文化消费的现状与趋势范文第1篇

［关键词］重庆市；能源消费；经济增长

［中图分类号］F127 ［文献标识码］A ［文章编号］2095-3283(2012)04-0083-03

一、重庆市能源消费现状

（一）重庆市能源资源现状

1.原煤。重庆市是全国大中城市中矿产资源最富集的地区之一。西南铝业集团原煤探明储量为33亿吨，是我国南方重要的煤炭生产基地。

2.油料。重庆市石油资源匮乏，油料全部从省外调入，目前重庆市油料消费量增长迅速，对经济增长的抑制作用已逐步显现。

3.天然气。重庆市天然气探明储量为3200亿立方米，其中垫江卧龙河气田开采量居全国首位。

4.发电量。重庆市境内江河纵横，水网密布，水能蕴藏量巨大，极具开发潜力。以600余公里长江干流为主线，汇集嘉陵江、渠江、涪江、乌江和大宁河五大支流及上百条小河流。年平均水资源总量在5000亿立方米左右，每平方公里水面积居全国第一，水能资源理论蕴藏量为1438.28万千瓦，可开发量750万千瓦，全市每平方公里拥有可开发水电总装机容量是全国平均数的3倍，水能资源开发量在全国大中城市中名列前茅。此外，还有丰富的地下热能和饮用矿泉水，开发潜力巨大。

（二）重庆市能源消费总量及结构现状

重庆市作为我国西部地区的直辖市，改革开放以来，伴随经济的迅猛发展，能源消费总量呈波动上升趋势。

根据统计数据分析，1957—2010年重庆市能源消费总量呈上升趋势，1957年能源消费总量为263.73万吨标准煤，2010为7117.41万吨标准煤。1962—1965年能源消费总量呈下降趋势，1962年能源消费总量为476.37万吨标准煤，1965年为342.88万吨标准煤。1965—1980年能源消费总量开始稳步上升，1965年能源消费总量为342.88万吨标准煤，1980年为985.59万吨标准煤，年均增长40.17万吨标准煤。1995—2010年重庆市能源消费总量出现快速增长，1995年能源消费总量为1776.91万吨标准煤，2010年为7117.41万吨标准煤，年均增长333.79万吨标准煤。

从能源消费比例可以看出，煤炭在重庆市能源消费结构中一直居主导地位，其原因是煤炭资源在开发利用方面具有价格和成本低的天然优势。随着科技的发展、产业结构调整以及居民生活方式变化，对天然气和油料的消费需求日益增加，能源消费结构趋向多元化，从图2可以看出煤炭在重庆市能源消费结构中的比例逐步降低。1957年煤炭消费量占能源消费总量的94.02%，2010年该比例降为68.25%。近年来，随着国家大力提倡环境保护，人们的环保意识也越来越强，天然气作为一种优质高效的新型能源在日常生活中已被普遍使用。因此，天然气消费量一直呈上升趋势，在1995年达到峰值，天然气消费量占总能源消费量14.54%，2010年油料消费量占能源消费总量的10.41%。重庆市的水电资源十分丰富，由于重庆三峡水电站的建成及使用，电力的消费量也呈上升趋势，1957年电力消费占能源消费总量2.04%，而到了2010年该比例上升为10.79%。

（三）重庆市能源消费强度现状

重庆市综合能耗在西部地区相对较少，总体形势相对较好，但与全国及发达地区相比仍有较大差距，同世界平均水平相比，差距更大。图3为按可比价计算的1990—2010年重庆市万元GDP能耗的变化趋势。

从图3可以看出，1990年以来，重庆市能耗总体呈下降趋势，1990年是5.08吨标准煤/万元，2010年为1.127吨标准煤/万元，年均下降0.23吨标准煤/万元。1990—1995年重庆市能耗降幅最大，但是，2004年由于重庆市能源利用效率降低，能耗水平甚至出现小幅反弹。2004年GDP耗能1.1吨标准煤/万元，2005年GDP耗能1.42吨标准煤/万元。出现上述情况的原因有：产业结构不合理，高耗能产业比重过大；技术结构水平落后，增长方式粗放。

（四）重庆市能源消费弹性系数

关于能源消费弹性系数的统计数据可以看出：重庆市能源消费弹性系数一直处于剧烈波动之中。其中，1990年的能源消费弹性系数为-0.45，数值为负值，这主要是由能源消费量下降引起的，出现这种情况的原因有：能源生产量和消费量下降；能源产品需求减少；产业结构优化带来能源消费下降的效果开始显现。

数据显示，1987年、2004年和2005年重庆市能源消费弹性系数均大于1，即能源消费增长速度大于经济增长速度。出现这种情况的原因有：一是重庆市经济发展主要依靠工业拉动，“十五”以来，工业发展迅速，在工业结构中，高耗能的重化工业比重偏大，导致经济增长过度依赖能源和资源消耗。二是居民生活水平日益提高推动居民日常生活能源消费快速增长。从2002年开始，手机、计算机和私人汽车普遍或大量进入居民家庭，家用电器销售量快速增长，同时由于煤炭和天然气在日常生活中的广泛使用，带动了整个能源消费的快速增长。

二、重庆市经济增长现状

（一）重庆市实际GDP及其增长率的变化趋势

经济增长通常是指在一个较长的时间跨度上，一个国家人均产出（或人均收入）的持续增加。经济增长率的高低体现了一个国家或地区在一定时期内经济总量的增长速度，也是衡量一个国家或地区总体经济实力的标志。用现价计算的GDP，可以反映一个国家或地区的经济发展规模，用不变价计算的GDP可以用来计算经济增长速度。重庆市作为我国西部的直辖市，改革开放后，尤其是国家实施西部大开发战略以来，其国民经济一直保持持续快速发展。根据1985年人民币不变价计算，25年里，重庆市GDP增长了4723%，平均增幅达188.92%。图4是重庆市1985—2010年实际GDP及其增长率的变化趋势，其中GDP是以1985年不变价计算的。

从图4可以看到，1985—1991年重庆市GDP增长缓慢，1993—2001年GDP增长平稳，2001—2009年GDP增长迅速。1989—2001年增幅波动较大，之后总体呈上升趋势。

重庆市经济增长的主要原因应归结为工业实力的增强。虽然从2001年开始，重庆市国民经济呈飞跃式发展，但与北京、上海、广州直辖市相比，总体实力依然较弱。主要表现为：经济总量占全国的份额偏小；经济总量位次在全国居中下游。

（二）重庆市三次产业GDP及其结构变化的基本趋势

根据重庆市三次产业GDP增长趋势及结构比例统计数据分析，1985年以来，重庆市三次产业GDP持续增长，2010年重庆市GDP为7925.58亿元，比上年增长21.37％。其中，第一产业增加值78.58亿元，增长12.95％，占生产总值的8.6％；第二产业增加值910.35亿元，增长26.40％，占生产总值的55.0％；第三产业增加值406.64亿元，增长16.43％，占生产总值的36.4％。

从产业结构看，2010年，重庆市三次产业产值比重为114.23：726.52：480.18，由此可以看出，第二产业比重偏高，第一、三产业比重偏低。1985年以来，重庆市第一产业所占比重均持续下降，1985年第一产业所占比重为32.7%，2010年该比重为8.6%。第二产业所占比重快速提高，1985年第二产业所占比重为44.7%，2010年该比重为55.0%。第三产业比重也略有提高，1985年第三产业所占比重为22.6%，2010年为36.4%，2002年达到峰值42.9%，2006年以后略有下降。

（三）重庆市三次产业能源消费量及能源消费强度变化趋势

图5反映了重庆市1985—2010年三次产业能源消费量的变化趋势。1985—1992年，重庆市能源消费总量保持相对稳定，1995年以后，呈快速增长态势。1995年能源消费总量1123.06万吨标准煤，2010年达7925.58万吨标准煤，年均增长37.86%。这与三次产业能源消费量的增加密不可分，其中第二产业所占比重最大。2006年以后第二、三产业能源消费量均增长迅速。经济增长和能源消费的趋势决定了重庆市能源消费强度的变化趋势。

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［参考文献］

［1］重庆市统计年鉴2011［M］.北京：中国统计出版社，2011.

［2］北京市计划委员会能源处.北京市能源供需的现状与问题［J］.北京节能，1998（1）：6-7.

［3］陈榕.福建能源消费增长与经济增长关系分析［J］.发展研究，1998（8）:22-23.

［4］朱跃中.我国能源与经济增长关系现状分析［J］.经济研究参考，2002（72）:26-32.

［5］徐博，刘芳.产业结构变动对能源消费的影响［J］.辽宁工程技术大学学报（社会科学版），2004，6（5）:499-501.

［6］李俊.中国区域能源供求及其因素分析［J］.资源科学，1994（4）:34-40.

［7］赵丽霞，魏巍贤.能源与经济增长模型研究［J］.预测，1998（6）:32-35.

［8］王祯.中国能源消费的总量与结构分析［J］.市场周刊，2005（2）:103-105.

［9］万红飞，周德群，高亚平.我国能源与经济关系分析［J］.连云港化工高等专科学校学报，2000（2）:38-41.

文化消费的现状与趋势范文第2篇

关键词：消费结构； 消费需要

1前言

消费是国民经济的重要组成成分，是推动经济发展的“三驾马车”之一。鼓励消费，扩大内需有利于促进国民经济增长。衡量消费需求水平可以有多种方法，消费结构是其中之一。消费结构是经济结构的重要组成部分。消费结构反映人们消费的具体内容，反映消费水平和消费质量，反映人们消费需要的满足状况。随着社会经济的发展，研究消费结构问题越来越重要。本文主要研究消费结构的现状，通过实例揭示消费结构的规律性，并对消费结构的发展趋势进行预测，寻求合理的消费结构，以便合理引导消费，促进国民经济走可持续发展道路。

2我国消费结构现状

按照国家统计局现行的分类标准，将城镇居民消费支出共分为X1-X8，共 8 类。他们分别代表食品，衣着，家庭设备用品及服务，医疗保健，交通通讯，娱乐教育文化服务，居住，杂项商品及服务。首先，我们从《中国统计年鉴》上获得 1981-2010 年我国城镇居民家庭各项人均消费支出及总支出的数据，然后计算每年各类支出在总的居民消费性支出中所占的比重，以此刻画消费结构的变化。

2.1食品消费质量提高，衣着消费支出比重下降

食品消费水平由过去简单的吃饱吃好，转变为品种更加丰富，营养更加全面。一方面由于食品供应的日益充足，2001年我国水果产量6658万吨，是1993年的2.211倍；油料产量2864.8万吨，是1993年的1.588倍。另一方面由于在外饮食的增加，粮食消费比重减小，购买量大幅度下降。2001年城镇居民人均购买粮食79.7公斤，比1989年下降40.5%；人均购买食用油8.5公斤，比1989年增长37.5%；购买牛羊肉、家禽、蛋类、鲜奶、干鲜瓜果等都有不同幅度的增长；在外饮食达到人均314.2元，比1989年增长4.7倍。

2.2住房消费比重上升较快

居住方面的消费比重大幅上升，这是与我国住房及配套的工资制度改革紧密相关的。随着市场经济的发展和市场体系的逐步健全，住房的商品化、货币化程度也进一步提高。人们用于改善居住环境方面的支出也呈较大幅度的增长。所有这些，都将导致住房消费比重上升。3对消费结构进行实例分析

3.1最小平方法

应用最小平方法研究现象的发展趋势，就是用一定的数学模型，对原有的动态数列配合一条适当的趋势线来进行修匀。它的原理就是原有数列的实际数值与趋势线的估计数值的离差平方和为最小。用公式表示如下

∑（Y－Yc ）2最小值  式中， Y c趋势线的估计数值；Y原有数列的实际数值

  如果现象的发展，其逐期增长量大体相等，就可以考试配合直线趋势。直线方程的一般形式为    Y c = A +B T  式中，A截距；B直线的斜率

    上述直线方程中，a b为两个未定参数，根据最小平方法的要求，用求偏导数的方法，导出以下联立方程组  ∑Y= NA+ B∑T；∑TY = A∑T +B∑T2

式中，T动态数列的时间 ；Y 动态数列中各期水平；N 动态数量的项数

3.2用最小平方法分析食品在总消费中的比重及发展趋势

随着居民收入的提高，衣物消费比例可能会逐步下降。我们通过对1997到2010年的衣物消费做分析如下：

可知：∑Y=359.08；∑TY = -70.107；∑T2 = 60；N=9将数据带入公式中得                                             

      359.08=9A；-70.107=60B得出式中：A=39.898 ；B=-1.168  故：Yc=39.898-1.168T

同理可得衣物消费、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、娱乐教育及文化、居住、杂项商品及服务的发展趋势方程式分别为：YC=10.366-0.093T；YC=7.275-0.373T；YC=6.282+0.428T；YC=8.944+0.842T；YC=13.066+0.458T；YC=9.962+0.183T；YC=4.207-0.21T。当T等于5，6，7，8，9时，可以算出2006至2010年各种消费在总消费中所占的比例。

4结论和建议 

4.1结论

从上面的分析来看，我国城镇居民家庭消费结构中变化最大的是交通通讯方面的消费，呈快速上升趋势，到2010 年这项消费估计会成为我国城镇居民消费中最重要的部分；其次是食品消费，在未来几年内食品消费的绝对数字是上升的，但是其在总支出中所占的比重却是下降的；在其他的诸多项目中，呈现上升趋势的有医疗保健、居住和杂项，呈现下降趋势的有衣着、家庭设备用品。就此给出几点建议：

4.2建议

努力增加居民可支配收入，补偿各项经济体制改革给居民带来的制度风险支出同时，完善社会保障制度改革，使居民对自己未来的消费支出有更稳定的预期各级政府应该想方设法增加城市中低收入群体的可支配收入。利用税收杠杆，增加对这部分居民的转移支付。同时，完善社会保障制度改革，在医疗保险、人身保险失业救济等方面应增加扶持力度，让居民对自己未来的消费支出有稳定的预期，从而提高居民的消费倾向。

参  考  文  献

[1] 包慧敏.中国城镇不同收入阶层居民消费行为及消费结构分析[J].内蒙古大学硕士学位论文,2004年5月

[2] 于秀林,任雪松.多元统计分析[M].中国统计出版社,1999年8月

文化消费的现状与趋势范文第3篇

关键词：ELES 模型；基本消费需求；消费结构；边际消费倾向

中图分类号：F29 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）22-0129-02

引言

在国际经济环境风云变化之际，消费作为拉动经济增长的“三驾马车”之一，对中国对外出口增长、防止通货膨胀而压缩投资以及经济增长的作用尤显重要，而消费结构对消费需求的总量有重大影响，因此弄清楚居民消费结构的现状和变化趋势，既能充分有效地满足消费者未来的需求，又能引导居民未来的消费，因此消费结构的研究有着重要的实际意义。本研究主要采用1992―2004年贵州城镇居民的收入分组数据，①利用扩展线性支出模型得到相关的回归系数(即每年各类商品的边际消费倾向)，再通过计算得到各类商品的基本消费需求，通过这几组数据的变化来探讨贵州城镇居民消费结构的变化趋势。

一、扩展线性支出模型（ELES 模型）

扩展线性支出模型（ELES）是在线性支出模型上加以改进得到的，具体模型：

PiXi=αi+βi×Y……（1），其中αi=PiX0i-βi×PkX0k……（2）。

模型中，Y为各类家庭的人均收入，βi为第i 种商品的边际消费倾向，Pi为第i 种商品的价格，Xi、X0i分别为第i 种商品实际需求的数量与基本需求的数量；n 为商品种类，PiXi为某类消费者对第i 种商品的实际消费支出，PiX0i为某类消费者对第i 种商品的基本需求的消费支出。

二、1992―2004年贵州城镇居民消费结构的实证分析

利用1993―2005年《贵州统计年鉴》不同收入水平城镇居民的收入、消费的分组数据，采用Eviews软件中Newey-West方法对模型（3）进行估计得到各个系数，各个系数（见表1）。

从表1可以看出，（1）1992―2004年贵州城镇居民边际消费倾向尽管有下降的趋势，但趋势不是很明显，这反映了贵州城镇居民消费比较稳定，其收入增量中用于增加消费的份额大致保持不变；（2）食品和家庭设备、用品及服务的边际消费倾向下降的趋势非常明显，衣着的边际消费倾向比较稳定，医疗保健、交通和通讯以及娱乐、教育、文化服务的边际消费倾向上升的趋势非常明显，这反映了贵州城镇居民的消费结构日益改善。居住的边际消费倾向波动较大，但从1998年开始居住的边际消费倾向处于明显的下降趋势中。

贵州省城镇居民人均基本消费总支出占人均总消费支出的比重从最低的2000年44.76%到最高的2002年的64.15%；人均基本消费总支出占人均可支配收入的比重从最低的2004年36.81%到最高的1996年50.37%；尽管变化较大，却没有表现出明显的趋势；最低收入水平的城镇居民从2001年开始其人均可支配收入就低于人均基本消费总支出，其差额2001年为-17.91，2002年为-1 507.66，2003年为-1033.93，2004年为-256.32，这表明贵州最低收入水平城镇居民其收入不能维持基本消费支出，反映出这一层次的城镇居民生活艰难，急需社会的救助。

结论

1992―2004年贵州城镇居民的消费结构处于不断的优化和改善中，主要表现是食品消费的比重有下降趋势，而医疗保健、交通和通讯以及娱乐、教育、文化服务消费比重有上升的趋势。如果要提高贵州城镇居民的消费支出，就要想办法进一步提高居民在医疗保健、交通和通讯以及娱乐、教育、文化方面的支出，而这些商品和服务的收入弹性比较大，在1992―2004年间大多数年份大于1，因此增加城镇居民收入有助于提高这些商品和服务的消费支出。从2001―2004年最低收入户人均可支配收入小于基本消费需求总支出可以认为贵州城镇居民的收入分配差距有扩大趋势，由于缺少2004年以后的数据，这个趋势是否保持下来，无法给出结论，但就从这种情况出发，政府也应该加大对最低收入户的转移支付，使他们能改善自己的生存状态。

参考文献：

[1]邹晓琴，肖挺.贵州省城镇居民消费结构变化的比较分析[J].消费经济，2004，(4).

[2]黄赜琳，刘社建.基于ELES模型的上海城镇居民消费结构动态变迁分析[J].上海经济研究,2007，(6).

文化消费的现状与趋势范文第4篇

关键词：经济周期波动；典型化事实；HP滤波

中图分类号：F124.8 文献标识码：A 文章编号：1003－9031（2008）03－0008－05

一、关于经济周期的一般认识

经济周期指经济发展过程中按相近的时间长度反复出现的经济增长速度的波动，可划分为四个阶段：繁荣、收缩、萧条和扩张。繁荣指国民经济活动达到高峰的状态，收缩指国民经济活动从高峰转向持续下降到最低点的阶段，萧条指国民经济活动降到最低点的状态，扩张指国民经济活动从萧条转向不断上升达到高峰的阶段。经济周期波动指经济活动及其经济变量在一个时期内重复出现扩张和收缩的态势，其表现为经济周期周而复始地由扩张到紧缩地不断循环运动。

引起经济活动总水平波动的因素很多，例如人口、就业、资源开发、技术产业进步、设备更新、与国际经济联系模式的改变、经济体制的变革等。由于以上因素发生作用的时间长短不同，因此由这些因素引起的经济周期持续时间也不同。例如康得季耶夫周期（50－60年）、库兹涅茨周期（20年）、朱格拉周期（9－10年），基钦周期（3－4年）等。

经济周期波动的典型化事实是在宏观时间序列经验特征的基础上，通过统计分析，推断和检验而确认经济周期波动中普遍存在的事实。目前，被广泛认同的经济周期波动的典型化事实包括三个方面：以宏观时间序列的标准差表示的波动性；以产出同其他宏观时间序列之间的时差相关系数表示的协动性以及以宏观时间序列的一阶自相关表示的粘持性。

二、方法选取和数据说明

经济指标的时间序列包含四种变动成分：长期趋势成分T、循环成分C、季节变动成分S和不规则成分I。长期趋势成分代表经济周期时间序列长期的趋势特性。循环成分是以数年为周期的一种周期性变动，它可能是一种景气变动，也可能是经济变动或其他周期变动。季节变动成分是每年重复出现的循环变动，以12个月或4个季度为周期的周期性影响，是由温度、降雨、每年中的假期和政策等因素引起的。季节成分和循环成分的区别在于季节变动是固定间距中的自我循环，而循环成分是从一个周期变动到另一个周期，间距比较长且不固定的一种周期性波动。不规则因素又称随机因子，残余变动或噪声，其变动无规则可循，这类因素是由偶然发生的事件引起的，如罢工、意外事故、地震、水灾、恶劣气候、战争、法令修改和预测误差等。

在经济周期中，季节变动成分和不规则成分往往掩盖了经济发展中的客观变化，给研究和分析经济发展趋势和判断目前经济所处的状态带来困难。因此，需要在经济分析之前将经济时间序列进行季节调整，剔除其中的季节变动成分和不规则成分。而利用趋势分解方法可以把趋势和循环成分分离开来，从而研究经济的长期趋势变动和景气循环变动。

（一）方法选取

从时间序列中分离趋势成分和周期成分的方法有多种，不同方法揭示了不同方面的特性。早期研究认为，宏观时间序列中存在一种确定的线性时间变化趋势。在这种情形下，就目标序列对时间趋势项进行一次或二次线性回归，就可以分离出趋势成分，得到周期成分，通常称该方法为线性趋势分解方法。随后，由于认识到序列中可能存在结构突变，又出现了允许截距或斜率发生结构突变的分段线性趋势分解方法。以上两种方法都假定宏观时间序列趋势平稳。然而，Nelson和Plosser发现，多数宏观时间序列具有非平稳的单位根性质，上述方法就失去其原有的应用基础，产生了一些新的趋势分解方法。[1]

对于非平稳时间序列而言，目前主要的分解方法有结构性分解和状态性分解两种。结构性分解需要通过其他经济变量，通过变量之间的替代和影响关系，例如Okun分解和Philllips曲线关系 等，将时间序列中的趋势成分和周期成分分离出来；状态性分解是通过时间序列的时间序列性质，将其分解为趋势成分和周期成分。其中状态性分解还可以分为状态域分解和时频域分解等。状态域分解时直接将时间序列分解为状态空间当中的不同取值，例如卡尔曼（Kalman）滤波分解和H-P滤波分解；时频域分解是将时间序列分解为具有各种时间频率的周期成分，其分解是在频率时域当中进行的，例如常用的谱分解和Band Pass分解等。[2]

无论是时间序列的结构性分解还是状态性分解，其目的都是将原来非平稳时间序列当中的趋势性成分剔除，然后将剩余的平稳性序列当作周期波动成分，进而分析经济周期性质和相应的经济政策启示。[3]

在众多的滤波分解方法中，H-P滤波的应用最为广泛，本文采用H-P滤波法对时间序列进行分解，该方法的原理如下：[4]

设yt是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，Tyt是其中含有的趋势成分，Cyt是其中含有的周期成分，对于时间序列yt（t＝1，2，…）中的T而言，H-P滤波是选择满足下式的趋势成分Tyt：

其中， 是趋势当中各种变化程度产生的权重， 的最优选取是： 。

其中， 和 分别是时间序列当中趋势成分和周期成分的标准差，本文采用的是年度时间序列数据，经常选取平滑性系数 ＝100。 使用eviews3.0对时间序列H-P滤波后，可以得到周期成分为：

（二）数据说明

本文采集了包括产出、就业、消费、投资、政府支出、贸易、价格、生产率和金融等方面的宏观年度数据，共23个指标。除固定资产投资的数据区间为1980－2004年外，其他指标的数据区间为1978－2004年。劳动生产率数据是根据实际GDP除以年从业人数计算得到。全要素生产率（TFP）的数据根据标准的增长核算方法计算得出，其中资本份额和劳动份额的取值参照张军的《增长、资本形式与技术选择：解释中国经济增长近年来下降的长期因素》一文，分别为0.609和0.381。由于居民消费价格指数从1985年才开始公布，1985年以前的数据用职工生活价格指数替代。为了减少异方差和数据量纲的影响，指标的水平值取自然对数形式。而价格指标（居民消费价格指数和商品价格指数）不取对数，而采用百分比形式，这样价格指数和其他指标的一阶差分序列都具有增长率意义。由于H-P滤波法需要明确序列的平稳性，因此还需要对序列进行平稳性判断，原理如下：

如果时间序列{ }的均值、方差和自协方差都不取决于时刻t，则称时间序列{ }是弱平稳的，即满足下列三个条件：

三、我国经济周期波动的经验特征分析

本文首先使用H-P滤波法对1978－2004年我国各主要宏观经济变量序列进行分解，得到周期性成分，然后计算各个周期性成分的标准差及其与产出（GDP）的周期性成分之间的时差相关系数，以揭示变量波动性和协动性的事实特征。其中，如果K＝0列的时差相关系数为正，则说明该变量相对于产出波动为顺周期，而且系数越大，顺周期关系越强。反之为负，说明该变量相对于产出波动为反周期。如果绝对值最大的时差相关系数不在K＝0处，比如在K＝1处，则说明该宏观经济变量领先产出一年。如果在K=-1处，则说明该宏观经济变量滞后产出一年，具体结果如表1。

（一）产出方面

第二产业的波动性是0.103，大于第一产业的波动性0.086和第三产业的波动性0.087，也大于总产出的波动性0.080。各个产业产出都是同期顺周期的，第二产业产出波动与总产出波动高度相关，同期相关系数达0.979，说明要保持总体经济的稳定运行必须尽量减少第二产业主要是工业的波动，保证工业经济平稳发展。这几年，电力、钢铁、化学、石油、汽车等重化工业逐渐成为国民经济的主导产业，重化工业投资规模大，建设周期长，生产需求扩张过程长，规模大，乘数和加速数发挥作用的时间长，会出现比较大的经济波动。

（二）就业方面

三次产业的就业波动性分别为0.039、0.026和0.030，均大于总就业的波动性0.024，这说明在经济波动中跨产业劳动流动频繁，就业结构变动激烈，反应了我国兼具转型经济和二元经济的特点。总体从业人数的波动与总产出的波动是同期反周期的，系数为－0.312。从各产业来看，第一产业从业人数的波动是同期反周期的，系数为－0.632，第二产业和第三产业从业人数的波动是同期顺周期的，分别为0.372和0.643。

就业波动的几个“反周期”关系的成因值得关注。一是我国具有典型的二元经济特征，第一产业隐藏着大量的过剩劳动力，充当第二和第三产业就业的“蓄水池”。当经济扩张时，这些过剩劳动力向第二和第三产业转移，第一产业的就业随之减少。当经济衰退时，劳动力就从第二和第三产业流向第一产业，导致上述的反周期关系。二是随着改革的发展，服务业和私营经济，个体经济的发展，经济中出现大量的非正规就业，这些非正规就业大多集中在第三产业，使得第三产业就业波动呈顺周期关系。[8]

（三）生产率方面

劳动生产率的波动性为0.091，略大于总产出波动性的0.080，全要素生产率的波动性与总产出的波动性相当。二者的波动与总产出的波动都是高度同期顺周期的，系数分别为0.965和0.987，说明生产率的波动可能是我国经济波动的重要影响因素之一。

（四）消费、投资与财政支出方面

最终消费的波动性为0.073，略弱于总产出的波动性，与总产出的波动是高度同期顺周期的，相关系数为0.958。财政支出的波动性为0.064，弱于总产出的波动性，与总产出的波动也是同期顺周期的，系数为0.432。资本形成总额（即国内总投资，包括固定资本形成总额和存货增加）的波动性为0.12，大于总产出的波动性，与总产出的波动也是高度同期顺周期的，系数为0.9。固定资产投资的波动性为0.139，大于总产出的波动性，与总产出波动性是顺周期的，且领先总产出一年，系数为0.833。

投资波动性大的主要原因在于：一是虽然改革开放以来，我国逐步形成国家、地方、部门和企业等多元化的投资主体，但由于政府与国有企业的特殊产权关系，对国有企业的“软预算”约束仍然在一定程度上存在，国有企业常常会表现出对资金的旺盛需求，并导致国有部门投资资金的大量供给。二是我国的利率尚未完全市场化，资本价格不能完全反映市场的需求情况。三是各级地方政府为了追求政绩，存在强烈的扩张驱动和投资饥渴。这些因素的存在往往使企业（特别是国有企业）或者地方政府的投资决策者并不十分重视对投资成本、收益和未来风险的考虑，从而造成投资规模很容易地在较短时间内发生很大波动。[9]

（五）贸易方面

从国际贸易（进出口额）和国内贸易（社会消费品零售总额）两方面来考察贸易波动与产出波动之间的关系。与总产出相比，国际贸易的波动性比总产出的波动性要大一点，出口额和进口额的波动性分别为：0.127和0.167，而国内贸易的波动性与总产出的波动性相当。就国际贸易而言，进口额和出口额都是同期顺周期的。出口额的波动性与总产出的波动性的相关系数为0.615，大于进口额的波动性与总产出波动性的相关系数，验证了我国经济增长依赖外需，2006年我国的外贸依存度高达65%，使得我国经济易受国际环境的影响，经济缺乏内生性需求基础和自主性增长机制。

（六）工资和价格方面

工资总额的波动性与总产出的波动性相当，两者是高度同期顺周期的，相关系数为0.917。价格水平指标――居民消费价格指数和商品零售价格指数的波动性略高于总产出的波动性，分别为0.100和0.091，且是轻微的反周期的，系数分别为－0.08和－0.06，反映了我国更关注产出的稳定。

（七）货币供应量方面

M0、M1和M2的波动性小于总产出的波动性，分别为0.073、0.069和0.063，三者都是顺周期的。M0和M1的波动性领先于总产出1年，相关系数分别为0.665和0.649，M2的波动性和总产出的波动性是高度同期顺周期的，相关系数为0.865，说明M2的波动性和实体经济的波动性相关程度高。

四、从我国经济周期典型化事实的分析中得到的启示

从波动性、协动性和粘持性三个方面总结中国经济周期波动的典型化事实，可以归纳成表2，从表2中可以得到如下几点启示。

（一）努力推进结构性改革，加快扩大内需的步伐

1．解决国民收入分配不合理问题，提高居民特别是低收入者的收入水平。凯恩斯认为，消费是收入的函数，要解决投资与消费比例失衡的状况，要从宏观上解决国民收入分配问题。2006年我国衡量收入分配差距的基尼系数达0.496，超过了国际上0.4的警戒线，说明我国收入差距较大，而收入差距大是制约扩大消费的主要障碍之一。我国高收入群体的边际消费倾向只有0.3，低收入群体的边际消费倾向是0.8，即每增加一块钱，高收入群体消费0.3元，低收入群体消费0.8元，因此当社会收入分配差距过大，整个社会的不均衡消费也越大。

我国农民收入水平低，绝大多数农村居民还处在温饱阶段，农村中各种商品的需求收入弹性较大，农民收入增加的绝大部分将被用于消费。对1978-2000年农民人均消费与人均纯收入的相关分析表明，农民人均纯收入每增长1%，其人均消费则增长1.02%，两者的相关系数高达0.996。因此，增加农民收入，可以提高社会的消费。[10]投资乘数效应与消费倾向之间存在正相关关系，收入用于消费的比例越高，投资乘数效应越大；相反，收入用于消费的比例越小，投资乘数效应越小。农村居民消费需求增长缓慢，不仅严重地抑制了投资乘数效应的发挥，而且还制约了投资－需求的内在累积循环推进机制（即“投资－消费－引致投资－引致消费”的链式效应）的形成和作用发挥，从而抑制了扩大国内需求政策的效果。因此，如果国家财政拿出专项资金扶持农村的义务教育、基础设施等，可以增加农民的收入和消费。

2．完善社会保障机制，为消费者解除后顾之忧。社会保障水平低，公共服务不到位，是导致居民储蓄倾向居高不下、消费倾向持续偏低的主要原因，也是制约扩大消费的主要障碍之一。据统计，目前，在全国7.6亿多就业劳动者中，只有1.4亿多人参加了基本养老保险；在全国城乡1.4亿老年人中，只有5000万人享有退休养老金；在5.7亿多城镇人口中，只有1.2亿多人参加了基本医疗保险；参加工伤劳动保险的劳动者不到7000万人。[11]这些情况表明，我国社会保障制度还很不完善。加快扩大社会保障覆盖面，不断提高保障水平，使城乡居民解除看病养老等后顾之忧，是扩大消费必须解决的体制问题。

（二）保持三次产业间的平衡发展

1．第一产业的发展要以效益农业为重点。因地制宜，调整优化种植业结构和农、林、牧、副、渔结构。加强农业社会化服务体系的建设，稳步发展多种形式的农业化规模经营，有效解决农产品品种改良，初加工和购销渠道拓展等问题。同时、抓好农业先进技术的开发、引进和推广工作，积极推动传统农业向高产、优质、高技的集约型现代农业转变。

2．第二产业要以产业升级为重点。进一步调整和压缩落后的生产能力，加强相对优势行业的技术改造工作，引导和支持企业运用高新技术和先进适用技术改造传统加工工业。要建立高新技术产业发展基金和有实力的风险投资公司，积极引导社会资金增加投入，以加快发展高新技术企业和产品，实现产品结构梯度化和高质化，增加市场需要的高新技术产品和服务的有效供给。

3．第三产业的发展要以提高基础设施和城市公用服务水平为重点。在继续抓好水利建设的同时，加快公路城市建设、城乡电网和经济适用房等重大项目建设，积极探索和推进公益性、基础性项目的产业化运营，进一步推进文化、体育等公益性事业的产业化步伐。同时，采取有效措施，加快金融保险、信息咨询、社保和中介服务业以及旅游业等其他第三产业的发展。

总之，加强第一产业发展的基础，加快第二产业的改造和提高，加大第三产业发展的力度。在总体上推动产业纵向深化发展与升级，形成以高度社会化、商品化、现代化为主、高新技术为支撑的新型产业结构。

（三）防止投资的过度波动对经济波动的影响

1．为消除政府的扩张驱动和投资饥渴，必须加快政府职能转变，规范政府的行为。在市场经济条件下，市场在资源配置中起着基础性的作用，但政府也不能无为而治。为避免市场机制和政府干预作用于同一经济过程而可能出现的矛盾和冲突，必须对两者作用的范围和程度进行合理的界定。在市场机制能够充分发挥作用的地方，应该让市场机制发挥调节经济运行的作用；在市场经济不能充分发挥作用或不能充分发挥作用的地方，才需要发挥政府干预经济的作用。政府的投资应当主要集中在市场失灵的领域、涉及国家安全和具有战略性的敏感性行业和领域。因此，需要进一步推进利税分流的财政体制改革和银行体制改革，硬化政府的预算约束，弱化政府投资竞争性领域的制度基础。

2．为抑制企业的扩张驱动和投资饥渴，需要进一步推进国有企业改革。改革核心是实现政企分开，建立国有企业的硬预算约束机制，使竞争性国有企业真正实现自负盈亏，非竞争性国有企业也要有硬化其预算约束的制度安排，从而弱化把经济推向过热的微观制度基础。要建立国有企业的硬预算约束制度，首先需要建立硬财政制度，包括硬投资制度、硬补贴制度和硬税收制度。同时，由于垄断企业总是存在着通过提高价格而获取更高收益和投资资金的冲动，因此建立硬价格制度也是必需的。当前，由于企业用于投资扩张的资金大多来源于银行贷款，因而建立硬信贷制度应是抑制扩张驱动和投资饥渴的重要举措。

3．需要建立消费增长和经济增长协调发展的机制。在市场经济条件下，由于具有硬预算约束的企业以追求利润为经营目标，在经济增长的过程中必定伴随着消费需求的相对不足。而消费需求的相对不足最终会导致总需求不足，从而把经济推向过冷。因此，要避免经济出现过冷的状态，必须进行适当的制度安排，建立消费增长和经济增长协调发展的机制，建立与经济同步增长的最低工资制度及其变动机制。

参考文献：

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[9] 刘树成.中国经济周期研究报告[M].北京：社会科学文献出版社，2006.

[10] 李金美.我国当前消费需求增长乏力的原因及对策分析[J].消费经济，2007.

文化消费的现状与趋势范文第5篇

数据来源与理论模型

能源消费碳排放的计算方法能源指可产生各种能量(如热量、电能、光能和机械能等)或可做功的物质的统称。目前，使用的主要能源包括煤炭、原油、天然气、煤气、水能、核能、风能、太阳能、地热能、生物质能等一次能源和电力、热力、成品油等二次能源，以及其他新能源和可再生能源。在计算能源消费碳排放时，为避免直接利用一次能源时产生较大误差，而采用《中国能源统计年鉴》中各省能源平衡表中的终端能源消费量数据，包括原煤、洗精煤、其他洗煤、型煤、焦炭、焦炉煤气、其他煤气、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油气、炼厂干气、天然气等18项化石能源消费数据计算传统能源所造成的碳排放。能源消费碳排放的计算公式如下:C=∑18i=1Qpi×u×NCVi×(Cfi×VCO2+Mfi×VCH4)(1)其中:C为化石能源消费造成的碳排放总量，单位为104t;Qpi为第i种能源的终端消费量，单位为104t;u为单位转化系数，将t转化为Gg，为10－3;NCVi为能源净发热值，单位为TJ/Gg;Cfi为缺省CO2排放因子，单位为t/TJ;Mfi为缺省CH4排放因子，单位为t/TJ;NCVi、Cfi、Mfi均采用IPCC指南2007［29］的给定值;VCO2为CO2所含碳量，为12/44;VCH4为CH4所含碳量，为12/16。区域碳汇能力的计算方法典型的陆地生态系统中，土地碳汇主要包括植物光合作用和化石燃料沉积等过程，植物光合作用合成有机物固定二氧化碳并释放氧气。在此，仅考虑植物的光合作用作为陆地生态系统的碳汇。在不同的土地利用方式中，林地和草地为主要碳汇(碳的吸收源)，根据林地和草地的碳吸收系数，可以将林地和草地的面积转化为碳的吸收量［3］。在此，将林地和草地的碳吸收量近似看作陆地生态系统中碳的生态容量。区域碳汇能力的计算公式如下:CA=∑ni=1Ti×si(2)其中:CA为区域碳汇能力;Ti为第i种土地利用方式的面积，包括林地和草地面积;si为第i种土地利用方式的碳的吸收系数，林地和草地的碳汇系数来源于方精云等［2］的研究成果。2.4碳排放公平性评价模型的构建本文结合能源消费碳排放的特征，以30个省、自治区、直辖市(由于缺乏、台湾、图1碳排放洛伦兹曲线Fig.1CarbonemissionLorenzeCurve香港和澳门的部分统计数据，故本文的计算和分析不包括上述地区)为评价单元，定义洛伦兹曲线为不同单元能源消费碳排放曲线，为碳排放实际分配曲线，连接45°对角线为能源消费碳排放的绝对公平曲线，如图1所示，据此构建省级区域碳排放公平性评价模型。设实际碳排放分配曲线与绝对公平碳排放分配曲线之间的面积为A，实际碳排放分配曲线与OX轴之间的面积为B，那么碳排放基尼系数=A/(A+B)，碳排放基尼系数反映的是依据不同的参考因子，碳排放分配的公平程度。A面积越小，基尼系数越小，碳排放分配越公平，反之，A越大，基尼系数越大，碳排放分配越不公平。当碳排放基尼系数为0时，实际碳排放分配曲线也就与绝对公平碳排放分配曲线重合，表示碳排放分配绝对公平。当基尼系数为1时，B为0，表示碳排放分配完全不公平。在用基尼系数测度碳排放分配的公平程度时，采用国际惯例，基尼系数在0.2以下表示碳排放分配“高度平均或绝对平均”;0.2～0.3之间表示“相对平均”;0.3～0.4之间为“比较合理”;0.4～0.5为“差距偏大”;0.5以上为“高度不平均”。通常以0.4作为分配差距的“警戒线”。采用梯形法求取碳排放基尼系数:基尼系数=1－∑ni=1(Xi－Xi－1)(Yi+Yi－1)(3)其中:Xi为参考因子的累积百分比，Yi为碳排放的累积百分比。当i=1时，Xi－1、Yi－1均视为0。碳排放生态压力模型碳排放生态压力模型以纵轴OY表示各个行政单元碳排放量占全国的累积百分比，横轴OX表示各个行政单元的主要碳汇对碳的吸收量的累积百分比。其构建意义在于以各个行政单元主要碳汇对碳的吸收量为参照，基于排放一定比例的碳需要贡献相应比例的碳吸收量，则从生态角度来说在假设碳排放绝对平均的基础上，若某一区域碳排放的比例大于主要碳汇对碳吸收量的贡献率，则其侵害了其他区域的利益，使其他区域为其承担了过量碳排放导致的生态环境影响;反之，则有相对较高的生态容量，而相对较低的碳排放量，对减轻碳排放对生态环境的压力有重要贡献。为此，这里提出生态承载系数用于衡量各区域碳生态容量贡献的公平性。生态承载系数(EcologicalSupportCoefficient，ESC)=主要碳汇对碳吸收量的比例/碳排放比例:ESC=CAiCACiC(4)其中:CAi、CA为各区域和全国主要碳汇对碳的吸收量;Ci、C为各区域和全国的碳排放量。由以上分析可知，若ESC＞1，则表明某一区域主要碳汇对碳的吸收的贡献率大于碳排放的贡献率，说明其具有相对较高的碳的生态容量，对其他区域有贡献;反之，若ESC＜1，则表明某一区域主要碳汇对碳的吸收的贡献率小于碳排放的贡献率，说明其具有相对较低的碳的生态容量，由于碳排放带来温室效应具有外部性的特征，碳排放造成的生态环境影响需要其他区域共同承担，侵害了其他区域的利益。碳排放经济效率模型碳排放经济效率模型以纵轴OY表示各个行政单元碳排放量占全国的累积百分比，横轴OX表示各个行政单元的GDP累积百分比。其构建意义在于以各个行政单元的GDP为参照，基于排放一定比例的碳需要贡献相应比例的GDP，则从经济角度来说在假设碳排放绝对平均的基础上，若某一区域碳排放的比例大于GDP的贡献率，则属于经济效率较为低下，对碳的排放侵占了其他区域的利益;反之，则经济效率较高，对其他区域有贡献。为此，这里提出经济贡献系数用于衡量各区域间碳排放经济贡献的公平性。经济贡献系数(EconomyContributiveCoefficient，ECC)=经济贡献率/碳排放占全国的比例ECC=GiGCiC(5)其中:Gi、G为各区域和全国的GDP;Ci、C为各区域和全国的碳排放量。由以上分析可知，若ECC＞1，则表明某一区域经济贡献率大于能源消费碳排放的贡献率，说明其具有较高的经济效率和能源利用效率;反之，若ECC＜1，则表明某一区域经济贡献率小于能源消费碳排放的贡献率，说明其具有相对较低的经济效率和能源利用效率，侵害了其他区域的利益。

我国能源消费碳排放时序演变分析

能源消费碳排放的变化趋势分析从计算得到的碳排放量变化趋势线可以看出，从1996年到2008年我国能源消费碳排放总量呈现明显的上涨趋势。分析碳排放的年变化量可知，从1996年到1999年期间，从总的趋势上来看呈上涨趋势，但呈现波动变化，在1999年出现了一次负增长;从2000年到2002年期间，上涨趋势较为平缓;从2003年到2007年期间，经济发展速度加快，能源需求旺盛，碳排放上涨趋势尤为明显，年均涨幅远远高于前一时段，是前一时段的7倍左右，呈现急剧上涨趋势;2008年的上涨幅度出现了急剧下降，年涨幅仅为前一时段年均涨幅的1/3，暂不将其归入前一时段。因此，根据碳排放年均变化量，可将我国1996—2007年的碳排放趋势大致分为3个时期:1996—1999年，波动增长期;2000—2002年，缓慢增长期;2003—2007年，高速增长期。随着碳减排力度加大和科技进步，可以预见，我国未来的碳排放增长将趋于平缓，甚至将呈现下降趋势。

Fig.2ThetimesequencecurveofcarbonemissionandGDPinChinafrom1996to20083.2能源消费碳排放与经济发展的关系分析为分析我国能源消费碳排放与我国经济发展之间的关系，选用能源消费碳排放弹性系数和能源消费碳排放强度两个指标。弹性系数通常用于衡量一定时期内，一个经济变量的增长幅度对另一个经济变量的增长幅度的依存关系。根据弹性系数的内涵，提出能源消费碳排放弹性系数的概念，即能源消费碳排放量的变化率与经济生产总值变化率之比，表明国民经济每增长一个百分点会导致碳排放量增加多少个百分点，其计算公式如下:E=ΔC(i，i－1)/Ci－1ΔY(i，i－1)/Yi－1(6)其中:E为能源消费碳排放弹性系数;ΔC(i，i－1)为第i－1年到第i年碳排放量的变化量;Ci－1为第i－1年的碳排放量;ΔY(i，i－1)为第i－1年到第i年国内生产总值的变化量;Yi－1为第i－1年的国内生产总值。能源消费碳排放强度是指单位国内生产总值的能源消费碳排放量，综合反映了一个区域的能源利用效率等，是衡量经济增长质量的重要指标之一。D=CY(7)其中:D为能源消费碳排放强度;C为区域碳排放量;Y为区域地区实际生产总值。计算得到我国从1996—2008年能源消费碳排放强度和弹性系数曲线，如图3所示。从1996年到2002年，我国的能源消费碳排放强度呈明显下降趋势，从总体趋势上看，除2003年到2005年略微上升外，1996年到2008年的能源消费碳排放强度呈显著下降趋势，综合反映出13a来我国能源利用效率有所提高。由碳排放弹性系数曲线可知，从2003年到2005年，碳排放量快速上涨，弹性系数大于1，即每增加1个单位的GDP，所引起的碳排放量大于1个单位;其余年份弹性系数均小于1，即每增加1个单位的GDP，所引起的碳排放增量均小于1个单位。从1996年到2001年，除部分年份波动外，我国的碳排放弹性系数呈逐年下降趋势;从2002年到2004年，弹性系数呈上涨趋势，能源消费碳排放量急速提高，经济发展速度过快，边际能源消费量偏高，呈现非理性发展;从2005年到2008年，弹性系数呈明显下降趋势，其中，2008年的碳排放弹性系数仅为0.2813，说明我国在快速工业化和经济发展达到一定阶段后，依靠科学技术进步，边际能源消费碳排放量逐渐降低。

我国能源消费碳排放公平性分析