李 根，劉家國，王曉敏

(1.江蘇科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212003；2.大連海事大學(xué)航運經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，遼寧 大連 116026；3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095)

1 引言

20世紀(jì)80年代以來，我國制造業(yè)持續(xù)高速發(fā)展，成為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2017年我國制造業(yè)增加值216184.7億元，約占GDP的29%，穩(wěn)居世界第一制造大國地位。但不容忽視的是，我國制造業(yè)能耗約占全社會總能耗的60%，這種“高能耗型”的發(fā)展模式帶來相對過高的制造業(yè)能耗強(qiáng)度。在考慮經(jīng)濟(jì)效益和能源利用兩方面因素的同時，如何降低制造業(yè)能耗強(qiáng)度已成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點，也是目前衡量制造業(yè)節(jié)能減排效果的重要內(nèi)容。在《中國制造2025》規(guī)劃中，我國明確提出了制造業(yè)綠色發(fā)展目標(biāo)，即2020年與2025年制造業(yè)單位工業(yè)增加值能耗相比2015年分別下降18%與34%。較多的學(xué)者深入研究了制造業(yè)能耗強(qiáng)度的變動機(jī)理，但大都以直接能耗強(qiáng)度為研究的重點，其值為單位工業(yè)增加值的直接能耗。然而，若僅依據(jù)制造業(yè)直接能耗強(qiáng)度制定節(jié)能減排政策時，常常會鼓勵較低直接能耗強(qiáng)度的行業(yè)發(fā)展，同時也會限制較高直接能耗強(qiáng)度的行業(yè)發(fā)展，無法從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)角度抑制能源消耗。制造業(yè)不僅直接消耗能源，還通過消耗中間品而間接消耗能源即隱含能源，這迫切需要探究我國制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的變動原因，其值為制造業(yè)單位工業(yè)增加值的完全能耗量(完全能耗量為直接與隱含能耗之和)，為制定系統(tǒng)、科學(xué)及全面的節(jié)能減排政策提供重要依據(jù)。

國內(nèi)外學(xué)者基于投入產(chǎn)出法測算制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的研究相對較少。Wei Yiming等[1]結(jié)合了投入產(chǎn)出法與情景分析法，構(gòu)建了我國能源需求和能耗強(qiáng)度的情景分析模型。張炎治等[2]基于投入產(chǎn)出與非線性優(yōu)化理論，構(gòu)建了能耗強(qiáng)度情景優(yōu)化模型。李根等[3]基于投入產(chǎn)出非線性優(yōu)化理論，以制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度最小為目標(biāo)，并以18個行業(yè)最終需求為決策變量，構(gòu)建了一個完全能耗強(qiáng)度非線性優(yōu)化模型。而運用投入產(chǎn)出法測算能源消耗量或碳排放量的文獻(xiàn)相對較多。Wright[4]將能源乘數(shù)觀念引入投入產(chǎn)出法，定義直接能源系數(shù)為商品的能源成本。Fredrich和David[5]運用1997、2002年中國投入產(chǎn)出表分析了能源消費與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。Liu Hongtao等[6]利用能源投入產(chǎn)出方法計算了1992-2005年我國出口內(nèi)涵能源，并運用結(jié)構(gòu)分解分析確定了出口內(nèi)涵能源的關(guān)鍵因素。廖明球[7]將節(jié)能減排同時納入投入產(chǎn)出分析框架，研制基于“節(jié)能減排”的投入產(chǎn)出模型。閭浩等[8]測算了2002與2007年中國能源部門的影響力和感應(yīng)度系數(shù)、直接消耗系數(shù)和完全消耗系數(shù)。崔百勝等[9]通過引入使用可替代能源生產(chǎn)的中間產(chǎn)品，構(gòu)建能源和碳排放約束下的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，并運用全局向量自回歸(GVAR)模型，實證分析了具有空間關(guān)聯(lián)性的各省能源消費控制對經(jīng)濟(jì)增長和碳排放的動態(tài)影響。孟慶春等[10]考慮到現(xiàn)有能源效率測算未把灰霾作為環(huán)境約束這一問題，基于非參數(shù)前沿構(gòu)建了不可分的混合測度DEA模型，將致霾污染物SO2、NOx、CO2和煙(粉)塵作為非期望產(chǎn)出，對各省份2010-2013年灰霾環(huán)境約束下的能源效率進(jìn)行了更加科學(xué)的測算。王會娟等[11]以居民消費碳排放為研究對象，利用非競爭型投入產(chǎn)出分析法測算了中國1995-2009年居民消費碳排放量，采用結(jié)構(gòu)分解分析模型(SDA模型)對碳排放量變動的影響因素進(jìn)行分析，并考察2007年全民減排政策的實施效果，通過回歸方程預(yù)測到2030年我國居民消費碳排放的發(fā)展路徑?？梢?，學(xué)者采用投入產(chǎn)出法探究能源消耗或減排問題相對較多，這些研究成果是本文重要的研究基礎(chǔ)。

國內(nèi)外學(xué)者運用因素分解法或計量分析法對我國能耗強(qiáng)度影響因素進(jìn)行了大量的研究。因素分解法依據(jù)不同的運算方式，可分為指數(shù)分解分析(IDA)與結(jié)構(gòu)分解分析(SDA)兩類。為考察結(jié)構(gòu)與效率對能耗強(qiáng)度變化的影響大小，通常運用IDA將能耗強(qiáng)度變化分解為結(jié)構(gòu)與效率效應(yīng)進(jìn)行研究，多數(shù)研究表明：部門能源效率的提升對于總體能耗強(qiáng)度的下降影響較大，而經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化對總體能耗強(qiáng)度的下降影響較小。Ma Chunbo和Stern[12]基于1980-2003年能源數(shù)據(jù)，運用LMDI分解法得出能耗強(qiáng)度下降的主要貢獻(xiàn)來自技術(shù)變革；能源替代貢獻(xiàn)不大。相比指數(shù)分解分析，結(jié)構(gòu)分解分析結(jié)合了投入產(chǎn)出分析，結(jié)論也較為準(zhǔn)確。王玉潛[13]運用投入產(chǎn)出技術(shù)和統(tǒng)計因素分析方法，建立了能源消耗強(qiáng)度的投入產(chǎn)出與因素分析模型，將能耗強(qiáng)度變化分解為技術(shù)與結(jié)構(gòu)因素。Alcántara和Duarte[14]將能耗強(qiáng)度變化分解為結(jié)構(gòu)、強(qiáng)度及需求效應(yīng)三部分，比較分析了歐盟國家能耗強(qiáng)度差異的原因。夏炎等[15]利用結(jié)構(gòu)分解技術(shù)將影響能耗強(qiáng)度的指標(biāo)分解為能源消耗系數(shù)、完全需要系數(shù)等五個因素，通過研究得出影響能耗強(qiáng)度的主要因素是能源消耗系數(shù)和完全需要系數(shù)。李玲等[16]基于結(jié)構(gòu)分解分析方法，將能耗強(qiáng)度變動因素分解成五個因素，并探索影響我國能耗強(qiáng)度變動的主導(dǎo)因素。目前，運用計量方法探究能耗強(qiáng)度影響因素的文獻(xiàn)較多。Herrerias, Cuadros和Orts[17]采用面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤方法建模，發(fā)現(xiàn)非國有投資在區(qū)域能耗強(qiáng)度下降中發(fā)揮了主導(dǎo)作用，沒有證據(jù)表明國有投資在能耗強(qiáng)度的下降中發(fā)揮積極作用。蔡圣華等[18]基于省級面板數(shù)據(jù),通過構(gòu)建動靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型,對我國能源效率變動的影響因素進(jìn)行了深入分析。趙新剛等[19]基于面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(PSTR)模型及改進(jìn)的算法,實證分析了經(jīng)濟(jì)增長與能耗強(qiáng)度關(guān)系。唐建榮等[20]借助能源價格調(diào)節(jié)效應(yīng)模型,系統(tǒng)分析了能源價格通過能源消費結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等要素與能耗強(qiáng)度產(chǎn)生的耦合關(guān)系。陳慶江等[21]基于30個省區(qū)2000-2012年的面板數(shù)據(jù)，探討信息化與工業(yè)化融合對地區(qū)能耗強(qiáng)度的影響。張國興等[22]構(gòu)建了節(jié)能減排有效性的度量模型，對比分析了節(jié)能減排政策與單個產(chǎn)業(yè)結(jié)合以及與產(chǎn)業(yè)協(xié)同結(jié)合對節(jié)能減排績效的影響結(jié)果?？梢?，學(xué)者基于分解分析法或計量分析法對能耗強(qiáng)度變動原因進(jìn)行了大量研究，這為本文研究的開展奠定了重要基礎(chǔ)。

學(xué)者針對我國制造業(yè)能耗強(qiáng)度的變動原因也展開了一定研究。部分學(xué)者采用因素分解法探究制造業(yè)能耗強(qiáng)度變動原因。李力等[23]采用五種常用的因素分解法研究了1995-2006年的中國制造業(yè)能耗強(qiáng)度，指出我國制造業(yè)能耗強(qiáng)度總體保持下降趨勢。鄭若娟等[24]運用LMDI分解法對制造業(yè)能耗強(qiáng)度的變動因素進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)效應(yīng)是制造業(yè)能耗強(qiáng)度變化的主導(dǎo)因素，貢獻(xiàn)度達(dá)到80%以上。而運用計量分析法研究我國制造業(yè)能耗強(qiáng)度的影響因素的文獻(xiàn)相對較多。孫榮庭等[25]用回歸的方法研究了影響制造業(yè)能耗強(qiáng)度的因素,檢驗了能源價格對制造業(yè)能耗強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用?？祖玫萚26]運用1995年-2005年的數(shù)據(jù),采用層次回歸法對制造業(yè)24個重要行業(yè)的能源價格與能耗強(qiáng)度的關(guān)系進(jìn)行實證研究。馮泰文等[27]運用1994-2006年的時間序列數(shù)據(jù),對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)影響制造業(yè)能耗強(qiáng)度的路徑進(jìn)行研究,同時以制造業(yè)的能源消費結(jié)構(gòu)為控制變量，技術(shù)水平和能源價格為調(diào)節(jié)變量，研究調(diào)節(jié)變量對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能耗強(qiáng)度關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。王一帆等[28]基于2003-2007年28個制造業(yè)行業(yè)能源消費數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)制度因素、能源結(jié)構(gòu)等因素對制造業(yè)能耗強(qiáng)度影響顯著。高耗能產(chǎn)業(yè)應(yīng)著重提高經(jīng)濟(jì)開放度，提高地理集聚度，降低煤炭消費比重；低耗能產(chǎn)業(yè)應(yīng)努力提高企業(yè)規(guī)模，降低國有化比重。周龍權(quán)等[29]基于中國27個制造業(yè)的面板數(shù)據(jù),對制造業(yè)能耗強(qiáng)度的影響因素及其變動趨勢進(jìn)行實證分析。王鈺等[30]對1995-2012年中國制造業(yè)產(chǎn)出與二氧化碳排放、能源消費量的相關(guān)性進(jìn)行分析。周五七[31]運用全局DEA模型測算中國36個工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率增長,并將其分解成技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率與規(guī)模效率變化效應(yīng),從多個行業(yè)異質(zhì)性視角對效率增進(jìn)、能源相對價格及技術(shù)進(jìn)步對工業(yè)能耗強(qiáng)度的影響進(jìn)行實證檢驗。相關(guān)學(xué)者的研究成果將為本文制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度影響因素體系的構(gòu)建及模型方法的選擇提供思路或理論依據(jù)。

以上研究表明，國內(nèi)外學(xué)者針對宏觀層面的直接能耗強(qiáng)度研究相對較多，而中微觀層面的直接能耗強(qiáng)度研究相對較少，尤其關(guān)注制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度變動成因的學(xué)者更少。從研究方法上看，較多學(xué)者采用投入產(chǎn)出法測算能源消耗量或碳排放量，但測算制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度相對較少。部分學(xué)者采用指數(shù)分解分析法研究制造業(yè)直接能耗強(qiáng)度變動的關(guān)鍵因素，但此方法主要包括部門能源效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個因素，無法系統(tǒng)科學(xué)地探究制造業(yè)直接能耗強(qiáng)度變動的深層原因。還有學(xué)者運用結(jié)構(gòu)分解分析探究我國完全能耗強(qiáng)度變動原因，該方法從投入產(chǎn)出角度重點關(guān)注能源消耗系數(shù)、完全需要系數(shù)、最終需求結(jié)構(gòu)系數(shù)、最終需求、最終能源消耗系數(shù)五個因素對完全能耗強(qiáng)度的影響，對投入產(chǎn)出系數(shù)以外的因素關(guān)注較少。其他學(xué)者基于少量因素對制造業(yè)直接能耗強(qiáng)度進(jìn)行回歸計量分析。少量因素分析為靜態(tài)分析，缺乏動態(tài)性及系統(tǒng)性，此方法難以揭示少量因素在系統(tǒng)因素中的影響效應(yīng)。盡管已有學(xué)者采用VAR模型系統(tǒng)分析各因素對制造業(yè)直接能耗強(qiáng)度的影響效應(yīng)，但存在一定的局限性。VAR模型通常用于對滯后影響的衡量，同期的關(guān)系存在于隨機(jī)擾動項中，難以衡量影響因素波動對制造業(yè)直接能耗強(qiáng)度同期與滯后期的沖擊效應(yīng)。此外，VAR模型重點關(guān)注變量間的中短期關(guān)系，較難科學(xué)把握長期均衡關(guān)系。為此，本文主要通過以下幾方面進(jìn)行改進(jìn)與完善：(1)通過投入產(chǎn)出法構(gòu)建制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度測度模型，進(jìn)而測算1980-2016年制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度時間序列數(shù)據(jù)；(2)基于物理-事理-人理系統(tǒng)方法論構(gòu)建了科學(xué)全面的制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度影響因素體系；(3)運用SVAR模型實證分析制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度對各影響因素沖擊的動態(tài)響應(yīng)大小，以提出科學(xué)合理的政策建議。

2 研究方法與變量選取

2.1 研究方法

(1)完全能耗強(qiáng)度測度模型的構(gòu)建

能源是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本投入，各行業(yè)發(fā)展離不開能源。任一部門的發(fā)展，除直接消耗能源外，還因消耗中間投入品而間接消耗能源。若僅從直接能耗強(qiáng)度角度分析某部門節(jié)能減排情況，則很難獲得促使能耗上升的關(guān)鍵產(chǎn)業(yè)，這需要改變視角，分析該部門的完全能耗強(qiáng)度的變動機(jī)理。制造業(yè)能耗既包括直接消耗，又包括間接消耗，若制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度大，則反映發(fā)展制造業(yè)對總體能耗的影響較大?？梢?，對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度變動機(jī)理進(jìn)行分析，有利于深度挖掘制造業(yè)能耗現(xiàn)狀并制定系統(tǒng)科學(xué)的節(jié)能方案。本文基于直接與完全消耗系數(shù)，進(jìn)而構(gòu)建制造業(yè)完全能耗系數(shù)及完全能耗強(qiáng)度。

①直接消耗系數(shù)

直接消耗系數(shù)指某一部門單位總產(chǎn)出對另一部門產(chǎn)品或服務(wù)的直接消耗量，如公式(1)所示：

aij=yij/Yj, (i,j=1,2,…,n)

(1)

式(1)中，aij—j部門對i部門的直接消耗系數(shù)，其對應(yīng)矩陣用A表示；yij—j部門總產(chǎn)出對i部門服務(wù)或產(chǎn)品的直接消耗量；Yj—j部門的總產(chǎn)出。

②完全消耗系數(shù)

完全消耗系數(shù)指某一部門為另一部門生產(chǎn)單位最終產(chǎn)品提供的直接及間接產(chǎn)品或服務(wù)的總量，可由式(2)計算，式(2)變形可得：B=A+AB，也可寫成式(3)。

B=(I-A)-1-I

(2)

(3)

式(3)中，bij—j部門對i部門的完全消耗系數(shù)，其對應(yīng)矩陣用B表示；biq—q部門對i部門的完全消耗系數(shù)；aqj—j部門對q部門的直接消耗系數(shù)。

③完全能耗系數(shù)

依據(jù)公式(1)，直接能耗系數(shù)可通過式(4)計算：

aej=ej/Yj

(4)

式(4)中，aej—j部門的直接能耗系數(shù)；ej—j部門的直接能耗量；Yj—j部門的總產(chǎn)出。

由公式(3)，可構(gòu)建完全能耗系數(shù)的計算公式(5)：

(5)

式(5)中，bej—j部門完全能耗系數(shù)；aej—j部門直接能耗系數(shù)；bei—i部門完全能耗系數(shù)；aij—j部門對i部門的直接消耗系數(shù)。

式(5)的矩陣形式可表示為式(6)：

Be=Ae+BeA

(6)

式(6)中，Be=(be1,be2,…,ben)—完全能耗系數(shù)行向量；Ae=(ae1,ae2,…,aen)—直接能耗系數(shù)行向量；A—直接消耗系數(shù)矩陣。

公式(6)經(jīng)變形可得式(7)：

(7)

④完全能耗強(qiáng)度

根據(jù)已有研究，某部門完全能耗強(qiáng)度可通過式(8)計算：

Iej=Ej/Vj

(8)

式(8)中，Iej—j部門完全能耗強(qiáng)度；Vj—j部門增加值，Ej—j部門完全能耗量，該數(shù)據(jù)較難直接獲取，需要進(jìn)一步測算得到。

式(5)中，bej特指j部門單位最終產(chǎn)品的完全能耗量，可通過式(9)計算得到。

bej=Ej/xj

(9)

式(9)中，xj—j部門的最終產(chǎn)品。

結(jié)合式(8)與(9)可得某部門完全能耗強(qiáng)度的另一計算公式(10)：

Iej=bejxj/Vj

(10)

式(10)表明，若要計算制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度，需要基于投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)，先計算制造業(yè)的完全能耗系數(shù)bej，并獲取最終產(chǎn)品xj及工業(yè)增加值Vj。

(2)SVAR模型

在描述經(jīng)濟(jì)變量間關(guān)系及處理具有動態(tài)特性的經(jīng)濟(jì)變量時，傳統(tǒng)的結(jié)構(gòu)化模型往往需要復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)。但是，對某些經(jīng)濟(jì)理論及復(fù)雜系統(tǒng)，一個結(jié)構(gòu)化模型很難描述變量之間的動態(tài)關(guān)系。在結(jié)構(gòu)化模型中，內(nèi)生變量可出現(xiàn)在方程的左右端，造成模型推斷或參數(shù)估計復(fù)雜。為了解決上述問題，一種用非結(jié)構(gòu)性方法來建立各變量間關(guān)系的VAR模型出現(xiàn)[32]?；跀?shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)，VAR模型得以建立，它把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。

然而VAR模型存在一定局限性，即變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式?jīng)]有給出，而是隱藏在誤差項相關(guān)結(jié)構(gòu)中。為了解決模型存在的問題，學(xué)者提出SVAR(結(jié)構(gòu)化向量自回歸)模型，將基于經(jīng)濟(jì)理論的變量之間結(jié)構(gòu)性關(guān)系引入模型，可以捕捉模型系統(tǒng)內(nèi)各變量間即時的結(jié)構(gòu)性關(guān)系。由于各影響因素對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度存在同期與滯后期的沖擊效應(yīng)[33]，SVAR模型具有較好的適應(yīng)性。在建立SVAR模型之前，應(yīng)先構(gòu)建VAR模型，具體轉(zhuǎn)變步驟如下[34-37]：

一般VAR模型(k元p階)，如式(11)：

yt=C1yt-1+…+Cpyt-p+εt

(11)

由式(11)可知VAR模型缺乏對當(dāng)期關(guān)系的描述，

k維向量εt=yt-C1yt-1-…-Cpyt-p，在此基礎(chǔ)上將式(11)改寫為C(L)yt=εt，其中C(L)為L的滯后多項式，C(L)=I-C1L-C2L2-…-CPLP，當(dāng)模型平穩(wěn)且C(L)可逆時，得到

yt=D(L)εt

(12)

式(12)中，D(L)=C(L)-1=D0+D1L+D2L2+…+DpLp,D0=IK

將式(11)轉(zhuǎn)變?yōu)榻Y(jié)構(gòu)式(13)：

C0yt=C1yt-1+…+CPyt-p+ut

(13)

改寫式(13)可得到式(14)：

C*(L)yt=ut

(14)

式(14)中，C*(L)=C0-C1L-C2L2-…-CPLP

在C*(L)-1存在的條件下，(11)式可以轉(zhuǎn)變?yōu)槭?15)：

yt=E(L)ut

(15)

結(jié)合式(12)和式(15)可得式(16)：

D(L)εt=E(L)ut

(16)

式(16)是具有一般意義的SVAR模型。SVAR模型需要對具有同期關(guān)系的矩陣D(L)施加相應(yīng)的約束條件，從而保證模型的有效性。設(shè)定存在k個內(nèi)生變量，則約束條件的個數(shù)至少為k(k-1)/2個。

在建立SVAR模型的基礎(chǔ)上, 變量間的動態(tài)關(guān)系可用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解進(jìn)行分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)可描述來自隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的信息沖擊對變量當(dāng)前和未來取值的影響，可檢驗各影響因素變化對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的持續(xù)時間與影響強(qiáng)度。方差分解可獲取各因素對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度變動的貢獻(xiàn)大小。

2.2 變量選取

由于制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的影響因素較為龐雜，可將其看成由物、事、人組成的復(fù)雜因素系統(tǒng)。本文特運用物理-事理-人理系統(tǒng)方法論構(gòu)建制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度影響因素體系。在制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度影響因素中，“物理”即要把握制造業(yè)在完全能耗強(qiáng)度降低方面所具有的客觀條件。為了生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品，制造企業(yè)需要集成眾多先進(jìn)技術(shù)，這有利于降低制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度。通常情況下，F(xiàn)DI與企業(yè)規(guī)?？煞从持圃鞓I(yè)技術(shù)發(fā)展水平，因此，物理因素主要通過技術(shù)進(jìn)步、FDI、企業(yè)規(guī)模來代表；“事理”特指做事的道理，即制造企業(yè)合理安排人、財、物，一般通過效率來反映，本文主要體現(xiàn)在結(jié)構(gòu)方面，包括能源消費結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、全社會固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)；“人理”即做人的道理，處理任何事物都離不開人去做，以及由人來判斷這些事和物是否得當(dāng)，本文主要體現(xiàn)在制造企業(yè)節(jié)能意識與措施、能源價格及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面，由于節(jié)能意識與措施很難獲取大跨度時間序列數(shù)據(jù)，本文暫不考慮，采用能源價格、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平代表人理因素。

(1)技術(shù)進(jìn)步

制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步對提高能源利用效率具有穩(wěn)定、持續(xù)的影響，是降低我國制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的重要途徑。由于能源效率回彈效應(yīng)的存在，技術(shù)進(jìn)步降低完全能耗強(qiáng)度的作用可能會被削弱。制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步可用投入產(chǎn)出效率來衡量，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以我國能源消費量、勞動人口、實際資本投入為輸入變量，以實際GDP為輸出變量，采用隨機(jī)前沿分析計算我國1980-2016年技術(shù)進(jìn)步率。其中資本投入數(shù)據(jù)采用單豪杰的測算結(jié)果[38]，并按其方法補足剩余年份數(shù)據(jù)。國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)通過國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)折算為1980年不變價，具體結(jié)果如表3所示。

(2)FDI

根據(jù)《2017年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，2017年外商直接投資主要集中在制造業(yè)、信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)等行業(yè)，投資比例分別約為25.7%、15.8%、12.9%、12.8%，可見，F(xiàn)DI投資制造業(yè)的比重較高，這將加速工業(yè)化發(fā)展，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，并影響制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度。FDI的積極效應(yīng)體現(xiàn)在其加速了技術(shù)溢出與擴(kuò)散的速度，外商投資企業(yè)帶來了先進(jìn)的生產(chǎn)與管理技術(shù)，對制造企業(yè)改善能效起到一定的示范激勵作用。此外，外資的流入提升了制造業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)水平，這在一定程度上提高了微觀領(lǐng)域的能源要素產(chǎn)出效率。本文考察實際外商直接投資對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的影響，其中外商直接投資采用固定投資價格指數(shù)折算為1980年不變價。

(3)企業(yè)規(guī)模

企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大，具有較強(qiáng)的實力采用大型、高效的專用設(shè)備，以提高其經(jīng)濟(jì)性，進(jìn)而通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)能源利用效率的提高，邵軍等[39]發(fā)現(xiàn)企業(yè)平均規(guī)模的擴(kuò)大對行業(yè)能效提高具有積極影響。但企業(yè)規(guī)模過大，可能會帶來X非效率，從而導(dǎo)致制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度上升。本文企業(yè)規(guī)模采用工業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)企業(yè)與生產(chǎn)單位數(shù)之比替代，以考察企業(yè)規(guī)模對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的影響，其中工業(yè)總產(chǎn)值以工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)折算為1980年不變價。

(4)能源消費結(jié)構(gòu)

不同能源品種之間存在著較大的效率差異，能源消費結(jié)構(gòu)不同影響到組合的能源效率，從而影響到制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度。在一次能源品種中，煤炭、原油、天然氣、電的利用效率分別約為27%、50%、57%、85%[40]。煤炭是一種利用效率相對較低的非清潔能源，相比而言，天然氣、電力等其他傳統(tǒng)能源則更加清潔高效。因此，提高天然氣、電力及其他新能源的消費比重，不僅可以優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)、提高能源利用效率，還可有效的減少污染物排放。本文以煤炭消費量占能源消費總量的比重來替代能源消費結(jié)構(gòu)。

(5)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

自2000年之后，我國進(jìn)入重工業(yè)化時期，重工業(yè)的快速增長導(dǎo)致對能源需求的迅猛增長。因此，加快制造業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的調(diào)整、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級對降低制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度具有重要影響。在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下，限制高能耗行業(yè)的盲目擴(kuò)張，扶持低能耗、高附加值的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，有利于保持制造業(yè)高增長的同時降低能耗。由于部分年份數(shù)據(jù)缺失及統(tǒng)計口徑不一致，高耗能行業(yè)產(chǎn)值的時間序列較難獲取，本文以重工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重替代制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

(6)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)

長期以來，國有企業(yè)及壟斷行業(yè)有著較弱的外部環(huán)境規(guī)制力度、較高的成本轉(zhuǎn)移能力，國有資本優(yōu)勢、國有支持優(yōu)勢以及行政性特征形成了較低的資源配置與管理效率。相較而言，私營企業(yè)、外商投資等非公有制企業(yè)則具有更高的效率，因此，適當(dāng)降低國有制造企業(yè)特別是國有高能耗行業(yè)的比重將對降低制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度產(chǎn)生有利影響。依據(jù)可獲得性原則，本文以國有及國有控股工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)占全部工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)的比重來替代產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)。1998年及以后工業(yè)企業(yè)口徑范圍為全部國有及年主營業(yè)務(wù)收入在500萬元以上非國有工業(yè)企業(yè)，故與以前年份不完全可比。

(7)全社會固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)

根據(jù)《2017年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，2017年固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)中30.7%投向了制造業(yè)部門，22.2%投向基礎(chǔ)設(shè)施，17.4%投向房地產(chǎn)開發(fā)，三者合計超過70%，該結(jié)構(gòu)將對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度產(chǎn)生重要影響。由于我國城市化進(jìn)程還處于加速階段，固定資產(chǎn)投資大量流入基建和房地產(chǎn)行業(yè)，催生了對鋼鐵、水泥等高耗能產(chǎn)品的需求，從而推高了整體能耗水平。根據(jù)可獲得性原則，本文通過2012年中國投入產(chǎn)出表得到制造業(yè)分行業(yè)當(dāng)年增加值，以1980年為基期折算為不變價，得出2012年制造業(yè)各行業(yè)完全能耗強(qiáng)度，并將完全能耗強(qiáng)度相對較高的行業(yè)設(shè)定為高耗能行業(yè)。具體包括黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、造紙和紙制品業(yè)以及橡膠制品業(yè)。本文采用高耗能行業(yè)固定資產(chǎn)投資額占當(dāng)年制造業(yè)固定資產(chǎn)投資總額的比重來替代全社會固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)。

(8)能源價格

能源作為一種基本的生產(chǎn)投入要素，其價格高低直接影響到企業(yè)的生產(chǎn)成本。當(dāng)某種能源價格上漲時，較高的能源成本促使企業(yè)提高節(jié)能意識，加快技術(shù)改進(jìn)與設(shè)備更新，強(qiáng)化企業(yè)管理，從而減少能源消費量。改革開放以來，能源價格改革長期處于緩慢滯后的被動狀態(tài)，能源價格無法反映市場供求，能源價格的扭曲，企業(yè)缺乏節(jié)能降耗的內(nèi)在動力，導(dǎo)致能源浪費現(xiàn)象嚴(yán)重。因此，充分發(fā)揮能源價格的杠桿作用將對降低制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度產(chǎn)生積極影響。本文采用原料、燃料、動力購進(jìn)價格指數(shù)來替代能源價格。因《中國統(tǒng)計年鑒》從2011年起，將原材料、燃料、動力購進(jìn)價格指數(shù)變更為工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價格指數(shù)，本文對應(yīng)調(diào)整一致。

(9)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

發(fā)達(dá)國家發(fā)展經(jīng)驗表明，完全能耗強(qiáng)度會經(jīng)歷一個先上升后下降的過程。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，完全能耗強(qiáng)度隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而提高，而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展到較高水平時，完全能耗強(qiáng)度隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而下降。經(jīng)濟(jì)發(fā)展一般通過規(guī)模、技術(shù)及結(jié)構(gòu)效應(yīng)影響完全能耗強(qiáng)度。規(guī)模效應(yīng)對節(jié)能降耗作用不明顯，而技術(shù)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)則相對明顯。技術(shù)效應(yīng)有利于制造業(yè)提升能源利用效率，減少能源消耗量。結(jié)構(gòu)效應(yīng)則優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，降低了高耗能行業(yè)比重并推動了制造業(yè)增加值的增長，因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度變動趨勢。本文以人均GDP來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，GDP通過國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)折算為1980年不變價。

3 實證分析

3.1 完全能耗強(qiáng)度的測度

(1)調(diào)整投入產(chǎn)出表行業(yè)劃分

目前，我國已公布11個年度部門齊全的投入產(chǎn)出表及延長表，本文以數(shù)據(jù)的可獲性為原則調(diào)整11個年度的投入產(chǎn)出表的行業(yè)劃分，綜合分行業(yè)能耗量統(tǒng)計表與投入產(chǎn)出表，最終可得到行業(yè)分類，確定了8個行業(yè)類別：1.農(nóng)林牧漁業(yè)；2.采掘業(yè)；3.制造業(yè)； 4.電力、煤氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)；5.建筑業(yè)；6.交通運輸、倉儲和郵政業(yè)；7.批發(fā)、零售和住宿、餐飲業(yè)；8.其他三產(chǎn)。對沒有公布投入產(chǎn)出表的年度，采用RAS法進(jìn)行測算補齊，進(jìn)而可得1980-2016年的包含8行業(yè)投入產(chǎn)出表。

(2)計算可比價投入產(chǎn)出表

為了獲得可比性投入產(chǎn)出表，特將現(xiàn)價投入產(chǎn)出表轉(zhuǎn)化為1980年可比價投入產(chǎn)出表，由于篇幅較大，略去。工業(yè)分行業(yè)工業(yè)品的出廠價格指數(shù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。對包含多個子行業(yè)的行業(yè)價格指數(shù)，本文采用加權(quán)平均法予以獲取。用商品零售價格指數(shù)來代替批發(fā)、零售和住宿、餐飲業(yè)的價格指數(shù)，用交通、通訊用品價格指數(shù)表示交通運輸、倉儲和郵政業(yè)價格指數(shù)。針對其他三產(chǎn)行業(yè)價格指數(shù)，本文綜合居住、衛(wèi)生、文化娛樂及服務(wù)項目價格指數(shù)，近似獲取其價格指數(shù)，如表1所示。

表1 部分年份各行業(yè)定基價格指數(shù)

依據(jù)各類統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，整理測算分行業(yè)的能源消耗總量，如表2所示。在此基礎(chǔ)上根據(jù)公式(10)，可得到1980-2016年我國制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度，如表3所示。表3顯示，我國制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度總體呈現(xiàn)下降趨勢，但部分年份存在回彈現(xiàn)象，為促進(jìn)制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度持續(xù)下降，需要深入分析制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的影響因素作用大小及方向。

表2 部分年份各行業(yè)能源消耗總量 單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤

3.2 SVAR模型實證分析

(1)數(shù)據(jù)來源與處理

本文影響因素數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國價格統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》等。部分缺失數(shù)據(jù)，采用加權(quán)平均或插值等方法進(jìn)行補齊處理。模型對所有涉及到貨幣計量的時間序列均以1980年為基期進(jìn)行平減?；谏衔姆治?，將制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度、技術(shù)進(jìn)步、FDI、企業(yè)規(guī)模、能源消費結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、全社會固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)、能源價格和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分別表示為EI、JSJB、FDI、PJGM、MTZB、GZB、GYZB、GGZB、NYJG和RJGDP。本文數(shù)據(jù)分析工具為Eviews8.0。數(shù)據(jù)分析前，已對EI、PJGM、NYJG、RJGDP進(jìn)行對數(shù)化處理，如表3所示。

表3 部分年份變量數(shù)據(jù)

續(xù)表3 部分年份變量數(shù)據(jù)

(2)平穩(wěn)性檢驗

本文選用ADF法對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。由表4可知，除JSJB與RJGDP，各變量在水平下均無法通過檢驗。為此，需要對這些變量進(jìn)行一階差分，而在一階差分下大都在1%顯著性水平下通過ADF檢驗。為提升模型輸出結(jié)果的可靠性，本文采用各變量平穩(wěn)序列進(jìn)行自向量回歸分析。依據(jù)施瓦茲準(zhǔn)則及赤池信息量準(zhǔn)則選用滯后階數(shù)，一般選取兩準(zhǔn)則值最小的階數(shù)，最終確定模型為SVAR(2)，此模型運用最小二乘法估計，結(jié)果顯示所有特征根存在于單位圓內(nèi)，即模型滿足平穩(wěn)性條件，可進(jìn)入下一步分析。

(3)模型約束條件設(shè)定

根據(jù)第二部分內(nèi)容，需對式(16)中D(L)進(jìn)行條件約束。短期或長期約束是模型施加約束的兩種方法。由于短期約束可根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論對模型施加約束條件，本文采用短期約束，具體約束條件設(shè)定如下：①制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度受到所有變量的影響；②技術(shù)進(jìn)步受到FDI、企業(yè)平均規(guī)模、煤炭消費占比、能源價格的影響；③FDI受制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度及技術(shù)進(jìn)步的影響；④企業(yè)平均規(guī)模受到制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的影響；⑤煤炭消費占比受到制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度、技術(shù)進(jìn)步、重工業(yè)占比、能源價格的影響；⑥重工業(yè)占比未受到企業(yè)平均規(guī)模、國有企業(yè)占比及人均GDP的影響；⑦國有企業(yè)占比受到制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度與FDI的影響；⑧高耗能行業(yè)固定資產(chǎn)投資額占比受到技術(shù)進(jìn)步、煤炭消費占比、重工業(yè)占比及能源價格的影響；⑨能源價格受到制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度、技術(shù)進(jìn)步、煤炭消費占比、重工業(yè)占比及高耗能行業(yè)固定資產(chǎn)投資占比的影響；⑩人均GDP受到各變量的影響。在式(16)滿足可識別條件的情況下,可使用信息極大似然方法估計得到D(L)的所有未知參數(shù)，如式(17)所示。式(17)反映了SVAR模型中變量間的相互影響關(guān)系。其中，***、**、*分別代表1%、5%及10%顯著水平下參數(shù)估計顯著?？梢姡蠖鄶?shù)變量對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度存在顯著的影響，但影響方向差異明顯。受模型檢驗方法與約束條件限制，變量沖擊對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度未來值的長期影響需要進(jìn)一步建立脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解來獲取。

表4 平穩(wěn)性檢驗

注: ***、**、*分別代表1%、5%及10%顯著水平。檢驗類型中的三項參數(shù)依次表示序列是否具有常數(shù)項C、時間趨勢T及最大滯后期階數(shù)。不具有常數(shù)項或時間趨勢項的序列，對應(yīng)類型用0表示。

D(L)=

(17)

(4)脈沖響應(yīng)與方差分解分析

在SVAR模型的基礎(chǔ)上，建立脈沖響應(yīng)函數(shù)以分析制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度對各影響因素一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)，具體結(jié)果如圖1所示。圖1中，橫軸表示追蹤期數(shù)，本文設(shè)定為10年。

從圖1可看出，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度對自身變化的沖擊主要保持較高正響應(yīng)。當(dāng)受到自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度從第1年開始正響應(yīng)逐漸增大，在第2年達(dá)到最大正響應(yīng)(0.0482)，但第4年則呈較大負(fù)響應(yīng)(-0.0605)，第5年達(dá)到正響應(yīng)(0.0220)后，開始穩(wěn)態(tài)收斂；當(dāng)受到技術(shù)進(jìn)步的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度第1-3年為負(fù)響應(yīng)，且第2年達(dá)到最大負(fù)響應(yīng)(-0.0438)，第4-5年則為正響應(yīng)，第6年開始收斂于0值附近；當(dāng)受到FDI的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度第1年出現(xiàn)較小正響應(yīng)，第2年達(dá)到最大正響應(yīng)(0.0436)，接著正響應(yīng)減小，并于第4年達(dá)到負(fù)響應(yīng)(-0.0231)，隨后負(fù)響應(yīng)減小，并在第5年達(dá)到正響應(yīng)(0.0224)，而第6年則又達(dá)到最大的負(fù)響應(yīng)(-0.047)，第7年后開始收斂于0值附近，即制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度對FDI的沖擊總體呈現(xiàn)先正響應(yīng)再負(fù)響應(yīng)趨勢；當(dāng)受到企業(yè)規(guī)模的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度前2年保持較大負(fù)響應(yīng)，第3-4年則出現(xiàn)較大正響應(yīng)，隨后第5出現(xiàn)較大負(fù)響應(yīng)，第6年開始收斂于0值附近；當(dāng)受到能源消費結(jié)構(gòu)的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度第1-2年為正響應(yīng)，第3年出現(xiàn)最大負(fù)響應(yīng)(-0.0586)，第4年則呈現(xiàn)正響應(yīng)，第5年后開始收斂于0值附近；當(dāng)受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度第1年呈現(xiàn)較小的正響應(yīng)，接著小幅下降，并于第2年達(dá)到最大負(fù)響應(yīng)(-0.0559)，之后大幅上升，并在第3年呈現(xiàn)最大正響應(yīng)(0.1092)，然后迅速下降，并于第6年出現(xiàn)較大的負(fù)響應(yīng)(-0.0347)，隨后小幅上升并呈現(xiàn)穩(wěn)態(tài)收斂趨勢；當(dāng)受到產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度從第1年開始正響應(yīng)大幅上升，并于第3年達(dá)到最大正響應(yīng)(0.0797)，之后正響應(yīng)呈逐漸變小趨勢，在第4年達(dá)到最大負(fù)響應(yīng)(-0.1011)，第5-9年則出現(xiàn)明顯波動，但以正響應(yīng)為主；當(dāng)受到固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度第1年呈現(xiàn)微小的正響應(yīng)，從第2年達(dá)到最大正響應(yīng)(0.0418)，之后正響應(yīng)減小，并于第5年出現(xiàn)最大負(fù)響應(yīng)(-0.0495)，隨后負(fù)響應(yīng)減小，第6年開始收斂于0值附近；當(dāng)受到能源價格的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度大都保持負(fù)響應(yīng)狀態(tài)，僅在第2與5年出現(xiàn)明顯的正響應(yīng)，第8年后出現(xiàn)收斂趨勢；當(dāng)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度總體呈現(xiàn)先負(fù)響應(yīng)后正響應(yīng)趨勢，第8年后呈穩(wěn)態(tài)收斂趨勢。

圖1 制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度對變量沖擊的脈沖響應(yīng)

綜上所述，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度對多數(shù)影響因素沖擊的響應(yīng)較為激烈。結(jié)合制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度響應(yīng)特點，為便于歸納分析，本文設(shè)定短期為1～2年，中期為3～4年，長期為5年及以上。技術(shù)進(jìn)步在短期內(nèi)對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度降低呈正效應(yīng)，即隨著企業(yè)技術(shù)的不斷進(jìn)步，能源消費出現(xiàn)明顯下降；在中長期內(nèi)則保持負(fù)效應(yīng)，可能與能源回彈效應(yīng)有關(guān)，即部分企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提升在某種程度上將刺激能源消費的上升。FDI上升，短期內(nèi)制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度顯著上升；中長期內(nèi)完全能耗強(qiáng)度下降?？梢?，中短期內(nèi)，F(xiàn)DI技術(shù)溢出帶來能源消費下降的作用不明顯，但隨著時間的推移，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)明顯增強(qiáng)，能源消費隨之下降。企業(yè)平均規(guī)模擴(kuò)大，短期內(nèi)制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度下降；中長期內(nèi)制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度主要呈上升趨勢，可能是因為企業(yè)規(guī)模過大引起管理效率的下降，規(guī)模效應(yīng)帶來的正影響變?nèi)?，能源消耗相對較高。煤炭消費占比上升，短期內(nèi)對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度降低呈負(fù)效應(yīng)；中期內(nèi)對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度降低呈明顯正效應(yīng)，這說明中期內(nèi)隨著能源技術(shù)的不斷提升，煤炭利用效率得到明顯改善，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度不斷下降；長期內(nèi)，對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度降低呈較弱負(fù)效應(yīng)。在響應(yīng)期內(nèi)，重工業(yè)占比上升總體對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的降低起到負(fù)作用。國有企業(yè)占比上升，短期內(nèi)制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度小幅上升；中長期內(nèi)制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度下降，可能是因為國有企業(yè)相較私營企業(yè)更易實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，由于資金優(yōu)勢等更多地采用節(jié)能設(shè)備，節(jié)能效果明顯。短期內(nèi)，高耗能行業(yè)固定資產(chǎn)投資占比越高，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度越高；中長期內(nèi)，高耗能行業(yè)固定資產(chǎn)投資占比與完全能耗強(qiáng)度總體呈現(xiàn)先正相關(guān)然后負(fù)相關(guān)的趨勢，可能由于社會投資效率和質(zhì)量的改進(jìn)較為曲折，但效率與質(zhì)量的提高降低了能源消費。短期內(nèi)，能源價格上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度上升；中期內(nèi)，能源價格上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度下降；長期內(nèi)，能源價格與制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度呈現(xiàn)先正相關(guān)然后負(fù)相關(guān)趨勢，這與何凌云等[41]觀點一致。短期內(nèi)，人均GDP對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的降低基本保持較小的正效應(yīng)，但中長期內(nèi)正負(fù)效應(yīng)交替出現(xiàn)。這說明改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入較高水平，人均GDP上升有利于制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度下降。但中長期內(nèi)，部分年份制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度隨著人均GDP的上升而小幅上升?？梢姡M管我國經(jīng)濟(jì)總量較大，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式有待進(jìn)一步改進(jìn)。當(dāng)前，我國新常態(tài)發(fā)展模式及供給側(cè)改革的本質(zhì)是為了提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量，這有利于制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度進(jìn)一步下降。

圖2方差分解表明，按總體平均作用從大到小順序，影響制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的因素依次為：DPJGM>DNYJG>DGYZB>DGZB>JSJB>DEI>DMTZB>DGGZB>DFDI>RJGDP。長期來看，各因素對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的平均貢獻(xiàn)率從大到小依次為：DPJGM(20.36%)、DNYJG(19.94%)、DGYZB(18.17%)、DGZB(13.44%)、JSJB(5.51%)、DEI(5.29%)、RJGDP(4.75%)、DMTZB(4.31%)、DGGZB(4.15%)、DFDI(4.08%)。從總體平均作用和長期平均作用來看，應(yīng)特別重視企業(yè)規(guī)模、能源價格、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步的調(diào)控力度，促進(jìn)制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的有效降低。

圖2 制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度方差分解

4 結(jié)語

本文以制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度為研究對象，在隱含能視角下，構(gòu)建了制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的測度模型，基于物理-事理-人理系統(tǒng)方法論，構(gòu)建了制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度影響因素體系，運用SVAR模型探究1980-2016年各因素對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度的影響規(guī)律。脈沖響應(yīng)分析表明，在短期內(nèi)，企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源價格、技術(shù)進(jìn)步、FDI等對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度影響程度相對較大。企業(yè)平均規(guī)模、重工業(yè)占比、技術(shù)進(jìn)步率上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度下降；而能源價格、FDI上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度上升。中長期內(nèi)，企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、能源價格、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步等對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度影響程度相對較大。中期內(nèi)，能源價格上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度下降；企業(yè)平均規(guī)模、重工業(yè)占比上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度上升；技術(shù)進(jìn)步率上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度先下降后上升，而國有企業(yè)占比的影響恰好相反。長期內(nèi)，國有企業(yè)占比、技術(shù)進(jìn)步率上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度上升；能源價格上升，制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度先上升后下降，而企業(yè)平均規(guī)模、重工業(yè)占比的影響恰好相反。方差分析表明，企業(yè)規(guī)模、能源價格、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步對制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度作用較大。

針對上述分析結(jié)果，本文提出如下對策建議：(1)適度擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模。積極推動制造企業(yè)兼并重組，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)帶來的完全能耗強(qiáng)度降低，同時應(yīng)控制企業(yè)規(guī)模，避免企業(yè)規(guī)模過大帶來的無效率現(xiàn)象。(2)合理調(diào)控能源價格。制定能源價格政策時，注重能源價格效應(yīng)的長期性；推進(jìn)能源價格改革，應(yīng)盡量減小政府直接干預(yù)能源價格的范圍與程度，完善針對壟斷環(huán)節(jié)的價格監(jiān)管制度，鼓勵市場有序競爭。(3)推進(jìn)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)多元化。持續(xù)深化國有企業(yè)改革，完善國有企業(yè)體制機(jī)制，積極發(fā)展清潔、環(huán)保、高效私營、外商投資與港澳臺商投資企業(yè)等。(4)優(yōu)化升級固定資產(chǎn)投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，降低高能耗產(chǎn)業(yè)投資比重，提升現(xiàn)有高耗能產(chǎn)業(yè)發(fā)展質(zhì)量。(5)持續(xù)加快技術(shù)進(jìn)步。應(yīng)將技術(shù)創(chuàng)新作為降低制造業(yè)完全能耗強(qiáng)度重要途徑，在引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的同時，加大自主創(chuàng)新力度，逐步建立產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系。與此同時，完善應(yīng)對能源回彈效應(yīng)機(jī)制體制。(6)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長。十三五期間，我國正處于跨越中等收入陷阱關(guān)鍵時期，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化制造行業(yè)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)換增長動能，提高全要素生產(chǎn)率，保持制造業(yè)增加值與GDP持續(xù)增長，在增加產(chǎn)出的同時減少能源消耗量。(7)優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)。進(jìn)一步提升煤炭利用效率，提高高效能源的消費比重，積極發(fā)展可再生與清潔能源。