查冬蘭，張 雪

（南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇 南京 210016）

交通行業(yè)作為支撐國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，在伴隨我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時，其能源消費量也在不斷增長。在交通行業(yè)所有細(xì)分部門中，公路交通部門承擔(dān)了70%以上的客貨運輸任務(wù)，是交通行業(yè)能源消費量和CO2排放量最大的部門[1]。絕對的能源消費量和CO2排放量讓公路交通部門成為我國交通行業(yè)節(jié)能減排工作的重點關(guān)注對象。

提高能源效率一直被交通行業(yè)視為是實現(xiàn)節(jié)能減排目標(biāo)的有效方式，一系列致力于提高交通行業(yè)能源效率的政策措施相繼發(fā)布實施，能效政策在提高能源效率的同時，帶來一個意外的結(jié)果——能源回彈效應(yīng)。能源回彈效應(yīng)的存在可能會部分甚至全部抵消由能源效率提高所帶來的預(yù)期能源節(jié)約量，其大小直接關(guān)系著能源效率政策的有效性。

本文基于中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市） 的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建長期與短期經(jīng)濟(jì)計量模型，對我國公路交通直接能源回彈效應(yīng)的長期和短期影響進(jìn)行了研究，探究了能源效率政策在能源回彈效應(yīng)影響下的有效性，以期從能源回彈效應(yīng)視角為我國公路交通部門節(jié)能減排工作提供科學(xué)的參考和建議。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 直接能源回彈效應(yīng)定義及測算方法

當(dāng)某一能源產(chǎn)品或服務(wù)的能源效率提高后，會降低能源產(chǎn)品或服務(wù)的有效價格。根據(jù)消費者行為理論，當(dāng)產(chǎn)品價格下降時，會引起消費者增加對該種產(chǎn)品的消費（僅考慮消費品為正常品的情況），這部分額外增加的消費需求，稱之為直接能源回彈效應(yīng)[2]。假設(shè)ε0和ε1分別表示2種不同的能源效率，其中ε0為初始能源效率水平，ε1為提高后的能源效率水平。當(dāng)能源效率提高后，如果能源消費需求沒有發(fā)生變化，則可實現(xiàn)（E0?E1）部分的預(yù)期能源節(jié)約量。但能源效率的提高促使能源消費需求從S0增加S1，相應(yīng)的能源節(jié)約量變?yōu)椋‥0?E），（E-E1）這部分的預(yù)期能源節(jié)約量因能源消費需求的增加而未實現(xiàn)。直接能源回彈效應(yīng)的作用過程，見圖1，公式（1）是對直接能源回彈效應(yīng)的進(jìn)一步解釋說明[3]。

能源回彈效應(yīng)(RE)

在直接能源回彈效應(yīng)實證研究中，以計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的應(yīng)用最為廣泛。計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法主要基于彈性關(guān)系對能源回彈效應(yīng)進(jìn)行測算，而能源服務(wù)需求對能源效率的彈性ηε(S)被認(rèn)為是能源回彈效應(yīng)最直接的度量指標(biāo)[4]，見式（2）。

式（2）中，S為能源服務(wù)，E為能源消費量，能源效率 ε =S/E被定義為能源服務(wù)產(chǎn)出與能源投入的比，ηε(E)為能源消費量對能源效率的彈性，正的能源回彈效應(yīng)意味著 ηε(S)>0，-1< ηε(E)<0。

由能源效率的定義進(jìn)一步得到能源服務(wù)價格的定義：PS=PE/ε。由于能源效率數(shù)據(jù)難獲取性，且缺乏足夠變化，因此一些學(xué)者采用能源服務(wù)對能源服務(wù)價格的彈性 ηPS(S)估計直接能源回彈效應(yīng)[5]，見式（3）。

能源服務(wù)價格PS數(shù)據(jù)相對于能源效率ε更易獲取，固式（3）比（2）更常應(yīng)用于實證研究。但該定義需要精確的能源服務(wù)價格，而能源服務(wù)價格又依賴于能源價格和能源效率（PS=PE/ε）。當(dāng)把能源效率看作常量時，直接能源回彈效應(yīng)可進(jìn)一步用能源消費量對能源價格的彈性 ηPE(E)表示[2]，見式（4）。

在某些研究領(lǐng)域中，當(dāng)能源消費量數(shù)據(jù)難以獲取時，此時可以采用能源服務(wù)需求對能源價格的彈性 ηPE(S)作為測算直接能源回彈效應(yīng)的替代指標(biāo)[6]，見式（5）。

式（2）為直接能源回彈效應(yīng)的效率彈性定義，式（3～5）為直接能源回彈效應(yīng)的價格彈性定義，價格彈性定義是在效率彈性的基礎(chǔ)之上引申而來，所以3種價格彈性必須在滿足外生性和對稱性假設(shè)條件之下（能源效率不受能源價格影響/消費者對能源效率提高和能源價格下降的反應(yīng)相同），其負(fù)數(shù)形式才等于式（2）的效率彈性，才可以作為直接能源回彈效應(yīng)的度量指標(biāo)。在實證研究中，關(guān)于彈性定義的選擇主要基于數(shù)據(jù)的可得性。在數(shù)據(jù)統(tǒng)計完備的情況下，可以同時采用幾種彈性定義對直接能源回彈效應(yīng)進(jìn)行測算，以提高估計結(jié)果的可靠性?？紤]到我國交通行業(yè)細(xì)分部門（公路、鐵路、水路和航空）能源消費量統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺失以及能源效率數(shù)據(jù)的不可得性，因此本文選用能源服務(wù)需求對能源價格的彈性 ηPE(S)（式（5））作為我國公路交通直接能源回彈效應(yīng)的度量指標(biāo)。

1.2 交通行業(yè)能源回彈效應(yīng)研究

能源回彈效應(yīng)理論提出以來，就因其數(shù)據(jù)的完備性與可得性，成為交通行業(yè)眾多學(xué)者的研究對象。SMALL et al[7]利用美國各州 1966～2001 年間的面板數(shù)據(jù)，研究了汽車出行中的能源回彈效應(yīng)，測算結(jié)果顯示短期內(nèi)能源回彈效應(yīng)為4.5%，長期能源回彈效應(yīng)增加到 22.2%。BARLA et al[8]沿用文獻(xiàn)[7]的研究思路，同樣采用聯(lián)立方程組模型測算1990～2004年間加拿大省級私人家庭輕型乘用車的能源回彈效應(yīng)，結(jié)果顯示短期能源回彈效應(yīng)8%，長期能源回彈效應(yīng) 20%。WANG et al[9]采用近似理想的需求系統(tǒng)模型對中國城鎮(zhèn)客運交通能源回彈效應(yīng)進(jìn)行測算，結(jié)果顯示1994～2009年間直接能源回彈效應(yīng)高達(dá)96%，意味著能源效率政策只實現(xiàn)了 4% 的預(yù)期節(jié)能目標(biāo)。ZHANG et al[10]按照地理位置將全國各省份分成東中西3部分，采用動態(tài)面板分位數(shù)回歸模型研究31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的道路客運交通直接能源回彈效應(yīng)，結(jié)果顯示全國范圍內(nèi)長期能源回彈效應(yīng)為26.56%，東中西部地區(qū)長期能源回彈效應(yīng)分別為31.30%、100.36%和42.67%。

現(xiàn)有關(guān)于交通行業(yè)能源回彈效應(yīng)的研究大多集中在客運交通領(lǐng)域，國內(nèi)外僅有少數(shù)學(xué)者對貨運交通能源回彈效應(yīng)做了探索性研究。MATOS et al[6]采用雙對數(shù)模型，對葡萄牙1987～2006年間貨運交通行業(yè)直接能源回彈效應(yīng)進(jìn)行研究，測得直接能源回彈效應(yīng)約為 24.1%。BORGER et al[11]利用 1980～2007年間的時間序列數(shù)據(jù)，測算丹麥公路貨運交通的長期與短期直接能源回彈效應(yīng)，結(jié)果顯示短期能源回彈效應(yīng)為10%，長期能源回彈效應(yīng)為17%。SORRELL et al[12]同樣基于時間序列數(shù)據(jù)，采用多種模型測算英國公路貨運交通1970～2014年間的直接能源回彈效應(yīng)，測算結(jié)果從21%～137%不等，平均能源回彈效應(yīng)約為61%。WANG et al[13]將中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市） 按地理位置分成東中西3個區(qū)域，采用雙對數(shù)模型對1999～2011年間全國層面及分區(qū)域?qū)用婀坟涍\交通直接回彈效應(yīng)進(jìn)行測算，結(jié)果表明，中國公路貨運交通領(lǐng)域存在顯著的能源回彈效應(yīng)，全國層面直接能源回彈效應(yīng)為84%，東中西分區(qū)域?qū)用婺茉椿貜椥?yīng)分別為52%、80%和78%。

上述有關(guān)交通行業(yè)能源回彈效應(yīng)的測算結(jié)果相差較大，即使是同一研究對象，測算的結(jié)果也可能因采用的能源回彈效應(yīng)定義、數(shù)據(jù)類型以及模型形式的不同而存在差異。此外，現(xiàn)有研究多集中于公路客運交通能源回彈效應(yīng)領(lǐng)域，公路貨運交通能源回彈效應(yīng)的研究相對不足，而已有研究表明公路貨運交通能源回彈效應(yīng)程度往往要大于公路客運交通，因此有關(guān)公路貨運交通能源回彈效應(yīng)的研究還需要進(jìn)一步完善。

基于以上研究的梳理與不足之處，本文采用面板協(xié)整與面板誤差修正模型同時對我國公路客運交通與公路貨運交通能源回彈效應(yīng)進(jìn)行研究，有利于對比分析能源效率政策在公路客運交通與公路貨運交通中的實施效果。同時引入非對稱價格效應(yīng)分解模型，進(jìn)一步提高能源回彈效應(yīng)測算結(jié)果的精確度。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

2.1 面板數(shù)據(jù)模型

在現(xiàn)有公路交通能源回彈效應(yīng)的研究中，能源服務(wù)需求的變化通常表現(xiàn)為車輛行駛里程的增加，車輛行駛里程與能源效率之間的彈性關(guān)系成為衡量公路交通部門直接能源回彈效應(yīng)的常用指標(biāo)[14]。鑒于國內(nèi)沒有官方公布的車輛年均行駛里程數(shù)據(jù)，本文參考柴建等[15]的研究，選取公路交通周轉(zhuǎn)量作為能源服務(wù)度量指標(biāo)，將公路交通直接能源回彈效應(yīng)定義為公路交通周轉(zhuǎn)量對燃料價格的彈性。文獻(xiàn)[16]可知，交通出行量主要取決于燃料價格、收入水平等因素，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入城鎮(zhèn)化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)2個變量，對公路客運交通和公路貨運交通分別構(gòu)建見面板數(shù)據(jù)模型，見式（6～7）。

式（6～7）中：α0為常數(shù)項， α1、 α2、 α3、 α4為待估參數(shù)， εit為隨機(jī)誤差項。 P TKMit為第i個省份在第t年的公路客運交通周轉(zhuǎn)量； F TKMit為第i個省份在第t年的公路貨運交通周轉(zhuǎn)量； I ncit為第i個省份在第t年的人均收入水平； Pit為第i個省份在第t年的燃料價格； U rbit為第i個省份在第t年的城鎮(zhèn)化率水平，以當(dāng)年城鎮(zhèn)人口占年末常住總?cè)丝诒戎乇硎荆?S trit為第i個省份在第t年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占當(dāng)年GDP比重表示。

2.2 非對稱價格效應(yīng)分解模型

能源回彈效應(yīng)本質(zhì)上是由能源效率提高所導(dǎo)致的能源服務(wù)實際價格降低引起的，而應(yīng)用價格彈性測算能源回彈效應(yīng)的假設(shè)前提也要求能源價格是下降的，但是現(xiàn)實中能源價格往往波動起伏，有漲有跌。為提高測算結(jié)果的精確度，本文參考HAAS et al[17]的研究，將我國燃料價格的波動分解為以下3 個部分：（1）歷史最高燃料價格序列（2）累積下降燃料價格序列（3）累積恢復(fù)燃料價格序列在時間間隔[0，t]內(nèi)，歷史最高燃料價格序列、累積下降燃料價格序列和累積恢復(fù)燃料價格序列的定義，見式（8～11）。

對式（8）兩邊取對數(shù)則，見式（12）。

將式（12）分別代入式（6）和（7）中，可得到包含非對稱價格效應(yīng)的公路客運交通和公路貨運交通長期直接能源回彈效應(yīng)測算模型，見式（13～14）。

圖2 燃料價格指數(shù)分解

我國歷史最高燃料價格序列與原始燃料價格序列走勢基本趨同，說明我國燃料價格整體呈現(xiàn)增長態(tài)勢，僅有少數(shù)年份出現(xiàn)了下降情況。累積恢復(fù)燃料價格與累積下降燃料價格在初始一段時間里均為零，沒有發(fā)生變化，這表明在這段時間內(nèi)我國燃料價格一直處于上升態(tài)勢。之后兩者開始逐漸形成一個類似V形的開口，開口的時點對應(yīng)著我國燃料價格的下降，開口的幅度表示燃料價格下降和下降之后恢復(fù)上升的幅度，開口越大表明燃料價格波動越大。

2.3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計分析

本文基于2000～2018年31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市） 的面板數(shù)據(jù)，對我國公路交通直接能源回彈效應(yīng)的長、短期影響進(jìn)行了研究?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，香港、澳門和臺灣不包括在本文研究范圍之內(nèi)。文中應(yīng)用的變量包括公路客運交通周轉(zhuǎn)量、公路貨運交通周轉(zhuǎn)量、燃料價格、人均收入、城鎮(zhèn)化率以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，各變量數(shù)據(jù)均來源于《2001～2019年中國統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。其中，為消除價格因素的影響，人均收入與燃料價格變量數(shù)據(jù)均以研究起點2000年為基期做了相應(yīng)換算，各變量的描述性統(tǒng)計分析，見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計分析

3 實證分析

3.1 面板單位根檢驗

面板數(shù)據(jù)包括時間和截面2個維度，而多數(shù)時間序列呈現(xiàn)出非平穩(wěn)的單位根過程，為避免出現(xiàn)虛假回歸，在實證分析之前需要對變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗?？紤]到本文使用的面板數(shù)據(jù)類型為短面板數(shù)據(jù)，因此我們選用適合于短面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的IPS檢驗以及HT檢驗。為了進(jìn)一步增強(qiáng)檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，同時采用了基于異質(zhì)面板單位根檢驗的LLC檢驗對文中各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行分析，具體檢驗結(jié)果，見表2。除 lnPmax和 lnStr2個變量的原對數(shù)序列拒絕存在面板單位根原假設(shè)以外，其余變量的原對數(shù)序列均不能拒絕存在面板單位根的原假設(shè)，進(jìn)一步對各變量的對數(shù)一階差分序列檢驗結(jié)果表明，各變量的一階差分序列均不存在面板單位根。綜合以上檢驗結(jié)果可知，各變量均為一階單整序列，符合進(jìn)一步做面板協(xié)整檢驗的要求。

表2 面板單位根檢驗結(jié)果

3.2 面板協(xié)整與長期能源回彈效應(yīng)

由面板單位根檢驗結(jié)果可知，各變量的一階差分序列均通過了面板單位根檢驗，滿足面板協(xié)整檢驗要求。本文同時采用Kao、Pedronic和Westerlund 3種協(xié)整檢驗方法分別對公路客運交通和公路貨運交通方程各變量之間的協(xié)整性進(jìn)行分析，見表3。

表3 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

從公路客運交通來看，Kao、Pedronic和Westerlund檢驗各統(tǒng)計量均強(qiáng)烈拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)；從公路貨運交通來看，除Westerlund檢驗不能拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)外，Kao和Pedronic檢驗各統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。以上面板協(xié)整檢驗結(jié)果表明，無論是公路客運還是公路貨運交通方程，各變量之間的長期變化均趨于一致，即我國公路交通周轉(zhuǎn)量與燃料價格以及人均收入等變量之間確實存在長期協(xié)整關(guān)系。

在確定公路客運交通方程與公路貨運交通方程各變量之間存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對各變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行估計。通過豪斯曼檢驗發(fā)現(xiàn)，個體固定效應(yīng)更適合于本研究。為消除面板數(shù)據(jù)中截面產(chǎn)生的異方差和時間序列產(chǎn)生的自相關(guān)問題對回歸結(jié)果造成的影響，本文采用同時考慮組內(nèi)自相關(guān)、組間異方差和同期相關(guān)3個因素的全面廣義最小二乘法（FGLS），分別對我國公路客運交通方程和公路貨運交通方程進(jìn)行面板協(xié)整回歸，見表4。

表4 長期協(xié)整方程估計結(jié)果

（3）在其他影響因素中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對公路客運交通與公路貨運交通周轉(zhuǎn)量的影響最為顯著，均為正向影響關(guān)系；城鎮(zhèn)化率對兩者均呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響關(guān)系，城鎮(zhèn)化率的增長推動了公路交通密度的增加，進(jìn)而對公路交通部門周轉(zhuǎn)量需求產(chǎn)生抑制作用，這一點對公路客運交通的影響更為明顯[10]；人均收入在長期中對公路客運交通產(chǎn)生負(fù)向影響關(guān)系，但是會促進(jìn)公路貨運交通周轉(zhuǎn)量的增加。隨著收入水平的增加，居民會更多地轉(zhuǎn)向高鐵和飛機(jī)等更加快速和舒適的交通工具，因此長期中人均收入水平的增長可能會對公路客運交通能源服務(wù)需求產(chǎn)生抑制作用。

3.3 面板誤差修正模型與短期能源回彈效應(yīng)

面板協(xié)整檢驗結(jié)果表明，人均收入、燃料價格等變量與公路交通周轉(zhuǎn)量之間存在長期均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系有可能在短期中出現(xiàn)偏離均衡狀態(tài)的情況。為了彌補(bǔ)長期均衡靜態(tài)模型的不足，本文構(gòu)建包含滯后項的短期誤差修正模型來反映短期偏離長期均衡狀態(tài)的修正機(jī)制。誤差修正模型以變量之間的協(xié)整關(guān)系構(gòu)成誤差項，并把誤差修正項作為一個解釋變量，與其他影響短期波動的變量放在一起，構(gòu)成誤差修正模型，誤差修正項的大小表示其對偏離長期均衡狀態(tài)的調(diào)整力度[20]。因此，本文在長期協(xié)整回歸的基礎(chǔ)上，將式（13）和（14）得到的殘差序列作為誤差修正項，同時為了讓模型反映出短期的動態(tài)調(diào)整，選用滯后一期的殘差作為誤差修正項對我國公路客運交通與公路貨運交通分別建立面板誤差修正模型，見式（15～18）。

式（16）和（18）分別為公路客運交通與公路貨運交通的短期面板誤差修正模型，該模型表明，在短期內(nèi)，公路客運交通和公路貨運交通周轉(zhuǎn)量不僅取決于各個影響因素短期變化的影響，同時還受到公路客運交通和公路貨運交通周轉(zhuǎn)量偏離長期均衡趨勢的影響。其中，各變量的差分序列表示變量的短期波動，如 ? lnIncit表示人均收入水平的短期波動，差分序列的系數(shù)表示短期彈性。因此，式（16）和（18）中的可分別看作是公路客運交通與公路貨運交通的短期直接能源回彈效應(yīng)，短期面板誤差修正模型估計，見表5。

表5 短期面板誤差修正模型估計結(jié)果

（1）同樣在以公路交通周轉(zhuǎn)量對燃料價格的彈性作為能源回彈效應(yīng)度量指標(biāo)的情況下，我們可以得到公路客運交通短期直接能源回彈效應(yīng)為24%，與長期直接能源回彈效應(yīng)21%的估計結(jié)果相近，且誤差修正項系數(shù) e cmit?1顯著為負(fù)，符合誤差修正原理。公路貨運交通累積下降燃料價格系數(shù)為正值，表明短期內(nèi)公路貨運直接能源回彈效應(yīng)﹤0，出現(xiàn)了超級節(jié)能效應(yīng)，這是能效政策實施效果最為理想的一種狀態(tài)，誤差修正項同樣通過了顯著性檢驗。相對于公路客運交通，公路貨運交通在短期內(nèi)具有一定的剛性，當(dāng)能源效率提高降低能源服務(wù)成本時，短期內(nèi)往往難以做出快速的應(yīng)對。因此，能效政策在短期內(nèi)可以較好地實現(xiàn)節(jié)能減排效果，尤其在公路貨運交通體系中。

（3）短期內(nèi)人均收入對公路客運交通周轉(zhuǎn)量的影響與長期相比，方向發(fā)生了改變。人均收入水平的增長對公路客運交通周轉(zhuǎn)量具有顯著地正向促進(jìn)作用，短期內(nèi)公路客運交通運輸需求會隨著人均收入的增長而增長，人均收入對公路客運交通周轉(zhuǎn)量的影響程度遠(yuǎn)大于同期其他變量。該結(jié)果表明人均收入水平的增長是短期內(nèi)客運交通周轉(zhuǎn)量增加的主要原因，但短期內(nèi)人均收入水平對公路貨運交通周轉(zhuǎn)量的影響結(jié)果并不顯著。城鎮(zhèn)化率在短期內(nèi)對公路客運交通周轉(zhuǎn)量與公路貨運交通周轉(zhuǎn)量的影響均不顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對公路客運交通周轉(zhuǎn)量與公路貨運周轉(zhuǎn)量的影響同長期一樣，均為顯著地正向促進(jìn)作用。

4 結(jié)論與建議

基于2000～2018年中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市） 的面板數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建包含非對稱價格效應(yīng)的面板協(xié)整與面板誤差修正模型，分別對我國公路交通的長期與短期直接能源回彈效應(yīng)進(jìn)行研究。研究發(fā)現(xiàn)：1）我國公路交通部門存在顯著的能源回彈效應(yīng)。長期中，公路客運交通與公路貨運交通直接能源回彈效應(yīng)分別為21%和62%；短期中，公路客運交通直接能源回彈效應(yīng)為24%，而公路貨運交通則出現(xiàn)了超級節(jié)能效應(yīng)；2）公路貨運交通對能源價格的變動相較于公路客運交通更加敏感，因此公路貨運交通能源回彈效應(yīng)程度要大于公路客運交通，兩者對能源效率提高的反應(yīng)程度并不相同；3）能源回彈效應(yīng)程度均屬于部分能源回彈效應(yīng)，沒有達(dá)到逆反效應(yīng)程度，由此我們可以得出能源回彈效應(yīng)并非導(dǎo)致我國公路交通部門能源消費量持續(xù)增長的主要原因，人均收入水平的提高以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素是公路客運交通與公路貨運交通能源消費量增長的主要推動力。

基于此，針對我國公路交通部門節(jié)能減排政策的制定提供以下建議。

（1）繼續(xù)將能源效率提高作為實現(xiàn)公路交通部門節(jié)能減排的主要手段和方式。部分能源回彈效應(yīng)研究結(jié)果表明，不管是在公路客運交通還是公路貨運交通領(lǐng)域中，能源效率政策整體上均呈現(xiàn)出能源節(jié)約的特征。如果能源效率沒有得到提高，將會有更多的能源會被消費。現(xiàn)階段我國機(jī)動車燃油效率與日本、美國等發(fā)達(dá)國家相比，仍存在一定的差距，未來還有進(jìn)一步提升的空間。政府可以采用財政補(bǔ)貼的方式加大對節(jié)能技術(shù)的推廣力度，不斷提高公路交通部門能源利用效率。

（2）逐步放寬對能源價格的管制，使能源價格可以真正反映出能源成本的稀缺性。我國能源價格的上升在長期和短期內(nèi)均沒有起到抑制公路交通能源服務(wù)需求的作用，主要原因在于現(xiàn)階段我國的能源價格主要由政府指導(dǎo)定價，整體能源價格偏低，無法反映出能源的稀缺性。柴建等[15]的研究表明，能源價格市場化的日本與美國，其公路交通運輸需求與能源價格之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)能源價格真正反映出其成本稀缺性時，通過調(diào)節(jié)能源價格才可以真正起到控制能源消費量的作用。

（3）完善公路交通部門稅收征收體系。能源回彈效應(yīng)結(jié)果表明，利用技術(shù)進(jìn)步提高能源效率對于實現(xiàn)節(jié)能減排目標(biāo)并非像預(yù)期般有效。尤其在長期公路貨運交通領(lǐng)域中，能源回彈效應(yīng)為62%，意味著能源效率的提高只實現(xiàn)了38%的預(yù)期能源節(jié)約目標(biāo)。在大力推行節(jié)能技術(shù)提高能源效率的同時，為抑制能源回彈效應(yīng)對公路交通部門節(jié)能減排工作的負(fù)面影響，需要采取稅收政策等相應(yīng)的輔助措施。針對公路交通部門的特點，政策制定者可以從汽車的投入、使用、排放以及丟棄環(huán)節(jié)等多環(huán)節(jié)設(shè)置不同的稅收標(biāo)準(zhǔn)，同時降低純電動汽車以及混合動力汽車等新能源汽車的稅收負(fù)擔(dān)，引導(dǎo)消費者選擇更加合理的出行方式和交通工具。

（4）加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，繼續(xù)穩(wěn)步推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。研究結(jié)果表明，第二產(chǎn)業(yè)比重對我國公路交通部門，尤其是公路貨運交通領(lǐng)域能源服務(wù)需求存在極大的促進(jìn)作用。由于長期以來粗放型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，導(dǎo)致我國出現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)比重占比大，第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)偏重的現(xiàn)象，這是造成我國貨運交通領(lǐng)域存在超量運輸?shù)募案呖蛰d率的主要原因。減少公路交通部門能源消費量，關(guān)鍵還是要從轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式入手，同時要繼續(xù)推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高第三產(chǎn)業(yè)比重，改善第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，積極發(fā)展低能耗高附加值的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)向節(jié)能低碳的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（5）針對公路客運交通與公路貨運交通制定不同的節(jié)能減排政策標(biāo)準(zhǔn)。實證研究結(jié)果表明，公路客運交通與公路貨運交通對于能源效率提高的反應(yīng)程度并不相同。長期內(nèi)公路貨運交通能源回彈效應(yīng)程度遠(yuǎn)高于公路客運交通，在采取相關(guān)輔助措施抑制能源回彈效應(yīng)時，可以適當(dāng)提高公路貨運交通領(lǐng)域的政策標(biāo)準(zhǔn)，如對營運貨車制定更高的燃油效率標(biāo)準(zhǔn)，或是進(jìn)一步提高對公路貨運交通領(lǐng)域的稅收征收比率等。