吳昊 高輝

收稿日期：20140527

基金項目：教育部人文社會科學研究項目“基于產(chǎn)業(yè)鏈一體化視角下的中國經(jīng)濟圈能源效率差異研究”（10YJA790053）、四川循環(huán)經(jīng)濟研究中心項目（XHJJ-1028）、四川高?？蒲袆?chuàng)新團隊建設計劃（13TD0009）資助おおお

摘 要：基于時變參數(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，以單位能耗GDP作為能源效率的衡量指標，實證分析工業(yè)化不同階段對能源效率的影響。研究結果表明：在工業(yè)化發(fā)展的初期，工業(yè)成為經(jīng)濟發(fā)展的主導產(chǎn)業(yè)，工業(yè)對能源的巨大需求導致經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴性增強，人均GDP和工業(yè)增加值占比對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對能源效率的影響趨于穩(wěn)定，工業(yè)增加值占比對能源效率的影響逐漸趨于零。產(chǎn)業(yè)結構調整對改善能源效率的作用很小，加強區(qū)域間和國家間的節(jié)能技術合作可有效改善能源利用效率。

關鍵詞：能源效率；時變參數(shù)；狀態(tài)空間模型；產(chǎn)業(yè)結構；人均GDP

中圖分類號： F206文獻標志碼： A 文章編號：16720539(2014)04007406

自改革開放以來，中國經(jīng)濟迅猛發(fā)展，能源消費量快速增長。2011年6月，中國能源消費量占世界消費總量的20.3%，超出美國19%，成為世界能源消費第一大國。中國高速的經(jīng)濟增長來自于重工業(yè)發(fā)展優(yōu)先的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，能源消費總量中工業(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總量的70%。中國工業(yè)發(fā)展 “高投入、低產(chǎn)出”導致中國能源利用效率遠低于美國、日本等發(fā)達國家。隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程逐步加快，經(jīng)濟發(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亟待解決的問題。

以1978年不變價的GDP計算，1978年-2012年間，中國單位能耗GDP的變化趨勢如圖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標準煤上升至2012年的2442元/t標準煤。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，但是后者的上升速度快于前者，這兩個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，這一階段對應于中國的工業(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)化的變動與能源效率是否存在一定的關系，兩者之間的作用機制是什么？這是本文將要解決的問題。

一、研究綜述

關于能源效率，國內外學者都進行了大量的研究，成果豐富。能源效率的評價與測算，主要分為兩類：一類是單要素能源效率評價，通過計算能源強度或能源生產(chǎn)率進行測算和比較［1］；一類是全要素能源效率評價，主要基于生產(chǎn)函數(shù)進行測度［2］。能源效率影響因素是國內外學者研究的熱點，經(jīng)濟發(fā)展水平［3］、產(chǎn)業(yè)結構［4］、技術進步［5］、能源價格［6］、對外開放程度［7］、市場化水平［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

（以1978年為不變價格）

關于產(chǎn)業(yè)結構對能源效率產(chǎn)生影響的論斷最早源于結構紅利的假說，是基于Lewis的二元經(jīng)濟模型［9］提出來的。隨后，學者們進行了深入研究。研究發(fā)現(xiàn)，在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，工業(yè)化水平高低與能源消費強度（能源利用效率的倒數(shù)）的變化關系存在差異，即在經(jīng)濟發(fā)展水平較低時期，工業(yè)能源強度幾乎為零；當工業(yè)化水平處于最高峰時期，由于技術革新、新工藝的采用以及新興部門的出現(xiàn)和發(fā)展，能源強度開始上升并逐漸穩(wěn)定，之后呈現(xiàn)下降趨勢；當經(jīng)濟發(fā)展進入后工業(yè)化時期，服務業(yè)逐漸成為主導產(chǎn)業(yè)，能源強度持續(xù)下降［10］。實證研究證明，產(chǎn)業(yè)結構對能源效率存在影響，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)結構對能源效率影響的實證方法主要有兩種：一種是采用因素分解法，該方法將能源效率分解為結構影響和技術影響［11］；一種是通過構建不變參數(shù)計量模型來驗證產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的影響［12］。由此，對于產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的影響，不同學者有不同的結論。部分學者認為，就全國總體情況而言，產(chǎn)業(yè)結構對能源效率提高的促進作用比較明顯［13］；也有學者認為，與技術進步相比，產(chǎn)業(yè)結構對能源效率提升的作用不顯著［14］。除此之外，還有學者認為，隨著經(jīng)濟發(fā)展階段的不同，產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的作用存在差異［15］。

通過對相關研究文獻的總結，大多數(shù)學者采用不變參數(shù)的計量模型實證分析產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的影響機制，但卻忽略了產(chǎn)業(yè)結構在時間階段上對能源效率的影響存在差異。本文將構建時變參數(shù)狀態(tài)空間模型［16］，以人均GDP和產(chǎn)業(yè)結構作為衡量中國工業(yè)化階段變化的主要指標，進而分析1978年~2012年中國人均GDP和產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的動態(tài)影響，為提高能源效率提供政策性建議。

二、時變參數(shù)狀態(tài)空間模型的構建

一般而言，變量之間的關系用不變參數(shù)的模型進行回歸估計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系（如在不同階段的關系），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不可觀測的時間變量，描述的是變量之間隨時間變化的動態(tài)關系。下面將對狀態(tài)空間模型的形式進行描述。

狀態(tài)空間模型包括兩個方程：一個是量測方程，描述的是變量之間的數(shù)量關系；另一個是狀態(tài)方程，描述的是變量前系數(shù)隨時間的變化關系。

設y璽是包含kЦ鼉濟變量的k×1維可觀測向量，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硎狙本長度，即時間期間；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)量關系；d璽П硎窘鼐嘞睿是k×1維向量；Е酞璽為隨機擾動項，這里假設其均值為0，協(xié)方差為H璽?。这庚b匠壇莆量測方程。

一般而言，Е聯(lián)璽是不可觀測的，但是可以表示為一階馬爾科夫過程，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)璽隨時間變化的系數(shù)；c璽П硎驚m×1維向量，為截距項；R璽П硎驚m×gЬ卣螅華Е弄璽П硎驚g×1向量，為隨機擾動項，假設其均值為0，協(xié)方差為Q璽АＵ飧齜匠壇莆狀態(tài)方程。

當模型構建完成之后，模型中的參數(shù)需要得到估計值?？捎每柭鼮V波法解決這一問題，其計算原理是：當擾動項和初始狀態(tài)向量服從正態(tài)分布時，通過預測誤差分解計算似然函數(shù)，估計未知參數(shù)，并且在新的觀測值得到后連續(xù)的修正狀態(tài)向量。

設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，當給定a﹖－1Ш酮P﹖－1時，Е聯(lián)璽У奶跫分布的均值為Е聯(lián)﹖|t－1=T璽α﹖－1+c璽?。固m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雋絞匠莆預測方程。得到了新的預測值后，可以得到修正的估計值，進而得到更新方程為：

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)結構變動對能源效率的影響，可構建相關變量之間的狀態(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構因素。能源效率采用單位能耗GDP來衡量，即用GDP除以能源消費總量。相關經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于1978年-2012年全國統(tǒng)計年鑒和相關年份的《中國能源統(tǒng)計年鑒》。由于統(tǒng)計年鑒中GDP和工業(yè)增加值都是名義值，因此采用1978年為不變價格，對名義值進行平減。為了解決模型異方差，對人均GDP、工業(yè)增加值比重以及能源效率進行對數(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，因此一個狀態(tài)空間模型中只包含一個解釋變量和一個被解釋變量。本文需要構建2個狀態(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；隨機擾動項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)序列是不可觀測的，為此可表示為一階馬爾科夫過程為：

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；隨機擾動項Е酞璽?、εtУ姆講罘直鷂Е要2μ?、σ?ε?。?/p>

三、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的影響實證分析

上面已經(jīng)對狀態(tài)空間模型進行了詳細的闡述，下面將對狀態(tài)空間模型的參數(shù)進行估計，采用的計量分析軟件為Eviews7.0。

（一）人均GDP對能源效率的影響

首先，對人均GDP和能源效率進行統(tǒng)計描述分析。參考陳佳貴等［17］（2012）、張同斌等（2013）對工業(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；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·噸標準煤-1

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

由表1可以看到，隨著人均GDP的增長，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/噸標準煤，而在工業(yè)化初期的后半階段，人均GDP的均值為6802.82元，遠遠大于前半階段的均值，同時，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，同時，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，能源效率變化趨勢有差異。下面用狀態(tài)空間模型進行進一步的證明?；貧w估計式如下：

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)

回歸估計式（9）是量測方程，描述了能源效率與人均GDP之間的總體回歸關系。回歸估計式（10）是狀態(tài)方程，描述人均GDP對能源效率影響隨時間變化的具體關系，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。序列隨時間變化的趨勢圖如圖2所示。

圖2 人均GDP對能源效率的動態(tài)影響

由圖2可以看到，人均GDP對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)對能源的巨大需求導致經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴加大；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)濟發(fā)展對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)能技術無法跟上生產(chǎn)的步伐，經(jīng)濟生產(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)的技術有所提高和購買了國外先進的生產(chǎn)設備，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。當工業(yè)發(fā)展進入中期階段，“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)能技術的落后以及先進生產(chǎn)設備的缺乏，經(jīng)濟發(fā)展對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)結構對能源效率的影響

產(chǎn)業(yè)結構與能源效率之間的狀態(tài)空間模型回歸結果如下：

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)

回歸估計式（11）是量測方程，描述了能源效率與產(chǎn)業(yè)結構之間的總體回歸關系；回歸估計式（12）是狀態(tài)方程，描述了產(chǎn)業(yè)結構對能源效率影響隨時間變化的具體關系?？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。序列隨時間變化的趨勢圖如圖3所示。

圖3 產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的動態(tài)影響

由圖3可以看到，產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的影響隨著時間的推進而逐漸降低。系數(shù)的變化區(qū)間為-0.4獈-0.01。根據(jù)系數(shù)的符號，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，在這一時期，產(chǎn)業(yè)結構調整對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)濟發(fā)展對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)濟總量增長的粗放型發(fā)展方式，產(chǎn)業(yè)結構中工業(yè)占比的增加對能源效率的影響始終是負面的；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經(jīng)濟增長的主力，而出口產(chǎn)品中工業(yè)初級產(chǎn)品的比重較高，從而導致工業(yè)增加值進一步擴大，粗放型經(jīng)濟發(fā)展方式進一步凸顯，產(chǎn)業(yè)結構的變動對能源效率的負面影響減弱；2002年-2004年，產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的影響有所增強，原因是服務業(yè)開始發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結構中工業(yè)占比的下降帶來了能源效率的提高；同時，服務業(yè)占比的提高能夠為工業(yè)生產(chǎn)提供節(jié)能技術研發(fā)等服務，從而促進能源效率的改善。自2005開始，產(chǎn)業(yè)結構對能源效率的負面影響越來越小，這也驗證了部分學者的觀點，這可能是影響能源效率的因素中技術進步成為主導。以往，中國工業(yè)生產(chǎn)主要是依靠能源消耗，在進行產(chǎn)業(yè)結構調整時，促使高能效的行業(yè)發(fā)展能夠帶來能源效率的提升，然而當調整達到一定的程度后，這種影響會越來越小，因此從產(chǎn)業(yè)自身的角度進行節(jié)能技術的研發(fā)、購買節(jié)能設備、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，以單位能耗GDP作為能源效率的衡量指標，實證分析工業(yè)化階段變遷對能源效率的影響。研究結果表明：人均GDP對能源效率的影響為正，而工業(yè)增加值占比對能源效率的影響為負；人均GDP對能源效率的影響隨時間的變化呈“M”型變化，而工業(yè)增加值占比對能源效率的影響總體隨時間逐漸減弱；在工業(yè)化發(fā)展的初期，工業(yè)成為經(jīng)濟發(fā)展的主導產(chǎn)業(yè)，工業(yè)對能源的巨大需求導致經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴性增強，人均GDP和工業(yè)增加值占比對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對能源效率的影響趨于穩(wěn)定，工業(yè)增加值占比對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候也要根據(jù)具體的經(jīng)濟發(fā)展階段有所區(qū)別。目前，經(jīng)濟發(fā)展對能源效率的影響趨于穩(wěn)定，但是經(jīng)濟發(fā)展對能源的依賴仍然較高，因此限制能源使用的能源保護政策可以控制能源的消耗，但是會影響經(jīng)濟的發(fā)展。與“拉閘限電”類似的方式并不利于經(jīng)濟的發(fā)展。而現(xiàn)如今產(chǎn)業(yè)結構調整對改善能源效率的作用很小，因此需要從提高行業(yè)自身素質方面提高行業(yè)能源利用效率。同時應鼓勵節(jié)能技術開發(fā)，加強區(qū)域間和國家間的節(jié)能技術合作，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。

お

參考文獻：

［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,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］.當代財經(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態(tài)關系研究［J］.中國人口·資源與環(huán)境,2010,20(04):43-49.

［5］傅曉霞,吳利學.中國能源效率及其決定機制的變化——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.能源價格對能源強度的影響——以國內制造業(yè)為例［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究,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)濟轉型與中國省區(qū)能源強度研究［J］.地理科學,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,羅潤東.技術進步和產(chǎn)業(yè)結構對能源利用效率的影響［J］.山西財經(jīng)大學學報,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)結構變動對能源強度的影響［J］.統(tǒng)計與決策,2007,(05):73-74.

［14］王迪,聶銳,趙月英,等.結構變動、技術進步的節(jié)能測算與區(qū)域比較——基于中國東部的實證分析［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)科學與數(shù)學,2013,33(04):457-467.

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

［17］陳佳貴,黃群慧,呂鐵,等.中國工業(yè)化進程報告（1995-2010）［M］.北京：社會科學文獻出版社,2012.

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A Research on Chinese Energy Efficiency Based on the

Time睼arying State Space Model

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WU Hao，GAO Hui

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

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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

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責任編輯：劉玉邦