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长江经济带能源消费碳排放与经济增长实证分析——基于弹性脱钩模型邢红【期刊名称】《《资源开发与市场》》【年(卷),期】2019(035)010【总页数】8页(P1244-1251)【关键词】能源消费; 碳排放; 经济增长; 弹性脱钩模型; 长江经济带【作者】邢红【作者单位】南通师范高等专科学校江苏南通226500【正文语种】中文【中图分类】F062.11 引言能源消费与经济增长关系始终是经济学领域关注的热点。
经济发展促使人们对能源消费的依赖不断增强,造成了能源的过度消耗和大量的碳排放,既影响了经济的健康发展,又不利于生态环境的保护。
因此,考察能源消费、碳排放、经济增长三者之间的复杂关系逐渐成为学术界的研究热点。
本文借助NoteExpress软件,在CNKI上分别以“能源消费、碳排放、经济增长”为关键词和篇名,共搜索到114篇文献,其中刊文量最高的是《统计与决策》,为7篇;其次是《生态经济》、《长江流域资源与环境》,均为4篇;第三是《资源科学》、《科技管理研究》、《河北经贸大学学报》、《干旱区资源与环境》、《工业技术经济》等,均为3篇。
共有81篇论文，累计受180项各级各类基金资助,有关能源消费、碳排放与经济增长的研究已取得丰硕成果。
从研究方法看,定量考察能源消费、碳排放与经济增长三者关系的理论模型越来越多,主要有:①以EKC模型、Grange因果检验模型为代表的计量经济方法,主要对三者之间相互影响进行对比分析。
李金克等[1]利用EKC模型研究了我国经济增长与碳排放量之间的关系,认为我国将在2025年经过库兹尼茨曲线拐点;牛叔文[2]、翟石艳等[3]分别以亚太8国、我国长三角为研究对象,基于面板数据模型、ARDL和Granger模型进行分析,认为三者之间存在着长期均衡关系。
②以动态CGE模型、投入—产出模型等投入—产出法,主要分析与预测各种因素对能源消费、碳排放与经济增长的影响。
郭正权等[4]构建动态CGE模型对我国2007—2030年经济增长、能源消费与碳排放的发展趋势与变化特征进行了预测,认为在模拟期内我国经济增长速度逐渐放缓,能源强度和碳排放强度将不断降低;付雪等[5]编制了能源—碳排放—经济地区间投入—产出表,应用线性规划方法给出经济增长最大化和碳减排双目标下各地区分产业碳排放指标与结构调整规划,模型结果表明应削减能源消耗并将重工业转移出中国地区。
长三角城市群经济高质量发展水平差异及动态演进——基于Dagum基尼系数的测算与分解吴凤娇;王伟【期刊名称】《池州学院学报》【年(卷),期】2022(36)3【摘要】我国经济已全面进入高质量发展阶段,科技创新、生态环境保护以及区域协调发展成为新时代经济发展的主题。
长三角一体化战略引领了我国高质量协调发展,测度其经济高质量发展水平,并分析其时空演变趋势具有重要意义。
本文构建了新形势下经济发展水平测度体系,并利用Dagum基尼系数法进行实证分析。
研究发现,首先,经济高质量发展水平在长三角各地区呈现不均衡的分布特征,浙江、江苏经济高质量发展水平较高,且指数呈上升趋势,安徽经济发展水平相对较低,融入长三角城市群后经济出现了下滑,一体化进程缓慢。
其次,区域协调发展方面,浙江省内各城市经济发展水平差异程度不断减小,而江苏和安徽省内差异程度有增大趋势,未实现协调发展。
【总页数】5页(P63-67)【作者】吴凤娇;王伟【作者单位】芜湖职业技术学院经济管理学院;安徽师范大学长三角一体化发展研究院【正文语种】中文【中图分类】F222【相关文献】1.我国财政医疗卫生支出的空间差异及分布动态演进--基于Dagum基尼系数分解与Kernel密度估计的实证研究2.中国能源强度的地区差异及分布动态演进——基于DAGUM基尼系数分解和非参数估计的实证研究3.中国能源强度的地区差异及分布动态演进——基于DAGUM基尼系数分解和非参数估计的实证研究4.我国公共图书馆资源配置水平的地区差距及其分布动态演进--基于Dagum基尼系数分解与Kernel密度估计的实证研究5.皖江城市带经济高质量发展水平测度及动态演进——基于Kernel密度估计与基尼系数分析因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。
energy economics投稿经验作为一个对能源经济学有着浓厚兴趣的研究者，我最近有幸向顶尖国际期刊投稿了一篇关于能源转型与经济增长的研究论文。
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其次，我们需要认真阅读该期刊的投稿指南。
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第三，我们需要专注于我们的研究问题与分析方法。
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总之，能源经济学的研究需要我们耐心严谨，从选题、论文撰写到投稿，都需要仔细负责，不断提高自己的研究水平和学术诚信。
琢境规制、餐济多祥榷与饨源襪欢—基于省际面板数据的实证分析张瑞，陈雪，孙夏令（中国矿业大学（北京）管理学院，北京100083）内容提要：本文利用2003—2017年中国省际面板数据，建立面板数据模型，实证分析环境规制、经济多样性对能源强度的影响。
结果表明：能源强度、环境规制、经济多样性之间存在长期稳定关系；环境规制与能源强度存在显著非线性关系，东、中部地区环境规制与能源强度存在显著“倒U 型”非线性关系，西部地区存在显著“U型”非线性关系；经济多样性与能源强度存在显著负相关影响，东部地区环境壁垒已发挥积极作用。
因此，应充分考虑地区的差异，因地制宜地制定环境政策，加快形成产业准入的环境壁垒，淘汰落后高耗能产业，增加具有“节能倾向”的研发投入，“东缓西快”地推进城市化进程，进一步加快经济增长由“褐色”向“绿色”转变。
关键词：环境规制；经济多样性；能源强度；面板数据中图分类号：F061.3文献标识码：A文章编号：1001-148X（2021）01-0024-08—、弓［言环境规制是政府为改善环境质量实施的系列环境政策m。
中国实施环境规制，在改善环境质量的同时，意图倒逼企业“节能减排”。
目前环境规制在治理环境污染方面已取得显著成就，但关于环境规制对能源强度的影响效果，研究观点存在差异。
第一种是“遵从成本效应”的正向影响，即环境规制强度增加会提高企业污染治理支出，导致其生产成本增加，为保证自身收益，企业对能源需求大幅增加，提高能源强度。
彭树远、Jorgen-son支持这一观点ST,国内尤济红和高志刚通过对新疆地区实证研究，认为环境规制的增强不能提高能源效率⑷。
第二种是“创新补偿效应”的负向影响，即环境规制的增强可以倒逼企业进行节能技术创新，在产出不变的条件下降低了对能源的需求，从而降低能源强度。
万伦来等认为有力的环境规制可以降低能源强度。
第三种是“非线性”影响，环境规制对能源强度的影响既存在正向影响，也存在负向影响。
能源消费结构与经济增长论文1能源消费结构与经济增长的计量分析1.1变量平稳性检验在对煤炭、石油、天然气、电力四种能源消费与GDP增长关系进行计量分析前，首先要进行变量的平稳性检验，本文选用DF单位根指标来检验各变量的平稳性。
只有平稳的时间序列（即单整序列）才能进行相应的回归分析，否则就会产生伪回归问题，进而造成错误的结论。
因此，下面将分别对GDP增长率，煤炭、石油、天然气和电力消费增长率的时间序列进行单位根检验，只要检验结果表明这五个变量都是单整序列，接下来就可以对它们进行其它检验和回归分析。
为了研究的方便，以下分别利用YGDP、XC、XO、XG、XE来表示GDP 增长率、煤炭消费增长率、石油消费增长率、天然气消费增长率以及电力消费增长率，并且这五个变量的DF单位根检验结果如表1所示。
注：表示对应的一阶差分序列。
从表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE数据序列除了XG序列是非平稳的，其它序列都是平稳的，但是各序列皆在一阶差分下平稳，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一阶单整序列，即I(1)，因此可以对它们之间的关系进行下一步分析。
1.2协整检验通过对残差（residul）进行DF检验推断其平稳性，以检验YGDP、XC、XO、XG、XE之间是否存在协整关系，检验结果如表2所示。
由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通过了协整检验，表明它们之间存在长期稳定的均衡关系。
1.3相关关系分析根据表2的检验结果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之间存在协整关系，因此可以建立的各变量间的线性模型，如下所示：（1）对模型（1）进行最小二乘（OLS）回归分析，回归结果如表3所示。
其中，根据DW值可以推断，变量之间存在自相关性，并且XG与XE的系数不显著，XG也没通过符号检验。
由表4可知，R2值达到0.69263，模型整体拟合优度较高，模型中的解释变量对被解释变量具有很好的解释能力；F值为8.93125，方程通过了显著性检验，DW值也在合理的区间范围内，各变量之间已经不存在自相关性。
能源消费与经济增长动态关系的实证分析1能源消费与经济增长动态关系概述随着经济社会的发展，能源是经济增长发展中不可或缺的重要因素，由此，能源消费与经济增长之间的关系一直受到研究者的重视，而在这方面，中国自1949年以来的经济发展又是一个很好的研究示范。
从“三步走发展战略”开始，中国积极发展能源消费，并大力实施能源消费结构调整，中国经济已经走上快速增长的轨道，但能源消费对这种增长的贡献又有多少呢?本文试图从实证的角度，分析能源消费与经济增长动态关系，并提出相应的合理建议。
2方法与数据来源为了得出能源消费与经济增长之间的动态关系，本文使用VAR模型进行实证分析。
实证分析的数据来源主要有：中国居民家庭消费金额（CPI），社会综合生产总值（GDP），工业增加值（IVA），固定资产投资（FAI），以及全社会能源消费量（TEC）等，这一组数据均涉及五年期（2014-2018），取自中国统计年鉴、中国能源统计年鉴及国家统计局、国家能源局和财政部等部门公布的数据。
3结果与分析根据数据分析和实证研究表明，从2014年到2018年，中国社会综合生产总值以年均增长7.86%的超高的速度发展，其同期全社会能源消费量年均增幅上升到2.83%。
从多元线性回归检验来看，由此可见，能源消费量与中国经济的发展有较强的相关性，其中2014年能源消费量与2014年社会综合生产总值之间的系数（0.925）最大，这说明能源消费在中国经济发展中发挥着巨大的作用。
同时，VAR模型也验证了此结论，2014-2018年全社会能源消费量、社会综合生产总值等变量的自相关性较高，当其中一种变量发生变化时，其他变量也会随之反映，充分说明了能源消费量在中国经济发展中发挥的重要作用。
4结论与建议综上所述，从实证上看，能源消费与经济增长之间存在深刻的动态关系，中国经济发展快速增长的背后，是能源消费量保持良好的发展。
在此基础上，如果能够提高能源消费效率、实行更加可持续的能源消费模式，就可以提高能源消费量对经济发展的贡献，进而推动中国经济发展的更快发展。
区域一体化是否有利于减排——基于长三角城市群扩容的实证检验罗芳 贺光胜（上海理工大学管理学院，上海 200093）[摘要]从长三角城市群扩容的视角出发，梳理区域一体化进程中污染问题，剖析污染转移机制以及科技创新对城市发展和降污减排的影响。
文章采用 2004—2016年中国 284个地级市面板数据，又使用DID方法评估了区域一体化在发展不平衡的长三角城市群城市间存在的污染效应。
结果表明，扩容过程对不同城市的减排效果具有异质性。
对于区域一体化的核心城市，在区域合作过程中，可以通过将污染型产业转移到非核心城市，使得分工专业化，提高要素利用率从而达到减排。
对于非核心城市而言，承接转移产业带来经济绩效的提高的同时，也背负着承担污染的使命。
对于整体层面而言，区域一体化加强了城市间联系和协调合作，技术创新水平提高进而降低污染，促进经济高质量发展。
[关键词] 区域一体化；技术创新；减排[中图分类号] F061.5 ［文献标识码］A ［文章编号］1000-4211(2022)02-0056-13一、引言随着中国经济步入新常态，区域一体化和环境保护已经成为经济高质量发展的两大战略落脚点。
一方面，习近平总书记在首届进博会中提出，支持长江三角洲区域一体化发展并上升为国家战略，区域一体化已经成为我国目前发展的重要战略举措。
另一方面，十九大报告指出, 要加大生态环境保护, 建设人与自然和谐共生的生态文明。
值得注意的是，区域一体化和环境污染之间似乎存在某种联系。
国家推动地区间合作发展时，环境问题也日益凸显。
具体而言，区域一体化的发展方式会加速资源消耗；核心城市通过污染产业转移把污染转嫁到非核心城市；污染密集型企业逃离环境规制高的地区，导致环境规制失效。
但另一个现实是，一体化打破了我国行政区划分背景下的行政壁垒，有助于生产要素在区间内高效流动，促进经济活动在空间上合理配置，提高资源使用效率和减少污染排放。
同时，经济集聚带来的知识与技术的溢出效应，促进技术创新发展和推动各类减排技术应用，从根本上有效治污。
尊敬的编辑：我写这封信是为了向您强烈推荐《能源经济》（Energy Economics）期刊。
作为一名长期从事能源领域研究的学者，我深知该期刊在学术界的重要地位和影响力。
我相信，《能源经济》将成为您研究成果的最佳展示平台。
首先，我想强调《能源经济》的广泛影响力。
该期刊自1979年创刊以来，始终致力于报道与能源相关的经济模式和经济概念。
其影响因子逐年上升，据2012年的期刊引证报告指，《能源经济》的影响因子为2.538，在能源相关的期刊中排行第15。
此外，《能源经济》还被SSCI收录，具有很高的国际声誉。
其次，《能源经济》在学术界的权威性不容忽视。
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这保证了期刊的高质量和高标准。
同时，该期刊还拥有一批严谨的审稿人，他们对论文的评审将确保每一篇发表的文章都具有高度的学术价值。
此外，《能源经济》在能源经济学领域的顶级地位也得到了广泛认可。
例如，我的同事梅德祥副教授的论文“Geopolitical risk uncertainty and oil future volatility: Evidence from MIDAS models”就被该期刊发表。
这篇论文研究了地缘政治风险指数对国际原油期货市场波动率的影响，成果具有很高的学术价值和实践意义。
此外，我院张宁教授团队的研究论文“The Effects of The Multi-Target Policy on Green Productivity: Evidence from China’s Fossil Fuel Power Plants”也在《能源经济》上发表。
这篇论文提出了一种非径向共同前沿全域Luenberger生产率指数，并分析了多目标政策对绿色生产率的影响。
这些成果的发表，充分证明了《能源经济》在能源经济学领域的顶级地位。
、.~①我们‖打〈败〉了敌人。
②我们‖〔把敌人〕打〈败〉了。
经济信息管理论文征稿：长三角地区能源消费与经济增长的实证分析———基于协整分析和状态空间模型的估计摘要：以协整分析和状态空间模型为分析视角，本文对1990-2008年长三角地区能源消费与经济增长关系进行实证分析。
实证结果显示：从协整分析来看，长三角地区能源消费与经济增长存在着长期的均衡关系，并且当期经济增长量受当期能源消耗增长量和前一期经济增长量的影响，经济增长有29.98%的自动修复能力。
从空间状态模型来看，长三角地区能源消费弹性曲线图呈现出“倒U型”，大约在0.633-0.664之间波动，在1999年达到最低点，1990-1999年出现震荡下滑，而1999-2005年小幅度反弹，2005年以后能源消费弹性趋向于收敛。
在此基础上，得到三点启示。
关键词：能源消费；经济增长；协整分析；状态空间模型一、引言能源是人类赖以生存的基本条件，是国民经济发展的重要物质基础，这是由现代化大工业本身的特点所决定的。
在推进社会主义市场经济的进程中，能源一直是长三角地区经济增长、社会发展的重要物质基础。
能源工业的发展，不仅为生活、生产提供了重要的动力源，同时也提供了重要的工业原料，在促进技术进步、提高经济效益和推动整个区域经济发展等诸多方面起着重要的作用。
1990-2008年，长三角地区经济持续快速发展，实际GDP（1990年=100）由3102.85亿元增加到30169.79亿元，年平均增长速度为12.72%相应地，能源消耗总量也稳步增长，由11432.9万吨标准煤增加到47458.71万吨标准煤，年平均增长速度为7.78%，经济增长与能源消费增长之比为 1.63∶1，总体上能源消费增长慢于GDP增长。
统计数据表明，长三角地区能源消费与GD 基本上是同向增长的，能源消耗是经济持续稳定增长的重要推动力，为经济发展提供了重要的物质保障。
GDP和能源消耗年平均增长率见表1。
图1可以看出：第一，长三角地区能源消耗与GDP基本是同向变化，都有不断上升趋势；第二，从趋势来看，长三角地区能源消耗与GDP变化并没有呈现喇叭口状态，而是一个同步增长的态势。
长三角地区经济快速增长对能源需求也在相应地增加，能源消耗增长速度并没有经济增长速度快，这为笔者进一步研究能源消费与经济增长关系的实证分析提供了现实背景。
基于上述现实考虑，本文将从两个层面来解析长三角地区的能源消费与经济增长之间的关系。
一方面，采用协整分析长三角地区国民生产总值与能源消费之间的短期与长期均衡关系；另一方面，将不可观测的变量加入到估算模型中也就是说，采用变系数的状态空间模型对能源消费弹性进行了估计，推算了长三角能源消费弹性的趋势，试图反映长三角地区能源利用情况，从而更深刻地揭示经济增长与能源消费之间的关系。
二、分析框架1．理论基础能源是人类社会赖以生存和发展的重要物质基础。
能源消费与经济增长之间的关系：一方面，经济增长对能源存在依赖性，即大量的能源投入促进了经济的快速增长。
另一方面，经济增长促成了能源的大规模开发和利用，也为发展能源提供了资金支持。
与此同时，能源的开发利用促进了产业结构调整进而极大地推进了经济增长。
但是，快速的经济发展不可避免地加剧了对资源消耗、环境保护的压力，能源过度消耗与经济发展之间的两难冲突。
与此同时，经济增长对能源消费具有正负效应。
如果经济增长模式建立在能源消耗低、环境污染少的基础上时，经济将持续稳定，资源合理开发并能优化生态环境；如果经济增长模式建立在能源消耗偏高、破坏环境的不可持续能力上，经济的高速发展会导致对能源资源的过度消耗，伴随着对资源开发进一步加剧，最终制约经济的进一步发展，进入经济发展和资源开发的非良性循环。
因此，要促进经济又好又快的发展，必须树立科学发展理念，走“资源节约型、环境友好型”发展路径。
2．研究方法（1）协整分析第一步，平稳性检验。
对于时间序列数据而言，平稳性是核心。
通过ADF检验各变量差分序列是否平稳。
若各变量都存在同阶单整序列，则可以考察变量之间协整关系。
第二步，采用Engle和Granger（1987）提出的协整检验的方法。
①在各变量序列都是同阶单整序列前提下，建立回归方程：Ln（ECt）=β0+β1Ln（GDPt）+μt（t=1990-2008），其中，EC表示能源消费总量作为被解释变量，GDP表示长三角地区国内生产总值作为解释变量（下同）。
②运用ADF 检验来判断残差序列μ赞t是否平稳。
③如果残差序列是平稳的，则可以确定回归方程中的两个变量之间存在协整关系，并且协整向量为（1，-β赞0，-β赞1）′；否则两个变量之间不存在协整关系。
第三步，ECM分析。
沿用E-G两步法思想，模型设定为ΔLn（ECt）=γ1ΔLn（GDt）+γ2ΔLn（ECt-1）+αecmt-1+εtecmt-1=Ln（ECt-1）-β赞0-β赞1Ln（GDPt-1）：其中α为调整系数。
它表示当短期波动偏离长期均衡时，将以α的调整力度将非均衡状态回到均衡状态。
第四步，Granger因果检验。
运用Granger（1969）提出的Granger因果检验，基本思想是：若X的变化引起Y的变化，则X的变化应该发生在Y的变化之前。
也就是说“X变化是引起Y变化的Granger因果关系”。
反之，若Y的变化引起X的变化，则Y的变化应该发生在X变化之前。
也就是说，Y变化是引起X变化的Granger因果关系。
（2）状态空间模型在计量经济学中，状态空间模型（State SpaceModel）用来估计不可观测的时间变量：理性预期、测量误差、长期收入和不可观测因素（趋势和循环要素）。
许多时间序列模型，包括典型的线性回归模型和ARIMA模型都能作为特例写成状态空间形式并估计参数值。
利用状态空间形式表示动态系统主要有两个优点：第一，状态空间模型将不可观测的变量（状态变量）并入可观测模型，并与其一起得到估计结果；第二，状态空间模型是利用强有力的迭代算法———卡尔曼滤波（KalmanFilter）来估计的，卡尔曼滤波可以用来估计单变量和多变量的ARMA模型、马尔科夫转换模型和变参数模型等（高铁梅，2009）。
本文采用变系数的计量模型，以状态空间模型进行估计，可以反映出能源消费弹性随时间的变动情况。
一般来说，状态空间模型是由一组测量（Observation）方程和状态（State）方程构成。
以状态空间模型考察GDP与能源消费的关系，建立如下形式模型：测量方程：Ln（ECt）=dt+αtLn（GDPit）+μt（t=1，2，…T）（1）；状态方程：αt+ct=Ttαt-1+εt（t=1，2，…T）（2）方程（1）为测量方程，表示能源消费与GD之间的一般关系，其中：可变参数是不可观测变量，称为状态变量，其变化反映除GDP以外的其他因素对能源消费和GDP关系的综合影响；dt是具有固定参数的解释变量。
方程（2）称为状态方程或转换（Transition）方程描述了状态变量的生成过程。
在方程（2）中，假定参数αt服从于AR（1）模型。
μt，εt分别是测量方程和状态方程的扰动项，相互独立，且服从均值为零、方差是常数的正态分布。
3．变量选择与数据来源本文研究过程采用1990-2008年的长三角地区国民生产总值（GDP）、能源消耗（EC），使用以1990年为基期的国民生产总值指数对GDP进行缩减，以消除物价因素影响。
为了保证数据的可比性和容易得到平稳序列，同时削弱可能的异方差，对数据取自然对数处理。
数据来源于相关年度的《上海统计年鉴》、《江苏统计年鉴》、《浙江统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》。
三、实证分析1.长三角地区能源消费与经济增长的协整分析（1）平稳性检验运用Eviews5.1对经济增长与能源消费序列进行ADF 单位根检验，结果见表2。
表2显示：变量Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF统计值都大于5%显著水平的临界值，因此不能拒绝原假设；Ln （GDP）和Ln（EC）都是一个非平稳序列。
ΔLn（GDP）和ΔLn（EC）的ADF统计值都是大于5%显著水平的临界值，因此也不能拒绝原假设。
但是Δ2Ln（GDP）和Δ2Ln （EC）的ADF统计值都是小于5%显著水平的临界值，因此拒绝原假设，从而认为变量Δ2Ln（GDP）和Δ2Ln（Y）都是2阶单整序列，即Ln（GDP）～I（2），Ln（EC）～I（2）。
（2）协整关系运用Eviews5.1OLS回归方程为:LnEC=4.3141+0.6158LnGDP+μ赞t（3）t=（14.89）（19.66）R2=0.9578 DW=0.16回归方程中0.6158表示：在1990-2008年，平均而言，经济增长1%会导致能源消费增长0.6158%。
运用Eviews5.1对回归方程（3）估计的残差序列进行单位根检验，结果见表3。
表3显示：残差序列在5%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定残差序列是平稳序列。
长三角地区经济增长与能源消耗之间存在协整关系，并且协整向量为（1，－4.314，－0.6158）′，说明在样本期间内，长三角地区能源消费与经济增长之间存在长期稳定均衡关系。
（3）ECM分析运用Eviews5.1的OLS回归方程为:ΔLnECt=-0.0809+0.6342ΔLnGDPt+0.9423ΔLn ECt-1-0.2998ecm t-1（4）t=（-2.71）（2.92）（6.77）（-4.12）R2=0.8185 Adjusted R2=0.7766 DW=2.16其中，ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-1回归方程（4）表明：第一，在5%的显著性水平下，短期内当期经济增长增加1%，当期能源消费增长量也会相应增加0.6342%；前一期能源消费增长量增加1%，当期能源消费增长量也会增加0.9423%。
第二，－0.2998表示：当能源消费总量短期波动偏离长期均衡时候，以－0.2998调整速度向均衡点靠近，也就是说，将以－0.2998的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
第三，当ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-1＞0时，即第t-1期能源消费总量向上偏离长期均衡时，调整系数会以－0.2998的速度减少第t期能源消费总量的增量，从而调整第t期的能源消费总量向长期均衡靠近；当ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-1＜0时，即第t-1期能源消费总量向下偏离长期均衡时，调整系数会以－0.2998的速度增加第t期能源消费总量的增量，从而调整t期的能源消费总量向长期均衡靠近。
（4）Granger因果检验运用Eviews5.1做Granger因果检验分析长三角地区经济增长与能源消耗内在关系，结果见表4。
