李宏兵 張兵兵 谷均怡

摘要 基于本土市場規(guī)模和技術(shù)進(jìn)步探尋中國能源效率低下的誘因，是現(xiàn)階段實現(xiàn)節(jié)能減排和踐行生態(tài)文明建設(shè)的重要途徑。本文在系統(tǒng)梳理本土市場規(guī)模、技術(shù)進(jìn)步影響能源效率的理論機(jī)制基礎(chǔ)上，利用DynamicSBM模型重新測算了1990—2016年省級層面的能源效率，通過動態(tài)面板門限模型檢驗了本土市場規(guī)模與能源效率的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)和回彈效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：①本土市場規(guī)模與能源效率之間存在顯著的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)。在低技術(shù)進(jìn)步區(qū)間，本土市場規(guī)模對能源效率的促進(jìn)作用會隨著技術(shù)進(jìn)步增加而逐漸降低；在高技術(shù)進(jìn)步區(qū)間，則會抑制能源效率的提高。②二者間存在顯著的雙重門限效應(yīng)。在高、低市場規(guī)模組，本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步對能源效率的交互影響顯著為負(fù)，但在中等市場規(guī)模組卻具有正向影響。③從時間維度看，中國加入WTO會顯著增強(qiáng)本土市場規(guī)模對能源效率的正向促進(jìn)作用，但技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)仍然存在。④分地區(qū)來看，發(fā)展改善型地區(qū)具有明顯的技術(shù)進(jìn)步回彈效應(yīng)；發(fā)展成熟型地區(qū)具有技術(shù)進(jìn)步的門限效應(yīng)；而發(fā)展落后型地區(qū)技術(shù)進(jìn)步均有利于能源效率的改善，且在低門限水平表現(xiàn)得更為明顯；發(fā)展波動型地區(qū)在高門限水平不利于能源效率的改善。對此，本文認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)積極推進(jìn)能源市場化改革，逐步形成全國統(tǒng)一市場；加大發(fā)展落后型地區(qū)和發(fā)展波動型地區(qū)的能源改革和制度體系建設(shè)，推動發(fā)展成熟型地區(qū)的能源技術(shù)創(chuàng)新，注重發(fā)展改善型地區(qū)的市場規(guī)模培育和創(chuàng)新引領(lǐng)作用；同時擴(kuò)大開放，加強(qiáng)國際能源合作。

關(guān)鍵詞 本土市場規(guī)模；技術(shù)進(jìn)步；能源效率；回彈效應(yīng)；DynamicSBM模型

中圖分類號 F320.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1002-2104（2019）05-0061-10 DOI：10.12062/cpre.20190115

改革開放四十年來，隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速增長和“世界工廠”地位的逐步確立，中國的能源消費規(guī)模急劇增加。據(jù)《BP世界能源統(tǒng)計年鑒（2018）》統(tǒng)計，我國占全球能源消費量的比重由1979年的不足6.10%上升至2017年的23.2%，連續(xù)17年成為全球能源消費增量最大的國家。與中國能源消費水平不斷上升對應(yīng)的是，近年來以城市霧霾、農(nóng)村水污染和土壤污染為表征的污染物排放增加和環(huán)境質(zhì)量下降，引起了政府、國際環(huán)保組織和社會各界的廣泛關(guān)注。事實上，從上個世紀(jì)90年代開始，中國政府就已經(jīng)通過政策法規(guī)制定及市場調(diào)節(jié)等多種手段進(jìn)行了節(jié)能減排和環(huán)境治理[1]，并取得初步成效。然而從現(xiàn)實情況來看，想要實現(xiàn)這樣的目標(biāo)卻并非易事。與同期的美國和日本相比，中國能源消耗強(qiáng)度分別是其2.16倍和2.91倍，節(jié)能減排任重道遠(yuǎn)。那么，究竟是什么原因推動了中國能源消費增長居高不下[2]？從歷史角度來看，中國正處于轉(zhuǎn)型時期，電氣化、能源效率低下和經(jīng)濟(jì)快速增長是主要原因；而在城市化進(jìn)程中提高能源利用效率，降低能源消耗，是實現(xiàn)節(jié)能減排目標(biāo)的重要手段。

對此，現(xiàn)有文獻(xiàn)多將能源消費結(jié)構(gòu)、FDI、技術(shù)進(jìn)步、市場化程度和環(huán)境污染治理投資等[3]作為影響能源效率的主要因素，在一定程度上忽視了本土市場效應(yīng)（Home Market Effect）的作用，即一國或地區(qū)如果擁有足夠大的市場規(guī)模，就會引致規(guī)模化生產(chǎn)和生產(chǎn)效率的提升，進(jìn)而所生產(chǎn)的產(chǎn)品在滿足本國或本地區(qū)需求之后還存在剩余可供出口[4]。按此邏輯，在本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步的相互作用早已得到證實的前提下[5-6]，本土市場規(guī)模通過其內(nèi)在的技術(shù)進(jìn)步機(jī)制必然會作用于能源效率。那么，這種影響的效應(yīng)如何？本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步對能源效率的綜合影響是否會存在門限效應(yīng)？基于此，本文將本土市場規(guī)模、技術(shù)進(jìn)步與能源效率納入統(tǒng)一的分析框架，探討其影響的理論機(jī)制，利用DynamicSBM模型測算了1990—2016年省級層面的能源效率指標(biāo)，并在度量本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)基礎(chǔ)上，通過動態(tài)面板門限模型識別了兩者之間存在顯著的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)和回彈效應(yīng)，同時考察了上述效應(yīng)在時空維度上的差異，以期為改善能源效率實現(xiàn)節(jié)能減排，進(jìn)而為踐行十九大報告提出的“綠水青山就是金山銀山”的生態(tài)發(fā)展理念提供理論借鑒。

1 文獻(xiàn)分析

目前，學(xué)術(shù)界真正意義上探討本土市場規(guī)模與能源效率的文獻(xiàn)還較為少見，現(xiàn)有文獻(xiàn)多側(cè)重于：一是研究本土市場效應(yīng)在國際、區(qū)域及行業(yè)層面的存在性；二是研究本土市場規(guī)模對區(qū)域生產(chǎn)率、產(chǎn)業(yè)升級及產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新機(jī)制的影響；三是關(guān)于市場化、技術(shù)進(jìn)步與能源效率的研究。

關(guān)于本土市場效應(yīng)，自Krugman[4]基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)與新貿(mào)易理論的研究框架，系統(tǒng)提出此概念以來，學(xué)者們將異質(zhì)性企業(yè)、貿(mào)易成本、跨國公司等多種因素納入到該理論框架進(jìn)行了系列拓展研究，并證明了本土市場效應(yīng)的存在性[7-8]。此后，Behrens等[9]在上述理論分析的基礎(chǔ)之上將外部市場因素納入其中，拓展了理論模型，并通過實證檢驗證實了本土市場效應(yīng)的存在性。Crozet和Trionfetti[10]的進(jìn)一步研究也發(fā)現(xiàn)，本土市場效應(yīng)不僅存在而且還具有非線性特征。來自國內(nèi)的經(jīng)驗研究同樣發(fā)現(xiàn)，本土市場效應(yīng)在區(qū)域及行業(yè)層面存在。張帆和潘佐紅[11]的研究顯示，中國各省市19個產(chǎn)業(yè)中有7個存在本土市場效應(yīng)；且國內(nèi)行業(yè)規(guī)模越大，出口增長越快，工業(yè)制成品出口中就越具有顯著的本土市場效應(yīng)[12]。不僅如此，邱斌和尹威[13]發(fā)現(xiàn)，不同的貿(mào)易模式中本土市場效應(yīng)的存在性并不一致，本土市場效應(yīng)在一般貿(mào)易中顯著存在，在加工貿(mào)易中并不顯著。

李宏兵等：本土市場規(guī)模與中國能源效率提升：基于動態(tài)面板門檻效應(yīng)的實證研究

中國人口·資源與環(huán)境 2019年 第5期隨著本土市場效應(yīng)研究的深入，國內(nèi)外學(xué)者針對本土市場規(guī)模與區(qū)域生產(chǎn)率、產(chǎn)業(yè)升級及產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新機(jī)制也展開了細(xì)致探討。Melitz和Ottaviano[14]在異質(zhì)性企業(yè)框架下構(gòu)建了探討本土市場規(guī)模與生產(chǎn)率的理論模型，并分析了二者的影響機(jī)制，但遺憾的是并沒有給出相應(yīng)的實證支撐。此后，張國勝[15]基于案例分析方法的研究表明，本土市場規(guī)模能夠影響企業(yè)技術(shù)能力與產(chǎn)品市場需求，并對產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生重要影響。陳豐龍和徐康寧[16]以中國制造業(yè)為研究對象，實證檢驗了本土市場規(guī)模與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)“市場促創(chuàng)新”假說整體上是成立的。進(jìn)一步地，康志勇[17]基于2001—2007年中國制造業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察本土市場效應(yīng)對企業(yè)自主創(chuàng)新行為的影響。與上述研究不同的是，崔娜和柳春[6]從行業(yè)異質(zhì)性視角研究創(chuàng)新對工業(yè)行業(yè)出口中本土市場效應(yīng)的反向作用，并發(fā)現(xiàn)行業(yè)創(chuàng)新對本土市場效應(yīng)具有顯著的增強(qiáng)作用。

除此之外，與本文相關(guān)的還有關(guān)于市場化、技術(shù)進(jìn)步與能源效率的研究。FisherVanden等[18]研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步有助于能源利用效率的提高，邵帥等[19]進(jìn)一步通過經(jīng)濟(jì)集聚的技術(shù)外溢角度證實了技術(shù)進(jìn)步對能源利用率的作用。Perry[20]以76個發(fā)展中國家為樣本，研究發(fā)現(xiàn)人均收入的提高、城市化以及工業(yè)化進(jìn)程有助于提高能源利用效率。Glaser和Kahn[21]研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)活動的集中通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，降低單位產(chǎn)出的能源消費，進(jìn)而提高能源利用效率，提高城市的經(jīng)濟(jì)集聚程度，有助于降低碳排放，進(jìn)而改善環(huán)境質(zhì)量。Arouri等[22]研究發(fā)現(xiàn)，能源消費的增加促進(jìn)了碳排放，而人均收入與碳排放之間存在倒“U”型關(guān)系，證實了能源消費是影響環(huán)境質(zhì)量的重要原因。林伯強(qiáng)和杜克銳[23]首先探討了要素市場扭曲對我國能源效率提升的負(fù)面影響，并發(fā)現(xiàn)如果消除要素市場扭曲年均可提高10%的能源效率。魏楚和鄭新業(yè)[24]進(jìn)一步利用1995—2012年中國省際面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了市場分割會顯著抑制規(guī)模效率、技術(shù)效率和配置效率對能源效率的影響，并通過電力市場進(jìn)行了模擬驗證。潘雄鋒等[25]則利用非動態(tài)面板門限回歸模型，基于1998—2012年省級面板數(shù)據(jù)，考察了能源市場扭曲、技術(shù)進(jìn)步對能源效率產(chǎn)生的非線性效應(yīng)，并發(fā)現(xiàn)能源市場扭曲與技術(shù)進(jìn)步的交互作用對能源效率的提升會產(chǎn)生“回彈效應(yīng)”。當(dāng)然上述研究有利于考察能源市場化程度與技術(shù)進(jìn)步的交互機(jī)制對能源效率的非線性影響，但對于本土市場規(guī)模本身與技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)在機(jī)制可能對能源效率的影響并沒有給予足夠的關(guān)注。

通過已有文獻(xiàn)的研究，我們發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外相關(guān)學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了富有成效的探索，并深化了對本土市場效應(yīng)及其對能源效率的理論認(rèn)識。一方面，技術(shù)進(jìn)步是降低能源消耗、提升能源效率的關(guān)鍵因素。技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響不僅僅體現(xiàn)在節(jié)能減排技術(shù)的應(yīng)用層面上，更體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)運行的整個過程中。另一方面，已有研究也表明，本土市場規(guī)模通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)和空間溢出對產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新有顯著促進(jìn)作用?；诖?，本文將以本土市場規(guī)模引致的技術(shù)創(chuàng)新為切入視角，來闡述本土市場規(guī)模影響能源效率的理論機(jī)制，以便為下文實證研究提供理論支撐。具體而言：①本土市場規(guī)模的擴(kuò)大有利于知識在產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間的溢出，也即MarshallArrowRomer外部性和Jacobs外部性的產(chǎn)生。由本地市場規(guī)模擴(kuò)大所形成的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，不僅會衍生出諸多本土企業(yè)，同時也會吸引處于分工價值鏈上下游的眾多外部企業(yè)。本土企業(yè)和外部企業(yè)在該地區(qū)的空間集聚，不僅會促進(jìn)知識或技術(shù)的外溢，也會提升本地區(qū)整體的技術(shù)創(chuàng)新能力。不僅如此，上述外部性和溢出機(jī)制也會有利于新的能源利用技術(shù)的擴(kuò)散和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)生，進(jìn)而提升能源效率。②本土市場規(guī)模的擴(kuò)大會促使企業(yè)在競爭中保持自主創(chuàng)新，并對能源消耗產(chǎn)生回彈效應(yīng)。一般而言，在壟斷競爭的市場結(jié)構(gòu)下，企業(yè)為了增強(qiáng)市場控制力和獲取持久的利潤空間，會通過新技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新來積極應(yīng)對激烈的市場競爭，而受本土市場規(guī)模因素的調(diào)節(jié)，技術(shù)進(jìn)步又會在一定階段內(nèi)對能源效率的提升不十分明顯，甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)向作用，即存在回彈效應(yīng)[25]。③進(jìn)一步地，本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步的相互強(qiáng)化機(jī)制，會使其影響能源效率的門限特征在時間和空間上呈現(xiàn)異質(zhì)性特征，即不同時期和同一時期的不同區(qū)域間的門限效應(yīng)存在顯著差異。隨著本土市場規(guī)模擴(kuò)大，在激烈市場競爭中優(yōu)勝劣汰所生存下來的企業(yè)，在滿足市場多元化需求的同時，還會創(chuàng)造出更廣闊的利潤空間和更多的市場需求，進(jìn)一步提升本地區(qū)市場規(guī)模，并由此引發(fā)本土市場規(guī)模與專業(yè)化分工、產(chǎn)業(yè)集聚、企業(yè)競爭以及技術(shù)進(jìn)步等新一輪的演化周期。而中國漸進(jìn)式改革和各地區(qū)梯度發(fā)展的階段性差異，也使得二者的交互機(jī)制對能源效率的影響呈現(xiàn)出時間和空間維度上的差異性。

綜上所述，已有的理論和實證研究更多側(cè)重于驗證本土市場規(guī)模效應(yīng)在區(qū)域?qū)用妗⑿袠I(yè)層面是否成立及其對生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步及產(chǎn)業(yè)升級等方面的影響，鮮有文獻(xiàn)從正面去探究本土市場效應(yīng)是否會影響及通過何種途徑影響區(qū)域能源效率。對此，本文的貢獻(xiàn)可能在于：一是，為彌補已有研究單一視角的缺憾，將本土市場規(guī)模、技術(shù)進(jìn)步與能源效率納入統(tǒng)一的分析框架，系統(tǒng)梳理了本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步的交互機(jī)制對能源效率影響的非線性效應(yīng)；二是，從加入WTO的沖擊和區(qū)分發(fā)展改善型、發(fā)展成熟型、發(fā)展波動型及發(fā)展落后型等區(qū)域，深入考察了上述影響門限效應(yīng)和回彈效應(yīng)在時間維度和空間維度上的差異性，推進(jìn)了該領(lǐng)域的研究。

2 模型、變量及數(shù)據(jù)處理

2.1 計量模型構(gòu)建

本文借鑒Kremer等[26]所構(gòu)建的動態(tài)面板門限模型方法。與傳統(tǒng)的線性回歸相比，動態(tài)面板門限模型通過內(nèi)生的方式，在樣本期間內(nèi)分離出以門限變量為基礎(chǔ)的多個樣本，并分別估計出各樣本中自變量與因變量之間的關(guān)系，觀察其關(guān)系是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。已有研究表明，除本土市場規(guī)模外，影響能源效率的一個主要因素是技術(shù)進(jìn)步[27]，同時技術(shù)進(jìn)步對能源消耗存在回彈效應(yīng)[19，28]。即由于某些因素，在一定階段內(nèi)，技術(shù)進(jìn)步對能源效率的提升不會那么明顯，甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)向作用[25]?；貜椥?yīng)的存在說明單純關(guān)注技術(shù)進(jìn)步與能源效率的正向關(guān)系是片面的。因此，本文在動態(tài)面板門限模型的基礎(chǔ)上，選擇技術(shù)進(jìn)步作為門限變量，來考察本土市場規(guī)模變化對能源效率的影響。具體模型為：

etfpit=αi+β1hmsitI（techit≤γ）+β2hmsitI（techit>γ）+δzit+εit

（1）

其中，etfpit、hmsit、techit分別表示為一省市的能源效率、本土市場規(guī)模和技術(shù)進(jìn)步；αi為個體固定效應(yīng)；εit為殘差項，并且服從（0，σ2）分布；I（·）為指標(biāo)函數(shù)，其值取決于門限變量（techit）和門限值（hmsit）：當(dāng)括號內(nèi)的表達(dá)式成立時，I（·）=1，否則I（·）=0；門限變量和門限值將所有觀測值劃分為低水平技術(shù)進(jìn)步區(qū)間（techit≤γ）和高水平技術(shù)進(jìn)步區(qū)間（techit>γ），其所對應(yīng)的斜率分別為β1和β2；z1it為控制變量，包括外商直接投資（fdi）、能源消費結(jié)構(gòu)（ecs）、市場化水平（mkr）等控制變量；z2it為內(nèi)生的控制變量，包括第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（sgdp）。

如果在回歸的過程中，僅僅考慮斜率門限效應(yīng)，而忽略了截距門限效應(yīng)，那么就有可能產(chǎn)生有偏或不穩(wěn)的估計結(jié)果[29]?；诖耍疚膶⒔梃bArellan和Bover[30]所提出的前向正交離差變換方法來消除固定效應(yīng)。該方法可以有效避免變換后誤差項之間的序列相關(guān)問題。對各個變量進(jìn)行前向正交離差變換處理之后的模型為：

etfp*it=β1hms*itI（techit≤γ）+φ1I（techit≤γ）+

β2hms*itI（techit>γ）+δz*it+ε*it

（2）

其中，誤差項的前向正交離差變換形式為：

ε*it=T-tT-t+1[εit-1T-t（εi（t+1）+…+εiT）]，

t=1，…，T-1

（3）

需要說明的是，其它變量的前向正交離差變換形式與誤差項是相同的，且在變換之后不存在序列相關(guān)，方差也具有單位矩陣特征：

Var（εi）=σ2ITVar（ε*i）=σ2IT-1

（4）

在消除固定效應(yīng)之后，可通過上式實現(xiàn)動態(tài)面板門限模型的回歸，并估計門限系數(shù)。

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量

能源效率（etfp）。在動態(tài)SBM模型出現(xiàn)之前，主要是通過DEA窗口分析法和MalmquistLuenberger生產(chǎn)率指數(shù)來測算決策單元（DMU）的跨期效率。Tone和Tsutsui[31]把Tone[32]提出的單時期SBM模型通過引入跨期變量擴(kuò)展為動態(tài)SBM模型。

運用動態(tài)SBM方法獲取能源效率的關(guān)鍵在于選取合理的投入-產(chǎn)出及跨期變量。借鑒張兵兵等[1]方法，投入變量為：勞動力，用各省市歷年總就業(yè)人員人數(shù)表示；能源消費，用各省市所消耗的煤炭、焦炭等8類能源加總后的總量表示。產(chǎn)出變量：總產(chǎn)值，用各省市的總產(chǎn)出即GDP表示。自由跨期變量：資本存量。國內(nèi)目前尚未對資本存量數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計，本文采用邵軍和徐康寧[33]的方法進(jìn)行估算，并將數(shù)據(jù)更新至2012年。壞的跨期變量：CO2，采用IPCC（2006）的方法進(jìn)行估算。

2.2.2 核心解釋變量

本土市場規(guī)模（hms）。本文主要采用Harris[34]的方法來測算中國省際本土市場規(guī)模，具體方法為：

hmsit=∑j≠i（yitdii+yjtdij）

（5）

特別說明的是，為凸顯國內(nèi)市場規(guī)模的研究背景，在測算本土市場規(guī)模時，本文并沒有考慮國外市場需求，而只考慮了國內(nèi)市場需求。其中，yit為扣除貨物和服務(wù)凈出口后的地區(qū)實際生產(chǎn)總值，dij為省會城市之間的距離；dii為省市的內(nèi)部距離，dii=2siπ/3，Si為i省市的陸地面積。測算過程中所需要的距離和面積數(shù)值均通過Google電子地圖獲取。

技術(shù)進(jìn)步（tech）。如果將技術(shù)進(jìn)步僅僅定義為實物層面硬件設(shè)備的改進(jìn)和升級，這稱之為科學(xué)技術(shù)的創(chuàng)新，是一種狹義技術(shù)進(jìn)步。廣義技術(shù)進(jìn)步還包含管理機(jī)制創(chuàng)新、制度創(chuàng)新等“軟”性技術(shù)進(jìn)步。本文所關(guān)注的是本土市場規(guī)模擴(kuò)大所引致的技術(shù)創(chuàng)新，指的是廣義技術(shù)進(jìn)步。因此，本文將采用DEAMalmquist指數(shù)方法來測算廣義技術(shù)進(jìn)步，投入變量為各省的資本存量和就業(yè)人數(shù)，產(chǎn)出變量為各省GDP。

2.2.3 控制變量

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，并參照相關(guān)研究，本文選取如下變量作為影響能源效率的重要因素：①外商直接投資（fdi）。外資流入不僅可以為一省市發(fā)展提供所需資本，同時可以通過技術(shù)溢出、知識溢出等多種途徑影響能源效率。本文運用各省實際吸引外商投資規(guī)模占GDP比重來表示。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（sgdp）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中輕、重工業(yè)比重的不同，對能源效率的影響也有所不同。理論上來講，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中重工業(yè)的比重過高，不利于改善能源效率。參照邵帥等[19]的變量設(shè)計，本文采用各省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來測算。③能源消費結(jié)構(gòu)（ecs）。根據(jù)林伯強(qiáng)和杜克銳[23]的研究思路，本文采用該省市煤炭消費量占整體能源消費總量的比重來表示。④市場化進(jìn)程（mkr）。一般而言，不斷提升的市場化水平是有利于能源效率改善的，它主要通過以下途徑作用于能源效率：第一，減少政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，充分發(fā)揮市場在資源配置中的主體作用，促進(jìn)生產(chǎn)和能源要素向高效率企業(yè)轉(zhuǎn)移，從而提升能源效率；第二，通過完善合作分工體系、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來改善能源效率。該變量用該省非國有企業(yè)在崗職工年末人數(shù)占在崗職工年末總?cè)藬?shù)的比重來表示。

2.2.4 數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

本文實證研究中所需數(shù)據(jù)由歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國人口就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》整理獲得。由于《中國能源統(tǒng)計年鑒》中沒有西藏及港澳臺地區(qū)的數(shù)據(jù)，所以本文只有30個省市自治區(qū)（以下簡稱?。┑臄?shù)據(jù)，見表1。

統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，北京、天津、上海、浙江、福建、山東、廣東、湖南和新疆在考察期能源效率均值較高，接近于1，其它地區(qū)的能源效率均值普遍較低，僅在0.4左右，表明我國能源利用效率存在較大的地區(qū)異質(zhì)性，西部地區(qū)的能源效率總體偏低（除新疆外），中、東部地區(qū)相對較高，這可能與地區(qū)的能源消費結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平有關(guān)。

3 實證分析與討論

3.1 靜態(tài)面板回歸分析

本文首先運用混合OLS和面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行了初步檢驗。在能源效率回歸方程中引入本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步的交互項，來考察本土市場規(guī)模是否通過技術(shù)進(jìn)步來影響能源效率。計量模型為：

etfpit=λ0+λ1hmsit+λ2techit+λ3hmsit×techit+

λ4controlit+εit

（6）

在加入交互項后，techit的系數(shù)由模型（7）中的λ2+λ3hmsit來決定，回歸結(jié)果如表2所示。

表2的第（1）列和第（2）列匯報了使用1990—2016年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行混合OLS估計的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，第（3）列和第（4）列匯報了使用固定效應(yīng)模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第（1）列和第（3）列未加入交互項，混合OLS估計和固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果均顯示技術(shù)進(jìn)步和本土市場規(guī)模對能源效率具有顯著的正向作用，但顯著性水平有所差異。外商直接投資對能源效率的影響呈現(xiàn)正相關(guān)，這是因為外資進(jìn)入不僅可以為一省市發(fā)展提供所需資本，同時可以通過技術(shù)溢出、知識溢出等多種途徑影響能源效率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源效率是負(fù)相關(guān)關(guān)系，但不顯著。能源消費結(jié)構(gòu)對能源效率產(chǎn)生了顯著的正向作用，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明煤炭消費量占整體能源消費總量的比重過高，不利于改善能源效率。市場化水平對能源效率具有顯著的正向作用，即不斷提升的市場化水平有利于能源效率改善。

在加入交互項后，第（2）列和第（4）列的結(jié)果顯示，不論是混合OLS模型和靜態(tài)面板固定效應(yīng)模型，交互項系數(shù)均顯著為負(fù)，但顯著性水平不同，混合OLS估計在5%水平上顯著，面板固定效應(yīng)模型在1%水平上顯著。這表明技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響要取決于本土市場規(guī)模。以第（2）列為例，技術(shù)進(jìn)步對能源利用效率的邊際效應(yīng)由（2.142 9-0.427 0hms）決定，交互項系數(shù)為-0.427，并且通過了5%的顯著性檢驗。這說明技術(shù)進(jìn)步對能源效率的正向影響會隨著本土市場規(guī)模擴(kuò)大而降低，即隨著本土市場規(guī)模的擴(kuò)大會增強(qiáng)技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)。當(dāng)hms>5.018 5（2.142 9/0.427）時，技術(shù)進(jìn)步對能源效率產(chǎn)生負(fù)向影響；當(dāng)hms<5.018 5時，技術(shù)進(jìn)步對能源效率產(chǎn)生正向影響。

但運用包含交互項的靜態(tài)面板模型進(jìn)行回歸結(jié)果的估計也存在一定的局限性：①需要外生給定技術(shù)進(jìn)步變量的系數(shù)形式。針對本文而言，由于交互項系數(shù)均通過了顯著性檢驗，這意味著技術(shù)進(jìn)步變量的系數(shù)可能至少一階形式。②即便技術(shù)進(jìn)步變量系數(shù)形式可以給定，那么如何對其系數(shù)進(jìn)行相應(yīng)分區(qū)也是有待解決的問題。第（2）列和第（4）列中，雖然交互項系數(shù)都通過了顯著性檢驗，但卻不能指出本土市場規(guī)模在何種情形下使得技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響是不顯著的。③表2的估計結(jié)果顯示，技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響具有雙向性，即正向和負(fù)向，這取決于本土市場規(guī)模的大小。伴隨著本土市場規(guī)模的變化，技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響不一定僅僅是由負(fù)向正或由正向負(fù)的轉(zhuǎn)變，也可能存在三個以上的作用區(qū)間。雖然可以人為設(shè)定更高階數(shù)進(jìn)行估計，但也增加了解決問題的復(fù)雜性。有鑒于此，本文將采用動態(tài)面板門限回歸模型來有效處理上述問題。

3.2 動態(tài)面板門限效應(yīng)模型回歸分析

表3為運用動態(tài)面板門限效應(yīng)模型方法進(jìn)行門限檢驗的結(jié)果，檢驗過程中設(shè)定300次迭代，依次搜尋400個樣本點。本文在運用動態(tài)面板門限模型進(jìn)行回歸時，借鑒Arellano和Bover[30]和Kremer等[26]的方法，采用解釋變量，即能源效率的滯后項作為工具變量。由于工具變量的個數(shù)往往會影響到后續(xù)的實證結(jié)果，并且工具變量過多還可能導(dǎo)致參數(shù)估計結(jié)果的有偏，尤其針對樣本量有限的回歸而言，參數(shù)估計的無偏性與有效性還會存在取舍的問題。因此，鑒于本文的研究對象為時間長度有限的面板數(shù)據(jù)，為避免因工具變量的過度擬合而出現(xiàn)參數(shù)估計有偏的問題，將能源效率的滯后一期作為工具變量。

通過表3可以看出，本土市場規(guī)模與能源效率之間存在雙重門限效應(yīng)。當(dāng)斜率門限值為8.143 3時，其95%的置信區(qū)間基本上處于（7.990 3，8.191 2）之間；當(dāng)斜率門限值為9.022 7時，其95%的置信區(qū)間基本上處于（8.958 5， 9.060 0）之間。此外，本土市場規(guī)模與能源效率之間存在顯著的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)。技術(shù)進(jìn)步斜率門限值（γ）的數(shù)值為0.909，其95%的置信區(qū)間為（0.906， 0.911），并將樣本劃分為低水平技術(shù)進(jìn)步區(qū)間（techit≤γ）和高水平技術(shù)進(jìn)步區(qū)間（techit>γ）兩部分，樣本數(shù)分別為126和684。

由表4可知，由于技術(shù)進(jìn)步和市場規(guī)模門限值的不同對能源效率的影響是有差異的。第（1）列和第（2）列結(jié)果顯示，本土市場規(guī)模與能源效率之間存在顯著的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)，即技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響取決于本土市場規(guī)模。技術(shù)進(jìn)步的門限值為0.909，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)小于0.909時，樣本為低技術(shù)進(jìn)步區(qū)間，反之則為高技術(shù)進(jìn)步區(qū)間。在低技術(shù)進(jìn)步區(qū)間，本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步交互項系數(shù)顯著為負(fù)，而交互項的邊際影響系數(shù)顯著為正，且均通過了1%的顯著性水平檢驗。在高技術(shù)進(jìn)步區(qū)間，本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步交互項系數(shù)同樣顯著為負(fù)。

從第（3）～（5）列可以看出，本土市場規(guī)模與能源效率之間存在雙重門限效應(yīng)。本土市場規(guī)模的雙重門限值分別為8.143 3和9.174 3，當(dāng)本土市場規(guī)模小于8.143 3時，樣本為低市場規(guī)模組；當(dāng)本土市場規(guī)模處于（8.143 3，9.174 3）區(qū)間時，樣本為中等市場規(guī)模組；當(dāng)本土市場規(guī)模大于9.174 3時，樣本為高市場規(guī)模組。在低市場規(guī)模組，本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步交互項系數(shù)顯著為負(fù)，而交互項的邊際影響系數(shù)同樣顯著為負(fù)，這可能與低市場規(guī)模組的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)和地區(qū)技術(shù)水平有關(guān)。由于技術(shù)進(jìn)步要和地區(qū)自身的勞動力、資本相結(jié)合進(jìn)行生產(chǎn)，這就要求地區(qū)必須有能與技術(shù)進(jìn)步相匹配的吸收能力，否則技術(shù)進(jìn)步帶來的溢出效應(yīng)將難以有效釋放，甚至產(chǎn)生負(fù) 向影響。在高市場規(guī)模組，本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步交互項系數(shù)顯著為負(fù)， 且本土市場規(guī)模對能源效率的促進(jìn)作用會隨著技術(shù)進(jìn)步增加而逐漸降低，甚至產(chǎn)生抑制作用。在中等市場規(guī)模組，本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步交互項系數(shù)顯著為正，而交互項的邊際影響系數(shù)同樣顯著為正。這表明只有市場規(guī)模處于一定區(qū)間時，技術(shù)進(jìn)步提高了本土市場規(guī)模對能源效率的促進(jìn)作用，且本土市場規(guī)模的擴(kuò)大有利于能源效率的提升。

4 穩(wěn)健性檢驗及拓展分析

考慮到本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步影響能源效率門限效應(yīng)的時間和空間差異性，本文對進(jìn)一步的實證研究作如下設(shè)計：一是考慮加入WTO的沖擊，作為穩(wěn)健性檢驗以觀察中國加入WTO前后本土市場規(guī)模、技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響結(jié)果是否穩(wěn)?。欢墙梃b潘雄鋒等[25]的研究，根據(jù)能源市場扭曲程度，將全部樣本省份分為發(fā)展改善型、發(fā)展成熟型、發(fā)展波動型和發(fā)展落后型省份，進(jìn)行分組研究，以便考察不同區(qū)域本土市場規(guī)模、技術(shù)進(jìn)步對能源效率影響的差異性。

4.1 穩(wěn)健性檢驗：考慮加入WTO的分析

雖然本文通過動態(tài)面板門限模型檢驗了本土市場規(guī)模與能源效率的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)，但考慮到潛在的內(nèi)生性問題及其他影響機(jī)制的存在，本文進(jìn)一步將中國加入WTO這一外生事件沖擊納入分析框架。加入WTO后為了開放國內(nèi)市場，中國政府進(jìn)行了大幅度的進(jìn)口關(guān)稅削減，另外與中國發(fā)生貿(mào)易的主要伙伴國對來自中國進(jìn)口的商品實施貿(mào)易政策，如美國與中國確立正常貿(mào)易關(guān)系，也使得中國的出口貿(mào)易快速發(fā)展。因此，中國加入WTO可能導(dǎo)致中國各個地區(qū)的本土市場規(guī)模發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變，并進(jìn)而使得技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)發(fā)生轉(zhuǎn)變。此外，本文從中國加入WTO這一事件進(jìn)行進(jìn)一步分析，以期通過更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃孔R別機(jī)制考察本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步對能源利用效率門限效應(yīng)的影響是否具有穩(wěn)健性。

具體的，本文引入反映WTO的虛擬變量（WTO）以及WTO虛擬變量和本土市場規(guī)模的交叉項（hms×wto），研究中國加入WTO本身對能源效率的影響。同時為了考察技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)，加入WTO虛擬變量、本土市場規(guī)模和技術(shù)進(jìn)步三項交互（hms×tech×wto）。本文將2001年及2001年以前視為加入WTO前，WTO虛擬變量為0，將2001年以后視為加入WTO后，WTO虛擬變量為1?；貧w模型如下：

etfpit=λ0+λ1hmsit+λ2techit+λ3wtoit+λ4hmsit×

wtoit+λ5controlit+εit

（8）

etfpit=λ0+λ1hmsit+λ2techit+λ3hmsit×techit+

λ4hmsit×techit×wtoit+λ5controlit+εit

（9）

通過表5第（1）列和第（2）列可以看出，在低技術(shù)進(jìn) 步區(qū)間，即使考慮中國加入WTO的影響，本土市場規(guī)模對能源效率的影響仍顯著為正；在高技術(shù)進(jìn)步區(qū)間，這種正向作用則并不顯著。此外，在低技術(shù)進(jìn)步組，可以發(fā)現(xiàn)，一方面，中國加入WTO本身對能源效率的改善起到了顯著的促進(jìn)作用，能源效率平均提高0.386 8%；另一方面，WTO虛擬變量和本土市場規(guī)模交互項的系數(shù)顯著為負(fù)。這表明中國加入WTO后，本土市場規(guī)模對能源效率的正向促進(jìn)作用顯著增強(qiáng)（由加入前的0.075 4變成加入后的0.147 9）。其原因可能是中國加入WTO后，外部市場環(huán)境改善，市場環(huán)境更加適合技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新等因素所致。

表5第（3）列和第（4）列探討了技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)無論是低技術(shù)進(jìn)步組還是高技術(shù)進(jìn)步組，中國加入WTO對能源效率均會產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。此外，在低技術(shù)進(jìn)步組，考慮中國加入WTO后，交互項的邊際影響系數(shù)為（0.348 8～0.121 0hms）。這說明技術(shù)進(jìn)步對能源效率的正向影響會隨著本土市場規(guī)模擴(kuò)大而降低，即中國加入WTO后，技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)仍然存在。由此表5的回歸結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，當(dāng)本文考慮中國加入WTO這一外生時間，以避免可能的內(nèi)生性問題，結(jié)果依然符合本文預(yù)期，這也進(jìn)一步驗證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.2 拓展分析：分地區(qū)的門限回歸估計

表5報告了考慮中國加入WTO的穩(wěn)健性檢驗，而表6則考察本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步影響能源效率門限效應(yīng)的空間差異性，報告了分地區(qū)門限回歸的結(jié)果，其中發(fā)展 改善型地區(qū)主要包括北京、天津、上海、浙江和江蘇等地，發(fā)展成熟型地區(qū)主要包括廣東、福建、海南等地區(qū)，發(fā)展波動型地區(qū)主要包括山東、廣西、湖南和江西等地區(qū)，發(fā)展落后型地區(qū)主要包括內(nèi)蒙古、貴州、云南、新疆、 山西、陜西、四川、安徽和遼寧等地區(qū)。

第（1）列和第（2）列報告了發(fā)展改善型地區(qū)的回歸結(jié)果。當(dāng)技術(shù)進(jìn)步小于0.909的門限值時，交互項的邊際影響系數(shù)顯著為正；而技術(shù)進(jìn)步高于門限值時，交互項的邊際影響系數(shù)顯著為負(fù)，因此技術(shù)進(jìn)步存在回彈效應(yīng)。這是因為該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，市場經(jīng)濟(jì)體制正處于轉(zhuǎn)型和優(yōu)化時期，市場規(guī)模的擴(kuò)大、技術(shù)進(jìn)步會顯著提升能源的使用效率，但受制于地區(qū)自身的技術(shù)水平等因素，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步高于門限值時，其會對能源利用效率產(chǎn)生負(fù)向影響。第（3）列和第（4）列為發(fā)展成熟型地區(qū)，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步低于門限值時，交互項的邊際影響系數(shù)不顯著；當(dāng)其高于門限值時，交互項的邊際影響系數(shù)顯著為正。表明對于該地區(qū)而言，只有達(dá)到一定門限值技術(shù)進(jìn)步對能源效率的促進(jìn)作用才能顯現(xiàn)，因此保持適當(dāng)?shù)谋就潦袌鲆?guī)模對于技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)能源效率提升也尤為重要。

第（5）列為發(fā)展波動型地區(qū)，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均大于0.909的門限水平，處于技術(shù)進(jìn)步門限值之上，而交互項的邊際影響系數(shù)顯著為負(fù)。這是因為該地區(qū)雖與長三角、珠三角地理位置較近，會不同程度地受到上述地區(qū)改革政策的影響，但與沿海等發(fā)達(dá)地區(qū)相比，改革政策落實力度較低，市場化程度也相對較低，基礎(chǔ)較為薄弱，同時本土市場 規(guī)模較小，技術(shù)進(jìn)步反而不利于該地區(qū)能源利用效率的提升。第（6）列和第（7）列為發(fā)展落后型地區(qū)，無論技術(shù)進(jìn)步低于或高于門限值，交互項的邊際影響系數(shù)均顯著為正，表明技術(shù)進(jìn)步有利于能源效率的改善。原因在于雖然這些地區(qū)市場化改革相對落后且經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步較晚，但其市場規(guī)模適中，技術(shù)適宜性較好，技術(shù)進(jìn)步有利于提高地區(qū)的能源利用效率。

5 結(jié)論及政策建議

本文在系統(tǒng)梳理本土市場規(guī)模、技術(shù)進(jìn)步影響能源效率理論機(jī)制的基礎(chǔ)上，利用DynamicSBM模型重新測算了1990—2016年省級層面的能源效率指標(biāo)，通過動態(tài)面板門限模型檢驗了本土市場規(guī)模與能源效率之間存在顯著的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)和回彈效應(yīng)，并進(jìn)行了基于時空維度的拓展分析。實證研究發(fā)現(xiàn)：①本土市場規(guī)模與能源效率之間存在顯著的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)。在低技術(shù)進(jìn)步區(qū)間，本土市場規(guī)模對能源效率的促進(jìn)作用會隨著技術(shù)進(jìn)步增加而逐漸降低，甚至產(chǎn)生抑制作用。在高技術(shù)進(jìn)步區(qū)間，本土市場規(guī)模擴(kuò)大會抑制能源效率的提高。②本土市場規(guī)模與能源效率之間存在雙重門限效應(yīng)。在低市場規(guī)模組和高市場規(guī)模組，本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步對能源效率的交互影響顯著為負(fù)，但在中等市場規(guī)模組卻具有正向影響。③進(jìn)一步基于時間維度的拓展分析發(fā)現(xiàn)，中國加入WTO對能源效率的改善起到了顯著的促進(jìn)作用。且中國加入WTO后，本土市場規(guī)模對能源效率的正向促進(jìn)作用顯著增強(qiáng)，但技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)仍然存在。④分地區(qū)來看，發(fā)展改善型地區(qū)具有明顯的技術(shù)進(jìn)步回彈效應(yīng)；發(fā)展成熟型地區(qū)具有技術(shù)進(jìn)步的門限效應(yīng)，當(dāng)高于門限值時本土市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步的交互影響才會促進(jìn)能源效率提升；而發(fā)展落后型地區(qū)技術(shù)進(jìn)步均有利于能源效率的改善，且在低門限水平表現(xiàn)得更為明顯；發(fā)展波動型地區(qū)在高門限水平區(qū)間不利于能源效率的改善。

上述結(jié)論為改善能源效率實現(xiàn)節(jié)能減排，進(jìn)而為踐行十九大報告提出的“綠水青山就是金山銀山”的生態(tài)發(fā)展理念提供了有益的政策啟示。①應(yīng)當(dāng)積極推進(jìn)能源市場化改革，充分發(fā)揮市場在能源資源配置中的主導(dǎo)作用，有效化解政府干預(yù)所導(dǎo)致的能源要素市場扭曲對市場規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步影響能源效率提升的負(fù)面作用；努力構(gòu)建以市場為主導(dǎo)的能源價格定價機(jī)制，逐步形成區(qū)域統(tǒng)一市場直至構(gòu)建全國統(tǒng)一能源市場。②重視本土市場規(guī)模與能源效率的技術(shù)進(jìn)步門限效應(yīng)，積極推進(jìn)能源技術(shù)創(chuàng)新，改善能源消費結(jié)構(gòu)，加大對能源企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入和政策引導(dǎo)，尤其是積極鼓勵清潔能源的開發(fā)和應(yīng)用。同時，要破解體制機(jī)制束縛，推進(jìn)國有能源企業(yè)改革，最大限度地調(diào)動相關(guān)領(lǐng)域社會創(chuàng)新資源。③針對不同地區(qū)因地制宜，加大發(fā)展落后型地區(qū)和發(fā)展波動型地區(qū)的能源改革和制度體系建設(shè)，推動發(fā)展成熟型地區(qū)的能源技術(shù)創(chuàng)新，注重發(fā)展改善型的地區(qū)的市場規(guī)模培育和創(chuàng)新引領(lǐng)作用。④注重挖掘?qū)ν忾_放對能源市場改革的有利影響，對內(nèi)降低能源領(lǐng)域民營、外資企業(yè)準(zhǔn)入門檻；對外加強(qiáng)能源國際合作，利用“一帶一路”倡議深入推進(jìn)的契機(jī)，著力構(gòu)建區(qū)域能源合作伙伴關(guān)系，推動能源互利合作。

（編輯：劉照勝）

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