王韶華，張 偉

（1.燕山大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 秦皇島 066004；2.燕山大學(xué) 區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，河北 秦皇島 066004）

一、引言

2010年以來，中國經(jīng)濟(jì)開始出現(xiàn)疲軟，“三期疊加”問題逐漸顯現(xiàn)，工業(yè)部門產(chǎn)能過剩嚴(yán)重，對此，2015年中國政府提出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革構(gòu)想，指明了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的重要舉措。“十四五”規(guī)劃特別強(qiáng)調(diào)中國到2030年實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰”，2060年實(shí)現(xiàn)“碳中和”，為實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，中國迫切需要落實(shí)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高能源利用效率，減少碳排放。

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革作為高質(zhì)量發(fā)展的必然要求，勢必會(huì)對中國能源強(qiáng)度產(chǎn)生重要的影響。羅良文、梁圣蓉(2016)[1]認(rèn)為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革通過對勞動(dòng)力、資本、科技創(chuàng)新、制度等供給側(cè)要素的調(diào)整促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級。已有研究分析了個(gè)別供給側(cè)要素對能源強(qiáng)度的影響，如，張偉與朱啟貴(2012)[2]、Sun等(2020)[3]認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是降低中國能源強(qiáng)度的最主要因素；吳建新等(2018)[4]的研究發(fā)現(xiàn)資本密集度在不同時(shí)期對省區(qū)能源強(qiáng)度分布的影響均較大；安超、雷明(2019)[5]的研究通過穩(wěn)態(tài)分析和數(shù)值模擬實(shí)證了人力資本通過克服二氧化碳的負(fù)效應(yīng)降低能源強(qiáng)度；張志強(qiáng)、劉金平(2021)[6]研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與能源強(qiáng)度存在倒“U”型關(guān)系。與此同時(shí)，現(xiàn)有研究認(rèn)為中國能源消費(fèi)具有空間異質(zhì)性（姜磊、季民河，2011）[7]，李榮杰等(2020)[8]研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新、市場化、經(jīng)濟(jì)開放對能源強(qiáng)度的影響具有地區(qū)差異性。但由于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的概念邏輯與分析框架還不完善，因此已有成果從空間相關(guān)性出發(fā)實(shí)證研究供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與能源強(qiáng)度互動(dòng)機(jī)制的較少。文章基于已有研究成果，立足節(jié)能減排、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革等現(xiàn)實(shí)背景，考慮中國能源強(qiáng)度的空間特征，在揭示供給側(cè)要素對能源強(qiáng)度影響關(guān)系的基礎(chǔ)上，構(gòu)建面板回歸模型和空間計(jì)量模型，探討影響因素的空間效應(yīng)，以期通過節(jié)能減排與供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的深度融合切實(shí)降低中國能源強(qiáng)度，推動(dòng)中國區(qū)域綠色發(fā)展取得新的更大進(jìn)展。

二、中國能源強(qiáng)度的空間分布特征

為了揭示中國各省域能源強(qiáng)度的空間分布特征，文章利用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法描述中國能源強(qiáng)度整體和局部的空間相關(guān)性及集聚特征。基于科學(xué)性、數(shù)據(jù)可獲得性等原則，選取2008—2018年中國30個(gè)?。▍^(qū)、市）的數(shù)據(jù)（不包含西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）。能源強(qiáng)度采用能源消費(fèi)量與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值進(jìn)行計(jì)算，能源消費(fèi)量數(shù)據(jù)來源于2009—2019年的《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)可分別通過各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒獲取，為剔除價(jià)格變動(dòng)的影響，地區(qū)生產(chǎn)總值以2008年不變價(jià)進(jìn)行折算。

1.全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)

文章運(yùn)用全局莫蘭指數(shù)計(jì)算中國能源強(qiáng)度整體的空間相關(guān)性，公式為：

式中，yi表示區(qū)域i的能源強(qiáng)度，yˉ、s2分別為能源強(qiáng)度的均值與方差，Wij為空間權(quán)重距離矩陣元素。由于中國國土面積廣，0～1矩陣無法準(zhǔn)確反映地理相對距離，文章采用空間距離權(quán)重矩陣，反映中國30個(gè)?。▍^(qū)、市）之間的地理距離關(guān)系。

利用Geoda軟件計(jì)算的2008—2018年中國30個(gè)省份能源強(qiáng)度的莫蘭指數(shù)如表1所示。中國能源強(qiáng)度的莫蘭指數(shù)全部為正，均通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，測算出莫蘭指數(shù)的最小值為0.143，總體趨勢在波動(dòng)中逐漸變大，說明中國能源強(qiáng)度具有顯著的正空間相關(guān)性，并在逐漸增強(qiáng)。

表1 2008—2018年中國能源強(qiáng)度全局莫蘭指數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果

2.局部空間相關(guān)性檢驗(yàn)

全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)可以從整體上描述中國能源強(qiáng)度的空間相關(guān)性及集聚特征，但無法反映中國能源強(qiáng)度在省域上的局部空間特征，因此借助Geoda軟件運(yùn)用Moran散點(diǎn)圖（如圖1所示），并進(jìn)一步揭示中國省域能源強(qiáng)度的局部空間相關(guān)性及集聚特征（見表2）。

表2 中國能源強(qiáng)度局部空間集聚狀況

由圖1可知，處于第一象限的?。▍^(qū)、市）能源強(qiáng)度具有高值被高值包圍的特征，處于第三象限的?。▍^(qū)、市）能源強(qiáng)度具有低值被低值包圍的特征，處于第二、四象限的?。▍^(qū)、市）能源強(qiáng)度具有高值與低值交錯(cuò)分布的特征。2008—2018年中國能源強(qiáng)度Moran散點(diǎn)圖省域分布較穩(wěn)定。新疆、內(nèi)蒙古、青海、甘肅、寧夏始終位于第一象限，黑龍江、海南、廣東、廣西、湖南、江西、福建、重慶、湖北、河南、安徽、江蘇、上海、浙江始終位于第三象限，北京、陜西、四川、貴州、河北、山東、山西始終位于第二、四象限。天津2009年進(jìn)入第三象限；云南2013年進(jìn)入第三象限；遼寧2009—2010年位于第四象限，其余年份位于第三象限；吉林2014年、2016—2018年位于第三象限，其余年份位于第二象限。新疆、內(nèi)蒙古、青海、甘肅、寧夏地處西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)相對落后，地區(qū)生產(chǎn)總值和能源利用效率相對較低，因此長期處于第一象限。黑龍江、海南、廣東、廣西、湖南、江西、福建、重慶、湖北、河南、安徽、江蘇、上海、浙江主要分布于東南部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)，地區(qū)生產(chǎn)總值和能源利用效率相對較高，因此長期處于第三象限。北京、陜西、四川、貴州、河北、山東、山西因其所在省域的發(fā)展水平極不平衡，北京和四川的工業(yè)化進(jìn)程領(lǐng)先于周邊地區(qū)，因此位于第二、四象限。天津、云南、遼寧、吉林位于中東西交界地帶，受地理位置影響，出現(xiàn)不穩(wěn)定情況?？傮w而言，中國東南部?。▍^(qū)、市）屬于高值地區(qū)，西北部?。▍^(qū)、市）屬于低值地區(qū)，而中部和東北部省（區(qū)、市）能源強(qiáng)度具有較大差異。

圖1 2008—2018年中國能源強(qiáng)度Moran散點(diǎn)圖

結(jié)合Moran散點(diǎn)圖，2008年以來，處于第一象限（高-高）的新疆、青海、甘肅、寧夏具有顯著的高值集聚趨勢，處于第三象限（低-低）的江蘇、安徽、湖北、上海、浙江、湖南、江西、福建、廣東、廣西、海南具有顯著的低值集聚趨勢，其余省（區(qū)、市）能源強(qiáng)度的集聚現(xiàn)象不顯著。寧夏雖然沒有始終處于高值集聚區(qū)，但是考慮寧夏與甘肅的接壤面積大、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相似、生活習(xí)慣相似，將其歸為高值集聚區(qū)。海南、湖南、江西雖然沒有始終處于低值集聚區(qū)，但是考慮湖南、江西與江蘇、安徽、湖北、上海、浙江同處于長江中上游經(jīng)濟(jì)帶，海南與粵港澳大灣區(qū)聯(lián)動(dòng)發(fā)展，將該三省區(qū)歸為低值集聚區(qū)。綜合以上分析，中國能源強(qiáng)度具有較強(qiáng)的空間相關(guān)性和空間集聚現(xiàn)象，呈東中西三種態(tài)勢，因此新疆、青海、甘肅、寧夏是西部高值集聚區(qū)，江蘇、安徽、湖北、上海、浙江、湖南、江西、福建、廣東、廣西、海南是東部低值集聚區(qū)，北京、天津、陜西、四川、貴州、河北、山東、山西、黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、貴州、四川、重慶是中部差異區(qū)。

三、中國能源強(qiáng)度的供給側(cè)影響因素

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是涉及要素、產(chǎn)業(yè)和制度三個(gè)層面的經(jīng)濟(jì)變革，對中國能源強(qiáng)度具有深遠(yuǎn)影響。黃群慧(2016)[9]基于“問題—原因—對策”梳理出了一個(gè)關(guān)于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的概念邏輯和分析框架；楚明欽(2016)[10]認(rèn)為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革要重視創(chuàng)新要素來化解產(chǎn)能過剩問題，提高能源利用效率；魏鵬(2016)[11]認(rèn)為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革需要合理的制度保障勞動(dòng)力、資本要素使用效率；高培勇等(2020)[12]認(rèn)為社會(huì)高質(zhì)量和制度高質(zhì)量是高質(zhì)量發(fā)展的重要保障；奚劍明、吳瀚然(2021)[13]認(rèn)為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革中的去產(chǎn)能政策能夠有效減少化石能源的使用，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)。綜合以上分析，中國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的經(jīng)濟(jì)機(jī)制是激發(fā)要素活力、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)揮制度優(yōu)勢，因此文章梳理出有關(guān)“要素—產(chǎn)業(yè)—制度”的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革邏輯框架，主要分析資本、勞動(dòng)力、科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)、制度五大供給側(cè)要素對中國能源強(qiáng)度的影響。

（1）資本

投資的高速增長會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張，往往體現(xiàn)在地區(qū)生產(chǎn)總值的增加，但是在不同的工業(yè)化發(fā)展時(shí)期，對能源消費(fèi)量的影響不同。工業(yè)化前期，投資偏向于重化工業(yè)，能源消費(fèi)旺盛；工業(yè)化后期，投資逐漸轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)，能源消費(fèi)降低[14]。

（2）勞動(dòng)力

勞動(dòng)力數(shù)量的增長一方面會(huì)增加地區(qū)生產(chǎn)總值，另一方面由于人口集聚會(huì)增加能源消費(fèi)，特別是家庭能源消費(fèi)。勞動(dòng)力的質(zhì)量體現(xiàn)在勞動(dòng)力的受教育程度上，即人力資本，在物質(zhì)資本邊際報(bào)酬遞減的約束下，人力資本可以在穩(wěn)態(tài)時(shí)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長并減少碳排放[5]。

（3）科技創(chuàng)新

科技創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，被看作是促使能源強(qiáng)度下降的重要因素[16]，不同的技術(shù)進(jìn)步對能源消費(fèi)的影響不同，江洪、紀(jì)成君(2020)[17]研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資逆向技術(shù)溢出提高能源利用效率；錢娟(2020)[18]研究發(fā)現(xiàn)能源消耗與能源節(jié)約技術(shù)進(jìn)步呈倒“U”型關(guān)系。

（4）產(chǎn)業(yè)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)被認(rèn)為是影響能源強(qiáng)度的重要因素，存在四種觀點(diǎn)：一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進(jìn)能源強(qiáng)度下降[19]，二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)抑制能源強(qiáng)度下降[20]，三是能源強(qiáng)度受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響微弱，四是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在不同時(shí)期對能源強(qiáng)度的影響是不同的[6]。

（5）制度

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革需要向全社會(huì)提供有效的制度供給，涉及到一系列體制機(jī)制改革。王赫奕、王義保(2018)指出，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革最關(guān)鍵的是處理好市場與政府的關(guān)系，深化市場制度改革[21]。

四、中國能源強(qiáng)度供給側(cè)影響因素的計(jì)量分析

基于中國能源強(qiáng)度的供給側(cè)影響因素分析，構(gòu)建中國能源強(qiáng)度與資本、勞動(dòng)力、科技創(chuàng)新、創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)與制度的計(jì)量模型。由于中國能源強(qiáng)度的影響因素具有地區(qū)差異性[8]，但依照行政劃分的區(qū)域分割方法忽略了省（區(qū)、市）之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，從行政和經(jīng)濟(jì)兩方面考慮，結(jié)合上文的中國能源強(qiáng)度空間集聚特征分析結(jié)果，文章將新疆、青海、甘肅、寧夏劃分為西部地區(qū)，江蘇、安徽、湖北、上海、浙江、湖南、江西、福建、廣東、廣西、海南劃分為東部地區(qū)，北京、天津、陜西、四川、貴州、河北、山東、山西、黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、貴州、四川、重慶劃分為中部地區(qū)。

1.數(shù)據(jù)來源與變量說明

基于科學(xué)性、數(shù)據(jù)可獲性等原則，文章選取2008—2018年中國30個(gè)?。▍^(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)估計(jì)以上未知參數(shù)，其中，能源強(qiáng)度的來源和處理方法與前文相同。

資本，采用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增長率反映資本情況；勞動(dòng)力使用人力資本指標(biāo)衡量，假定未上過小學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大學(xué)及以上學(xué)歷的受教育年份分別為0、6、9、12和16，將就業(yè)人員各學(xué)歷受教育總?cè)藬?shù)占全部就業(yè)人員的比重與對應(yīng)的受教育年份相乘后得到勞動(dòng)力數(shù)據(jù)；科技創(chuàng)新，利用專利申請授權(quán)量反映科技創(chuàng)新情況；產(chǎn)業(yè)，利用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況；制度，利用城鎮(zhèn)國有經(jīng)濟(jì)就業(yè)人數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比值反映市場經(jīng)濟(jì)體制改革情況。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.面板回歸模型擬合

為驗(yàn)證資本、勞動(dòng)力、科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)、制度等供給側(cè)要素對中國能源強(qiáng)度的影響，建立各要素與能源強(qiáng)度的數(shù)量關(guān)系：

式(2)中，i分別表示30個(gè)?。▍^(qū)、市），t表示時(shí)間，energy、invest、human、patent、industry、system分別表示能源強(qiáng)度、資本、勞動(dòng)力、科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)、制度等，αi(i=1，2，…，5)表示各自變量的系數(shù)，δ表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，反映了除以上影響因素外，其他因素對能源強(qiáng)度的影響。

考慮中國能源強(qiáng)度的供給側(cè)影響因素的地區(qū)差異性，利用Stata軟件擬合全國計(jì)量模型后，對東、中、西部地區(qū)分別進(jìn)行擬合，結(jié)果如表3所示。

表3 面板回歸模型結(jié)果

在全國的面板回歸模型結(jié)果中，所有系數(shù)均通過了顯著性水平檢驗(yàn)，說明實(shí)證研究選擇的供給側(cè)指標(biāo)對能源強(qiáng)度具有影響；東、中、西部地區(qū)的面板回歸模型中的部分系數(shù)的方向與顯著性發(fā)生改變，供給側(cè)影響因素的地區(qū)差異性具體分析如下。

（1）資本

在全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)的模型中，資本均與能源強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，除西部地區(qū)模型外，其余系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)。對于全國總體而言，投資增速越大越能抑制能源強(qiáng)度。東、中、西部地區(qū)與全國的影響方向一致，但西部地區(qū)的抑制作用不顯著，可能的原因在于西部地區(qū)的投資主要集中于第一產(chǎn)業(yè)，且由于投資環(huán)境較差，投資增長緩慢，與能源消費(fèi)的關(guān)聯(lián)性較低。

（2）勞動(dòng)力

在全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)的模型中，勞動(dòng)力與能源強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；在西部地區(qū)模型中，勞動(dòng)力與能源強(qiáng)度呈正相關(guān)關(guān)系；除東部地區(qū)模型外，其余系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)。對于全國總體而言，勞動(dòng)力的受教育程度越高越能抑制能源強(qiáng)度。東部地區(qū)、中部地區(qū)與全國的影響方向一致，但東部地區(qū)的抑制作用不顯著，可能的原因是東部地區(qū)人才集聚顯著，造成人力資本邊際效應(yīng)降低。西部地區(qū)與全國的影響方向不一致，可能原因是西部地區(qū)人力資本水平的上升得益于工業(yè)化進(jìn)程的加快，造成較高的能源消費(fèi)。

（3）科技創(chuàng)新

在全國、東部地區(qū)、西部地區(qū)的模型中，科技創(chuàng)新與能源強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；在中部地區(qū)模型中，科技創(chuàng)新與能源強(qiáng)度呈正相關(guān)關(guān)系；全部系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)。東部地區(qū)、西部地區(qū)與全國的影響方向一致，科技創(chuàng)新能夠有效抑制能源強(qiáng)度。中部地區(qū)與全國的影響方向不一致，可能的原因是中部地區(qū)的地區(qū)差異性大，在不同技術(shù)進(jìn)步的綜合作用下，促進(jìn)了能源強(qiáng)度的增長。

（4）產(chǎn)業(yè)

在全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)的模型中，第二產(chǎn)業(yè)比重與能源強(qiáng)度呈正相關(guān)關(guān)系；在西部地區(qū)模型中，第二產(chǎn)業(yè)比重與能源強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；除東部地區(qū)模型外，其余系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)。東部地區(qū)、中部地區(qū)與全國的影響方向一致，第二產(chǎn)業(yè)比重的上升能夠有效抑制能源強(qiáng)度，可能的原因一方面在于重化工業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益顯著，對能源消費(fèi)的增速低于產(chǎn)值增速；另一方面在于第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，資源密集型產(chǎn)業(yè)比重下降，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)比重上升。西部地區(qū)與全國的影響方向不一致，可能的原因是西部地區(qū)較其他地區(qū)而言工業(yè)化進(jìn)程落后，資源密集型產(chǎn)業(yè)比重較大。

（5）制度

在全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)的模型中，制度均與能源強(qiáng)度呈正相關(guān)關(guān)系，除西部地區(qū)模型外，其余系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)。對于全國總體而言，市場改革程度越大越能抑制能源強(qiáng)度。東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)與全國的影響方向一致，但西部地區(qū)的抑制作用不顯著，可能的原因是西部地區(qū)市場化體制不完善，改革進(jìn)程較緩慢。

3.空間計(jì)量模型擬合

通過以上研究發(fā)現(xiàn)中國能源效應(yīng)具有顯著的空間特性，為了更加深入地研究供給側(cè)因素的影響，引入能源強(qiáng)度的空間滯后項(xiàng)，構(gòu)建能源強(qiáng)度的空間滯后項(xiàng)、資本、勞動(dòng)力、科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)、制度與能源強(qiáng)度的數(shù)量關(guān)系如下：

式(3)中，ρ為空間滯后系數(shù)，反映相鄰區(qū)域單元的工業(yè)綠色發(fā)展水平對本區(qū)域單元的影響；w為空間權(quán)重矩陣，仍采用空間距離權(quán)重矩陣；其他符號含義與前文相同。

考慮能源強(qiáng)度具有顯著的區(qū)域差異，利用Stata軟件只對東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)分別進(jìn)行擬合，結(jié)果如表4所示。

表4 空間計(jì)量模型結(jié)果

東部地區(qū)、中部地區(qū)，西部地區(qū)空間計(jì)量模型中的系數(shù)與面板回歸模型中的系數(shù)影響方向一致，進(jìn)一步檢驗(yàn)了供給側(cè)影響因素的地區(qū)差異性的有效性。

東部地區(qū)、西部地區(qū)的空間滯后系數(shù)顯著為正，結(jié)合前述分析，雖然這兩個(gè)地區(qū)的空間滯后系數(shù)均為正，但是東部地區(qū)和西部地區(qū)的能源強(qiáng)度空間溢出的效果不同。東部地區(qū)是低值聚集區(qū)，東部地區(qū)某一省（區(qū)、市）的能源強(qiáng)度降低會(huì)抑制其他省（區(qū)、市）的能源強(qiáng)度；西部地區(qū)是高值聚集區(qū)，西部地區(qū)某一?。▍^(qū)、市）的能源強(qiáng)度上升會(huì)促進(jìn)其他?。▍^(qū)、市）的能源強(qiáng)度。單從能源強(qiáng)度的影響效果來看，東部地區(qū)處于良性循環(huán)之中，而西部地區(qū)處于惡性循環(huán)之中，可能的原因是工業(yè)化程度不同，西部地區(qū)仍處于工業(yè)集聚階段。

中部地區(qū)的空間滯后系數(shù)為負(fù)，結(jié)合前文分析結(jié)果，說明中部地區(qū)各省（區(qū)、市）的能源強(qiáng)度差異較大，并且相互抑制，可能的原因在于，研究中的黑吉遼地區(qū)、京津冀地區(qū)和川渝地區(qū)均劃歸為中部地區(qū)，地區(qū)發(fā)展不均衡但是聯(lián)系密切，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移較頻繁。

4.空間溢出效應(yīng)分析

某一?。▍^(qū)、市）的自變量除了會(huì)影響本地區(qū)的因變量外，還有可能會(huì)對鄰近?。▍^(qū)、市）的因變量產(chǎn)生影響，這種空間影響被稱為空間溢出效應(yīng)；某一?。▍^(qū)、市）的自變量與鄰近?。▍^(qū)、市）的因變量具有正相關(guān)關(guān)系是正空間溢出效應(yīng)，具有負(fù)相關(guān)關(guān)系是負(fù)空間溢出效應(yīng)。為了進(jìn)一步探究中國能源強(qiáng)度的供給側(cè)因素影響的空間特征，利用Stata軟件在空間計(jì)量模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步計(jì)算東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)，結(jié)果如表5所示。

表5 空間溢出效應(yīng)

結(jié)果顯示，東部地區(qū)的供給側(cè)影響因素均未形成空間溢出效應(yīng)；中部地區(qū)的供給側(cè)影響因素均具有顯著的空間溢出效應(yīng)，其中資本、勞動(dòng)力具有正空間溢出效應(yīng)，科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)、制度具有負(fù)空間溢出效應(yīng)；西部地區(qū)只有勞動(dòng)力具有正空間溢出效應(yīng)，其他供給側(cè)影響因素均未形成空間溢出效應(yīng)。中部地區(qū)具有如此顯著的空間溢出效應(yīng)，是由于地區(qū)發(fā)展極不平衡，處于協(xié)調(diào)發(fā)展的過渡階段。中部地區(qū)受供給側(cè)因素的影響會(huì)產(chǎn)生不同的溢出效應(yīng)，針對資本、勞動(dòng)力要素，中部的鄰近地區(qū)存在競爭關(guān)系，往往會(huì)產(chǎn)生能源強(qiáng)度的正空間溢出效應(yīng)；針對科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)、制度因素，中部的鄰近地區(qū)存在互助關(guān)系，這些因素存在擴(kuò)散效應(yīng)，往往會(huì)產(chǎn)生能源強(qiáng)度的負(fù)空間溢出效應(yīng)。而東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平高，各個(gè)?。▍^(qū)、市）的供給側(cè)因素供給較為充沛，既不存在競爭也不產(chǎn)生互助；而西部經(jīng)濟(jì)水平低，各個(gè)省（區(qū)、市）的供給側(cè)因素供給較為貧乏，大多數(shù)供給側(cè)因素尚未形成競爭，各個(gè)?。▍^(qū)、市）的水平相近卻不產(chǎn)生互助，從數(shù)據(jù)結(jié)果來看，勞動(dòng)力在西部地區(qū)開始活躍。

五、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

文章選取2008—2018年30個(gè)?。▍^(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)，對中國能源強(qiáng)度進(jìn)行空間探索性分析，遵循“要素—產(chǎn)業(yè)—制度”的邏輯框架梳理供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響因素，構(gòu)建計(jì)量模型分析供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革因素的影響效應(yīng)及其地區(qū)差異性。

第一，中國能源強(qiáng)度具有顯著的空間集聚特征，并且空間集聚趨勢不斷增強(qiáng)，同時(shí)呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異性，東部地區(qū)是低值集聚區(qū)，中部地區(qū)是差異區(qū)，西部地區(qū)是高值集聚區(qū)。

第二，投資增速、勞動(dòng)力質(zhì)量提高、科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、市場體制改革均能有效抑制能源強(qiáng)度，但具有地區(qū)差異性。東部地區(qū)的投資增速、勞動(dòng)力質(zhì)量提高、科技創(chuàng)新、市場體制改革能有效抑制能源強(qiáng)度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的抑制作用不顯著。中部地區(qū)的投資增速、勞動(dòng)力質(zhì)量提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、市場體制改革能有效抑制能源強(qiáng)度，科技創(chuàng)新促進(jìn)能源強(qiáng)度。西部地區(qū)的投資增速、科技創(chuàng)新、市場體制改革能有效抑制能源強(qiáng)度，投資增速、市場體制改革的抑制作用不顯著，勞動(dòng)力質(zhì)量提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)能源強(qiáng)度。

第三，對于能源強(qiáng)度，東部地區(qū)和西部地區(qū)具有顯著的正空間滯后系數(shù)，中部地區(qū)具有顯著的負(fù)空間滯后系數(shù)。對于供給側(cè)影響因素，東部地區(qū)未形成顯著的空間溢出效應(yīng)；中部地區(qū)的資本、勞動(dòng)力具有顯著的正空間溢出效應(yīng)，科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)、制度具有顯著的負(fù)空間溢出效應(yīng)；西部地區(qū)的勞動(dòng)力具有顯著的正空間溢出效應(yīng)，其余供給側(cè)影響因素未形成顯著的空間溢出效應(yīng)。

2.建議

降低能源強(qiáng)度既是中國擺脫能源依賴、促進(jìn)物質(zhì)增長的經(jīng)濟(jì)要求，也是愛護(hù)環(huán)境、構(gòu)建美麗中國的生態(tài)要求，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革意義重大。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的目標(biāo)是“三去一降一補(bǔ)”，從研究結(jié)果來看，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革取得初步成效，但是中國幅員遼闊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段呈階梯式分布，解決中國問題必須在厘清東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)差異性的基礎(chǔ)上，統(tǒng)籌全局，“政策合力”實(shí)現(xiàn)“協(xié)同發(fā)展”。具體的政策建議如下：

第一，東部地區(qū)供給側(cè)要素供給充沛，想要進(jìn)一步提高能源利用效率，突破經(jīng)濟(jì)瓶頸，需立足中國與國際的雙重視角，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。對內(nèi)，供給側(cè)要素需依靠政策扶持向中西部地區(qū)遷移，鼓勵(lì)人才支援、企業(yè)合作和政府互助；對外，需進(jìn)一步提升開放水平，在提供全球服務(wù)的同時(shí)吸引全球范圍內(nèi)的高質(zhì)量要素和人才，注重技術(shù)創(chuàng)新與制度供給，成為國際經(jīng)濟(jì)循環(huán)中的重要一環(huán)。

第二，中部地區(qū)能源強(qiáng)度的較大差異源于中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡。應(yīng)在合理分析中部經(jīng)濟(jì)增長極和東部發(fā)達(dá)地區(qū)的輻射作用和范圍的前提下，制定產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)政策，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展。從研究結(jié)果來看，中部地區(qū)的供給側(cè)因素對能源強(qiáng)度的空間效應(yīng)極為活躍，在政策制定的過程中需重點(diǎn)考慮供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對鄰近地區(qū)能源強(qiáng)度的影響，因此政府需要通過依靠網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)構(gòu)建聯(lián)動(dòng)與對話平臺(tái)，以克服要素、產(chǎn)業(yè)、制度方面的信息不對稱性。

第三，西部地區(qū)供給側(cè)要素供給貧乏，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)較為落后，但西部地區(qū)既是中國重要的石油、天然氣等能源的產(chǎn)地，也是中國與亞洲國家的重要連接。政府需要重點(diǎn)開發(fā)能源偏向型技術(shù)進(jìn)步、加大人才引進(jìn)力度，積極建設(shè)中國與亞洲國家的陸路交通樞紐，進(jìn)而吸引資本，引進(jìn)人才，開發(fā)相關(guān)產(chǎn)業(yè)，激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力。