能源強(qiáng)度的影響因素分析及基于 4萬億新增投資的能源強(qiáng)度測算 南京財經(jīng)大學(xué) 2009 年 9 月 29 日 1 能源強(qiáng)度 的 影響因素分析及基于 4萬億新增投資的能源強(qiáng)度測算 摘要 改革開放以來，我國在屢創(chuàng)經(jīng)濟(jì)奇跡的同時，能耗問題也逐漸突顯，這引起了中央政府的高度重視。“建設(shè)節(jié)約型社會”作為科學(xué)發(fā)展觀的內(nèi)容之一，被納入到指導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期戰(zhàn)略體系。金融危機(jī)的來襲，更使得轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式、發(fā)展節(jié)能經(jīng)濟(jì)成為熱議話題。 本文利用中國統(tǒng)計年鑒和中經(jīng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，基于我國能源現(xiàn)狀的描述性統(tǒng)計分析，歸納出了能源強(qiáng)度的幾大影響因素 技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)；并在此基礎(chǔ)上，建立了三大統(tǒng)計模型，即路徑分析模型、多元線性二階自回歸模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)模型，對歸納出的影響因素進(jìn)行了理論上的驗證和層層深入的分析。 首先，本文建立了路徑分析模型（模型一），并通過 出了影響因素間的直接和間接相關(guān)系數(shù)。計算結(jié)果表明，選擇的因素能解釋 能源強(qiáng)度變化，從而對描述性統(tǒng)計中的猜測進(jìn)行了理論上的驗證； 接著，我們在模 型一的基礎(chǔ)上，從行業(yè)角度切入，對主要影響因素產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行細(xì)分， 利用插 值法彌補(bǔ)了數(shù)據(jù) 的缺失，同時用 建立了多元線性二階自回歸模型（模型二） 并進(jìn)行了 定了變量之間的長期均衡關(guān)系。并對 4萬億新增投資的能源利用率影響做了定量測算，得出 4萬億投資按照目前的方向投入，大致會減少 4871萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤能耗的結(jié)論。 然后，作為對模型二的進(jìn)一步補(bǔ)充和發(fā)展，我們又建立了脈沖響應(yīng)函數(shù)模型（模型三），從當(dāng)期的行業(yè)增加值正向脈沖沖擊出發(fā)，考慮當(dāng)期行業(yè)調(diào)整對能源強(qiáng)度的后續(xù)效應(yīng)。發(fā)現(xiàn)所選六個行業(yè)的當(dāng)期增長均對能源強(qiáng)度存在著長期的正向推動作用。并就此分 析的結(jié)果給出了相應(yīng)的模型解釋。 最后，本文綜合所有模型，并在理論及模型分析的基礎(chǔ)上，針對我國能源現(xiàn)狀擬寫了一份對政府的建議報告。 關(guān)鍵詞：能源利用率 路徑分析 脈沖響應(yīng)函數(shù) 二階自回歸 2 一、問題的提出 能源是人類社會賴以生存和發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)?？v觀人類社會發(fā)展的歷史，人類文明的每一次重大進(jìn)步都伴隨著能源的改進(jìn)和更替。能源的開發(fā)利用極大地推進(jìn) 著 世界經(jīng)濟(jì)和人類社會的發(fā)展。 改革開發(fā)以來， 中國作為世界上發(fā)展最快的發(fā)展中國家，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展 已經(jīng)取得了舉世矚目的輝煌成就 ；但同時也應(yīng)該看到，作為 世界上 第二位 的 能源生產(chǎn)國和消費(fèi)國 ， 中國 能源使用存在著利用率低下、污染嚴(yán)重等一系列問題。 同時，在世界有效需求急劇下滑的外部環(huán)境影響下，我國出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)面臨殘酷考驗。 三季度 9%，同比增幅分別減少 濟(jì)運(yùn)行不確定性增加，經(jīng)濟(jì)下行風(fēng)險增大，宏觀調(diào)控面臨復(fù)雜多變局面。正是在上述背景之下， 2008年 11月 5日，國務(wù)院出臺了擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長的十項措施，兩年之內(nèi)的總投資達(dá)到 4萬億人民幣。 從國外方面看，次貸危機(jī)爆 發(fā)后，為規(guī)避和對沖美元貶值帶來的風(fēng)險，國際投機(jī)資金不斷投入到原油、黃金和原材料等大宗商品市場，從而使其價格在短時間內(nèi)飛速上漲，原油價格 2007 年初到 2008 年 7 月累計上漲高達(dá) 180%。 目前我國正處于經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展時期，對能源和原材料的需求非常旺盛，石油消費(fèi)量僅次于美國，并且石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴非常大，我國 2007 年石油進(jìn)口依存度接近 50%。由此造成了我國進(jìn)口能源及原材料的價格大幅上漲，不斷加大工業(yè)品出廠價格的上漲壓力，雖然我國對基礎(chǔ)類產(chǎn)品實(shí)行價格管制，但國家發(fā)展改革委員會還是在石油、電力等企業(yè)的壓力 下于 2008 年 6 月 20 日宣布提高成品油價格和電價，推高了 4 萬億蛋糕看似當(dāng)前的救急方案，實(shí)際關(guān)系未來中國的發(fā)展走向和發(fā)展方式，關(guān)系我們能否走出原有的發(fā)展模式而避免重大危機(jī)，關(guān)系我們能否抓住歷史 3 性的轉(zhuǎn)折機(jī)遇，實(shí)現(xiàn)長期持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，不可掉以輕心。 在金融危機(jī)的背景及當(dāng)前嚴(yán)峻的能源環(huán)境下，研究能源利用率的影響因素、提高能源利用效率、盡快實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)方式轉(zhuǎn)變，無論是對未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃還是對制定能源政策都有重大意義。 二、研究現(xiàn)狀及存在的問題 近年來，國內(nèi)外學(xué)者和決策部門采用了多種方 法對能源問題進(jìn)行了大量的探索，從研究方向看，目前已有的研究主要集中在以下幾個方面： 采用描述統(tǒng)計的方法分析我國 從某一角度，如區(qū)域差別、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等，對能源強(qiáng)度的影響因素進(jìn)行探討； 利用分解模型對影響能源強(qiáng)度的因素進(jìn)行測度和分解； 采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對反映能源效率的各類指標(biāo)建立模型，綜合評判。 從國內(nèi)外學(xué)者的研究內(nèi)容可以看出，對能源強(qiáng)度的探索或集中在對某幾個因素的研究上、缺乏綜合考慮；或以定性分析為主、缺少統(tǒng)計模型的有力支撐；或僅對影響因素進(jìn)行分析、沒有結(jié)合當(dāng)前形勢的定量判斷。并且 ，在金融危機(jī)背景之下的能源效率問題還是空白。 有鑒于此，本文決定在當(dāng)前金融危機(jī)的背景之下，基于已有研究的綜合考慮，根據(jù) 1990用新的方法，研究影響能源利用率的因素，并結(jié)合當(dāng)前形勢，對萬億新增投資的能源強(qiáng)度效應(yīng)進(jìn)行測算。 三、中國能源現(xiàn)狀的描述性統(tǒng)計分析 （一）數(shù)據(jù)分析列表 我們首先要通過一些數(shù)據(jù)分析，來了解中國能源消耗現(xiàn)狀。分析內(nèi)容包括： 4 表 1 中國能源消耗現(xiàn)狀分析內(nèi)容 分析項目 分析目的 數(shù)據(jù)來源 中國能源供需現(xiàn)狀 從總量上了解我國能源供需現(xiàn)狀 所有數(shù)據(jù)都出自 1990 2008年中國統(tǒng)計年鑒，有些項目 2008年缺失，遂只能到2007年。 中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu) 從結(jié)構(gòu)上了解我國能源供需現(xiàn)狀 能 源強(qiáng)度結(jié)構(gòu) 從效率層面了解能源現(xiàn)狀 技術(shù)水平與能源強(qiáng)度 探索技術(shù)水平和能源消耗的關(guān)系 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 與能源強(qiáng)度 探索產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消耗的關(guān)系 財政支出 與能源消耗 探索財政支出與能源消耗的關(guān)系 行業(yè)對比 探索不同行業(yè)的能源差別 （二）指標(biāo)選取及解釋 1、國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一般用國內(nèi)生產(chǎn)總值（ 表示。國內(nèi)生產(chǎn)總值是一定時期內(nèi)（一個 季度 或一 年 ），一個國家或地區(qū)的 經(jīng)濟(jì) 中所生產(chǎn)出的全部最終 產(chǎn)品 和提供 勞務(wù) 的 市場價值 的總值。它被認(rèn)為是衡量國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況最重要的一個指標(biāo)。 2、 能源利用效率 能源利用效率一般用能源強(qiáng)度來表示。能源強(qiáng)度也即單位國內(nèi)生產(chǎn)總值（或總產(chǎn)值）的能源消耗量， 是反映國民經(jīng)濟(jì)對能源生產(chǎn)利用效率的變量指標(biāo)。 計算公式為：能源強(qiáng)度 =能源總消耗 /3、能源結(jié)構(gòu) 能源結(jié)構(gòu)是指煤炭、石油、天然氣以及水電等 各種 能源在 一次能源 總 量中的構(gòu)成及其比例關(guān)系。通常由生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)組成。 為了衡量能源結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度的的作用，本文分別選取了目前四大主要能源的比重作為描述能源結(jié) 5 構(gòu)的指標(biāo)。 4、技術(shù)水平 技術(shù)水平作為一種無形的資本 , 無法去直觀地統(tǒng)計 和衡量 , 所以本文選擇用歷年的 R&為了與能源強(qiáng)度具有可對比性，進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理 ,折算成技術(shù)指數(shù)。 5、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指國民經(jīng)濟(jì)各產(chǎn)業(yè)部門之間以及各產(chǎn)業(yè)部門內(nèi)部的構(gòu)成。我國的三次產(chǎn)業(yè)劃分是： 第一產(chǎn)業(yè)：農(nóng)業(yè)（包括種植業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)） 第二產(chǎn)業(yè)：工業(yè)（包括采掘業(yè)，制造業(yè)，電力、煤氣、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)）和建筑業(yè) 第三產(chǎn)業(yè)：除第一、第二產(chǎn)業(yè)以外的其他各業(yè)。 為了衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度的的作用，本文分別選取了三大產(chǎn)業(yè)的比重作為描述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。如第二產(chǎn)業(yè)比重是第 二產(chǎn)業(yè)增加值占 （三）數(shù)據(jù)的來源與預(yù)處理 1、數(shù)據(jù)來源的說明 20世紀(jì) 90年代，我國實(shí)行了經(jīng)濟(jì)體制改革，逐步由計劃經(jīng)濟(jì)邁入市場經(jīng)濟(jì)體制?；谶@些實(shí)際情況，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，我們選取了 1990 2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，所用數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計年鑒和權(quán)威數(shù)據(jù)庫中經(jīng)網(wǎng)。 2、價格因素影響的剔除 為使各時期的數(shù)據(jù)具有可比性，我們要剔除 價格因素的影響。本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理 , 即全部以 1978年的不變價表示。 （四）描述性統(tǒng)計分析 1、 中國能源供需現(xiàn)狀 6 由圖 1可知，伴隨中國經(jīng)濟(jì)的快速增長 ,能源 生產(chǎn)與消費(fèi)量也呈幾何級數(shù)增長。我國能源生產(chǎn)量從 1990 年的 103922萬噸 標(biāo)準(zhǔn)煤上升到 2007年的 235445萬噸 標(biāo)準(zhǔn)煤 ； 能源消費(fèi)量從 1990的 92997萬噸 標(biāo)準(zhǔn)煤增長到 2007的 生產(chǎn)和消費(fèi)之間的缺口在近年來越來越大。反映出我國能源形勢越來越嚴(yán)峻。 圖 1 中國能源供需現(xiàn)狀 2、 中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu) 由 圖 2可知，煤炭能源消耗量占了總能源消的 75%以上，而且極少波動；其次是石油能源；其他能源包括水電新能源，在近年來由于國家的重視，所占比例增大；天然氣最少。 圖 2 中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu) 3、能源強(qiáng)度結(jié)構(gòu) 由圖 3可知：我國能源強(qiáng)度自 1990年來一直下降，但 2003年出現(xiàn)了明顯拐點(diǎn)，之后由于國家 “ 科學(xué)發(fā)展觀 ” 的推行和重視，近年來能源強(qiáng)度穩(wěn)步降低；總能源強(qiáng)度和煤炭能源強(qiáng)度相關(guān)性很高，基本上趨勢一致，也再次驗證了我國能源結(jié)構(gòu)的突出特征：以煤炭能源為主。 中國能源供需現(xiàn)狀0500001000001500002000002500003000001989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008一次能源生產(chǎn)量 ( 萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤) 能源消費(fèi)總量（發(fā)電煤耗計算法） ( 萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)0204060801001201990199219941996199820002002200420062008其他天然氣消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重 ( % )石油消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重 ( % )煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重 ( % ) 7 01234561988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007總能源強(qiáng)度 （ 萬噸 / 億元 ） 煤炭能源強(qiáng)度 （ 萬噸 / 億元 ）石油能源強(qiáng)度 （ 萬噸 / 億元 ） 水電能源強(qiáng)度 （ 萬噸 / 億元 ）天然氣能源強(qiáng)度 （ 萬噸 / 億元 ）圖 3 能源強(qiáng)度結(jié)構(gòu) 4、技術(shù)水平與能源強(qiáng)度 由圖 4可知，我國自 1985年來技術(shù)進(jìn)步明顯，能源強(qiáng)度也隨之降低。 技術(shù)指數(shù)與能源強(qiáng)度051015202530351986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006能源強(qiáng)度 技術(shù)指數(shù) 圖 4 技術(shù)水平與能源強(qiáng)度 5、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度 在分析我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的影響前 , 我們首先要分析各產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度。圖 5是我國三次產(chǎn)業(yè)增加值結(jié)構(gòu)從 1990 2008 年的變動趨勢圖。 圖 5 三大產(chǎn)業(yè)對 8 由 圖 5可 知，第一產(chǎn)業(yè)比重從較大幅度下降到穩(wěn)步下降 , 由 符合庫茨涅茲的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論“農(nóng)業(yè)部門創(chuàng)造的國民收入占全部國民收入的比重處于不斷下降中”的結(jié)論； 第二產(chǎn)業(yè)比重在 1993年至今穩(wěn)步上升 , 對 0%左 右 ； 第三產(chǎn)業(yè)比重自 1990年一直在上升 , 對 貢獻(xiàn)在近年達(dá)到 40%左 右 ； 然后再讓我們看看各產(chǎn)業(yè)的能 源消費(fèi)情況。 由圖 5可知，工業(yè)占所有能源消費(fèi)中的 70%左右，近年來攀升到 80%，而其他行業(yè)與之相比皆低。 綜合 以上兩圖可以發(fā)現(xiàn)，工 業(yè)對 0%左右 , 卻消耗了絕大多數(shù)的能源。這不僅是因為我國處于重工業(yè)化的階段特征 , 更說明了目前我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展較大程度上是依賴能源高投入的實(shí)現(xiàn) , 第二產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)高投入高能耗、高物耗特征和經(jīng)濟(jì)增長的粗放 , 第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展滯后 , 內(nèi)部結(jié)構(gòu)水平低下。 6、財政支出與能源消耗 從圖 6中可以看出，國家財政支出與能源消費(fèi)之間的關(guān)系類似雙曲線。財政支出越多，能源強(qiáng)度越小。 圖 6 財政支出與能源消耗 7、行業(yè)對比 由圖 7 可知， 在工業(yè)部門內(nèi)部 ,能源消費(fèi)明顯集中于以制造業(yè)為中心的高耗能行業(yè)。能源強(qiáng)度排名前 10的產(chǎn)業(yè)依次為 :黑色金屬冶煉加工業(yè)、非金屬礦物制造、化學(xué)原料及制品制造、石油加工及煉焦、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、電力國家財政決算支出 ( 億元) 和能源強(qiáng)度的關(guān)系0100002000030000400005000060000700000 2 4 6能源強(qiáng)度（萬噸/ 億元）國家財政決算支出 9 蒸汽熱水生產(chǎn)、煤炭采選、石油加工和天然氣開采、紡織、造紙等高耗能行業(yè)。 自 1995 年以來 ,這 10 個行業(yè)能源消費(fèi)占能源消費(fèi)總量的 56. 7% , 從工業(yè)行業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)看則占能源消費(fèi)量的 它們的能源消費(fèi)變動對總能耗變動起著決定性作用 ，而同期的增加值卻只貢獻(xiàn)了工業(yè)增加值的 44. 34% 、工業(yè)總產(chǎn)值的 44. 10% 、 46. 34%。因此 ,研究這 10個高耗能行業(yè)能源消費(fèi)的變動特征 ,就變得十分重要了。 05101520251994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007煤炭采選業(yè)石油和天然氣開采業(yè)黑色金屬礦采選業(yè)有色金屬礦采非金屬礦采業(yè)食品制造業(yè)飲料制造業(yè)紡織業(yè)工業(yè)皮革、毛皮、羽毛(絨) 及其制品業(yè)紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)家具制造業(yè)造紙及紙制品業(yè)印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制文教體育用品制造業(yè)石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)醫(yī)藥制造業(yè)化學(xué)纖維制造業(yè)橡膠制品業(yè)塑料制品業(yè)非金屬礦物制品業(yè)黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)金屬制品業(yè)通用設(shè)備制造業(yè)專用設(shè)備制造業(yè)交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)電氣機(jī)械及器材制造業(yè)電子及通信設(shè)備制造業(yè)儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)自來水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)圖 7 行業(yè)對比 （五） 4萬億 投資分配以及受惠行業(yè) 為了建模測算萬億投資所帶來的能源效應(yīng)，我們先要對萬億投資的去向有宏觀把握。國新辦 2008 年 11 月 27 日舉行的新聞發(fā)布會上，國家發(fā)展和改革委員會主任張平介紹了 4 萬億經(jīng)濟(jì)刺激方案的有關(guān)情況，投資分配方案為： 表 2 4萬億投資分配方案 保障性安居工程 2800 億 災(zāi) 后的恢復(fù)重建 1 萬億 農(nóng)村民生和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施 3700 億 鐵路公路機(jī)場城鄉(xiāng)電網(wǎng) 18000 億 生態(tài)環(huán)境 3500 億 自主創(chuàng)新結(jié)構(gòu)調(diào)整 1600 億 醫(yī)療衛(wèi)生、文化教育事業(yè) 400 億 10 四、模型 假設(shè) 五、 路徑分析模型 由之前的描述性統(tǒng)計分析可知， 我國能源強(qiáng)度的影響因素主要有技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等。但這三大因素間很明顯存在著相關(guān)性，例如：當(dāng)技術(shù)水平提升，某一行業(yè)生產(chǎn)率就會提高，從而影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動。基于此點(diǎn)考慮，我們采用了路徑分析法，來具體剖析這些主要因素之間的影響以及對能源強(qiáng)度的影響。 （一）理論概述 1、路徑分析 路徑分析是分析因果模型的一種方法和技術(shù)。在完成簡單的相關(guān)性分析后，可以將總的相關(guān)系數(shù)分解為直接路徑相關(guān)系數(shù)，間接路徑相關(guān)系數(shù)。借此反映自變量對因變量的直接影響和自變量借助其他變量對因變量的間接影響。 2、使用路徑分析的原因 ： 以多元線性回歸表示因果關(guān)系的局限 令12, Y 為因變量，多元線性回歸可以表示如下： 0 1 1 2 2 5 5 ( 1 )y X X X 令y樣本y 的標(biāo)準(zhǔn)差。由 (1) 可以得到標(biāo)準(zhǔn)多元線性回歸模型。令 / ( 2 )ii i x y 則 i表示標(biāo)準(zhǔn)化的系數(shù)。公式 (2) 表明標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)不僅與自變量的回歸系數(shù)有關(guān)，同時與自變量的離散程度有關(guān)。隨著一個自變量離散程度的增加，該自變量對因變量影響程度也隨之增加。 1、影響能源利用率的因素很多，本文僅考慮主要因素。 2、 限于數(shù)據(jù)可得性，在行業(yè)能源強(qiáng)度差別中完全剔除細(xì)分結(jié)構(gòu)不同的影響。 3、合并數(shù)據(jù)的過程中，不考慮信息量損失對模型及預(yù)測結(jié)果的影響。 4、假定文中所有引用資料都真實(shí)可信、數(shù)據(jù)可靠。 11 然而，在計算標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的過程中，上述公式并沒有考慮到變量間的交互因素，同時也沒有考慮到自變量借助其它變量對因變量的影響。借助路徑分析可以很好解決這一問題。路徑分析不僅可以處理有多個因變量和中介變量的問題，而且可以處理一些變量互為因果的問題，即所謂的非遞歸模型 （二）模型的建立 1、符號說明 y ：能源強(qiáng)度； 1X：煤炭消費(fèi)比重； 2X：石油消費(fèi)比重 3X：第二產(chǎn)業(yè)比重 4X：第三產(chǎn)業(yè)比重 5X：技術(shù)和管理水平 2、模型的建立 將的簡單相關(guān)系數(shù)，對所有簡單相關(guān)系數(shù)的分解方程可以表示為： 1 1 2 2 1 5 5 12 1 1 2 2 5 5 25 1 1 5 2 2 5 5( 3 )y y y yy y y yy y y yP r P r P P r P r P P r 令1 1 1 2 1 52 1 2 2 2 55 1 5 2 5 5r r rr r r r，125，125，則 (3) 式可以表示為 ( 4 ) R 求解線 性方程組 (4) 可得 1 R，其中y 的直接影響。 基于方程 (4) 的運(yùn)算結(jié)果，我們可以計算： 22i 是 y 的直接判決系數(shù)； ij 義了y 的間接影響； 12 2 2ij iy ij r P 表示自變量 過 因變量 y 的間接判決系數(shù)； 2 2 2() i i R R表示y 總的判決系數(shù)，它反映了y 的綜合作用和影響； ij 表示為 由于經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的復(fù)雜性和認(rèn)知的局限性，在建立模型時不可能考慮所有對因變量有影響的因素。因此，我們應(yīng)該進(jìn)一步計算我們遺漏的變量和誤差對因變量的影響系數(shù)，即殘差影響公式為： 11 ka y iy p r 如果殘差影響很小，這說明路徑分析抓住了關(guān)鍵變量，否則路徑分析也許遺漏了一些主要的變量和其他一些需要繼續(xù)尋找的因素。 （三）模型的求解 基于上述路徑分析理論，我們使用 R 軟件編寫出路徑分析的程序（程序見附錄），計算結(jié)果如下： 1、 計算各自變量之間的相關(guān)系數(shù)，得到矩陣 R 的一個實(shí)現(xiàn)值： 表 3 自變量之間的相關(guān)系數(shù) 煤 石油 第二產(chǎn)業(yè) 第三產(chǎn)業(yè) 技術(shù)管理 煤 1 油 二產(chǎn)業(yè) 三產(chǎn)業(yè) 術(shù)管理 2、 計算各自變量和因變量之間簡單的相關(guān)系數(shù)，得到( 0 . 8 3 6 8 , - 0 . 7 1 8 5 , - 0 . 7 9 3 2 , - 0 . 7 5 2 , - 0 . 8 6 44) 3、 建立模型可得 4、計算結(jié)果如表 4 所示： 13 表 4 計算結(jié)果 自變量 （四）模型的檢驗 為便于計算，由2 2 2() i i R R可推導(dǎo)出各因子的判決系數(shù)計算公式為（具體推導(dǎo)過程見附錄）： 22( ) 2iy iy i P r P， 經(jīng)計算可得： 2 2 2 2 2( 1 ) 0 . 5 8 3 2 , ( 2 ) 0 . 2 4 1 0 , ( 3 ) 0 . 5 8 8 8 , ( 4 ) - 0 . 0 8 7 5 , ( 5 ) - 0 . 0 2 9 7R R R R R 所以 2 2 2 2 2( 3 ) (1 ) ( 2 ) ( 4 ) ( 5 )R R R R R 5210 . 9 6 6 3iy p r ， 21 0 . 1 8 3 6 上述計算結(jié)果表明，選擇因子能解釋 因變量的變化，因此，我們選擇的路徑分析能刻畫主要因子對能源強(qiáng)度的影響。 （五）模型的應(yīng)用 根據(jù)表 2的計算結(jié)果，可以做出以下直觀路徑分析圖： 圖 8（ 1）：煤炭對能源強(qiáng)度影響路徑圖 油比重 第二產(chǎn)業(yè) 第三產(chǎn)業(yè) 煤炭比重 源強(qiáng)度 14 圖 8（ 2）石油比重對能源強(qiáng)度 影響路徑圖 圖 8（ 3）第二產(chǎn)業(yè)比重對能源強(qiáng)度影響路徑圖 圖 8（ 4）第三產(chǎn)業(yè)比重對能源強(qiáng)度影響路徑圖 圖 8（ 5）技術(shù)和管理水平對能源強(qiáng)度影響路徑圖 炭 比重 石油比重 第 二 產(chǎn)業(yè) 第三產(chǎn)業(yè) 技術(shù)和管理 源強(qiáng)度 炭 比重 石油比重 第 二 產(chǎn)業(yè) 技術(shù)和管理 第三產(chǎn)業(yè) 源強(qiáng)度 炭 比重 石油比重 第三產(chǎn)業(yè) 技術(shù)和管理 第二產(chǎn)業(yè) 源強(qiáng)度 3 炭 比重 第二產(chǎn)業(yè) 第三產(chǎn)業(yè) 技術(shù)和管理 石油比重 源強(qiáng)度 15 （）結(jié)論：能源強(qiáng)度的影響因素 從表 4可以看出 ，所有變量對能源強(qiáng)度直接影響大小如下： 3 1 2 4 5X X X X X 即第二產(chǎn)業(yè)比重和煤炭消費(fèi)在總能源消費(fèi)中的比重對能源 利用效率的直接影響是最大的，這說明3X、1 所有變量對能源強(qiáng)度間接總影響大小如下： 5 4 2 1 3X X X X X 即技術(shù)和管理，第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重對能源利用效率的間接影響最大，這說明5X、4X、3與上述分析對能源強(qiáng)度直接影響因子的結(jié)論是一致的。 但是，所有變量對能源強(qiáng)度總的影響大小卻是：5 1 3 4 2X X X X X ，即技術(shù)和管理水平以及煤炭消費(fèi)在總能源消費(fèi)中的比重和第二產(chǎn)業(yè)的比重對能源利用效率總的影響最大，因此提高技術(shù)和管理水平，降低煤炭消費(fèi)在總能源消費(fèi)中的比重是提高能源利用效率的根本之道。 第三產(chǎn)業(yè)在 所占比重對能源效率的影響路徑分析圖如圖 8（ 4） ?？偟膩碚f，第三產(chǎn) 業(yè)與能源強(qiáng)度之間呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的關(guān)系，隨著第三產(chǎn)業(yè)在 源利用強(qiáng)度會隨之下降，能源利用效率會得到提高。但是從圖 8（ 4）可以看出4間接影響卻很大，而其主要是通過影響煤炭比重因子來影響能源強(qiáng)度，這充分反映出第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)和性質(zhì)以及其影響能源強(qiáng)度的傳導(dǎo)機(jī)制。 技術(shù)和管理水平對能源效率的影響路徑分析圖如圖 8（ 5） 。雖然其對能源利用效率的直接影響較小，只有 是其對能源利用效率的間接影響卻很大，共達(dá)到 此可以認(rèn)為技術(shù)和管理是影響能源強(qiáng)度的間接因素，提高技術(shù)和管理水平，能降低煤炭消耗和石油消耗，降低第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重， 16 并提高第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，這些都有利于能源利用效率的提高。 綜上所述，為了提高能源利用效率，必須提高技術(shù)和管理水平，提高第三產(chǎn)業(yè)的比重，減少煤炭和石油的使用，同時降低第二產(chǎn)業(yè)的比重。 六、 元線性二階自回歸模型 影響能源強(qiáng)度因素的進(jìn)一步細(xì)分 在路徑分析模型中，我們已經(jīng)知道技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度有著重要影響。但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這 一因素其實(shí)可以進(jìn)行更細(xì)致的劃分，尤其是在工業(yè)內(nèi)部，正如上文圖（）所示，各行業(yè)的能源強(qiáng)度有著很大差別。這點(diǎn)沒能在模型一中體現(xiàn)。因此模型二針對此點(diǎn)，將從行業(yè)入手，采用盡可能詳細(xì)的工業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分類，對其與能源利用率的關(guān)系進(jìn)行更深入的探討。 新增投資一般會使產(chǎn)出增加，從而引起能耗變化。下面根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)庫中每行業(yè)的增加值和能耗數(shù)據(jù)，首先建立總能耗與工業(yè)增加值的關(guān)系模型，然后利用國家發(fā)展委公布的 4萬億投資對各行業(yè)的拉動增加值估算（見參考文獻(xiàn) ），即新增 4萬億投資引起各行業(yè)工業(yè)增加值變化的數(shù)據(jù)，按此路徑預(yù) 測新增 4萬億投資對能源利用率的影響。 1、 變量的初步選取 由于第二產(chǎn)業(yè)能耗比例占總能耗的 70%以上，故選取其內(nèi)部各行業(yè)為主要研究對象，考慮到預(yù)測是我們此處建模的主要目的，且由于投入與產(chǎn)出之間可將多種因素（例如時間因素）融合在一起形成技術(shù)因素，體現(xiàn)了一種客觀存在，故選取全國總能耗為因變量，第二產(chǎn)業(yè)各行業(yè)工業(yè)增加值為自變量，研究各行業(yè)的工業(yè)增加值對全國總能耗的影響效果。 2、 數(shù)據(jù)預(yù)處理 （ 1） 樣本選取 原則上，選擇樣本期時要求同一樣本期內(nèi)的數(shù)據(jù)具有一定的穩(wěn)定性，以保證 17 樣本數(shù)據(jù)來自同一總體，樣本期不能太長；但此處 行業(yè)工業(yè)增加值變量多達(dá) 36個，需要樣本容量至少要多于自變量個數(shù)，這樣通過軟件計算時才不致于產(chǎn)生奇異矩陣，因而所選擇的樣本期又不能太短。經(jīng)綜合權(quán)衡后選擇的樣本期為1992且有必要將樣本數(shù)據(jù)由年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)，才能使樣本容量滿足統(tǒng)計軟件計算要求。 （ 2） 缺失數(shù)據(jù)的處理 對 2004 年的工業(yè)增加值進(jìn)行線性插值，若某些行業(yè)有部分缺失數(shù)據(jù)，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性原則，因此這些行業(yè)就沒有考慮在內(nèi)，經(jīng)初步分析后保留 32 個行業(yè)。 （ 3） 年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù) 由于所考慮的行業(yè)多達(dá) 32 個，而樣本數(shù)據(jù)只有 15 個年 度數(shù)據(jù)（ 32），不能滿足估計多元回歸模型參數(shù)的基本要求，故需要將年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)，生成足夠長的樣本。分別對 1992年及 2007 年的總能耗及各行業(yè)的工業(yè)增加值進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換。原始數(shù)據(jù)見 所附 于數(shù)據(jù)過于龐大，無法放在附錄里） 。 具體轉(zhuǎn)換通常采用 換公式如下： 64/)326511(1 11 64/)32879(2 11 64/)321097(311 214 其中度的該項指標(biāo) , 1t+1 年度的該項指標(biāo) , 而11 ，轉(zhuǎn)換后的結(jié)果 所附 3、 模型建立及檢驗 18 （ 1） 解釋變量的進(jìn)一步 確定 做被解釋變量全國總能耗 2 個變量之間的散點(diǎn)圖（ 如 圖 9所示），發(fā)現(xiàn)這些變量與被解釋變量之間都存在著相似的 線性關(guān)系，故可考慮建立他們之間的多元線性模型。進(jìn)一步分析這些解釋變量之間很多都存在一定程度的多重共線性，因此根據(jù)變量選擇的獨(dú)立性原則并采取逐步回歸的基本思想，篩選出六個解釋變量： 炭采選業(yè)工業(yè)增加值； 織業(yè)工業(yè)增加值； 紙及紙制品業(yè)工業(yè)增加； 藥制造業(yè)工業(yè)增加值； 色金屬冶煉及壓延加工業(yè)工業(yè)增加值； 通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)工業(yè)增加值。 圖 9 2個解釋變量間的散點(diǎn)圖 （ 2） 六行業(yè)的工業(yè)增加值和能源強(qiáng)度的 為了研究上文所篩選的六 個行業(yè)的工業(yè)增加值和能源強(qiáng)度之間的長期均衡性，我們選用 整檢驗的方法，對這 7個序列進(jìn)行協(xié)整分析。 變量的單位根檢驗 因為下文要對 型進(jìn)行 整檢驗，而協(xié)整檢驗僅對平穩(wěn)的序列有效。故在建立 型之前先要對各序列進(jìn)行單位根檢驗。此處選用六個行業(yè)的工業(yè)增加值及能源強(qiáng)度從1993年第 1季度到 2006年第 4季度的序列分別進(jìn)行一階差分和二階差分，再對 19 差分后的序列進(jìn)行單位根檢驗。結(jié)果如 表 5： 表 5 單位根檢驗 結(jié) 果 變量 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 存在單位根概 率 結(jié)論 1平穩(wěn) 2 1穩(wěn) 10平穩(wěn) 2 10穩(wěn) 14平穩(wěn) 2 14穩(wěn) 19平穩(wěn) 2 19穩(wěn) 24平穩(wěn) 2 24穩(wěn) 29平穩(wěn) 2 29穩(wěn) 平穩(wěn) 2穩(wěn) 由表 5經(jīng)過一階差分后， 7個變量都是非平穩(wěn)的，而在二階差分后這 7個變量都是平穩(wěn)的?？梢娺@ 7個變量都是 (2)I 的過程。進(jìn)而，我們可以依據(jù)二階差分所得的序列建立 型。 向量自回歸 (基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型， 型把系統(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 。 式為： 11 + + + + 1 , 2 , ,t t p t p t y A y B x t T（ 6） 其中，k 維內(nèi)生變量向量，d 維外生變量向量， p 是最大滯后階數(shù)，T 是樣本個數(shù)， 維矩陣 1,維矩陣 B 是要被估計的系數(shù)矩陣， t是 k 維擾動向量，它們之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)及不與等式右邊的變量相關(guān)，假設(shè) 是t的協(xié)方差矩陣，是一個 的正定矩陣。 20 p 的 如果 p 取某值的時候，被估計的 有 根）的倒數(shù)根模都小于 1，即都于單位圓內(nèi)，則說明該 果模型不穩(wěn)定，某些結(jié)果將不是有效的（如脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差）。據(jù)此原理，我們選取 2p 對所建立的 驗結(jié)果如圖 10。 可見，當(dāng) p 的時候，該 具體根植見附錄） 圖 10 果 其基本思想是基于 型將一個求極大似然函數(shù)的問題轉(zhuǎn)化為一個求特征根和對應(yīng)的特征向量的問題。我們不妨先以 (1)I 為例，將式 ?經(jīng)過差分變換后可得： 11 1( ) ( ) 1 , 2 , ,pt t i t i i y y D y B x t T ？(7) 其中：11,i ji j A 對變量之間協(xié)整關(guān)系的檢驗可以通過計算 系數(shù)矩陣的秩及特征值來判斷。將 系數(shù)矩陣的特征 值按照從大到小的順序排列，即： 1 2 g. 。如果變量間不存在協(xié)整關(guān)系（即長期關(guān)系），則 的秩就為零。 （ 1） r 跡檢驗： - 1. 5- 1. 0- 0. 50. 00. 51. 01. 5- 1. 5 - 1. 0 - 0. 5 0. 0 0. 5 1. 0 1. 5In v e r s e R o o t s o f A R C h a r a c t e r is t P o ly n o m ia l 21 統(tǒng)計量 gt r a c e r + 1 = - T 1 - )，其中 r 為假設(shè)的協(xié)整關(guān)系的個數(shù)， 為 的第 i 個特 征值的估計值（下同）。對應(yīng)的零假設(shè)是：0H：協(xié)整關(guān)系個數(shù)小于等于 r ；被擇假設(shè)：1H：協(xié)整關(guān)系個數(shù)大于 r 。跡檢驗實(shí)際上是一個聯(lián)合檢驗：r + 1 r + 2 g= = = 0 .= ，因為當(dāng) i=0 時， - ) 也為零，且在 1 范圍內(nèi)， i 越大， - ) 越小， 越大。如果 大于臨界值，則拒絕零假設(shè)，說明存在的協(xié)整個數(shù)大于 r ，這時應(yīng)繼續(xù)檢驗新的零假設(shè)：協(xié)整關(guān)系個數(shù)小于等于 1r 直至 小于臨界值。 （ 2） 最大特征值檢驗： 統(tǒng)計量 m a x r + 1( r , r + 1 ) = - T l n ( 1 - )，對應(yīng)的零假設(shè)：0H：協(xié)整關(guān)系個數(shù)等于 r ；相應(yīng)的被擇假設(shè)： 1H :協(xié)整關(guān)系個數(shù)為 1r 。當(dāng) 大于臨界值時，我們拒絕協(xié)整關(guān)系個數(shù)等于 r 的原假設(shè)，然后繼續(xù)檢驗新的假設(shè)：協(xié)整關(guān)系個數(shù)為 1r 直到 小于臨界值。 用 六行業(yè)工業(yè)增加值和能源強(qiáng)度進(jìn)行 整檢驗，結(jié)果如表 6 表 6 六行業(yè)工業(yè)增加值和能源強(qiáng)度 驗結(jié)果 原假設(shè) 特征根 跡統(tǒng)計量 跡統(tǒng)計量 5%臨界值 最大特征值 統(tǒng)計量 最大特征值統(tǒng)計量 5%臨界值 假設(shè)檢驗 結(jié)果 0個協(xié)整向量 絕 至少 1個協(xié)整向量 絕 至少 2個協(xié)整向量 絕 至少 3個協(xié)整向量 絕 至少 4個協(xié)整向量 絕 至少 5個協(xié)整向量 絕 至少 6個協(xié)整向量 絕 由上述檢驗結(jié)果可知： 個以上的協(xié)整向量。在此情況那個下，我們可以判定：模型中的 7個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。即：所選取工業(yè)大類中的 6個行業(yè)的工業(yè)增加值與能源強(qiáng)度之間存在著長期的均衡關(guān)系。 元線性二階自回歸模型 由 整檢驗的結(jié)果，我們更加明確了 6 個行業(yè)的增長和能源強(qiáng)度 22 之間的長期均衡關(guān)系。那這種均衡關(guān)系是怎樣量化地發(fā)生的？ 為此，我們建立了 多元線性二階自回歸模型，作為對 7個變量之間的協(xié)整關(guān)系的量化。 基于以上分析引入模型 ， 并經(jīng) 件反復(fù)試算、篩選，得計算結(jié)果如下（括號內(nèi)的數(shù)值是對應(yīng)解釋變量的 2( ) 元回歸模型的檢驗 （ 1）經(jīng)濟(jì)意義檢驗：從基本形式上看，模型是基本合理的，其中 炭采選業(yè)工業(yè)增加值）、 織業(yè)工業(yè)增加值）和 藥制造業(yè)工業(yè)增加值）三個解釋變量前的系數(shù)出現(xiàn)負(fù)數(shù)，說明他們是節(jié)能減排的行業(yè)，因此可通過提高這三個行業(yè)的增加值來進(jìn)一步達(dá)到節(jié)能減排的效果。模型中的 y( y(為了消除自相關(guān)的影響。 （ 2）統(tǒng)計檢驗 模型的 2R 的值足以說明整體上擬合很好，在 95%的置信水平下， 對 2R 、 t 統(tǒng)計量的值進(jìn)行綜合分析，可以發(fā)現(xiàn)模型中的解釋變量可能還存在一定程度的多重共線性，但本文中的解釋變量在預(yù)測期間內(nèi)具有與樣本期相同的多重共線性模式，所以利用該模型進(jìn)行合理的預(yù)測不會產(chǎn)生很大的影響。 （ 3）計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗 考慮本文中的數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)，故略去異方差檢驗， 即認(rèn)為是同方差的，在模型的調(diào)試過程中已經(jīng)考慮了自相關(guān)和多重共線性問題，從最終結(jié)果看，模型的 近于 2，不存在自相關(guān)現(xiàn)象，而且在多個模型的比較中，現(xiàn)在的 值是最小的，通過各項計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗，因此模型？ 是合理 23 的。 （ 4）預(yù)測檢驗 圖 11 預(yù)測曲線 圖 12殘差圖 從預(yù)測曲線圖可以看出， 明預(yù)測誤差非常小，再從殘差圖也可以看出，只有少數(shù)的幾個點(diǎn)落在 2倍標(biāo) 準(zhǔn)差之外，說明擬合效果很好通過殘差檢驗。 3、 模型的應(yīng)用 根據(jù) 4萬億新增投資對各行業(yè)工業(yè)增加值的初次拉動結(jié)果的測算 （文獻(xiàn) 1） ,得到 式（ 8） 中六個解釋變量的具體數(shù)值： 49, 69, 90, 56, 37, 361,y(285000,y( 入到 式（ 8） 中，得 y（ 2009年能耗）的預(yù)測值為 Y=噸標(biāo)準(zhǔn)煤），與 2008 年實(shí)際能耗 285000億元相比不僅沒有增加反而減少了 噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而 2008年比 2007年凈增加 明 4萬億投資在各行業(yè)中的分配是合理且有效的。也說明模型對合理調(diào)整投資結(jié)構(gòu)，達(dá)到節(jié)能減排的目的具有科學(xué)性、適用性和可行性，可以據(jù)此制定相應(yīng)的投資政策。 七、 六行業(yè)的工業(yè)增加值和能源強(qiáng)度的脈沖響應(yīng)函數(shù)模型： 上文的 整檢驗和 多元線性二階自回歸模型對能源強(qiáng)度和各行業(yè)的均衡關(guān)系進(jìn)行了量化研究。但很多情況下，特別對于政策的制定者，可能會更加關(guān)注政策影響下的行業(yè)調(diào)整對能源強(qiáng)度的沖擊。我們將通過脈沖響應(yīng)函數(shù)模型，給出行業(yè)調(diào)整下的能源強(qiáng)度變動。 24 1、脈沖響應(yīng)函數(shù)模型的建立： 脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是 面以 2）模型來說明脈沖響應(yīng)函數(shù)的基本思路。 1 1 2 2 1 2 2 11 1 2 2 1 2 2 2t t t t t t tt t t t t t tx a x a x b z b zz c x c x d z d z 假定上述系統(tǒng)從 0t 開始活動，設(shè) 1 2 1 2 0x x z z ，于第 0 期設(shè)定擾動項 1 0 2 01, 0， 其后它們均為 0。那么初期給予的擾動將在系統(tǒng)中不斷傳遞，通過迭代計算可以得到 0 1 2 3, , , ,x x x x ，稱為 由 數(shù)，同樣可以求得0 1 2 3, , , ,z z z z，稱為由 第 0期的脈沖為1 0 2 00, 1時，可以求得 x和 上的脈沖響應(yīng)過程可以清晰的捕捉系統(tǒng)對特定沖擊的效果。 用 六行業(yè)工業(yè)增加值和能源強(qiáng)度未經(jīng)差分的數(shù)據(jù)建立 型，并對此 6個行業(yè)的工業(yè)增加值一個正的單位大小的沖擊，得到能源強(qiáng)度關(guān)于 6個行業(yè)的脈沖響應(yīng)函數(shù)。如圖 138 從 圖 13中可以看到，當(dāng)在本期給煤炭采選業(yè)工 業(yè)增加值一個正沖擊，能源強(qiáng)度將有持續(xù)上升趨勢