劉懷旭（中國人民銀行蘭州中心支行，甘肅蘭州730000）

?

新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與能源效率的動態(tài)關(guān)系——基于VAR模型的實證研究

劉懷旭
（中國人民銀行蘭州中心支行，甘肅蘭州730000）

［摘要］能源效率的提高是新疆實現(xiàn)跨越式發(fā)展和改善生態(tài)環(huán)境的有效手段之一，文章在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，運用格蘭杰因果分析、脈沖響應(yīng)分析和方差分解等計量分析方法對新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與能源效率的動態(tài)關(guān)系進行了實證研究，研究結(jié)果表明：新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與能源效率之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系。從模型結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有利于能源效率的提高。現(xiàn)階段新疆的城市化進程對能源效率的提高有一定的阻礙作用，應(yīng)穩(wěn)步推進并提高城市化質(zhì)量。能源效率受自身變動的方差影響很大，要加快技術(shù)進步，提高能源自身利用效率，改善能源消費結(jié)構(gòu)。

［關(guān)鍵詞］能源效率；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；城市化；VAR模型

一、引言

改革開放以來，伴隨著中國經(jīng)濟的高速增長，能源在很大程度上是一個地區(qū)經(jīng)濟和社會發(fā)展的重要支撐，能源效率的提高是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)快速增長的重要手段之一。新疆作為一個能源富集區(qū)，同樣面臨著提高能源效率的問題，甚至比全國其他地區(qū)更為嚴重，單位能耗所生產(chǎn)的GDP遠低于全國平均水平，提高能源效率愿望更為迫切，能源效率的提高是新疆實現(xiàn)跨越式發(fā)展和改善生態(tài)環(huán)境的有效手段之一。

近年來國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于中國能源效率方面的研究成果頗豐，從影響能源效率的因素方面來看，主要觀點如下：Chunbo Ma與David I．Stern研究了促進中國1980－2003年能源效率提升的各影響因素貢獻份額，認為技術(shù)進步是中國能源效率提高的最主要動力，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動在一定程度上阻礙了中國能源效率的提高［1］。史丹分析了改革開放以來我國經(jīng)濟快速增長條件下能源消費減緩的原因，得出對外開放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟體制是影響能源利用效率的重要因素的結(jié)論［2］。楊冕、楊福霞和陳興鵬等基于VEC模型研究了中國能源效率的影響因素，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源結(jié)構(gòu)的變動在不同程度上阻礙著我國能源效率的提高，能源相對價格的提升與科技進步對我國能源效率改進具有促進作用［3］。師博和沈坤榮采用綜合徑向與非徑向DEA新技術(shù)的EBM模型分析了城市化、產(chǎn)業(yè)集聚與能源效率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)工業(yè)化并不是影響能源效率的主導(dǎo)因素，能源效率與城市化水平呈現(xiàn)出“U”形變動特征，通過產(chǎn)業(yè)集聚實現(xiàn)的規(guī)模經(jīng)濟能夠改進能源利用效率［4］。成金華和陳軍基于面板數(shù)據(jù)對中國城市化進程中的能源消費區(qū)域差異作了實證研究，并對差異的形成因素進行了分析［5］。劉耀彬建立了向量自回歸模型并運用相關(guān)動態(tài)計量分析方法，對我國城市化和能源消費的關(guān)系作了實證研究，發(fā)現(xiàn)建立有助于資源節(jié)約型的城市化推進模式是中國降低能耗的根本路徑選擇和重要途徑［6］。王強、鄭穎、伍世代和李婷婷分析了中國與5個發(fā)達國家能源效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)演變特征，通過建立VAR模型來揭示中國能源效率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)演變的響應(yīng)機理［7］。

以上研究通過不同的方法分析中國能源效率的影響因素，從得出的結(jié)論中可以發(fā)現(xiàn)，能源效率與技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化水平之間有直接或間接的關(guān)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)進步是能源效率的重要影響因素，而工業(yè)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要內(nèi)容，工業(yè)化必然帶來城市化，城市化進程的加快又會對能源消費提出新的要求?，F(xiàn)有的文獻已表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和城市化的推進有利于能源效率的提升，能源效率的提升又會進一步加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和城市化進程。

對處于快速發(fā)展過程中的能源大省新疆來說，要實現(xiàn)跨越式發(fā)展，縮小與國內(nèi)發(fā)達省份的經(jīng)濟差距，必須結(jié)合自身的能源優(yōu)勢，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，并積極推進城市化建設(shè)。因此，深入探討新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化和能源效率之間相互影響的具體關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和城市化水平提高是否有利于能源效率的提升等相關(guān)問題具有重要的理論和實踐意義。鑒于此，本文對新疆的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化和能源效率之間的關(guān)系做實證分析，深入探討三者之間的關(guān)系。由于VAR模型具有不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)，對參數(shù)不施加零約束，可在模型基礎(chǔ)上做格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析、方差分析等特點，因此，本文的研究建立在這一模型之上。

二、變量選取、數(shù)據(jù)說明及處理

（一）變量選取

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用新疆1978－2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與能源效率的動態(tài)關(guān)系進行實證分析。變量選取如下：

1．產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進的基本特征是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高度化。本文采用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和占GDP的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度（即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率），記為SH；采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化程度（即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級率），記為SG。

2．城市化。城市化過程在很大程度上就是農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移的過程。因此，本文采用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來衡量城市化率，記為UR。

3．能源效率。對能源效率的衡量可分為單指標(biāo)和多指標(biāo)衡量，具體有七種測度方法和指標(biāo)：能源宏觀效率、能源實物效率、能源物理效率、能源要素利用效率、能源要素配置效率、能源價值效率、能源經(jīng)濟效率［8］。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和本文的研究目的，選取能源宏觀效率作為衡量能源效率的指標(biāo)，記為EE，其計算公式為：EE＝可比價GDP／能源消費總量，即EE表示單位能耗的產(chǎn)值。

（二）數(shù)據(jù)說明及處理

本文所選數(shù)據(jù)涉及到的各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和GDP均以1978年作為基期，通過GDP指數(shù)的換算，消除價格指數(shù)，得到各年各產(chǎn)業(yè)的實際產(chǎn)值和GDP，再經(jīng)過相應(yīng)計算得出所需要的變量指標(biāo)。本文原始數(shù)據(jù)來源于1979－2015年《新疆統(tǒng)計年鑒》。

為消除異方差的影響，對各變量做對數(shù)化處理，對數(shù)化處理不影響原時間序列數(shù)據(jù)間的顯著性關(guān)系，還能使數(shù)據(jù)特性變得更好，符合相關(guān)模型的設(shè)定和檢驗。對數(shù)化后的變量分別記為lnSH、lnSG、lnUR、lnEE。

三、模型的構(gòu)建及相關(guān)檢驗

（一）平穩(wěn)性檢驗

用時間序列數(shù)據(jù)建立模型前，首先要保證各變量的平穩(wěn)性，若變量不是平穩(wěn)的，就會使所建模型產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，導(dǎo)致模型結(jié)果不可信［9］。對變量的平穩(wěn)性檢驗有很多種方法，本文選擇ADF單位根檢驗法。在ADF檢驗中，按照原序列、一階差分序列和二階差分序列對變量在含截距含時間趨勢、含截距無時間趨勢、不含截距無時間趨勢三種情況進行檢驗，如果所檢驗變量在上述三種情形中的某種情況下通過檢驗，就表明該變量在該種情形下為平穩(wěn)序列，滯后階數(shù)由Eviews7．2軟件根據(jù)SC準(zhǔn)則自動確定。通過Eviews7．2對變量序列l(wèi)nSH、lnSG、lnUR、lnEE進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表1：

表1　ADF單位根檢驗結(jié)果

表2　VAR模型最佳滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

表1的單位根檢驗結(jié)果表明，原序列除了lnEE平穩(wěn)（ADF檢驗值小于5%的臨界值）之外，其他三組序列均為非平穩(wěn)序列（ADF檢驗值大于5%的臨界值）。對非平穩(wěn)序列l(wèi)nSH、lnSG、lnUR一階差分后的序列DlnSH、DlnSG、DlnUR進行單位根檢驗，結(jié)果表明都是平穩(wěn)的（ADF檢驗值小于5%的臨界值）。由此可知，序列l(wèi)nEE是零階單整的，序列l(wèi)nSH、lnSG、lnUR都是一階單整的。

協(xié)整檢驗用來考察兩個或者多個變量之間的長期均衡關(guān)系，兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系通常采用E－G檢驗，兩個以上變量則用Johansen檢驗。做協(xié)整檢驗需要以下條件：（1）自變量需要同階單整。（2）因變量單整階數(shù)要小于自變量單整階數(shù)。（3）若只有一個自變量一個因變量則需要兩者同階單整。從表1的單位根檢驗結(jié)果可知，本文選取的四個變量是不同階單整的，因變量為零階單整，自變量為一階單整，因變量單整階數(shù)小于自變量單整階數(shù)，滿足協(xié)整檢驗條件，通過Johansen檢驗發(fā)現(xiàn)，變量間并不存在長期均衡關(guān)系。但由于lnEE、DlnSH、DlnSG、DlnUR均為平穩(wěn)序列，故可以建立VAR模型，并通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)和方差分解分析來揭示變量之間的動態(tài)關(guān)系。

（二）模型最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

由于本文所選樣本為年度數(shù)據(jù)且樣本相對較少，在確定最優(yōu)滯后階數(shù)時取最大滯后階數(shù)為4，運用似然比檢驗統(tǒng)計量（LR）、最終預(yù)測誤差（FPE）、AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則、HQ信息準(zhǔn)則等方法確定最優(yōu)滯后階數(shù)選擇。從表2檢驗結(jié)果可知，五種檢驗標(biāo)準(zhǔn)中有四種選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，因此，確定本文VAR模型的最優(yōu)滯后階為1，建立VAR（1）模型。

（三）模型的穩(wěn)定性檢驗

在確定建立VAR（1）模型后，要對模型的穩(wěn)定性進行檢驗，若特征方程的特征根倒數(shù)的模小于1，即位于單位圓內(nèi)，模型是穩(wěn)定的，位于單位圓上或外則模型是不穩(wěn)定的，模型不穩(wěn)定會導(dǎo)致脈沖響應(yīng)等后續(xù)分析不是有效的。從表3可以看出，特征根倒數(shù)的模全部小于1，所以，建立的VAR（1）模型是穩(wěn)定的。

（四）模型的參數(shù)估計

由上述檢驗結(jié)果可知，所建VAR（1）模型的回歸結(jié)果統(tǒng)計上是可信的。根據(jù)Eviews7．2軟件的輸出結(jié)果，可將VAR（1）模型的方程寫為如下形式：

對VAR模型而言，單個參數(shù)估計值的經(jīng)濟解釋是困難的，其應(yīng)用除預(yù)測外，最重要的是用于結(jié)構(gòu)分析的脈沖響應(yīng)分析和方差分解。

表3　VAR（1）模型穩(wěn)定性檢驗

表4　　存在顯著格蘭杰因果關(guān)系變量的檢驗結(jié)果

（五）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果檢驗主要用來檢驗?zāi)硞€變量是否受其他變量的滯后變量的影響，如果一個變量受其他變量的滯后變量的影響，則稱它們之間具有格蘭杰因果關(guān)系，檢驗過程中變量滯后階數(shù)的選擇與所建VAR模型的滯后階數(shù)一致。由于所分析的變量較多，限于篇幅，本文僅列出了變量間存在顯著格蘭杰因果關(guān)系的檢驗結(jié)果，如表4所示：

從表4中的檢驗結(jié)果可以得出以下結(jié)論：（1）在5%的顯著性水平下，lnEE是DlnSG的Granger原因，而DlnSG不是lnEE的Granger原因，即能源效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化之間在統(tǒng)計量上存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。（2）在10%的顯著性水平下，DlnSH是lnEE的Granger原因，而lnEE不是DlnSH的Granger原因，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和能源效率之間在統(tǒng)計量上存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。（3）在5%和10%的顯著性水平下，能源效率與城市化之間都不存在明顯的格蘭杰因果關(guān)系。

（六）基于VAR（1）模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是一個內(nèi)生變量對殘差（新息）沖擊的反應(yīng)。具體而言，它描述的是在隨機誤差項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊（來自系統(tǒng)內(nèi)部或外部）后對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所產(chǎn)生的動態(tài)影響。在VAR模型中，當(dāng)某一變量t期的擾動項變動時，會通過變量之間的動態(tài)聯(lián)系，對t期以后各變量產(chǎn)生一連串的連鎖反應(yīng)，脈沖響應(yīng)函數(shù)將描述系統(tǒng)對沖擊擾動的動態(tài)反應(yīng)，并從動態(tài)反應(yīng)中判斷變量間的時滯關(guān)系。

從圖1中可以看出，lnEE受自身一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，lnEE立即作出0．033（最大值）的正向響應(yīng)，其后各期以線性趨勢緩慢遞減，最后穩(wěn)定在0．017附近；lnEE受DlnSG一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，初期響應(yīng)為0．017，后上升至第二期的最大值0．021轉(zhuǎn)而下降，最后穩(wěn)定在0．011附近；lnEE受DlnSH一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，初期響應(yīng)較小，其后快速正向響應(yīng)至第二期0．016的最大值，從第二期之后逐期線性遞減至0．009左右穩(wěn)定；lnEE受DlnUR一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，初期響應(yīng)為－0．003，后迅速下降至第二期的－0．009，至第三期下降速度變緩且到達最小值－0．010，從第三期開始緩慢回升至－0．006左右穩(wěn)定。

由以上分析可知，能源效率受四個變量沖擊的響應(yīng)在第二至三期達到最值，之后逐期減緩至最終平穩(wěn)。其中受能源效率自身、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化三個變量沖擊的效應(yīng)為正值，且受自身沖擊的正響應(yīng)程度最大，受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化沖擊的正響應(yīng)程度次之，受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化沖擊的正響應(yīng)程度最小。而能源效率對城市化變量沖擊的總體響應(yīng)為負值，說明現(xiàn)階段新疆城市化的發(fā)展對能源效率的提高有一定的阻礙作用。

（七）基于VAR（1）模型的方差分解

方差分解是用方差來評價模型中各內(nèi)生變量的相對重要性，即衡量每一種結(jié)構(gòu)沖擊對其他內(nèi)生變量的貢獻程度。本文在前文建立的VAR （1）模型基礎(chǔ)上對能源效率指標(biāo)進行方差分解，滯后期選擇10期，結(jié)果見表5。

從方差分解的結(jié)果來看，滯后1至10期對能源效率的變動貢獻最大的是其自身因素，但其貢獻率從滯后1期的100%逐期遞減至滯后10期的88．67%，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和城市化三個變量對能源效率變動的貢獻程度則逐期增加，從滯后1期的0分別增加至滯后10期的7．73%、1．19%和2．41%。由此可見，現(xiàn)階段新疆能源效率的變動受其自身的影響是明顯且持久的，要提高能源效率應(yīng)著重分析其自身的影響因素，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和城市化程度對能源效率變動的貢獻度雖然比較小，但呈逐期增加的趨勢，應(yīng)繼續(xù)調(diào)整新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化和高度化的方向發(fā)展，穩(wěn)步推進城市化進程，優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)布局，以期提高能源效率。

圖1　lnEE對DlnSH、DlnSG、DlnUR的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

表5　　能源效率（lnEE）變動的方差分解

四、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

本文通過建立VAR模型對新疆1978－2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析，并在VAR模型基礎(chǔ)上運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析和方差分解等計量方法，對新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、城市化與能源效率的動態(tài)關(guān)系進行實證研究，在此基礎(chǔ)上主要得出以下結(jié)論：（1）新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與能源效率提高存在單向因果關(guān)系，能源效率提高與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化也存在單向因果關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化能促進能源效率的提高，能源效率的提高又促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高度化的方向發(fā)展。（2）新疆能源效率受自身的影響很大，并且持續(xù)時間較長?，F(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對能源效率提高的貢獻率還比較小，但呈現(xiàn)逐期增加的趨勢，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對未來能源效率的提高影響巨大。（3）新疆城市化對能源效率的提高短期內(nèi)有一定的阻礙作用，這是由于新疆現(xiàn)階段正處于城市化的加速時期，城市化的發(fā)展過度依賴于能源消費，不利于能源效率的改善，導(dǎo)致城市化對能源效率的提高短期內(nèi)有負效應(yīng)。

（二）政策建議

新疆作為一個能源大省，也是我國未來戰(zhàn)略能源儲備基地，要實現(xiàn)其可持續(xù)發(fā)展和跨越式發(fā)展，能源效率的提高勢在必行。通過模型的分析對新疆經(jīng)濟發(fā)展提出以下建議：

1．增加技術(shù)投入，提高能源自身利用效率?，F(xiàn)階段新疆能源效率的提高受自身影響很大，在發(fā)展能源產(chǎn)業(yè)的過程中要重視技術(shù)的作用，加大技術(shù)研發(fā)的投入，提高能源行業(yè)自身的能源效率，具體體現(xiàn)在能源開采、儲運和加工的產(chǎn)業(yè)鏈過程中。其中，克拉瑪依數(shù)字油田模式是一個值得在全疆推廣的案例。

2．優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，注重清潔能源的開發(fā)利用。新疆具有獨特的地理氣候條件，除了煤、石油、天然氣儲量豐富以外，還具有豐富風(fēng)能、太陽能等清潔能源。清潔能源利用率的增加不但能提高能源自身的利用效率，還能減少環(huán)境污染，有利于生態(tài)環(huán)境的保護。因此，在能源開發(fā)的過程中，要重視對清潔能源的開發(fā)，提高清潔能源在新疆能源開發(fā)總量中的比重，加大對清潔能源的投入。

3．進一步調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。淘汰第二產(chǎn)業(yè)中的落后產(chǎn)能，對粗放式開發(fā)利用能源的行業(yè)進行有效整治，對低水平產(chǎn)業(yè)鏈給予資金和政策支持，使其有條件進行技術(shù)升級，并逐漸形成一批具有集聚效應(yīng)的產(chǎn)業(yè)集群。在這一過程中，一方面，新疆應(yīng)抓住全國19省市對口援疆的機遇，引進吸收東、中部的先進技術(shù)和資金，開拓和發(fā)展適合自己的產(chǎn)業(yè)；另一方面，新疆作為向西開放的橋頭堡，作為絲綢之路經(jīng)濟帶上的重要省份，擁有先天的地緣和文化優(yōu)勢，在國際貿(mào)易中，要提高自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換能力，提升出口產(chǎn)品質(zhì)量，整體上促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化和合理化，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進能源效率提升。

4．加快新疆城市化進程中要更注重城市化質(zhì)量的提高。截止2014年，新疆的城市化水平約在40%左右，低于全國54%的城市化平均水平。在新疆城市化進程中，應(yīng)運用循環(huán)經(jīng)濟的理念穩(wěn)步推進城市化進程，不但要注重城市化速度，更應(yīng)該重視質(zhì)量，建立有利于資源節(jié)約的城市化發(fā)展模式，防止陷入“資源詛咒”陷阱，逐步減弱城市化發(fā)展對能源的依賴程度，在改善城市環(huán)境的同時提高能源效率，實現(xiàn)經(jīng)濟的長遠健康發(fā)展。

參考文獻

［1］Chunbo Ma，David I．Stern．China＇s changing energy intensity trend：A decomposition analysis［J］．Energy Economics，2008，30（3）：1037－1053．

［2］史丹．我國經(jīng)濟增長過程中能源利用效率的改進［J］．經(jīng)濟研究，2002，（9）：49－56．

［3］楊冕，楊福霞，陳興鵬．中國能源效率影響因素研究——基于VEC模型的實證檢驗［J］．資源科學(xué)，2011，（1）：163－168．

［4］師博，沈坤榮．城市化、產(chǎn)業(yè)集聚與EBM能源效率［J］．工業(yè)經(jīng)濟研究，2012，（6）：10－16．

［5］成金華，陳軍．中國城市化進程中的能源消費區(qū)域差異——基于面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］．經(jīng)濟評論，2009，（3）：38－46．

［6］劉耀彬．中國城市化與能源消費關(guān)系的動態(tài)計量分析［J］．財經(jīng)研究，2007，（11）：72－81．

［7］王強，鄭穎，伍世代，李婷婷．能源效率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及能源消費結(jié)構(gòu)演變的響應(yīng)［J］．地理學(xué)報，2011，（6）：741－749．

［8］魏一名，廖華．能源效率的七類測度指標(biāo)及其測度方法［J］．中國軟科學(xué)，2010，（1）：21－28．

［9］高鐵梅．計量經(jīng)濟分析方法與建模－Eviews應(yīng)用及實例（第二版）［M］．北京：清華大學(xué)出版社，2006．

（責(zé)任編輯：黃海濤）

更正

《新疆農(nóng)墾經(jīng)濟》2016年第2期所刊發(fā)的《絲綢之路經(jīng)濟帶背景下兵團邊境團場職工隊伍建設(shè)問題研究》一文，作者簡介部分中劉俊明的性別應(yīng)為女。

特此更正

《新疆農(nóng)墾經(jīng)濟》編輯部2016年3月15日

［作者簡介］劉懷旭（1987－），男，甘肅張掖人，碩士研究生，現(xiàn)供職于中國人民銀行蘭州中心支行，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。