潘雄鋒,潘仙友,李昌昱

(大連理工大學 管理與經濟學部，遼寧 大連 116024)

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低碳約束對能源強度的倒逼機制研究

潘雄鋒,潘仙友,李昌昱

(大連理工大學 管理與經濟學部，遼寧 大連 116024)

本文從低碳約束與能源強度這一基本關系出發(fā)，理論上闡釋了碳生產率對能源強度產生的直接與間接影響。在此基礎上，利用2000-2014年中國省級面板數(shù)據(jù)進行了實證分析。研究結果表明：碳生產率約束對能源強度的直接影響軌跡呈“U”型曲線，就中國目前實際情況而言，碳生產率將有效遏制能源強度的攀升。但隨著節(jié)能成本的遞增，碳生產率約束所帶來的“節(jié)能”邊際效應正逐步削弱。此外，碳生產率的約束將有效促使產業(yè)結構高級化，扭轉產業(yè)結構調整對于能源強度的作用效果；其次，碳生產率引致的技術創(chuàng)新對能源強度存在反彈效應；最后，外商直接投資作為降低能源強度的有效措施之一，低碳約束對FDI的技術外溢及資本積累具有加速效應。

碳生產率；能源強度；倒逼機制；雙重效應

一、引言及文獻綜述

21世紀，隨著中國經濟發(fā)展步入工業(yè)化中期，“重化工化”步伐加快，能源作為重要支撐要素之一，消費總量保持著強勁的增長勢頭。2015年，全國能源消費總量達43億噸標準煤，為2000年的2.93倍，年均增長率為6.94%。另一方面，受制于資源稟賦條件，為保證經濟競爭實力提升，儲備豐富及價格低廉的煤炭成為發(fā)展要素的首選。以2015年為例，煤炭消費總量占能源消費總量比重達64%，煤炭消費比重的持續(xù)攀高，使得中國碳排放相對于經濟增長具有增量效應[1]。據(jù)全球碳計劃(Global Carbon Project)公布的2013年度全球碳排放數(shù)據(jù)顯示，2013年中國碳排放總量超過歐盟和美國總和，人均排放量達7.2噸，并首度超過歐洲。節(jié)能與減排作為一個問題的兩個方面，徹底解決兩者之間的悖論，關鍵在于扭轉經濟發(fā)展方式。具體而言，以“節(jié)能”為手段促使“減排”目標完成的同時將“減排”作為“節(jié)能”的約束條件，從能源供給及消費雙側管理制定合理發(fā)展戰(zhàn)略，倒逼能源強度改善是根本[2]。因此，中國在提交的“國家自主貢獻”文件中指出，為了緩解碳排放問題，政府將從體制機制、生產方式、消費模式、經濟政策和科技創(chuàng)新等方面提出一系列強化政策和措施。并于2016年工作報告中明確提出：“今后五年，單位國內生產總值能耗和碳排放量將分別下降15%和18%，能源資源開發(fā)利用效率大幅提高，生態(tài)環(huán)境質量總體改善”。這意味著，未來較長一段時間內，中國能源消費不僅依從于經濟發(fā)展規(guī)律，而且將受到碳排放空間的約束。碳排放約束將作為國家、地區(qū)一項制度性約束納入能源發(fā)展規(guī)劃之中，以此調節(jié)減排工作因外部性及內部激勵缺失等因素帶來的市場機制失靈問題[3]。在此背景下，本文將對碳排放約束在減排的基礎上是否對能源強度形成有效的倒逼作用進行論證，以期糾正以往碳減排政策制定與落實的偏差，為政府機構調整碳減排政策提供理論參考。

隨著碳排放問題的日趨嚴重，提高能源利用效率作為降低碳排放強度，緩解生態(tài)壓力的有效措施之一，迅速引起了學術界眾多學者的關注。已有成果主要圍繞以下兩條主線：其一，探討了能源效率對碳生產率的影響。龍如銀等[4]指出，中國三大經濟圈能源效率的提高是推動碳生產率增長的主要因素，但地區(qū)之間存在一定差異，其中長三角地區(qū)能源效率對碳生產率的影響作用偏??；陳詩一[5]基于工業(yè)兩位數(shù)行業(yè)數(shù)據(jù)進行了實證分析，指出能源強度對降低碳排放強度的影響占據(jù)了主導地位；Long et al[6]從工業(yè)角度出發(fā)，利用空間計量模型分析了碳生產率的影響因素，指出能源效率的提高將有效地降低碳排放強度；Liu et al[7]利用LMDI指數(shù)分解法同樣得出，能源強度的降低對提高碳生產率起到了主要作用。另一方面，節(jié)能與減排作為一個有機協(xié)調的動態(tài)過程，純粹地強調提升能源效率來緩解碳排放問題有失偏頗。為了研究碳排放約束對于能源效率的影響，部分學者將碳排放與能源消費同時納入全要素生產率框架，以此來分析碳排放約束與能源效率之間的相互制約作用。張兵兵等[8]基于省際面板數(shù)據(jù)測算了中國不同時期碳排放約束下的全要素能源效率，結果表明：環(huán)境約束下能源效率水平處于持續(xù)下滑狀態(tài)，各區(qū)域之間能源效率水平存在顯著的差距；王兵等[9]、Wang et al[10]基于工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)，利用全要素生產率指數(shù)同樣對碳排放約束下的能源效率進行了測度；此外，為了使研究更加全面化、科學化，陳德敏等[11]構建了環(huán)境約束綜合指標定量分析了環(huán)境約束對能源效率的影響效應，結果表明：不同的環(huán)境約束方式對于能源效率的影響作用存在一定差異；張華等[12]基于動態(tài)面板對環(huán)境約束與能源效率之間的非線性關系進行了驗證，認為隨著環(huán)境約束力度的增強，“創(chuàng)新補償”效應將逐漸被“遵循成本”效應取代；高志剛等[13]通過實證檢驗認為環(huán)境約束與能源效率符合“U”型關系；Valeria et al[14]則在國際貿易背景下對環(huán)境約束與能源效率之間的關系進行了研究，以此檢驗不同制度環(huán)境下“波特效應”的普適性。

綜上所述，已有成果為研究低碳約束與能源效率之間的關系鋪墊了扎實的基礎，但仍存在一定的進步空間：考慮到碳排放作為中國目前環(huán)境問題主要“病癥”之一，同時，能源強度居高是導致碳排放問題嚴重化的主導因素之一，對于碳排放約束與能源消費強度之間關系的研究將具有現(xiàn)實意義。然而，已有文獻側重分析能源強度對碳排放的單向影響，忽視了碳排放約束對于能源強度的反饋作用。雖然也有部分學者考慮了碳排放對于能源效率的影響，但僅僅停留于碳排放約束下的全要素能源效率測算，并未深入分析影響機制及路徑，因而使得研究結論無法具體化，缺乏政策參考價值。因此，結合目前碳減排現(xiàn)實需求，本文從低碳約束視角出發(fā)，探討了碳生產率對能源強度的影響效應。同時，為了明確碳生產率對能源強度的作用機制，借鑒Hansen提出的門檻模型對研究模型進行進一步檢驗，為制定更為有效的節(jié)能與減排政策提供理論參考。本文余下部分將作如下安排：第二部分將在闡述碳生產率對能源強度影響機理的基礎上構建相應的實證模型；第三部分為指標選取及數(shù)據(jù)說明；第四部分根據(jù)模型的設計和數(shù)據(jù)的選取進行實證分析；第五部分為結論，并提出具有可行性的政策建議。

二、碳生產率對能源強度的影響機理分析及模型構建

能源價格與技術進步作為調節(jié)能源強度的主要因素。首先，碳生產率的約束對于能源強度最直接的反饋效應為“成本效應”，即能源消費所帶來的負外部成本將直接內生化于能源投入成本之中，提高了能源投入的均衡價格，因而通過要素替代作用降低能源強度[15]。另外，Porter et al[16]提出的“波特假說”認為，企業(yè)競爭優(yōu)勢并非僅僅依賴于靜態(tài)標準下的博弈行為，而是來源于變動約束下的技術創(chuàng)新。碳約束加大國家、地區(qū)能源消費成本的同時能夠有效地刺激技術革新，以至于產生“創(chuàng)新補償”效應，從而提升生產效率，降低能源強度。然而，Sinn[17]提出的“綠色悖論”理論則認為，隨著地區(qū)環(huán)境約束力度的提高，在未來可預見的高昂能源投入成本，將一定程度上造成短期內能源的快速消費，致使能源強度上升；同時，從技術創(chuàng)新層面來講，碳排放約束加大能源消費成本亦可能造成技術創(chuàng)新投入的降低，最終也將抑制能源效率的提升[18]。在此基礎上，為了驗證碳生產率對能源強度的直接影響作用，本文以能源強度作為被解釋變量，將碳生產率作為核心解釋變量，并借鑒張華等[12]的思路，在模型中加入了碳生產率的平方項以此檢驗可能存在的非線性關系，具體模型如下：

(模型一) (1)

考慮到碳生產率對能源強度的影響效應可能存在的時空異質性，在模型二和模型三中分別引入時間虛擬變量與地區(qū)虛擬變量。時間虛擬變量以中央“十一五規(guī)劃”為間隔，2006年之前ERtime為0，否則ERtime為1；地區(qū)虛擬變量以中國三大經濟地帶劃分為判斷依據(jù)，如果地區(qū)在中部，ERmid=1，否則ERmid=0；如果地區(qū)在西部，ERwest=1，否則ERwest=0，如下所示：

EIi,t=β0+β1ERi,t+γXi,t+μi,t+εi,t+δ1ERtime

(模型二) (2)

EIi,t=β0+β1ERi,t+γXi,t+μi,t+εi,t+δ2ERmid+δ3ERwest

(模型三) (3)

其中，i和t分別表示省份和年度，EIi,t表示能源強度，ERi,t表示碳生產率；Xi,t為模型控制變量，主要包括了經濟發(fā)展水平(RGDP)、對外開放程度(OPEN)、外商直接投資(FDI)、人均能源消費量(RES)、產業(yè)結構(STR)及技術進步(TC)；μi,t表示各地區(qū)不可觀測效應，εi,t表示各地區(qū)個體效應，并假設其服從正態(tài)分布，ERtime、ERmid和ERwest為虛擬變量，β、γ和δ為待估系數(shù)。

此外，基于不同的政策導向功能，碳生產率亦可能通過間接路徑對能源強度產生不同程度的影響。首先，產業(yè)結構的變動作為協(xié)調經濟增長與能源消費的關鍵途徑，碳生產率的約束不僅有益于高新技術產業(yè)的發(fā)展，而且通過限制、淘汰高能耗產業(yè)，引導資源節(jié)約型產業(yè)發(fā)展，保證經濟增長的同時有效地降低能源強度。同時，以往過度依賴于計劃性政策引導的產業(yè)結構調整模式缺乏內在激勵，而碳生產率的約束通過限制產業(yè)的負外部產出恰恰可以形成這種有效的激勵機制。因此，從這個角度來說，碳生產率水平的提高，對于地區(qū)產業(yè)來說無疑是一種良性的篩選，最終將驅動總體能源利用水平的提升；其次，在實行開放的經濟體系下，外商直接投資作為影響能源效率的主導因素之一，大量的外資流入對本土技術進步及資本結構產生了顯著的外溢效應。從經濟直覺上分析，隨著地區(qū)碳生產率水平的提高，外商投資行為在低碳約束下將有效地迫使資本技術附加值的提高，同時也將對資本質量及結構進行調整，進而有助于能源強度的降低。但是，對于部分落后地區(qū)，迫于經濟發(fā)展的急切性，擴張型的資本引入對當?shù)刭Y源的過度開發(fā)與消耗則有可能抑制能源強度的下降；最后，技術進步及創(chuàng)新對于降低能源強度而言至關重要，碳生產率的有效約束將從能源投入端及碳排放產出端進行技術創(chuàng)新，以此使得地區(qū)經濟發(fā)展獲得更為充裕的競爭地位。然而，市場機制設計的缺陷及價格信號的滯后，隨著治污及節(jié)能技術的提升，能源投入成本的下降亦可能造成能源要素的過度消耗，從而不利于能源強度的下降。因此，綜合考慮了上述產業(yè)結構變動、技術進步及外商直接投資對能源強度的影響，為了考察不同碳約束水平下的最佳節(jié)能政策，本文將引入Hansen提出的門檻回歸模型[19]，以碳生產率作為門檻變量，從產業(yè)結構變動、技術進步及外商直接投資三個角度分別進行實證分析，模型如下所示：

EIi,t=α1RGDPi,t+α2OPENi,t+α3RESi,t+α4TCi,t+α5FDIi,t+λ1STRi,tI(ERi,t≤φ1)+λ2STRi,tI(φ1φn-1)+μi,t+εi,t+c

(模型四) (4)

(模型五) (5)

EIi,t=α″1RGDPi,t+α″2OPENi,t+α″3RESi,t+α″4TCi,t+α″5STRi,t+λ″1FDIi,tI(ERi,t≤φ1)+λ″2FDIi,tI(φ1φn-1)+μi,t+εi,t+c

(模型六) (6)

三、變量選取及數(shù)據(jù)說明

本文選擇中國省域數(shù)據(jù)進行研究，全部樣本為中國大陸地區(qū)30個省、自治區(qū)和直轄市，時間跨度為2000-2014年。其中西藏地區(qū)因數(shù)據(jù)缺失并未包括在內，香港、澳門、臺灣地區(qū)由于制度差異和數(shù)據(jù)可得性等原因亦不在分析范圍之內。原始數(shù)據(jù)主要來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《國家知識產權局統(tǒng)計年報》及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒等。為增加可比性，對涉及價格指數(shù)的指標均調整為以2000年為基期的不變價格。

1.能源強度(EI)：以各省每年的能源消費總量與不變價格GDP之比表示，單位：噸標準煤/萬元。

2.碳生產率(ER)：以單位碳排放量的經濟產值表示，其中，碳排放量的測算是基礎。由于尚未有官方或者權威機構公布中國每年各省區(qū)的CO2排放量，目前國際上較為公認的測算方法為IPCC編寫的《2006年IPCC國家溫室氣體清單》。為此，在具體測算時主要采用該方法對中國各省區(qū)能源相關活動碳排放量進行測算，如式(7)所示：

(7)

式中：EC表示能源活動碳排放總量，i表示能源消費種類，包括煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣共7種；Ei為各省第i種能源消費總量，RME為用作原料和材料的能源消費量，CFR為固碳率，CF為發(fā)熱值，CC為碳含量，COF為氧化因子。

3.控制變量(X)：經濟發(fā)展水平(RGDP)：以各省人均實際GDP表示，單位：萬元/人；對外開放程度(OPEN)及外商直接投資(FDI)：分別以各省區(qū)進出口貿易總額和直接利用外商投資額占地區(qū)生產總值份額來衡量，單位：%；人均能源消費量(RES)：以各省區(qū)人均能源消費量表示，單位：噸標準煤/人；產業(yè)結構(STR)：以第三產業(yè)與第二產業(yè)增加值比值表示，單位：%；技術進步(TC)：以各省區(qū)專利申請授權總量表示，單位：萬件。

四、碳生產率對能源強度的影響效應分析

(一)直接影響效應及時空異質性分析

模型回歸檢驗之前，為避免方程出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先將對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。考慮到各截面數(shù)據(jù)存在的差異性，下列單位根檢驗均含有個體效應及趨勢項，并采用SIC準則判定各截面方程滯后階數(shù)[20]。根據(jù)表1檢驗結果可知：碳生產率、人均能源消費量、技術進步及產業(yè)結構變量在5%的顯著水平上不能拒絕原假設。當對數(shù)據(jù)一階差分處理后，檢驗結果均在5%的顯著水平上拒絕原假設，所有序列為一階單整。在此基礎上，對碳生產率與能源強度之間進行了協(xié)整檢驗。由表2協(xié)整檢驗結果我們發(fā)現(xiàn)，在1%的顯著性水平檢驗上，碳生產率對能源強度存在長期的協(xié)整關系。

表1 面板單位根檢驗

注：括號內數(shù)值為P值，滯后階數(shù)的選取根據(jù)SIC信息準則確定。

表2 面板協(xié)整檢驗

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計性檢驗。

基于上述面板數(shù)據(jù)檢驗，利用Hausman檢驗對模型具體形式進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)在1%的顯著性水平下拒絕隨機效應。同時，考慮到本文主旨為中國各地區(qū)個體關系研究，固定效應模型將可以提供較優(yōu)的解釋效果[21]。因此，下文將基于固定效應面板模型對模型一、模型二和模型三分別進行回歸分析。表3回歸系數(shù)顯示，模型一中碳生產率的一次方項和二次方項系數(shù)分別為-3.120和1.885，并分別通過了1%和5%的顯著性水平檢驗。表明碳生產率與能源強度服從“U”型關系，意味著碳生產率對能源強度的影響效應存在拐點，拐點位置大約位于0.828。從碳生產率均值來看(0.401)，我國目前將仍然處于下降階段，碳約束將對我國降低能源強度形成一定的倒逼作用。從模型二回歸結果我們可以發(fā)現(xiàn)：2006-2014年時期啞變量回歸系數(shù)顯著為正，說明碳生產率于該時期對于能源強度的抑制作用下降了0.188左右，2006年之前，當碳生產率上升1%，能源強度將下降0.305%，而2006年之后，當碳生產率上升1%，能源強度將下降0.117%。表明隨著節(jié)能成本的逐步上升，碳生產率促進能源強度下降的邊際效應在逐漸遞減。這也再次印證了碳生產率與能源強度之間存在的非線性關系，即隨著碳生產率的提升，“遵循成本”效應將逐步替代“創(chuàng)新補償”效應。另外，上述結果也一定程度上證實了“綠色悖論”存在的可能性，即面臨可預見的高規(guī)格碳生產率，短期內可能加速能源的利用，從而使得能源強度上升。另一方面，引入地區(qū)啞變量的模型三回歸結果顯示：東部地區(qū)碳生產率提升1%，能源強度將上升0.624%?？紤]到東部地區(qū)相對于中西部地區(qū)經濟發(fā)展水平較優(yōu)，目前碳生產率水平逼近拐點位置，2014年東部地區(qū)碳生產率均值(0.873)甚至已越過拐點位置。隨著碳生產率的提高，治污技術得到了大幅度的提升，實現(xiàn)減排的同時使得能源的利用成本下降，這在一定程度上提升了能源的依賴程度。因此，就東部發(fā)達地區(qū)而言，尋求節(jié)能與減排“共軛”因素將是未來協(xié)調能源、經濟與環(huán)境之間和諧發(fā)展的關鍵。其次，中部、西部地區(qū)啞變量在1%水平上顯著為負，西部地區(qū)回歸系數(shù)絕對值大于中部地區(qū)。表明相比于東部地區(qū)，碳生產率的提高將更有效地促進中西部地區(qū)能源強度的下降，并且西部地區(qū)的下降幅度高于中部地區(qū)。因此，對于中西部地區(qū)，由于目前碳生產率相對較低，生態(tài)環(huán)境承受力脆弱，經濟發(fā)展情況、產業(yè)結構以及技術水平相對于東部地區(qū)較為落后，尤其對于資源型城市，應將碳減排工作放于首位，提升地區(qū)碳生產率以此促進能源強度的有效下降，實現(xiàn)節(jié)能與減排之間的良性循環(huán)。

表3 固定效應面板回歸結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計性檢驗，括號內數(shù)值為對應估計量t值。

此外，控制變量中：經濟發(fā)展水平有效地降低了能源強度，這也從側面反映了一個事實，隨著經濟活動伴隨的碳排放及能源安全問題日漸嚴重，資源與環(huán)境強化政策及措施得以重視，地區(qū)經濟發(fā)展逐步擺脫原有的粗放型模式，能源強度得到有效降低；對外開放雖然通過國際之間的頻繁交流使得技術順暢地流通，但是受限于國際分工地位，大量資源投入型產品的貿易一定程度上造成了能源消費的轉移，因此使得對外開放對能源強度的影響并不顯著；另一方面，外向型的經濟發(fā)展模式，大規(guī)模的外商投資促進地區(qū)技術得以進步的同時也提升了地區(qū)資本結構的合理程度，從而將有效地降低能源強度；由于地區(qū)之間資源稟賦條件存在差異，部分落后地區(qū)節(jié)能意識的淡薄及發(fā)展方式的滯后，人均能源消費量對降低能源強度存在負面影響；產業(yè)結構調整將顯著地降低能源強度，而技術進步對于降低能源強度存在負面影響[3]。

(二)間接影響效應分析

碳生產率對于能源強度的變化存在直接影響效應。另外，通過前文理論分析可知，碳生產率亦可能通過間接路徑對能源強度產生不同程度的影響。因此，為了明確碳生產率對能源強度的影響機制，本部分將基于Hansen提出的門檻模型，將碳生產率作為門檻變量，從結構變動、技術進步及外商直接投資三個角度分別探討碳生產率對能源強度的間接影響效應，以此探求碳生產率影響能源強度的具體路徑。

1．產業(yè)結構(STR)

首先，將碳生產率作為門檻變量，采用產業(yè)結構變量與碳生產率相乘的交叉項，驗證不同碳生產率約束條件下產業(yè)結構調整對能源強度影響效應的差異程度。進行模型回歸分析前，需確定門檻模型具體形式，根據(jù)Hansen提出的“自抽樣法”，在不同的門檻個數(shù)設定下對模型四進行了檢驗，結果列于表4。我們發(fā)現(xiàn)，單一門檻所對應的自抽樣P值為0.017，雙重門檻相應的P值為0.077，而三重門檻模型的P值為0.113。另外，結合圖1(a)和圖1(b)繪制的似然比函數(shù)圖可知，當碳生產率為0.128及0.588時，似然比統(tǒng)計量LR為零。因此，根據(jù)上述兩個門檻位置，將碳生產率劃分為低規(guī)制(ER≤0.128)、中規(guī)制(0.1280.588)三種類型?；仡櫛疚乃扇〉臉颖究芍瑢幭?0.076)、山西(0.081)和內蒙古(0.092)均值均低于0.128，所占比例為10%；浙江(0.637)、福建(0.731)、上海(0.733)、海南(0.773)、廣東(0.814)、北京(0.901)均值均高于0.588，所占比例為20%；其余地區(qū)則位于0.128與0.588之間，所占比例為70%。從表7中數(shù)據(jù)可知，當碳生產率小于0.128時，產業(yè)結構變動1%，能源強度將上升0.336%。表明在低碳生產率地區(qū)，往往存在以犧牲環(huán)境為代價，追求短期經濟利益的現(xiàn)象，產業(yè)結構的調整仍然傾向于制造業(yè)等資源投入型產業(yè)的擴張。同時，寧夏、山西和內蒙古作為能源大省，地區(qū)資源儲備量豐富，加之節(jié)能意識的淡薄，將在一定程度上使得能源強度上升。其次，當碳生產率越過第一重門檻時，產業(yè)結構變動1%，將促使能源強度下降0.397%。意味著對于我國大部分地區(qū)，產業(yè)結構仍然可以作為一種調整能源強度的有效政策。即碳生產率約束提升了高耗能產業(yè)的生存門檻，使其承擔相對高昂的能源投入成本。相比之下，對于技術密集型為代表的服務業(yè)所造成的沖擊則相對較小，甚至受益于政策傾向得以規(guī)?；l(fā)展，進而促使能源強度下降。但是值的注意的是：對于部分發(fā)達地區(qū)，當碳生產率越過第二個門檻(0.588)時，地區(qū)產業(yè)結構變動1%，能源強度卻只下降0.246%，意味著產業(yè)結構調整所帶來的節(jié)能邊際效應有所減弱?？赡艿脑蚴牵河捎诋a業(yè)結構逐步高級化，產業(yè)結構調節(jié)能源強度的成本將逐步增大；其次，隨著城市化水平的推進，城市居民對于綠色消費品需求度上升，服務業(yè)作為清潔型產業(yè)迎來發(fā)展良機。但是，服務業(yè)的發(fā)展受行業(yè)服務性質影響而引致的非服務行業(yè)能源消費量的增加，在整個經濟活動能源消費量中所占比重越來越高，因而在一定程度上削減了產業(yè)結構調整對能源強度的抑制作用。

表4 門檻檢驗(產業(yè)結構)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計性檢驗。

圖1(a) 單一門檻搜索

圖1(b) 雙重門檻搜索

2．技術進步(TC)

其次，依然將碳生產率作為門檻變量，采用技術進步變量與碳生產率相乘的交叉項，檢驗碳生產率約束通過技術的革新影響能源強度的傳導機制。由于模型中自變量發(fā)生了變化，根據(jù)自抽樣法對門檻模型進行了重新檢驗，表5數(shù)據(jù)顯示雙重門檻模型顯著。根據(jù)門檻值0.172和0.297，將碳生產率分成低規(guī)制(ER≤0.172)、中規(guī)制(0.1720.297)三種類型?；仡櫛疚乃扇〉臉颖究芍?，寧夏(0.076)、山西(0.081)、內蒙古(0.092)和貴州(0.137)均值均低于0.172，所占比例為13%；河北(0.215)、新疆(0.224)、甘肅(0.239)、陜西(0.252)、云南(0.255)、青海(0.289)均值位于0.172與0.297之間，所占比例為20%；其余地區(qū)碳生產率均值大于0.297，所占比例為67%。從表7數(shù)據(jù)可知，當碳生產率小于0.172時，技術進步調整1%，能源強度將下降1.757%，當碳生產率強度位于0.172與0.297之間時，技術進步提高1%，能源強度將下降0.247%。因此，當碳生產率低于0.297時，碳生產率對于能源強度更多的體現(xiàn)為“創(chuàng)新補償”效應，即隨著地區(qū)碳生產率的提升將有效的促進能源利用技術水平的提高，從而使得能源強度下降。然而，當碳生產率高于0.297時，技術進步提高1%，能源強度將上升0.015%。即碳生產率對于能源強度的影響效應體現(xiàn)為“綠色悖論”現(xiàn)象?？赡艿脑蚴牵阂环矫?，根據(jù)周肖肖等[3]的解釋：由于能源密集型產業(yè)往往伴隨著高排放，治污技術的進步令能源投入成本降低，相對較低的均衡價格使得能源消費總量遞增，從而表現(xiàn)為能源強度的上升。另一方面，隨著碳生產率的提高，碳生產率的約束促進了能源利用技術水平的提高。然而，技術水平的提高對于能源強度的影響依賴于需求市場對能源密集型產品價格彈性的大小，倘若能源價格的扭曲現(xiàn)象嚴重，則會使得技術進步所帶來的能源消費存在反彈現(xiàn)象。綜上所述，對于中西部地區(qū)，由于目前地區(qū)碳生產率水平低下，節(jié)能關鍵技術的開發(fā)和成熟技術的推廣應作為降低能源強度的主要手段。對于東部地區(qū)，考慮到技術進步存在的反彈效應，應注重可再生能源替代可耗竭能源的規(guī)模擴增，從而部分抵消化石能源的反彈。同時，依靠能源稅等相關政策措施，規(guī)范能源價格，對于促使能源強度下降亦至關重要。最后，區(qū)域之間應加強互動交流，搭建具有廣度及深度的技術交流平臺。東部地區(qū)在自有的技術水平基礎上加強能源利用技術水平的外溢，中西部地區(qū)應加大創(chuàng)新投入，做好技術接納與吸收工作，促進中國區(qū)域之間技術進步的協(xié)調發(fā)展。

圖2(a) 單一門檻搜索

圖2(b) 雙重門檻搜索

3．外商直接投資(FDI)

最后，我們將碳生產率作為門檻變量，采用外商直接投資變量與碳生產率相乘的交叉項，檢驗碳生產率約束如何影響地區(qū)引資政策從而影響能源強度的演化。同樣，根據(jù)自抽樣法對模型形式進行檢驗，如表6所示，單一門檻和三重門檻在5%的顯著性水平上顯著，但是通過觀察門檻值可以發(fā)現(xiàn)，第三個門檻與第一輪搜索的門檻重疊。因此，我們將根據(jù)單一門檻模型進行分析，將碳生產率分成低規(guī)制(ER≤0.128)和高規(guī)制(ER>0.128)兩種類型。通過表7回歸系數(shù)我們可以發(fā)現(xiàn)，無論地區(qū)碳生產率處于何種水平，外商直接投資將有效地促進地區(qū)能源強度的降低。另外隨著碳生產率的提升，有效地形成了“綠色壁壘”促使外商投資資本升級和技術外溢效應，從而加速了能源強度的下降。因而，從整體層面來說，外商直接投資于我國并不存在“污染天堂”現(xiàn)象。同時，碳生產率約束力的提高對外商直接投資的節(jié)能作用具有加速效應?？赡艿脑蛴袃牲c：其一、受限于本土碳排污空間的限制，迫使外商資本進行生產技術及排污技術的創(chuàng)新，從而一定程度上緩解了我國環(huán)境及資源壓力；其二、外商直接投資推動地區(qū)經濟發(fā)展的同時，地方政府逐步對資本引入與生態(tài)經濟之間的關系進行了審視。基于政策的積極引導，清潔型、技術型資本的流入一方面推動了地區(qū)技術創(chuàng)新能力的發(fā)展，同時也促使地區(qū)資本及產業(yè)結構逐步高級化，使得發(fā)展環(huán)境友好型、資源節(jié)約型經濟成為可能。

表5 門檻檢驗(技術進步)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計性檢驗。

表6 門檻檢驗(外商直接投資)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計性檢驗。

表7 門檻模型回歸結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計性檢驗，括號內數(shù)值為對應估計量t值。

圖3 門檻搜索過程

五、結論及政策啟示

為了論證碳生產率是否能在減排的基礎上形成倒逼機制促使能源強度的降低，本文基于2000-2014年省級面板數(shù)據(jù)研究了碳生產率對能源強度的雙重效應。從直接效應上來看，碳生產率對能源強度的影響作用呈現(xiàn)“U”型曲線，拐點位置大致位于0.828。就目前中國實際情況來看，碳生產率的約束將有效地形成倒逼機制，促使能源強度的降低，達到“節(jié)能”與“減排”雙贏的預期效果。但是，隨著節(jié)能成本的上升，碳生產率的邊際節(jié)能效應正逐步遞減。此外，地區(qū)之間碳生產率所引致的節(jié)能效應存在一定的空間異質性。另一方面，碳生產率約束通過產業(yè)結構、技術進步和外商直接投資等渠道對能源強度產生間接影響。具體而言：碳生產率的提高將倒逼產業(yè)結構高級化，扭轉產業(yè)結構對能源強度的作用方向。同時，隨著約束力度的加強，外商直接投資所引致的資本積累及技術外溢具有加速效應。但是，碳生產率的提高，一方面通過提高技術水平降低能源強度，另一方面由于能源價格的扭曲，技術的提高對于能源消費存在顯著的反彈效應，致使技術進步對能源強度的影響表現(xiàn)為負面作用。綜上所述，本文提出以下政策建議：

(1)從廣義角度分析，碳生產率對能源強度的影響效應隨著約束力度的提升從“倒逼節(jié)能”效應演變?yōu)椤熬G色悖論”效應。就目前我國經濟發(fā)展階段而言，適度地規(guī)制地區(qū)碳排污行為將有利于促成“減排”與“節(jié)能”雙贏的局面。但是，由于地區(qū)之間經濟發(fā)展、產業(yè)結構及資源稟賦條件存在差異，碳排放現(xiàn)狀也存在較大的差異。政府機構在約束地區(qū)碳排放行為的同時警惕不切實際地加大碳減排管制力度，應注重減排政策的靈活性及政策間的協(xié)調性。具體而言，對于東部發(fā)達省份，由于碳排放標準等“強制型”政策工具缺乏內在激勵機制，人們對于傳統(tǒng)能源所持有的悲觀期望甚至可能造成短期內能源強度的反彈。因此，東部地區(qū)減排工作應以“激勵型”工具為主，如碳排污權交易、碳排放補貼等。而對于中西部落后地區(qū)，現(xiàn)存的環(huán)境問題較為嚴重，大幅提升約束力度將有效地促進“減排”與“節(jié)能”的協(xié)調發(fā)展。因此，地方政府應對經濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境之間的關系進行重新審視，強調提高能源效率緩解碳排放問題的同時，注重碳生產率的倒逼效應發(fā)揮，以“強制型”工具為主，并施以“激勵型”工具以輔佐碳生產率發(fā)揮節(jié)能作用。

(2)明確產業(yè)結構調整與節(jié)能減排之間的相互作用關系，提升碳生產率約束與產業(yè)政策之間的匹配程度，以此實現(xiàn)節(jié)能與減排的協(xié)同效應。對于落后地區(qū)而言，產業(yè)結構調整需以“保增長，調結構，促改革”為準則，將碳生產率標準納入地區(qū)產業(yè)升級的考核目標之中，明確產業(yè)結構高級化含義，避免為了短期的經濟利益出現(xiàn)產業(yè)逆淘汰現(xiàn)象，使得地區(qū)能源利用水平惡化。就發(fā)達地區(qū)而言，以技術性、環(huán)境友好型為代表的服務業(yè)雖然在一定程度上使得地區(qū)能源強度降低，但受行業(yè)服務性質影響可能引致非服務行業(yè)能源消費量的增加。因此，地方政府切勿盲目推進地區(qū)第三產業(yè)大規(guī)模的發(fā)展，在現(xiàn)有的開放型經濟體系中，逐步促使地區(qū)服務行業(yè)向高級化發(fā)展，擺脫國際代工模式下制造業(yè)的累贅，以此建立具有戰(zhàn)略地位的新興產業(yè)。同時，對于地區(qū)內部部分高耗能產業(yè)，建立合理的產能考核機制，淘汰部分高耗能、高排放產業(yè)，避免此類產業(yè)發(fā)生“碳轉移”現(xiàn)象。最后，在國家區(qū)域協(xié)同戰(zhàn)略的引導下，發(fā)達地區(qū)應積極對輸出產業(yè)進行技術升級，有效地發(fā)揮產業(yè)轉移所帶來的技術“攜帶”效應，最終提升落后地區(qū)能源利用水平。

(3)技術進步的提高將有效地促進能源強度的降低，但是，對于部分地區(qū)由于能源市場機制的不完善，能源要素價格扭曲現(xiàn)象嚴重，致使碳生產率約束所引致的技術創(chuàng)新對能源消費存在一定的反彈現(xiàn)象。一方面，應進一步推進地區(qū)能源利用技術的提高，具有針對性地提高科研投入比例及研發(fā)強度，著實提升自主創(chuàng)新能力。同時，積極引進與自身技術吸納能力相匹配的節(jié)能與減排技術，落實反向學習與二次開發(fā)利用，實現(xiàn)從吸納到模仿再到創(chuàng)新的演化。另一方面，深化能源價格體制改革，理清能源定價機制，通過碳排放征稅等手段令環(huán)境退化成本內部化，糾正扭曲的能源價格。其次，大力鼓勵能源供給側改革，建立多樣化、高效化的能源供應及消費體系，加強光伏、風能等綠色能源的推廣與應用，早日實現(xiàn)“節(jié)能”與“減排”相互協(xié)同發(fā)展的局面。

(4)外商直接投資作為有效降低能耗的調整政策之一，但并不意味著地方政府可以放松碳生產率的約束力度，高強度的碳約束能力將有效地實現(xiàn)外商直接投資技術外溢及資本積累的加速。因此，地區(qū)政府應避免出現(xiàn)“為增長而競爭”的局面，切勿以寬松的碳排污管制力度吸引高能耗、高排放資本的進駐，杜絕發(fā)達國家將本國地區(qū)視為“污染天堂”。另一方面，積極發(fā)揮引資政策的導向功能，根據(jù)地區(qū)現(xiàn)有的資本結構、資源要素等條件制定合理的引資策略，統(tǒng)籌地區(qū)之間協(xié)調發(fā)展，促進能源強度的全面下降。

[1] 胡初枝，黃賢金，鐘太洋，等. 中國碳排放特征及其動態(tài)演進分析[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2008，18(3)：38-42.

[2] 林伯強，姚昕，劉希穎. 節(jié)能和碳排放約束下的中國能源結構戰(zhàn)略調整[J]. 中國社會科學，2010(1)：58-71+222.

[3] 周肖肖，豐超，胡瑩，等. 環(huán)境規(guī)制與化石能源消耗[J]. 中國人口.資源與環(huán)境，2015，25(12)：35-44.

[4] 龍如銀，邵天翔. 中國三大經濟圈碳生產率差異及影響因素[J]. 資源科學，2015，37(6)：1249-1257.

[5] 陳詩一. 中國碳排放強度的波動下降模式及經濟解釋[J]. 世界經濟，2011(4)：124-143.

[6] Long R Y, Shao T X，Chen H. Spatial econometric analysis of China’s province-level industrial carbon productivity and its influencing factors[J]. Applied Energy, 2016, 166: 210-219.

[7] Liu N，Ma Z J，Kang J D. Changes in carbon intensity in China’s industrial sector: Decomposition and attribution analysis[J]. Energy Policy, 2015, 87: 28-38.

[8] 張兵兵. 碳排放約束下中國全要素能源效率及其影響因素研究[J]. 當代財經，2014(6)：13-22.

[9] 王兵，於露瑾，楊雨石. 碳排放約束下中國工業(yè)行業(yè)能源效率的測度與分解[J]. 金融研究，2014(10)：128-141.

[10] Wang K， Wei Y M. China’s regional industrial energy efficiency and carbon emissions abatement costs[J].Applied Energy, 2014, 130: 617-631.

[11] 陳德敏，張瑞. 環(huán)境規(guī)制對中國全要素能源效率的影響——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J]. 經濟科學，2012(4)：49-65.

[12] 張華，王玲，魏曉平. 能源的“波特假說”效應存在嗎？[J]. 中國人口.資源與環(huán)境，2014，24(11)：33-41.

[13] 高志剛，尤濟紅. 環(huán)境規(guī)制強度與中國全要素能源效率研究[J]. 經濟社會體制比較，2015(6)：111-123.

[14] Valeria C，F(xiàn)rancesco C. Environmental regulation and the export dynamics of energy technologies[J]. Ecological Economics, 2008, 66(2-3): 447-460.

[15] 李程宇. 《京都》15年后：分階段減排政策與“綠色悖論”問題[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2015，25(1)：1-8.

[16] Porter M E, van der Linde C. Toward a new conception of the environment-competiveness relationship[J].Journal of Economic Perspectives, 1995(4): 97-118.

[17] Sinn H. Public policies against global warming: a supply side approach[J]. International Tax Public Finance, 2008, 15(4): 360- 394.

[18] Cropper M L，Oates W E. Environmental economics：a survey[J]. Journal of Economic Literature, 1992,30: 675-740.

[19] Hansen B E. Sample splitting and threshold estimation[J]. Econometrica, 2000, 68(3): 575-603 .

[20] 毛雁冰，薛文駿. 我國產業(yè)能源消耗對經濟產出和就業(yè)的異質性影響——基于面板協(xié)整模型的實證分析[J]. 財經研究，2012，38(6)：102-112.

[21] 何江，張馨之. 中國區(qū)域經濟增長及其收斂性:空間面板數(shù)據(jù)分析[J]. 南方經濟，2006(5)：44-52.

責任編輯、校對：李再揚

2016-07-31

國家自然科學基金項目“基于新功能主義的政府R&D經費投入空間溢出效應研究”(71303029)。

潘雄鋒(1980-)，湖南省瀏陽市人，副教授，博士生導師，研究方向：能源經濟與管理；潘仙友(1989-)，浙江省臺州市人，博士研究生，研究方向：能源戰(zhàn)略與經濟系統(tǒng)分析；李昌昱(1994-)，湖北省宜昌市人，碩士研究生，研究方向：產業(yè)經濟。

A

1002-2848-2016(06)-0034-10