基于時(shí)變參數(shù)狀態(tài)空間模型的我國能源效率變化研究

吳 昊，高 輝

(成都理工大學(xué) 商學(xué)院，成都 610051)

自改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，能源消費(fèi)量快速增長(zhǎng)。2011年6月，中國能源消費(fèi)量占世界消費(fèi)總量的20.3%，超出美國19%，成為世界能源消費(fèi)第一大國。中國高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來自于重工業(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，中國工業(yè)能源消耗占能源消費(fèi)總量的70%。中國工業(yè)發(fā)展 “高投入、低產(chǎn)出”導(dǎo)致中國能源利用效率遠(yuǎn)低于美國、日本等發(fā)達(dá)國家。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一個(gè)亟待解決的問題。

以1978年不變價(jià)的GDP計(jì)算，1978年-2012年間，中國單位能耗GDP的變化趨勢(shì)如圖1所示。從總體上來看，中國單位能耗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)于中國的工業(yè)化中期。目前，中國工業(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。中國工業(yè)化過程中，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題。

一、研究綜述

關(guān)于能源效率，國內(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，是基于Lewis的二元經(jīng)濟(jì)模型[9]提出來的。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]；一種是通過構(gòu)建不變參數(shù)計(jì)量模型來驗(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)yt是包含k個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的k×1維可觀測(cè)向量，Zt表示k×m矩陣，得到如下方程：

yt=Ztαt+dt+μt

(1)

其中，t表示樣本長(zhǎng)度，即時(shí)間期間；αt表示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；dt表示截距項(xiàng)，是k×1維向量；μt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，這里假設(shè)其均值為0，協(xié)方差為Ht。這個(gè)方程稱為量測(cè)方程。

一般而言，αt是不可觀測(cè)的，但是可以表示為一階馬爾科夫過程，式子如下：

αt=Ttαt-1+ct+Rtεt

(2)

其中，Tt表示m×m矩陣，描述αt隨時(shí)間變化的系數(shù)；ct表示m×1維向量，為截距項(xiàng)；Rt表示m×g矩陣；εt表示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Qt。這個(gè)方程稱為狀態(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)at-1表示基于信息集合Yt-1的αt-1的估計(jì)量，Pt-1表示估計(jì)誤差的m×m協(xié)方差矩陣，即有：

Pt-1=E[(αt-1-at-1)(αt-1-at-1)′]

(3)

由此，當(dāng)給定at-1和Pt-1時(shí)，αt的條件分布的均值為αt|t-1=Ttαt-1+ct。估計(jì)誤差的協(xié)方差矩陣為

(4)

其中t=1,2,…,T。上述兩式稱為預(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：

(5)

(6)

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)來源于1978年-2012年全國統(tǒng)計(jì)年鑒和相關(guān)年份的《中國能源統(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)空間模型無法解決多重共線性的問題，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。

Yt=Xtαt+μt

(7)

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程為：

αt=ρ0+ρ1αt-1+εt

(8)

在狀態(tài)空間模型中，假設(shè)εt獨(dú)立于μt，εt與μt的分布如下：

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年中國人均GDP和能源效率的統(tǒng)計(jì)描述數(shù)據(jù)

注：人均GDP/元；能源效率/元·噸標(biāo)準(zhǔn)煤-1

數(shù)據(jù)來源：1979年-2013年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)加工整理而來。

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。回歸估計(jì)式如下：

lnYt=4.9608+αtlnGDPt+μt

(9)

αt=0.005+0.9αt-1+εt

(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)過短暫的上升、回落后，開始迎來了提升的階段，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)有所提高和購買了國外先進(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：

lnYt=9.4334+αtlnGYt+μt

(11)

αt=0.006+0.9αt-1+εt

(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～-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)開始發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)占比的下降帶來了能源效率的提高；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開始，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的負(fù)面影響越來越小，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)開發(fā)，加強(qiáng)區(qū)域間和國家間的節(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)過程中消耗的能源總量。

參考文獻(xiàn)：

[1]史丹.中國能源效率的地區(qū)差異與節(jié)能潛力分析[J].中國工業(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.中國能源效率與其影響因素的動(dòng)態(tài)關(guān)系研究[J].中國人口·資源與環(huán)境,2010,20(04):43-49.

[5]傅曉霞,吳利學(xué).中國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.中國省際能源效率差異及其影響因素分析[J].中國人口·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].中國人口·資源與環(huán)境,2012,22(08):107-113.

[13]張瑞,丁日佳,尹嵐嵐.中國產(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.