基于技術(shù)擴(kuò)散的全社會(huì)能源效率空間條件的支持策略分析

1、基于技術(shù)擴(kuò)散的全社會(huì)能源效率空間條件的支持策略分析許多研究表明我國各地區(qū)能源效率仍然存在明顯的差距，地區(qū)能源效率差距隨時(shí)間如何演化的收斂問題一直是能源經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的熱點(diǎn)問題。近年來，學(xué)者們借助于經(jīng)濟(jì)增長的收斂理論對(duì)能源效率的收斂問題進(jìn)行了研究，國外文獻(xiàn)側(cè)重跨國研究，Miketa and Mulder【1】對(duì)56個(gè)制造部門的能源生產(chǎn)率的研究發(fā)現(xiàn)，收斂現(xiàn)象出現(xiàn)在本國不同部門，國家間則不存在。Markandya et al【2】的研究表明歐盟東擴(kuò)后新老成員間的能源消費(fèi)強(qiáng)度存在收斂。Mulder and de Groot【3】對(duì)14個(gè)OECD國家的能源生產(chǎn)率的研究結(jié)果為：運(yùn)用σ收斂分析法是發(fā)散

2、的，而β收斂分析表明落后國家趨向于追趕，且有條件收斂于自己的穩(wěn)態(tài)。國內(nèi)的研究認(rèn)為中國東西部地區(qū)能源消費(fèi)強(qiáng)度差異隨著勞均GDP的收斂而收斂，且收斂速度慢于勞均GDP【4】。然而，上述研究忽略了空間的相互影響，地理學(xué)第一定律指出任何事物在空間上都是關(guān)聯(lián)的；距離越近，關(guān)聯(lián)程度就越強(qiáng)；距離越遠(yuǎn)，關(guān)聯(lián)程度就越弱;【5】。許多學(xué)者的研究表明，中國能源強(qiáng)度存在空間相依性【6】，且外商直接投資有助于降低本地區(qū)和周邊地區(qū)能源強(qiáng)度【7】，沈能也從地理空間溢出的角度研究了影響區(qū)域能源效率的主要因素，但都沒有考察地區(qū)能源效率的趨同性。部分研究將全要素生產(chǎn)率作為能源效率進(jìn)行分析，認(rèn)為中國整體和東中部的能源效率

3、向一個(gè)穩(wěn)態(tài)收斂，而西部呈現(xiàn)微弱發(fā)散的態(tài)勢，能源效率分布有空間集聚現(xiàn)象，存在絕對(duì)β趨同和條件β收斂，且FDI對(duì)能源效率的收斂有促進(jìn)作用，但這一類研究本質(zhì)上是考慮能源的全要素生產(chǎn)率的趨同問題。現(xiàn)有研究中，考慮空間因素情況下分析技術(shù)擴(kuò)散對(duì)能源效率收斂影響的文獻(xiàn)不多見，因此，本文在上述研究的基礎(chǔ)上，依據(jù)Mulder and de Groot【3】的能源生產(chǎn)率條件β收斂分析模型，考慮技術(shù)擴(kuò)散及空間因素的影響，構(gòu)建了全社會(huì)能源效率空間條件β收斂模型，并根據(jù)2000-2010年間中國全社會(huì)能源效率的三階段特征，將30省面板數(shù)據(jù)分為三個(gè)階段進(jìn)行研究，以提供有價(jià)值的研究結(jié)

4、論。1 空間條件β收斂模型1.1 全社會(huì)能源效率的測度能源效率測度指標(biāo)主要包括能源轉(zhuǎn)換效率、單位產(chǎn)品能耗、能源規(guī)模效率、能源純技術(shù)效率、能源技術(shù)效率（能源規(guī)模效率與能源純技術(shù)效率的乘積）、能源配置效率、能源經(jīng)濟(jì)效率（能源技術(shù)效率與能源配置效率的乘積）、能源生產(chǎn)率（energy productivity，EP）和能源價(jià)值效率（考慮能源價(jià)格的效率指標(biāo)）9個(gè)指標(biāo)，其相互關(guān)系按照能源流程繪制見圖1。圖1 能源效率Fig.1 Energy efficiency由于價(jià)格數(shù)據(jù)難以獲得，能源價(jià)值效率較少采用，而能源生產(chǎn)率等于國內(nèi)生產(chǎn)總值除以能源消費(fèi)總量與能源生活消費(fèi)量的差額，所涵蓋的信息比其它7個(gè)指

5、標(biāo)全面，但仍然沒有考慮能源生活消費(fèi)。本研究的目的在于分析技術(shù)擴(kuò)散對(duì)能源效率收斂的影響，就節(jié)能而言，技術(shù)包括產(chǎn)品生產(chǎn)過程中的節(jié)能技術(shù)和產(chǎn)品使用過程中的節(jié)能技術(shù)，這兩種技術(shù)都會(huì)在空間上進(jìn)行擴(kuò)散，而產(chǎn)品使用過程的節(jié)能技術(shù)直接影響了能源的生活消費(fèi)量，因此，本文采用全社會(huì)能源效率（societywide energy efficiency，SEE）指標(biāo)來衡量能源效率，即國內(nèi)生產(chǎn)總值/能源消費(fèi)總量。1.2 技術(shù)空間擴(kuò)散渠道分析從現(xiàn)有的文獻(xiàn)研究來看，對(duì)于發(fā)展中國家，技術(shù)擴(kuò)散（Technological Diffusion，TD）渠道主要有以下幾種：一是研發(fā)人員（R&D Personnel，RDP）。

6、研發(fā)人員是技術(shù)知識(shí)的攜帶者，隨著人才在區(qū)域間的流動(dòng)，其所擁有的技術(shù)也在區(qū)域間進(jìn)行擴(kuò)散。通常，區(qū)域的研發(fā)人才越多，對(duì)新技術(shù)的學(xué)習(xí)和接受能力就越強(qiáng)，技術(shù)擴(kuò)散的效果就越好，地區(qū)的能源效率就越高。二是技術(shù)市場技術(shù)流入。技術(shù)市場技術(shù)流入包括國內(nèi)技術(shù)市場技術(shù)流入（Inflows to Domestic Technical Markets，IDTM）和國外技術(shù)引進(jìn)（Technology Contracts Imported，TCI）。流入的技術(shù)越先進(jìn)，數(shù)量越多，技術(shù)費(fèi)用就越高，因此，技術(shù)費(fèi)用總額是流入技術(shù)的含量、前沿性和總量的綜合反映。地區(qū)擁有的技術(shù)越多，轉(zhuǎn)換效果越好，技術(shù)節(jié)能就越佳。三是FDI流入。外商直

7、接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）是通過對(duì)當(dāng)?shù)丶夹g(shù)人員進(jìn)行培訓(xùn)，開拓技術(shù)市場以及相關(guān)領(lǐng)域的技術(shù)交流，使外國技術(shù)流入本地區(qū)，將外國的先進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的同時(shí)提升當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)水平。有研究表明，外商直接投資有助于降低能耗強(qiáng)度。四是進(jìn)出口貿(mào)易（Import and Export Trade，IET）。技術(shù)是隱藏在商品中的，在使用產(chǎn)品和對(duì)產(chǎn)品進(jìn)行仿制的過程中就會(huì)學(xué)習(xí)相關(guān)知識(shí)，因此，隨著商品在空間上的流動(dòng)，技術(shù)也在所到的空間范圍內(nèi)擴(kuò)散。區(qū)域的開放程度和市場化程度越高，進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)量越大，技術(shù)擴(kuò)散到商品到達(dá)地的可能性也就越大，技術(shù)節(jié)能的作用就越明顯。1.3 基于技術(shù)擴(kuò)散的全

8、社會(huì)能源效率空間條件β收斂模型為了避免模型中變量的重復(fù)描述，首先設(shè)定i代表某個(gè)經(jīng)濟(jì)單位，t和t+T分別代表期初與期末時(shí)間，y為人均產(chǎn)出，g為人均產(chǎn)出的增長率，X為控制變量，ε、u為擾動(dòng)項(xiàng)，、b、ψ、λ為估計(jì)參數(shù)。（4）式中，左邊為t至t+T時(shí)期全社會(huì)能源效率的年均增長率，TD為一組技術(shù)擴(kuò)散變量，W是空間權(quán)重矩陣，（I-λW）-1為空間轉(zhuǎn)換矩陣，收斂速度β=-ln（1-b）。模型（4）與（2）的區(qū)別在于：一是研究主體全社會(huì)能源效率SEE與能源生產(chǎn)率EP的差別；二是（4）考慮了空間因素的影響，即空間轉(zhuǎn)換矩陣（I-&lambda

9、;W）-1。模型（4）與（3）的區(qū)別在于：研究主體全社會(huì)能源效率SEE與人均產(chǎn)出y的差別；二是（4）以技術(shù)擴(kuò)散作為收斂條件。2 全社會(huì)能源效率收斂的實(shí)證分析為了便于比較，首先分析不考慮空間因素和技術(shù)擴(kuò)散時(shí)的全社會(huì)能源效率的絕對(duì)β收斂情況。2.1 絕對(duì)β收斂分析依據(jù)2001-2011年中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒的能源數(shù)據(jù)和中國統(tǒng)計(jì)年鑒的GDP數(shù)據(jù)計(jì)算全國及各省歷年全社會(huì)能源效率SEE。2000-2010年間，全國全社會(huì)能源效率隨時(shí)間變化見圖2。2000-2002年間，全社會(huì)能源效率呈現(xiàn)上升趨勢，而2002-2005年間出現(xiàn)逐年下降態(tài)勢，2005-2010年間又趨于上升，總體呈現(xiàn)上升、下

10、降和再上升的三階段波動(dòng)變化。十五;后期，在政策刺激下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過熱，低效設(shè)備投入使用，致使能源效率降低。此外，高耗能產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，重工業(yè)占工業(yè)總產(chǎn)值比重從2002年的61.56%增長到2005年的69.92%，工業(yè)能源生產(chǎn)率迅速降低。粗放型的經(jīng)濟(jì)增長方式導(dǎo)致了2002-2005年間全社會(huì)能源效率的下降。為此，十五;期末，政府提出了十一五;能耗強(qiáng)度降低20%的目標(biāo)要求，在各級(jí)政府積極采取調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步等措施的努力下，2005-2010年間全社會(huì)能源效率得到改善。2005和2005-2010的三階段特征，為了準(zhǔn)確判斷全社會(huì)能源效率的收斂性，需分三個(gè)時(shí)段進(jìn)行研究，且在采取空間計(jì)量方法估

11、計(jì)之前，首先依據(jù)2000-2010年30省數(shù)據(jù)繪制全社會(huì)能源效率三個(gè)時(shí)段的絕對(duì)β收斂散點(diǎn)圖（見圖3），以對(duì)收斂情況進(jìn)行初步判斷。圖3中，各時(shí)段橫坐標(biāo)為期初全社會(huì)能源效率，縱坐標(biāo)為各時(shí)段全社會(huì)能源效率的年均幾何增長率g=（SEEt+T/SEEt）（1/T）-1。可見，2000-2002年間，期初全社會(huì)能源效率越低的地區(qū)，其增長率越高，效率高的地區(qū)增長率低，全社會(huì)能源效率與其增長率負(fù)相關(guān)，散點(diǎn)圖線性下傾，表現(xiàn)出收斂的趨勢，但2002-2005年間收斂態(tài)勢變得不明顯，而2005-2010年間則為發(fā)散，總體呈現(xiàn)由收斂至發(fā)散的三階段變化過程。2000-2010年間，全社會(huì)能源效率呈現(xiàn)收斂至發(fā)散

12、的三階段過程與我國的發(fā)展戰(zhàn)略有關(guān)。改革開放后，我國推行不平衡增長戰(zhàn)略使東部沿海地區(qū)優(yōu)先得到發(fā)展，然而，東西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距迅速拉大。為了縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差距，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，政府大力促進(jìn)產(chǎn)業(yè)區(qū)域轉(zhuǎn)移，而產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移主要集中在工業(yè)，工業(yè)又是能源效率最低的行業(yè)，這使原本低效的承接地區(qū)的能源效率降低，從而拉大了地區(qū)間的能源效率差距，表現(xiàn)出發(fā)散態(tài)勢。由于散點(diǎn)圖不能反映空間因素的影響，需用空間計(jì)量方法驗(yàn)證上述結(jié)論。2.2 空間絕對(duì)β收斂分析分析地理空間影響的空間權(quán)重矩陣W按一階鄰接方法設(shè)置，地理相鄰取1，不相鄰取0，并依此采用Moran指數(shù)I和Geary指數(shù)C對(duì)2000-2010年中國30省全社會(huì)能源效

13、率及其增長率進(jìn)行空間相依性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。由表1可知，2000-2010年間，全社會(huì)能源效率存在顯著的空間相依性，但其增長率除個(gè)別年份總體上不存在空間相關(guān)。依據(jù)（4）式，令G=（1/T）ln（SEEi，t+T/SEEi，t），代表t至t+T時(shí)期全社會(huì)能源效率的平均增長率，構(gòu)建全社會(huì)能源效率的空間滯后絕對(duì)β收斂模型（Spatial Lag Model，SLM）為：由表2可知，普通最小二乘法OLS估計(jì)結(jié)果中，三個(gè)時(shí)段lnSEE的系數(shù)均不顯著，但2000-2002年間，t=-165，顯著性水平為11%，比較接近10%，即，若顯著性水平為11%，2000-2002年間全社會(huì)能源效率為收斂，

14、計(jì)量結(jié)果與散點(diǎn)圖基本一致。此外，空間滯后模型SLM估計(jì)結(jié)果中，空間自回歸系數(shù)ρ的t值很小，均不顯著，表明全社會(huì)能源效率的增長率不存在空間滯后，與表1的檢驗(yàn)結(jié)果一致，即全社會(huì)能源效率的增長率不存在空間相依性。從各時(shí)段β值的變化可以看出，考慮空間誤差后，各時(shí)段的收斂速度有所改善，且空間因素的作用逐漸增強(qiáng)，故應(yīng)進(jìn)一步分析技術(shù)擴(kuò)散對(duì)收斂的影響。2.3 空間條件β收斂分析實(shí)證分析所需技術(shù)擴(kuò)散變量中，研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量RDP、國內(nèi)技術(shù)市場技術(shù)流入IDTM和國外技術(shù)引進(jìn)TCI數(shù)據(jù)來源于2001-2011年中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒，外商直接投資FDI、進(jìn)出口貿(mào)易IET和匯率數(shù)據(jù)來源于2001

15、-2011年中國統(tǒng)計(jì)年鑒。由于進(jìn)出口總額IET與外商直接投資FDI的相關(guān)系數(shù)為0.9以上，去除IET后，方差膨脹因子VIF均小于5（見表3），可忽略多重共線性的影響。表1的空間相依性檢驗(yàn)結(jié)果和表2的空間絕對(duì)β收斂分析結(jié)果表明全社會(huì)能源效率的增長率不存在空間相依性和空間滯后，但考慮空間誤差使收斂速度有所提升，故應(yīng)采用（4）式所示空間誤差條件β收斂模型（SEM）進(jìn)行分析。此外，為了全面考察技術(shù)擴(kuò)散的影響，依據(jù)表1的檢驗(yàn)結(jié)果，全社會(huì)能源效率存在顯著的空間相依性，且顯著性水平很高，故對(duì)全社會(huì)能源效率的實(shí)證分析應(yīng)采用考慮技術(shù)擴(kuò)散的空間滯后模型（SLM）：lnSEE=a+ρWS

16、EE+ψlnTD+ε（7）（7）式中，WSEE=W-SEE，為全社會(huì)能源效率的空間滯后算子。采用（4）式所示空間誤差條件β收斂模型和（7）式所示空間滯后模型的估計(jì)結(jié)果見表3。由表3可知，2000-2002年間，從空間滯后模型SLM估計(jì)結(jié)果來看，空間自回歸系數(shù)ρ=0.454 4，t=2.37，顯著性水平5%，存在空間滯后，IDTM的系數(shù)顯著為正，說明這一時(shí)期國內(nèi)技術(shù)市場技術(shù)流入對(duì)全社會(huì)能源效率有促進(jìn)作用。從空間誤差條件β收斂模型SEM估計(jì)結(jié)果來看，lnSEE的系數(shù)為-0.043 1，其t=-2.00，與表2相比較，顯著性水平提高，技術(shù)擴(kuò)散在總體

17、上使收斂速度β從2.460%提高到4.406%，半衰期為15-16年。2002-2005年間，空間滯后模型SLM估計(jì)結(jié)果顯示，空間自回歸系數(shù)ρ=0.468 8，t=2.37，空間滯后現(xiàn)象顯著，但各項(xiàng)技術(shù)擴(kuò)散變量的系數(shù)不顯著。而考慮技術(shù)擴(kuò)散的空間誤差β收斂模型SEM估計(jì)結(jié)果為lnSEE的系數(shù)的顯著性水平比表2的結(jié)果高，收斂由不顯著變?yōu)轱@著，表明技術(shù)擴(kuò)散從總體上促進(jìn)了全社會(huì)能源效率的收斂，其速度從2378%提高到4.741%，半衰期為15年。2005-2010年間，空間滯后模型SLM估計(jì)結(jié)果為：空間自回歸系數(shù)ρ=0.456 9，t=2.32，顯著性水平5%，存在

18、空間滯后現(xiàn)象，而各項(xiàng)技術(shù)擴(kuò)散變量的系數(shù)不顯著，但普通最小二乘OLS估計(jì)結(jié)果顯示，技術(shù)引進(jìn)TCI有助于提高全社會(huì)能源效率。從空間誤差條件β收斂模型SEM的估計(jì)結(jié)果來看，與表2相比，考慮技術(shù)擴(kuò)散時(shí)，收斂的顯著性水平提高，各地區(qū)依不同的技術(shù)路線收斂于各自的穩(wěn)態(tài)，且研發(fā)人員RDP和外商直接投資FDI對(duì)收斂都有顯著的正向影響，技術(shù)擴(kuò)散從總體上使全社會(huì)能源效率由發(fā)散變?yōu)槭諗?，收斂速度?.143%，半衰期為33年?？傮w而言，外商直接投資FDI相比技術(shù)市場技術(shù)流入而言對(duì)全社會(huì)能源效率有顯著的促進(jìn)作用，原因在于投資者由于投資回報(bào)的激勵(lì)作用而促進(jìn)了本地區(qū)消化吸收前沿技術(shù)，并轉(zhuǎn)化成產(chǎn)品，技術(shù)節(jié)能效果明顯

19、。其次，從空間自回歸系數(shù)ρ看，空間滯后對(duì)全社會(huì)能源效率的影響是顯著的，說明相鄰地區(qū)的全社會(huì)能源效率的示范作用和競爭因素刺激了本地區(qū)采取措施提高能源效率的積極性。此外，表3與表2的絕對(duì)β收斂結(jié)果相比較，lnSEE的系數(shù)由不顯著變?yōu)轱@著，且系數(shù)的絕對(duì)值增大，說明技術(shù)擴(kuò)散提高了全社會(huì)能源效率的收斂速度，而空間因素對(duì)收斂的正向影響也逐漸增強(qiáng)，因此，使技術(shù)向能源效率低的地區(qū)擴(kuò)散是縮小地區(qū)間差距的重要措施，同時(shí)，要加強(qiáng)從國際國內(nèi)技術(shù)市場流入本地區(qū)的技術(shù)的消化吸收和成果轉(zhuǎn)換，增強(qiáng)技術(shù)節(jié)能的作用效果，以提高全社會(huì)能源效率。3 結(jié)論及啟示本文考慮技術(shù)擴(kuò)散的影響，構(gòu)建了空間誤差條件β收

20、斂模型，并依據(jù)2000-2010年中國30省面板數(shù)據(jù)，對(duì)全社會(huì)能源效率及其收斂性進(jìn)行空間計(jì)量實(shí)證分析，研究結(jié)果表明：全社會(huì)能源效率呈現(xiàn)2000-2002、2002-2005和2005-2010的三階段特征，絕對(duì)β收斂表現(xiàn)為由收斂至發(fā)散的變化過程；全社會(huì)能源效率存在顯著的空間滯后現(xiàn)象，但其增長率不存在空間相依性；不同時(shí)段技術(shù)擴(kuò)散的影響不同，但外商直接投資FDI在各個(gè)時(shí)段對(duì)全社會(huì)能源效率均表現(xiàn)出顯著的正面影響；技術(shù)擴(kuò)散總體上使收斂速度提高1.8倍以上，且影響程度逐漸增強(qiáng)；空間因素對(duì)全社會(huì)能源效率β收斂的正面影響有加強(qiáng)的趨勢。近11年的三個(gè)時(shí)段中，2005-2010年間全社會(huì)能源效率提升速度最快，經(jīng)驗(yàn)值得借鑒，且由于慣性其對(duì)未來的影響也是最大的。外商直接投資對(duì)提高全社會(huì)能源效率及其增長率有顯著的正向影響，引進(jìn)外資是縮小地區(qū)間差距的重要措施。但散點(diǎn)圖表明地區(qū)間全社會(huì)能源效率存在發(fā)散現(xiàn)象，且國內(nèi)外技術(shù)市場技術(shù)流入對(duì)收斂的作用不顯著。十一五;的節(jié)能目標(biāo)是各地區(qū)能耗強(qiáng)度都要求降低20%，而2011年9月，國務(wù)院發(fā)布十二五;節(jié)能減排綜合性工作方案的節(jié)能目標(biāo)是能源效率高的東部地區(qū)節(jié)能目