經濟增長、金融發展、對外貿易與能源消費動態關系研究

戴鈺　劉亦文

摘 要 基于我國1978-2013年的統計數據，運用ARDL邊限協整檢驗技術和VECM格蘭杰因果檢驗方法，對經濟增長、金融發展、對外貿易與能源消費之間的關系進行了系統地研究.實證結果表明，經濟增長、金融發展、對外貿易與能源消費之間存在長期協整關系.經濟增長和能源消費不滿足EKC假設，兩者之間呈現正“U”型變化，目前我國經濟位于曲線右邊，即能源消費隨著經濟的增長而增加.金融發展對能源消費存在顯著的正向效應，對外貿易的發展也會增加能源消費.格蘭杰因果檢驗表明存在從經濟增長到能源消費、金融發展和對外貿易的單向因果關系.金融發展和能源消費之間存在長期雙向因果關系，同樣的，這種關系也被發現在對外貿易和能源消費、金融發展和對外貿易之間.

關鍵詞 經濟增長；金融發展；對外貿易；能源消費

中圖分類號 F205 文獻標識碼 A

Abstract Based on the autoregressive distributed lag （ARDL） bounds testing approach for cointegration and the vector error correction model （VECM） Granger causality approach， systematically investigates the relationship between economic growth， financial development， trade openness and energy consumption in case of China over the period of 1978-2013. The empirical evidence confirmed the existence of long-term cointegration between economic growth， financial development， trade openness and energy consumption. Further， we find the EKC hypothesis is not supported. There is a U-shaped relationship between economic growth and energy consumption and our economy is at the right of the curve， which means economic growth increases energy consumption. The relationship between financial development and energy consumption is significantly positive. Trade openness also has a positive impact on energy consumption. The Granger causality analysis validates the unidirectional relationship running from economic growth to energy consumption， financial development， and trade openness. There is long-term bidirectional causality between financial development and energy consumption. The feedback relationship also exists between trade openness and energy consumption， and financial development and trade openness.

Key words economic growth； financial development； trade openness； energy consumption

1 引 言

自改革開放以來，我國社會經濟取得了巨大發展，創造了令人矚目的“中國奇跡”.國內生產總值實現了從1978年3645億元到2017年827122億元的跨越式增長，是世界上名副其實的第二大經濟體.但奇跡的背后是能源的大量消耗和生態環境的嚴重破壞.1978年，我國能源消費總量為57144萬噸標準煤，2013年就增長到了375000萬噸標準煤，增長了5倍之多.與此同時，據《世界能源中國展望（2013～2014）》預測，2035年中國能源需求總量將占到世界能源需求總量的24%，能源需求增量占比更是達到38.5%之多.屆時，中國能源在世界能源供需格局中的地位將更加突出.伴隨著社會經濟的快速增長，能源消費持續增加，環境污染物排放也進一步擴大，我國資源環境面臨嚴峻挑戰.

為了應對資源環境的緊張局勢，我國政府在“十一五”規劃綱要中正式提出節能減排的概念，并設定了在“十一五”期間，實現單位GDP能耗減少20%的目標.在《節能減排“十二五”規劃》中，我國政府不但制定了在“十二五”期間，節約6.7億噸標準煤能源，單位GDP能耗比2010年降低16%的總體目標，同時還根據實際情況設定了我國各部門單位GDP能耗的具體目標.另外，在2009年的哥本哈根世界氣候大會上，我國政府就曾向世界鄭重承諾：2020年，中國GDP能源消耗要比2005年降低40%～45%.這些均表明我國在節能減排上的決心.

所謂節能減排，并不是簡單地減少能源消費，降低污染物排放.能源消費作為人們生產生活的一部分，與社會經濟發展息息相關.如果強制性地要求企業、住戶等機構部門減少能源消費，對社會經濟發展造成的不利影響可能會更大.因此，在節能減排政策的制定中，我們要考慮節能減排是否會對經濟造成威脅，經濟增長與能源消費之間存在怎樣的因果關系.目前，已有不少文章探究兩者之間的關系（Kraft J. and Kraft A.，1978；林伯強，2003）[1，2].近期，也有學者基于環境庫茲涅茨曲線（EKC）分析經濟增長與能源消費之間的關系（白積洋，2010；趙愛文等，2014）[3，4].但由于實證方法、時間跨度、研究對象的不同，得出了不盡相同的結論.Kraft J. and Kraft A.（1978）最早基于美國1947～1974年的數據進行研究，發現美國存在從GNP到能源消費的單向因果關系[1].然而，Akarca and Long（1980）用1947～1972年的數據卻得出GNP和能源消費不存在因果關系的結論[5].Masih A.M.M. and Masih R.（1996）基于Johansen協整檢驗和VECM格蘭杰因果檢驗對亞洲六國能源消費與經濟增長的關系進行了研究，研究發現只有印度、巴基斯坦、印度尼西亞的能源消費和經濟增長之間存在長期協整關系 [6].而Shahbaz、Hye 、Tiwari and Leito（2013）運用ARDL邊限協整檢驗和VECM格蘭杰因果檢驗研究發現：印度尼西亞的經濟增長、能源消費、金融發展、對外貿易與二氧化碳排放之間存在長期協整關系，且經濟增長和能源消費互為格蘭杰因果關系[7].在國內，學者們運用不同的方法來探究經濟增長與能源消費之間的關系.林伯強（2003）運用JJ協整技術和VECM格蘭杰因果檢驗證明了我國的電力消費和經濟增長之間存在長期均衡關系[2].趙進文等（2007）探究了我國經濟增長與能源消費之間具體的內在結構依存關系，通過非線性STR模型實證研究發現，我國經濟增長對能源消費的影響具有明顯的非線性、非對稱性和階段性特征[8].李文啟（2015）通過系統廣義矩估計方法實證研究發現我國能源消費對經濟增長存在顯著的正向作用，作用效果東部最大，西部居中，中部最小[9].此外，近年來也有學者基于EKC曲線來深入研究經濟增長與能源消費之間的關系.白積洋（2010）發現我國經濟滿足EKC假設，經濟增長與能源消費呈倒“U”型變化，但我國經濟目前尚未達到轉折點，仍位于EKC曲線的左邊，能源消費隨著經濟的增長而增加[3].趙愛文等（2014）基于三次方GDP與能源消費的EKC模型進行研究發現，人均GDP與能源強度之間既存在“N”型EKC曲線，又存在拐點；而人均GDP與能源消費總量、人均能源消費之間雖然也符合“N”型EKC曲線，但是并不存在拐點[4].

隨著各國金融發展研究的不斷深入，越來越多的學者開始關注并研究金融發展與能源消費之間的關系.金融發展對能源消費的影響存在多條傳導路徑.一方面，金融發展會增加能源消費.隨著金融發展規模的不斷擴大，金融發展效率的不斷提高，消費者和企業都可以以更低的成本和更便利的方法來獲取貸款.其中，消費信貸會增加消費者對汽車、空調、房子等高能耗商品的購買及使用，企業貸款也會促進企業進行廠房新建、購買機器設備等用于擴大再生產，而這些行為都將增加對能源的消費.另一方面，金融發展會減少能源消費.金融發展鼓勵企業引進節能環保的高新技術及設備，為知識密集型、技術密集型的高新技術產業的發展提供金融支持，因此，金融發展可以降低能源消費.為

了確定能源消費與金融發展之間的具體關系，國內外學者做了許多相關的研究.

Sadorsky（2010）基于廣義矩方法研究了1990～2006年22個新型經濟體金融發展對能源消費的影響.實證結果表明，當金融發展用股市指標衡量時，金融發展與能源消費之間存在顯著的正向關系[10].Sadorsky（2011）用同樣的方法對歐洲中東部邊境九個經濟體進行研究時發現，當使用銀行指標衡量金融發展時，金融發展與能源消費的關系顯著為正[11].Shahbaz and Lean（2012）基于ARDL邊限協整檢驗和VECM格蘭杰因果檢驗對突尼斯的金融發展和能源消費進行研究，研究發現金融發展與能源消費互為因果關系[12].Mielnik and Goldemberg（2002）基于二十個發展國家的數據進行研究，結果表明外商直接投資的增加會減少能源能源[13].任力等（2011）基于中國區域層面的分析表明金融發展與能源消費的關系存在地區差異性[14].劉劍鋒等（2014）在非線性研究框架下，研究發現能源消費與金融發展之間不存在因果關系[15].

國內外已有不少學者研究了對外貿易與能源消費之間的相互關系.Erkan、Mucuk and Uysal（2010）基于JJ協整和VAR格蘭杰因果檢驗得出了土耳其能源消費是出口貿易的格蘭杰原因[16].Halicioglu（2011）通過ARDL邊限協整檢驗也得到土耳其的經濟增長、能源消費、出口貿易之間存在長期協整關系的結論.但VECM格蘭杰因果檢驗卻表明出口貿易是能源消費的單向格蘭杰原因[17].上述文章是針對單個國家進行的分析，Hossain（2012）基于面板格蘭杰因果檢驗研究了1976～2009年SAARC國家經濟增長、出口貿易、匯款和能源消費之間的關系，研究結果顯示出口貿易和能源消費之間不存在因果關系[18].此外，還有學者探討了進口貿易、貿易總額與能源消費之間的關系.Sadorsky（2011）基于面板協整檢驗和FMOLS估計方法研究了八個中東國家進、出口貿易與能源消費之間的關系.實證結果表明，從長期來看，進、出口貿易與能源消費之間均存在顯著的正向關系[19].國內學者結合中國實際情況，集中對我國出口貿易與能源消費之間的關系進行了研究.董斌昌等（2006）基于ARDL模型研究發現：出口貿易與能源消費之間存在顯著的正相關關系[20].張傳國等（2009）運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和方差分解對能源消費和出口貿易之間的關系進行了研究.研究發現我國存在從出口貿易到能源消費的單向因果關系[21].此外，為了探究出口貿易結構與能源消費之間的關系，陳義平等（2013）通過實證研究發現：我國初級產品的出口在短期和長期都會增加對能源的消費，且兩者互為因果關系；工業制成產品的出口只有在長期會促進能源消費，且只存在從工業制成品出口到能源消費的單項因果關系[22].也有學者開始研究進口貿易與能源消費之間關系.熊研婷（2011）應用運用面板協整和誤差修正等方法研究發現，我國進、出口貿易與能源消費互為短期因果關系.且長期均衡估計顯示，我國人均實際進、出口每增長1%，人均能源消費將增加分別0.09%和0.103%，人均能源消費對人均實際進、出口的長期彈性均約為0.5[23].徐少君（2011）研究發現我國能源消費與進、出口貿易間的關系在東、中、西部三大地區存在差異[24].

越來越多的學者認為，傳統的能源消費與經濟增長關系的研究沒有將金融發展從經濟增長中獨立出來進行單獨分析，制約了人們對金融發展與能源消費關系的認識.因此，考慮到金融發展在經濟系統中的重要性，有必要將金融發展作為獨立變量納入到研究框架中.同時，對外貿易與能源消費之間的關系也值得探討.由赫克歇爾-俄林（H-O）理論可知，國際貿易將促進國際分工的合理化，各國都將生產并出口本國要素密集型產品，進口本國要素稀缺型產品.貿易活動引起產品在國際間的流動，同時也伴隨著能源在國際間的轉移，揭示了對外貿易與能源消費之間的內在關聯性.將在能源EKC曲線的基礎上，把金融發展和對外貿易納入到分析框架中，將基于ARDL邊限協整檢驗和VECM格蘭杰因果檢驗對經濟增長、金融發展、對外貿易和能源消費之間的關系進行實證分析，為政策制定者提供決策意見.

2 變量選取和數據說明

2.1 變量選取

所選取的各變量的具體說明如下：經濟增長指標選用人均實際GDP來表示經濟增長，人均實際GDP是以2000年不變價格折算得到.金融發展指標選用私人部門信貸占GDP的比重來代表金融發展水平，用FIN表示.對外貿易指標選用人均實際進出口貿易總額來刻畫，其中實際進出口貿易總額是經過相應的匯率和以2000年不變價格折算得到，人口數選用的是年中估算值，估算方法是（人口年初數+人口年末數）/2，用TR表示.能源消費指標選用人均能源消費總量來表示能源消費，其中人口數采用的是年中估算值，人均能源消費總量的單位是千克標準煤/人，用EN表示.本文在實證研究中對所有變量均進行對數化處理，這樣可以有效地降低異方差的影響，同時可以使模型的系數有更好的解釋意義.具體用LnGDP、LnFIN、LnTR、LnEN表示.各變量時間跨度是從1980年至2013年.各變量的統計性描述如下所示：

2.2 模型設定

本文將在能源EKC理論基礎上研究我國能源消費與經濟增長之間的關系，驗證我國能源EKC的存在性及是否存在拐點.同時，還將金融發展和對外貿易納入到分析框架中，對經濟增長、金融發展、對外貿易和能源消費之間的動態關系進行實證分析.式（1）給出的是經濟增長、金融發展、對外貿易和能源消費之間的長期均衡方程：

LnENt=α0+α1T+α2LnGDPt+α3LnGDPt2+α4LnFINt+α5LnTRt+εt，（1）

其中，T是時間變量，εt是隨機擾動項.參數α2，α3，α4，α5分別表示人均實際GDP，人均實際GDP的平方，金融發展（私人部門信貸占GDP比重）與人均實際貿易總額對人均能源消費總量的長期彈性.

基于理論與經驗方法對方程（1）中各參數的正負情況進行猜想：如果我國能源消費與經濟增長之間存在EKC假設，則有α2>0，α3<0.α4的正負并不好確定：一方面，金融發展拉動市場需求、擴大企業生產，從而增加能源消費；另一方面，金融發展為企業提供資金支持，鼓勵企業使用節能環保設備，從而減少能源消費.α5>0，原因有以下3點：一是對外貿易產品的進出口需要借助交通工具來運輸貨物，這個過程必定會消耗能源；二是出口貿易產品在其生產過程引起的機器設備的運轉會消耗大量的能源；三是進口的汽車、電機等機器設備在使用時會增加對能源的消耗.

3 實證結果與分析

3.1 單位根檢驗

選用ARDL邊限協整檢驗方法對經濟增長、金融發展、對外貿易和能源消費之間的長期協整關系進行探索.由于ARDL邊限協整檢驗適用于序列為平穩或一階單整的情況，且Pesaran、Shin and Smith（2001）[25]和Narayan（2005）[26]對ARDL邊限協整檢驗的F統計值是基于變量序列是I（0）或I（1）計算所得，所以，為了避免出現二階單整而導致F統計值失效的情況（Ouattara，2004）[27]，在進行ARDL邊限協整檢驗之前，首先要對變量序列進行單位根檢驗，保證其是零階單整或一階單整.

在單位根檢驗中，ADF檢驗最為常見，本文給出了各變量的ADF檢驗結果.

從表3中可知，當LnEN作為響應變量時，其F統計值位于10%顯著性水平下的上、下邊限值之間，因此不能判斷LnGDP、（LnGDP）2、LnFIN、LnTR對LnEN是否具有長期影響關系.此時，可以根據誤差修正項的顯著性來判斷長期協整關系是否存在.當LnFIN、LnTR作為響應變量時，其F統計值均高于1%顯著性水平下的上邊限值，說明LnEN、LnGDP、（LnGDP）2、LnTR對LnFIN有長期影響關系，LnEN、LnGDP、（LnGDP）2、LnFIN對LnTR有長期影響關系.而當LnGDP、（LnGDP）2作為響應變量時，其F統計值均低于10%顯著性水平的下邊限值，說明當LnGDP、（LnGDP）2作為響應變量時，其他變量對其的長期影響關系不明顯.因此，本文研究的變量之間至少存在2個協整關系，說明我國的經濟增長、金融發展、對外貿易和能源消費之間存在長期協整關系.

3.3 長短期估計

本文選用AIC準則，確定使用的最大滯后階數為2.最終得到的模型是ARDL（2，1，0，0，2）.表4、表5分別給出了長期均衡模型和短期誤差修正模型.

由表4可知，中國經濟和能源消費不符合能源EKC的假設.從表中可以看出，LnGDPt的系數為-2.6195，（LnGDPt）2的系數為0.17206，兩者系數均通過1%的顯著性檢驗，說明中國的經濟增長與能源消費之間呈現正“U”型變化，即在達到轉折點之前，能源消費隨著經濟的增長呈現下降的趨勢，但在達到轉折點之后，能源消費隨著經濟的增長呈現上升的趨勢.同時，該式也提供了轉折點的信息，即LnGDPt=--2.61952×0.17206=7.61217進而求得GDPt=2022.66，說明當中國的人均實際GDP超過2022.66元時，能源消費就會隨著經濟的增長而增長.其中，我國1983年、1984年的人均實際GDP為分別為183.08元和2140.58元，說明轉折點介于1983年和1984年之間.1978年至1984年為我國經濟體制改革的探索階段.在此期間，我國政府對工業生產進行了戰略性的調整，將優先發展目標從重工業轉移到了輕工業，實現了對經濟結構的調整.所以這一階段主要特點是工業發展的輕型化，這也解釋了為什么經濟增長和能源消費之間會出現負相關.而在1984年，中央正式提出社會主義經濟“是在公有制基礎上的有計劃的商品經濟”，突破了把計劃經濟同商品經濟對立起來的傳統觀念.隨后，1992年鄧小平南巡又確立了社會主義市場經濟，經濟體制的改革給我國經濟注入了新的活力，中國經濟進入快速發展階段，能源消費也隨著增多.

金融發展對能源消費的長期彈性為0.33078且通過5%的顯著性檢驗，金融發展每增加1%，能源消費將增加0.33078%，說明私人部門信貸與能源消費之間存在正向效應.這種正向效應可解釋為：一方面，消費信貸向私人部門的不斷流入，為我們的經濟體系注入了更多的活力，刺激人們對汽車、空調、房子等高能耗消費品的購買及使用，從而增加了對能源的消費；另一方面，私人部門信貸業務規模的不斷提高，為私企的發展提供更多更便捷的資金支持，幫助私企進行進一步的擴大生產，從而增加了對能源的需求.

對外貿易對能源消費的長期彈性為正，且在1%的顯著性水平下是顯著的.每當人均貿易總額增加1%，人均能源消費總量將增加0.38678%.對外貿易對能源消費的正向效應可解釋為：第一，國際產業轉移的新趨勢促進了我國能源消費的增長，增大了我國能源消費的壓力.第二，由于我國進口大量的汽車、機電等高耗能型產品，而這些設備在使用過程中都會增加對能源的消耗.據中國統計局統計，2013年中國進口的機電產品總金額達到839699.59萬美元，占到當年進口總金額的37.91%.

短期誤差修正模型估計結果如表5所示.結果顯示在短期內，經濟發展和能源消費之間存在正“U”型的關系，且ΔLnGDPt和Δ（LnGDPt）2的系數均通過1%的顯著性檢驗.金融發展對能源消費的影響為正且通過10%的顯著性檢驗，但其系數為0.14523，小于0.33078，說明短期的作用強度要弱于長期.這一點也體現在對外貿易上，對外貿易對能源消費的短期彈性為0.091568，通過10%的顯著性檢驗，但小于對外貿易對能源消費的長期彈性0.38678，說明金融發展、對外貿易對能源消費的影響需要一定量的積累.

誤差修正項的系數在1%的顯著性水平下顯著為負，證明了經濟增長、金融發展和對外貿易對能源消費的影響具有長期性，從而驗證了上文的疑問.誤差修正項的系數為-0.43906，說明在偏離長期均衡狀態下，將以每年43.906%的速度對其進行修正.

為檢驗ARDL（2，1，0，0，2）模型的穩健性，表6給出四項診斷檢驗結果.從表6中可以看出，四項檢驗的P值均大于10%，說明在10%的顯著性水平下，該ARDL模型分別通過序列自相關性檢驗、模型設定正確性檢驗、正態性檢驗和異方差性檢驗，從而說明該模型是穩健的.

首先分析變量間的短期因果關系.從表7中可以看出，在以能源消費為被解釋變量的模型中，經濟增長、金融發展和對外貿易均不顯著.在以金融發展為被解釋變量的模型中，能源消費、經濟增長分別通過10%，1%的顯著性檢驗，說明能源消費、經濟增長是金融發展的短期格蘭杰原因.在以對外貿易為被解釋變量的模型中，只有能源消費通過5%的顯著性檢驗，而其他變量均不顯著.

接下來分析變量間的長期因果關系.從表7中可以看出，能源消費和金融發展互為格蘭杰因果關系.金融發展為企業的融資提供便利，企業可以順勢擴大其投資活動及生產規模；人們也可以更便捷地獲取消費信貸用于其對汽車、房子等高耗能產品的消費，兩者都將增加對能源的消費.同樣的，更多的能源消費將促進更多的經濟金融活動.能源消費和對外貿易之間存在雙向的格蘭杰因果關系.對外貿易的發展將增加對能源的消費；能源作為對外貿易的投入要素之一，其增長將促進對外貿易的發展.金融發展和對外貿易互為對方的格蘭杰原因.隨著金融發展程度地不斷提高，社會資源得到優化配置，對外貿易規模不斷擴大，對外貿易結構實現轉型，確保了比較優勢的發揮.同時，對外貿易的發展也對金融部門提出了更高的要求，促進了對金融工具創新和金融業發展.經濟增長是能源消費的單向格蘭杰原因.經濟的不斷增長提高了企業、住戶等機構部門對能源的需求，從而增加了對能源的消費.

4 結 論

研究了經濟增長，金融發展，對外貿易和能源消費之間的動態關系.實證結果發現，四個變量之間具有長期協整關系，短期誤差修正模型中誤差修正項的顯著性也證明經濟增長、金融發展、對外貿易對能源消費的影響具有長期性.能源消費與經濟增長之間的關系不滿足能源EKC假設，兩者之間的長期關系呈現正“U”型變化，其中拐點是人均實際GDP為2022.66元，介于1983年和1984年之間，可見如今我國的經濟增長位于曲線的右邊，即能源消費隨著經濟的增長而增加.短期誤差修正模型也得到同樣的結果，經濟增長與能源消費之間的變動趨勢呈正“U”型.金融發展對能源消費的長期彈性和短期彈性分別是0.33078和0.14523，對外貿易對能源消費的長期彈性系數為0.38678，短期彈性系數為0.091568，金融發展、對外貿易對能源消費的短期作用強度均弱于長期，說明金融發展、對外貿易對能源消費存在正效應且其影響需要一定量的積累.

能源消費是經濟增長的產物，不是經濟增長的必要投入要素，說明我國經濟可以脫鉤發展.降低能源消費不會對經濟增長造成影響，這為中國經濟的可持續發展提供了一條切實可行的建議.為了我國經濟增長與能源消費之間的脫鉤發展能夠保持下去，我們可以加快節能技術的研發和推廣，提高能源使用效率.轉變經濟增長方式，加快產業結構的升級，實現從第一、二產業向第三產業的轉型.制定合理的經濟增長速度，實現經濟增長同能源消費的可持續發展.另外，由經濟增長對金融發展、對外貿易的單向因果關系可知，經濟增長可帶動金融發展和對外貿易，從而對能源消費產生影響.

金融發展對能源消費的正向效應說明金融貸款的消費者和投資者增加了對能源的需求，但研究發現，能源消費是金融發展的長期和短期格蘭杰因果原因，說明僅實施節能減排政策會抑制金融發展.因此，我們需要尋求金融發展與能源消費之間的平衡，在促進金融發展的同時，調整能源消費結構，提高能源使用效率，減少節能政策對金融發展的影響.金融機構可以讓資金流向信息技術、生物技術、新材料技術等高新技術產業，優先為那些研發節能技術的企業提供資金支持，為那些需要購買節能環保設備的企業提供低利率貸款，實現綠色金融.同時還可以投資水能、風能、太陽能等替代能源，改變長期以煤炭為主的能源消費結構，在能源消費總量不變的情況下保證能源的品質，降低對金融發展的沖擊.從而走上節能減排和金融發展的良性循環之路.

對外貿易對能源消費的影響表現為顯著的正向效應，不但對外貿易對能源消費有長期格蘭杰因果關系，而且能源消費對對外貿易也具有長期和短期的因果關系.僅從“量”上減少能源消費無疑會從“投入”的角度對對外貿易造成不利的影響.因此，為了保持對外貿易的發展水平，我們應該努力尋求有效的方法來改變原有的能源消費方式，而不應該只是簡單地實施節能減排類計劃.一方面，可以通過改進原有的技術、提升能源傳輸效率等方法提升能源利用效率，從而減少不必要的能源消耗.同時，注重優化對外貿易結構，尤其是出口貿易結構，積極鼓勵出口電子、新材料、生物制品等低能耗產品，并為其提供相應的政策支持，降低高能耗、高污染等資源密集型產品的出口比重，真正實現節能減排和對外貿易的共同發展.

因此，為了經濟、金融、貿易、能源四者的和諧發展，我們應該提高金融發展水平，帶動高新技術產業的發展，加大產業結構的升級，大力發展新能源，改善能源消費結構，改進能源使用技術，提高能源利用效率，改善出口貿易結構，保持經濟增長與能源消費的脫鉤發展，實現社會、經濟、資源、環境的協調發展.

參考文獻

[1] Kraft J， Kraft A. On the relationship between energy and GNP[J]. Journal of Energy and Development， 1978（3）： 401-403.

[2] 林伯強. 電力消費與中國經濟增長：基于生產函數的研究[J]. 管理世界， 2003（11）： 18-27.

[3] 白積洋. 經濟增長、城市化與中國能源消費——基于EKC理論的實證研究[J]. 世界經濟情況， 2010（7）： 57-64.

[4] 趙愛文， 何穎， 王雙英， 李東. 中國能源消費的EKC檢驗及影響因素[J]. 系統管理學報， 2014， 23（3）： 416-422.

[5] Akarca A T， Long T V. On the relationship between energy and GNP： a reexamination[J]. Journal of Energy and Development， 1980（5）： 326-331.

[6] Masih A M M， Masih R. Energy consumption， real income and temporal causality： results from a multi-country study based on cointegration and error-correction modeling techniques[J]. Energy Economics， 1996（18）： 165-183.

[7] Shahbaz M， Hye Q M A， Tiwari A K， Leito N C. Economic growth， energy consumption， financial development， international trade and CO2 emissions in Indonesia[J]. Renewable and Sustainable Energy Reviews， 2013（25）： 109-121.

[8] 趙進文， 范繼濤. 經濟增長與能源消費內在依從關系的實證研究[J]. 經濟研究， 2007（8）： 31-42.

[9] 李文啟. 金融發展、能源消費與經濟增長關系研究——基于動態面板數據的分析[J]. 生態經濟， 2015， 31（1）： 70-74.

[10]Sadorsky P. The impact of financial development on energy consumption in emerging economies[J]. Energy Policy， 2010， 38（5）： 2528-2535.

[11]Sadorsky P. Financial development and energy consumption in Central and Eastern European frontier economies[J]. Energy Policy， 2011， 39（2）： 999-1006.

[12]Shahbaz M， Lean H H. Does financial development increase energy consumption？ The role of industrialization and urbanization in Tunisia[J]. Energy Policy， 2012（40）： 473-479.

[14]Mielnik O， Goldemberg J. Foreign direct investment and decoupling between energy and gross domestic product in developing countries[J]. Energy Policy， 2002， 30（2）： 87-89.

[14]任力， 黃崇杰. 中國金融發展會影響能源消費嗎？——基于動態面板數據的分析[J]. 經濟管理， 2011， 31（5）： 7-14.

[15]劉劍鋒， 黃敏. 能源消費與金融發展——基于MS-VAR的研究[J]. 貴州財經大學學報， 2014（1）： 7-13.

[16]Erkan C， Mucuk M， Uysal D. The impact of energy consumption on exports： The Turkish case[J]. Asian Journal of Business Management， 2010， 2（1）： 17-23.

[17]Halicioglu F. A dynamic econometric study of income， energy and exports in Turkey[J]. Energy， 2011， 36（5）： 3348-3354.

[18]Hossain M S. Multivariate Granger causality between economic growth， electricity consumption， exports and remittance for the panel of three SAARC countries[J]. European Scientific Journal， 2012， 8（1）： 347-376.

[19]Sadorsky P. Trade and energy consumption in the Middle East[J]. Energy Economics， 2011， 33（5）： 739-749.

[20]董斌昌， 杜希垚. 中國能源消費與出口貿易之間關系的實證研究[J]. 廣西財經學院學報， 2006， 19（5）： 98-100.

[21]張傳國， 陳蔚娟. 中國能源消費與出口貿易關系實證研究[J]. 世界經濟研究， 2009（8）： 26-30.

[22]陳義平， 殷功利. 我國出口貿易結構與能源消費關系——基于誤差修正模型檢驗[J]. 江西社會科學， 2013（7）： 66-69.

[23]熊妍婷. 對外貿易與能源消耗：基于中國面板數據的經驗分析[J]. 財貿研究， 2011（6）： 70-75.

[24]徐少君. 能源消費與對外貿易的關系——基于中國省際面板數據的實證分析[J]. 國際商務（對外經濟貿易大學學報）， 2011（6）： 5-16.

[25]Pesaran M H， Shin Y， Smith R. Bounds testing approaches to the analysis of level relationships[J]. Journal of Applied Econometrics， 2001， 16（3）： 289-326.

[26]Narayan P K. The saving and investment nexus for China： evidence from cointegration tests[J]. Applied Economics， 2005， 37（17）： 1979-1990.

[27]Ouattara B. Foreign aid and fiscal policy in Senegal[D]. Manchester： University of Manchester， 2004.

[28]Bahmani-Oskooee M， Nasir A B M. ARDL approach to test the productivity bias hypothesis[J]. Review of Development Economics， 2004， 8（3）： 483-488.

[29]Lütkepohl H. Structural Vector Autoregressive Analysis for Cointegrated Variables[J]. Advances in Statistical Analysis， 2006， 90（1）： 75-88.