陶長琪 李翠 王夏歡

摘要 文章采用SBM方向距離函數(shù)對我國2004—2015年省際全要素能源效率進(jìn)行測算，通過Bootstrap對結(jié)果進(jìn)行修正，并利用PSTR面板平滑轉(zhuǎn)移模型，探究環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的作用與“化石能源消費(fèi)比例”、“化石能源消費(fèi)規(guī)模”能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)兩因素演變的適配關(guān)系。在化石能源消費(fèi)由高到低連續(xù)變化的不同階段下，由于環(huán)境外部性大小不同、企業(yè)“成本效應(yīng)”不同和“公告效應(yīng)”的存在，環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的作用存在相應(yīng)的差異。結(jié)果表明：12年來我國的全要素能源效率呈波動變化，總體沒有上升或下降的趨勢。另外，環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的作用與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變存在顯著適配關(guān)系。①單純以化石燃料消費(fèi)占比來看，當(dāng)化石燃料占比處于較高的消費(fèi)區(qū)間，環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率呈現(xiàn)負(fù)向作用；當(dāng)化石燃料占比降逐漸降低，此時負(fù)向作用減弱甚至開始促進(jìn)全要素能源效率提高；②在“化石燃料消費(fèi)占比”、“化石燃料消費(fèi)規(guī)?！苯Y(jié)構(gòu)兩因素共同演變視角下，化石燃料消費(fèi)占比高、規(guī)模高，環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率也呈現(xiàn)負(fù)向作用，當(dāng)化石燃料消費(fèi)占比、規(guī)模逐漸降低，環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的作用逐步由負(fù)轉(zhuǎn)正，并且促進(jìn)效用逐步增大。因此，本文的政策結(jié)論是：環(huán)境規(guī)制的調(diào)控效果與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變階段存在適配關(guān)系，脫離了“節(jié)能”的環(huán)境規(guī)制效率是低下的，甚至是負(fù)作用。因此：①必須立足于一國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀來控制環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。②只有在嚴(yán)格深化以非化石燃料等清潔能源替代化石能源的能源結(jié)構(gòu)改革的前提下，環(huán)境規(guī)制才能更加深刻而有效地助力我國能源效率的改善。

關(guān)鍵詞 環(huán)境規(guī)制；全要素能源效率；能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)；適配關(guān)系

中圖分類號 F062.1文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104（2018）04-0098-11DOI：10.12062/cpre.20171005

作為改革開放30多年不斷推行工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的回報(bào)，我國經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就，然而2016年，我國14.38%的全球經(jīng)濟(jì)總量卻消耗了全球22.9%的能源，并“貢獻(xiàn)”了30.0%的溫室氣體排放。粗放生產(chǎn)帶來嚴(yán)重的環(huán)境污染，嚴(yán)重危害人民的生命財(cái)產(chǎn)安全。1983年，保護(hù)環(huán)境成為我國的基本國策。然而，在耶魯大學(xué)發(fā)布的《2016年環(huán)境績效指數(shù)報(bào)告》中，我國的環(huán)境空氣質(zhì)量排名倒數(shù)第二（179/180）。此外，我國的霧霾發(fā)生頻繁，波及范圍也在擴(kuò)大，貢獻(xiàn)最大的PM2.5顆粒來自煤炭等化石能源的燃燒。這些現(xiàn)狀足以讓人開始質(zhì)疑我國的環(huán)境管理政策是否可以有效改善生態(tài)環(huán)境，有些學(xué)者開始反思：與“節(jié)能”進(jìn)程脫軌是不是現(xiàn)行 “減排”政策無法從根源上減少環(huán)境的外部性的原因？畢竟環(huán)境規(guī)制的實(shí)施可能因?yàn)槠浼夹g(shù)效應(yīng)成功，也可能帶來資源配置扭曲效應(yīng)進(jìn)而失敗。目前從我國的能源需求側(cè)來看，煤炭等化石能源依然占據(jù)難以撼動的主導(dǎo)地位，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、能源強(qiáng)度和能源效率等都存在著較顯著的區(qū)域差異。因此，不考慮能源結(jié)構(gòu)因素而僅單純通過增收環(huán)境稅、加大污染治理投入等加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制水平是否會帶來環(huán)境改善？是否可以在不考慮能源結(jié)構(gòu)因素下，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境改善，進(jìn)而帶動能源效率的提升？回答這些問題對我國履行國際義務(wù)和承諾、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 環(huán)境規(guī)制作用于能源效率的相關(guān)研究

早在1977年，National Research Council （U.S.） and EP Agency[1]對美國20世紀(jì)60—70年代的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制能帶來能源效率的提高，并且產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于環(huán)境規(guī)制帶來的成本。目前學(xué)術(shù)界對于環(huán)境規(guī)制對能源效率的影響主要有以下兩種不同觀點(diǎn)：①從總體來說環(huán)境規(guī)制不僅可以減少環(huán)境負(fù)外部性，還可以降低能耗，對能源效率的改善具有促進(jìn)作用[2-3]。在環(huán)境規(guī)制作用異質(zhì)性方面，陳德敏等[4]通過分析我國2000—2010年省際數(shù)據(jù)、SK Mandal[5]通過研究20世紀(jì)末和21世紀(jì)初印度各聯(lián)邦環(huán)境規(guī)制和能源效率的關(guān)系，都認(rèn)為這種促進(jìn)作用存在顯著的空間異質(zhì)性。②環(huán)境規(guī)制不一定總是促進(jìn)能源效率的改善。張華等[6]和高志剛等[7]通過我國21世紀(jì)初省際面板數(shù)據(jù)的分析，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對能源效率的改善既有促進(jìn)作用也存在抑制作用，二者之間呈現(xiàn)“倒U”或者“正U”型的不確定關(guān)系。究其下降的原因，PI Hancevic[8]通過分析墨西哥1990年的清潔空氣法修正案對生產(chǎn)力、能源效率的影響，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對能源效率的負(fù)作用在于其對生產(chǎn)力造成的沖擊。

1.2 環(huán)境規(guī)制作用于能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究

基于我國是世界上煤炭消費(fèi)大國，現(xiàn)有國內(nèi)研究主要著重于環(huán)境規(guī)制對我國煤炭消費(fèi)的研究。大部分學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，減少低熱值高污染能源的消費(fèi)[9-10]：如Y Shi等[11]通過分析1998—2006年中國環(huán)境規(guī)制與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性，得出了環(huán)境規(guī)制水平與煤炭消費(fèi)規(guī)模具有顯著的負(fù)相關(guān)的結(jié)論；林伯強(qiáng)等[12]運(yùn)用馬爾科夫鏈過程模擬得出，在嚴(yán)格的環(huán)境治理約束下，我國2030年煤炭一次能源消費(fèi)占比會下降到47%左右，但由于資源可利用量的限制，該比重很難再隨著環(huán)境約束繼續(xù)增加而下降。但Sinn[13]和FVD Ploeg & C Withagen[14]則認(rèn)為企業(yè)也可能出于短期經(jīng)濟(jì)利益的考慮，增加化石能源的開采和消費(fèi)，即出現(xiàn)環(huán)境管理中的綠色悖論問題，環(huán)境規(guī)制的加強(qiáng)就可能在短期惡化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

1.3 能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)作用于能源效率的相關(guān)研究

一直以來能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改善可以提高能源效率已成為共識[15-16]。 目前學(xué)術(shù)界就煤炭消費(fèi)水平對能源效率的影響做了大量的研究，如以煤炭消費(fèi)比例作為結(jié)構(gòu)因素，王喜平等[17]運(yùn)用方向距離函數(shù)模型發(fā)現(xiàn)工業(yè)中煤炭消費(fèi)比重增加將導(dǎo)致能源效率出現(xiàn)不同程度的下降；史丹[18]認(rèn)為能源效率的高低與煤炭在一次能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重大小相對應(yīng)，但與終端煤炭消費(fèi)的比重并無明顯相關(guān)關(guān)系，這體現(xiàn)了煤炭的提煉、存儲、運(yùn)輸技術(shù)對提高能源效率的重要性。若以煤炭消費(fèi)規(guī)模作為結(jié)構(gòu)因素，陳關(guān)聚[19]運(yùn)用SFA方法發(fā)現(xiàn)煤炭消費(fèi)量的增加將導(dǎo)致全要素能源效率下降。由于研究方法、視角不同，研究結(jié)果不宜直接比較，但關(guān)于煤炭消費(fèi)與能源效率負(fù)相關(guān)的認(rèn)識是一致的。進(jìn)一步，S.Bilgen[20]認(rèn)為能源結(jié)構(gòu)對能源效率的改善主要是通過對煤炭等能源的替代實(shí)現(xiàn)能源消費(fèi)的環(huán)境負(fù)外部性減少甚至徹底根除。王兵和謝俊[21]認(rèn)為減少化石能源消費(fèi)比重，增加非化石能源使用的“自然優(yōu)化”以及對非化石能源的“管理優(yōu)化”方式就可以提高能源效率。

鑒于以上分析，我們可以認(rèn)為環(huán)境規(guī)制水平、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)對能源效率的促進(jìn)作用總體上是成立的，然而既有文獻(xiàn)存在以下不足：①在研究視角上，既有研究多以“煤炭消費(fèi)占比”或“化石能源消費(fèi)占比”等比例指標(biāo)來刻畫能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，顯然忽略了能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的規(guī)模因素，因此這種研究視角并不完備。②既有研究對能源效率的測算過程中，皆以煤、原油、天然氣、電力、核能等5—6種具有代表性的能源作為核算對象，但我國能源統(tǒng)計(jì)報(bào)表中社會能源消費(fèi)種類多達(dá)29種，因此這種做法顯然低估能源消費(fèi)總量和CO₂排放量，全要素能源效率也因此被高估。③在研究方法上，既有文獻(xiàn)停留在研究引入環(huán)境因素后全要素能源效率的變化特征上，并未深入探索環(huán)境規(guī)制對能源效率變化的具體影響程度與作用機(jī)制。雖然，有部分文獻(xiàn)開始探索環(huán)境規(guī)制影響全要素能源效率可能的中間途徑，并選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、FDI等作為視角，但往往忽略產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等是通過影響能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和技術(shù)進(jìn)步來進(jìn)一步影響全要素能源效率的。而且現(xiàn)有研究忽略我國環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率調(diào)控與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)因素演變階段的匹配性關(guān)系?；谶@些不足，本文突破既有文獻(xiàn)能源核算范圍，以17種能源折算的能源總投入和13種化石能源估算CO₂的排放量來測算帶環(huán)境因素的全要素能源效率，并基于PSTR模型，在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素的規(guī)模與比例演變雙重視角下，研究環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響與結(jié)構(gòu)演變適配關(guān)系。

2 能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變匹配下的環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的作用路徑分析

環(huán)境規(guī)制屬于政府社會性規(guī)制的重要范疇，由于化石能源不可持續(xù)以及燃燒所造成的污染外部不經(jīng)濟(jì)性，政府對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動進(jìn)行限制，實(shí)現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)，歸納出環(huán)境規(guī)制通過能源結(jié)構(gòu)影響能源效率的作用機(jī)制：由高化石能耗下的低體制作用路徑，隨著能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)演化，變成另一種低化石能耗下高體制作用路徑。

2.1 化石能源高能耗的低體制作用路徑

在化石能源占比和規(guī)模比較大的污染密集型經(jīng)濟(jì)，投入的非化石能源對化石能源的替代彈性小，對化石能源依賴性大，并由此產(chǎn)生了巨大的環(huán)境問題。①根據(jù)外部性理論，由于負(fù)外部性產(chǎn)生巨大的社會成本，政府的環(huán)境規(guī)制手段對社會減排的效果并不顯著，能源效率提升受限[22-23]。②按照“綠色悖論”理論的“公告效應(yīng)機(jī)制”，在當(dāng)期，化石能源所有者預(yù)期在可見的未來，政府將采取更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，從而在整個時間域上向前移動開采路徑，導(dǎo)致當(dāng)前化石能源價格下降。短期內(nèi)，更廉價的化石能源刺激需求上升，隨之而來的是短期溫室氣體和污染排放的上升，引發(fā)全要素能源效率的加劇惡化[24]。③在“遵循成本說”理論中，征收排污稅、能源稅或強(qiáng)制性的行政手段等可以迫使企業(yè)改變其能源要素投入結(jié)構(gòu)，但由于化石能源占比高、規(guī)模大，由此帶來高額的成本（環(huán)境成本、生產(chǎn)要素調(diào)整成本）在相當(dāng)長的一段時間內(nèi)對在位企業(yè)造成很大沖擊，降低了企業(yè)的生產(chǎn)率[25-26]，全要素能源效率也隨之下降。此時作用機(jī)制表現(xiàn)為圖1中的體制1。

2.2 化石能源低能耗的高體制作用路徑

隨著能源結(jié)構(gòu)的演變，在能源結(jié)構(gòu)中化石能源占比低、規(guī)模較小的情況下，經(jīng)濟(jì)的非化石能源對化石能源開始呈現(xiàn)較高的替代彈性，對化石能源依賴性小。①在此時外部性的絕對值較小的情況下，政府的規(guī)制手段比如征稅、給予清潔能源補(bǔ)貼對全要素能源效率提升的效果開始有顯著的提高；②雖然“綠色悖論”的效應(yīng)仍然存在，但是對全要素能源效率的影響可以被正面效應(yīng)所沖銷和減弱；③按Porter與Vender Linde等學(xué)者的“創(chuàng)新補(bǔ)償”理論，環(huán)境外部性的內(nèi)部化帶來的環(huán)境成本在中長期就會被技術(shù)創(chuàng)新彌補(bǔ)，由于化石能源占比低、規(guī)模較小，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的沖擊比較小，因此環(huán)境規(guī)制無須很長時間便可以帶來生產(chǎn)效率、全要素能源效率的提高。此時作用機(jī)制表現(xiàn)為圖1中的體制2。

因此，在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的視角下，環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的非線性效應(yīng)是存在的。而且這個效應(yīng)具體是由“外部性社會成本”“綠色悖論公告效應(yīng)”和“外部性內(nèi)部化成本”三個效應(yīng)機(jī)制互相制約、沖銷、彌補(bǔ)的動態(tài)拉鋸中產(chǎn)生的。因此這個非線性效應(yīng)很可能不是一個門檻，而可能是平滑的、逐漸變化的從一個體制變化到另一個體制的效應(yīng)。兩種體制的轉(zhuǎn)換構(gòu)成化石能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變匹配下，環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的作用路徑（見圖1）。

3 全要素能源效率的測算

3.1 基于Bootstrap修正方法的SBM方向距離函數(shù)

基于SBM的方向距離函數(shù)是測算全要素能源效率的重要方法。該方法由Fukuyama和Weber[27]提出，并與方向距離函數(shù)進(jìn)行了比較。相對于SFA和其他DEA方法，SBM方向距離函數(shù)是一種成熟、客觀、可以精確測算全要素能源效率的測算方法。不同于傳統(tǒng)DEA測算模型，方向性距離函數(shù)考慮到環(huán)境因素，并實(shí)現(xiàn)了對能源等生產(chǎn)要素、產(chǎn)出以及環(huán)境（非期望產(chǎn)出）聯(lián)合建模，將“多投入——單產(chǎn)出”框架下的全要素能源效率計(jì)算擴(kuò)展到“多投入——多產(chǎn)出”框架下。SBM方向距離函數(shù)測算模型則更進(jìn)一步，測算線性約束中引入松弛變量

實(shí)現(xiàn)了在真正意義上的Pareto最優(yōu)的生產(chǎn)前沿面上測算生產(chǎn)單元的生產(chǎn)效率，這對全要素能源生產(chǎn)率等生產(chǎn)效率的精確測算具有重要意義。最重要的是，SBM方向距離函數(shù)測算中允許對方向向量

的設(shè)置可以重點(diǎn)考察以全要素能源要素為對象的效率評價。因此，運(yùn)用SBM方向距離函數(shù)對全要素能源效率進(jìn)行精確測算具有重要意義。相比既有關(guān)于全要素能源效率測算的研究，本文出于使測算結(jié)果更客觀精確、貼近現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)和數(shù)據(jù)可得性的考量，采用生產(chǎn)中17種能源折算成能源總投入以及13種化石能源估算CO₂的排放量。按Cooper[28]的思路，在全要素測算框架內(nèi)利用（1）式將全要素能源效率TFEEi分解出來：

然而，A Kneip 和 PW Wilson[29]通過Monte Carlo方法發(fā)現(xiàn)：相對于決策單元的絕對效率水平，通過這種非參數(shù)方法計(jì)算出距離更進(jìn)一步得到的能源效率值是有偏、不一致的。因此，引入Bootstrap的方法對SBM方向距離函數(shù)測算結(jié)果進(jìn)行糾偏實(shí)不可少。Simar & Wilson[30]首先將Bootstrap方法引入DEA非參數(shù)分析中，通過計(jì)算決策單元生產(chǎn)效率和Bootstraps抽樣方法對θi進(jìn)行抽樣，并用Gaussian kernel核密度估計(jì)對Bootstrap樣本分布進(jìn)行平滑處理，來估計(jì)總體全要素能源效率的概率密度函數(shù)，在N次重復(fù)迭代過程中得到生產(chǎn)單元的生產(chǎn)效率的區(qū)間估計(jì)和期望值θi^。

3.2 投入和產(chǎn)出指標(biāo)說明

本文選取我國除西藏自治區(qū)、臺灣省、香港和澳門的省、直轄市、自治區(qū)（以下簡稱各省）相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本。數(shù)據(jù)為2004—2015年的面板數(shù)據(jù)，來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1952—2004》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動力年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》等，投入產(chǎn)出指標(biāo)界定如下：

能源總投入。以各煤品能源、各油品能源、液化石油氣、電力、熱力等共17種能源種類核算能源消耗量，這近乎覆蓋我國生產(chǎn)活動中能源全部種類。通過折煤系數(shù)將各能源消費(fèi)總量換算成以萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤為單位的能源消耗量，最后進(jìn)行加總得到各省能源消費(fèi)總量（統(tǒng)計(jì)年鑒中能源消費(fèi)總量包含終端消費(fèi)量，損失量和加工轉(zhuǎn)換損失量）。

勞動力投入：采用各省2004—2015年末就業(yè)人口數(shù)作為勞動力的替代指標(biāo)，單位：萬人。

資本投入：資本存量的測算采用永續(xù)盤存法，在資本流量的選取、基期資本存量的計(jì)算上，按張軍等[31]做法，采用固定資產(chǎn)形成總額替代資本流量；以 1992年作為各省資本存量估計(jì)的基期并采用貼現(xiàn)法來計(jì)算；不同省份、年份折舊率來自《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—1995》等統(tǒng)計(jì)資料。

期望產(chǎn)出。采用各省2004—2015實(shí)際GDP，以2000年為基期，單位：億元。

非期望產(chǎn)出?？紤]到引入過多的非期望產(chǎn)出會影響效率測算準(zhǔn)確性，因此根據(jù)污染物的對環(huán)境的破壞程度，采用以下三種非期望產(chǎn)出：

（1）二氧化碳排放總量。作為全球溫室氣體控制的最重要目標(biāo)，CO₂是關(guān)于環(huán)境規(guī)制效率研究的重要監(jiān)控對象。為更準(zhǔn)確估計(jì)二氧化碳排放量，本文以原煤、洗精煤、原油、液化石油氣等13種能源消耗為對象，根據(jù)《2006年IPCC國家溫室氣體排放清單指南》提供的測算方法計(jì)算CO₂的排放：

其中，Ei表示第i種能源消耗量，本文用能源平衡表中的各能源總消費(fèi)量代表；NCVi為各能源的平均低位發(fā)熱量，CEFi為單位平均低位發(fā)熱量的碳排放系數(shù)，單位：kgC/GJ；COFi表示碳氧化因子。各種能源經(jīng)計(jì)算后的CO₂排放系數(shù)如表1所示。

（2）SO2排放總量。SO2代表工業(yè)、居民生活中污染氣體排放程度，本文采用各省2004—2015年SO2的排放總量數(shù)據(jù)，單位：萬t。

（3）工業(yè)廢水排放總量。除了二氧化碳和二氧化硫，本文另外將各省2004—2015歷年工業(yè)廢水排放也納入全要素能源效率測算的非期望產(chǎn)出，單位：萬t。

3.3 全要素能源效率測算和結(jié)果

基于SBM方向距離函數(shù)，取列擴(kuò)張方向向量對各省全要素能源效率進(jìn)行分解測算。在Bootstrap方法修正中，本文進(jìn)行2 000次迭代，并取平滑算子h=0.08。從全要素能源效率變化趨勢來看，我國的全要素能源效率呈波動的下降趨勢，與部分研究[32]得出的：“我國全要素能源效率呈上升趨勢”結(jié)論不同。這是因?yàn)樵撗芯繙y算僅考慮碳排放因素。各區(qū)域全要素能源效率在12年并未呈現(xiàn)出明顯的上升或下降的趨勢。其中東部地區(qū)的全要素能源效率一直穩(wěn)定在高位，除了2006年的短暫下降。東北老工業(yè)基地的全要素能源效率變化則呈“勺”狀，2009年后呈現(xiàn)斷崖式下降的原因，是因?yàn)闁|北整體經(jīng)濟(jì)效益增速驟降，而工業(yè)排放規(guī)模反而一直上升。西部地區(qū)和中部地區(qū)的全要素能源效率雖有些波動，但整體比較穩(wěn)定。我國2004—2015年全要素能源效率平均水平為0.942 7。從各區(qū)域效率水平來看，東部地區(qū)全要素能源效率水平最高，為0.999 8；東北老工業(yè)基地次之，為0.972 2；中部地區(qū)與西部地區(qū)全要素能源效率則處于最低水平。但近年來與東部地區(qū)拉開的差距慢慢縮小。與袁曉玲等[33]“西部次于東部，中部最差”的結(jié)果不同，中部地區(qū)平均水平0.905 6，西部地區(qū)最差為0.901 1。由于篇幅限制，本文不列出各省的原始全要素能源效率與Bootstrap修正后結(jié)果，僅列出區(qū)域的計(jì)算結(jié)果作為對比（見表2）。

4 環(huán)境規(guī)制對能源效率的作用效應(yīng)與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素適配關(guān)系實(shí)證分析

4.1 面板平滑轉(zhuǎn)換模型（PSTR）

在能源結(jié)構(gòu)演變過程中，環(huán)境規(guī)制對能源效率產(chǎn)生怎樣的影響？能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素中是否存在閾值？對于探究經(jīng)濟(jì)中的非線性效應(yīng)，目前研究主要采用面板門檻模型和面板平滑轉(zhuǎn)移模型（PSTR）。不同于面板門檻模型的突變性機(jī)制轉(zhuǎn)換，面板平滑轉(zhuǎn)移則假設(shè)“更多的事物的發(fā)展并非是突變，而是連續(xù)的、逐漸的從一種機(jī)制演變成另一種機(jī)制”?？紤]到環(huán)境規(guī)制對能源效率的機(jī)制轉(zhuǎn)換可能是非線性連續(xù)的，本文以PSTR模型來研究二者之間的非線性關(guān)系，嘗試將能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素下的“化石能源消費(fèi)占比”和“化石能源消費(fèi)量”共同納入轉(zhuǎn)換變量，建立一條平滑曲線來刻畫環(huán)境規(guī)制對能源效率的關(guān)系并求得存在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變中的“閾值”。包含r個轉(zhuǎn)換函數(shù)的一般形式PSTR模型如下：

下構(gòu)建線性固定效應(yīng)模型，用兩個模型估計(jì)結(jié)果的殘差平方和構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，本文采用LM或Fversion-LM（下文用LMf）統(tǒng)計(jì)量。如果統(tǒng)計(jì)量在設(shè)定的α置信水平下拒絕原假設(shè)，就認(rèn)為模型存在非線性效應(yīng)且暫定模型中僅存在一個轉(zhuǎn)換函數(shù)g1（r=1）。其次，以同樣的輔助回歸式，通過序貫檢驗(yàn)確定閾值個數(shù)m。在對只含轉(zhuǎn)換函數(shù)g1的PSTR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)后，仍須對模型進(jìn)行旨在確定是否存在第二個轉(zhuǎn)換函數(shù)g2的“剩余非線性效應(yīng)”檢驗(yàn)，方法與確定一個轉(zhuǎn)換函數(shù)（r=1）的檢驗(yàn)方法相同，若檢驗(yàn)存在“剩余非線性效應(yīng)”（即r=2），則繼續(xù)對PSTR模型的第2個轉(zhuǎn)換函數(shù)g2進(jìn)行設(shè)定檢驗(yàn)。

重復(fù)上述檢驗(yàn)步驟，直至模型接受無“剩余機(jī)制”轉(zhuǎn)換效應(yīng)的零假設(shè)。

4.2 化石能源消費(fèi)比例q1演變下環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響效應(yīng)分析

首先，以能源消費(fèi)總量結(jié)構(gòu)中化石能源比例q1（0≤q1≤1）為轉(zhuǎn)換變量，建立面板平滑轉(zhuǎn)換模型。由于我國地域遼闊，各省份之間要素稟賦、政策空間、文化、消費(fèi)習(xí)俗等不可觀測非時變的個體因素之間存在差異，需要對模型進(jìn)行個體固定效應(yīng)的檢驗(yàn)。在原假設(shè)為混合效應(yīng)和備擇假設(shè)為固定效應(yīng)的檢驗(yàn)中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為6.83，在1%水平上拒絕不存在省份間個體固定效應(yīng)的原假設(shè)，另外，在Hausman隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)的檢驗(yàn)中，Wald統(tǒng)計(jì)量為20.94，在1%水平上拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。因此不論是從經(jīng)濟(jì)意義上還是統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)上，構(gòu)建固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)平滑轉(zhuǎn)移模型無疑是正確的。

非線性效應(yīng)檢驗(yàn)中，在H0∶γ=0下，LM統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平上拒絕了原假設(shè)H0，認(rèn)為模型設(shè)定存在異質(zhì)性的非線性特征，驗(yàn)證了采用化石能源消費(fèi)比例作為轉(zhuǎn)換變量的準(zhǔn)確性。其次，在默認(rèn)m=3下，在非線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，模型僅存在一個轉(zhuǎn)換函數(shù)（r=1）。在r=1的情況下，進(jìn)一步通過檢驗(yàn)確定對轉(zhuǎn)換變量中的閾值個數(shù)m：依次設(shè)定原假設(shè)H03∶β3=0；

原假設(shè)被接受，而在0.01的顯著水平下H02原假設(shè)被最強(qiáng)拒絕，因此確定m=2，即模型存在一個轉(zhuǎn)換函數(shù)，其中包含2個閾值。非線性效應(yīng)檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，閾值確定設(shè)定的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

因此，構(gòu)建以化石能源比例作為轉(zhuǎn)換變量、轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)為1（r=1）且含2個閾值（m=2）的固定效應(yīng)面板平滑轉(zhuǎn)移經(jīng)濟(jì)模型如下：

其中，ERit表示環(huán)境規(guī)制水平，本文參考應(yīng)瑞瑤和周力[34]的研究，將治理廢水投資額、治理廢氣投資額、治理固體廢物投資完成額數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化再進(jìn)行加總，以此來衡量該地區(qū)的環(huán)境規(guī)制程度。

其中，Eij表示i省j污染物單位產(chǎn)值治理投資額，Oi表示i省的生產(chǎn)總值。ERi即將i省的單位產(chǎn)值上j污染物治理投資額比全國單位產(chǎn)值上j污染物治理投資額，再根據(jù)污染物種類加總得到。

各地區(qū)廢水、廢氣、固體廢物投資完成額數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》。q1表示能源消費(fèi)總量中化石能源消費(fèi)比例。通過非線性最小二乘法（NLS）估計(jì)平滑轉(zhuǎn)移的模型的斜率系數(shù)γ和位置參數(shù)c1、c2，殘差平方和最小目標(biāo)函數(shù)通過網(wǎng)格搜索尋優(yōu)，經(jīng)過多次迭代，最終得到殘差收斂最小值點(diǎn)。估計(jì)的結(jié)果如表5所示。

可見，以能源總消費(fèi)量化石能源比例q1作為轉(zhuǎn)換變量的模型中，環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的影響具有顯著的雙閾值特征，兩個閾值分別為c1=0.886 4和c2=0.927 6。另外由于定義域q1∈（0，1），因此轉(zhuǎn)換函數(shù)g1是非對稱的。當(dāng)0.886 4

4.3 化石能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)比例q1和q2規(guī)模共同演變下環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響效應(yīng)分析

由于能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)包含各種能源消費(fèi)的比例和各種能源消耗的絕對量，因此以化石能源作為能源結(jié)構(gòu)的代替，不僅要研究化石能源消費(fèi)比例視角下環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的非線性效應(yīng)，更要進(jìn)一步將化石能源消費(fèi)的規(guī)模納入，同化石能源消費(fèi)比例一起，構(gòu)成能源結(jié)構(gòu)視角，在此之下研究環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的非線性效應(yīng)。

在化石能源消費(fèi)比例q1為轉(zhuǎn)換變量的PSTR模型中，引入化石能源消費(fèi)量q2進(jìn)行剩余非線性效應(yīng)檢驗(yàn)，由于化石能源消費(fèi)量數(shù)量級巨大，為了便于對參數(shù)搜索，把化石能源消費(fèi)總量cfe（單位：萬噸）對數(shù)化，并且用q2表示（即q2=ln（cfe））。剩余非線性效應(yīng)檢驗(yàn)中，需設(shè)定縮減因子τ（0<τ<1）對顯著性水平α進(jìn)行修正，本文設(shè)定縮減因子τ=0.5。結(jié)果表明，LM統(tǒng)計(jì)量值為16.890，在1%置信水平下拒絕原假設(shè)，發(fā)現(xiàn)q1為轉(zhuǎn)換變量的PSTR模型對q2變量仍存在顯著的剩余非線性效應(yīng)。通過進(jìn)一步檢驗(yàn)，確定了在q1和q2為轉(zhuǎn)換變量下模型中包含的轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)r=2，并且轉(zhuǎn)換函數(shù)g中存在1個閾值c3（m=1），剩余非線性檢驗(yàn)和閾值個數(shù)確定的檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

設(shè)定兩個轉(zhuǎn)換變量分別為化石能源消費(fèi)比例和化石能源消費(fèi)總量的固定效應(yīng)面板平滑轉(zhuǎn)移模型設(shè)定為：

4.4 實(shí)證結(jié)果分析

在以化石能源消費(fèi)比例q1為轉(zhuǎn)換變量的適配體制模型下，環(huán)境規(guī)制力度對全要素能源效率的影響存在顯著雙重效應(yīng)。在化石能源消費(fèi)比例定義域q1∈[0，1]內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響效應(yīng)系數(shù)β隨著轉(zhuǎn)換變量q1相對雙門限值c1和c2的位置變化呈現(xiàn)從β=-0.042 6到β=3.691 9的平滑變化；當(dāng)q1滿足0≤q1≤0.81（與圖2虛線區(qū)間適配）時，與之相適配的環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的影響效應(yīng)函數(shù)β（q1）大于0（β（q1）=β0+β1×g（q1）>0），即提高環(huán)境規(guī)制水平將促進(jìn)全要素能源效率的改善，此時不妨稱之為正效應(yīng)。并且β（q1）隨著q1的增加呈現(xiàn)單調(diào)遞減，可見在不考慮其他因素情況下，化石能源消費(fèi)占比越高，提高環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的促進(jìn)作用越小。當(dāng)化石能源消費(fèi)占比q1達(dá)到q1>0.81時，相應(yīng)地，環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響效應(yīng)逐步平滑轉(zhuǎn)入負(fù)數(shù)（匹配圖2實(shí)線區(qū)間）。因此在q1∈[0.81，1]的區(qū)間內(nèi)，適配的環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的作用為負(fù)效應(yīng)，這表明此時如果加大環(huán)境規(guī)制力度反而會加劇全要素能源效率的惡化；其中化石能源消費(fèi)比例q1達(dá)到q1=0.906時，適配的負(fù)效應(yīng)達(dá)到最大值-0.042 6。環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的效應(yīng)轉(zhuǎn)移函數(shù)如圖2所示。

所以在雙重轉(zhuǎn)換變量視角的進(jìn)一步研究中，環(huán)境規(guī)制力度對全要素能源效率的影響也存在雙重效應(yīng)，然而在樣本觀測值中，有83.64%的樣本觀測值處于負(fù)效應(yīng)區(qū)間，16.36%的樣本區(qū)間處于正效應(yīng)區(qū)間，但是樣本觀測值的效應(yīng)函數(shù)處于區(qū)間[-0.041，0.535]，差距不大；且隨著我國核能、風(fēng)能、太陽能的逐漸普及，近年來越來越多的省份和直轄市例如北京（2011開始）、浙江（2013開始）、廣東（2010開始）逐漸從負(fù)效應(yīng)區(qū)域轉(zhuǎn)向正效應(yīng)區(qū)域。

環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的作用效果隨著能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)兩因素（比例因素q1和q2規(guī)模因素）的改變而改變，體現(xiàn)了調(diào)控效果與該結(jié)構(gòu)因素演變的適配性。從圖3右效應(yīng)系數(shù)的等高線圖可以看出，旨在改善全要素能源效率而單純提高環(huán)境規(guī)制力度并不一定能夠顯著達(dá)成所愿，并且在二維結(jié)構(gòu)因素不同定義域的作用效果也不同，在與化石能源消費(fèi)規(guī)模、比例高的定義域相適配的負(fù)效應(yīng)區(qū)域（圖3右圖陰影部分），這樣的努力甚至?xí)?dǎo)致全要素能源效率的進(jìn)一步惡化。這是因?yàn)閷τ诨茉疵芗徒?jīng)濟(jì)，在環(huán)境外部性的內(nèi)部化過程中，環(huán)境規(guī)制很容易對企業(yè)造成生產(chǎn)力的沖擊，進(jìn)而造成全要素能源效率的下降。另外效應(yīng)函數(shù)三維曲面的等高線圖（圖3左圖）顯示，效應(yīng)系數(shù)β′（q1，q2）呈現(xiàn)由（0，-∞）向（1，+∞）逐步遞減的趨勢（注：這里需注意q2=ln（cfe），化石能源消費(fèi)總量cfe趨向于0時，q2趨近于負(fù)無窮大）。即隨著化石能源消費(fèi)比例和消費(fèi)的絕對量的降低，環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的正向效應(yīng)將得到提高，調(diào)控將變得愈高效而顯著。

5 結(jié)論和政策建議

本文先根據(jù)既有研究和理論，分析了在能源消費(fèi)高、低水平下，與之相適配的環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的高、低體制作用路徑，并通過作用路徑圖作了詳細(xì)說明。其次，基于我國省級2004—2015面板數(shù)據(jù)，在作用路徑上分別構(gòu)建化石能源消費(fèi)比例轉(zhuǎn)換變量因素、化石能源消費(fèi)比例和規(guī)模共同轉(zhuǎn)換變量因素的PSTR模型，證明了在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素演變過程中，環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的非線性效應(yīng)，并且研究發(fā)現(xiàn)：

（1）能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素演變過程與環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率作用的適配關(guān)系是顯著存在的。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的演變是一個過程，在這個過程中環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響效果或調(diào)控效果隨著能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)（比例、規(guī)模兩因素）的變化而變化。在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的演變過程中，環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的作用效果在多個體制間呈現(xiàn)的變化是連續(xù)的、平滑的，而不是突然從一個作用機(jī)制轉(zhuǎn)變到另外一個作用機(jī)制。

（2）環(huán)境規(guī)制調(diào)控作用與結(jié)構(gòu)演變相適配的情況下，高舉“減排”大旗、單純提高環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的改善作用有限，并且環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率存在雙重效應(yīng)。具體地說，即存在環(huán)境規(guī)制水平促進(jìn)全要素能源效率提高的“正效應(yīng)”和進(jìn)一步惡化全要素能源效率的“負(fù)效應(yīng)”。在我國化石能源消費(fèi)高比重和高規(guī)模的現(xiàn)階段下，提高環(huán)境規(guī)制水平只會帶來全要素能源效率的進(jìn)一步惡化。隨著化石能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)改善，環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的正效應(yīng)作用逐漸凸顯，作用效果越來越大。

（3）單純降低能源消費(fèi)比重或者單純降低消費(fèi)規(guī)模情況下，提高環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的改善作用有限。從實(shí)證結(jié)果來看，單純降低能源消費(fèi)比重和消費(fèi)規(guī)模確實(shí)可以提高環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的調(diào)控效果，但單純的降低消費(fèi)比重或規(guī)模并沒有使環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率的調(diào)控效果達(dá)到最優(yōu)，只有實(shí)現(xiàn)化石能源消費(fèi)比重和消費(fèi)規(guī)模的“雙降”，提高環(huán)境規(guī)制水平對全要素能源效率才有最好的作用效果。

基于以上結(jié)論，本文的政策內(nèi)涵是： “節(jié)能”和“減排”政策是相互匹配的，脫離了“節(jié)能”的“減排”行動是非效率的。因此，提高環(huán)境規(guī)制水平，必須以不斷改善、優(yōu)化我國經(jīng)濟(jì)體中的結(jié)構(gòu)因素、深化我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)性改革為前提。在“節(jié)能”這個小目標(biāo)的背景下完成“減排”的大目的。具體來說，首先需要 “激勵型”工具對能源密集型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供持續(xù)的激勵，促進(jìn)企業(yè)對化石能源的集約利用和對能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。其次，實(shí)現(xiàn)非化石能源對化石能源在規(guī)模上的替代。我國能源政策一直以來都把重點(diǎn)放在促進(jìn)煤炭等低熱值高污染能源在能源消費(fèi)總量比例上的降低，因而導(dǎo)致我國煤炭等化石能源在消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)比例降低遲滯，消費(fèi)規(guī)模仍然不斷增長的尷尬局面。因此提高清潔能源對化石燃料的替代強(qiáng)度是能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)改革的重中之重。通過實(shí)現(xiàn)化石能源消耗比例和化石能源消費(fèi)規(guī)模的“雙降”來提高環(huán)境規(guī)制水平對能源效率的調(diào)控效率。只有這樣，才能使“減排”政策更深刻地改善中國環(huán)境，提高全要素能源效率。

參考文獻(xiàn)（References）

[1]NRC， Committee on Energy and the Environment， EP Agency. Implications of environmental regulations for energy production and consumption[M]. Washington DC：National Academy of Sciences， 1977：50-51.

[2]BI G B， SONG W， ZHOU P， et al. Does environmental regulation affect energy efficiency in Chinas thermal power generation？ empirical evidence from a Slacks-based DEA Model[J]. Energy policy， 2014， 66（C）：537-546.

[3]王婷婷， 朱建平. 環(huán)境約束下電力行業(yè)能源效率研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2015， 25（3）：120-127.[WANG Tingting， ZHU Jianping. Research about the energy efficiency of power industry under the environmental constraints[J].China population， resources and environment， 2015， 25 （3）： 120-127.]

[4]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(shí)證檢驗(yàn)[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2012（4）：49-65.[CHEN Demin， ZHANG Rui. Impact of environmental regulations on Chinese total factor energy efficiency：based on provincial panel data empirical test[J].Economic science， 2012 （4）： 49-65.]

[5]MANDAL S K， MADHESWARM S. Environmental efficiency of the Indian cement industry： an interstate analysis[J]. Energy policy， 2010， 38（2）：1108-1118.

[6]張華， 王玲， 魏曉平. 能源的“波特假說”效應(yīng)存在嗎？[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2014， 24（11）：33-41.[ZHANG Hua， WANG Ling， WEI Xiaoping. Is there really a ‘Porter Hypothesis effect of energy？[J]. China population， resources and environment， 2014， 24 （11）： 33-41.]

[7]高志剛，尤濟(jì)紅. 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與中國全要素能源效率研究[J]. 經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2005（6）：111-123.[GAO Zhigang， YOU Jihong. Research about environmental regulation strength and Chinas total factor energy efficiency[J]. Comparison of economic and social systems，2005（6）：111-123.]

[8]HANCEVIC P I. Environmental regulation and productivity： the case of electricity generation under the CAAA-1990[J]. Energy economics， 2016， 60：131-143.

[9]范德成， 王韶華， 張偉. 低碳經(jīng)濟(jì)目標(biāo)下一次能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素分析[J]. 資源科學(xué)， 2012， 34（4）：696-703.[FAN Decheng， WANG Shaohua， ZHANG Wei. Analysis on the influencing factors of primary energy consumption structure under the goal of low carbon economy[J].Resources science， 2012， 34 （4）： 696-703.]

[10]魏巍賢， 馬喜立. 能源結(jié)構(gòu)調(diào)整與霧霾治理的最優(yōu)政策選擇[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2015， 25（7）：6-14.[WEI Weixian， MA Xili. The optimal policy choice of energy structural adjustment and haze governance[J].China population，resources and environment， 2015， 25 （7）： 6-14.]

[11]SHI Y， PANG N， DING Y. Environment effects of energy consumption structure based on comprehensive grey correlation degree： from 1998 to 2006 in China[C]// Asia-Pacific Power and Energy Engineering Conference. IEEE， 2009：1-4.

[12]林伯強(qiáng)， 李江龍. 環(huán)境治理約束下的中國能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變——基于煤炭和二氧化碳峰值的分析[J]. 中國社會科學(xué)， 2015（9）：84-107.[LIN Boqiang， LI Jianglong. Chinas energy structure change in environmental governance constraints： based on analysis of peak coal and carbon dioxide[J]. Chinese social sciences， 2015 （9）： 84-107.]

[13]SINN H W. The green paradox： why one may not forget the offer in the climate policy[J]. Perspektiven der wirtschaftspolitik， 2008， 9：109-142.

[14]PLOEG F V D， WITHAGEN C. Is there really a green paradox？[J]. Journal of environmental economics & management， 2010， 64：342-363.

[15]HAN Z Y， YING F， JIAO J L， et al. Energy structure， marginal efficiency and substitution rate： an empirical study of China[J]. Energy， 2007， 32（6）：935-942.

[16]魏楚， 沈滿洪. 結(jié)構(gòu)調(diào)整能否改善能源效率：基于中國省級數(shù)據(jù)的研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2008（11）：77-85.[WEI Chu， SHEN Manhong. Can structural adjustment improve energy efficiency： a study based on Chinas provincial data[J]. World economy， 2008 （11）： 77-85.]

[17]王喜平， 姜曄. 碳排放約束下我國工業(yè)行業(yè)全要素能源效率及其影響因素研究[J]. 軟科學(xué)， 2012， 26（2）：73-78.[WANG Xiping， JIANG Ye. Research about Chinas industrial sector and total factor energy efficiency factors under the influence of carbon emission constraints[J].Soft science， 2012， 26 （2）： 73-78.]

[18]史丹. 中國能源效率的地區(qū)差異與節(jié)能潛力分析[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2006（10）：57-65.[SHI Dan. Analysis of regional differences of energy efficiency and energy saving potential in China[J].China industrial economy， 2006 （10）： 57-65.]

[19]陳關(guān)聚. 中國制造業(yè)全要素能源效率及影響因素研究——基于面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)前沿分析[J]. 中國軟科學(xué)， 2014（1）：180-192.[CHEN Guanju. Poly efficiency and influencing factors of Chinas manufacturing total factor energy-stochastic frontier panel data analysis[J].China soft science， 2014 （1）： 180-192.]

[20]BILGEN S. Structure and environmental impact of global energy consumption[J]. Renewable & sustainable energy reviews， 2014， 38（5）：890-902.

[21]王兵， 謝俊. 全要素能源效率的國際比較——基于能源結(jié)構(gòu)視角的實(shí)證研究[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論， 2015（2）：72-86.[WANG Bing， XIE Jun. Total factor energy efficiency in international comparison：on the view of the energy structure[J].Industrial economic review， 2015 （2）： 72-86.]

[22]BAUMOL W J， OATES W E， BAWA V S， et al. The theory of environmental policy[M]. Cambridge ：Cambridge University Press， 1988：127-128.

[23]PEARCE D W， WARFORD J J. World without end： economics environment， and sustainable development[M]. New York ：Oxford University Press，1993：45-50.

[24]WERF V D E H， MARIA C D. Imperfect environmental policy and polluting emissions： the green paradox and beyond[J]. International review of environmental & resource economics， 2012， 6（2）：153-194.

[25]JORGENSON D W， WILCOXEN P J. Environmental regulation and U.S. economic growth[J]. Rand journal of economics， 1989， 21（2）：314-340.

[26]BARBERA A J， MCCONNELL V D. The impact of environmental regulations on industry productivity： direct and indirect effects[J]. Journal of environmental economics & management， 1990， 18（1）：50-65.

[27]FUKUYAMA H， WEBER W L. A directional Slacks-based measure of technical inefficiency[J]. Socio-economic planning sciences， 2009， 43（4）：274-287.

[28]COOPER W W， SEIFORD L M， ZHU J. Handbook on data envelopment analysis[M].New York： Springer US， 2011：195-196.

[29]KNEIP A， WILSON SP W. Asymptotics and consistent bootstraps for dea estimators in non-parametric frontier models[J]. Econometric theory， 2008， 24（6）：1663-1697.

[30]SIMER L， WILSON P W. Sensitivity analysis of efficiency scores： how to bootstrap in nonparametric frontier models[J]. Management science， 1998， 44（1）：49-61.

[31]張軍， 吳桂英， 張吉鵬. 中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2004（10）：35-44.[ZHANG Jun， WU Guiying， ZHANG Jipeng. Chinese provincial capital stock estimates： 1952-2000[J].Economic research， 2004 （10）： 35-44.]

[32]王維國， 范丹. 中國區(qū)域全要素能源效率收斂性及影響因素分析——基于Malmqulist-Luenberger指數(shù)法[J]. 資源科學(xué)， 2012， 34（10）：1816-1824.[WANG Weiguo， FAN Dan. Energy efficiency and the convergence of total factor chinese regional analysis： based on Malmqulist-Luenberger index method[J].Resource sciences， 2012， 34 （10）： 1816-1824.]

[33]袁曉玲， 張寶山， 楊萬平. 基于環(huán)境污染的中國全要素能源效率研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2009（2）：76-86.[YUAN Xiaoling， ZHANG Baoshan， YANG Wanping. Research on environmental pollution in China total factor energy efficiency[J]. China industrial economics， 2009 （2）： 76-86.]

[34]應(yīng)瑞瑤， 周力. 外商直接投資、工業(yè)污染與環(huán)境規(guī)制——基于中國數(shù)據(jù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)， 2006（1）：76-81.[YING Ruiyao， ZHOU Li. Foreign direct investment， industrial pollution and environmental regulations-based on econometric analysis of Chinas data[J].Finance and trade economics， 2006 （1）： 76-81.]