中国是当今世界瞩目的经济持续快速增长的发展中大国。随着经济的发展和人民生活水平的不断提高，中国的石油需求肯定还会进一步增加。在上世纪80～90年代，中国的能源消费弹性系数平均为0.4，即GDP增长1个百分点，能源消费增长0.4个百分点。也就是说，在这20年中，中国是以年均4％的能源消费增长支撑了年均9％以上的GDP增长。但近年来能源的消费增长率大大超过了经济增长率，2003年和2004年的能源弹性系数已经分别上升到1.6和1.32。自2002年起中国石油消费量已经超过日本，成为仅次于美国的全球第二大石油消费国。我国石油消费占GDP总量的比例与美国、日本等发达国家相比高出许多。由于我国石油安全体系不健全，缺乏必要的供应保障机制和市场调节手段，中国石油进口动向已经成为影响亚洲乃至世界石油市场价格趋势变动的重要因素之一。
能源弹性系数的大幅度上升，是中国进入到重化工业阶段的标志，这一点与其他工业先行国在进入重工业阶段后的能源消费特点没有什么不同。然而，世界工业化国家的历史经验证明，在各国进入到重工业阶段后，从能源消费结构看，都出现了从以煤为主向以石油和天然气为主的转变。由于石油和天然气被称为“清洁能源”，热值高而有害气体排放少，虽然在进入重化工业阶段后能源消费的增长率会加速，但对环境的破坏性影响却不会随着能耗的上升而显著增强。
反观中国近年来的情况，进入重工业阶段后却没有出现能源结构的转换，从石油消费在能源消费中的比重看，1999年为24.6％，2004年却下降到22.7％。虽然从2000年以来原油进口量以年均15.7％的速度增长，到2004年已超过1.2亿吨，但是由于同期国内原油产量的增速明显下降，石油在能源消费中的比重仍然下降了。这很可能是个长期趋势，因为主要是两个因素将长期限制中国的能源消费结构向以石油为主转换。
首先是世界能源的稀缺性。由于中国是一个石油资源相对贫乏的国家，根据目前预测，中国在未来石油的最大年产出量只能在2亿吨左右，但是从国际比较看，在工业化完成阶段，按桶计算的石油消费量，美国为人均28桶，日本和韩国为人均17桶，中国目前只有1.7桶，只相当于美国的1/16，日、韩的1/10美国是世界上最浪费能源的国家，日、韩却是工业化国家中能源利用效率最高的国家，如果按日、韩的石油消费水平计算，到2030年中国基本上完成工业化的时候，中国的石油总消费量就要增加到36亿吨。由于中国在未来的最大石油产能只有2亿吨，这就意味着将有34亿吨石油需要依靠进口。但是世界石油资源并不丰裕，目前每年世界全部的石油生产量约为45亿吨，其中可贸易量为22亿～23亿吨。尽管世界石油产量和可贸易量还会增长，但是相对于中国的巨大需求来说仍是远远不够的。
日本和韩国也没有什么石油资源，是依赖世界资源完成从以煤为主的能源结构向以石油为主转换，但他们从人口看是中小国家，人均石油进口量很高，可石油需求总量却不大。而中国是人口大国，就没有可能依靠世界资源完成这个转换。
其次，中国大量进口石油还可能使进口石油的增长受到严重限制。在目前的世界石油贸易量中，超过2/3为世界工业发达国家所占有，2004年，美国的石油进口量为6.4亿吨，欧盟为6.2亿吨，日本超过2亿吨。如果中国的石油进口超过了国际石油贸易的新增量，就会影响到发达国家已经占有的国际石油贸易份额，从而引发同发达国家的石油矛盾。因此，中国在未来的石油进口量肯定还会上升，但是进口达到一定规模，不仅有经济的可能性问题，还有政治和外交问题。美国自2001年以来，已经对阿富汗和伊拉克进行了军事占领，目前又在中亚一系列国家不断策动“颜色革命”，还以反海盗为名，在马六甲海峡建立了军事存在，已经可以很清楚地看出，美国近年来的军事部署很大程度上是针对中东和中亚石油资源区进行的。如果中国的石油高度依赖某一地区进口，那么在未来的经济安全就会难以预料。
所以从长期看，中国的工业化将很难实现与其他工业化国家同样的能源结构转换，由于中国的煤炭资源相对于石油来说还比较丰富，在未来发展中，中国必将更多地依靠煤炭来支持，因此煤炭在能源消费比重中的持续上升，大力开展节油行动和研发可替代能源将会是一个长期趋势。
目前，我国人均GDP已经超过1700美元，按既定的部署和现行汇率计算，到2020年将达到3000美元，标志着经济社会发展进入到一个新的重要阶段。根据党的十六大提出的全面建设小康社会目标，我国经济在较长时期仍将处于高速发展阶段，对石油的需求仍然较大。当前石油消费不断增长，与此同时我国的经济发展保持持续快速增长的态势，两者之间的关系如何？
要检验组成经济系统的非平稳随机变量之间是否具有长期的均衡关系，也即它们之间是否存在协整关系。Granger定理（Granger 1988）表明，一组具有协整关系的I（1）变量一定有误差修正模型的表达式存在。由此形成了多种检验协整关系的方法，如EG两步法（Engle-Granger 1987）和JJ迹统计量法（Johansen-Juslius 1988）等。
如果xit（i＝1，2，…，n），yt均是I（1），但存在某个线性组合
是平稳的I（0），且具有零均值，则称、xit（i＝1，2，…，n），yt是协整的。它表明尽管若干个随机变量都是非平稳的I（1），但它们的某个线性组合却可能是平稳的。对上式取其数学期望，就有
其中xit*，yt*分别表示xit与yt的期望值。上式所反应的是一组非平稳的随机变量之间的一种长期的均衡关系。
从国外学者的研究经验看，能源消费与经济增长之间的因果关系缺乏统一的结论。Cheng和Lai（1997）应用单位根、协整以及Granger因果检验等技术，检验台湾地区在1955－1993年间的能源和经济增长之间的关系，结果发现GDP到能源消费的单向因果关系。Masih（1997）运用协整分析研究了亚洲六国的能源消费和GDP之间的关系，结果发现印度，巴基斯坦和印尼三国能源消费和GDP之间存在协整均衡关系，而马来西亚，新加坡和菲律宾不存在这种关系。此外，印度存在能源消费到GDP的因果关系，而巴基斯坦和印尼则恰好相反。Soytas和Sari（2003）实证分析了“七国集团”和除中国外的新兴市场经济国家共16国的能源消费与经济增长关系。协整分析结果说明，所有国家的两个时间序列的水平值都是非平稳的，但其一阶差分都是平稳的。“七国集团”的两个变量之间存在协整关系，土耳其、法国、德国和日本的因果关系方向是能源消费到GDP，意大利和韩国的方向正相反，而阿根廷是双向的因果关系。
近年来，国内外学者采用不同的方法对中国能源消费与经济增长的关系做了大量研究，但主要是从定性方面进行，定量分析方面也主要集中在考察能源需求总量、能源利用效率和经济增长之间的关系。其中，林伯强（2001）将协整和误差修正模型引入到能源分析中，通过分析能源需求和GDP、能源价格、经济结构中重工业份额的协整关系，建立了中国的能源需求的计量经济模型。
由于宏观经济变量多是非平稳时间序列，对此我们首先对石油消费和经济增长变量进行单位根检验。我们基于Dickey and Fuller（1979，1981），Perron and Phillips（1988）对单位根的研究工作，来讨论各个变量的单整阶数，基于《中国统计年鉴2004》和《BP能源统计报告2005》1978—2004年度数据，运用现代经济计量学的单位根检验表明，石油年消费量与GDP均是一阶单整非平稳序列。
考察含有时间趋势的模型：
原假设是φ＝1，β＝0，有一个单位根。式中，β表示截距项，t表示趋势项，△表示一阶差分，μt表示随机误差项。
原假设是ρ＝1，θ＝0，有一个单位根。式中，θ表示截距项，t表示趋势项，△表示一阶差分，εt表示随机误差项。
主要检验结果见下表。
表6-1 单位根检验
注：（1）D表示一阶差分；（2）结论是对应临界值5％的显著性水平，临界值均是MacKinnon协整检验临界值。
表6-2 石油消费与GDP的Johansen协整检验结果
注：*表示在显著性水平5％下拒绝零假设。可见存在协整方程。
正规化系数
表6-3 石油消费与GDP之间的因果关系检验
根据中国石油消费与经济增长的特点，本研究采用2003年诺贝尔经济学奖获得者格兰杰和恩格尔提出的协整理论建立相应的模型，对石油消费和经济增长进行格兰杰因果关系检验。研究的主要结果有：
中国GDP增长不是石油消费增长的格兰杰原因，石油消费增长是GDP增长的格兰杰原因。也就是说，增加石油消费可以促进GDP增长，但GDP增长不是完全依赖于石油消费增长。这一结论显示，通过能源结构优化调整，减少石油消费增长，保持经济适度增长是可行的。
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