張新紅+莊家花

摘要：基于全要素生產(chǎn)率框架和規(guī)模報(bào)酬不變（CRS）假設(shè)，采用非參數(shù)的DEA方法測(cè)算海西20個(gè)設(shè)區(qū)市的全要素能源效率；在此基礎(chǔ)上，采用空間計(jì)量模型考察海西城市全要素能源效率的區(qū)位特征及其影響因素。實(shí)證結(jié)果表明，空間計(jì)量模型對(duì)城市能源效率分布特征解釋力更強(qiáng)，海西各市能源效率不僅取決于自身的區(qū)位條件，還與周邊城市的能源效率水平正相關(guān)；空間相關(guān)條件下，對(duì)外開(kāi)放度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)海西能源效率有顯著地負(fù)作用，生產(chǎn)率增長(zhǎng)是海西能源效率提高的主要推動(dòng)因素。

關(guān)鍵詞：數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）；全要素能源效率；空間相關(guān)性；空間計(jì)量模型

中圖分類號(hào)：F127文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1006-1398（2014）01-0052-10

一引言

能源是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不可或缺的投入要素，對(duì)各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展都有決定性影響，能源過(guò)度消費(fèi)所帶來(lái)的資源耗竭和環(huán)境問(wèn)題已成為21世紀(jì)人類發(fā)展的重大挑戰(zhàn)之一。改革開(kāi)放30多年以來(lái)，能源為中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速的增長(zhǎng)提供了重要的動(dòng)力支持。但作為最大的發(fā)展中國(guó)家，高能耗低效率的經(jīng)濟(jì)模式使得中國(guó)的經(jīng)濟(jì)面臨嚴(yán)重的能源短缺和環(huán)境污染問(wèn)題。提高能源效率成為中國(guó)當(dāng)前最為迫切和重要的問(wèn)題之一。由于中國(guó)幅員遼闊、空間發(fā)展不平衡，各地區(qū)能源效率存在很大差異，如果落后地區(qū)能夠趕超發(fā)達(dá)地區(qū)的能源利用水平，將極大地提高總體能源效率。

海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)東與臺(tái)灣地區(qū)一水相隔，北承長(zhǎng)三角，南接珠三角，擁有優(yōu)越的地理位置和生態(tài)環(huán)境，有良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)和廣闊的發(fā)展前景。國(guó)務(wù)院于2009年5月出臺(tái)了《關(guān)于支持福建省加快建設(shè)海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)的若干意見(jiàn)》。2011年3月國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)制定了《海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展規(guī)劃》，明確了地域范圍，包括福建全境以及浙江的溫州、衢州、麗水，廣東的汕頭、梅州、潮州、揭陽(yáng)，江西的上饒、鷹潭、撫州、贛州，共20個(gè)設(shè)區(qū)市，陸域面積約27萬(wàn)平方公里。并對(duì)海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)20個(gè)設(shè)區(qū)市今后發(fā)展的空間布局進(jìn)行科學(xué)規(guī)劃，將海西在空間布

局上劃分為“東部沿海臨港產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)，中部、西部集中發(fā)展區(qū)和生態(tài)保護(hù)和生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)三大功能區(qū)”。本文在海西規(guī)劃背景下，以海西20個(gè)設(shè)區(qū)市為研究對(duì)象，運(yùn)用空間計(jì)量模型從區(qū)域差異和空間相關(guān)角度分析海西全要素能源效率的區(qū)域特征及其影響因素，為積極尋求城市間的互助合作、形成互利共贏的節(jié)能減排格局提供理論支持和政策建議。

二文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前對(duì)能源效率區(qū)域差異狀況的研究已經(jīng)存在大量文獻(xiàn)，一般而言，地區(qū)間能源效率的差距是中國(guó)在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)展水平條件下可能實(shí)現(xiàn)的節(jié)能潛力[1]49-58。當(dāng)前我國(guó)學(xué)者普遍采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析方法[2]49-56[3]66-76 [4]18-26檢驗(yàn)我國(guó)省際或東中西三大地區(qū)的能源效率是否存在σ收斂、 絕對(duì)β收斂以及條件β收斂。部分學(xué)者還通過(guò)運(yùn)用 DEA模型等方法，利用全要素生產(chǎn)率框架進(jìn)行績(jī)效測(cè)度和比較。Hu和 Wang[5]3206-3217首次嘗試采用規(guī)模報(bào)酬不變 （CRS）的 DEA模型從中國(guó)三大地區(qū)間能耗差異角度測(cè)算中國(guó)各省域節(jié)能潛力，結(jié)果發(fā)現(xiàn)東部能源效率最高而中部卻是最低。魏楚、 沈滿洪[6]110-121對(duì)能源效率指標(biāo)進(jìn)行了更為深入的討論，同時(shí)采用 DEA方法測(cè)算并比較我國(guó)四大地區(qū)省域全要素能源效率，認(rèn)為大多省份能源效率符合“ 先上升，再下降 ” 的特征，東北能源效率最高而西部能源效率最低，地區(qū)間能源效率存在一定的趨同性。

綜上所述，目前已有研究文獻(xiàn)所具有的主要特點(diǎn)：一是對(duì)能源效率內(nèi)涵的界定不斷深入，從單要素能源效率模型到基于 DEA和超效率DEA全要素能源效率模型的研究[7]6172-6179[8]1021-1028[9]67-72；二是對(duì)能源效率收斂的衡量從如標(biāo)準(zhǔn)差等簡(jiǎn)單的區(qū)域差異標(biāo)準(zhǔn)方法到基于加權(quán)變異系數(shù)、 基尼系數(shù)等更為深入的σ收斂和條件β收斂等；三是能源效率影響因素逐步達(dá)成共識(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步和各類政策因素等被認(rèn)為是主要的影響因素，但是各種影響因素的指標(biāo)的設(shè)定仍帶有一定的隨機(jī)性和直覺(jué)性[10]22-26。最后，就地理空間尺度來(lái)看，當(dāng)前絕大部分能源效率相關(guān)研究都基于省級(jí)行政單元，或更大級(jí)別單元 （分地帶和分大區(qū) ） ，目前還缺乏對(duì)更小空間單位—— 城市有關(guān)能源效率的研究。城市作為完整的基本空間單元及省域發(fā)展的基礎(chǔ)層次，其行為的組織運(yùn)行上具有省域無(wú)法替代的特色，表現(xiàn)出其特有的行為機(jī)制和運(yùn)行規(guī)律。

海西經(jīng)濟(jì)區(qū)承擔(dān)全國(guó)發(fā)展大局和推動(dòng)兩岸關(guān)系和平發(fā)展、促進(jìn)祖國(guó)統(tǒng)一大業(yè)的重任，對(duì)海西20個(gè)設(shè)區(qū)市能源效率的研究，避免了全國(guó)和省域?qū)哟窝芯恐锌傮w數(shù)據(jù)掩蓋地區(qū)內(nèi)部差異的缺陷，有著重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。而采用空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法研究能源效率地區(qū)差異的經(jīng)驗(yàn)研究很少。本文考慮空間相關(guān)性，并對(duì)傳統(tǒng)估計(jì)模型進(jìn)行改進(jìn)，使用個(gè)體固定效應(yīng)空間計(jì)量模型分析能源效率的影響因素，探索區(qū)域間互動(dòng)發(fā)展和合作的方式。

本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第3部分測(cè)算海西20個(gè)設(shè)區(qū)市的全要素能源效率；第4部分對(duì)空間計(jì)量模型及相關(guān)檢驗(yàn)介紹；第5部分是海西能源效率影響因素的選取及海西各市全要素能源效率空間相關(guān)性分析；第6部分是海西城市全要素能源效率空間計(jì)量模型的實(shí)證結(jié)果及分析；最后部分是全文結(jié)論。

三海西各設(shè)區(qū)市全要素能源效率的測(cè)算

能源效率是指用較少的能源生產(chǎn)同樣數(shù)量的服務(wù)或有用的產(chǎn)出，而問(wèn)題是如何準(zhǔn)確定義“有用的產(chǎn)出”和“能源投入” 。本文采用全要素能源效率指標(biāo)，即“在一定產(chǎn)出下，前沿面上最小能源投入量與實(shí)際能源投入量的比值”。[5]3206-3217并將根據(jù)投入導(dǎo)向的規(guī)模報(bào)酬不變的DEA（數(shù)據(jù)包絡(luò)分析）模型 ，利用 Colelli給出的 DEAP計(jì)量分析軟件和海西20個(gè)設(shè)區(qū)市的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算2000年至2010年海西各設(shè)區(qū)市的全要素能源效率。具體計(jì)算過(guò)程如下。

根據(jù)城市數(shù)據(jù)的可得性 ，我們的整體研究時(shí)間段為2000年至2010年。數(shù)據(jù)來(lái)源于2000-2010年福建、浙江、廣東和江西四個(gè)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒以及海西各市的統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

其中模型的投入—產(chǎn)出變量的具體選擇如下：

模型的產(chǎn)出變量以2000年不變價(jià)格計(jì)算的實(shí)際城市GDP表示，平減指數(shù)選用相應(yīng)省份的數(shù)據(jù)。

資本存量K，對(duì)城市資本存量的估算采用“永續(xù)盤存法”，借鑒張軍等的處理方法，用基年固定資本投資總額除以10% 作為初始資本存量，折舊率取為96%[11]35-44。各設(shè)區(qū)市資本存量均以2000年可比價(jià)格表示，固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)用該設(shè)區(qū)市所在省份的相應(yīng)數(shù)據(jù)近似替代。

勞動(dòng)力L，嚴(yán)格說(shuō)應(yīng)該由各市就業(yè)人員的有效勞動(dòng)時(shí)間衡量，但由于缺失此方面研究的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，所以改用各市從業(yè)人員指標(biāo)代替，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)的用平均人口數(shù)近似替代。

能源消費(fèi)量E即城市能源消費(fèi)量，用各設(shè)區(qū)市歷年能源消費(fèi)總量表示。由于江西省和浙江省有個(gè)別年份數(shù)據(jù)缺失，我們將根據(jù)年鑒中可獲得的用電量換算得到，即用其余時(shí)期能源消費(fèi)量與用電量比例的平均值與當(dāng)年用電量相乘得到能源消費(fèi)總量值[12]135-142。將不同的統(tǒng)計(jì)口徑統(tǒng)一按照相應(yīng)比例折算為統(tǒng)一單位 （萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤 ）。

假定海西各設(shè)區(qū)市的生產(chǎn)具有相似的加總技術(shù)特征，以資本、勞動(dòng)、能源作為投入變量，GDP為產(chǎn)出變量，設(shè)在每一個(gè)時(shí)期t=1，2…，11，第k個(gè)設(shè)區(qū)市（k=1，2，…，20）使用n（n=3）種投入要素：x=（K，L，E），即資本、勞動(dòng)和能源，得到m=1種產(chǎn)出q。規(guī)模報(bào)酬不變且投入可自由處置（C，S）情況下，投入集可表示為：L（q|C，S）=x∶q≤λM，λN≤x，λ∈RK+，u∈RM+}。對(duì)于第k個(gè)生產(chǎn)單元，求解Farell技術(shù)效率值的DEA模型如下：

Fi（q，x|C，S）=minθ，λθ

s，t-qk+qλ≥0

θxk-xλ≥0

λ≥0（1）

其中，λ為K×1的常向量。θ即為Farell技術(shù)效率值。

根據(jù)模型（1），利用DEAP21軟件可求得海西各市2000-2010年每年的技術(shù)效率值和目標(biāo)能源投入量，利用目標(biāo)能源投入量除以實(shí)際的能源投入量就得到2000-2010年海西各市全要素能源效率值（TFEE），計(jì)算結(jié)果如表1所示。

四空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型及相關(guān)檢驗(yàn)

空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型主要研究存在空間效應(yīng)的問(wèn)題?？臻g效應(yīng)主要包括空間相關(guān)性（依賴性）和空間異質(zhì)性（差異性）?？臻g異質(zhì)性（差異性）定義為事物和現(xiàn)象在不同空間區(qū)位上的區(qū)別；空間相關(guān)性定義為觀測(cè)值與區(qū)位之間的一致性[13]?？臻g異質(zhì)性源于觀測(cè)值地理空間分布的非均勻或非隨機(jī)性，空間相關(guān)性則是觀測(cè)值由于某種空間作用而在地理上的集聚。

（一）空間計(jì)量模型介紹

空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量的兩種基本模型分別是空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM） 和空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），空間滯后模型又稱為空間自回歸模型（SAR），這兩個(gè)模型的基本形式為[14]67-71：

空間自回歸模型（SAR）：

y=ρCy+Xβ+ε（2）

空間誤差模型（SEM） ：

y=Xβ+ξ（3）

ξ=λWξ+ε（4）

其中，ε～N（0，σ2IN）（N為地區(qū)數(shù)），y表示因變量向量，X為N×K的外生解釋變量矩陣（含常數(shù)項(xiàng)），C為標(biāo)準(zhǔn)化的空間權(quán)重矩陣，用矩陣C乘以向量y，表示空間滯后因變量； ρ表示空間滯后項(xiàng)系數(shù)；β表示變量系數(shù)；λ表示空間誤差系數(shù)；ε和ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

對(duì)于上述兩種模型的估計(jì)如果仍采用普通最小二乘法（OLS），由于空間效應(yīng)的存在，普通最小二乘估計(jì)法估計(jì)空間誤差模型是無(wú)偏的，但不具有效性；估計(jì)空間滯后模型不僅是有偏的，而且是不一致的，因此，普通最小二乘法不能用于空間計(jì)量模型的估計(jì)， 而最大似然估計(jì)法能夠克服以上問(wèn)題。所以本文將采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)的極大似然法（MaximumLikelihood，ML）進(jìn)行估計(jì)。另一方面，面板數(shù)據(jù)的回歸包括固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方面，而實(shí)際運(yùn)用中往往根據(jù)所研究問(wèn)題的特點(diǎn)以及具體數(shù)據(jù)特征來(lái)決定，如果僅對(duì)樣本本身的個(gè)體差異進(jìn)行分析，則可以使用固定效應(yīng)模型，如果用樣本推斷總體的個(gè)體差異，則采取隨機(jī)效應(yīng)模型。

（二） 空間自相關(guān)檢驗(yàn)及SLM、SEM 的選擇

國(guó)內(nèi)外學(xué)者普遍采用Morans I 值度量各種變量的空間相關(guān)性，它用于驗(yàn)證整個(gè)研究區(qū)域某一要素的空間模式。除了使用Morans I 指數(shù)，還可以使用穩(wěn)健（Robust）的最大似然LM-Error 檢驗(yàn)、最大似然LM-Lag 檢驗(yàn)等來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。由于事先無(wú)法根據(jù)先驗(yàn)經(jīng)驗(yàn)推斷在SLM 和SEM 模型中是否存在空間依賴性，所以有必要構(gòu)建一種判別準(zhǔn)則，以決定哪種空間模型更加符合客觀實(shí)際。Anselin （1988）提出下面的判別準(zhǔn)則：如果在空間依賴性的檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)最大似然LM-Lag 檢驗(yàn)顯著而最大似然LM-Error 檢驗(yàn)不顯著， 則可以斷定適合的模型是空間滯后模型； 最大似然LM-Error 檢驗(yàn)顯著而最大似然LM-Lag 檢驗(yàn)不顯著，則可以斷定空間誤差模型是恰當(dāng)?shù)哪Ｐ汀?/p>

五海西各市全要素能源效率的空間相關(guān)性分析

（一） 構(gòu)造空間權(quán)重矩陣

利用海西20個(gè)設(shè)區(qū)市所處的地理位置，根據(jù)相鄰與否構(gòu)造出它們的空間權(quán)重矩陣，本文采用線性相鄰定義空間矩陣，按照行政區(qū)劃，如果設(shè)區(qū)市i和設(shè)區(qū)市j有共同邊界，記Wij=1，否則，記Wij=0，即：

Wij=1，i和j有共同邊界

0，其他 （i，j=1，2，…，20，并且i≠j）（5）

即有共同邊界的設(shè)區(qū)市對(duì)應(yīng)的元素為1，否則為0。

對(duì)得到的空間權(quán)重矩陣W（20×20）進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到標(biāo)準(zhǔn)空間加權(quán)矩陣C（20×20）。

（二）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

在建立空間計(jì)量模型前，應(yīng)先計(jì)算海西20個(gè)設(shè)區(qū)市的Morans I 值和拉格朗日乘數(shù)LM統(tǒng)計(jì)量及其穩(wěn)健形式Robust LM統(tǒng)計(jì)量，檢驗(yàn)海西20個(gè)設(shè)區(qū)市的全要素能源效率是否存在空間依賴性和異質(zhì)性。運(yùn)用Matlab軟件，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2和表3。以上各檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0∶ρ=0或λ=0。

值均很小且其正態(tài)統(tǒng)計(jì)量Z值除2007年外均小于正態(tài)分布函數(shù)在005水平下的臨界值（165），表明海西各設(shè)區(qū)市全要素能源效率的空間誤差自相關(guān)不明顯。進(jìn)一步通過(guò)LMERR和LMLAG檢驗(yàn)空間自相關(guān)性和判別自相關(guān)的類別，2001-2010年的LMERR值均未能通過(guò)01水平下的顯著性檢驗(yàn)，同樣表明了空間誤差自相關(guān)不明顯。LMLAG在2008年較不顯著，2001年和2005-2007年顯著性水平為015外，其余5年均通過(guò)了005水平下的顯著性檢驗(yàn)，表明存在內(nèi)生的空間滯后自相關(guān)。表3中對(duì)于面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果中LMERR、LMLAG、R-LMERR、R-LMLAG在混合回歸模型和個(gè)體固定效應(yīng)模型中均通過(guò)了001水平下的顯著性檢驗(yàn)，LMLAG大于LMERR，R-LMLAG大于R-LMERR，表明空間滯后自相關(guān)比空間誤差自相關(guān)更明顯，空間滯后模型比空間誤差模型更適合。綜合以上檢驗(yàn)可以判斷海西全要素能源效率存在著空間上的相互關(guān)聯(lián)性，相鄰城市全要素能源效率水平存在相互影響的作用。

六空間計(jì)量實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

空間自相關(guān)檢驗(yàn)說(shuō)明海西20個(gè)設(shè)區(qū)市全要素能源效率存在著空間上的相互關(guān)聯(lián)性，因而對(duì)海西全要素能源效率的研究中應(yīng)考慮地理空間上的相互作用，接下來(lái)，本文將采用空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型對(duì)海西20個(gè)設(shè)區(qū)市全要素能源效率的影響因素進(jìn)行計(jì)量分析。

（一）海西能源效率影響因素的選取及數(shù)據(jù)說(shuō)明

整體來(lái)看，能源效率的變化是受到多種綜合因素作用的結(jié)果。由于我們不可能詳盡所有難以觀測(cè)的各種影響因素，又受限于海西20個(gè)設(shè)區(qū)市數(shù)據(jù)難以獲得的現(xiàn)狀，本文結(jié)合當(dāng)前學(xué)者對(duì)能源效率變動(dòng)形成原因的相關(guān)研究，同時(shí)結(jié)合海西特點(diǎn)，將主要考慮以下方面的影響因素：

（1）城市化水平（Urban），使用各設(shè)區(qū)市的市區(qū)人口與全市總?cè)丝诘谋戎捣从掣髟O(shè)區(qū)市的城市化水平。

（2）資源稟賦水平（Endow），即能源稟賦豐裕度，由于無(wú)法獲得各設(shè)區(qū)市煤炭消費(fèi)量等數(shù)據(jù)，這里我們使用各設(shè)區(qū)市采掘業(yè)從業(yè)人員占城市總從業(yè)人員比重來(lái)近似替代。

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Str），第二產(chǎn)業(yè)是主要能源消費(fèi)行業(yè)，所以使用第二產(chǎn)業(yè)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)比例來(lái)表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

（4）政府干預(yù)度（Gov），使用各設(shè)區(qū)市財(cái)政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來(lái)表示，在一定程度上反映了市場(chǎng)化程度下降對(duì)經(jīng)濟(jì)資源配置所產(chǎn)生的影響。

（5）外商直接投資比重（FDI），用各設(shè)區(qū)市當(dāng)年實(shí)際使用外資金額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來(lái)表示。

（6）外貿(mào)依存度（Im_ex），用各設(shè)區(qū)市進(jìn)出口總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來(lái)衡量各設(shè)區(qū)市對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的作用。

（7）能源價(jià)格（Price），以2000年為基期，將各省燃料、動(dòng)力價(jià)格指數(shù)分配到省內(nèi)所在城市，衡量各設(shè)區(qū)市的能源價(jià)格。

（8）技術(shù)水平（Tfpch），生產(chǎn)率的本質(zhì)內(nèi)涵為生產(chǎn)活動(dòng)中要素投入以外的其他因素帶來(lái)的產(chǎn)出增加，所以可以反映技術(shù)水平，因此本文用不包含能源投入的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)來(lái)表示技術(shù)水平。以資本與勞動(dòng)作為投入變量，地區(qū)生產(chǎn)總值作為產(chǎn)出變量，根據(jù)2000-2010年各設(shè)區(qū)市的數(shù)據(jù)，構(gòu)建測(cè)度全要素生產(chǎn)率指數(shù)的DEA模型，利用DEAP21軟件可測(cè)算出各期間的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)。由于Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)反映的是兩時(shí)期之間的全要素生產(chǎn)率變化，在此用2000-2001年的全要素生產(chǎn)率變化表示2001年的技術(shù)水平進(jìn)步，其他各年依次類推。

文中進(jìn)出口總額及燃料、動(dòng)力價(jià)格指數(shù)來(lái)自四個(gè)省的統(tǒng)計(jì)年鑒（2001-2011），其他樣本數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（2002-2011）。

（二） 空間計(jì)量模型的設(shè)定

建立空間計(jì)量模型前，先根據(jù)樣本數(shù)據(jù)特征選擇模型形式。為選擇合適的模型，對(duì)空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）分別進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)、冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4模型識(shí)別與檢驗(yàn)

檢驗(yàn)類別 檢驗(yàn) SLM模型 SEM模型統(tǒng)計(jì)值 P值 統(tǒng)計(jì)值 P值Hausman檢驗(yàn) spatial random 606193 00000 -984976 00000冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn) spatial fixed 1624204 00000 1565656 00000其中，Hausman檢驗(yàn)原假設(shè)H0∶E（εi/Xit）=0（即為隨機(jī)效應(yīng)）。冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn)原假設(shè)H0∶u1，u2=…=uN（即不同個(gè)體截距相同）。從表4可以看出，檢驗(yàn)結(jié)果均在001顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。

在空間自回歸模型中，變量的空間相關(guān)關(guān)系由因變量的空間滯后項(xiàng)來(lái)反映，用于考察海西城市全要素能源效率區(qū)位分布的空間自回歸模型為：

TFEEkt=μk+ρCTFEEkt+β1Urbankt+β2Endowkt+β3Strkt+β4Govkt+β5FDIkt

+β6Im_exkt+β7Pricekt+β8Tfpchkt+εkt（6）

式（6）中，下標(biāo)k=1，2，…，20代表各設(shè)區(qū)市，t表示年份。TFEEkt為全要素能源效率，C為標(biāo)準(zhǔn)化空間權(quán)重矩陣，CTFEEkt為空間滯后因變量，ρ為空間自回歸系數(shù)，其估計(jì)值反映了空間相關(guān)性的方向和大?。沪耴為解釋變量系數(shù)，μk為個(gè)體固定效應(yīng)，εkt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

當(dāng)空間相關(guān)通過(guò)被模型解釋變量忽略了的變量傳遞時(shí)，可以假定空間相關(guān)通過(guò)誤差過(guò)程產(chǎn)生。檢驗(yàn)海西城市全要素能源效率區(qū)位分布的空間誤差模型為：

TFEEkt=μk+β1Urbankt+β2Endowkt+β3Strkt+β4Govkt+β5FDIkt

+β6Im_exkt+β7Pricekt+β8Tfpchkt+λWξkt+εkt（7）

式（7）中，Wξkt為空間滯后誤差項(xiàng)，λ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，表示回歸殘差之間空間相關(guān)的強(qiáng)度。其他和（6）式定義相同。

（三） 實(shí)證分析及估計(jì)結(jié)果

本文用極大似然法估計(jì)空間滯后模型SLM和空間誤差模型SEM的參數(shù)，運(yùn)用Matlab空間計(jì)量軟件包得到的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。為了比較，本文還給出了采用傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法估計(jì)的結(jié)果，也列在表5中。

從表5中的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，SLM模型和SEM模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值log-likelihood（1134564，110529）均大于傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型（922705），表明空間面板數(shù)據(jù)模型比傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型要好，空間滯后模型又比空間誤差模型好。SLM模型的R2高于OLS估計(jì)的傳統(tǒng)模型的R2，SEM模型的R2略低于OLS估計(jì)的傳統(tǒng)模型的R2。同時(shí)因?yàn)樽杂啥鹊臏p小，SLM與SEM模型調(diào)整后的R2偏低，但本文空間計(jì)量模型估計(jì)采用的是最大似然法，R2檢驗(yàn)的意義不大。

由于空間自回歸系數(shù)ρ和空間誤差自相關(guān)系數(shù)λ均為正值，且顯著水平都達(dá)到1%，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市的全要素能源效率與相鄰設(shè)區(qū)市的全要素能源效率間確實(shí)存在正向的空間依賴關(guān)系。從SLM模型來(lái)看，空間自回歸系數(shù)ρ為05130，說(shuō)明相鄰設(shè)區(qū)市全要素能源效率水平每提高1個(gè)單位，本設(shè)區(qū)市全要素能源效率將提升05130個(gè)單位，相鄰城市能源效率水平的提高將有助于本市能源效率水平的提高。從SEM模型來(lái)看，空間誤差自相關(guān)系數(shù)λ為05210，說(shuō)明海西設(shè)區(qū)市之間的各種觀測(cè)不到的因素的地區(qū)相關(guān)性也對(duì)能源效率產(chǎn)生正向作用。

從各變量系數(shù)及其顯著性水平來(lái)看，多數(shù)影響因素變量對(duì)能源效率水平的區(qū)位分布的影響和已有研究文獻(xiàn)的假設(shè)一致。所有模型的估計(jì)結(jié)果顯示，城市化水平對(duì)全要素能源效率的影響在空間滯后模型中顯著性水平達(dá)到00787，而在傳統(tǒng)模型中不顯著，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市城市化水平對(duì)全要素能源效率的正向影響具有顯著的空間地理特征，城市化進(jìn)程有空間溢出作用。

資源稟賦豐裕度在01顯著性水平下與全要素能源效率負(fù)相關(guān)。盡管在考慮空間相關(guān)性時(shí)顯著程度有所減弱，但依然嚴(yán)重阻礙了全要素能源效率的提高，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市之間的能源商品流通還不發(fā)達(dá)，無(wú)法實(shí)現(xiàn)能源要素自由流動(dòng)，這同時(shí)影響了能源價(jià)格。能源價(jià)格對(duì)全要素能源效率的負(fù)向作用在考慮空間因素后減弱，一定程度上反映了各設(shè)區(qū)市之間的能源要素流動(dòng)促進(jìn)了能源資源的優(yōu)化配置，但由于資源與環(huán)境保護(hù)制度法規(guī)的不完善，能源價(jià)格不能反映巨大的外部成本和正常的市場(chǎng)供需。另外政府對(duì)主要能源及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的價(jià)格干預(yù)還比較多，這從回歸結(jié)果可以看出，考慮空間相關(guān)性后政府干預(yù)度對(duì)海西全要素能源效率的負(fù)影響比較小，說(shuō)明政府干預(yù)程度增強(qiáng)而導(dǎo)致市場(chǎng)化水平的下降的狀況有所改善。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全要素能源效率顯著負(fù)相關(guān)。因此提高第二產(chǎn)業(yè)的能源效率、增加第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部能源節(jié)約型產(chǎn)業(yè)比例和調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)是今后節(jié)能工作的方向。

對(duì)外貿(mào)易對(duì)全要素能源效率產(chǎn)生顯著負(fù)影響。對(duì)外貿(mào)易雖然可以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模和優(yōu)化要素配置，有利于效率的提高，但海西經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)是中小型民營(yíng)經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)，總量大，處于產(chǎn)業(yè)鏈中上游地位的優(yōu)勢(shì)企業(yè)為數(shù)不多，不能有效地提高規(guī)模效率和優(yōu)化資源配置。因此亟待產(chǎn)業(yè)鏈的整合來(lái)提高經(jīng)濟(jì)質(zhì)量、改善要素效率。外貿(mào)依存度對(duì)海西全要素能源效率產(chǎn)生負(fù)面影響。這種反向作用在空間計(jì)量模型中有所減弱，說(shuō)明它對(duì)周圍設(shè)區(qū)市有積極作用。

與其他因素不同，外商直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重對(duì)海西全要素能源效率的負(fù)向作用在考慮空間相關(guān)性時(shí)增強(qiáng)。

全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)對(duì)海西全要素能源效率有顯著的促進(jìn)作用，且這種正向作用在考慮空間相關(guān)性時(shí)更強(qiáng)，表明全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的擴(kuò)散效應(yīng)明顯。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率是全要素能源效率提高的關(guān)鍵因素。

七結(jié)論

本文采用空間計(jì)量模型實(shí)證研究了海西20個(gè)設(shè)區(qū)市全要素能源效率的地區(qū)分布特征，得出以下結(jié)論：

第一，空間相關(guān)性檢驗(yàn)和個(gè)體固定效應(yīng)的空間計(jì)量模型分析表明，海西各市的全要素能源效率的區(qū)位分布存在正向空間依賴性，相鄰城市全要素能源效率水平的改進(jìn)有助于城市能源效率的整體提高。

第二，從全要素能源效率的區(qū)位分布影響因素的估計(jì)結(jié)果可知，在空間相關(guān)情況下各因素對(duì)海西全要素能源效率的影響程度有所變化，這揭示了各因素對(duì)全要素能源效率的空間作用機(jī)制?？臻g相關(guān)的存在加強(qiáng)了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)、城市化水平對(duì)全要素能源效率的正向作用，減輕了資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外貿(mào)依存度、能源價(jià)格、政府干預(yù)的負(fù)面影響。僅有外商投資比重的負(fù)面影響在空間相關(guān)時(shí)加強(qiáng)。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)是海西全要素能源效率改進(jìn)的主要推動(dòng)因素。

第三，從海西各設(shè)區(qū)市全要素能源效率區(qū)位分布存在空間相關(guān)性的特征出發(fā)，有關(guān)部門在制定能源政策時(shí)應(yīng)充分重視這種跨區(qū)域的空間聯(lián)系，積極尋求城市間的互助合作方式，形成互利共贏的節(jié)能減排格局。

參考文獻(xiàn)：

[1]史丹. 中國(guó)能源效率的地區(qū)差異與節(jié)能潛力分析[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（10）.

[2]史丹. 我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中能源利用效率的改進(jìn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2002，（9）.

[3]魏楚，沈滿洪. 能源效率及其影響因素：基于DEA的實(shí)證分析[J].管理世界，2007，（8）.

[4]李世祥，成金華.中國(guó)能源效率評(píng)價(jià)及其影響因素分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2008 ，（10 ）.

[5]Hu Jin-li， Wang Shih-Chuan. Total-factor Energy Efficiency of Regions in China[J]. Energy Policy， 2006， （34）.

[6]魏楚，沈滿洪. 能源效率與能源生產(chǎn)率：基于DEA方法的省際數(shù)據(jù)比較[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，b（9）.

[7]Shi G M， Bi J，Wang J N. Chinese regional industrial energy efficiency evaluation based on a DEA model of fixing non-energy inputs[J].Energy Policy. 2010， 38（10）.

[8]汪克亮，楊寶臣，等.基于技術(shù)差距的中國(guó)區(qū)域全要素能源效率研究[J].科學(xué)學(xué)研究.2011，（29）.

[9]孫久文，肖春梅.長(zhǎng)三角地區(qū)全要素能源效率變動(dòng)的實(shí)證分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境. 2012，22（12）.

[10]李治，李國(guó)平.城市能源效率分布特征影響因素研究[J].城市發(fā)展研究.2010， （17）.

[11]張軍，吳桂英，張吉鵬. 中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004，（10）.

[12]武春友，岳良文，等.基于MFA和DEA的煤炭資源效率測(cè)算方法的研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境.2012，22（12）.

[13]沈體雁，馮等田，等. 空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：北京大學(xué)出版社.2010.

[14]鄒艷芬，陸宇海. 基于空間自回歸模型的中國(guó)能源利用效率區(qū)域特征分析. 統(tǒng)計(jì)研究，2005，（10）.

收稿日期：2013-08-28基金項(xiàng)目：福建省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)城市全要素能源效率與可持續(xù)發(fā)展研究”和福建省軟科學(xué)項(xiàng)目（2012R0059）

作者簡(jiǎn)介：張新紅（1966-），女，河南新鄉(xiāng)人，管理學(xué)博士，教授，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)與預(yù)警研究。

TFEEkt=μk+β1Urbankt+β2Endowkt+β3Strkt+β4Govkt+β5FDIkt

+β6Im_exkt+β7Pricekt+β8Tfpchkt+λWξkt+εkt（7）

式（7）中，Wξkt為空間滯后誤差項(xiàng)，λ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，表示回歸殘差之間空間相關(guān)的強(qiáng)度。其他和（6）式定義相同。

（三） 實(shí)證分析及估計(jì)結(jié)果

本文用極大似然法估計(jì)空間滯后模型SLM和空間誤差模型SEM的參數(shù)，運(yùn)用Matlab空間計(jì)量軟件包得到的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。為了比較，本文還給出了采用傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法估計(jì)的結(jié)果，也列在表5中。

從表5中的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，SLM模型和SEM模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值log-likelihood（1134564，110529）均大于傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型（922705），表明空間面板數(shù)據(jù)模型比傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型要好，空間滯后模型又比空間誤差模型好。SLM模型的R2高于OLS估計(jì)的傳統(tǒng)模型的R2，SEM模型的R2略低于OLS估計(jì)的傳統(tǒng)模型的R2。同時(shí)因?yàn)樽杂啥鹊臏p小，SLM與SEM模型調(diào)整后的R2偏低，但本文空間計(jì)量模型估計(jì)采用的是最大似然法，R2檢驗(yàn)的意義不大。

由于空間自回歸系數(shù)ρ和空間誤差自相關(guān)系數(shù)λ均為正值，且顯著水平都達(dá)到1%，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市的全要素能源效率與相鄰設(shè)區(qū)市的全要素能源效率間確實(shí)存在正向的空間依賴關(guān)系。從SLM模型來(lái)看，空間自回歸系數(shù)ρ為05130，說(shuō)明相鄰設(shè)區(qū)市全要素能源效率水平每提高1個(gè)單位，本設(shè)區(qū)市全要素能源效率將提升05130個(gè)單位，相鄰城市能源效率水平的提高將有助于本市能源效率水平的提高。從SEM模型來(lái)看，空間誤差自相關(guān)系數(shù)λ為05210，說(shuō)明海西設(shè)區(qū)市之間的各種觀測(cè)不到的因素的地區(qū)相關(guān)性也對(duì)能源效率產(chǎn)生正向作用。

從各變量系數(shù)及其顯著性水平來(lái)看，多數(shù)影響因素變量對(duì)能源效率水平的區(qū)位分布的影響和已有研究文獻(xiàn)的假設(shè)一致。所有模型的估計(jì)結(jié)果顯示，城市化水平對(duì)全要素能源效率的影響在空間滯后模型中顯著性水平達(dá)到00787，而在傳統(tǒng)模型中不顯著，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市城市化水平對(duì)全要素能源效率的正向影響具有顯著的空間地理特征，城市化進(jìn)程有空間溢出作用。

資源稟賦豐裕度在01顯著性水平下與全要素能源效率負(fù)相關(guān)。盡管在考慮空間相關(guān)性時(shí)顯著程度有所減弱，但依然嚴(yán)重阻礙了全要素能源效率的提高，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市之間的能源商品流通還不發(fā)達(dá)，無(wú)法實(shí)現(xiàn)能源要素自由流動(dòng)，這同時(shí)影響了能源價(jià)格。能源價(jià)格對(duì)全要素能源效率的負(fù)向作用在考慮空間因素后減弱，一定程度上反映了各設(shè)區(qū)市之間的能源要素流動(dòng)促進(jìn)了能源資源的優(yōu)化配置，但由于資源與環(huán)境保護(hù)制度法規(guī)的不完善，能源價(jià)格不能反映巨大的外部成本和正常的市場(chǎng)供需。另外政府對(duì)主要能源及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的價(jià)格干預(yù)還比較多，這從回歸結(jié)果可以看出，考慮空間相關(guān)性后政府干預(yù)度對(duì)海西全要素能源效率的負(fù)影響比較小，說(shuō)明政府干預(yù)程度增強(qiáng)而導(dǎo)致市場(chǎng)化水平的下降的狀況有所改善。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全要素能源效率顯著負(fù)相關(guān)。因此提高第二產(chǎn)業(yè)的能源效率、增加第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部能源節(jié)約型產(chǎn)業(yè)比例和調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)是今后節(jié)能工作的方向。

對(duì)外貿(mào)易對(duì)全要素能源效率產(chǎn)生顯著負(fù)影響。對(duì)外貿(mào)易雖然可以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模和優(yōu)化要素配置，有利于效率的提高，但海西經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)是中小型民營(yíng)經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)，總量大，處于產(chǎn)業(yè)鏈中上游地位的優(yōu)勢(shì)企業(yè)為數(shù)不多，不能有效地提高規(guī)模效率和優(yōu)化資源配置。因此亟待產(chǎn)業(yè)鏈的整合來(lái)提高經(jīng)濟(jì)質(zhì)量、改善要素效率。外貿(mào)依存度對(duì)海西全要素能源效率產(chǎn)生負(fù)面影響。這種反向作用在空間計(jì)量模型中有所減弱，說(shuō)明它對(duì)周圍設(shè)區(qū)市有積極作用。

與其他因素不同，外商直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重對(duì)海西全要素能源效率的負(fù)向作用在考慮空間相關(guān)性時(shí)增強(qiáng)。

全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)對(duì)海西全要素能源效率有顯著的促進(jìn)作用，且這種正向作用在考慮空間相關(guān)性時(shí)更強(qiáng)，表明全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的擴(kuò)散效應(yīng)明顯。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率是全要素能源效率提高的關(guān)鍵因素。

七結(jié)論

本文采用空間計(jì)量模型實(shí)證研究了海西20個(gè)設(shè)區(qū)市全要素能源效率的地區(qū)分布特征，得出以下結(jié)論：

第一，空間相關(guān)性檢驗(yàn)和個(gè)體固定效應(yīng)的空間計(jì)量模型分析表明，海西各市的全要素能源效率的區(qū)位分布存在正向空間依賴性，相鄰城市全要素能源效率水平的改進(jìn)有助于城市能源效率的整體提高。

第二，從全要素能源效率的區(qū)位分布影響因素的估計(jì)結(jié)果可知，在空間相關(guān)情況下各因素對(duì)海西全要素能源效率的影響程度有所變化，這揭示了各因素對(duì)全要素能源效率的空間作用機(jī)制?？臻g相關(guān)的存在加強(qiáng)了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)、城市化水平對(duì)全要素能源效率的正向作用，減輕了資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外貿(mào)依存度、能源價(jià)格、政府干預(yù)的負(fù)面影響。僅有外商投資比重的負(fù)面影響在空間相關(guān)時(shí)加強(qiáng)。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)是海西全要素能源效率改進(jìn)的主要推動(dòng)因素。

第三，從海西各設(shè)區(qū)市全要素能源效率區(qū)位分布存在空間相關(guān)性的特征出發(fā)，有關(guān)部門在制定能源政策時(shí)應(yīng)充分重視這種跨區(qū)域的空間聯(lián)系，積極尋求城市間的互助合作方式，形成互利共贏的節(jié)能減排格局。

參考文獻(xiàn)：

[1]史丹. 中國(guó)能源效率的地區(qū)差異與節(jié)能潛力分析[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（10）.

[2]史丹. 我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中能源利用效率的改進(jìn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2002，（9）.

[3]魏楚，沈滿洪. 能源效率及其影響因素：基于DEA的實(shí)證分析[J].管理世界，2007，（8）.

[4]李世祥，成金華.中國(guó)能源效率評(píng)價(jià)及其影響因素分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2008 ，（10 ）.

[5]Hu Jin-li， Wang Shih-Chuan. Total-factor Energy Efficiency of Regions in China[J]. Energy Policy， 2006， （34）.

[6]魏楚，沈滿洪. 能源效率與能源生產(chǎn)率：基于DEA方法的省際數(shù)據(jù)比較[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，b（9）.

[7]Shi G M， Bi J，Wang J N. Chinese regional industrial energy efficiency evaluation based on a DEA model of fixing non-energy inputs[J].Energy Policy. 2010， 38（10）.

[8]汪克亮，楊寶臣，等.基于技術(shù)差距的中國(guó)區(qū)域全要素能源效率研究[J].科學(xué)學(xué)研究.2011，（29）.

[9]孫久文，肖春梅.長(zhǎng)三角地區(qū)全要素能源效率變動(dòng)的實(shí)證分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境. 2012，22（12）.

[10]李治，李國(guó)平.城市能源效率分布特征影響因素研究[J].城市發(fā)展研究.2010， （17）.

[11]張軍，吳桂英，張吉鵬. 中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004，（10）.

[12]武春友，岳良文，等.基于MFA和DEA的煤炭資源效率測(cè)算方法的研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境.2012，22（12）.

[13]沈體雁，馮等田，等. 空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：北京大學(xué)出版社.2010.

[14]鄒艷芬，陸宇海. 基于空間自回歸模型的中國(guó)能源利用效率區(qū)域特征分析. 統(tǒng)計(jì)研究，2005，（10）.

收稿日期：2013-08-28基金項(xiàng)目：福建省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)城市全要素能源效率與可持續(xù)發(fā)展研究”和福建省軟科學(xué)項(xiàng)目（2012R0059）

作者簡(jiǎn)介：張新紅（1966-），女，河南新鄉(xiāng)人，管理學(xué)博士，教授，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)與預(yù)警研究。

TFEEkt=μk+β1Urbankt+β2Endowkt+β3Strkt+β4Govkt+β5FDIkt

+β6Im_exkt+β7Pricekt+β8Tfpchkt+λWξkt+εkt（7）

式（7）中，Wξkt為空間滯后誤差項(xiàng)，λ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，表示回歸殘差之間空間相關(guān)的強(qiáng)度。其他和（6）式定義相同。

（三） 實(shí)證分析及估計(jì)結(jié)果

本文用極大似然法估計(jì)空間滯后模型SLM和空間誤差模型SEM的參數(shù)，運(yùn)用Matlab空間計(jì)量軟件包得到的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。為了比較，本文還給出了采用傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法估計(jì)的結(jié)果，也列在表5中。

從表5中的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，SLM模型和SEM模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值log-likelihood（1134564，110529）均大于傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型（922705），表明空間面板數(shù)據(jù)模型比傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型要好，空間滯后模型又比空間誤差模型好。SLM模型的R2高于OLS估計(jì)的傳統(tǒng)模型的R2，SEM模型的R2略低于OLS估計(jì)的傳統(tǒng)模型的R2。同時(shí)因?yàn)樽杂啥鹊臏p小，SLM與SEM模型調(diào)整后的R2偏低，但本文空間計(jì)量模型估計(jì)采用的是最大似然法，R2檢驗(yàn)的意義不大。

由于空間自回歸系數(shù)ρ和空間誤差自相關(guān)系數(shù)λ均為正值，且顯著水平都達(dá)到1%，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市的全要素能源效率與相鄰設(shè)區(qū)市的全要素能源效率間確實(shí)存在正向的空間依賴關(guān)系。從SLM模型來(lái)看，空間自回歸系數(shù)ρ為05130，說(shuō)明相鄰設(shè)區(qū)市全要素能源效率水平每提高1個(gè)單位，本設(shè)區(qū)市全要素能源效率將提升05130個(gè)單位，相鄰城市能源效率水平的提高將有助于本市能源效率水平的提高。從SEM模型來(lái)看，空間誤差自相關(guān)系數(shù)λ為05210，說(shuō)明海西設(shè)區(qū)市之間的各種觀測(cè)不到的因素的地區(qū)相關(guān)性也對(duì)能源效率產(chǎn)生正向作用。

從各變量系數(shù)及其顯著性水平來(lái)看，多數(shù)影響因素變量對(duì)能源效率水平的區(qū)位分布的影響和已有研究文獻(xiàn)的假設(shè)一致。所有模型的估計(jì)結(jié)果顯示，城市化水平對(duì)全要素能源效率的影響在空間滯后模型中顯著性水平達(dá)到00787，而在傳統(tǒng)模型中不顯著，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市城市化水平對(duì)全要素能源效率的正向影響具有顯著的空間地理特征，城市化進(jìn)程有空間溢出作用。

資源稟賦豐裕度在01顯著性水平下與全要素能源效率負(fù)相關(guān)。盡管在考慮空間相關(guān)性時(shí)顯著程度有所減弱，但依然嚴(yán)重阻礙了全要素能源效率的提高，說(shuō)明海西各設(shè)區(qū)市之間的能源商品流通還不發(fā)達(dá)，無(wú)法實(shí)現(xiàn)能源要素自由流動(dòng)，這同時(shí)影響了能源價(jià)格。能源價(jià)格對(duì)全要素能源效率的負(fù)向作用在考慮空間因素后減弱，一定程度上反映了各設(shè)區(qū)市之間的能源要素流動(dòng)促進(jìn)了能源資源的優(yōu)化配置，但由于資源與環(huán)境保護(hù)制度法規(guī)的不完善，能源價(jià)格不能反映巨大的外部成本和正常的市場(chǎng)供需。另外政府對(duì)主要能源及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的價(jià)格干預(yù)還比較多，這從回歸結(jié)果可以看出，考慮空間相關(guān)性后政府干預(yù)度對(duì)海西全要素能源效率的負(fù)影響比較小，說(shuō)明政府干預(yù)程度增強(qiáng)而導(dǎo)致市場(chǎng)化水平的下降的狀況有所改善。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全要素能源效率顯著負(fù)相關(guān)。因此提高第二產(chǎn)業(yè)的能源效率、增加第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部能源節(jié)約型產(chǎn)業(yè)比例和調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)是今后節(jié)能工作的方向。

對(duì)外貿(mào)易對(duì)全要素能源效率產(chǎn)生顯著負(fù)影響。對(duì)外貿(mào)易雖然可以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模和優(yōu)化要素配置，有利于效率的提高，但海西經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)是中小型民營(yíng)經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)，總量大，處于產(chǎn)業(yè)鏈中上游地位的優(yōu)勢(shì)企業(yè)為數(shù)不多，不能有效地提高規(guī)模效率和優(yōu)化資源配置。因此亟待產(chǎn)業(yè)鏈的整合來(lái)提高經(jīng)濟(jì)質(zhì)量、改善要素效率。外貿(mào)依存度對(duì)海西全要素能源效率產(chǎn)生負(fù)面影響。這種反向作用在空間計(jì)量模型中有所減弱，說(shuō)明它對(duì)周圍設(shè)區(qū)市有積極作用。

與其他因素不同，外商直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重對(duì)海西全要素能源效率的負(fù)向作用在考慮空間相關(guān)性時(shí)增強(qiáng)。

全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)對(duì)海西全要素能源效率有顯著的促進(jìn)作用，且這種正向作用在考慮空間相關(guān)性時(shí)更強(qiáng)，表明全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的擴(kuò)散效應(yīng)明顯。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率是全要素能源效率提高的關(guān)鍵因素。

七結(jié)論

本文采用空間計(jì)量模型實(shí)證研究了海西20個(gè)設(shè)區(qū)市全要素能源效率的地區(qū)分布特征，得出以下結(jié)論：

第一，空間相關(guān)性檢驗(yàn)和個(gè)體固定效應(yīng)的空間計(jì)量模型分析表明，海西各市的全要素能源效率的區(qū)位分布存在正向空間依賴性，相鄰城市全要素能源效率水平的改進(jìn)有助于城市能源效率的整體提高。

第二，從全要素能源效率的區(qū)位分布影響因素的估計(jì)結(jié)果可知，在空間相關(guān)情況下各因素對(duì)海西全要素能源效率的影響程度有所變化，這揭示了各因素對(duì)全要素能源效率的空間作用機(jī)制?？臻g相關(guān)的存在加強(qiáng)了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)、城市化水平對(duì)全要素能源效率的正向作用，減輕了資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外貿(mào)依存度、能源價(jià)格、政府干預(yù)的負(fù)面影響。僅有外商投資比重的負(fù)面影響在空間相關(guān)時(shí)加強(qiáng)。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)是海西全要素能源效率改進(jìn)的主要推動(dòng)因素。

第三，從海西各設(shè)區(qū)市全要素能源效率區(qū)位分布存在空間相關(guān)性的特征出發(fā)，有關(guān)部門在制定能源政策時(shí)應(yīng)充分重視這種跨區(qū)域的空間聯(lián)系，積極尋求城市間的互助合作方式，形成互利共贏的節(jié)能減排格局。

參考文獻(xiàn)：

[1]史丹. 中國(guó)能源效率的地區(qū)差異與節(jié)能潛力分析[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（10）.

[2]史丹. 我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中能源利用效率的改進(jìn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2002，（9）.

[3]魏楚，沈滿洪. 能源效率及其影響因素：基于DEA的實(shí)證分析[J].管理世界，2007，（8）.

[4]李世祥，成金華.中國(guó)能源效率評(píng)價(jià)及其影響因素分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2008 ，（10 ）.

[5]Hu Jin-li， Wang Shih-Chuan. Total-factor Energy Efficiency of Regions in China[J]. Energy Policy， 2006， （34）.

[6]魏楚，沈滿洪. 能源效率與能源生產(chǎn)率：基于DEA方法的省際數(shù)據(jù)比較[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，b（9）.

[7]Shi G M， Bi J，Wang J N. Chinese regional industrial energy efficiency evaluation based on a DEA model of fixing non-energy inputs[J].Energy Policy. 2010， 38（10）.

[8]汪克亮，楊寶臣，等.基于技術(shù)差距的中國(guó)區(qū)域全要素能源效率研究[J].科學(xué)學(xué)研究.2011，（29）.

[9]孫久文，肖春梅.長(zhǎng)三角地區(qū)全要素能源效率變動(dòng)的實(shí)證分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境. 2012，22（12）.

[10]李治，李國(guó)平.城市能源效率分布特征影響因素研究[J].城市發(fā)展研究.2010， （17）.

[11]張軍，吳桂英，張吉鵬. 中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004，（10）.

[12]武春友，岳良文，等.基于MFA和DEA的煤炭資源效率測(cè)算方法的研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境.2012，22（12）.

[13]沈體雁，馮等田，等. 空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：北京大學(xué)出版社.2010.

[14]鄒艷芬，陸宇海. 基于空間自回歸模型的中國(guó)能源利用效率區(qū)域特征分析. 統(tǒng)計(jì)研究，2005，（10）.

收稿日期：2013-08-28基金項(xiàng)目：福建省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)城市全要素能源效率與可持續(xù)發(fā)展研究”和福建省軟科學(xué)項(xiàng)目（2012R0059）

作者簡(jiǎn)介：張新紅（1966-），女，河南新鄉(xiāng)人，管理學(xué)博士，教授，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)與預(yù)警研究。