吳昊 高輝

收稿日期：20140527

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目“基于產(chǎn)業(yè)鏈一體化視角下的中國(guó)經(jīng)濟(jì)圈能源效率差異研究”（10YJA790053）、四川循環(huán)經(jīng)濟(jì)研究中心項(xiàng)目（XHJJ-1028）、四川高?？蒲袆?chuàng)新團(tuán)隊(duì)建設(shè)計(jì)劃（13TD0009）資助おおお

摘 要：基于時(shí)變參數(shù)狀態(tài)空間模型，以人均GDP和工業(yè)增加值占GDP的比重作為衡量工業(yè)化階段的主要指標(biāo)，以單位能耗GDP作為能源效率的衡量指標(biāo)，實(shí)證分析工業(yè)化不同階段對(duì)能源效率的影響。研究結(jié)果表明：在工業(yè)化發(fā)展的初期，工業(yè)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，工業(yè)對(duì)能源的巨大需求導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源的依賴性增強(qiáng)，人均GDP和工業(yè)增加值占比對(duì)能源效率的影響均較為明顯；在工業(yè)化發(fā)展的中期，人均GDP對(duì)能源效率的影響趨于穩(wěn)定，工業(yè)增加值占比對(duì)能源效率的影響逐漸趨于零。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)改善能源效率的作用很小，加強(qiáng)區(qū)域間和國(guó)家間的節(jié)能技術(shù)合作可有效改善能源利用效率。

關(guān)鍵詞：能源效率；時(shí)變參數(shù)；狀態(tài)空間模型；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；人均GDP

中圖分類號(hào)： F206文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A 文章編號(hào)：16720539(2014)04007406

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，能源消費(fèi)量快速增長(zhǎng)。2011年6月，中國(guó)能源消費(fèi)量占世界消費(fèi)總量的20.3%，超出美國(guó)19%，成為世界能源消費(fèi)第一大國(guó)。中國(guó)高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)自于重工業(yè)發(fā)展優(yōu)先的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，能源消費(fèi)總量中工業(yè)能源消耗占比也較高。2011年起，中國(guó)工業(yè)能源消耗占能源消費(fèi)總量的70%。中國(guó)工業(yè)發(fā)展 “高投入、低產(chǎn)出”導(dǎo)致中國(guó)能源利用效率遠(yuǎn)低于美國(guó)、日本等發(fā)達(dá)國(guó)家。隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程逐步加快，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源環(huán)境之間的矛盾日益加劇，提高能源效率成為中國(guó)一個(gè)亟待解決的問(wèn)題。

以1978年不變價(jià)的GDP計(jì)算，1978年-2012年間，中國(guó)單位能耗GDP的變化趨勢(shì)如圖1所示。從總體上來(lái)看，中國(guó)單位能耗GDP逐步增加，由1978年的638元/t標(biāo)準(zhǔn)煤上升至2012年的2442元/t標(biāo)準(zhǔn)煤。從分段情況來(lái)看，1978年-1988年和1989年-1998年間，單位能耗GDP均處于上升趨勢(shì)，但是后者的上升速度快于前者，這兩個(gè)階段均處于中國(guó)工業(yè)化發(fā)展的起步階段。在2002年-2004年間，單位能耗GDP存在一定程度的下降，隨后又出現(xiàn)增長(zhǎng)，這一階段對(duì)應(yīng)于中國(guó)的工業(yè)化中期。目前，中國(guó)工業(yè)占比正在逐步下降，服務(wù)業(yè)快速發(fā)展，能源效率又將發(fā)生變化。中國(guó)工業(yè)化過(guò)程中，工業(yè)化的變動(dòng)與能源效率是否存在一定的關(guān)系，兩者之間的作用機(jī)制是什么？這是本文將要解決的問(wèn)題。

一、研究綜述

關(guān)于能源效率，國(guó)內(nèi)外學(xué)者都進(jìn)行了大量的研究，成果豐富。能源效率的評(píng)價(jià)與測(cè)算，主要分為兩類：一類是單要素能源效率評(píng)價(jià)，通過(guò)計(jì)算能源強(qiáng)度或能源生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算和比較［1］；一類是全要素能源效率評(píng)價(jià)，主要基于生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行測(cè)度［2］。能源效率影響因素是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平［3］、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)［4］、技術(shù)進(jìn)步［5］、能源價(jià)格［6］、對(duì)外開(kāi)放程度［7］、市場(chǎng)化水平［8］等都是影響能源效率最主要的因素。

圖1 1978年-2012年中國(guó)單位能耗GDP變化趨勢(shì)

（以1978年為不變價(jià)格）

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率產(chǎn)生影響的論斷最早源于結(jié)構(gòu)紅利的假說(shuō)，是基于Lewis的二元經(jīng)濟(jì)模型［9］提出來(lái)的。隨后，學(xué)者們進(jìn)行了深入研究。研究發(fā)現(xiàn)，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，工業(yè)化水平高低與能源消費(fèi)強(qiáng)度（能源利用效率的倒數(shù)）的變化關(guān)系存在差異，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)期，工業(yè)能源強(qiáng)度幾乎為零；當(dāng)工業(yè)化水平處于最高峰時(shí)期，由于技術(shù)革新、新工藝的采用以及新興部門的出現(xiàn)和發(fā)展，能源強(qiáng)度開(kāi)始上升并逐漸穩(wěn)定，之后呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入后工業(yè)化時(shí)期，服務(wù)業(yè)逐漸成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，能源強(qiáng)度持續(xù)下降［10］。實(shí)證研究證明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率存在影響，然而這種影響因研究方法、樣本數(shù)據(jù)選取等因素的存在而有所不同。

目前，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率影響的實(shí)證方法主要有兩種：一種是采用因素分解法，該方法將能源效率分解為結(jié)構(gòu)影響和技術(shù)影響［11］；一種是通過(guò)構(gòu)建不變參數(shù)計(jì)量模型來(lái)驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的影響［12］。由此，對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的影響，不同學(xué)者有不同的結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為，就全國(guó)總體情況而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率提高的促進(jìn)作用比較明顯［13］；也有學(xué)者認(rèn)為，與技術(shù)進(jìn)步相比，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率提升的作用不顯著［14］。除此之外，還有學(xué)者認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的作用存在差異［15］。

通過(guò)對(duì)相關(guān)研究文獻(xiàn)的總結(jié)，大多數(shù)學(xué)者采用不變參數(shù)的計(jì)量模型實(shí)證分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的影響機(jī)制，但卻忽略了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在時(shí)間階段上對(duì)能源效率的影響存在差異。本文將構(gòu)建時(shí)變參數(shù)狀態(tài)空間模型［16］，以人均GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為衡量中國(guó)工業(yè)化階段變化的主要指標(biāo)，進(jìn)而分析1978年~2012年中國(guó)人均GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的動(dòng)態(tài)影響，為提高能源效率提供政策性建議。

二、時(shí)變參數(shù)狀態(tài)空間模型的構(gòu)建

一般而言，變量之間的關(guān)系用不變參數(shù)的模型進(jìn)行回歸估計(jì)就可以滿足研究的需求，然而為了更加深入地分析變量之間的關(guān)系（如在不同階段的關(guān)系），不變參數(shù)的模型越來(lái)越跟不上研究的步伐，于是引入狀態(tài)空間模型。狀態(tài)空間模型主要用于估計(jì)不可觀測(cè)的時(shí)間變量，描述的是變量之間隨時(shí)間變化的動(dòng)態(tài)關(guān)系。下面將對(duì)狀態(tài)空間模型的形式進(jìn)行描述。

狀態(tài)空間模型包括兩個(gè)方程：一個(gè)是量測(cè)方程，描述的是變量之間的數(shù)量關(guān)系；另一個(gè)是狀態(tài)方程，描述的是變量前系數(shù)隨時(shí)間的變化關(guān)系。

設(shè)y璽是包含kЦ鼉濟(jì)變量的k×1維可觀測(cè)向量，Z璽П硎驚k×mЬ卣螅得到如下方程：

y璽=Z璽α璽+d璽+μ璽В1）

其中，tП硎狙本長(zhǎng)度，即時(shí)間期間；Е聯(lián)璽П硎驚m×1維向量，是解釋變量前系數(shù)，描述其與被解釋變量之間的數(shù)量關(guān)系；d璽П硎窘鼐嘞睿是k×1維向量；Е酞璽為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，這里假設(shè)其均值為0，協(xié)方差為H璽?。这庚b匠壇莆量測(cè)方程。

一般而言，Е聯(lián)璽是不可觀測(cè)的，但是可以表示為一階馬爾科夫過(guò)程，式子如下：

Е聯(lián)璽=T璽α﹖－1+c璽+R璽ε璽В2）

其中，T璽П硎驚m×mЬ卣螅描述Е聯(lián)璽隨時(shí)間變化的系數(shù)；c璽П硎驚m×1維向量，為截距項(xiàng)；R璽П硎驚m×gЬ卣螅華Е弄璽П硎驚g×1向量，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，假設(shè)其均值為0，協(xié)方差為Q璽?。这庚b匠壇莆狀態(tài)方程。

當(dāng)模型構(gòu)建完成之后，模型中的參數(shù)需要得到估計(jì)值?？捎每柭鼮V波法解決這一問(wèn)題，其計(jì)算原理是：當(dāng)擾動(dòng)項(xiàng)和初始狀態(tài)向量服從正態(tài)分布時(shí)，通過(guò)預(yù)測(cè)誤差分解計(jì)算似然函數(shù)，估計(jì)未知參數(shù)，并且在新的觀測(cè)值得到后連續(xù)的修正狀態(tài)向量。

設(shè)a﹖－1П硎凈于信息集合Y﹖－1У莫Е聯(lián)﹖－1У墓蘭屏浚P﹖－1П硎竟蘭莆蟛畹莫m×m協(xié)方差矩陣，即有：

P﹖－1=E[(α﹖－1－a﹖－1)(α﹖－1－a﹖－1)′]

（3）

由此，當(dāng)給定a﹖－1Ш酮P﹖－1時(shí)，Е聯(lián)璽У奶跫分布的均值為Е聯(lián)﹖|t－1=T璽α﹖－1+c璽А９蘭莆蟛畹男方差矩陣為

P﹖|t-1= T﹖ 狿﹖-1 猅‐prime ﹖+ R﹖ 猀﹖ 猂‐prime ﹖ （4）

其中t=1,2,…,T?。甚r雋絞匠莆預(yù)測(cè)方程。得到了新的預(yù)測(cè)值后，可以得到修正的估計(jì)值，進(jìn)而得到更新方程為：

α﹖= α﹖|t-1+ P﹖|t-1 猌‐prime ﹖ 狥-1璽(y﹖ -Z﹖ α﹖|t-1 -d﹖ )（5）

P﹖= P﹖|t-1 -P﹖|t-1 猌‐prime ﹖ 狥-1璽Z﹖ 狿﹖|t-1 （6）

其中，F(xiàn)﹖= Z﹖ 狿﹖|t-1 猌‐prime ﹖+ H﹖ ，t=1,2,…,T?。?/p>

為了研究工業(yè)化的不同階段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)能源效率的影響，可構(gòu)建相關(guān)變量之間的狀態(tài)空間模型來(lái)滿足研究需要。為了描述工業(yè)化的不同階段，這里用人均GDP和工業(yè)增加值占GDP的比重作為工業(yè)化階段變遷的總量因素和結(jié)構(gòu)因素。能源效率采用單位能耗GDP來(lái)衡量，即用GDP除以能源消費(fèi)總量。相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于1978年-2012年全國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和相關(guān)年份的《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于統(tǒng)計(jì)年鑒中GDP和工業(yè)增加值都是名義值，因此采用1978年為不變價(jià)格，對(duì)名義值進(jìn)行平減。為了解決模型異方差，對(duì)人均GDP、工業(yè)增加值比重以及能源效率進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。由于狀態(tài)空間模型無(wú)法解決多重共線性的問(wèn)題，因此一個(gè)狀態(tài)空間模型中只包含一個(gè)解釋變量和一個(gè)被解釋變量。本文需要構(gòu)建2個(gè)狀態(tài)空間模型。

Y璽=X璽α璽+μ璽В7）

其中Y璽為被解釋變量，即能源效率；X璽為對(duì)數(shù)化后的人均GDP或者工業(yè)增加值占比；Е聯(lián)璽為T×1У南凳向量；隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)Е酞璽У姆講釵Е要2μВ華tП硎臼奔淝間為1到T?。该模型是量测方倡H＊

由于上述模型中的系數(shù)序列是不可觀測(cè)的，為此可表示為一階馬爾科夫過(guò)程為：

Е聯(lián)璽=ρ0+ρ1α﹖－1+ε璽В8）

其中Е血0Ш酮Е血1П硎敬估參數(shù)；Е弄璽Х從均值為0，方差為Е要2εУ惱態(tài)分布。該模型為狀態(tài)方程。

在狀態(tài)空間模型中，假設(shè)Е弄璽Ф懶⒂詎Е酞璽ВЕ弄璽в氌Е酞璽У姆植既縵攏邯

μ璽う弄璽~N00,σ2μ 00 σ2ε〖HL)〗〖JB))〗〖JB))〗И

其中，NП硎頸淞糠從正態(tài)分布；隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)Е酞璽?、εtУ姆講罘直鷂Е要2μАⅹЕ要2ε?。?/p>

三、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的影響實(shí)證分析

上面已經(jīng)對(duì)狀態(tài)空間模型進(jìn)行了詳細(xì)的闡述，下面將對(duì)狀態(tài)空間模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，采用的計(jì)量分析軟件為Eviews7.0。

（一）人均GDP對(duì)能源效率的影響

首先，對(duì)人均GDP和能源效率進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述分析。參考陳佳貴等［17］（2012）、張同斌等（2013）對(duì)工業(yè)化階段的劃分：1978年-2001年為工業(yè)化初期階段，其中1978年-1994年為工業(yè)化初期的前半階段，輕工業(yè)發(fā)展迅速，1995年-2001年為工業(yè)化初期的后半階段，重化工業(yè)逐漸占主導(dǎo)；2002年以后為工業(yè)化中期階段，2002年-2010年為工業(yè)化中期前半階段，重化工業(yè)加速發(fā)展；2011年以后為工業(yè)中期后半階段。

表1 1978年-2012年中國(guó)人均GDP和能源效率的統(tǒng)計(jì)描述數(shù)據(jù)

工業(yè)化初期階段（1978-2001） 工業(yè)化中期階段（2002以后）

前半階段（1978-1994） 后半階段（1995-2001） 前半階段（2002-2010） 后半階段（2011以后）

平均值

人均GDP 1309.98 6820.82 18051.16 36828.63

能源效率 973.35 1762.82 2038.29 2399.37

方差

人均GDP 1023.17 1203.80 7228.42 2306.36

能源效率 216.41 191.70 156.65 59.43

最大值

人均GDP 4044.00 8621.71 30015.05 38459.47

能源效率 1397.93 1994.61 2309.82 2441.39

最小值

人均GDP 381.23 5045.73 9398.05 35197.79

能源效率 638.00 1482.93 1856.97 2357.34

注：人均GDP/元；能源效率/元·噸標(biāo)準(zhǔn)煤-1

數(shù)據(jù)來(lái)源：1979年-2013年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)加工整理而來(lái)。

由表1可以看到，隨著人均GDP的增長(zhǎng)，能源效率也有大幅度的提高。在工業(yè)化初期的前半階段，人均GDP的均值為1309.98元，能源效率均值為973.35元/噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而在工業(yè)化初期的后半階段，人均GDP的均值為6802.82元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于前半階段的均值，同時(shí)，能源效率的提升幅度較大。從工業(yè)化初期的前半階段和后半階段的方差來(lái)看，前半階段的差異較大。在工業(yè)化中期階段，人均GDP保持高速增長(zhǎng)，同時(shí)，方差變?yōu)?9.43，人均GDP和能源效率的變化逐漸平穩(wěn)。由此可以初步判斷，從總量來(lái)看，隨著工業(yè)化階段的變遷，能源效率變化趨勢(shì)有差異。下面用狀態(tài)空間模型進(jìn)行進(jìn)一步的證明?；貧w估計(jì)式如下：

玪n玒璽=4.9608+α璽玪n獹DP璽+μ璽(9)

α璽=0.005+0.9α﹖－1+ε璽(10)

回歸估計(jì)式（9）是量測(cè)方程，描述了能源效率與人均GDP之間的總體回歸關(guān)系。回歸估計(jì)式（10）是狀態(tài)方程，描述人均GDP對(duì)能源效率影響隨時(shí)間變化的具體關(guān)系，可以看到該參數(shù)的自回歸系數(shù)為0.9，狀態(tài)序列具有顯著的持續(xù)依賴特征。序列隨時(shí)間變化的趨勢(shì)圖如圖2所示。

圖2 人均GDP對(duì)能源效率的動(dòng)態(tài)影響

由圖2可以看到，人均GDP對(duì)能源效率的影響系數(shù)變化范圍為0.28～0.31。1978年起，工業(yè)開(kāi)始發(fā)展，工業(yè)對(duì)能源的巨大需求導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源的依賴加大；1978年-1984年之間，工業(yè)化初期的前半階段，能源消耗帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總量提高迅速，能源效率持續(xù)提高；1984年-1992年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源效率的提升作用有所降低。其原因可能是能源的邊際生產(chǎn)率有所下降，節(jié)能技術(shù)無(wú)法跟上生產(chǎn)的步伐，經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)逐漸落入“高能耗、低效率”的粗放型生產(chǎn)方式中；1992年-1996年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響經(jīng)過(guò)短暫的上升、回落后，開(kāi)始迎來(lái)了提升的階段，而該階段是工業(yè)化初期的后半階段。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因可能是，工業(yè)化初期后半階段，工業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)有所提高和購(gòu)買了國(guó)外先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備，能源利用效率有所提高，工業(yè)的快速發(fā)展再次帶來(lái)了能源利用效率的快速提升。當(dāng)工業(yè)發(fā)展進(jìn)入中期階段，“高能耗、低效率”的粗放型生產(chǎn)方式再次凸顯，由于工業(yè)生產(chǎn)中節(jié)能技術(shù)的落后以及先進(jìn)生產(chǎn)設(shè)備的缺乏，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源效率的提升作用受到影響，且影響作用逐漸下降。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的影響

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源效率之間的狀態(tài)空間模型回歸結(jié)果如下：

И玪n玒璽=9.4334+α璽玪n獹Y璽+μ璽(11)

Е聯(lián)璽=0.006+0.9α﹖－1+ε璽(12)

回歸估計(jì)式（11）是量測(cè)方程，描述了能源效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的總體回歸關(guān)系；回歸估計(jì)式（12）是狀態(tài)方程，描述了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率影響隨時(shí)間變化的具體關(guān)系?？梢钥吹皆搮?shù)的自回歸系數(shù)為0.9，狀態(tài)序列具有顯著的持續(xù)依賴特征。序列隨時(shí)間變化的趨勢(shì)圖如圖3所示。

圖3 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的動(dòng)態(tài)影響

由圖3可以看到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的影響隨著時(shí)間的推進(jìn)而逐漸降低。系數(shù)的變化區(qū)間為-0.4獈-0.01。根據(jù)系數(shù)的符號(hào)，工業(yè)增加值占GDP的比重越大，能源效率越低。1978年-2001年是工業(yè)化初期階段，在這一時(shí)期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)能源效率的影響作用逐漸降低；1978年-1990年，工業(yè)發(fā)展開(kāi)始起步，工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源消耗的需求逐漸增加，然而中國(guó)工業(yè)發(fā)展始終是依靠大量的能源消耗換取經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)的粗放型發(fā)展方式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)占比的增加對(duì)能源效率的影響始終是負(fù)面的；1991年-2001年，系數(shù)的下降速度加快，原因可能是出口逐漸成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主力，而出口產(chǎn)品中工業(yè)初級(jí)產(chǎn)品的比重較高，從而導(dǎo)致工業(yè)增加值進(jìn)一步擴(kuò)大，粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式進(jìn)一步凸顯，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)能源效率的負(fù)面影響減弱；2002年-2004年，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的影響有所增強(qiáng)，原因是服務(wù)業(yè)開(kāi)始發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)占比的下降帶來(lái)了能源效率的提高；同時(shí)，服務(wù)業(yè)占比的提高能夠?yàn)楣I(yè)生產(chǎn)提供節(jié)能技術(shù)研發(fā)等服務(wù)，從而促進(jìn)能源效率的改善。自2005開(kāi)始，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的負(fù)面影響越來(lái)越小，這也驗(yàn)證了部分學(xué)者的觀點(diǎn)，這可能是影響能源效率的因素中技術(shù)進(jìn)步成為主導(dǎo)。以往，中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)主要是依靠能源消耗，在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整時(shí)，促使高能效的行業(yè)發(fā)展能夠帶來(lái)能源效率的提升，然而當(dāng)調(diào)整達(dá)到一定的程度后，這種影響會(huì)越來(lái)越小，因此從產(chǎn)業(yè)自身的角度進(jìn)行節(jié)能技術(shù)的研發(fā)、購(gòu)買節(jié)能設(shè)備、共享節(jié)能研發(fā)成果等方式能更加有效地改善能源利用效率。

四、結(jié)論

本文采用狀態(tài)空間模型，以人均GDP和工業(yè)增加值占GDP的比重作為工業(yè)化階段變遷的主要指標(biāo)，以單位能耗GDP作為能源效率的衡量指標(biāo)，實(shí)證分析工業(yè)化階段變遷對(duì)能源效率的影響。研究結(jié)果表明：人均GDP對(duì)能源效率的影響為正，而工業(yè)增加值占比對(duì)能源效率的影響為負(fù)；人均GDP對(duì)能源效率的影響隨時(shí)間的變化呈“M”型變化，而工業(yè)增加值占比對(duì)能源效率的影響總體隨時(shí)間逐漸減弱；在工業(yè)化發(fā)展的初期，工業(yè)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，工業(yè)對(duì)能源的巨大需求導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源的依賴性增強(qiáng)，人均GDP和工業(yè)增加值占比對(duì)能源效率的影響均較為明顯；在工業(yè)化發(fā)展的中期，人均GDP對(duì)能源效率的影響趨于穩(wěn)定，工業(yè)增加值占比對(duì)能源效率的影響逐漸趨于零。

由于在工業(yè)化發(fā)展的不同階段，能源效率所受到的影響存在差異，因此在制定提高能源效率政策的時(shí)候也要根據(jù)具體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段有所區(qū)別。目前，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源效率的影響趨于穩(wěn)定，但是經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源的依賴仍然較高，因此限制能源使用的能源保護(hù)政策可以控制能源的消耗，但是會(huì)影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。與“拉閘限電”類似的方式并不利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。而現(xiàn)如今產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)改善能源效率的作用很小，因此需要從提高行業(yè)自身素質(zhì)方面提高行業(yè)能源利用效率。同時(shí)應(yīng)鼓勵(lì)節(jié)能技術(shù)開(kāi)發(fā)，加強(qiáng)區(qū)域間和國(guó)家間的節(jié)能技術(shù)合作，這樣可以有效地改善能源利用效率，節(jié)省生產(chǎn)過(guò)程中消耗的能源總量。

お

參考文獻(xiàn)：

［1］史丹.中國(guó)能源效率的地區(qū)差異與節(jié)能潛力分析［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2006,(10):49-58.

［2］魏楚,沈滿洪.能源效率及其影響因素：基于DEA的實(shí)證分析［J］.管理世界,2007,(08):66-76.

［3］師博,張良悅.我國(guó)區(qū)域能源效率收斂性分析［J］.當(dāng)代財(cái)經(jīng),2008,(02):17-21.

［4］譚忠富,張金良.中國(guó)能源效率與其影響因素的動(dòng)態(tài)關(guān)系研究［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2010,20(04):43-49.

［5］傅曉霞,吳利學(xué).中國(guó)能源效率及其決定機(jī)制的變化——基于變系數(shù)模型的影響因素分析［J］.管理世界,2010,(09):45-54.

［6］杭雷鳴,屠梅曾.能源價(jià)格對(duì)能源強(qiáng)度的影響——以國(guó)內(nèi)制造業(yè)為例［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2006,(12):93-100.

［7］胡宗義,劉靜,劉亦文.中國(guó)省際能源效率差異及其影響因素分析［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2011,21(07):33-39.

［8］賀燦飛,王俊松.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與中國(guó)省區(qū)能源強(qiáng)度研究［J］.地理科學(xué),2009,29(04):461-469.

［9］Lewis W A.Economic Development with Unlimited Supplies of Labour［J］.Manchester School of Social Science,1954:139-191.

［10］Nakicenovic N,et al.Special Report on Emissions Scenarios: Report of Working Group Three of the Intergovenmental Panel on Climate Change［M］.Cambridge:Cambridge University Press,1998.

［11］丁建勛,羅潤(rùn)東.技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源利用效率的影響［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2009,(05)：45-51.

［12］臧傳琴,劉巖.山東省全要素能源效率及其影響因素分析［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2012,22(08):107-113.

［13］張瑞,丁日佳,尹嵐嵐.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)能源強(qiáng)度的影響［J］.統(tǒng)計(jì)與決策,2007,(05):73-74.

［14］王迪,聶銳,趙月英,等.結(jié)構(gòu)變動(dòng)、技術(shù)進(jìn)步的節(jié)能測(cè)算與區(qū)域比較——基于中國(guó)東部的實(shí)證分析［J］.科研管理,2011,(06):59-66.

［15］沈能,王群偉.中國(guó)能源效率的空間模式與差異化節(jié)能路徑——基于DEA三階段模型的分析［J］.系統(tǒng)科學(xué)與數(shù)學(xué),2013,33(04):457-467.

［16］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模［M］.第二版.北京：清華大學(xué)出版社,2009.

［17］陳佳貴,黃群慧,呂鐵,等.中國(guó)工業(yè)化進(jìn)程報(bào)告（1995-2010）［M］.北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社,2012.

お

A Research on Chinese Energy Efficiency Based on the

Time睼arying State Space Model

お

WU Hao，GAO Hui

(School of Business, Chengdu University of Technology, Chengdu Sichuan 610051, China)

お

Abstract：Using GDP per capita and the industrial proportion of GDP as the main index to represent the industrialization stage, this paper aims at empirically analyzing the factors which have influence on the energy productivity based on the time瞯arying state space model. The conclusion shows that GDP per capita and the industrial proportion of GDP have obvious effect on energy efficiency in the early stage of industrialization. The reason is not only that the industry has become the leading industry of economic development but also that the huge demand for energy in industry. Then economic development shows great dependence on energy. In the middle stage of industrialization development, the effect of GDP per capita on energy efficiency tends to be stable. And the influence of industrial added value on energy efficiency is approaching 0. Therefore, industrial structure has very small effect on improving energy efficiency. The way to improve energy efficiency is that strengthening energy瞫aving technology cooperation between regions and between countries.

Key words:energy efficiency; the time瞯arying state space model; the time瞯arying parameter; industrial structure; GDP per capita

お

責(zé)任編輯：劉玉邦