劉楊，曲如曉，申萌

（1.天水師范學(xué)院經(jīng)濟與社會管理學(xué)院，甘肅天水741000；2.北京師范大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，北京100875；3.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京100875）

不同能源成本約束下的生產(chǎn)技術(shù)進步與工業(yè)行業(yè)增長

劉楊1，2，曲如曉2，申萌3

（1.天水師范學(xué)院經(jīng)濟與社會管理學(xué)院，甘肅天水741000；2.北京師范大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，北京100875；3.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京100875）

在面臨不同強度的能源成本約束時，工業(yè)行業(yè)部門的生產(chǎn)技術(shù)進步與產(chǎn)出增長之間相互關(guān)系如何了？面對經(jīng)濟穩(wěn)增長和工業(yè)降能耗的雙重壓力，傳統(tǒng)的以減排為導(dǎo)向的能源政策是否會陷入兩難境地？為此，文章利用質(zhì)量階梯模型從理論上探討了能源成本、生產(chǎn)技術(shù)進步與工業(yè)產(chǎn)出間的作用關(guān)系，并結(jié)合中國工業(yè)分行業(yè)1993-2012年面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)在考慮能源成本約束的前提下，生產(chǎn)技術(shù)進步對產(chǎn)出增長的影響成非線性化關(guān)系。為了更準(zhǔn)確地描述這一關(guān)系，進一步利用Hansen（1999）的門檻回歸方法進行了驗證，發(fā)現(xiàn)存在著顯著的雙重門檻特征，在強、中、弱三種不同的能源成本約束強度下，生產(chǎn)技術(shù)進步的作用系數(shù)呈現(xiàn)出顯著的差異。

生產(chǎn)技術(shù)進步；工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出；能源成本；門檻效應(yīng)

一、引言

能源成本的變動對技術(shù)進步與工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出增長有著重要影響。中國的工業(yè)增長模式有著明顯的高投入、高能耗的粗放型特征，工業(yè)的超常規(guī)發(fā)展使得發(fā)達(dá)國家工業(yè)化進程中的結(jié)構(gòu)失衡和環(huán)境污染問題在中國提早出現(xiàn)。近年來國際能源價格波動導(dǎo)致能源成本起伏很大，對中國實現(xiàn)既定能耗要求下的工業(yè)產(chǎn)出增長目標(biāo)提出了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。能源消耗構(gòu)成了生產(chǎn)成本，特別對處于工業(yè)化進程的中國而言，政府對能源成本保持著高度的敏感性：一方面要穩(wěn)定經(jīng)濟的增長速度，另一方面又要利用能源價格杠桿來抑制資源消耗、促進節(jié)能減排。那么，能源成本約束和經(jīng)濟增長是否可以達(dá)到某種均衡？在宏觀層面上，過高的能源成本可能在這個均衡點上束縛產(chǎn)值的上升和增長空間；在微觀層面上，能源成本約束的導(dǎo)向作用雖然能抑制企業(yè)的高消耗、高污染行為，但不可避免地增加了生產(chǎn)成本，影響生產(chǎn)技術(shù)進步以及技術(shù)選擇，削弱企業(yè)的競爭力。

當(dāng)前，利用技術(shù)進步帶動經(jīng)濟增長模式的轉(zhuǎn)變已成為中國重要的宏觀目標(biāo)之一，依靠資本或能源等要素擴張的經(jīng)濟增長是不可持續(xù)的，只有通過技術(shù)進步才能達(dá)到經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展（吳英姿等，2014；Young，1995；Krugman，1994）［1-3］。既然技術(shù)進步與工業(yè)行業(yè)增長密切相關(guān)，而技術(shù)進步又在很大程度上受到了高能源成本的制約，那么考慮不同行業(yè)能源成本差異的情況下，來分析技術(shù)進步對工業(yè)行業(yè)增長的影響就顯得尤為必要：一方面，以能源價格政策（如能源稅）或環(huán)境規(guī)制為體現(xiàn)的能源成本上升會有利于技術(shù)的創(chuàng)新（陳詩一，2010；張成，2011；張云，2012）［4-6］；另一方面，過高的能源成本會迫使廠商將研發(fā)資金投向“清潔型的技術(shù)”以規(guī)避成本上漲和政府管制，而并非“增長型的技術(shù)”（Wing, 2008）［7］。也就是說，不同行業(yè)面臨的能源成本約束帶來的影響可能并非是簡單的線性關(guān)系，通過一些簡單的統(tǒng)計相關(guān)分析可以發(fā)現(xiàn)，高能源成本行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進步對工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出增長存在著可能的抑制和減緩作用，因為這些行業(yè)所屬的特性決定了它們的增長更多地依賴于能源投入、資本以及勞動，而低能源成本行業(yè)卻恰好相反。因此，忽視不同行業(yè)所面臨的能源成本壓力可能誤導(dǎo)能源政策的選擇。

簡單地來看，高能源成本組行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進步對工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出增長產(chǎn)生了抑制和減緩作用，這些行業(yè)所屬的特性決定了它們的增長更多地依賴于能源投入、資本和勞動。因此，忽視不同行業(yè)所面臨的能源成本壓力可能誤導(dǎo)能源政策的選擇。

與本文相似的研究主要集中于以下幾個方面：一是探討能源約束、技術(shù)進步與經(jīng)濟增長間的關(guān)系，如肖文等（2011）［8］利用中間品產(chǎn)出效率來刻畫技術(shù)創(chuàng)新，討論了社會計劃最優(yōu)的均衡增長路徑，并分析了長期最優(yōu)產(chǎn)出增長效應(yīng)和耗能增長效應(yīng)。二是探討能源價格與技術(shù)進步間的反彈效應(yīng)（rebound effect），如Birol and Keppler（2000）［9］發(fā)現(xiàn)能源價格的波動和技術(shù)變化，會由于產(chǎn)品和要素間的替代關(guān)系而產(chǎn)生反彈效應(yīng)，進而對整個經(jīng)濟福利產(chǎn)生影響；三是研究能源成本、技術(shù)變化與能源強度間的關(guān)系，如樊茂清等（2012）［10］利用包含33個部門的聯(lián)立方程計量模型研究發(fā)現(xiàn)，能源價格上漲以及信息化為體現(xiàn)的技術(shù)進步等因素有效地降低了大部分部門的能源強度。據(jù)掌握的文獻來看，尚無研究具體地探討不同能源成本差異下生產(chǎn)技術(shù)進步對于工業(yè)增長存在著的非線性影響，同時，現(xiàn)有研究也提醒我們在研究技術(shù)進步時有必要將其進一步分解為生產(chǎn)技術(shù)進步和技術(shù)效率變動①，探討生產(chǎn)技術(shù)進步帶來的影響，是發(fā)展中國家工業(yè)和能源環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。

不過，不能簡單地驗證生產(chǎn)技術(shù)進步對工業(yè)行業(yè)增長這一話題，更進一步地，不同的能源成本約束下生產(chǎn)技術(shù)進步會對工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出增長產(chǎn)生非線性的影響作用。為了對此進行分析，本文在新經(jīng)濟增長理論的質(zhì)量階梯（quality ladde）理論框架下（Aghion et al，1992）［11］，利用1993-2012年36個中國工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)對所關(guān)心的問題進行實證研究，并結(jié)合Hansen（1999）的門檻模型（Threshold）來進行檢驗；為了更客觀地反映每個行業(yè)所面臨的能源成本，使用單位產(chǎn)值的能源成本（能源強度×能源價格）來刻畫本文中所指的能源成本。本文是申萌等（2012）研究的進一步延伸，文章具體結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為理論模型框架，第三、四部分是數(shù)據(jù)描述和相關(guān)的實證檢驗，最后是本文的簡要結(jié)論和啟示。

二、理論模型框架

（一）能源成本、技術(shù)進步與工業(yè)增長的內(nèi)涵

在Aghion和Howitt（1992）［11］模型基礎(chǔ)上建立一個包含最終產(chǎn)品部門、中間產(chǎn)品部門和研發(fā)部門的三部門模型來討論能源成本、生產(chǎn)技術(shù)進步與工業(yè)增長之間的關(guān)系。為了分析的方便，假設(shè)代表性消費者經(jīng)濟，經(jīng)濟中居民消費N種類的最終品，代表性消費者的終身效用函數(shù)為②：

其中，r代表消費者的時間貼現(xiàn)率，cit代表居民在t時刻對第i個行業(yè)最終產(chǎn)品的消費量。該函數(shù)形式確定了所有行業(yè)的最終產(chǎn)品的價格均相同，這意味著本文是以產(chǎn)值而非實際數(shù)量來衡量最終產(chǎn)品的。

假設(shè)所有區(qū)域的任意行業(yè)都服從相同的科布-道格拉斯形式生產(chǎn)函數(shù)。對于任意區(qū)域，行業(yè)i的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

其中，Ait代表在t時刻的外生沖擊以及規(guī)模經(jīng)濟，如勞動生產(chǎn)率、經(jīng)濟環(huán)境、企業(yè)管理水平的變化等等；xit代表行業(yè)i生產(chǎn)所需要的中間品。qit代表中間品的生產(chǎn)技術(shù)先進程度。Nit是勞動力Lit和資本Kit的函數(shù)，Nit=Nit代表除中間品外，其他生產(chǎn)要素在最終品價值中所占的份額。為了簡化模型，本文假設(shè)每一期的勞動力和資本都是外生給定的。

不妨假設(shè)能源的需求來源于中間品使用過程對其消耗，能源為中間品的互補品。因此，能源的消耗量與中間品投入有：

其中，Eit代表行業(yè)i的中間品部門在t時刻生產(chǎn)一單位中間品所消耗的能源，ξit刻畫了i行業(yè)在t時刻中間品使用過程中的能源效率，ξit越大則表明能源利用效率越高。

在中間品部門，具有技術(shù)優(yōu)勢的企業(yè)將壟斷市場。沿襲Aghion和Howitt（1992）的假設(shè)，一單位中間產(chǎn)品的生產(chǎn)需消耗一單位的最終品。中間品需求彈性被生產(chǎn)函數(shù)給定，均為1/(1-α)；而邊際成本為1。因此，中間品的價格為：pit=1/α

對于最終品生產(chǎn)者而言，中間品的投入不僅要為中間品付費，還需要對中間品使用過程中所需的能源付費，每單位中間品及與其互補使用的能源總共付出為：pit+（PEt/ξit）。其中PEt代表能源的價格。根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)可得到中間品的需求曲線和關(guān)系式（3）給出的價格，可以得到所有中間品的生產(chǎn)量服從以下關(guān)系：

則中間品產(chǎn)量決定式為：

將（5）式以及中間品價格式代入關(guān)系式（2），得到各行業(yè)的產(chǎn)值：

在此基礎(chǔ)上，可以得到各行業(yè)增加值的決定式：

（二）能源成本與生產(chǎn)技術(shù)進步

能源成本與生產(chǎn)技術(shù)進步的關(guān)系是關(guān)注的核心。對于具有領(lǐng)先生產(chǎn)技術(shù)的廠商而言，可以將其他潛在競爭者擠出。以得到行業(yè)所有的壟斷利潤為：

其中，ηit表示行業(yè)引入新技術(shù)的政策環(huán)境等因素，zit表示來源于最終產(chǎn)品的行業(yè)研發(fā)投入。對于風(fēng)險中性的研發(fā)企業(yè)而言，他們將最大化引入技術(shù)的現(xiàn)值以確定投入的大小。企業(yè)技術(shù)的現(xiàn)值定義如下：

假定研發(fā)可以自由進入，因此研發(fā)的利潤，恰等于研發(fā)成本的投入。因此，可以得到行業(yè)成功引入新技術(shù)的概率為：

據(jù)此，可以確定生產(chǎn)技術(shù)進步在i行業(yè)、t時刻的期望值，即生產(chǎn)技術(shù)進步率為：

從（12）式可以看到，前文所設(shè)定的能源成本因子與行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進步相聯(lián)系，結(jié)合能源因子的構(gòu)成特點發(fā)現(xiàn)能源價格越高、能源效率越低時生產(chǎn)技術(shù)進步率越低，既然技術(shù)進步與能源成本因子之間密切相關(guān)，那么在考慮不同能源成本差異的前提下來分析技術(shù)進步對工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出增長的影響就顯得尤為必要。

（三）如何描述能源成本因子

前文給定的能源成本因子是一種范式意義上的描述，需要知道是它所體現(xiàn)的經(jīng)濟含義。對于行業(yè)i來說，其單位產(chǎn)出的能源成本為：

（13）式即能源強度與能源價格的乘積，同時它也表示了能源總成本與總產(chǎn)出值（用貨幣值來計量）的比例，稱之為能源成本率?？梢姡?3）式更準(zhǔn)確地描述了行業(yè)生產(chǎn)過程中真實的能源成本含義。對能源成本因子適當(dāng)變形會發(fā)現(xiàn)：

（14）式表明了本文中能源成本因子的經(jīng)濟學(xué)意義，能源成本因子完全可以由行業(yè)單位產(chǎn)出的能耗成本表達(dá)，本文將不可測量的能源因子轉(zhuǎn)換成了可測量的單位產(chǎn)出能耗成本。

三、計量模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

本文第二部分通過構(gòu)建數(shù)理模型描述了能源成本、生產(chǎn)技術(shù)進步與工業(yè)產(chǎn)出增長間的關(guān)系，那么，這些結(jié)果能得到相應(yīng)的經(jīng)驗支持嗎？本部分首先采用基于DEA方法的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)測度中國36個工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進步指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上利用行業(yè)面板數(shù)據(jù)，就能源成本約束下生產(chǎn)技術(shù)進步對工業(yè)產(chǎn)出增長的非線性影響進行檢驗。

（一）測度工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進步水平

全要素生產(chǎn)率的增長由兩部分組成，一是生產(chǎn)技術(shù)變動，表現(xiàn)為新技術(shù)的發(fā)明與應(yīng)用，這種技術(shù)的改進表現(xiàn)為生產(chǎn)前沿的上升；二是技術(shù)效率，包括管理創(chuàng)新、制度創(chuàng)新以及因企業(yè)規(guī)模的擴大而引發(fā)的效率提升。顯然，生產(chǎn)技術(shù)的變動才是所要關(guān)心的技術(shù)進步。

在假定每個行業(yè)為一個DMU的前提下，以(x′,y′)和(xt+1,yt+1)分別表示某行業(yè)在t和t+1時期的投入產(chǎn)出，在Fare等（1994）方法基礎(chǔ)上，全要素生產(chǎn)率（TFPCH）可以用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)表示，并分解為技術(shù)進步的變化（TECH）和技術(shù)效率的變化（EFFCH），而EFFCH又可以分解為純技術(shù)效率的變化（PECH）和規(guī)模效率（SECH），即：

其中，TFPCH、TECH、PECH、SECH的值大于1，分別表示從t期到t+1期全要素生產(chǎn)率增長、生產(chǎn)技術(shù)進步、純技術(shù)效率改善和規(guī)模經(jīng)濟。這里的生產(chǎn)技術(shù)進步（TECH）就是本文構(gòu)造的用以測度中國工業(yè)部門生產(chǎn)技術(shù)進步水平的指標(biāo)③。

（二）計量模型設(shè)定

對工業(yè)行業(yè)增加值決定式（7）進行計量分析，在考慮到其他控制變量的基礎(chǔ)上，將實證模型設(shè)置如下：

其中，VAit表示第i個行業(yè)部門在t年的工業(yè)增加值；qit表示第i個行業(yè)部門在t年和基年相比的生產(chǎn)技術(shù)進步水平；Δit表示能源成本因子，根據(jù)前文的分析知道，可以利用單位產(chǎn)出的能耗成本作為其代理變量，即為（能源消耗/總產(chǎn)值）×能源價格，考慮到能源成本約束可能使生產(chǎn)技術(shù)進步對工業(yè)產(chǎn)出增長的影響成非線性化，引入能源成本因子與生產(chǎn)技術(shù)進步的交互項來反映這一影響；Kit、Lit、ASit、IGit分別為各行業(yè)部門的資本存量、從業(yè)人員數(shù)、企業(yè)平均規(guī)模與投資增長率；μi為個體效應(yīng)，εit為隨機擾動項，β是我們關(guān)心的待估參數(shù)。根據(jù)前文的論述，qit前的系數(shù)應(yīng)該為正，Δit前的系數(shù)為負(fù)；在引入交互項后，交互項的系數(shù)應(yīng)當(dāng)為負(fù)，即在能源成本較高的行業(yè)，生產(chǎn)技術(shù)進步對工業(yè)產(chǎn)出增長起到抑制作用。

（三）數(shù)據(jù)說明及描述性統(tǒng)計

本文采用中國36個工業(yè)行業(yè)1993-2012年的面板數(shù)據(jù)作為實證研究的樣本，工業(yè)分行業(yè)來源于《國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》劃定中的兩位數(shù)行業(yè)，2002年修訂版共計劃分了39個兩位數(shù)行業(yè)。根據(jù)本文研究的需要以及樣本時間窗口期內(nèi)數(shù)據(jù)的一致性及可得性，剔除了其他采礦業(yè)、廢棄資源和廢舊材料加工業(yè)以及工藝品制造業(yè)三類，共計36個工業(yè)行業(yè)。

工業(yè)總產(chǎn)值和工業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，利用2012年《中國城市（鎮(zhèn)）生活與價格年鑒》提供的工業(yè)分行業(yè)工業(yè)品出廠價格指數(shù)對其平減，構(gòu)造以1990年為基期（1990＝100）的可比價序列，單位為億元。其中，1995年后工業(yè)總產(chǎn)值指標(biāo)不包含增值稅價格數(shù)值，并將工業(yè)凈產(chǎn)值改為工業(yè)增加值，并將增值稅加入其中。能源消耗值來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》提供的工業(yè)分行業(yè)的能源消費總量，單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，能源價格則利用燃料、動力類價格指數(shù)作為能源價格的代理變量。資本存量通過永續(xù)盤存法獲得，具體的計算方法參見單豪杰、師博（2008），單位億元。從業(yè)人員數(shù)來源于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》提供的工業(yè)行業(yè)從業(yè)人員數(shù)。企業(yè)平均規(guī)模用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)合計除以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量表示，投資增長率由工業(yè)行業(yè)固定資產(chǎn)凈額（年底數(shù)）對數(shù)差分得到。主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

另外，通過考察各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)，所有相關(guān)系數(shù)的絕對值均低于0.533。進一步考察方差膨脹因子（VIF）后可以發(fā)現(xiàn)，所有解釋變量的方差均低于5.01，遠(yuǎn)低于經(jīng)驗準(zhǔn)則值10，因此本文的所有解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

四、實證結(jié)果及分析

考慮到本文數(shù)據(jù)具有較長的時間序列特征，有必要對面板數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)進行檢驗，避免“偽回歸”的出現(xiàn)。根據(jù)Levin-Lin-Chu（LLC）和Im-Pesaran-Shin（IPS）面板單位根檢驗的結(jié)果可以看到（見表2），所有變量均為平穩(wěn)、去截距平穩(wěn)或去截距、去趨勢平穩(wěn)，因此，可以將所有變量視為平穩(wěn)變量。

表2 面板單位根檢驗結(jié)果

（一）基本回歸分析和穩(wěn)健性評價

首先，利用面板固定效應(yīng)模型對所關(guān)心的問題進行實證分析，工業(yè)行業(yè)部門間存在的異質(zhì)性使得個體效應(yīng)μi和各解釋變量間存在一定的相關(guān)性，從定性的角度來講，選擇固定效應(yīng)更適合本模型的估計，Hausman檢定結(jié)果也支持固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。同時，為了克服可能存在的條件異方差，所有回歸均對估計參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤進行了White異方差修正。

基本回歸結(jié)果報告于表3的（1）-（4）列。作為對比，首先在（1）中報告了不含交互項的回歸結(jié)果，生產(chǎn)技術(shù)進步、資本與勞動投入有效促進了工業(yè)部門產(chǎn)出增長，而高能源成本則起到了抑制作用，與理論預(yù)期以及大量文獻結(jié)論相符，以上變量的作用均在1%的水平上顯著。為了考察生產(chǎn)技術(shù)進步與能源成本在影響工業(yè)產(chǎn)出上的相互作用，引入生產(chǎn)技術(shù)進步與能源成本的交互項，回歸結(jié)果列于（2）中，可以看到生產(chǎn)技術(shù)進步與能源成本的系數(shù)估計與（1）并無較大差異，兩者交互項的系數(shù)為負(fù)，說明在本文的框架內(nèi)，當(dāng)工業(yè)行業(yè)部門面臨較高的能源成本約束時，生產(chǎn)技術(shù)的變動會對工業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生抑制或減緩作用。

在（2）列的基礎(chǔ)上，進一步加入了相關(guān)控制變量進行回歸并報告于（3），可以看出，行業(yè)部門中企業(yè)平均規(guī)模越大，投資增長越快，該行業(yè)產(chǎn)出能力越強。為了把握較長樣本期內(nèi)時間因素帶來的影響，在回歸（4）中加入了時間虛擬變量，此時，生產(chǎn)技術(shù)進步與能源成本的系數(shù)估計與之前各列無顯著差異，兩者交互項依舊為負(fù)并在1%的水平上統(tǒng)計顯著。在控制了時間因素之后，模型的R2由（3）列的0.83提高到0.92，表明無法觀測的時間效應(yīng)進一步解釋了9%的工業(yè)產(chǎn)出變動；針對時間虛擬變量的似然比聯(lián)合檢定χ2值為303.12，伴隨p值為0.000，可見對時間效應(yīng)加以控制是得當(dāng)?shù)摹?/p>

表3 基本回歸結(jié)果

相對于以上的分析，本文更關(guān)注的是在不同能源成本差異下生產(chǎn)技術(shù)進步的邊際效應(yīng)④究竟如何。由于交互項的存在，生產(chǎn)技術(shù)進步對產(chǎn)出的邊際效應(yīng)將不再是一個固定值，它與能源成本有意義的取值有關(guān)，具體的表達(dá)式為：

此時，原回歸中變量的估計系數(shù)和統(tǒng)計檢驗不具備直觀的經(jīng)濟學(xué)解釋，需要在某些有意義的能源成本取值處計算生產(chǎn)技術(shù)進步的邊際效應(yīng)，并進行統(tǒng)計檢驗，具體結(jié)果報告于表3的下部?？梢钥吹?，隨著能源成本取值的逐步提高，技術(shù)進步的邊際效應(yīng)在下降，特別是控制時間效應(yīng)以后，在能源成本均值處，技術(shù)進步的邊際效應(yīng)為正且統(tǒng)計顯著，而當(dāng)能源成本上升到3/4分位點時，這一邊際效應(yīng)顯著為負(fù)?？紤]到原模型的t檢驗并無實際含義，本文同時報告了針對生產(chǎn)技術(shù)進步變量的顯著性聯(lián)合檢定。

（二）穩(wěn)健性評價

為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，從以下幾個角度進行穩(wěn)健性分析。

一是剔除異常樣本的影響。一些“特殊性”樣本的存在常常會影響到模型的估計結(jié)果，從前文的圖形直觀描述可以看到，石天開采、服裝業(yè)、皮羽制造、文體用品、電力煤氣、燃?xì)馍a(chǎn)、水生產(chǎn)行業(yè)可能是潛在的離群特征樣本點，剔除掉這七個行業(yè)的數(shù)據(jù)，重新進行估計，結(jié)果報告于（5）列?？梢园l(fā)現(xiàn)估計結(jié)果和之前各列相比并無較大差異，因此，異常樣本點沒有給我們的模型估計帶來實質(zhì)性的影響，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

二是考慮動態(tài)性和持續(xù)性的動態(tài)面板估計。本文也考慮到工業(yè)行業(yè)部門的產(chǎn)出是一個連續(xù)動態(tài)的過程，上期產(chǎn)出的積累可能會對當(dāng)期產(chǎn)生一定的影響，為了使實證研究的結(jié)論更有說服力，本文對動態(tài)化過程進行了計量分析，將被解釋變量的一階滯后項作為解釋變量加入到模型中，利用SYS-GMM方法進行估計，并采用Windmeijer（2005）提出的二階段糾偏穩(wěn)健估計量計算標(biāo)準(zhǔn)誤。盡管由于被解釋變量一階滯后項的引入以及大量工具變量的存在導(dǎo)致統(tǒng)計推斷顯著性有所降低，但并不影響基本判斷：生產(chǎn)技術(shù)進步、能源成本變量的方向與前文一致且在10%的水平上顯著，兩者交互項符號依舊為負(fù)，針對生產(chǎn)技術(shù)進步變量的聯(lián)合檢定可知，技術(shù)進步帶來的影響是高度顯著的，并且隨著能源成本的逐步上升其邊際效應(yīng)下降甚至轉(zhuǎn)而為負(fù)。從報告的AR（2）來看，接受模型不存在序列相關(guān)的原假設(shè)；同時sargan檢定的伴隨p值為0.652，表明工具變量與干擾項間是無關(guān)的，不存在過度識別問題。

（三）門檻模型的估計和檢驗

從前文的基本回歸分析可以看到，隨著能源成本約束程度的上升，生產(chǎn)技術(shù)進步的邊際效應(yīng)呈下降趨勢，當(dāng)能源成本足夠高到某一臨界點時，這一效應(yīng)轉(zhuǎn)而為負(fù)，表現(xiàn)出區(qū)間非線性變化。為了避免人為劃分區(qū)間的主觀偏誤，本文利用Hansen（1999）［15］發(fā)展的門檻模型方法，從數(shù)據(jù)本身的特點來劃分區(qū)間，進而給出一個更為精確的分析結(jié)論。單一門檻模型的基本設(shè)定如下：

其中，i、t為標(biāo)識符，xit為其他控制變量，Tit為門檻變量，即本文中的能源成本，γ為特定的門檻值，I(?)為示性函數(shù)，相應(yīng)的條件成立時取值為1，否則取值為0。對于給定的γ值，可以采用OLS得到參數(shù)β的一致估計量，即

相應(yīng)的殘差平方和為S1(γ)=e?(γ)'e?(γ)，當(dāng)回歸中的γ接近門檻水平時，該殘差平方和就會越?。–han,1993）［16］，可以通過最小化S1(γ)來估計γ，進而得到其他的估計參數(shù)。對于得到的門檻效應(yīng)需要進一步進行檢驗：

（1）檢驗門檻模型（5）中的β1和β2是否存在顯著的差異，如果沒有拒絕原假設(shè)β1＝β2，說明模型沒有表現(xiàn)出明顯的門檻特征，相應(yīng)的似然比統(tǒng)計量如下：

其中，S0為原假設(shè)下的殘差平方和。因為F的漸進分布是非標(biāo)準(zhǔn)的，無法查表得到其臨界值，所以Hansen（1996）采用Bootstrap來獲得其一階漸進分布，基于此的P值也將是漸進有效的。

（2）檢驗門檻估計值γ?是否等于真實值γ0。已經(jīng)確認(rèn)門檻效應(yīng)存在的條件下，Chan（1993）和Hansen（1997）研究表明γ?是γ0的一致估計量，其漸進分布是高度非標(biāo)準(zhǔn)的。Hansen（1997）利用似然比統(tǒng)計量構(gòu)造出“非拒絕域”作為γ的置信區(qū)間，在原假設(shè)γ=γ0下，似然比統(tǒng)計量為：LR(γ)=如果該值足夠的大，那我們就拒絕原假設(shè)。對于多重門檻的相關(guān)設(shè)定與假設(shè)檢驗與單一門檻相似，限于篇幅將不再詳述⑤。

具體的實證過程如下：首先，我們需要確定門檻的個數(shù)進而確定模型的具體形式。分別在不存在門檻、一個門檻和兩個門檻的設(shè)定下對模型（17）進行估計，相應(yīng)的F統(tǒng)計量和基于Hansen（1996）的Bootstrap方法得到的P值見表4，可以發(fā)現(xiàn)雙重門檻特征非常顯著，相應(yīng)的自抽樣p值均小于0.05，而三重門檻并不顯著。這一結(jié)論與前文分析相類似，當(dāng)能源成本上升到第一臨界點后，技術(shù)進步的邊際效應(yīng)開始下降；繼續(xù)上升到第二臨界點后，邊際效應(yīng)將為負(fù)值。從門檻檢驗的結(jié)果可以看到，第一臨界點和第二臨界點分別在能源成本對數(shù)取值為2.097和6.185時。

表4 門檻檢驗效果及門檻值

為了更直觀地觀察到門檻個數(shù)的選擇、門檻估計值和置信區(qū)間的構(gòu)造，本文同時繪制了似然比函數(shù)圖，見圖1、圖2。門檻參數(shù)的估計值是值LR統(tǒng)計量為零時γ的取值，在模型中為2.097和6.185（如圖所示），表明工業(yè)行業(yè)部門以此臨界值為劃分，不同區(qū)間內(nèi)生產(chǎn)技術(shù)進步對于工業(yè)產(chǎn)出增長的影響存在著顯著的差異。

圖1 第一個門檻的估計值和置信區(qū)間

圖2 第二個門檻的估計值和置信區(qū)間

本文分析的重點是生產(chǎn)技術(shù)進步與工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系，在得到門檻變量的估計值后，便可以回到模型（17）進行參數(shù)估計，主要變量的結(jié)果報告于表5。當(dāng)能源成本約束小于第一臨界點時，生產(chǎn)技術(shù)進步的邊際效應(yīng)值為3.619（= 0.703+2.916）；而當(dāng)能源成本約束跨過第一臨界點后，該邊際效應(yīng)值下降到0.703；當(dāng)能源成本繼續(xù)上升進而跨過第二臨界點后，邊際效應(yīng)值為-1.126（=0.703-1.829）。

表5 模型的門檻回歸結(jié)果

由門檻檢驗的結(jié)果可知，生產(chǎn)技術(shù)進步對工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出的影響并非是單調(diào)遞增的，其影響系數(shù)因不同的行業(yè)以及行業(yè)所面臨的不同能源成本而有所差異，即隨著能源成本約束的由弱變強，生產(chǎn)技術(shù)進步帶來的效應(yīng)會呈階段性的下降。為了更直觀地考察這一變動關(guān)系，將作用系數(shù)曲線M和總效用線TU置于圖3中。在低能源成本約束I階段，生產(chǎn)技術(shù)進步的作用系數(shù)是遞增的，在第一門檻值附近作用系數(shù)達(dá)到最大值（A點）；在中等能源成本約束II階段，能源成本的上升導(dǎo)致生產(chǎn)技術(shù)進步的作用系數(shù)逐步下降，但還是在相當(dāng)程度上促進工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出的增加，當(dāng)能源成本約束到達(dá)第二門檻值附近時，生產(chǎn)技術(shù)進步的作用下降為零，對工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出的促進總量達(dá)到最大值（B點）；在高能源成本約束III階段，作用系數(shù)轉(zhuǎn)為負(fù)數(shù)，生產(chǎn)技術(shù)進步對工業(yè)產(chǎn)出開始產(chǎn)生抑制作用?？梢?，最優(yōu)的能源成本約束點不應(yīng)該超過B點。

圖3 生產(chǎn)技術(shù)進步效果變動

（四）實證結(jié)果的簡要評價

對于本文所關(guān)心的問題，區(qū)別于傳統(tǒng)文獻，在考慮行業(yè)異質(zhì)性和不同行業(yè)面臨不同能源成本差異的前提下進行了更為細(xì)致的實證分析。傳統(tǒng)文獻大多使用全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)進步的代理變量，那么，技術(shù)進步對于工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出的影響就無法具體地區(qū)分是由生產(chǎn)技術(shù)變動導(dǎo)致還是由于技術(shù)規(guī)模效率變動導(dǎo)致，進而產(chǎn)生可能的“加總謬誤”，特別是對于石天開采、電力煤氣、燃?xì)馍a(chǎn)、石油加工等高能源成本行業(yè)而言，它們的行業(yè)特性決定了它們的產(chǎn)出增長更多地依賴于資本要素以及中間品的大量投入，規(guī)模經(jīng)濟化是類似行業(yè)的普遍特征，也就是說，在優(yōu)化資源配置和改善管理水平的前提下，企業(yè)的“規(guī)模產(chǎn)出”效應(yīng)將部分乃至全部抵消生產(chǎn)技術(shù)變動可能帶來的抑制效應(yīng)，進而掩蓋了面臨高能源成本時生產(chǎn)技術(shù)變動的負(fù)面影響。另一方面，傳統(tǒng)文獻對于能源成本約束下生產(chǎn)技術(shù)進步效應(yīng)變動的非線性化、區(qū)間化有所忽視，常規(guī)性地利用線性化的技術(shù)手段進行分析，也是導(dǎo)致生產(chǎn)技術(shù)變動帶來的負(fù)面影響被低估的重要原因。

為什么工業(yè)行業(yè)面臨過高的能源成本時，生產(chǎn)技術(shù)進步會對產(chǎn)出增長產(chǎn)生抑制作用。可能的原因有兩點：一是生產(chǎn)技術(shù)的選擇偏差帶來的影響，以能源價格調(diào)整、能源稅征收等形式為表現(xiàn)的能源成本約束可能導(dǎo)致企業(yè)利潤急劇下降，并且企業(yè)主也會感受到政府對于改革能源政策的強烈信號，那么，企業(yè)將逐步淘汰一些高能耗的“增長型生產(chǎn)技術(shù)”，選擇“清潔型生產(chǎn)技術(shù)”以規(guī)避能源價格波動以及政府的環(huán)境規(guī)制，這個生產(chǎn)技術(shù)變動的過程不可避免的會對產(chǎn)出增長產(chǎn)生減緩作用。二是生產(chǎn)技術(shù)進步的正面和負(fù)面效應(yīng)的影響并不同步，負(fù)面效應(yīng)往往當(dāng)期產(chǎn)生影響，而生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新本身所需的時間相對較長，因此，在短期內(nèi)觀察到的可能主要以負(fù)面抑制效應(yīng)為主。所以，引入生產(chǎn)技術(shù)進步的相關(guān)滯后項并在時間維度上考察這種效應(yīng)的非線性變化，也將是本文以后進一步的研究方向。

五、結(jié)論和啟示

本文研究結(jié)果表明，在考慮不同行業(yè)面臨不同能源成本約束的情況下，生產(chǎn)技術(shù)進步對于工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出的影響并非單調(diào)遞增的線性關(guān)系，而是成非線性、區(qū)間形的作用形態(tài)，為了更準(zhǔn)確地描述這一非線性影響，本文進一步利用門檻回歸進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)在中、低能源成本約束階段，生產(chǎn)技術(shù)進步的邊際效應(yīng)為正，但當(dāng)能源成本約束到達(dá)一定程度后，這一效應(yīng)將轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向影響，不同階段之間生產(chǎn)技術(shù)進步的彈性系數(shù)和極值有所不同。

本文的研究結(jié)果蘊含著相應(yīng)的政策含義。①現(xiàn)行基于減排為導(dǎo)向的環(huán)境政策決策突出強調(diào)對于高能耗、高排放產(chǎn)業(yè)的約束，而忽視了這一約束背后對于產(chǎn)出的負(fù)面影響，這與當(dāng)前中國經(jīng)濟的現(xiàn)實是相違背的，在未來較長一段時間內(nèi)，“穩(wěn)增長”才是政府經(jīng)濟決策和國民經(jīng)濟發(fā)展的主流，盲目通過能源成本施加約束迫使高能耗產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，在實際中可能因為信息不完全導(dǎo)致的技術(shù)選擇偏差以及高昂的附加成本，造成現(xiàn)行中的能源政策、環(huán)境政策顧此失彼，諸如提高能源使用價格的節(jié)能減排政策勢必將影響行業(yè)的發(fā)展。②就整體工業(yè)行業(yè)而言，能源成本約束下的生產(chǎn)技術(shù)進步在一定程度上促進產(chǎn)出增長，但絕不能因此而走入盲目提高能源政策強度的誤區(qū)，應(yīng)針對不同的行業(yè)屬性和發(fā)展實際，對不同行業(yè)的能源約束強度和管制引導(dǎo)方式有所區(qū)別，體現(xiàn)出差異化特征，堅決避免“一刀切”的處理方式。同時，要拋棄原有的固定靜態(tài)標(biāo)準(zhǔn)，動態(tài)化的權(quán)衡能源政策與產(chǎn)出增長間的關(guān)系，及時追蹤修訂，調(diào)整至最優(yōu)約束水平。③從政府層面加大對能源技術(shù)政策的重視，增加能源技術(shù)研發(fā)的公共支出，減少能源技術(shù)推廣過程中的企業(yè)成本，進而提高工業(yè)企業(yè)，特別是高能耗企業(yè)吸收能源政策不利影響的能力。能源技術(shù)的提高可以減少單位中間品投入所需要的能源消耗，即降低了能源強度又減少了能源成本上升，從而達(dá)到“雙贏”的效果。

注釋：

①技術(shù)進步通常由全要素生產(chǎn)率核算，TFP是一種包括所有生產(chǎn)要素的生產(chǎn)率測量。一個廠商在技術(shù)有效的前提下仍可以通過尋找規(guī)模經(jīng)濟來提高自己的生產(chǎn)率，表現(xiàn)為生產(chǎn)點在生產(chǎn)前沿上的移動；而當(dāng)人們在時間順序上考察生產(chǎn)率變動時則表現(xiàn)為生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)水平的進步（techni?cal change），又稱為技術(shù)變化，表現(xiàn)為生產(chǎn)前沿的上升。顯然，后一種技術(shù)進步的形式是本文所關(guān)心的。

②類似設(shè)定參見Acemoglu等（2004）及文獻［12］。

③限于篇幅，不再提供具體的構(gòu)造步驟以及分解變量值，步驟可參見文獻［13］、［14］，有興趣的讀者可向作者索取。

④在本文的計量模型對數(shù)化設(shè)定下，該邊際效應(yīng)亦為彈性。

⑤具體可參見文獻［15］。

［1］Young A.Gold into Base Metals：Productivity growth in the People’s Republic of China During the Reform Period［J］. Journal of Political Economy，1995，110（3）:641-680.

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［4］陳詩一.節(jié)能減排與中國工業(yè)的雙贏發(fā)展：2009-2049［J］.經(jīng)濟研究，2010（3）:129-143.

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［16］Chan K S.Trade，social values，and the generalized trust［J］. Southern Economic Journal，2007，73（3）：733-753.

［責(zé)任編輯：余志虎］

Technical Progress and Output Growth in Industrial Sector under the Constraint of Different Energy Costs

LIU Yang1，2，QU Ru-xiao2，SHEN Meng3
（1.School of Economics and Social Management，Tianshui Normal University，Tianshui 741000，China；2.School of Economics and Business Administration，Beijing Normal University，Beijing 100875，China；3.School of Economics，Capital University of Economics and Business，Beijing 100875，China）

What is the relationship between technical progress and output growth in industrial sector when the intensity of ener?gy cost constraint is different?Whether does the traditional energy policy of emission reduction-oriented fall into a dilemma when facing the double pressure of keeping steady economic growth and reducing energy consumption?To answer the two ques?tions，the paper analyzes theoretically the relations among energy cost，technical progress and industrial output by applying quality ladder model，and tests them empirically by using the panel data of China’s industrial sectors from the year of 1993 to 2012.The results show that the impact of technical progress on production output growth is nonlinear under the premise of the energy cost constraint.Furthermore，the paper applies Hansen(1999)threshold regression method to verify the relations more accurately，and finds that there is a significant feature of dual threshold，the effect coefficient of technical progress is remark?able different when the intensity of energy cost constraint is strong，middle or weak.

technical progress；output of industrial sector；energy cost；threshold effect

F062.4；F203

A

1007-5097（2014）08-0066-08

●產(chǎn)經(jīng)動態(tài)

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.08.013

2014-5-19

國家社會科學(xué)基金青年項目（12CJL034）；教育部人文社會科學(xué)研究項目（13YJC790119）；天水師范學(xué)院中青年教師資助項目（TSA1125）

劉楊（1982-），男，甘肅天水人，天水師范學(xué)院講師，北京師范大學(xué)博士研究生，研究方向：貿(mào)易與環(huán)境，數(shù)量經(jīng)濟學(xué)；

曲如曉（1965-），女，山東威海人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：貿(mào)易與環(huán)境；

申萌（1984-），男，河北石家莊人，講師，博士，研究方向：貿(mào)易與環(huán)境。