我國(guó)能耗和能源密集型產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系分析

摘要：本文使用誤差修正技術(shù)對(duì)我國(guó)1997-2007年能源消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品貿(mào)易之間的相互關(guān)系進(jìn)行研究。研究發(fā)現(xiàn)，1997-2000年，存在能源密集型產(chǎn)品凈進(jìn)口和煤炭消費(fèi)間雙向因果關(guān)系；2001-2007年，存在煤炭消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品出口間雙向因果關(guān)系。此結(jié)果反映出我國(guó)能源密集型產(chǎn)品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)能源投入的依賴(lài)性，同時(shí)說(shuō)明外國(guó)需求拉動(dòng)可能是加劇我國(guó)近年能源消費(fèi)的一個(gè)重要因素。

關(guān)鍵詞：能源密集型產(chǎn)品；誤差修正；Granger因果關(guān)系

中圖分類(lèi)號(hào)：F062.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1002-2848-2008（03）-0086-06

一、引 言

能源消耗和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的相互影響問(wèn)題一直是能源經(jīng)濟(jì)研究的重點(diǎn)。開(kāi)放條件下，當(dāng)一國(guó)貿(mào)易部門(mén)對(duì)能源投入有較強(qiáng)的依賴(lài)性時(shí)，能源投入和貿(mào)易之間的關(guān)系問(wèn)題也變得尤為重要。簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)這種關(guān)系至少存在于兩個(gè)方面，一是能源投入對(duì)出口尤其是能源密集型行業(yè)出口的制約性，另一個(gè)是能源密集型產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)節(jié)約國(guó)內(nèi)能源投入的貢獻(xiàn)性或是出口加劇國(guó)內(nèi)能源消耗的可能性問(wèn)題。近年來(lái)我國(guó)能源消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度上升，貿(mào)易行業(yè)對(duì)能源投入的依賴(lài)也逐年提高。針對(duì)這種情況，分析近年我國(guó)能源消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品進(jìn)出口的關(guān)系問(wèn)題，可以探查我國(guó)貿(mào)易模式對(duì)能源消費(fèi)的可能影響，也可以從能源消耗的角度分析我國(guó)貿(mào)易格局的可持續(xù)發(fā)展問(wèn)題。

能源和貿(mào)易關(guān)系的理論研究集中于兩個(gè)領(lǐng)域。一是資源作為一種要素投入對(duì)貿(mào)易模式的影響問(wèn)題，另一個(gè)是開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體對(duì)資源的跨期最優(yōu)化管理問(wèn)題。Vousden，Kemp和Long，Harris，Ono等人從第一個(gè)角度出發(fā)研究可耗竭資源的貿(mào)易模式問(wèn)題［1-5］。Kemp和Long的文章則是對(duì)這些研究的一個(gè)經(jīng)典總結(jié)，文章在傳統(tǒng)的HO貿(mào)易理論基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展，建立了包含可耗竭資源投入和傳統(tǒng)生產(chǎn)要素投入的模型，得出類(lèi)似HO定理的命題，即相對(duì)資源豐富的國(guó)家會(huì)出口資源密集型產(chǎn)品，而相對(duì)資源稀缺的國(guó)家則會(huì)進(jìn)口資源密集型產(chǎn)品［6］。Djajic將資源品貿(mào)易動(dòng)因擴(kuò)展到資源稟賦之外，試圖從需求、偏好和技術(shù)的角度解釋國(guó)際間資源品的流向問(wèn)題［7］。作者認(rèn)為貿(mào)易模式是各種貿(mào)易動(dòng)因影響力相互作用的結(jié)果，從而得出了在不同作用結(jié)果下相當(dāng)復(fù)雜的貿(mào)易模式的結(jié)論。

對(duì)于開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體貿(mào)易條件下的能源管理問(wèn)題，能源豐裕國(guó)的研究重點(diǎn)在生產(chǎn)和出口的跨期選擇上，而能源貧乏國(guó)的研究重點(diǎn)則是消費(fèi)及進(jìn)口的跨期選擇。Dasgupta，Eastwood和Heal計(jì)算了一個(gè)資源豐裕的國(guó)家開(kāi)放條件下的資源管理問(wèn)題，即該國(guó)是將資源作為投入使用還是將其作為產(chǎn)品出口換匯的選擇問(wèn)題［8］。Dasgupta和Heal在對(duì)技術(shù)等的不同的假設(shè)前提下，研究了可耗竭資源的最優(yōu)消耗

率［9］。跨期選擇的研究依賴(lài)于相當(dāng)嚴(yán)密的前提假設(shè)，也使得理論模型在實(shí)際經(jīng)濟(jì)中的說(shuō)服力大為下降。有關(guān)中國(guó)的研究中。Yang研究了中國(guó)在20世紀(jì)80年代作為一個(gè)資源貧乏，資本短缺國(guó)家的資源管理問(wèn)題［10］，Yang認(rèn)為，中國(guó)在80年代出口原油換匯，以一種稀缺資源換取另一種稀缺資源，即使在初期是最優(yōu)的，但是從長(zhǎng)期規(guī)劃來(lái)看，會(huì)扭曲價(jià)格，造成經(jīng)濟(jì)效率低下。

現(xiàn)有研究主要是對(duì)相關(guān)理論模型的擴(kuò)展，以及對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的實(shí)證研究。有關(guān)中國(guó)的研究中，一般是單純考慮能源的產(chǎn)業(yè)消耗結(jié)構(gòu)或是能源消耗和國(guó)民收入的關(guān)系，結(jié)合貿(mào)易進(jìn)行分析的文章較少。但是隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，當(dāng)貿(mào)易尤其是能源密集型產(chǎn)品貿(mào)易展到一定經(jīng)濟(jì)規(guī)模時(shí)，能源和貿(mào)易的相互影響關(guān)系就會(huì)被放大。因此本文通過(guò)誤差修正模型，研究我國(guó)能源消耗和能源密集型產(chǎn)品進(jìn)出口的相互關(guān)系問(wèn)題。

二、能源消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品貿(mào)易格局

只有當(dāng)能源密集型產(chǎn)品貿(mào)易達(dá)到相當(dāng)規(guī)模時(shí)，研究能源密集型產(chǎn)品進(jìn)出口和能源消費(fèi)關(guān)系才有意義。圖1給出了能源密集型產(chǎn)品的貿(mào)易比重，從圖中可以看出，能源密集型產(chǎn)品的進(jìn)口比重從1995年1月46.0%上升到2000年1月55.6%，再到2007年1月57.5%，而能源密集型產(chǎn)品的出口則從38.3%上升到40.7%再到54.8%。粗略統(tǒng)計(jì)表明近年我國(guó)進(jìn)出口中50%以上都是能源密集型產(chǎn)品，且進(jìn)口比重總體大于出口比重。這說(shuō)明我國(guó)貿(mào)易格局中能源資源投入的重要作用，也反映了研究能源密集型產(chǎn)品貿(mào)易和能源消費(fèi)之間關(guān)系的必要性。

圖2給出了能源密集型產(chǎn)品的凈出口量，可以看出2004年以后，我國(guó)實(shí)際上已經(jīng)開(kāi)始了能源密集型產(chǎn)品的凈出口階段。結(jié)合圖3能源消費(fèi)的數(shù)據(jù)①可以發(fā)現(xiàn)，能源密集型產(chǎn)品的凈出口和煤炭的月度消費(fèi)數(shù)據(jù)均以2000年左右為界，呈現(xiàn)出較為明顯的分段特征。第一段是從1997年到2000年的下降段，在這一時(shí)段，能源密集型產(chǎn)品實(shí)際是凈進(jìn)口擴(kuò)大趨勢(shì)，而煤的消耗也是呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；第二段是2001年到2007年2月的上升段，這一時(shí)期，煤的消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品的凈出口一樣快速上升。

圖中所展現(xiàn)的能源密集型產(chǎn)品凈出口和煤的消費(fèi)關(guān)系的初步考察反映出1997至2000年間能源密集型產(chǎn)品進(jìn)口和能源消費(fèi)的替代作用，以及2001至2007年能源消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品出口之間的互補(bǔ)效應(yīng)，但是對(duì)于二者的因果關(guān)系卻值得深入探討。以1997-2000年為例，在這一時(shí)間段，能源密集型產(chǎn)品凈進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大，煤炭消費(fèi)減少的現(xiàn)象，可能是因?yàn)楦咻d能產(chǎn)品的凈進(jìn)口給國(guó)內(nèi)凈輸入了能源，從而降低了國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)；也有可能是因?yàn)槟茉赐度氲臏p少而導(dǎo)致的能源密集型產(chǎn)品產(chǎn)量下降，從而進(jìn)口上升；同時(shí)還有可能這兩個(gè)變量之間根本就沒(méi)有關(guān)系，而只是受到其他因素的影響，恰好表現(xiàn)出替代關(guān)系。因此需要對(duì)這兩個(gè)變量之間的關(guān)系從計(jì)量實(shí)證的角度進(jìn)行考察。

三、模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)

（一）研究方法

本小節(jié)應(yīng)用協(xié)整分析和誤差修正模型（VECM）技術(shù)來(lái)研究我國(guó)煤炭消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品凈進(jìn)口之間的關(guān)系①。首先考察變量之間的協(xié)整關(guān)系，對(duì)于兩個(gè)時(shí)間段分別依次考察能源密集型產(chǎn)品進(jìn)口（im），出口（ex），凈進(jìn)口（im/ex）以及凈出口（ex/im）和能源消費(fèi)之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明，1997-2000年協(xié)整關(guān)系存在于能源密集型產(chǎn)品凈出口和煤炭消費(fèi)之間，2001-2007年協(xié)整關(guān)系存在于能源密集型產(chǎn)品出口和煤炭消費(fèi)之間，因此后文僅報(bào)告這兩組關(guān)系的分析結(jié)果。

第二步，構(gòu)建向量誤差修正模型（VECM），模型形式如下：

第三步，在VECM模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。具體方式為：（1）長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)，即對(duì)誤差修正系數(shù)ζ進(jìn)行簡(jiǎn)單的t檢驗(yàn)，不顯著的誤差

修正系數(shù)表示長(zhǎng)期非因果關(guān)系，即此因變量關(guān)于長(zhǎng)期參數(shù)是弱外生的；（2）短期因果關(guān)系檢驗(yàn)，應(yīng)用Wald、χ2統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)解釋變量滯后項(xiàng)的聯(lián)合顯著性。若不顯著，稱(chēng)為缺乏短期因果關(guān)系。最后通過(guò)方差分解的方法來(lái)考察兩個(gè)變量間的樣本外因果關(guān)系。

（二）數(shù)據(jù)

年度能源消費(fèi)和進(jìn)出口數(shù)據(jù)來(lái)源于各期《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。能源月度消費(fèi)數(shù)據(jù)用煤炭月度消費(fèi)數(shù)據(jù)替代。煤炭消費(fèi)和所有進(jìn)出口月度數(shù)據(jù)來(lái)源于“中宏統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)②”。經(jīng)驗(yàn)分析中煤炭消費(fèi)數(shù)據(jù)為實(shí)際月度煤炭消費(fèi)取對(duì)數(shù)后的結(jié)果。凈進(jìn)口（進(jìn)口出口比）數(shù)據(jù)為實(shí)際月度進(jìn)口比上出口后的數(shù)據(jù)，凈出口（出進(jìn)口比）數(shù)據(jù)為實(shí)際月度出口比進(jìn)口后的數(shù)據(jù)。所有月度數(shù)據(jù)均經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整。能源密集型產(chǎn)品分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)參考傳統(tǒng)耗能產(chǎn)業(yè)分類(lèi)③，根據(jù)《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中1997年“工業(yè)分行業(yè)終端能源消費(fèi)量”，以及SITC-2貿(mào)易分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行整理得出。經(jīng)驗(yàn)研究中將數(shù)據(jù)分為1997年1月至2000年12月，以及2001年1月至2007年2月兩個(gè)時(shí)間段來(lái)考察。

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）單位根和協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)coal，ex和im/ex的檢驗(yàn)結(jié)果表明這些變量都是I（1）的，即它們的水平值是非平穩(wěn)的，但其一階差分是平穩(wěn)的，可以對(duì)這些變量進(jìn)行協(xié)整分析。ADF 和PP單位根檢驗(yàn)的回歸方程均含有截距項(xiàng)不含趨勢(shì)項(xiàng)。

為了進(jìn)行協(xié)整分析，需建立VAR模型。表1為根據(jù)各種準(zhǔn)則選定的VAR滯后階數(shù)。在1997年１月至2000年12月這一時(shí)間段上，建立變量im/ex和coal的VAR，所有標(biāo)準(zhǔn)都選定滯后階數(shù)為１。在2001年1月至2007年2月這一時(shí)間段上，建立變量coal和ex的VAR，SC選定滯后階數(shù)為2，而HQ、LR、FPE和AIC卻選擇滯后階數(shù)為3，因此對(duì)后一時(shí)間段選擇VAR的滯后階數(shù)為3。

表2和表3分別報(bào)告了兩個(gè)時(shí)期的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。協(xié)整估計(jì)中假定在VAR模型的協(xié)整空間有常數(shù)項(xiàng)、無(wú)時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。對(duì)于兩個(gè)時(shí)段，秩檢驗(yàn)和極大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都給出了類(lèi)似的結(jié)果：在5%顯著水平下拒絕沒(méi)有協(xié)整向量的零假設(shè)，支持系統(tǒng)中有一個(gè)協(xié)整向量的備擇假設(shè)。對(duì)于1997-2000段，只有能源密集型產(chǎn)品凈進(jìn)口和能源消費(fèi)之間存在協(xié)整關(guān)系，且長(zhǎng)期關(guān)系為im/ex=-0.48coal，對(duì)于2001-2007時(shí)段，協(xié)整關(guān)系存在于能源消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品出口之間，長(zhǎng)期關(guān)系為coal=0.56ex，括號(hào)內(nèi)數(shù)字是標(biāo)準(zhǔn)差。這一結(jié)果表明，在1997-2000年間，煤炭消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品凈進(jìn)口（進(jìn)出口比）保持負(fù)向長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即煤炭消費(fèi)和能源型產(chǎn)品凈進(jìn)口之間存在長(zhǎng)期替代關(guān)系。而在2001-2007年間，煤炭消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品出口保持正向長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即互補(bǔ)的關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的確定說(shuō)明兩個(gè)變量之間至少存在一個(gè)方向上的因果關(guān)系，但是因果關(guān)系的方向并不能確定。在檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)之上，可進(jìn)一步建立將短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡聯(lián)系起來(lái)的VECM模型，并應(yīng)用VECM模型進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

（二）基于VECM和方差分解分析的因果檢驗(yàn)

應(yīng)用VECM的Granger因果檢驗(yàn)程序，首先檢驗(yàn)各方程的誤差修正系數(shù)的顯著性，即長(zhǎng)期因果關(guān)系。其次檢驗(yàn)每個(gè)方程中非因變量差分項(xiàng)系數(shù)的聯(lián)合顯著性，以判斷兩兩變量之間短期Granger因果關(guān)系。表4和表5報(bào)告了兩個(gè)時(shí)段的因果分析結(jié)果。

從表4可以看出1997-2000時(shí)段，凈進(jìn)口（進(jìn)出口比）和煤炭消費(fèi)方程的誤差修正系數(shù)分別在5%和10%的水平上具有顯著性。這說(shuō)明在這一時(shí)段，兩個(gè)變量在樣本期間都具有保持長(zhǎng)期均衡的趨勢(shì)，都會(huì)在t時(shí)期對(duì)在t-1時(shí)期偏離其長(zhǎng)期均衡水平做出響應(yīng)，因此都不是關(guān)于長(zhǎng)期參數(shù)的弱外生變量。兩個(gè)變量在長(zhǎng)期具有雙向Granger因果關(guān)系，其中凈進(jìn)口的內(nèi)生性更強(qiáng)。但是這一時(shí)期短期非因果關(guān)系的檢驗(yàn)都不具有顯著性，即兩個(gè)變量間不存在短期的Granger因果關(guān)系。

表5顯示2001-2007時(shí)段，出口和煤炭消費(fèi)方程的誤差修正系數(shù)均在5%的水平上具有顯著性，說(shuō)明了在這一時(shí)段存在長(zhǎng)期的煤炭消費(fèi)和能源產(chǎn)品出口之間的雙向Granger因果關(guān)系。這一時(shí)段另一個(gè)特征是兩個(gè)方程中的短期非因果性也具有顯著性，尤其是從出口到煤炭消費(fèi)的短期因果性在1%水平上顯著，這進(jìn)一步加強(qiáng)了煤炭消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品出口的雙向相因果關(guān)系。

VECM的因果檢驗(yàn)結(jié)果可以歸結(jié)為：在1997-2000時(shí)間段，存在凈進(jìn)口和煤炭消費(fèi)的雙向因果關(guān)系，其中凈進(jìn)口的內(nèi)生性更強(qiáng)。在2001-2007時(shí)間段，存在從煤炭消費(fèi)到能源密集型產(chǎn)品出口的雙向Granger因果關(guān)系，其中煤炭消費(fèi)的內(nèi)生性更強(qiáng)。

以上VECM提供的是樣本內(nèi)的因果檢驗(yàn)。接下來(lái)利用方差分解技術(shù)進(jìn)行樣本外因果檢驗(yàn)。方差分解通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，從而提供了樣本外的動(dòng)態(tài)因果性檢驗(yàn)。在統(tǒng)計(jì)意義上，如果一個(gè)變量可以解釋自身的大部分的沖擊，那么這個(gè)變量就是相對(duì)外生的。具體說(shuō)，如果凈進(jìn)口（進(jìn)出口比）解釋了大部分的自身的預(yù)測(cè)誤差方差，那么凈進(jìn)口就是相對(duì)外生的，如果凈進(jìn)口解釋了大部分煤炭消費(fèi)的預(yù)測(cè)誤差方差，那么從凈進(jìn)口到煤炭消費(fèi)就存在較強(qiáng)的Granger因果關(guān)系。表7給出了兩個(gè)時(shí)段的方差分解結(jié)果。

從表中可以看出，對(duì)1997-2000時(shí)間段，沖擊后的第十個(gè)月，凈進(jìn)口解釋了自身沖擊的70.96%，而煤炭消費(fèi)解釋了自身沖擊的73.18%。這一結(jié)果和上文分析相符，即凈進(jìn)口和煤炭是互為因果關(guān)系的，且從煤炭消費(fèi)到凈進(jìn)口的因果關(guān)系更強(qiáng)。2000-2007時(shí)間段的方差分解結(jié)果中，沖擊后的第十個(gè)月，出解釋了自身沖擊的67.07%，而煤炭消費(fèi)解釋了自身沖擊的81.00%。這說(shuō)明兩個(gè)變量中煤炭消費(fèi)的內(nèi)生性更強(qiáng)，這一結(jié)果也和前文VECM的分析結(jié)果相符合。樣本外的因果檢驗(yàn)加強(qiáng)了樣本內(nèi)因果檢驗(yàn)的結(jié)果：在1997-2000時(shí)間段，存在凈進(jìn)口和煤炭消費(fèi)的雙向因果關(guān)系，其中凈進(jìn)口的內(nèi)生性更強(qiáng)，并且這一結(jié)果具有動(dòng)態(tài)效應(yīng)，可以延伸到樣本以外。在2001-2007時(shí)間段，存在煤炭消費(fèi)到出口之間的雙向Granger因果關(guān)系，煤炭消費(fèi)具有較強(qiáng)的內(nèi)生性，該結(jié)果同樣具有動(dòng)態(tài)長(zhǎng)期適用性①。

五、主要結(jié)論

在兩個(gè)時(shí)段內(nèi)，煤炭消費(fèi)和貿(mào)易都存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是關(guān)系的具體形式并不相同。1997至2000年煤炭消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品凈進(jìn)口之間的雙向因果關(guān)系反映了這兩變量之間的相互依賴(lài)關(guān)系。說(shuō)明前期能源投入的減少，會(huì)導(dǎo)致后期能源密集型產(chǎn)品凈進(jìn)口增加；反過(guò)來(lái)，能源密集型產(chǎn)品凈進(jìn)口的增加可以減少后期能源消耗。這種雙向因果關(guān)系一方面說(shuō)明了能源投入對(duì)我國(guó)密集型產(chǎn)品貿(mào)易模式的影響力，另一方面也說(shuō)明，可以通過(guò)進(jìn)口能源密集型產(chǎn)品的方式對(duì)國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)局勢(shì)進(jìn)行間接調(diào)整，這種調(diào)整機(jī)制可以在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)又間接幫助節(jié)約了能耗。

2001至2007時(shí)段的因果檢驗(yàn)結(jié)果和前一時(shí)段不同，雙向因果關(guān)系存在于煤炭消費(fèi)和能源密集型產(chǎn)品出口之間。這種關(guān)系反映了我國(guó)現(xiàn)有能源密集型產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)對(duì)能源投入的依賴(lài)。當(dāng)我國(guó)能源消費(fèi)越來(lái)越多依賴(lài)進(jìn)口來(lái)源時(shí)，國(guó)際能源市場(chǎng)的價(jià)格動(dòng)蕩水平會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)相關(guān)貿(mào)易產(chǎn)業(yè)的利潤(rùn)空間造成較大影響。同時(shí)由于出口從一定層面上代表了外國(guó)的需求，因此可以認(rèn)為2001年以來(lái)我國(guó)迅速增加的能源需求不僅僅是由國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展引致，外國(guó)對(duì)我國(guó)能源密集型產(chǎn)品的需求也同時(shí)加劇了國(guó)內(nèi)的能源消費(fèi)，而這種情況是世界范圍內(nèi)的生產(chǎn)分工格局所導(dǎo)致的。因此在分析我國(guó)能源需求形勢(shì)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)進(jìn)步等因素固然是重要的，但世界其它國(guó)家通過(guò)貿(mào)易發(fā)生的對(duì)我國(guó)能源的引致需求也同樣值得關(guān)注。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：李再揚(yáng)