柴 建，梁 婷,周友洪,汪壽陽，黎建強(qiáng),4

(1.西安電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 西安 710126；2.陜西師范大學(xué)國際商學(xué)院，陜西 西安 710119；3.中國科學(xué)院數(shù)學(xué)與系統(tǒng)科學(xué)研究院，北京 100190；4.香港城市大學(xué)管理科學(xué)系，香港 999077)

不同區(qū)制工業(yè)化水平下的石油消費(fèi)分析
——基于Path-STR模型的實(shí)證研究

柴 建1,2，梁 婷2,周友洪2,汪壽陽3，黎建強(qiáng)2,4

(1.西安電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 西安 710126；2.陜西師范大學(xué)國際商學(xué)院，陜西 西安 710119；3.中國科學(xué)院數(shù)學(xué)與系統(tǒng)科學(xué)研究院，北京 100190；4.香港城市大學(xué)管理科學(xué)系，香港 999077)

經(jīng)濟(jì)的全球化、石油供需體系自身的復(fù)雜性使得石油消費(fèi)和各影響因素之間的關(guān)系也變得復(fù)雜。本文從文獻(xiàn)回顧和理論分析中得出影響石油消費(fèi)的總量因素、結(jié)構(gòu)因素和價(jià)格因素，基于1995年至2015年的數(shù)據(jù)進(jìn)行通徑分析，測算出各因素對(duì)石油消費(fèi)的直接影響、間接影響以及總的影響程度，結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)增長、工業(yè)化水平和國際原油價(jià)格是影響石油消費(fèi)的主要因素。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明它們之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，因此本文在此基礎(chǔ)上運(yùn)用平滑轉(zhuǎn)換回歸(STR)方法進(jìn)一步對(duì)各因素的石油消費(fèi)影響效應(yīng)進(jìn)行研究，得出如下結(jié)論：工業(yè)化與我國石油消費(fèi)之間存在非線性關(guān)系，其明顯的區(qū)間轉(zhuǎn)換動(dòng)態(tài)特征可用LSTR2模型來刻畫。在加入了其它控制變量后，當(dāng)滯后一期工業(yè)化水平處在低于-0.0045的低區(qū)制狀態(tài)和高于0.0228的高區(qū)制狀態(tài)時(shí)，工業(yè)化對(duì)石油消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用，此時(shí)的非線性特征最為明顯；當(dāng)滯后一期工業(yè)化水平處在兩區(qū)制之間的中區(qū)制狀態(tài)時(shí)，對(duì)石油消費(fèi)的影響效應(yīng)逐漸從負(fù)向抑制作用向穩(wěn)定的線性正向促進(jìn)作用轉(zhuǎn)換。同時(shí)這種非線性關(guān)系使得經(jīng)濟(jì)-能源系統(tǒng)中的經(jīng)濟(jì)增長和國際油價(jià)對(duì)石油消費(fèi)也產(chǎn)生復(fù)雜的影響。這為我國不同工業(yè)化時(shí)期在制定與節(jié)約能源、優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)等相關(guān)政策時(shí)提供一定的依據(jù)。

工業(yè)化水平；石油消費(fèi)；通徑分析；LSTR模型；區(qū)制轉(zhuǎn)換

1 引言

石油不僅是世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要物資，同時(shí)又是安全機(jī)制的戰(zhàn)略物資。在中國，隨著國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長、工業(yè)快速發(fā)展以及生活水平的顯著提高，石油消費(fèi)需求也迅速增加，作為第二大石油消費(fèi)國，我國石油消費(fèi)量從1970年的55.6萬桶/天增加到2015年的1196.8萬桶/天，增長了21.5倍，相比于2014年其消費(fèi)量增長了6.3%，消費(fèi)速度增長了近3%，占全部消費(fèi)份額12.9%，僅次于美國19.7%的占比，而石油產(chǎn)量僅430.9萬桶/天，較2014年同比增長1.5%，占全球生產(chǎn)份額4.9%，不足美國13.0%的一半。自1993年起，我國由能源凈出口國變成凈進(jìn)口國，我國原油凈進(jìn)口量在2015年達(dá)到了819.6萬桶/天，對(duì)外依存度越來越高，加上當(dāng)前去產(chǎn)能、油價(jià)持續(xù)走低的現(xiàn)狀，使得關(guān)于石油消費(fèi)的研究更趨復(fù)雜化，未來經(jīng)濟(jì)變化的多樣性、油價(jià)的波動(dòng)趨勢以及石油市場供需矛盾的演化方向使得能源安全問題仍需高度關(guān)注。

我國進(jìn)入新常態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長的戰(zhàn)略要求伴隨著行業(yè)、企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，新型城鎮(zhèn)化的建設(shè)也被作為“十三五”規(guī)劃編制的重要內(nèi)容，在這一系列改革發(fā)展的背后需要石油等能源作支撐，同時(shí)石油消費(fèi)也會(huì)隨之發(fā)生變化，因此對(duì)石油消費(fèi)及其影響因素重新進(jìn)行更深刻的研究有利于把握經(jīng)濟(jì)增長下石油需求的不斷攀升所刺激的行業(yè)產(chǎn)能擴(kuò)容，進(jìn)而導(dǎo)致石油市場上出現(xiàn)供需不平衡的局面，為下一步的發(fā)展方向和政策制定提供一定的參考。

國內(nèi)外對(duì)石油消費(fèi)的研究頗多，從石油消費(fèi)的影響因素上，Moore[1]研究發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)石油消費(fèi)受前期消費(fèi)、價(jià)格、收入水平以及電力消費(fèi)和進(jìn)口設(shè)備的影響；Narayan和Smyth等先后運(yùn)用中東面板[2]和澳大利亞面板[3]研究石油消費(fèi)、油價(jià)、收入之間的關(guān)系，得出中東的石油需求很大程度上正在由強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)增長來推動(dòng)，石油價(jià)格對(duì)石油消費(fèi)的長期彈性并不顯著的結(jié)論；Zou Gaolu和Chau[4]研究發(fā)現(xiàn)中國石油消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期和短期的雙向關(guān)系。從石油消費(fèi)研究方法上主要有以下三點(diǎn)，一是傳統(tǒng)的VAR研究，紀(jì)玉山等[5]、Gallo等[6]用VAR模型研究我國石油消費(fèi)、石油產(chǎn)量、油價(jià)之間的關(guān)系；張歡等[7]運(yùn)用VAR和SVAR模型來研究城市化進(jìn)程和能源需求之間的動(dòng)態(tài)波動(dòng)效應(yīng)；崔百勝和朱麟[8]則運(yùn)用GVAR對(duì)能源消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長等其他變量進(jìn)行研究。二是變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)和Grange檢驗(yàn)，這里既包括兩變量也包括多元變量的估計(jì)，Behmiri等[9]運(yùn)用面板協(xié)整研究經(jīng)濟(jì)增長和原油消費(fèi)的因果關(guān)系；Lin Boqiang和Xie Chun[10]運(yùn)用協(xié)整方法研究出石油消費(fèi)與GDP、道路條件、勞動(dòng)生產(chǎn)率以及石油價(jià)格之間存在長期關(guān)系；Zheng Yuhua等[11]、Park等[12]使用向量誤差修正模型對(duì)石油消費(fèi)和三種產(chǎn)業(yè)之間以及石油消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的長期和短期關(guān)系進(jìn)行研究；Mahadevan等[13]和Asafu-Adjaye[14]則運(yùn)用面板誤差修正模型研究了各個(gè)國家經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)之間所存在的關(guān)系。三是各影響因素對(duì)石油消費(fèi)的非對(duì)稱和非線性研究，Kumar等[15]在研究中運(yùn)用了非線性的Grey-Markov對(duì)印度的原油消費(fèi)進(jìn)行預(yù)測；Behrang等[16]使用引力搜索法(GSA)的三個(gè)需求評(píng)估模型來預(yù)測石油消費(fèi)，每個(gè)模型包含線性和非線性形式；陳文靜等[17]通過建立半?yún)?shù)模型和非參數(shù)模型來考察石油消費(fèi)系統(tǒng)中各線性和非線性影響因素的影響效應(yīng)。

本文試圖運(yùn)用非線性的STR模型來研究我國的石油消費(fèi)，該種模型可有效解決一般回歸中存在的“折凹”現(xiàn)象，事實(shí)上，國內(nèi)外已有相關(guān)文獻(xiàn)使用STR技術(shù)刻畫能源消費(fèi)的非線性關(guān)系，Lee等[18]采用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型(PSTR)對(duì)24個(gè)OECD國家的電力消費(fèi)、實(shí)際收入、電價(jià)和溫度之間的非線性關(guān)系進(jìn)行研究；賀小莉等[19]運(yùn)用相同的方法研究中國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性關(guān)系，趙新剛等[20]還使用該模型研究經(jīng)濟(jì)增長與能源強(qiáng)度之間的關(guān)系；趙進(jìn)文等[21]和Kani等[22]運(yùn)用非線性STR技術(shù)分別對(duì)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間、天然氣價(jià)格和天然氣需求之間的非線性、非對(duì)稱及階段性特征進(jìn)行研究。石油作為一種重要的能源，其消費(fèi)量的研究對(duì)于整個(gè)石油市場的穩(wěn)定尤為重要，目前學(xué)者大都對(duì)石油消費(fèi)進(jìn)行線性研究，很少對(duì)其進(jìn)行非線性研究尤其是使用本文的STR方法，或是僅研究兩變量之間的影響，未加入其他變量，但事實(shí)上石油消費(fèi)的影響因素和機(jī)制較為復(fù)雜。因此本文以石油消費(fèi)為研究目標(biāo)，并從影響石油消費(fèi)的總量因素、結(jié)構(gòu)因素以及環(huán)境因素中提取出核心影響因素加以研究，在考慮其它控制變量情況下，通過建立非線性LSTR2模型以期準(zhǔn)確揭示工業(yè)化水平對(duì)我國石油消費(fèi)的影響機(jī)制以及二者之間機(jī)制轉(zhuǎn)換的動(dòng)態(tài)路徑。

2 基于我國石油消費(fèi)影響因素的通徑分析

能源系統(tǒng)是一個(gè)復(fù)雜系統(tǒng)，在其發(fā)展演化過程中受到多種內(nèi)部因素及外部環(huán)境的影響和制約。石油作為占比較大的化石能源之一，其消費(fèi)量的影響因素也涉及各個(gè)方面，主要可分為總量因素、結(jié)構(gòu)因素、技術(shù)因素和環(huán)境因素四個(gè)方面，而且各因素之間關(guān)系復(fù)雜。本文通過對(duì)國內(nèi)外已有研究的回顧和綜述，找出本文所要重點(diǎn)研究的影響因素，利用通徑分析法分析各影響因素對(duì)石油消費(fèi)的影響途徑和影響效應(yīng)。

國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP：以國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量的經(jīng)濟(jì)增長和收入水平是影響石油消費(fèi)的重要因素。一方面，我國經(jīng)濟(jì)增長是城市化、工業(yè)化的轉(zhuǎn)軌過程，城鄉(xiāng)之間、農(nóng)工之間所存在的耗能差異使得以轉(zhuǎn)軌為明顯特征的經(jīng)濟(jì)增長必然伴隨著低耗能經(jīng)濟(jì)向高耗能經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)軌，石油消費(fèi)增加；另一方面，我國的經(jīng)濟(jì)增長是由投資、消費(fèi)以及進(jìn)出口拉動(dòng)的，這其中都伴隨著強(qiáng)勁的石油需求。呂魁等[23]在研究就得出經(jīng)濟(jì)增長對(duì)石油消費(fèi)有明顯的推動(dòng)作用。

城鎮(zhèn)化水平：城市化進(jìn)程是我國經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)型時(shí)期較為顯著的特征之一。中央文件《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014-2020年)》中指出城鎮(zhèn)化是保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的強(qiáng)大引擎，目前我國常住人口城鎮(zhèn)化率為53.7%，不僅遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家80%的平均水平，也低于人均收入與我國相近的發(fā)展中國家60%的平均水平，這意味著中國須加快城市化進(jìn)程。城鎮(zhèn)化的加快推動(dòng)了基礎(chǔ)設(shè)施，如交通、住房等的需求，從而創(chuàng)建大量鋼鐵、水泥和其他能源密集型產(chǎn)品的需求增大，對(duì)能源的需求隨之上升。Jones[24]在研究中估計(jì)城市居民的能源消費(fèi)一般大約是農(nóng)村居民的3.5-4倍[24]，Halkos和Tzeremes[25]在分析中也指出不管在國家的哪一發(fā)展階段石油消費(fèi)的主要驅(qū)動(dòng)力都是工業(yè)化和城市化，因此城鎮(zhèn)化水平也會(huì)影響石油消費(fèi)。

工業(yè)化進(jìn)程：我國能源消費(fèi)主要分為生產(chǎn)用能和生活用能兩大部分，生產(chǎn)用能是其中主要部分，加之三大產(chǎn)業(yè)中，第二產(chǎn)業(yè)能耗指數(shù)最高，尤其以工業(yè)生產(chǎn)耗能最為突出，Jiang zhujun等[26]在分析中也指出工業(yè)化和城市化過程是中國從低收入國家向高收入國家轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵階段，轉(zhuǎn)換階段越短能源需求的增長速度越快。另一方面，工業(yè)的發(fā)展顯然會(huì)促進(jìn)各種技術(shù)的進(jìn)步，而技術(shù)的進(jìn)步不僅反過來會(huì)增加產(chǎn)出，而且從節(jié)約成本的角度來看勢必會(huì)刺激廠商提高原有等值消耗能源的利用率，從而使得能源消費(fèi)有下降趨勢，因此工業(yè)化水平對(duì)能源消費(fèi)的這種不確定關(guān)系，需要本文基于一定的具體數(shù)據(jù)加以分析，西蒙.庫茲涅茨[27]研究認(rèn)為，工業(yè)化的演進(jìn)階段可通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)過程表現(xiàn)出來，因此本文以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來衡量工業(yè)化水平。

國際油價(jià)：根據(jù)經(jīng)典的能源經(jīng)濟(jì)理論，石油價(jià)格是影響石油消費(fèi)的重要因素。雖然我國對(duì)于油價(jià)實(shí)行市場管制，但是自從1993年成為石油凈進(jìn)口國以來，在經(jīng)濟(jì)快速增長的背景下，石油消費(fèi)量穩(wěn)步上升，供需缺口日漸加大，對(duì)外依存度上升以及經(jīng)濟(jì)全球化下國際油價(jià)的波動(dòng)傳導(dǎo)至國內(nèi)，通過各大產(chǎn)業(yè)鏈影響我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)而影響我國的石油消費(fèi)。因此，越來越多的研究中不會(huì)因?yàn)橛蛢r(jià)缺乏市場化而剔除這一影響因素，紀(jì)玉山在研究了我國石油消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響因素中，得出石油價(jià)格的上漲并沒有導(dǎo)致石油消費(fèi)顯著下降，反而在一定時(shí)間段內(nèi)導(dǎo)致了石油消費(fèi)的增加[5]，說明國際油價(jià)對(duì)石油消費(fèi)的影響具有復(fù)雜性，本文將其作為國際政策大環(huán)境納入研究范圍。

本文選取代表總量因素的GDP總量，代表結(jié)構(gòu)因素的城鎮(zhèn)化水平(城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?和工業(yè)化進(jìn)程(GDP中第二產(chǎn)業(yè)增加值占比)，以及代表政策環(huán)境因素的國際油價(jià)(國際原油價(jià)格)來分析石油消費(fèi)，由于在技術(shù)因素中包含的節(jié)能技術(shù)、新能源技術(shù)以及管理技術(shù)等缺少可以量化的標(biāo)準(zhǔn)，因此本文不將其作為變量加以研究。

Wright[28]在1921 年提出通徑分析之后該方法越來越多的被用于各種領(lǐng)域，它是通過直接通徑、間接通徑和總通徑系數(shù)來研究多元統(tǒng)計(jì)中其他變量對(duì)因變量的直接作用效果、間接作用效果以及綜合作用效果，Chai Jian等[29]在研究中便使用該種方法提取核心因素。

本研究假定：y為石油需求，GDP、urb、ind、和p分別為國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)化水平、工業(yè)化水平和國際原油價(jià)格，數(shù)據(jù)來源于《2016年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《2016年中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫、BP世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒2016。選取1975-2015年的年度數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間，對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)以消除異方差性，并將處理后的數(shù)據(jù)分別記為LnGDP、Lnurb、Lnind、Lnp，得到變量之間的通徑系數(shù)：

PLnGDP.Lny=0.983，PLnurb.Lny=0.983

PLnind.Lny=0.112，PLnp.Lny=0.763

PLnGDP.Lny=0.879，PLnind.Lny=0.043,PLnp.Lny=0.145

由表1的分析結(jié)果可以看出，各因素對(duì)石油消費(fèi)的直接作用大小排序?yàn)長nGDP>Lnp>Lnind，綜合影響排序?yàn)長nGDP>Lnp>Lnind，由此表明不管是從直接影響還是綜合影響來看，GDP對(duì)我國石油消費(fèi)的影響作用最為顯著，其次是國際原油價(jià)格。同時(shí)從決策系數(shù)來看R(LnGDP)2>R(Lnp)2>R(Lnind)2，各因素對(duì)我國石油消費(fèi)的推動(dòng)作用大小和直接影響和綜合影響的結(jié)果一致。這是因?yàn)橛蛢r(jià)和工業(yè)化水平對(duì)石油消費(fèi)的影響存在相當(dāng)一部分會(huì)表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)水平上，這一部分的效應(yīng)主要是通過GDP間接影響石油消費(fèi)。

3 非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸模型分析

3.1 非線性平滑轉(zhuǎn)換模型的構(gòu)建

本文擬使用平滑轉(zhuǎn)換(STR)模型(Smooth Transition Regression Model)來研究國際原油價(jià)格和我國石油消費(fèi)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。這種非線性回歸可以有效刻畫被解釋變量和解釋變量的整體回歸模型在某點(diǎn)處可能存在的折凹現(xiàn)象，即表現(xiàn)為不同區(qū)間其截距或系數(shù)發(fā)生改變，平滑轉(zhuǎn)換回歸的核心思想是以某個(gè)變量作為轉(zhuǎn)換變量，所要回歸的模型會(huì)在該轉(zhuǎn)換變量的某個(gè)位置發(fā)生緩慢的變化，非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸(STR)模型的一般形式為：

表1 GDP、工業(yè)化水平和國際油價(jià)對(duì)石油消費(fèi)影響作用通徑分析

ut～Niid(0,σ2),t=1,2,...,T

(1)

其中yt是目標(biāo)變量，Zt=(Wt′,Xt′)是一個(gè)((m+1)×1)的解釋變量向量，它包括被解釋變量yt直到p階的滯后向量Wt'=(1,yt-1,....,yt-p)和外生解釋變量向量Xt′=(x1t,....,xkt)。φ=(φ0,φ1,....,φm)'和φ=(φ0,φ1,....φm)′分別是線性部分和非線性部分的參數(shù)向量。

3.2 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通常情況下，為避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，要求加入模型的各變量序列必須平穩(wěn)，因此需要對(duì)所有的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文對(duì)各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，各變量的原始序列即使在10%的顯著性水平下仍不能拒絕單位根假設(shè)，即原始序列都是非平穩(wěn)時(shí)間序列。對(duì)各變量取一階差分后，所有的序列均表現(xiàn)為平穩(wěn)，即都是I(1)序列，因此各變量的序列數(shù)據(jù)可用來對(duì)STR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和相關(guān)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，在后文分析中，我們將差分處理后的各平穩(wěn)序列分別記為dLny、dLnGDP、dLnind和dLnp。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)的原假設(shè)都為序列存在單位根，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，t統(tǒng)計(jì)量下方括號(hào)內(nèi)的數(shù)值是對(duì)應(yīng)的p值。

在正式建模之前，本文采用協(xié)整檢驗(yàn)來判別均為I(1)序列的各變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，這里使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法。表3的檢驗(yàn)結(jié)果表明在1%顯著性水平下變量之間存在一個(gè)長期的均衡關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：協(xié)整個(gè)數(shù)假設(shè)中的*代表存在長期均衡關(guān)系所對(duì)應(yīng)的個(gè)數(shù)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的p值中***代表1%顯著性水平下通過這種長期關(guān)系。

3.2 模型的非線性檢驗(yàn)和轉(zhuǎn)換變量選擇

對(duì)STR模型進(jìn)行估計(jì)的第一步是確定模型的自回歸(AR)部分，本文選取被解釋變量dLny的1至3階滯后項(xiàng)，解釋變量dLnGDP、dLnind和dLnp的0至3階滯后項(xiàng)，共組成12組組合。

表4 確定滯后階數(shù)

注：用被解釋變量對(duì)各滯后組合進(jìn)行回歸，組合(dy，dxi)中的dy表示被解釋變量dLny的滯后階數(shù)，dxi表示所有解釋變量的滯后階數(shù)。

本文結(jié)合AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則以及D.W統(tǒng)計(jì)量來選取滯后階數(shù)，從表4可以看出被解釋變量和解釋變量分別滯后2階和1階時(shí)AIC和SC相對(duì)比較小，且此時(shí)序列的一階自相關(guān)程度較低，結(jié)合以上判斷選擇模型的滯后階數(shù)組合為(2,1)。

在確定了AR項(xiàng)后，進(jìn)行非線性檢驗(yàn)和轉(zhuǎn)換變量的選擇，表5為檢驗(yàn)結(jié)果。

表5 非線性檢驗(yàn)及轉(zhuǎn)換函數(shù)形式

在非線性檢驗(yàn)中，F(xiàn)、F4、F3和F2分別表示H0、H04、H03和H02假設(shè)下的F統(tǒng)計(jì)量，對(duì)應(yīng)的每一列數(shù)是F統(tǒng)計(jì)量的p值。原假設(shè)H0被拒絕則證明非線性關(guān)系存在，接下來需要判斷轉(zhuǎn)換函數(shù)的具體形式，當(dāng)H03被拒絕的p值最小時(shí)，選擇LSTR2模型，否則選擇LSTR1模型。從表5的檢驗(yàn)結(jié)果可以得到，dLnind、dLnGDPt-1以及dLnpt-1均和被解釋變量之間存在非線性關(guān)系，當(dāng)dLnindt-1為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，相伴概率最小，因此本文以dLnindt-1為轉(zhuǎn)換變量以及以其對(duì)應(yīng)的最優(yōu)模型為最終模型。由于F3的p值小于F4和F2對(duì)應(yīng)的p值，表明dLindt-1對(duì)應(yīng)的轉(zhuǎn)換函數(shù)形式為LSTR2，具體表示如下：

G(γ,c,dLnindt-1)=

(1+exp{-γ(dLnindt-1-c1)(dLnindt-1-c2)})-1,

c10

(2)

3.3 LSTR2模型的估計(jì)和檢驗(yàn)

3.3.1 模型的估計(jì)結(jié)果

由于已經(jīng)確定模型形式為LSTR2，接下來確定位置參數(shù)c1、c2和平滑參數(shù)γ的初值，初值選擇方法一般包括格點(diǎn)搜索法和最陡爬坡法，本文采用二維格點(diǎn)搜索法來確定參數(shù)初值，根據(jù)數(shù)據(jù)長度、經(jīng)濟(jì)變量實(shí)際情況以及參考常用做法，設(shè)置位置參數(shù)c1和c2的區(qū)間為[-0.0517,0.0686]，平滑參數(shù)γ的取值區(qū)間為[0.5,10]，迭代60次，依次取遍平滑參數(shù)γ和位置參數(shù)c的二維參數(shù)空間，按照最小殘差平方和的原則，確定對(duì)應(yīng)參數(shù)c1、c2和γ的初始值，迭代結(jié)果如下表6。當(dāng)平滑參數(shù)γ和位置參數(shù)c1、c2初始估計(jì)值分別為6.0185和-0.0028、0.0217時(shí)，輔助回歸方程的殘差最小。

表6 平滑參數(shù)和位置參數(shù)的初始估計(jì)值

在已知平滑參數(shù)和位置參數(shù)的初始值后，可以采用非線性方法來估計(jì)方程(1)中所要估計(jì)的參數(shù)φ、φ、γ和c，非線性估計(jì)方法一般有高斯—牛頓迭代和Newton-Raphson迭代法。本文采用的是遞歸Newton—Raphson來估計(jì)石油消費(fèi)和工業(yè)化水平之間非線性回歸模型中的參數(shù)，通過最大似然函數(shù)得到模型參數(shù)的估計(jì)值，之后剔除不顯著變量，對(duì)模型進(jìn)行優(yōu)化得到最終模型，具體估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表7 LSTR2模型的估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

3.3.2 模型檢驗(yàn)

在完成對(duì)LSTR2模型的估計(jì)后，為保證上述所估計(jì)的工業(yè)化水平和石油消費(fèi)間的非線性動(dòng)態(tài)模型具有良好的性質(zhì)，需要對(duì)估計(jì)出的LSTR2模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。誤差自相關(guān)檢驗(yàn)中關(guān)于F統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率p值在滯后3階時(shí)達(dá)到最小，為0.3833，即當(dāng)誤差項(xiàng)的滯后長度取值在1和8之間波動(dòng)時(shí)，殘差無序列相關(guān)的F統(tǒng)計(jì)量的p值均大于10%的顯著水平，因此接受不存在誤差自相關(guān)的原假設(shè)。根據(jù)誤差項(xiàng)的異方差A(yù)RCH-LM檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值為0.9239，對(duì)應(yīng)的p值為0.5170，接受不存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)；正態(tài)性J-B檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)量的值為1.7551，對(duì)應(yīng)的p值為0.4158，大于10%的顯著水平，接受殘差正態(tài)分布性假設(shè)的概率很高，殘差不存在異常點(diǎn)。對(duì)轉(zhuǎn)換變量是否還具有殘余的非線性以及位置參數(shù)在平滑轉(zhuǎn)換過程中是否是固定不變的相關(guān)檢驗(yàn)如表8所示，轉(zhuǎn)換變量dLnindt-1不存在殘余的非線性，位置參數(shù)也在很高的顯著水平下不拒絕穩(wěn)定性原假設(shè)。總之，依據(jù)上述非線性模型參數(shù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，本文對(duì)工業(yè)化水平和石油消費(fèi)之間所構(gòu)建的LSTR2模型具有良好的性質(zhì)。

表8 非線性殘余檢驗(yàn)和參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

注：ARCH-LM檢驗(yàn)的原假設(shè)是不存在ARCH效應(yīng)；J-B檢驗(yàn)的原假設(shè)是殘差是正態(tài)分布；非線性殘余檢驗(yàn)的原假設(shè)是不存在剩余的非線性性；參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)的原假設(shè)是參數(shù)γ和c是不變的。

3.3.3 非線性特征分析

表7的估計(jì)結(jié)果可以分為兩個(gè)部分，在LSTR2模型的線性部分中，當(dāng)期工業(yè)化水平dLnindt和滯后一期的工業(yè)化水平dLnindt-1均對(duì)石油消費(fèi)產(chǎn)生顯著的正向影響，而且滯后一期的工業(yè)化的系數(shù)要明顯大于當(dāng)期工業(yè)化對(duì)石油的影響系數(shù)。滯后一期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展dLnGPDt-1也對(duì)石油消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用，而當(dāng)期價(jià)格對(duì)石油的影響則表現(xiàn)為顯著的抑制作用。

在LSTR2模型的非線性部分中，平滑參數(shù)γ=8.8047，表明模型的轉(zhuǎn)換速度比較快，如圖1和圖2所示，轉(zhuǎn)換函數(shù)圖的比較陡峭，斜率較大，表明區(qū)制之間的轉(zhuǎn)移速度較快，而且也意味著隨時(shí)間的變化，工業(yè)化水平對(duì)石油消費(fèi)所表現(xiàn)的非線性影響中每一階段所持續(xù)的時(shí)間也較短。非線性部分的位置參數(shù)臨界值c1=-0.0045，c2=0.0228均在取值區(qū)間，表明所設(shè)定的非線性模型具有合理性，而且位置參數(shù)關(guān)于(c1+c2)/2=0.0092對(duì)稱，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量dLnindt-1=0.0092時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值最小且接近于0，非線性部分特征并不明顯，此時(shí)的模型幾乎表現(xiàn)為完全的線性形式。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量值等于臨界值時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值G=0.5。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量值小于-0.0045或大于0.0228時(shí)，即工業(yè)化進(jìn)程出現(xiàn)絕對(duì)的負(fù)增長和超高速發(fā)展時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值G(γ，c，dLnindt-1)開始快速向1轉(zhuǎn)換，非線性部分便會(huì)對(duì)模型產(chǎn)生較大影響，同時(shí)也體現(xiàn)出不同程度的工業(yè)化水平對(duì)石油消費(fèi)具有非對(duì)稱影響。同時(shí)，從圖1轉(zhuǎn)換變量的轉(zhuǎn)換函數(shù)圖可以看出，滯后一期的工業(yè)化水平在-0.0045和0.0228之間時(shí)，理論上轉(zhuǎn)換函數(shù)值分布在[0,0.5]之間，實(shí)際從圖中可以看出dLnindt-1的值主要集聚在兩個(gè)位置參數(shù)的中點(diǎn)位置0.0092兩側(cè)，即轉(zhuǎn)換函數(shù)值幾乎為0，非線性部分不存在或者不明顯，表現(xiàn)為工業(yè)化水平對(duì)石油消費(fèi)的正向影響，說明大多數(shù)年份都處在這一區(qū)間中，這也是截至目前學(xué)者們一致對(duì)工業(yè)水平和石油消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行線性研究的原因之一。當(dāng)滯后一期的工業(yè)化水平小于-0.0045或大于0.0228，函數(shù)轉(zhuǎn)換值在[0.5,1]之間轉(zhuǎn)換，非線性特征比較明顯的被表現(xiàn)出來，此時(shí)工業(yè)化水平對(duì)石油消費(fèi)的影響效應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)向作用。

圖1 轉(zhuǎn)換函數(shù)G(dLnindt-1)

圖2 轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線圖

工業(yè)化的發(fā)展過程中和石油消費(fèi)之間存在著非線性關(guān)系(圖3b)，當(dāng)工業(yè)化水平出現(xiàn)絕對(duì)負(fù)增長(dLnindt-1<-0.0045)時(shí)，工業(yè)化對(duì)石油消費(fèi)的滯后影響和非線性影響非常顯著，滯后一期的工業(yè)化水平dLnindt-1每上升1%時(shí)，石油消費(fèi)將下降0.8707%(3.2581-4.1288)。當(dāng)工業(yè)化水平處于-0.0045和0.0228之間時(shí)，工業(yè)化水平和石油消費(fèi)之間的非線性逐漸降低，此時(shí)工業(yè)化對(duì)天然氣消費(fèi)的影響系數(shù)逐漸從負(fù)向抑制作用轉(zhuǎn)向正向促進(jìn)作用，當(dāng)工業(yè)化增長至0.0092時(shí)，基本保持一種較為穩(wěn)定的線性關(guān)系水平，此時(shí)的工業(yè)化水平是是一種以能源為代價(jià)的工業(yè)發(fā)展，即當(dāng)滯后一期的工業(yè)化水平每增加1%，石油消費(fèi)則表現(xiàn)為上升3.2581%。這是由于我國一直以推進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程作為經(jīng)濟(jì)增長的一大引擎，工業(yè)作為中國經(jīng)濟(jì)的核心部門，工業(yè)化過程中的逆增長偏離了工業(yè)發(fā)展前期的所謂的“趕超戰(zhàn)略”，其代價(jià)是消耗更多的石油能源以將工業(yè)化進(jìn)程拉回并維持在經(jīng)濟(jì)可常態(tài)發(fā)展的范圍內(nèi)，另一方面也說明粗放的發(fā)展模式不符合經(jīng)濟(jì)的健康和可持續(xù)發(fā)展。當(dāng)工業(yè)化進(jìn)程處在快速增長區(qū)制時(shí)(dLnindt-1>0.0288)，此時(shí)當(dāng)工業(yè)化水平每增加1%，石油消費(fèi)將會(huì)下降0.8707%，此時(shí)工業(yè)化發(fā)展并不會(huì)以犧牲石油為代價(jià)。

不同發(fā)展階段的工業(yè)化對(duì)能源和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)產(chǎn)生的變化使GDP和國際油價(jià)對(duì)石油消費(fèi)的影響也產(chǎn)生階段性的影響，對(duì)于GDP，在工業(yè)化水平的低區(qū)制中，滯后一期的GDP(dLnGDPt-1)在非線性作用下對(duì)石油消費(fèi)逐漸從負(fù)向抑制作用(0.3506-1.3316=-0.981)向正向促進(jìn)作用轉(zhuǎn)換，之后在工業(yè)化的中區(qū)制中，其促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)，直到工業(yè)化增長到達(dá)0.0092正向影響又開始減弱，當(dāng)工業(yè)化進(jìn)程進(jìn)入高區(qū)制階段時(shí)又表現(xiàn)為負(fù)向抑制作用(圖3a)。這一方面說明了經(jīng)濟(jì)增長與石油消費(fèi)之間的關(guān)系和工業(yè)化水平與石油消費(fèi)之間的關(guān)系具有一致性。另一方面也意味著，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，工業(yè)化進(jìn)程較慢時(shí)期的石油消費(fèi)增加，而在工業(yè)化進(jìn)程較快的時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展將會(huì)降低石油消費(fèi)，因此當(dāng)工業(yè)發(fā)展到一定程度時(shí)，更應(yīng)突破“瓶頸”，這也意味著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)在刺激經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)也在節(jié)約能源上發(fā)揮重要的作用。從表7的估計(jì)結(jié)果可知，當(dāng)期的GDP在非線性部分對(duì)石油消費(fèi)有顯著的正向影響，但其影響系數(shù)小于滯后一期GDP的系數(shù)，這說明了前一期的經(jīng)濟(jì)增長對(duì)石油消費(fèi)具有較強(qiáng)的影響，而由于前一期經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)能源以及其他生產(chǎn)要素價(jià)格的增長，這在一定程度會(huì)抑制當(dāng)期石油消費(fèi)的需求，因此當(dāng)期的正向促進(jìn)作用減小。

石油價(jià)格在整個(gè)工業(yè)化發(fā)展階段始終對(duì)石油產(chǎn)生負(fù)向抑制作用，這種抑制作用表現(xiàn)為：在工業(yè)化增速低于0.0092時(shí)逐漸增強(qiáng)，增速高于0.0092時(shí)逐漸減弱，這是因?yàn)楣I(yè)的發(fā)展伴隨著技術(shù)的進(jìn)步和生產(chǎn)效率的提高，天然氣等其他能源的發(fā)展對(duì)石油產(chǎn)生了一定的替代性，石油消費(fèi)對(duì)市場價(jià)格的敏感性降低。

4 結(jié)語

本文采用通徑分析技術(shù)提取出影響石油消費(fèi)的核心因素，并運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、工業(yè)化水平和國際原油價(jià)格這三大因素和石油消費(fèi)之間的長期均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上，通過建立平滑轉(zhuǎn)換回歸模型(STR)研究工業(yè)化水平對(duì)我國石油消費(fèi)的非線性影響，同時(shí)利用非線性檢驗(yàn)方法對(duì)所估計(jì)的LSTR2模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文的實(shí)證分析結(jié)果如下。

第一，從我國的特殊經(jīng)濟(jì)環(huán)境出發(fā)，通徑分析結(jié)果表明國內(nèi)生產(chǎn)總值、工業(yè)化水平和國際原油價(jià)格是影響石油消費(fèi)的主要因素，它們之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，非線性LSTR2模型估計(jì)結(jié)果顯示，在本文所研究的范圍內(nèi)，工業(yè)化處于不同階段，國內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)石油消費(fèi)的影響存在著顯著差異，而國際原油價(jià)格在整體上對(duì)石油消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向的抑制作用。

圖3 (a)石油消費(fèi)關(guān)于滯后一期GDP的彈性；(b)石油消費(fèi)關(guān)于滯后一期工業(yè)化水平的彈性；(c)石油消費(fèi)關(guān)于國際油價(jià)的彈性

第二，模型內(nèi)生性決定工業(yè)化水平為PSTR模型的轉(zhuǎn)換變量，這表明我國工業(yè)化水平對(duì)石油需求具有明顯的滯后性、非對(duì)稱性和非線性的轉(zhuǎn)移動(dòng)態(tài)影響，且兩者之間存在狀態(tài)依存性，我國的石油消費(fèi)依賴于工業(yè)化進(jìn)程的倒退、緩增和高速增長三個(gè)階段，工業(yè)化水平在低區(qū)制狀態(tài)、中區(qū)制狀態(tài)和高區(qū)制狀態(tài)之間不斷進(jìn)行轉(zhuǎn)換。工業(yè)化水平處于低區(qū)制的倒退狀態(tài)時(shí)，對(duì)石油消費(fèi)的影響效應(yīng)為負(fù)，此時(shí)滯后一期工業(yè)水平每下降1%時(shí)，石油消費(fèi)的反應(yīng)將會(huì)是上升約0.8707%，這是因?yàn)楣I(yè)的發(fā)展在一定程度上代表了一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和綜合國力，在一國的發(fā)展戰(zhàn)略中占有重要的地位，當(dāng)工業(yè)化水平在前期某一臨界值開始下降后，要將其維持在一國穩(wěn)態(tài)發(fā)展的范圍內(nèi)，在下期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中則需要以更多的石油消費(fèi)為代價(jià)；工業(yè)化水平處于中區(qū)制狀態(tài)時(shí)，對(duì)石油消費(fèi)產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊，在該區(qū)間內(nèi)，工業(yè)化發(fā)展伴隨著石油消費(fèi)的增加，與一般的研究結(jié)果一致；工業(yè)化水平處于高區(qū)制狀態(tài)時(shí)，對(duì)石油消費(fèi)的影響效應(yīng)又轉(zhuǎn)為負(fù)，即工業(yè)化進(jìn)程的加速并不會(huì)導(dǎo)致石油消費(fèi)的增加，反而會(huì)降低石油消費(fèi)，這與環(huán)境庫茲涅茨理論相符，一方面，當(dāng)工業(yè)化水平發(fā)展到一定程度，巨大的能源消耗成本迫切要求工業(yè)、制造業(yè)等行業(yè)以提高能源利用率和節(jié)約成本為首要任務(wù)，其中不可觀測的技術(shù)因素便隱含其中，另一方面，隨著綠色經(jīng)濟(jì)、新常態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推進(jìn)，人們越來越重視石油替代能源如天然氣、核能等清潔能源的使用，從替代角度來看對(duì)石油的消費(fèi)隨之減少。

第三，模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)也表明，本文所估計(jì)的非線性模型具有合理性和良好的動(dòng)態(tài)特征。這對(duì)我國的工業(yè)化進(jìn)程和石油消費(fèi)之間關(guān)系的發(fā)展有了重新認(rèn)識(shí)，處于新常態(tài)經(jīng)濟(jì)下的中國，同經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于庫茲涅茨曲線的瓶頸區(qū)類似，我國工業(yè)化發(fā)展的整個(gè)過程并不總是需要以巨大的能源需求為代價(jià)，從技術(shù)上提高能源利用率和使用清潔能源是工業(yè)化發(fā)展到一定階段后在相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)政策和環(huán)境政策的配套實(shí)施下的必然之路。

基于以上分析，本文給出以下相關(guān)的政策建議。能源-經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)之間的制約關(guān)系使得任何一個(gè)因素的變動(dòng)都將會(huì)對(duì)整個(gè)系統(tǒng)中各個(gè)因素之間的關(guān)系產(chǎn)生一定的影響，實(shí)證結(jié)果表明工業(yè)化對(duì)石油消費(fèi)存在著較強(qiáng)的非線性影響，這一影響機(jī)制使得經(jīng)濟(jì)增長、國際油價(jià)和石油消費(fèi)之間的關(guān)系也較為復(fù)雜，但同時(shí)這種復(fù)雜的非線性機(jī)制在政策上可以通過影響工業(yè)化等因素來達(dá)到推遲或者延緩我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)石油消費(fèi)依賴的目的，為天然氣等清潔的可替代能源的開發(fā)和利用爭取時(shí)間，從而減緩霧霾等空氣污染現(xiàn)象，發(fā)揮節(jié)能減排的作用。在此過程中可以從以下幾個(gè)方面進(jìn)行：第一，加快產(chǎn)業(yè)的升級(jí)轉(zhuǎn)型，使得我國的工業(yè)及經(jīng)濟(jì)的發(fā)展“瓶頸”得到有效縮減，既能保證工業(yè)化的順利推進(jìn)，其中伴隨的技術(shù)進(jìn)步、效率提高也在一定程度上可以節(jié)約包括石油在內(nèi)的能源消費(fèi)，提高其它清潔能源對(duì)石油的替代性，充分發(fā)揮其在節(jié)能減排中的作用；第二，在工業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)中，應(yīng)促進(jìn)天然氣等新能源的開發(fā)利用以及引導(dǎo)能使用這些清潔能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；第三，應(yīng)注意工業(yè)進(jìn)程中石油消費(fèi)對(duì)價(jià)格的不敏感性問題，這在一定程度上也會(huì)使得將污染成本加入到化石價(jià)格中從而達(dá)到優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)以及治理空氣污染的目標(biāo)時(shí)存在一定的困難，這可能需要對(duì)可替代能源等整體的能源價(jià)格結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)節(jié)使其形成價(jià)格競爭，從而在競爭中產(chǎn)生一定的替代。

本文在考慮了經(jīng)濟(jì)總量因素、結(jié)構(gòu)因素和價(jià)格因素的基礎(chǔ)上利用非線性的平滑轉(zhuǎn)換回歸(STR)估計(jì)我國工業(yè)化水平和石油消費(fèi)之間的非對(duì)稱影響效應(yīng)，但能源消耗以及伴隨的環(huán)境問題是全球問題，對(duì)于發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的工業(yè)化進(jìn)程和石油消費(fèi)是否也存在這種非線性關(guān)系為下一步擴(kuò)展采用面板區(qū)間轉(zhuǎn)換模型提供了研究方向。

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Analysis of Oil Consumption under Different Regional Industrialization-AnEmpirical Study Based on Path-STR Model

CHAIJian1,2,LIANGTing2,ZHOUYou-hong2,WANGShou-yang3,KINKeung-lAI2,4

(1．School of Economics and Management, Xidian University, Xi’an 710126, China；2．InternationalBusiness School, Shaanxi Normal University, Xi’an 710119, China；3．Academy of Mathematics and Systems Science, Chinese Academy of Sciences, Beijing 100190,China；4．Department of Management Sciences, City University of Hong Kong, Hong Kong 999077, China)

The economic globalization and the complexity of the oil demand-supply system complicate the relationship between oil consumption and its factors. In this paper the overall factor, structural factors and price factor which affect the oil consumption are obtained based on literature reviews and theoretical analysis. And then, the path analysis using the statistical data from 1995 to 2015 is applied to calculate the direct impact, indirect impact and total impact of the various factors on oil consumption, the results indicate that economic growth, industrialization and international crude oil prices are the main affect factors of oil consumption. And Johansen Co-integration test suggests that there is a long-term and stable relationship between these four variables. Next, the smooth transition regression (STR) method is employed to further examine the effect of factors on oil consumption and the following conclusion are drawn. Firstly, there is a nonlinear relationship between industrialization and oil consumption. Its obvious dynamic characteristics with regime conversion can be described by LSTR2 model perfectly. Secondly, when the first lagged industrializationdLnindt-1is in the regime of below -0.0045 or in the high regime of above 0.0228, the first lagged industrialization have a negative impact on the oil consumption, which the nonlinear feature is most obvious. While the first lagged industrialization is in the mid-regime, the effect of industrialization on oil consumption is gradually shifted from the negative and passive influence to the stably linear and positive influence. The results also suggest that this nonlinear relationship makes economic growth and international oil price have a complex impact on oil consumption in economic-energy systems. This provides reference for our country to make economic policies adapting to energy conservation and energy structure optimization in different industrial period in China.

industrialization; oil consumption; path analysis; LSTR model; regime conversion

1003-207(2017)11-0047-11

10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2017.11.005

F062.1

A

2016-04-27；

2017-06-07

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71473155)；陜西省青年科技新星計(jì)劃項(xiàng)目(2016KJXX-14)；西安電子科技大學(xué)基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)項(xiàng)目(JB160603)

梁婷(1992-)，女(漢族)，陜西安康人，陜西師范大學(xué)國際商學(xué)院碩士研究生，研究方向：能源金融、能源經(jīng)濟(jì)及宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量等，E-mail：liangting07031992@163.com.