序列LNGDP、LNW、LNEC之間存在一個協整方程,即在研究數據期間的三個變量之間存在一種長期穩定關系,系統未來能夠將新息變化帶來的沖擊加以吸收,使系統維持在一個均衡的狀態下運行。用方程來表示這些變量之間的協整關系,并令其等于vecm得:

Vecm=LNGDP+3.4459LNEC-4.90221

LNW-16.2546

[15.4561***][-13.8562***]

為驗證序列vecm的平穩性,對其進行ADF單位根檢驗,具體結果見表3。

由于檢驗統計量-4.9179小于顯著性水平為0.01時的臨界值-4.3743,因此可以認為殘差序列平穩,表明回歸方程各項統計檢驗通過,序列LNGDP、LNW和LNEC之間具有協整關系。因此,變量之間存在著長期均衡關系。

(四)向量誤差修正模型

協整檢驗結果證明安徽省經濟增長與產業結構和消費結構之間存在長期穩定的均衡關系,為了更加清楚地分析經濟增長與產業結構和消費結構間的短期與長期的綜合變化,需要構造向量誤差修正模型(VECM)。

由Eviews 5.1輸出的向量誤差修正模型檢驗結果可以看出VECM的整體效果,模型整體的對數似然函數值足夠大(調整前為206.0812,調整后為215.6348),同時AIC和SC值分別為-13.8181和-12.0761,都較小,說明模型整體解釋力較強。將估計結果寫成矩陣形式可以清楚地看到短期波動與長期均衡的影響:

ΔY■=ΔLNGDPΔLNWΔLNEC=0.04310.02060.0032+-0.08830.0778-0.1283vecmt-1+0.6292 0.7589 0.38010.0541 0.0742 -0.1973-0.1476 -0.6459 0.2302ΔYt-1+-0.02380.22410.2244-0.2169-0.16060.00820.1057 -0.4771 0.3019ΔYt-2

(五)格蘭杰因果檢驗

綜上可知,原序列LNGDP、LNW和LNEC,雖然不平穩,但都是一階單整且存在協整關系,因而可以用格蘭杰因果關系檢驗分析產業結構、消費結構和經濟增長之間的關系,具體結果見表4。

由于格蘭杰因果檢驗是通過檢驗有限制條件回歸和無限制條件回歸的殘差平方和是否發生顯著變化來實現,因此檢驗統計量是F統計量,對于第一、第四零假設其F統計量分別為1.07174、0.48179,相應伴隨概率為0.30974、0.49354,大于0.1的顯著水平,因此不能拒絕原假設,所以認為消費結構(LNEC)不是引起經濟增長(LNGDP)和產業結構(LNGDP)的格蘭杰原因;在0.1的顯著水平下,產業結構和經濟增長是雙向因果關系,同時經濟增長是消費結構的單向因果關系。

(六)方差分解

格蘭杰因果檢驗只能說明多個內生變量之間是否存在因果關系,不能確定因果關系強度的大小;而方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度,可進一步評價不同結構沖擊的重要性,因此方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。

表5中給出了消費結構、產業結構對經濟增長的方差分解值,可以看出:GDP對變量ln(GDP)的影響較,且GDP的沖擊影響是遞減的,在第10年到達50.8912%;而產業結構和消費結構的沖擊影響是遞增的,在第10年分別到達33.5726%和15.5360%。由此可見,產業結構變動對經濟增長的沖擊大于消費結構的變動,而且其沖擊基本保持增長趨勢;同時消費結構變動對經濟增長的沖擊也表現出持續增強趨勢。方差分解的結果說明:相對于消費結構,安徽省產業結構的變化是影響經濟增長的重要因素,但也不能忽視消費結構變動對經濟增長的影響。因而,當前在繼續深化產業結構調整的同時,改善消費結構、擴大內需對拉動安徽省經濟增長具有重要的積極意義。

三、結論

運用動態計量經濟模型VAR分析方法對安徽省的產業結構、消費結構與經濟增長之間的關系進行了實證研究。結構表明:

第一,產業結構與經濟增長存在雙向因果關系:從格蘭杰因果檢驗結果來看,在0.1的顯著水平下產業結構與經濟增長之間存在著互饋關系,亦即產業結構調整升級促進了經濟增長;同時經濟增長也加速了產業結構調整,兩者互為促進。

第二,消費結構演變并未引起產業結構的改變:格蘭杰因果檢驗結果顯示安徽省產業結構與消費結構之間存在單項因果關系,即產業結構促進消費結構的轉變,但消費結構對產業結構升級拉動作用不明顯,分析原因,是因為安徽省產業結構與消費結構不相適應,因此,企業要根據消費需求變化及時調整生產規模、投資方向、產品結構等,要按照居民消費結構升級的市場需求配置資源,充分發揮消費需求在產業結構調整中的導向作用,從而使消費結構和產業結構之間相互適應。

第三,消費結構演變對經濟增長的貢獻并不明顯:在0.1的顯著水平下,安徽省的消費結構和經濟增長之間不存在雙向因果關系,經濟增長提高了人民的收入水平,使人們的消費結構從單純的生理物質需求向追求更高的精神需求層次轉變,但是,消費結構對經濟增長的促進作用卻不明顯;方差分解也表明消費結構演變對經濟增長的貢獻遠小于產業結構調整對經濟增長的貢獻度。分析原因可能是一部分消費需求被壓抑,特別是廣大的農民消費需求還未得到釋放,以及傳統落后的消費觀念制約。因此,一方面,政府部門要從調整收人分配結構入手,縮小城鄉居民收人差距,提高收人水平,為消費結構升級創造條件;另一方面,要積極調整消費政策,鼓勵發展新的消費熱點和消費方式,引導居民把更多的購買力更多地引向勞務消費特別是高層次的精神文化消費上去如文化消費、信息消費、旅游消費等從而使其成為新的經濟增長點。

參考文獻:

1、杜俊平,葉得明.基于VAR模型的農村居民消費結構演進與經濟增長關系分析產[J].湖南農業科學,2008(5).

2、文啟湘,冉凈斐.消費結構與產業結構的和諧:和諧性及其測度[J].中國工業經濟,2005(8).

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4、靖學青.產業結構高級化與經增長[J].南通大學學報(社會科學版),2005(3).