经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究，本文主要内容关键词为：经济增长论文,能源消费论文,实证研究论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL Classification:C510,CA20,E610,O120
一、引言
能源问题一直是我国经济发展中的焦点和热点问题。我国作为世界上经济增长最快的国家之一，同时也是一个能源生产和消费的大国。最新资料表明，中国已经成为全球第二大能源消费国，一次能源消费增长率也较2003年上升15.5%。2005年，我国能源生产总量20.6亿吨标煤，能源消费总量为22.2亿吨标煤，能源的消费速度较2004年同比增长9.5%，远高于当年全球2.7%的增长率，是世界上能源消费增长最快的国家。
据国家统计局2007年2月28日最新发布的公报显示，2006年，我国实现国内生产总值209407亿元，比上年增长10.7%。能源生产与消费方面，实现一次能源生产总量为22.1亿吨标准煤，较2005年同比增长7.3%；发电量为28344亿千瓦小时，增长13.4%；原煤23.8亿吨，增长8.0%；原油 1.84亿吨，增长1.7%。同期，我国能源消费总量为24.6亿吨标准煤，同比增长9.3%。其中，煤炭消费量为23.7亿吨，增长9.6%；原油3.2亿吨，增长7.1%。2006年我国万元GDP能源消耗为 1.21吨标准煤，实现了单位GDP能耗三年来的首次下降，但同比仅下降了1.23%，与年初预定的 4%左右下降目标相去甚远。特别是，我国GDP总量只占世界GDP总量的5.5%，但是，消耗的能源却占全世界的15%，其中，消耗的钢材占了30%，消耗的水泥占了54%。从环境污染角度看，当年全国化学需氧量(COD)排放总量为1431万吨，比上年增长1.2%；二氧化硫(SO2)排放总量达2594万吨，比上年增长1.8%。可见，尽管我国的经济保持了高速、强劲的发展，但经济增长方式仍然十分粗放，资源和能源消耗高、利用率低、环境污染大的现状仍然是不争的事实。
能源的生产和消费对我国经济、社会实现持续、健康、协调、快速发展，起着至关重要的作用，因而，能源消费与经济增长之间的内在依从关系便成为值得研究并应引起足够重视的问题。本文基于国内外相关问题的前沿性研究成果，就我国当前及历史发展的现实情况，率先将近年来发展的非线性STR模型技术应用于我国能源消费与经济增长之间内在依从关系的研究，揭示二者之间的变化规律，提出了合理的建议，供政府决策部门参考。
文章第二部分综述能源消费与经济增长之间关系研究的主要文献及进展状况；第三部分简要给出本研究使用的计量分析框架及方法；第四部分对所选用变量及数据采集进行了必要说明和初步处理；第五部分给出STR模型的技术估计及综合评价；第六部分给出了实证结果的经济学机理分析及相关的政策建议。
二、能源消费与经济增长关系研究文献综述
有关能源消费与经济增长之间关系的模型定量研究，在20世纪70年代即引起国际社会的关注，但二者之间的关系一直不能形成共识。不同的文献利用的模型不同、国别和地区不同、样本数据不同、参数估计与假设检验方法不同、时间间隔不同，二者之间的结构依从关系将会发生显著性差异。正是基于此种原因，这一问题受到国际国内学者的长期关注。
对于美国数据情形，Kraft和Kraft(1978)进行了开拓性的研究。他们利用1947-1974年间美国年度数据进行的研究表明，存在GNP到能源消费的单向因果关系，经济增长将带动能源消费。然而，Akarca和Long(1980)的研究却发现：当使用同样的时间序列数据，但样本区间取比Kraft和Kraft (1978)更短时，不能得出类似的结果，这意味着样本区间的不同选择可能会影响二者之间的实证分析结果。Yu和Hwang(1984)将上述研究的美国数据样本区间更新为1947-1979年，结果发现能源消费与GNP增长之间又不存在因果关系。Yu和Jin(1992)使用Engle和Granger(1987)提出的E-G两步法，利用1974-1990年间的美国季度数据进行的检验结果表明，在两变量之间并不存在长期的协整均衡关系。Stern(1993)进一步使用4变量（GDP、劳动力、资本和能源）向量自回归(VAR)模型，对美国1947-1990年的年度数据进行了标准的因果关系检验，发现：虽然不存在总能源消费到 GDP的Granger因果关系，但若对最终能源消费测量数据按燃料构成进行调整，则会发现存在能源消费到GDP的单向Granger因果关系。在其后续的文献中，Stern(2000)使用单方程静态协整分析法及多元动态协整分析法拓展了他本人(Stern,1993)的分析结果，发现：能源在解释GDP变动中具有显著的影响效果，并确认在GDP、资本、劳动力和能源之间存在明显的长期协整均衡关系。
对于部分亚洲国家和地区的数据来讲，其研究结论也不尽相同。Masih et(1997)在一个多元经济计量模型的框架内，检验了印度、巴基斯坦、马来西亚、新加坡、印度尼西亚、菲律宾、韩国和中国台湾地区的实际收入与总能源消费之间的因果关系，结果发现：马来西亚、新加坡和菲律宾的能源消费同实际收入之间存在中性的结构依从关系；印度存在从能源消费到GNP的单向因果关系；印度尼西亚却存在从GDP到能源的反向因果关系；巴基斯坦和中国台湾则存在能源与GDP之间的双向因果关系。John(2000)应用协整和误差修正模型技术，估计了印度、印尼、泰国和菲律宾的能源消费同经济增长之间的关系，结果表明：印度和印尼存在能源到GDP的短期单向因果关系；泰国和菲律宾存在能源与GDP之间的双向因果关系。显然，该文中得到的菲律宾和印尼的检验结果与 Masih et(1997)的检验结果均不相同。在对中国台湾地区数据的检验中，Hwang和Gum(1992)以及 Masih et(1997)均发现存在能源和GDP之间的双向因果关系；Cheng和Lai(1997)利用单位根检验、协整检验以及Granger因果检验的Hsiao程序等技术，对中国台湾1955-1993年期间的样本进行了检验，结果却发现只存在GDP到能源消费的单向因果关系；Yang(2000)进一步将上述样本区间更新为1954-1997年，并分别考查GDP与各种能源（煤、石油、天然气及电）的结构依从关系，结果发现 GDP与总能源、煤、电三变量分别存在双向因果关系，以及存在天然气到GDP、GDP到石油的单向因果关系。
我国内地主要研究文献有：赵丽霞等(1998)将能源作为新变量引入Cobb-Douglas生产函数，由此建立VAR模型，结果得出我国能源消费同经济增长存在正相关的结论；林伯强(2003a,2003b)应用协整和误差修正模型技术研究了我国电力消费同经济增长的关系，结果表明：在GDP、资本、人力资本以及电力消费之间存在着长期的协整均衡关系，并对效率和能源需求等进行了中长期的预测；韩智勇等(2004)采用E-G两步法和未考虑平稳性的标准Granger因果检验，对1978-2000年间的GDP序列及能源消费总量数据进行了分析，得出能源消费和GDP之间不存在长期均衡关系、但存在双向因果关系的结论；马超群等(2004)采用E-G两步法对1954-2003年间的年度数据进行了分析，得出GDP同能源总消费、煤炭消费之间存在着长期的均衡关系，同石油、天然气和水电之间不存在协整关系，同样在未考虑平稳性条件下采用Granger检验得出GDP同总能源消费之间存在双向因果关系的结论。
综合以上分析：不同国家或地区的能源消费与经济增长之间的内在依从关系不尽相同；即使是同一个国家的不同发展时期，其内在的依从关系也不尽相同。造成这种复杂局面的原因很多，例如，不同国家有不同的经济结构和体制，而相同国家在不同的发展时期也会有不同的能源政策和经济政策，这些应作为分析结论千差万别的主要原因。但另一方面，以上文献均是在线性假设的前提下进行的研究，而对经济增长同能源消费之间究竟是不是线性关系并未进行严格的经济计量学检验，而且，不同文献在研究能源消费与经济增长之间的关系时所采用的方法不尽相同，有些方法甚至存在明显的缺陷或不足。例如，E-G两步法是在协整理论的早期文献Engle和Granger(1987)中提出的，由于其第一步不能进行统计推断和假设检验，因而招致各种批评；并且，近年来的Monte Carlo模拟结果也显示，E-G两步法检验的势(power)非常低，因而检验结论会受到置疑。此外，即使是标准的Granger因果检验方法，也会对变量的平稳性、模型设定形式及异常值点等有较强的敏感性（赵进文，2004）。
特别需要指出的是，在韩智勇等(2004)的研究中，采用的数据是年度的GDP序列及能源消费总量序列，在检验分析的过程中，既没有对原始序列取对数以消除或减少异方差的影响，也没有进行差分处理以消除数据的非平稳性对回归的影响，因而，该检验的结果并不令人完全信服。马超群等(2004)采用的数据是1954-2003年间的年度数据，在检验过程中，尽管对原始序列取了对数，消除或减少了异方差对检验结果的影响，但经过检验，对数化后的序列依然存在着一阶非平稳性，从而检验回归方程存在“伪回归”的嫌疑，这在一定程度上降低了检验结果的说服力。
本文试图运用STR模型对此问题进行规范的分析，并将侧重点放在能源消费同经济增长之间内在依从规律的研究上，以此揭示我国经济增长与能源消费之间内在的非线性关系。我们深知，仅从经济增长角度无法解释能源消费的全部内容，而应从能源价格、一次能源储量结构、世界能源生产与消费格局、产业结构和产业政策、工业结构等角度进行全面系统的分析，但这不可能在一篇文章中完成。在我们的模型分析中，这些影响因素是以隐性的方式来反映的。此外，目前还没有一种特别有效的方法，能将各变量对能源消费的单独影响或贡献进行分离。这也将是未来模型技术发展的一个方向。近年来，STR模型比较成功地应用到经济、金融、资本市场、宏观政策模拟等领域，是非线性关系模型分析的典型工具之一。在我国，赵进文、闵捷(2005a,2005b,2006)已成功地将复杂的STR模型分析技术应用于央行货币政策操作规律性及经济周期测定的研究；等等。本文在前述文献基础上，进一步对STR模型进行细化，在国内首次将LSTR2模型应用于经济增长与能源消费关系的研究，深刻揭示了二者之间复杂而微妙的变化规律。
三、检验理论与方法概述
单位根检验和格兰杰因果关系检验，已是比较成熟的经济计量学方法，此处不再赘述。为保持文章讨论的一致性、完整性和可读性，本文概要地给出新近发展的STR非线性模型分析框架，尤其是本文首次涉及的非单调类转换函数的LSTR2型STR模型。与STR模型对应的检验理论和估计方法描述，可参见赵进文、闵捷(2005a，2005b)。
平滑转换回归模型——STR模型的一般形式为：
则称此类STR模型为ESTR族模型，即，Exponential型（指数型）STR模型。这两个模型均以c点为转换变量的转折点。与LSTR族模型不同，指数型STR族模型的转换函数为偶函数形式，当转换变量在c点两侧取值时，转换函数G值关于c点对称，也反映出转换变量对目标变量影响的一种对称性。当转换函数G（γ，c，s[,t]）的值趋近于零时，模型的非线性部分逐渐消失，仅保留线性部分。
Granger和Ter
svirta(1993)给出的另一种非常重要的非单调类转换函数是：
四、变量选取与样本数据说明
在具体实证建模分析中，我们选取年度GDP（调整为1990年价格水平）和一次能源消费量（发电煤耗法）为研究变量，分别记为gdp和eny序列，样本为1953-2005年间的53组年度数据。此外，为了消除可能产生异方差的影响，对年度GDP和一次能源消费量均取对数处理，分别得到lgdp和leny序列。在如下的图1和图2中，分别给出了这两组水平变量序列及一阶差分后序列dlgdp和dleny的趋势图。所有数据均来自国家统计局历年编制并公开发行的《中国统计年鉴》、《能源统计年鉴》和《新中国五十年统计资料汇编》等，2005年数据则来自2006年出版的《2005年国民经济和社会发展统计公报》。
五、实证分析
（一）单位根检验
为了客观、科学地探求我国经济增长与能源消费之间的内在结构依从关系，需要首先确认时间序列的平稳性。我们采用扩展的Dickey-Fuller（即ADF）检验及Phillips-Person（即PP）检验法 (Phillips,Perron,1988)，来检验lgdp和leny序列的平稳性。由图1和图2的趋势图不难发现，水平变量lgdp和leny的取值并没有表现出平稳性，但其一阶差分序列则表现出一定的平稳性特征。这一基本直观判断可以通过下面的ADF检验统计量值PP即检验统计量值获得确认，具体检验结果见如表1。
图1 水平变量趋势图
图2 一阶差分变量趋势图
（二）格兰杰因果关系检验
由于leny和lgdp序列均为一阶非平稳序列，即I(1)序列，而格兰杰因果关系检验对变量的平稳性非常敏感，所以我们采用其一阶差分序列dleny和dlgdp进行检验，检验结果见表2。在滞后二阶的情况下，可在5%显著性水平下拒绝“dleny不是dlgdp的格兰杰原因”的原假设，并接受“dlgdp不是dleny的格兰杰原因”的原假设；而在滞后一阶和三阶情况下均可在1%的显著性水平下拒绝“dleny不是dlgdp的格兰杰原因”的原假设，并接受“dlgdp不是dleny的格兰杰原因”的原假设。由此我们可得出结论，无论是在滞后一阶、二阶，还是三阶下，均存在且仅存在着从能源消费到经济增长的单向格兰杰因果关系。这一结论与目前国内的相关研究结果（主要基于E-G两步法）存在明显差异，其原因在前面已经进行了说明。
（三）lSTR模型的估计及分析
根据上述对STR模型的介绍，第一步，首先确定模型的自回归(AR)部分，我们取响应变量 dleny的1-3阶滞后项，解释变量dlgdp的0-2阶滞后项，共组成九种组合，在满足序列无关的前提下，以AIC信息准则和SC信息准则为标准，选取滞后阶数，各组合回归结果在表3给出。
从表3可以看出，在dleny滞后3阶，dlgdp滞后1阶时，不仅DW统计量比较理想，各变量系数显著，而且，AIC和SC准则也均达到了最小值，因此，取该组合回归计算SSR[,0]，进而检验线性假设。
在确定AR项以后，就要进行转换变量的选择和线性假设的检验，并在拒绝线性假设的条件下，进一步进行
的顺序检验，以确定转换函数的类型，具体检验结果由表4给出。
由表4可看出，除了dleny(t-1)以外，以dleny(t-2)、dlgdp(t)、dlgdp(t-1)以及TREND为转换变量均得到拒绝线性关系的原假设，且当dlgdp(t)作为转换变量时，相伴概率明显小于其它值，又 F3的相伴概率的值远小于F4和F2对应值。因此，取dlgdp(t)为转换变量，并确定转换函数类型为 LSTR2型，而非ESTR型模型。即转换函数形式为：
其次，我们采用二维格点搜索法估计模型的初值，
的取值范围为[-0.3188,0.1931]，γ为[0.5,10]，分别从最小值到最大值等间距取60个值，构造出3600对组合，针对每一组合的c和γ值，计算残差平方和，取SSR最小者为初始值，接着采用Newton-Raphson迭代的方法，最大化条件似然函数，得到模型参数的估计值，之后剔出不显著的变量，对模型进行优化得到最终模型形式。具体估计结果见表5。
根据表5，我们得到LSTR模型的具体形式如下：
可见，LSTR模型的残差序列顺利通过了异方差性ARCH-LM检验、正态性检验和序列相关检验，同时，较高的
表明该模型较好地反映了我国能源消费与经济增长之间的非线性关系。为了进一步验证LSTR模型的拟合效果，我们进行了不同模型之间的比较，结果见表6。
从表6各模型拟合结果可以看出，LSTR模型不仅有最大的，同时，对应的SSR、AIC以及SC均达到最小值，表明LSTR模型较其它线性模型能够更加有效地反映能源消费同经济增长之间的内在结构依从关系。
从表5的估计结果可以看出，在LSTR模型的线性部分中，dlgdp和dlgdp(-1)对能源消费的影响均非常显著，不同的是，现期的dlgdp对能源消费具有正的促进作用，而algdp(-1)的影响为负，并且，dlgdp的系数绝对值大于滞后一阶的系数绝对值。由此可见，在我国经济发展过程中，现期经济增长对能源消费具有较强的影响，而由于前一期的经济增长带动了能源及其它生产要素价格的增长，又抑制了本期对能源消费的需求，但其抑制作用小于经济增长自身对能源消费的促进作用。
LSTR模型的非线性部分包含转换函数和回归项两部分。转换函数中临界值
，即转换函数关于
对称，当转换变量dlgdp=0.0885时，转换函数值G=0，非线性部分消失，模型完全表现为线性形式；当转换变量值等于临界值时，G=0.5。斜率γ=20.0098，表明模型的转换速度较快，当转换变量值小于- 0.0027或大于0.1804时，也就是当经济出现绝对的负增长和超高速增长时，转换函数值迅速向1转换，非线性部分对模型的影响也迅速表现出来，同时也体现出正的经济增长和负的经济增长（GDP的绝对下降）对能源消费影响的非对称性。当经济出现轻微负增长(＜－0.0027)时，GDP对能源消费的非线性影响便非常显著，总产出有1%的下降将导致能源消费2，2625%(1.3033%+ 0.9592%)的下降；在经济增长时，只要GDP的增长率不超过 18.04%，经济增长同能源消费之间将保持一种稳定的线性关系；一旦GDP的增长率超过 18.04%，则线性关系迅速向非线性关系转化，此时，1%的GDP增长将导致2.2625%的能源消费，也就是说，此时的经济增长是一种以能源巨大浪费为基础的经济增长。
图3给出了随dlgdp变化的转换函数值曲线，图4则给出了 dleny的模型拟合图。1956-1976年间，我国的经济增长对能源消费的影响呈现明显的非线性特征，存在从线性到非线性的频繁转换；自1977年开始，我国的经济增长同能源消费的关系则表现为线性特征，并且持续至今。
图3 转换函数曲线图
图4 dleny拟合图
六、结论、分析及政策建议
第一，在线性假设下，我国的能源消费同经济增长之间存在且仅存在从能源消费到经济增长的单向格兰杰因果关系，然而，通过建立非线性LSTR模型，我们看到经济增长对能源消费也存在着较强的影响，影响机制更为复杂，转换函数可以通过LSTR2模型来表达。该结论同韩智勇等(2004)采用标准Granger因果检验，对1978-2000年间的GDP序列及能源消费总量数据进行分析，得出能源消费和GDP之间存在双向因果关系的结论；以及马超群等(2004)对1954-2003年间的年度数据进行分析，得出GDP同总能源消费之间同样存在双向因果关系的结论有较大差异。对此我们认为，韩智勇等(2004)的研究中，采用的数据是年度的GDP序列及能源消费总量序列，在检验的过程中，既没有对原始序列取对数以消除或减少异方差的影响，也没有进行差分以消除数据的非平稳性对回归的影响，以致检验的结果并不令人信服；马超群等(2004)采用的数据是1954-2003年间的年度数据，在检验过程中，尽管对原始序列取对数，消除或减少了异方差对检验结果的影响，但经过检验，对数化后的序列依然存在着一阶非平稳性，从而检验回归方程存在着伪回归的嫌疑，也大大降低了检验结果的说服力。本文在进行检验时，不仅对原始数据进行对数化，并取了一阶差分以保证数据的平稳性要求得以满足，使检验结果有更高的可信度。另外，原始数据对数后取一阶差分的实际意义为增长率，这样做更能体现出经济增长而非经济总量同能源消费的动态依存关系。
检验结果也符合经济理论和我国经济运行的实际情况。能源消费对经济增长的单向格兰杰因果关系表明，作为一种生产要素，能源投入的增加会带来产出的增加，即经济的增长，但经济增长未必能引致能源消费的相应增加。检验表明，在我国经济增长对能源消费的影响呈现出一种非线性的形式，而非“双向因果关系”中的线性影响形式，二者有本质的不同。呈现非线性的主要原因是我国经济增长受多种因素的影响，如国内外政治经济环境、技术的进步、制度的创新，以及各种经济政策导向等，从而表现出不同的经济增长方式。具体可分为三个阶段：第一个阶段从1954-1977年，此阶段我国国民经济发展的国内国外环境都不稳定，存在着多种不可测因素，其中既有人为的因素也有自然环境的因素，使经济增长的速度时快时慢于能源消费的增长速度，又可分为三个小阶段， 1954-1960，1968-1977均表现为能源消费的增长速度快于经济增长的速度，而1961-1967则恰恰相反。第二个阶段从1978-2001年，这个阶段我国经济发展的国内外环境已经趋于稳定，主要以技术进步和制度创新为主要特征，改革开放，引进先进的技术和管理经验，建立现代企业制度，进行经济体制改革，极大地促进了我国生产力的发展，使我国的经济增长模式逐步从“粗放型”向“集约型”转变，在经济增长同能源消费关系上则表现为经济增长的速度长期高于能源消费的增长速度（1989年除外），造成结果的另一个原因就是我国在此期间的经济增长主要是消费主导型的，“六五”、“七五”、“八五”、“九五”期间我国经济增长的消费贡献率分别为68.89%、57.86%、53.05%和 48.79%远高于33.72%、31.24%、48.81%和32.15%的投资贡献率，而消费对能源的消耗要远低于投资。第三个阶段从2002-2005年，由于进行了大量的基础设施建设和固定资产投资，投资对经济增长的贡献率迅速提高，达到56.05%，高于40.43%的消费贡献率，使得能源消费的增长速度再一次快于经济增长的速度。在这种情况下，以线性假设为前提的格兰杰因果检验并不能检验出经济增长对能源消费的非线性影响，而只能给出经济增长不是能源消费增长的格兰杰原因的结论。
第二，我国经济增长对能源消费的影响具有明显的非对称性。当我国GDP增长出现绝对的下降时，能源作为经济发展的血液，其消费比GDP有更快的下降速度，GDP1%的下降将引起能源消费 2.2625%的下降，如1961年、1962年，在前苏联单方面撕毁协议后，我国又遭受了严重的自然灾害，不仅多个援建项目停建，而且作为工业发展基础的农业原材料也难以保证供给，结果使能源消费快速下降。当我国GDP的增长率不超过18.04%时，经济增长对能源消费的影响具有相对的稳定性，能源消费对经济增长的弹性为0.9592，主要反映在1977年以来，国内外政治经济环境比较稳定，技术进步和制度创新使得我国能源消费对经济增长的弹性长期小于1；当GDP的增长率超过18.04%时，我国能源消费较GDP有更快的增长速度，1%的GDP增长将引致2.2625%的能源消费，也就是说，此时的经济增长是以能源的高消耗为代价的，如1958年，全民大炼钢铁，即大搞群众运动和土法上马为特征的工业大跃进。在“超英赶美”目标和“以钢为纲”的方针鼓励下，土洋并举，把土法炼铁、炼钢作为完成1958年钢产量翻番的一条重要措施，到1958年的10月底，全国各地的土小高炉达几百万座，1958年钢产量名义上为1070多万吨，而其中用途不大或根本上不能使用的土钢杂钢达300万吨，这一年生产的1369万吨生铁中，土铁达416万吨，不仅使资源配置低效率，而且造成了能源的巨大浪费。
从现有的数据看能源消费的加速增长或下降均发生在1977年以前，即计划经济体制或国际国内形势动荡中。但随着社会主义市场经济制度的建立和完善，这种非线性将通过“预期”的杠杆继续发挥作用。当经济出现停滞或衰退时，企业面临减产甚至倒闭，进而减少或减缓新的投资和扩建，并裁减员工和降低工资，而个人面临失业的压力，势必减少消费，导致企业产品销售不出去，如此又进入新一轮的预期循环，使得能源消费急速下降；当经济增长较快时，企业预期未来产品销售增加，对原有设施进行扩建或新建，并招工或提高工资，并存在较好的未来预期下，将增加消费，使得产销两旺，经济也进入新一轮的预期循环，致使能源消费快速增加。需要指出的是，在利益的驱动下，已淘汰的落后的高耗能技术也死灰复燃，进一步加剧能源的消耗，造成巨大的浪费。因此，我国的经济发展，应尽可能地避免经济的负增长和超高速的过快增长。
第三，能源消费同经济增长的关系主要可分为两个阶段。第一阶段是从1956年完成社会主义改造到1976年，我国的经济增长对能源消费的影响呈现明显的非线性特征，存在从线性到非线性的频繁转换，主要由国际国内政治经济环境的变化和自然条件的突变引起；第二个阶段是1977年至今，转换函数值G=0，我国经济增长同能源消费的关系呈现出明显的线性特征，在此期间，尽管也发生了1998年的特大洪水和2003年的SARS危机，但由于经济总量的扩大和制度的完善，并没有改变经济增长同能源消费的线性依存关系。随着我国城镇化和机动化速度的加快，伴之以消费结构的升级，生活用能将呈现出快速上升的趋势，若经济增长依然为投资主导型的话，那么经济增长同能源消费的线性特征将不复存在。因此，对于此类问题的研究，在数据的使用上，首先应考虑其阶段性特征，其次应进行必要的线性检验，以避免在线性建设的框架下研究非线性问题。
基于以上分析，我们给出一些相关政策建议。我国是一个人均能源十分短缺的国家，能源的供给已经逐渐成为影响我国未来经济发展的重要瓶颈因素。实证结果表明，我国的能源消费同经济增长之间存在且仅存在从能源消费到经济增长的单向格兰杰因果关系，同时经济增长对能源消费也存在着较强的非线性影响，影响机制更为复杂，并呈现出非对称特征，如果我们发现并能利用这种非线性的影响，则可以推迟或缓解我国能源供给对经济增长的制约，为可替代能源的开发争取时间。“六五”到“九五”期间，我国通过制度创新和技术进步实现了低能耗条件下经济的高速增长，但从2002-2005年，由于进行了大量的基础设施建设和固定资产投资，经济的增长方式由消费主导型转向投资主导型，一些地方政府为了发展本地区经济，只顾眼前利益，盲目投资，使一些已淘汰的落后技术或小企业重新上马，不仅使经济结构调整变得困难，供需结构不平衡，而且造成能源的大量浪费，个别地区的实际经济增长速度已超过18.04%，是一种以能源高消费为成本的经济增长。应加强以下几个方面的工作：第一，鼓励引进国外先进技术和自主创新，通过技术进步实现经济增长对能源消费的非线性影响；第二，随着城镇化、机动化的快速发展和消费升级，城镇生活用能将进入快速增长期，生活用能在能源消费总量中的比重也将随之提高，因此“节能减排”不应仅作为工业生产的调节手段，更应体现在日常生活用能上，鼓励居民采用节能设备，减少生活用能；第三，加强建筑业节能，由于房屋使用的长期性，一旦建成将很难进行更新改造，因此应合理设计房屋的采光采暖及通风性能、选择保温的新型材料，避免通过耗能达到取暖或取冷的目的；第四，改革政绩考核制度，降低GDP在考核中的权重，引入反映经济增长成本的指标，考核的重点从经济增长速度转向经济增长质量；第五，调整我国三次产业结构，大力发展第三产业，逐步降低第二产业在国内生产总值中的比重。
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