劉曉燕，董 鋒

（中國(guó)礦業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 徐州 221116）

一、引 言

“十二五”規(guī)劃指出把碳排放強(qiáng)度作為約束性指標(biāo)，《“十二五”控制溫室氣體排放工作方案》提出，到2015年全國(guó)實(shí)現(xiàn)碳排放強(qiáng)度比2010年下降17%的目標(biāo)，作為重碳排放區(qū)的江蘇省實(shí)現(xiàn)全國(guó)首個(gè)低碳經(jīng)濟(jì)示范區(qū)的目標(biāo)任重道遠(yuǎn)。碳排放強(qiáng)度的研究越來(lái)越受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的重視，國(guó)外學(xué)者如Barnali et al.（2000）通過(guò)對(duì)印度碳排放強(qiáng)度變化進(jìn)行研究認(rèn)為人均收入與碳排放強(qiáng)度存在密切關(guān)系［1］；Obas et al.（2005）認(rèn)為能耗強(qiáng)度、能源結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與碳排放強(qiáng)度有關(guān)［2］；國(guó)內(nèi)學(xué)者何建坤（2004）教授較早的對(duì)碳排放強(qiáng)度問(wèn)題進(jìn)行研究［3］；Fan et al.（2007）、張友國(guó)（2010）、王金南（2010）、杜官印（2010）從不同的角度研究了我國(guó)不同時(shí)間段內(nèi)碳排放強(qiáng)度的變化［4-7］，為學(xué)者們對(duì)碳排放強(qiáng)度影響因素的分析提供了一定的指導(dǎo)作用；丘兆逸（2011）認(rèn)為中國(guó)各個(gè)省區(qū)碳排放強(qiáng)度不同與工業(yè)化程度有關(guān)［8］；黃文若、魏楚（2011）比較了世界七大地理板塊國(guó)家碳排放強(qiáng)度演變特征，認(rèn)為能源結(jié)構(gòu)、能耗強(qiáng)度與碳排放強(qiáng)度存在重要影響關(guān)系［9］；趙蕓泰等（2011）探討了國(guó)家、區(qū)域和省際層面碳排放強(qiáng)度特征、區(qū)域差異和演變，認(rèn)為碳排放強(qiáng)度的區(qū)域差異與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、能源強(qiáng)度以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)［10］；虞義華等（2011）利用1995—2007年中國(guó)29個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)探討了碳排放強(qiáng)度同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系［11］；張志強(qiáng)等（2011）分析了7個(gè)主要工業(yè)發(fā)達(dá)國(guó)家以及5個(gè)新興經(jīng)濟(jì)體國(guó)家的碳排放、人均GDP變化趨勢(shì)以及人均GDP與碳排放強(qiáng)度關(guān)系、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放強(qiáng)度關(guān)系［12］；吳殿廷（2011）等通過(guò)對(duì)世界112個(gè)國(guó)家進(jìn)行定量分析得到碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系模式［13］；陳詩(shī)一（2011）從中國(guó)工業(yè)進(jìn)程的角度分析了碳排放強(qiáng)度的變化，并指出能源利用率的提高是影響碳排放強(qiáng)度變化的主要因素［14］。根據(jù)以上文獻(xiàn)資料，發(fā)現(xiàn)學(xué)者們近兩年側(cè)重于研究碳排放強(qiáng)度空間格局的演變及其區(qū)域特征，缺少對(duì)影響因素的實(shí)證分析，現(xiàn)有的研究碳排放強(qiáng)度影響因素的文獻(xiàn)大多是簡(jiǎn)單地考慮某個(gè)方面的影響，例如王偉林（2008）等從橫縱兩個(gè)角度對(duì)影響江蘇省碳排放強(qiáng)度變化的因素進(jìn)行分析，得出工業(yè)行業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)江蘇省碳排放強(qiáng)度有重要影響［15］；徐大豐（2010）研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策對(duì)實(shí)現(xiàn)低碳有促進(jìn)作用［16］；蘇萬(wàn)春（2011）從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度研究珠三角城市碳排放強(qiáng)度［17］。鑒于以上不足，總結(jié)學(xué)者們的研究結(jié)果，得出可能影響碳排放強(qiáng)度的因素并納入本文，然后以江蘇省為實(shí)例，篩選符合江蘇省情況的因素，進(jìn)行協(xié)整分析。

二、碳排放量的計(jì)算

使用江蘇省1985—2010年的一次能源消費(fèi)總量進(jìn)行碳排放量估算，一次能源包括煤炭、油品合計(jì)和天然氣。相關(guān)數(shù)據(jù)源于1985—2010年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》江蘇能源平衡表中煤炭、油品合計(jì)以及天然氣相應(yīng)的能源消費(fèi)總量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

對(duì)碳排放量的計(jì)算根據(jù)《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的各種能源折標(biāo)準(zhǔn)煤參考系數(shù)，將各年份的煤炭、石油、天然氣消費(fèi)量折合成標(biāo)準(zhǔn)煤。按照公式（1）分別計(jì)算江蘇省1985—2010年的碳排放量。碳排放量的估算公式為：

其中，Ct為碳排放量；Ef為煤炭消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)煤量；Sf為煤炭消費(fèi)的碳排放轉(zhuǎn)換系數(shù)；Em為油品合計(jì)消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)煤量；Sm為油品合計(jì)消費(fèi)的碳排放轉(zhuǎn)換系數(shù)；En為天然氣消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)煤量，Sn為天然氣消費(fèi)的碳排放轉(zhuǎn)換系數(shù)。三種能源的碳排放系數(shù)根據(jù)學(xué)者們的研究成果取平均值。

三、江蘇碳排放現(xiàn)狀分析

江蘇省碳排放量從1985年的3022萬(wàn)噸增長(zhǎng)到2010年的16073萬(wàn)噸，由圖1可知：碳排放量自1985年整體呈上升趨勢(shì)，1985—2001年碳排放量的增長(zhǎng)比較緩慢，2001—2007年碳排放量的增長(zhǎng)速度加快，2007—2009年碳排放量增長(zhǎng)有所減緩。江蘇省碳排放強(qiáng)度從1985年的1.66噸/萬(wàn)元下降到2010年的0.58噸/萬(wàn)元，由圖2可知2001年以來(lái)碳排放強(qiáng)度變化幅度很小。碳排放量整體上升趨勢(shì)與碳排放強(qiáng)度整體下降趨勢(shì)說(shuō)明江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度超過(guò)碳排放增長(zhǎng)速度，但是碳排放強(qiáng)度降低速度緩慢。2001—2010年江蘇省碳排放強(qiáng)度的平均下降速度不足1%，作為經(jīng)濟(jì)大省和重碳排放區(qū)的江蘇省需要積極采取措施平衡經(jīng)濟(jì)發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的關(guān)系，實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)。

圖1 江蘇省198 5—2010年碳排放量

圖2 江蘇省198 5—2010年碳排放強(qiáng)度

四、變量選擇

研究對(duì)象是江蘇省碳排放強(qiáng)度影響因素，數(shù)據(jù)來(lái)源于《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。因變量為碳排放強(qiáng)度（碳排放量/GDP），關(guān)于自變量的選取，總結(jié)其他學(xué)者的研究成果，從能源效率（用能源強(qiáng)度表征：能源消費(fèi)總量/GDP）、能源結(jié)構(gòu)（煤炭消費(fèi)量/能源消費(fèi)總量）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展（用人均GDP表征）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（用第三產(chǎn)業(yè)比重、重工業(yè)比重表征）、城市化水平（城市人口/總?cè)丝冢?duì)外開(kāi)放程度（用外貿(mào)依存度表征：進(jìn)出口總額/GDP）、技術(shù)進(jìn)步（用科技投入占GDP比重表征）等七個(gè)維度選取八個(gè)指標(biāo)進(jìn)行表征，其中碳排放強(qiáng)度、能源強(qiáng)度和人均GDP三個(gè)指標(biāo)計(jì)算涉及的GDP是以2000年不變價(jià)格計(jì)算的。利用SPSS17.0將八個(gè)指標(biāo)與碳排放強(qiáng)度（CI）分別進(jìn)行pearson關(guān)聯(lián)度分析，篩選出相關(guān)度最高的能源強(qiáng)度（EI）、第三產(chǎn)業(yè)比重（PTI）和外貿(mào)依存度（FTD）三個(gè)指標(biāo)作為自變量。關(guān)聯(lián)度分析結(jié)果如表1。

表1 Pearson關(guān)聯(lián)度分析結(jié)果

五、協(xié)整檢驗(yàn)

（一）單位根檢驗(yàn)

研究時(shí)間跨度為1985—2010年，時(shí)間序列數(shù)據(jù)不再平穩(wěn)，可能造成“偽回歸”現(xiàn)象，為了有效地檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的特征，利用Dichey-Fuller（ADF）方法檢驗(yàn)CI、EI、PTI和FTD的平穩(wěn)性。由于自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，并能消除時(shí)間序列中存在的異方差，故對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)CI、LEI、LPTI和LFTD。ADF檢驗(yàn)采用包含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的限制方程形式，在A(yíng)DF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中，滯后階數(shù)都通過(guò)AIC定階準(zhǔn)則確定。第五部分涉及的檢驗(yàn)均借助Eviews 6完成。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表2單位根檢驗(yàn)結(jié)果得知LCI和LFTD在5%、LEI在10%、LPTI在1%的顯著水平下一階差分平穩(wěn)，即一階單整。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

本文涉及三個(gè)自變量，Johasen方法適用于多變量協(xié)整關(guān)系分析，因此采用Johasen協(xié)整檢驗(yàn)方法，運(yùn)行Eviews 6得到如表3所示的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 Johasen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知：LCI、LEI、LPTI和LFTD四個(gè)變量在5%的顯著水平下存在一個(gè)協(xié)整方程：

其中，括號(hào)中數(shù)字為相應(yīng)回歸系數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差。根據(jù)協(xié)整方程可知：長(zhǎng)期來(lái)看，碳排放強(qiáng)度的能源強(qiáng)度彈性為0.921885，碳排放強(qiáng)度的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)彈性為0.003253，碳排放強(qiáng)度的對(duì)外開(kāi)放程度彈性為-0.156071。從協(xié)整方程系數(shù)的大小來(lái)看，能源強(qiáng)度對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響作用大于其他兩個(gè)自變量。能源強(qiáng)度與外貿(mào)依存度對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響作用與其他學(xué)者的研究結(jié)果是一致的，但是第三產(chǎn)業(yè)比重與碳排放強(qiáng)度之間的影響關(guān)系與其他學(xué)者的結(jié)論不同。發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)理論上會(huì)引起碳排放強(qiáng)度的降低，但是要達(dá)到理想的結(jié)果，應(yīng)保證第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)方式低碳化，人民生活方式的低碳化。江蘇省1985—2010年第三產(chǎn)業(yè)比重平均增長(zhǎng)速率為3%，2010年第三產(chǎn)業(yè)比重為66.99%，能源消費(fèi)量的平均增長(zhǎng)速率為7.8%，說(shuō)明江蘇省在調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的過(guò)程中沒(méi)有遵循社會(huì)化的低碳模式，造成更多能源消耗。

（三）Granger因果分析檢驗(yàn)

根據(jù)Granger因果關(guān)系分析方法分別建立了LCI與LEI、LCI與LPTI、LCI與LFTD的分析模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4 Granger因果關(guān)系分析結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明LEI和LPTI分別是LCI的單向Granger原因，LCI是LFTD的單向Granger原因。

（四）向量誤差修正模型

協(xié)整方程表明CI與EI、PTI、FTD之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是實(shí)際的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，變量之間存在短期不均衡狀態(tài)，為研究變量之間長(zhǎng)期均衡與短期調(diào)整之間的關(guān)系，本文建立向量誤差修正模型。VEC模型的表示為：

其中，vecmt-1=β'yt-1是誤差修正項(xiàng)，反映變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，系數(shù)向量α反映反映變量之間的均衡關(guān)系在偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度，解釋變量差分項(xiàng)的系數(shù)反映各變量的短期波動(dòng)對(duì)被解釋變量短期變化的影響。運(yùn)行結(jié)果采用矩陣形式表示如下：

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

江蘇省碳排放強(qiáng)度（LCI）的脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖3所示。對(duì)于EI的沖擊，碳排放強(qiáng)度的反應(yīng)第一期為0.067317，第二期達(dá)到頂點(diǎn)（0.105172），第三期下降到底點(diǎn)（0.063967），之后緩慢上升；對(duì)于PTI的沖擊，碳排放強(qiáng)度的反應(yīng)第一期為正（0.009103），然后下降，第三期達(dá)到低谷（-0.03272），第四期回升到-0.00678，之后在小范圍內(nèi)波動(dòng)；對(duì)于FTD的沖擊，碳排放強(qiáng)度第一期反應(yīng)為0.000983，第二期上升到頂點(diǎn)（0.025078），第三期下降到-0.00705，之后維持在小范圍水平之間。說(shuō)明能源強(qiáng)度、第三產(chǎn)業(yè)比重、外貿(mào)依存度在短期內(nèi)與碳排放強(qiáng)度存在影響。

圖3 碳排放強(qiáng)度對(duì)各變量沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)

碳排放強(qiáng)度的方差分解結(jié)果如圖4，EI對(duì)碳排放強(qiáng)度的貢獻(xiàn)率第二期達(dá)到33.86182%，以后緩慢下降；PTI對(duì)碳排放強(qiáng)度的貢獻(xiàn)率第一期和第二期變化很小，第三期達(dá)到7.977668%，之后貢獻(xiàn)率緩慢上升；FTD對(duì)碳排放強(qiáng)度的貢獻(xiàn)率第二期達(dá)到3.116704%，之后緩慢下降。長(zhǎng)期來(lái)看，碳排放強(qiáng)度的預(yù)測(cè)方差有59.69%來(lái)自本身，29.88%來(lái)自能源強(qiáng)度，8.76%來(lái)自第三產(chǎn)業(yè)比重，1.67%來(lái)自外貿(mào)依存度。

圖4 碳排放強(qiáng)度的方差分解

六、對(duì)策建議

本文以江蘇省為對(duì)象研究區(qū)域碳排放強(qiáng)度的影響因素，首先從學(xué)者們的研究成果中總結(jié)出可能相關(guān)的變量，然后利用關(guān)聯(lián)度分析得到相關(guān)度最高的前三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整分析，結(jié)果表明：能源強(qiáng)度、第三產(chǎn)業(yè)比重和外貿(mào)依存度是江蘇省碳排放強(qiáng)度的影響因素。長(zhǎng)期來(lái)看，江蘇省能源強(qiáng)度、第三產(chǎn)業(yè)比重與碳排放強(qiáng)度之間存在正向影響關(guān)系，外貿(mào)依存度與碳排放強(qiáng)度存在負(fù)向影響關(guān)系，且能源強(qiáng)度對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響作用大于其他兩個(gè)變量。結(jié)論中第三產(chǎn)業(yè)比重增加引起碳排放強(qiáng)度增加說(shuō)明江蘇省發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)過(guò)程中存在資源浪費(fèi)，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整不能實(shí)現(xiàn)低碳的目標(biāo)。

為響應(yīng)國(guó)家低碳政策以及完成減排任務(wù)，本文建議從以下三個(gè)方面實(shí)現(xiàn)低碳：①提高能源利用效率，改善能源結(jié)構(gòu)。1985—2010年江蘇省煤炭在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中所占比例的平均下降速度為0.1%，2010年煤炭占能源消費(fèi)總量的69%，鑒于能源強(qiáng)度的降低能夠促進(jìn)碳排放強(qiáng)度的降低，應(yīng)引進(jìn)推廣低能耗的設(shè)備和生產(chǎn)工藝，逐步提高能源利用效率，使用清潔環(huán)保能源。②減少第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)程中的能源浪費(fèi)，確保社會(huì)化的低碳生產(chǎn)生活方式。研究結(jié)果表明第三產(chǎn)業(yè)比重對(duì)碳排放強(qiáng)度存在正向影響關(guān)系，但是并不說(shuō)明發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)是錯(cuò)誤的決策。當(dāng)前江蘇省第三產(chǎn)業(yè)比重為67%，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)程中存在能源浪費(fèi)，導(dǎo)致碳排放強(qiáng)度不能有效降低。低碳應(yīng)當(dāng)保證發(fā)展低碳的第三產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)低碳產(chǎn)品、低碳技術(shù)、低碳服務(wù)的市場(chǎng)化，建設(shè)資源節(jié)約型社會(huì)。③改善對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，平衡貿(mào)易比例。江蘇省外貿(mào)依存度自1985年以來(lái)整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，2005、2006、2007三年的外貿(mào)依存度都突破了100%，2008年以后呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，2010年的外貿(mào)依存度為76%，說(shuō)明江蘇省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展較大程度地依賴(lài)對(duì)外貿(mào)易，而且從脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析來(lái)看，當(dāng)前的對(duì)外貿(mào)易不能有效地降低碳排放強(qiáng)度，應(yīng)當(dāng)積極優(yōu)化外貿(mào)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，獨(dú)立自主地發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)，兩者協(xié)調(diào)發(fā)展以求降低碳排放強(qiáng)度。

［1］Nag B，Parikh J.Indicators of carbon emission intensity from commercial energy in India［J］.Energy Economics，2000，22（4）：441-461.

［2］Obas J E，Anthony J I.Decomposition analysis of CO2emis?sion intensity between oil-producing and non-oil-producing sub-Saharan African countries［J］.Energy Policy，2005，34（18）：3599-3611.

［3］何建坤，劉濱.作為溫室氣體排放衡量指標(biāo)的碳排放強(qiáng)度分析［J］.清華大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2004，44（6）：740-743.

［4］Fan Ying，Liu Lancui，Wang Gang，et al.Changes in carbon in?tensity in China：Empirical findings from 1980-2003［J］.Eco?logical Economics，2007，62：683-691.

［5］張友國(guó).經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式變化對(duì)中國(guó)碳排放強(qiáng)度的影響［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010，（4）：120-133.

［6］王金南，蔡博峰，嚴(yán)剛，等.排放強(qiáng)度承諾下的CO2排放總量控制研究［J］.中國(guó)環(huán)境科學(xué)，2010，30（11）：1568-1572.

［7］杜官印，蔡云龍，李雙成.1997—2007年中國(guó)分省化石能源碳排放強(qiáng)度變化趨勢(shì)分析［J］.地理與地理信息科學(xué)，2010，26（5）：76-81.

［8］丘兆逸.碳排放強(qiáng)度與工業(yè)化的關(guān)系研究——基于2000—2008年省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析［J］.廣西師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2011，28（1）：83-88.

［9］黃文若，魏楚.碳排放強(qiáng)度：影響因素與中國(guó)的應(yīng)對(duì)策略——基于Divisia分解的實(shí)證研究［J］.學(xué)習(xí)與實(shí)踐，2011，（9）：33-38.

［10］趙蕓泰，黃賢金，鐘太洋，等.1999—2007年中國(guó)能源消費(fèi)碳排放強(qiáng)度空間演變特征［J］.環(huán)境科學(xué)，2011，32（11）：3145-3152.

［11］虞義華，鄭新業(yè)，張莉.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放強(qiáng)度——中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2011，（3）：72-81.

［12］張志強(qiáng)，曾靜靜，曲建升.世界主要國(guó)家碳排放強(qiáng)度歷史變化趨勢(shì)及相關(guān)關(guān)系研究［J］.地球科學(xué)進(jìn)展，2011，26（8）：860-867.

［13］吳殿廷，吳昊，姜曄.碳排放強(qiáng)度及其變化——基于截面數(shù)據(jù)定量分析的初步判斷［J］.地理研究，2011，309（4）：579-589.

［14］陳詩(shī)一.中國(guó)碳排放強(qiáng)度的波動(dòng)下降模式及經(jīng)濟(jì)解釋?zhuān)跩］.世界經(jīng)濟(jì)，2011，（4）：124-143.

［15］王偉林，黃賢金.區(qū)域碳排放強(qiáng)度變化的因素分解模型及實(shí)證分析——以江蘇省為例生態(tài)經(jīng)濟(jì)［J］.前沿論壇，2008，（12）：32-35．

［16］徐大豐.低碳經(jīng)濟(jì)導(dǎo)向下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整策略研究——基于上海產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的實(shí)證研究［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2010，24（10）：6-9.

［17］蘇萬(wàn)春.珠三角城市碳排放強(qiáng)度及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比較研究［J］.特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2011，（6）：24-26.