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摘要：文章采用E-G两步法，通过建立误差修正模型与格兰杰因果关系检验等方法实证检验了中国1953年-2014年间能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业之间的关系。实证结果表明：中国能源消费与GDP、第二产业、第三产业之间存在长期稳定的均衡关系，GDP 每增长1%，会带动能源消费增长0.77%;第二产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.72%;第三产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.67%;能源消费与GDP、第二产业存在双向格兰杰因果关系，能源消费与第三产业则仅存在第三产业到能源消费的单向因果关系。
关键词：能源消费;经济增长;产业发展;E-G两步法;格兰杰因果检验
能源是人类社会进步与发展的重要物质基础，为经济增长与产业发展提供必要的要素支撑。中国的能源产量自1992年起却开始跟不上能源消费量的“步伐”，能源供需缺口持续扩大，能源对外依存度不断上升，石油消费对外依存度甚至突破了60%。在此背景下，研究中国能源消费、经济增长与产业发展间的关系与规律具有重要的现实意义。
一、 文献综述
国外学者早在20世纪70年代就已经开始对能源消费与经济增长间的关系进行研究。Kraft（1978）在收集美国1947年～1974年的相关数据的基础上，通过定量研究方法分析了美国经济增长与能源消费间的关系，他们的研究结果表明，在这时期内，美国存在由国民生产总值到能源消费的单向因果关系。Glasure和Lee（1997）的研究结果则显示，1961年～1990年间，新加坡和韩国两国的能源消耗与经济增长存在双向因果关系。不过，同样是利用美国的数据，Akarca和Long（1980）、Yu和Hwang（1984）等研究结果表明，美国的能源消费与经济增长间不存在因果关系。Yu和Jin（1992）收集了美国1974年～1990年间的季度数据，在此基础上他们对美国的能源消耗与经济增长进行了季度分析，得出的研究结论则为，该时期内，美国的能源消耗与经济增长间不存在长期均衡关系。
国内学者中林伯强（2001）较早地探讨了中国能源需求与经济增长间的关系，其在建立能源需求模型的基础上，对中国的能源需求与GDP数据进行了协整分析，并建立了误差修正模型，最终得出中国的能源需求与GDP存在长期均衡关系。韩智勇等（2004）对中国1978年～2000年间的经济增长与能源消耗间的关系进行了协整和格兰杰因果关系检验，研究表明，该时期内，中国的能耗与GDP存在双向因果关系。在对中国各个时期能源消费与经济增长间的关系进行研究的同时，部分国内学者逐渐开始对产业发展与能源消费间的关系进行了有益探索。为了研究中国三次产业增长与能源消耗之间的关系，张丽峰（2005）收集了中国1980年～2002年的历史数据，通过定量分析发现，在这一时期内的，中国三次产业增长与能源消耗存在长期关系。采用中国1952年～2012年的相关数据进行实证研究后，尹硕等（2014）也发现，中国第二产业与第三产业的发展将引起能源消费量的增加。
通过文献梳理可以发现，目前，能源消费与经济增长间的关系是国内外学者们的研究重点，有关能源消费与产业发展间的研究成果相对较少，特别是对新中国成立以来的能源消费、经济增长与产业发展的关键进行研究的文章还很少见。在此背景下，本文采用E-G两步法，利用误差修正模型与Granger因果关系检验等方法实证检验了中国1953年～2014年间能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业之间的关系，深入剖析中国能源消费、经济增长与产业发展的关系。
二、 数据来源与实证结果分析
1. 数据的选取与处理。
（1）数据的选取。本文选取的样本区间是1953年～2014年，所有原始数据取自《新中国六十年统计资料汇编》和历年《中国统计年鉴》。其中，选取中国能源消费总量（EC）数据作为中国能源消费指标，单位是万吨标准煤，选取中国历年国内生产总值（GDP）数据为经济增长指标，产业發展数据为第二产业增加值（GDP2）、第三产业增加值（GDP3），单位为亿元人民币。之所以选择第二产业、第三产业作为衡量产业发展的指标，一方面是因为中国的二、三产业是能源消耗的产业主体，另一方面是因为一般的工业化理论往往将二、三产业的发展水平作为产业发展的标志。
（2）数据处理。为了保证数据的可比性，利用GDP平减指数将按照当年价格计算的国内生产总值与二、三产业增加值调整为1952年不变价。另外，由于对变量取自然对数变换有利于消除时间序列中存在的异方差，且不改变原变量之间的关系。因此，在运用计量软件stata14.0进行检验与分析之前，首先对国内生产总值、第二产业产业增加值、第三产业增加值与能源消费变量取自然对数生成对数时间序列，分别记为LGDP、LGDP2、LGDP3与LEC。
2. 实证结果分析。
（1）变量的平稳性检验。本文在应用协整理论对中国1953年～2014年间的能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业之间的关系在进行实证分析前，首先运用对ADF检验法对各变量进行平稳定性检验，以避免出现“伪回归”现象。检验结果显示，LEC、LGDP、LGDP2与LGDP3的ADF检验值分别为-1.196、2.329、0.573与1.715，即使是在10%的显著性水平上，都显著地大于相应的临界值，无法拒绝存在单位根的原假设，这表明序列LEC、LGDP、LGDP2与LGDP3都是非平稳的时间序列。各变量的一阶差分DLEC、DLGDP、DLGDP2与DLGDP3的ADF检验值则分别为-5.717、-6.02、-3.943与-5.16，均明显小于1%的显著性水平上的临界值，这说明经过一阶差分后，所有变量在1%的显著性水平上都是平稳的。因此，可以判定LEC、LGDP、LGDP2与LGDP3等序列都是一阶单整序列。 （2）协整检验。由协整理论可知，对于具有相同单整阶数的非平稳变量，如果它们的某种线性组合是平稳的，那么变量间存在协整关系。通过变量的平稳性检验可知，本文中各变量都是一阶单整序列，因此，LEC与LGDP、LGDP2、LGDP3之间可能存在协整关系。鉴于本文中的协整分析仅涉及两个变量，所以，本文采用E-G两步法对LEC与LGDP、LGDP2、LGDP3间可能存在协整关系进行检验。首先，利用普通最小二乘法分别建立LEC与LGDP、LGDP2、LGDP3之间的协整回归方程，结果如下：
LEC=4.328 527 0.770 449 2LGDP（1）
（20.24） （32.01）
R2=0.943 8 DW=0.113 431
LEC=5.420 122 0.719 118LGDP2（2）
（43.00） （45.80）
R2=0.971 7 DW=0.132 300 2
LEC=5.971 379 0.671 781 5LGDP3（3）
（28.74） （25.15）
R2=0.911 9 DW=0.084 656 6
其次，将方程（1）、（2）、（3）的残差分别提取出来，分别命名为e、e2、e3，通过检验三组方程的残差是否为平稳序列，以进一步确定协整关系。总体上看，残差e、e2、e3都没有表现出明显的时间趋势，且都围绕零值上下波动，所以在对残差e、e2、e3进行单位根检验时，选择没有常数项和漂移项的ADF检验。三组方程残差的单位根检验结果显示e、e2、e3的ADF检验值分别为-3.468、-3.129、-3.531，均小于5%的显著性水平上的临界值-2.921。因此，可以判定三组方程的残差都是平稳序列，这表明LEC与LGDP、LGDP1、LGDP2、LGDP3之间存在协整关系。
最后，协整分析表明，1953年～2014年期间，中国的能源消费与GDP、第二产业、第三产业之间均存在长期稳定的均衡关系。从宏观经济总量上看，GDP对能源消费的弹性约为0.770 449 2，即GDP 每增长1%，会带动能源消费增长0.770 449 2%。从中观产业层面看，第二产业对能源消费的弹性约为0.719 118，这表明第二产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.719 118%;第三产业对能源消费的弹性最小，仅为0.671 781 5，这表明第三产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.671 781 5%。这也从侧面印证了，1953年～2014年间，中国第三产业的能源利用效高于第二产业。对于GDP对能源消费的弹性大于第二产业与第三产业的合理解释，可能是由于第二产业与第三产业的技术水平高于第一产业，使得这两个产业的能源利用效率高于第一产业，最终导致GDP对能源消费的弹性大于第二产业与第三产业的结果。
3. 误差修正模型。由Granger定理可知，对于存在协整关系的变量，如果想进一步分析它们间存在的短期动态和长期调整特征，我们需要建立误差修正模型。由上述协整检验可以断定，中国能源消费与国内生产总值、第二产业增加值、第三产业增加值间均存在协整关系。虽然三组协整回归方程得到的调整后 较高，各自的回归系数也均通过了显著性检验，不过明显偏小的DW值表明三组协整回归方程的残差存在自相关。因此，有必要通过加入变量的滞后值重新回归三组方程，以建立单方程误差修正模型。
首先，我们重新对LEC、LGDP进行回归，并加入一阶滞后变量，估计误差修正模型。虽然该模型得到的回归系数均较为显著，调整的R2也很高，但得到的DW离2较远，可以判定残差仍存在一定程度的自相关，所以，我们继续加入二阶滞后变量，并适当变换方程形式后，估计出的二阶误差修正模型为：
DLECt=0.684 3DLECt-1 1.399 5DLGDPt-0.696 2DLGDPt-1-0.081 3（LECt-1-0.647LGDPt-1-4.991 4） ？著t（4）
方程（5）的R2（0.997 3）接近1;各个系数都通过了显著性检验，DW值（2.3）在2附近，这些均表明模型拟合效果较好。接着，我们重复上述过程，分别估计出能源消费量与二、三产业增加值间的误差修正模型，结果如下：
DLECt=0.479DLECt-1 0.705 6DLGDP2，t-0.186 8DLGDP2，t-1-0.111（LECt-1-0.666 7LGDP2，t-1-5.760 4） ？着t（5）
DLECt=0.398 1DLECt-1 0.943 6DLGDP3，t-0.222 2DLGDP3，t-1-0.099 9（LECt-1-0.511 5LGDP3，t-1-6.996） ？着t（6）
最后，从误差修正模型（4）、（5）和（6）可以看出，国内生产总值、第二产业与第三产业本期的变化会对当期能源消费变化产生正向促进作用，但它们的前一期变化则对本期能源消费变化产生反向作用。三个误差修正模型中括号部分即误差修正项，其前面的负号意味着能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业的长期均衡关系能够使短期内能源消费的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。另外，对长期均衡状态偏离的调整力度可以通过误差修正项系数的大小来反映。从方程（4）、（5）和（6）中可知，三个误差项的系数分别为-0.081 3、-0.111和-0.099 9，这表明国内生产总值、第二产业与第三产业分别以-0.081 3、-0.111和-0.099 9的速度对短期内能源消费的非均衡状态进行修正。
三、 格兰杰因果关系检验
为了明确究竟是国内生产总值、第二产业增加值、第三产业增加值变动引起能源消耗的提高，还是能源消费的增加引起国内生产总值、第二产业增加值与第三产业增加值的变动，我们需要进一步对LEC与LGDP、LGDP2、LGDP3进行格兰杰（Granger）因果关系检验，各变量格兰杰因果关系检验的具体结果见表1。 由表3可知，95%的置信水平下，1953年～2014年间，中国能源消费与国内生产总值、第二产业增加值间存在双向格兰杰因果关系，即能源消费的增加会导致国内生产总值、第二产业增加值的增加，国内生产总值、第二产业增加值的增长也会引发能源消费的增加;不过这一时期，中国能源消费与第三产业间仅存在第三产业到能源消费的单向因果关系，即中国第三产业的增长会提升中国的能源消费水平，但第三产业的增长并不是由能源消费增加所引起的。
四、 结论与建议
1. 结论。本文采用E-G两步法，通过建立误差修正模型与Granger因果关系检验等方法实证检验了中国1953年～2014年间能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业之间的关系。得出的研究主要有：
（1）协整分析表明，1953年～2014年间，中国能源消费与GDP、第二产业、第三产业间存在长期的均衡关系：GDP每增长1%，会带动能源消费增长0.770 449 2%;第二产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.719 118%;第三产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.671 781 5%。建立的误差修正模型表明，中国能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业间存在短期波动关系。具体来看，国内生产总值、第二产业与第三产业本期的变化会对当期能源消费变化产生正向促进作用，但它们的前一期变化则对本期能源消费变化产生反向作用，且国内生产总值、第二产业与第三产业分别以-0.081 3、-0.111和-0.099 9的速度对短期内能源消费的非均衡状态进行修正。
（2）格兰杰因果关系检验结果显示，1953年～2014年间，中国能源消费与国内生产总值、第二产业增加值间存在双向格兰杰因果关系，即能源消费的增加会导致国内生产总值、第二产业增加值的增加，国内生产总值、第二产业增加值的增长也会引发能源消费的增加;不过这一时期，中国能源消费与第三产业间仅存在第三产业到能源消费的单向因果关系，即中国第三产业的增长会提升中国的能源消费水平，但第三产业的增长并不是由能源消费增加所引起的。
2. 相关建议。
（1）优化能源消费结构，夯实能源保障基础。以供给侧结构性改革为主线，推动以水电、核电、风能、太阳能等为代表的清潔能源、新能源的发展，尤其是中国在核电领域尚有巨大发展空间与潜力，在未来能源结构的优化方向上，核电势必将扮演更为重要的角色。通过积极拓宽能源供给增量、提升可再生能源消费比重、逐步降低传统能源的消费比重等方式优化能源消费结构，夯实能源保障基础，以更好支撑经济社会持续稳定发展。
（2）转变经济发展方式，实现绿色发展。绿色发展是实现经济新常态的根本出路。中国应以循环经济、低碳经济、生态经济、与绿色经济为着力点，加快转变高耗能的传统经济发展方式，促进经济增长方式由粗放型向集约型转变，加快推动形成绿色低碳循环发展新方式，用绿色发展确保经济与能源需求的协调增长的同时，提高国民经济发展的质量。
（3）调整产业结构，降低产品能耗。加大产业结构调整力度，减少产业发展对能源的依赖。一方面，既要适当加快第三产业发展等低耗能产业的发展，也要抑制高耗能产业的不合理发展，以优化产业结构，实现产业发展节能降耗的目标。另一方面，应重点鼓励与支持有利于提高能源利用效率的更新改造投资和技术创新，特别是在“富煤、缺油、少气”的能源资源禀赋情况下，中国未来的能源消费仍将以煤炭为主。因此，可以提高煤炭清洁高效开发利用为切入点和立足点，提高中国能源利用效率，降低单位产业增加值的能耗水平。
参考文献：
[1] 林伯强.中国能源需求的经济计量分析[J].统计研究，2001，18（10）：34-39.
[2] 韩智勇，魏一鸣.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J].系统工程，2004，22（12）：17-21.
[3] 尹建华，王兆华.中国能源消费与经济增长间关系的实证研究——基于1953-2008年数据的分析[J].科研管理，2011，32（7）：122-129.
[4] 张丽峰.产业能源消费与产业发展的协整与误差修正模型分析[J].经济经纬，2005，（6）：34-36.
作者简介：金殿臣（1989-），男，汉族，浙江省温州市人，中国社会科学院研究生院博士生，研究方向为产业组织;李媛（1989-），女，汉族，安徽省庐江县人，中国社会科学院研究生院博士生，研究方向为国际贸易。
收稿日期：2017-03-18。
关键词：能源消费;经济增长;产业发展;E-G两步法;格兰杰因果检验
能源是人类社会进步与发展的重要物质基础，为经济增长与产业发展提供必要的要素支撑。中国的能源产量自1992年起却开始跟不上能源消费量的“步伐”，能源供需缺口持续扩大，能源对外依存度不断上升，石油消费对外依存度甚至突破了60%。在此背景下，研究中国能源消费、经济增长与产业发展间的关系与规律具有重要的现实意义。
一、 文献综述
国外学者早在20世纪70年代就已经开始对能源消费与经济增长间的关系进行研究。Kraft（1978）在收集美国1947年～1974年的相关数据的基础上，通过定量研究方法分析了美国经济增长与能源消费间的关系，他们的研究结果表明，在这时期内，美国存在由国民生产总值到能源消费的单向因果关系。Glasure和Lee（1997）的研究结果则显示，1961年～1990年间，新加坡和韩国两国的能源消耗与经济增长存在双向因果关系。不过，同样是利用美国的数据，Akarca和Long（1980）、Yu和Hwang（1984）等研究结果表明，美国的能源消费与经济增长间不存在因果关系。Yu和Jin（1992）收集了美国1974年～1990年间的季度数据，在此基础上他们对美国的能源消耗与经济增长进行了季度分析，得出的研究结论则为，该时期内，美国的能源消耗与经济增长间不存在长期均衡关系。
国内学者中林伯强（2001）较早地探讨了中国能源需求与经济增长间的关系，其在建立能源需求模型的基础上，对中国的能源需求与GDP数据进行了协整分析，并建立了误差修正模型，最终得出中国的能源需求与GDP存在长期均衡关系。韩智勇等（2004）对中国1978年～2000年间的经济增长与能源消耗间的关系进行了协整和格兰杰因果关系检验，研究表明，该时期内，中国的能耗与GDP存在双向因果关系。在对中国各个时期能源消费与经济增长间的关系进行研究的同时，部分国内学者逐渐开始对产业发展与能源消费间的关系进行了有益探索。为了研究中国三次产业增长与能源消耗之间的关系，张丽峰（2005）收集了中国1980年～2002年的历史数据，通过定量分析发现，在这一时期内的，中国三次产业增长与能源消耗存在长期关系。采用中国1952年～2012年的相关数据进行实证研究后，尹硕等（2014）也发现，中国第二产业与第三产业的发展将引起能源消费量的增加。
通过文献梳理可以发现，目前，能源消费与经济增长间的关系是国内外学者们的研究重点，有关能源消费与产业发展间的研究成果相对较少，特别是对新中国成立以来的能源消费、经济增长与产业发展的关键进行研究的文章还很少见。在此背景下，本文采用E-G两步法，利用误差修正模型与Granger因果关系检验等方法实证检验了中国1953年～2014年间能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业之间的关系，深入剖析中国能源消费、经济增长与产业发展的关系。
二、 数据来源与实证结果分析
1. 数据的选取与处理。
（1）数据的选取。本文选取的样本区间是1953年～2014年，所有原始数据取自《新中国六十年统计资料汇编》和历年《中国统计年鉴》。其中，选取中国能源消费总量（EC）数据作为中国能源消费指标，单位是万吨标准煤，选取中国历年国内生产总值（GDP）数据为经济增长指标，产业發展数据为第二产业增加值（GDP2）、第三产业增加值（GDP3），单位为亿元人民币。之所以选择第二产业、第三产业作为衡量产业发展的指标，一方面是因为中国的二、三产业是能源消耗的产业主体，另一方面是因为一般的工业化理论往往将二、三产业的发展水平作为产业发展的标志。
（2）数据处理。为了保证数据的可比性，利用GDP平减指数将按照当年价格计算的国内生产总值与二、三产业增加值调整为1952年不变价。另外，由于对变量取自然对数变换有利于消除时间序列中存在的异方差，且不改变原变量之间的关系。因此，在运用计量软件stata14.0进行检验与分析之前，首先对国内生产总值、第二产业产业增加值、第三产业增加值与能源消费变量取自然对数生成对数时间序列，分别记为LGDP、LGDP2、LGDP3与LEC。
2. 实证结果分析。
（1）变量的平稳性检验。本文在应用协整理论对中国1953年～2014年间的能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业之间的关系在进行实证分析前，首先运用对ADF检验法对各变量进行平稳定性检验，以避免出现“伪回归”现象。检验结果显示，LEC、LGDP、LGDP2与LGDP3的ADF检验值分别为-1.196、2.329、0.573与1.715，即使是在10%的显著性水平上，都显著地大于相应的临界值，无法拒绝存在单位根的原假设，这表明序列LEC、LGDP、LGDP2与LGDP3都是非平稳的时间序列。各变量的一阶差分DLEC、DLGDP、DLGDP2与DLGDP3的ADF检验值则分别为-5.717、-6.02、-3.943与-5.16，均明显小于1%的显著性水平上的临界值，这说明经过一阶差分后，所有变量在1%的显著性水平上都是平稳的。因此，可以判定LEC、LGDP、LGDP2与LGDP3等序列都是一阶单整序列。 （2）协整检验。由协整理论可知，对于具有相同单整阶数的非平稳变量，如果它们的某种线性组合是平稳的，那么变量间存在协整关系。通过变量的平稳性检验可知，本文中各变量都是一阶单整序列，因此，LEC与LGDP、LGDP2、LGDP3之间可能存在协整关系。鉴于本文中的协整分析仅涉及两个变量，所以，本文采用E-G两步法对LEC与LGDP、LGDP2、LGDP3间可能存在协整关系进行检验。首先，利用普通最小二乘法分别建立LEC与LGDP、LGDP2、LGDP3之间的协整回归方程，结果如下：
LEC=4.328 527 0.770 449 2LGDP（1）
（20.24） （32.01）
R2=0.943 8 DW=0.113 431
LEC=5.420 122 0.719 118LGDP2（2）
（43.00） （45.80）
R2=0.971 7 DW=0.132 300 2
LEC=5.971 379 0.671 781 5LGDP3（3）
（28.74） （25.15）
R2=0.911 9 DW=0.084 656 6
其次，将方程（1）、（2）、（3）的残差分别提取出来，分别命名为e、e2、e3，通过检验三组方程的残差是否为平稳序列，以进一步确定协整关系。总体上看，残差e、e2、e3都没有表现出明显的时间趋势，且都围绕零值上下波动，所以在对残差e、e2、e3进行单位根检验时，选择没有常数项和漂移项的ADF检验。三组方程残差的单位根检验结果显示e、e2、e3的ADF检验值分别为-3.468、-3.129、-3.531，均小于5%的显著性水平上的临界值-2.921。因此，可以判定三组方程的残差都是平稳序列，这表明LEC与LGDP、LGDP1、LGDP2、LGDP3之间存在协整关系。
最后，协整分析表明，1953年～2014年期间，中国的能源消费与GDP、第二产业、第三产业之间均存在长期稳定的均衡关系。从宏观经济总量上看，GDP对能源消费的弹性约为0.770 449 2，即GDP 每增长1%，会带动能源消费增长0.770 449 2%。从中观产业层面看，第二产业对能源消费的弹性约为0.719 118，这表明第二产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.719 118%;第三产业对能源消费的弹性最小，仅为0.671 781 5，这表明第三产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.671 781 5%。这也从侧面印证了，1953年～2014年间，中国第三产业的能源利用效高于第二产业。对于GDP对能源消费的弹性大于第二产业与第三产业的合理解释，可能是由于第二产业与第三产业的技术水平高于第一产业，使得这两个产业的能源利用效率高于第一产业，最终导致GDP对能源消费的弹性大于第二产业与第三产业的结果。
3. 误差修正模型。由Granger定理可知，对于存在协整关系的变量，如果想进一步分析它们间存在的短期动态和长期调整特征，我们需要建立误差修正模型。由上述协整检验可以断定，中国能源消费与国内生产总值、第二产业增加值、第三产业增加值间均存在协整关系。虽然三组协整回归方程得到的调整后 较高，各自的回归系数也均通过了显著性检验，不过明显偏小的DW值表明三组协整回归方程的残差存在自相关。因此，有必要通过加入变量的滞后值重新回归三组方程，以建立单方程误差修正模型。
首先，我们重新对LEC、LGDP进行回归，并加入一阶滞后变量，估计误差修正模型。虽然该模型得到的回归系数均较为显著，调整的R2也很高，但得到的DW离2较远，可以判定残差仍存在一定程度的自相关，所以，我们继续加入二阶滞后变量，并适当变换方程形式后，估计出的二阶误差修正模型为：
DLECt=0.684 3DLECt-1 1.399 5DLGDPt-0.696 2DLGDPt-1-0.081 3（LECt-1-0.647LGDPt-1-4.991 4） ？著t（4）
方程（5）的R2（0.997 3）接近1;各个系数都通过了显著性检验，DW值（2.3）在2附近，这些均表明模型拟合效果较好。接着，我们重复上述过程，分别估计出能源消费量与二、三产业增加值间的误差修正模型，结果如下：
DLECt=0.479DLECt-1 0.705 6DLGDP2，t-0.186 8DLGDP2，t-1-0.111（LECt-1-0.666 7LGDP2，t-1-5.760 4） ？着t（5）
DLECt=0.398 1DLECt-1 0.943 6DLGDP3，t-0.222 2DLGDP3，t-1-0.099 9（LECt-1-0.511 5LGDP3，t-1-6.996） ？着t（6）
最后，从误差修正模型（4）、（5）和（6）可以看出，国内生产总值、第二产业与第三产业本期的变化会对当期能源消费变化产生正向促进作用，但它们的前一期变化则对本期能源消费变化产生反向作用。三个误差修正模型中括号部分即误差修正项，其前面的负号意味着能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业的长期均衡关系能够使短期内能源消费的非均衡状态逐渐向长期均衡状态趋近。另外，对长期均衡状态偏离的调整力度可以通过误差修正项系数的大小来反映。从方程（4）、（5）和（6）中可知，三个误差项的系数分别为-0.081 3、-0.111和-0.099 9，这表明国内生产总值、第二产业与第三产业分别以-0.081 3、-0.111和-0.099 9的速度对短期内能源消费的非均衡状态进行修正。
三、 格兰杰因果关系检验
为了明确究竟是国内生产总值、第二产业增加值、第三产业增加值变动引起能源消耗的提高，还是能源消费的增加引起国内生产总值、第二产业增加值与第三产业增加值的变动，我们需要进一步对LEC与LGDP、LGDP2、LGDP3进行格兰杰（Granger）因果关系检验，各变量格兰杰因果关系检验的具体结果见表1。 由表3可知，95%的置信水平下，1953年～2014年间，中国能源消费与国内生产总值、第二产业增加值间存在双向格兰杰因果关系，即能源消费的增加会导致国内生产总值、第二产业增加值的增加，国内生产总值、第二产业增加值的增长也会引发能源消费的增加;不过这一时期，中国能源消费与第三产业间仅存在第三产业到能源消费的单向因果关系，即中国第三产业的增长会提升中国的能源消费水平，但第三产业的增长并不是由能源消费增加所引起的。
四、 结论与建议
1. 结论。本文采用E-G两步法，通过建立误差修正模型与Granger因果关系检验等方法实证检验了中国1953年～2014年间能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业之间的关系。得出的研究主要有：
（1）协整分析表明，1953年～2014年间，中国能源消费与GDP、第二产业、第三产业间存在长期的均衡关系：GDP每增长1%，会带动能源消费增长0.770 449 2%;第二产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.719 118%;第三产业增加值每增长1%，会带动能源消费增长0.671 781 5%。建立的误差修正模型表明，中国能源消费与国内生产总值、第二产业、第三产业间存在短期波动关系。具体来看，国内生产总值、第二产业与第三产业本期的变化会对当期能源消费变化产生正向促进作用，但它们的前一期变化则对本期能源消费变化产生反向作用，且国内生产总值、第二产业与第三产业分别以-0.081 3、-0.111和-0.099 9的速度对短期内能源消费的非均衡状态进行修正。
（2）格兰杰因果关系检验结果显示，1953年～2014年间，中国能源消费与国内生产总值、第二产业增加值间存在双向格兰杰因果关系，即能源消费的增加会导致国内生产总值、第二产业增加值的增加，国内生产总值、第二产业增加值的增长也会引发能源消费的增加;不过这一时期，中国能源消费与第三产业间仅存在第三产业到能源消费的单向因果关系，即中国第三产业的增长会提升中国的能源消费水平，但第三产业的增长并不是由能源消费增加所引起的。
2. 相关建议。
（1）优化能源消费结构，夯实能源保障基础。以供给侧结构性改革为主线，推动以水电、核电、风能、太阳能等为代表的清潔能源、新能源的发展，尤其是中国在核电领域尚有巨大发展空间与潜力，在未来能源结构的优化方向上，核电势必将扮演更为重要的角色。通过积极拓宽能源供给增量、提升可再生能源消费比重、逐步降低传统能源的消费比重等方式优化能源消费结构，夯实能源保障基础，以更好支撑经济社会持续稳定发展。
（2）转变经济发展方式，实现绿色发展。绿色发展是实现经济新常态的根本出路。中国应以循环经济、低碳经济、生态经济、与绿色经济为着力点，加快转变高耗能的传统经济发展方式，促进经济增长方式由粗放型向集约型转变，加快推动形成绿色低碳循环发展新方式，用绿色发展确保经济与能源需求的协调增长的同时，提高国民经济发展的质量。
（3）调整产业结构，降低产品能耗。加大产业结构调整力度，减少产业发展对能源的依赖。一方面，既要适当加快第三产业发展等低耗能产业的发展，也要抑制高耗能产业的不合理发展，以优化产业结构，实现产业发展节能降耗的目标。另一方面，应重点鼓励与支持有利于提高能源利用效率的更新改造投资和技术创新，特别是在“富煤、缺油、少气”的能源资源禀赋情况下，中国未来的能源消费仍将以煤炭为主。因此，可以提高煤炭清洁高效开发利用为切入点和立足点，提高中国能源利用效率，降低单位产业增加值的能耗水平。
参考文献：
[1] 林伯强.中国能源需求的经济计量分析[J].统计研究，2001，18（10）：34-39.
[2] 韩智勇，魏一鸣.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J].系统工程，2004，22（12）：17-21.
[3] 尹建华，王兆华.中国能源消费与经济增长间关系的实证研究——基于1953-2008年数据的分析[J].科研管理，2011，32（7）：122-129.
[4] 张丽峰.产业能源消费与产业发展的协整与误差修正模型分析[J].经济经纬，2005，（6）：34-36.
作者简介：金殿臣（1989-），男，汉族，浙江省温州市人，中国社会科学院研究生院博士生，研究方向为产业组织;李媛（1989-），女，汉族，安徽省庐江县人，中国社会科学院研究生院博士生，研究方向为国际贸易。
收稿日期：2017-03-18。