经济增长与消费分析论文

摘要：文章简述了吉林省经济的增长状况，从电力消费总量、分产业电力消费量、工业用电量等角度详细地介绍了吉林省电力消费情况，通过对吉林省历年电力弹性系数、产值单耗情况的描述，简要分析了吉林省电力消费与经济增长之间的关系。今天小编给大家找来了《经济增长与消费分析论文 (精选3篇)》，欢迎大家借鉴与参考，希望对大家有所帮助！

经济增长与消费分析论文 篇1：

山东经济增长与消费增长率的关联分析

摘要消费、投资、出口被称为拉动经济增长的三驾马车,但是它们对经济的增长的拉动力有较大差异。山东经济一直保持高速增长,但主要是以投资拉动,消费的贡献率比较低,本文就是考察在GDP的增长率中,消费的贡献率,从而增加消费,为经济的更快增长提供新的动力。

关键词GDP增长消费拉动序列相关

消费、投资和出口与GDP之间的关系一直以来是宏观经济领域讨论的热点,学者们在这方面已经做出了很多有意义的分析和研究,根据宏观经济模型GDP=C+I+G+(X-M),消费、投资、出口对经济的拉动作用已经被广泛认同,它们通过乘数作用,推动GDP的成倍增长。

本文就是试图利用经济模型,找出消费对于GDP增长率的贡献,从而通过增加消费,促进经济的健康、持续的增长。

消费在中所占的比重一般在三分之二左右,消费可以通过自身的增加直接拉动经济增长,还可以通过拉动投资间接拉动经济的增长。我们知道对数模型反映的是因变量变化1个百分比,自变量变化的百分比。本文就是用对数模型来考察当消费变化一个单位时,对GDP增长率的影响,对未来的经济增长提出对策。本文山东省统计年鉴运用1984—2007年的数据,进行分析。

一、消费对GDP增长的模型推导

我们知道消费和GDP是相互促进的,消费可以促进GDP的增长,GDP的增加也会增加消费,在本模型中对于消费和GDP增长的关系,首先我们判断消费和GDP的因果关系,对此我们首先要进行因果关系检验。我们采用格兰杰因果关系检验,进行检验,得检验结果:

我们可以得到消费是格兰杰意义上的GDP的原因,而GDP却不是格兰杰意义上的原因。

由于人均消费倾向比较低,山东省的经济发展主要以投资拉动我们通过模型的估计,求出消费增长的比例与GDP增长的比例之间的关系。由于消费对经济影响的在时间上存在一定的效应,因此前期消费对本期也有影响,所以在估计模型的时候不仅要考虑当期消费,还要考虑前期消费对经济的影响。由于经济变量本身是非稳定的时间序列,用传统的单方程计量经济模型并不能全面的反映经济变量间的关系,而且直接运用变量的水平值来研究经济现象间的均衡关系容易导致谬误结论。因此,需要进一步建立动态计量经济学模型。对此我们进行对数参数估计使用的模型为:

参数估计后可以发现前期的消费与GDP的增长为负相关,不符合经济意义,同时DW统计量为1.0695,存在正自相关。对相关性进行检验,可得结果:

经检验存在一阶自相关和一阶偏自相关,因此对方程加入ARMA进行修正。得到新的参数估计方程:

参数估计的个参数都有经济意义,赤池准则通过,DW统计量为1.79,序列相关消除,进行检验,得检验结果:

通过检验可知自相关和偏自相关消除,不存在序列相关的问题。再检验异方差,进行White检验,得结果:

通过检验可知不存在异方差的问题。

可以得到最终的参数估计模型:

LOG(Y) = 0.7457102455*LOG(X)+0.35141219*LOG(X(-1))+[AR(1)=0.731276904,MA(1)=0.6919759081,BACKCAST=3]

二、模型意义说明

通过以上的参数估计我们的到了最终的估计模型:

从模型中我们可以看出,当期消费对GDP增长具有最大的影响,当期消费增长一个百分点,GDP的增长就会增加0.7457个百分点,从这点我们也可以看出扩大内需对拉动经济增长的作用。在我们面对全球性的危机,经济增长的压力增加时,如何保持经济增长率使我们面对的突出问题。从消费对GDP增长的带动作用可以看出,对于保持经济增长率,扩大内需,增加消费对于下一个阶段的重要性。面对全球性的金融危机,对于下一个阶段保持经济增长率,增加消费是一个重要途径。从模型中我们也可以得出,前一期的消费对本期的经济增长也有重要影响,它增加一个百分点,同样会使GDP增加率增加0.35个百分点。所以,消费无论是对于当前的经济增长,还是以后经济的持续增长,都是有重要意义的。

模型的滞后项表明,前一期的经济的经济增长也会对本期的经济增长产生影响。前一期的的GDP增长一个百分点,本期的GDP会增加0.73个百分点,这正表明了经济增长的惯性。经济进入了高速增长期,在一段时期就会持续性的发展下去,可能是前期的投资在本期发挥了作用。我们要想保持经济持续快速的增长,必须保持经济的增长率,因此必须要通过各种途径,实现经济缩小与先进省,乃至发达国家的差距。

山东省国内生产总值整体上呈逐渐上升的趋势。从1996年的5883.8亿元到2007年的25965.91亿元,这是一个巨大的进步。特别是从年以来,山东经济发展发生积极变化,进入了快速扩张阶段,上升势头强劲,生产总值增长持续走高。从三大需求来看,我省的经济增长属于比较典型的投资拉动型。以“十五”时期的数据为例,我省最终消费支出、资本形成总额以及地区间货物和服务净流出对经济增长的贡献率分别为45.3%、47.6%和7.2%,分别拉动经济增长5.9、6.2和0.9个百分点,其中,2003、2004、2005三年投资对经济增长的贡献率分别达到48.1%、54.6%和49.7%,投资己成为三大需求中拉动经济增长的第一主动力。因此,更显出我们下一个阶段扩大内需,增加消费,对于经济增长的重要性。同时,这也显示了经济的发展的持续性。

三、消费需求较快增长慢的原因既促进消费的政策建议

基于以上消费对GDP增长的影响分析,促进消费对经济发展有重要意义。但一些因素制约着消费:

1.居民总体的收入水平低,而且就结构而言,城乡居民收入差距也在不断扩大,消费低的一个原因在于生活在农村的人口收入过低。

2.经济结构转型升级带来的“磨擦性失业”、企业体制改革中效率追求引起的减员增效、农村科技进步所释放出的剩余劳动力向非农产业的转移的就业压力等使城乡居民就业稳定性减弱,再就业的困难加大等因素,都削弱了居民的消费信心。

3.由于社会保障制度的薄弱,对于大多数居民来说即使有些钱也不敢消费。

我们可要采取一些措施促进消费增长,从来带动经济发展。

1.合理调整居民收人分配政策。一是研究使用税收调整手段,通过结构性减税等手段, 减轻中低收人者税收负担。二是落实国家财政直补政策,减少农民税费负担,减轻农民负担。三是加快农村剩余劳动力城市转移, 拓宽农村剩余劳动力就业门路。

2.建立健全社会保障制度。推广先进的养老、失业、医疗等社会保障工作经验,探索和建立以政府财政为主、社会公积为辅、城乡居民缴纳为补充的保障体系, 适当提高城市低保,完善对城市低收人群体的保障。

3.加快农村基础设施建设,改善农村消费环境。加大对农村和落后地区的转移支付力度,财政支出更多地向农村和落后地区倾斜,改善农村地区水、电、路、通讯等设施建设,尤其是加大对农村电网改造力度、整顿农村电价、降低用电成本。同时大力发展适合农村地区的商品销售和服务网络,让广大农民方便购买, 放心消费。

★基金项目:本文系国家自然科学基金 (09BTJ011) 资助项目。

参考文献:

[1]魏凤.山东省消费需求对经济增长影响的研究.硕士学位论文.

[2]吴先聪,王成璋.经济增长与消费需求的计量经济分析.区域经济与产业经济.

[3]吴诣民,罗剑兵,李红霞.陕西省居民消费、投资与经济增长关系的协整研究.统计与信息论坛.2006.5.

[4]徐旭先,张立光.当前山东省消费需求问题研究.济南金融.

作者：于洪芹 刘婧 周思远

经济增长与消费分析论文 篇2：

吉林省经济增长与电力消费情况分析

摘要：文章简述了吉林省经济的增长状况，从电力消费总量、分产业电力消费量、工业用电量等角度详细地介绍了吉林省电力消费情况，通过对吉林省历年电力弹性系数、产值单耗情况的描述，简要分析了吉林省电力消费与经济增长之间的关系。

关键词：电力消费;经济增长;电力供应;电力工业;电力需求

电力工业是国民经济和社会发展的重要基础性产业，充足的电力供应保障了国民经济的发展，反过来，国民经济持续的快速发展也促进了电力的消费。由于电力消费数据具有及时性、准确性的特点，研究区域内经济增长与电力消费之间的关系，有助于更好地利用电力消费数据研判经济走势，同时，也可以更好地利用宏观经济数据预测电力需求。

1 吉林省经济增长情况分析

吉林省的经济总量较小，其GDP总量仅占全国的2%左右，在全国范围内属于经济较为落后的省份，也是国家振兴东北计划的主要地区，在新形势下，吉林省经济既面临着挑战又有良好的发展机遇，在吉林省国民经济和社会发展第十二个五年规划中，将地区GDP的年均增长目标定在了12%以上。2000～2011年期间，吉林省国民经济保持着持续快速的发展态势，受2008年全球金融危机的影响，2009年后的吉林省经济增速有所回落，但仍然维持了13%以上的高速增长，按可比价计算“十五”期间(2001～2005年)GDP年平均增长10.68%，“十一五”期间(2006～2010年)GDP年平均增长14.9%。从各产业增长情况来看，第一产业增速存在一定的波动，“十一五”期间除2008年以外均保持在5%以下的增长幅度;而第二产业始终保持着高速的增长态势，其增速始终高于GDP的增速，是经济增长的主要拉动产业;第三产业自2000年以来，几乎都保持在10%以上的增长幅度，“十一五”期间增速有逐年降低的趋势，但是降低的幅度

不大。

2000年以来，吉林省经济结构调整较大，经济布局逐渐改善。三次产业结构由2000年的20.43∶39.40∶40.17调整为2011年的12.13∶53.19∶34.68。第一产业比重在逐渐降低，而且降低幅度较大，第二产业比重上升幅度较大，第三产业比重也有小幅度的下降。

自“十一五”以来，全省石油化工、汽车、钢材、水泥等主要工业产品年产量增速较快，受2008年金融危机的影响，有些产品产量同比有所下降或增幅下降，2006～2011年吉林省主要工业产品产量中水泥、钢铁等建材用产品增速较快，说明吉林省经济发展受房地产业等基础建设投资拉动的比重相对较大。

2 吉林省电力消费情况分析

2.1 电力消费总量分析

从全社会用电量上来看，2000年以来保持持续增长态势，吉林省全社会用电量由2000年的291.37亿kWh增加到2005年的378.23亿kWh，年均增长为5.43%。“十一五”期间，吉林省全社会用电量由2005年的378.23亿kWh增加到2011年的630.15亿kWh，年均增长为8.88%，但从各年增速上看，却有较大波动，尤其是在2003年经济高速增长之后，于2005年用电量增速大幅降低，随后2006年又恢复了高速增长。受2008年全球金融危机的影响，全省用电量增幅开始下降，2009年更是大幅降低到了3.78%，2010年随着经济逐渐走出低谷，用电量又重新恢复了高速增长态势。2011年在国家执行严厉房地产调控措施的大环境下，用电量增幅有小幅回落，但仍保持着9%以上的高速增长。

2.2 分产业电力消费分析

2.2.1 第一产业用电量历年变化分析：吉林省是农业大省，2000～2011年第一产业用电量年均增长9.16%，高于第二产业和第三产业的增长水平，且增长有较大的波动。“十五”、“十一五”期间的年均增长率分别为14.43%、5.14%。第一产业中，农业排灌用电占较大比例，一般占第一产业用电量的25%以上，对第一产业用电量的增长具有较大影响。然而第一产业用电量占全社会用电量的比重较小，其用电量的比重变化较小，但其增速有所减缓。

2.2.2 第二产业用电量历年变化分析：2000～2011年第二产业用电量年均增长6.54%，“十五”期间增长较慢，年均增长4.76%;“十一五”期间年均增长8.87%。其中，重工业占第二产业用电量的85%以上，第二产业用电的快速增长带动吉林省全社会用电量的增加。2000～2011年间第二产业用电量的平均比重为70.51%，而且历年来的波动幅度都很小，可见吉林省第二产业用电量占全省用电量70%的比重关系十分稳定，第二产业用电量的增速对全省用电量的增速将有较大影响。

2.2.3 第三产业用电历年变化分析：2000～2011年间，第三产业用电量年均增长7.90%，“十五”期间增长较快，年均增长9.64%，“十一五”期间增速放缓，年均增长6.94%。在全社会用电量所占比例中由2000年的10.69%提高到2011年的11.51%。

2.2.4 城乡居民生活用电历年变化分析：2000～2011年间，居民生活用电量年均增长8.60%，“十五”期间年均增长5.42%，“十一五”期间增速较快，年均增长10.93%，所占比例由2000年的15.41%提高到2011年的17.46%，说明“十一五”期间全省居民生活水平较有了较大幅度的提高。

2.3 工业用电情况分析

2002～2011年工业用电量年均增长7.86%，在全社会用电量中所占的比重2002年为68.58%，2011年为68.46%，变化不大。四大高耗能行业中，建材行业、黑色金属行业增长速度较快，增长速度超过10%以上，有色金属行业、化工行业波动较大。

2011年工业用电中，按行业划分，比例最高的是电力蒸汽热水生产供应业、黑色金属冶炼压延业，分别占全部工业用电的26.17%、17.45%。其次为非金属矿物、化工原料及化学制品制造业，分别占工业总用电量的10%、8.69%。以上的4个行业用电量占工业总用电量的62.31%。

3 吉林省经济增长与电力消费对比分析

3.1 电力弹性系数分析

吉林省电力弹性系数除2003年以外均小于1，说明电力消费增长常年低于经济增长水平。2000～2011年间经济年均增长11.43%，而全社会用电量年均增长6.87%。由此可见，吉林省重工业发展较慢，高耗能工业占工业比重较轻。吉林省历年电力弹性系数如图1所示：

3.2 产值单耗变化情况

吉林省历年GDP单位电耗曲线如图2所示：

通过对全省生产总值、第一产业、第二产业及第三产业单位GDP电耗的逐年变化的分析可得：第一产业的产值电耗从10年的趋势看，呈先下降后上升趋势，说明全省农业产业化水平在近几年内有所提高。第三产业的产值电耗从10年的趋势看，呈先上升后下降的趋势，说明该产业已日渐趋于成熟，单位电量产值越来越大。第二产业的产值单耗大幅下降，说明第二产业的生产效率得到了较大提高，因第二产业用电比重较高，所以全省生产总值单位耗电量也呈下降趋势。

参考文献

[1] 周景宏，卢金明.吉林省电力消费与经济增长的协整分析[J].吉林电力，2012，40(1)：1-4.

[2] 袁家海，丁伟，胡兆光.电力消费与中国经济发展的协整与波动分析[J].电网技术，2006，30(9)：10-15.

[3] 郭建平，何健敏，吴国富.中国电力消费与经济增长的均衡关系分析[J].中国电力，2006，39(9)：60-62.

[4] 吉林省统计局，国家统计局吉林调查总队.2011吉林省统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，2011.

作者简介：蔡丽霞(1983-)，女，山东烟台人，吉林省电力有限公司电力科学研究院工程师，硕士，研究方向：电网规划。

(责任编辑：黄银芳)

作者：蔡丽霞 周景宏

经济增长与消费分析论文 篇3：

湖北省经济增长与能源消费的协整分析

摘要：根据2000～2013年湖北省经济增长总量(GDP)与能源消费总量(EC)的年度数据，运用协整检验、Granger 因果分析等方法，分析了湖北省的经济增长与能源消费之间的关系。结果表明，湖北省煤炭和石油的消费量与GDP分别存在着协整关系;从GDP到煤类消费量存在单向Granger因果关系，GDP与油类消费量不存在Granger因果关系，GDP与天然气的消费量存在双向Granger因果关系，从水电的消费量到GDP存在单向Granger因果关系;短时间内湖北省的经济增长总量增长1个百分点，能源的总消耗量会增加0.81个百分点。据此，提出了提高湖北省能源利用效率的相关建议。

关键词：能源消费;经济增长;ADF检验;协整分析

Key words：Energy consumption; Economic growth; ADF test; Cointegration analysis

能源问题关系到全社会的经济发展，维系着社会的稳定，能源工业的发展，为生产、生活提供了不可替代的动力源，在整个区域内推进经济的健康发展，对市场经济的发展发挥着重要作用[1]。深入研究经济增长与能源消费的关系，使二者之间均衡的发展，具有重要意义[2]。

很多学者对经济增长与能源消费问题做了研究，如Kraft J等[3]对美国1947～1974年的GDP与能源消费之间的关系进行研究，得出美国的能源消费与经济增长之间是GDP到能源消费的单向Granger因果关系。Akarca等[4]在2年后采用Kraft.J等[3]同样的方法，再次研究美国的能源消费与经济增长的关系，但得出的结论不同，即二者之间是没有因果关系的。Glasure等[5]采用 E-G两步法，收集数据分析新加坡和韩国的能源消费与GDP的关系，结果是这2个国家的GDP与能源消费之间都不存在协整关系。Narayan等[6]利用面板协整的理论方法分析中东地区的数据，结果发现电力的消费与经济的增加之间存在显著的反馈效应。王海鹏等[7]根据变参数的方法，得出中国能源消费与经济增长之间存在随时间不断变化的长期均衡关系。冯金丽等[8]对广西的能源消费及能源消费量的构成与 GDP 的关系进行分析，得出的结论是只有煤炭的消费量增加会影响经济的增长。笔者选取了2000～2013年湖北省经济增长总量(GDP)与能源消费总量(EC)的年度数据，运用协整检验、Granger 因果分析等方法，分析了湖北省的经济增长与能源消费之间的关系。

1：数据来源与研究方法

1.1：数据来源：

选取了2000～2013年湖北省國民生产总值(GDP)、能源消费总量(EC)数据，能源分为煤炭(COAL)、油类(OIL)、天然气(GAS)和水电(ELEC)。数据来自《新中国60年统计资料汇编》[9]《中国能源统计年鉴》[10]《中国统计年鉴》[11]《湖北统计年鉴》[12]。对这些数据做定量分析，还要考虑异方差问题，对上述6组数据取对数，分别是LGDP、LEC、LCOAL、LOIL、LGAS、LELEC。

2000～2013年湖北省国民生产总值(GDP)、能源消费总量(EC)变动趋势见图1。

从图1可以看出，2003年以后，EC曲线在GDP曲线的上方，即经济增长建立在高能耗的基础上;2011年以后，GDP曲线在EC曲线的上方，即经济增长进入了低能耗时代，但总体来看能源消耗呈上升趋势。

1.2：研究方法

1.2.1：平稳性检验方法。单位根检验可以判断一个序列是否为单整I(1)序列，是一种有效的检验方法，主要分为 ADF检验法和PP检验法。该研究采用ADF检验法，ADF检验方程是：

Dyt=μ+αt+ρyt-1+ki=1βiyt-i+εt

式中，D是差分算子;μ、α、ρ、βi是模型参数;εt是随机误差项服从独立同分布的。ADF检验的原假设是：H1：p=0;H0：p<0。若原假设p=0被拒绝，则变量yt是平稳的;若p=0，则yt服从单位根过程，是非平稳的序列。

1.2.2：协整检验方法。

(1)若k个序列y1t，y2t，…，ykt都是1阶且是单整序列，可以建立回归方程：

y1t=β2y2t+β3y3t+…+βkykt

且模型估计的残差是：

t=y1t-2y2t-…-kykt

(2)用ADF检验法判定残差序列t的平稳性。

(3)如果给出的残差序列是平稳的，则可以根据残差序列的平稳性确定回归方程中的k个变量(y1t，y2t，…，ykt)之间存在着协整关系，并且协整向量是(1，2，…，k)T，其中1=1;否则，(y1t，y2t，…，ykt)之间不存在任何协整關系。

1.2.3：Granger因果检验方法。具体回归模型为：

yt=α0+mi=1αiyt-i+mi=1βixt-i+μt

yt=α0+mj=1αjyt-j+mj=1βjxt-j+μt

式中，βi=0进行检验，即等同于“X的变化是不会引起Y变化的，也不是Y变化的原因”，如果拒绝原假设βi=0(i=1，2，…，m)，就是拒绝“X的变化不是引起Y变化的原因”的假设。因此可以给出结论：X对Y存在Granger因果关系。同理也可以对βj=0(j=1，2，…，m)进行检验，从而判断Y对X是否存在Granger因果关系。

1.2.4：误差修正模型。根据E-G两步法，首先建立计量经济模型：

yt=k1xt+μt，t=1，2，…，T

对上述模型做协整回归，或者说是OLS假设检验，计算得出1还有其残差序列：

t=yt-1xt，t=1，2，…，T

用t-1替换yt-1xt，对Dyt=β0+αt-1+β2Dxt+εt，用OLS方法估计其参数。

2：结果与分析

2.1：平稳性检验：

首先对总的能源消费量进行平稳性检验，即对2000～2013年湖北省GDP与EC进行ADF检验，结果见表1。

序列Sequence 检验类型(C，T，K)Test type ADF检验ADF test 10%显著水平10% significant level5%显著水平5% significant level1%显著水平1% significant level 判断结果Judging results

LGDP(C，T，1)-2.134 151-3.388 330-3.875 302-4.992 279非平稳

DLGDP(C，T，0)-4.189 263-3.239 206-3.587 521-4.239 303平稳：

LEC(C，0，2)-2.201 637-3.362 984-3.828 975-4.886 426非平稳

DLEC(C，0，1)-2.765 815-2.669 906-2.982 031-3.701 657平稳：

从表1可以看出，2000～2013年LGDP和LEC都不是平稳的，也就是非平稳的序列，但是可以把他们归结为一阶单整的序列，就满足了协整检验的要求，可以对二者进行协整性检验。

2000～2013年湖北省LCOAL、LOIL、LGAS、LELE、LGDP变动趋势见图2。

对LGDP与LCOAL、LOIL、LGAS、LELE进行平稳性检验，结果见表2。

从表2可以看出，非平稳的序列包括LGDP、LCOAL、LOIL，但这3个都是一阶单整的序列;平稳的序列是LGAS、LELE。

安徽农业科学 ：2016年

2.2：协整检验：首先是LGDP与LEC的协整性检验，根据2000～2013年的数据，计算出的LGDP与LEC都是满足一阶单整的序列，接下来就可以对协整性做出检验分析。建立LEC与LGDP之间的协整方程，接下来对方程做OLS回归，得到：

从上述分析可以看出，2000～2013年湖北省煤炭和石油的消费量与GDP是分别存在着协整关系的。也就是说，湖北省的能源消费的组成部分，煤炭消费量与GDP之间是存在均衡关系的，而且是稳定的。同样石油的消费量与GDP之间也有着这样的均衡关系。

2.3：Granger因果关系检验：

参照前面几次的分析，给出6组时间序LGDP、LEC、LCOAL、LOIL、LGAS、LELEC中，只有LGAS、LELEC是平稳序列，但是经过前面的协整性检验，能源消费的各组成部分的消费量与GDP之间分别存在稳定的均衡关系，即协整关系是一定存在的。接下来对这6个解释变量进一步地进行Granger因果检验。依据VAR模型提出的LR、FPE、AIC、SIC、HQ准则，参照以上这些原则，选择合适的滞后阶数进行Granger因果关系检验，结果见表5。

由表5可知，存在“从GDP到煤炭消费量的单向Granger因果关系”，通俗地说，经济的增长导致了煤炭消费量的增加，但是反过来煤炭消费量的增加并没有促进经济的增长。GDP与油类消费量不存在Granger因果关系，存在“从GDP到天然气的消费量的双向Granger因果关系”，即GDP的增长会影响到天然气的消费增加，天然气的消费增加也会带动GDP的增长，二者是互为因果关系的。存在“从水电的消费量到GDP的单向Granger因果关系”，也就是水电消费的增加可以促进GDP的增长的，但反过来经济的增长不会导致水电消费的增加。

2.4：误差修正：

给定2个变量，若之间存在均衡关系，而且这种关系是长期的，为检验短时间内这种关系是否会失衡，建立误差修正模型：

DLECt=α(LECt-1-k0-k1LGDPt-1)+βDLGDPt+εt

令ECMt-1=LECt-1-k0-k1LGDPt-1，通过OLS估计并去掉不显著的变量得：

DLECt=0.810 164LGDPt-0.575 716ECMt-1

t=(6.128 735) ：(-3.226 937)

R2=0.368 469;D.W.=1.139 905

在以上给出的误差修正模型中，都是含有差分项的，而且差分项会影响短期的波动指标。回归系数也可以通过上式给出，规定检验的显著性水平是1%，这时侯的短期波动就由2部分构成，分别是短期GDP的影响波动和长期均衡的影响偏离。接下来有误差调整项ECMt-1提供的系数，一旦出现偏离长期的均衡，会有一定的调整力度。再根据系数估计值分析结果，短时间内湖北省的经济增长总量增长1个百分点，能源的总消耗量会增加0.81个百分点，一旦短期波动出现偏离长期的均衡时，上式结果给出-0.575 716的调整力度，帮助非均衡的状态调整到一定的均衡状态。

3：结论与建议

3.1：结论：

对湖北省经济增长与能源消费进行协整分析，并对经济增长和各类能源消费进行Granger因果关系检验，结果表明，湖北省的经济会有所增长，但是会消耗更多的能源。湖北省的GDP与EC是单项的Granger因果关系，同样GDP与石油消费量也是单向的Granger因果关系;水电消费：

量与GDP也是单向的Granger因果关系;唯一存在双向Granger因果关系的是天然气消费量与GDP。以上数据表明，湖北省的能源消费EC与GDP的增长之间关系密切，而且这种关系是单方面的，经济增长单方面地带动了能源的消费，而能源消费对经济增长并没有起到多大的作用。

3.2：对策建议：

结合上述分析，为提高湖北省能源利用效率，更好地促进经济发展，提出以下建议：①节能减排，高效利用能源;② 合理地利用地区优势，提高清洁能源的消费比重，集中优势发展水能;③能源消费结构多元化，尝试新的能源消费;④增加第三产业的比例，优化第二产业的产业结构;⑤引进能源服务公司;⑥政府对能源消费给出适当的政策引导。

参考文献

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[2] 刘海莺，赵莹.能源消费与中国经济增长关系的实证分析[J].统计与决策，201l(3)：38.

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作者：都俊杰 何先平