籍艷麗

（常熟理工學(xué)院 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，江蘇 常熟 215500）

一、引 言

隨著全球經(jīng)濟(jì)總量的擴(kuò)大，能源消費(fèi)不斷增長(zhǎng)，節(jié)能減排、提高能源使用效率成為共識(shí)。作為新興市場(chǎng)國(guó)家領(lǐng)頭羊的金磚五國(guó)①2001年，美國(guó)高盛公司因巴西（Brazil）、俄羅斯（Russia）、印度（India）和中國(guó)（China）的英文首字母BRIC與英語(yǔ)單詞Brick（磚）類(lèi)似，故將四國(guó)稱(chēng)為“金磚四國(guó)”（BRIC）；2010年，又有南非（South Africa SA）加入，“BRIC”變?yōu)椤癇RICS”，遂成“金磚五國(guó)”。，其能源消費(fèi)強(qiáng)度②可用單位GDP能耗來(lái)衡量，單位GDP能耗越高，則能源消費(fèi)強(qiáng)度越大。理所當(dāng)然地成為關(guān)注的焦點(diǎn)；在推進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中，如何降低能源消費(fèi)強(qiáng)度，提高能源使用效率③能源使用效率指單位能耗所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效益的多少，獲益越多，說(shuō)明能源使用效率越高。本文采用能源消費(fèi)強(qiáng)度來(lái)衡量，也是單位GDP所使用的能源量。則是重中之重。筆者在《金磚五國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂性分析——基于面板數(shù)據(jù)模型的八國(guó)比較研究》[1]一文中指出，中國(guó)和南非的能源消費(fèi)強(qiáng)度與八國(guó)存在收斂④收斂是指能源消費(fèi)強(qiáng)度差異的縮小。效應(yīng)，數(shù)據(jù)卻不支持俄羅斯、巴西和印度的能源消費(fèi)強(qiáng)度與八國(guó)存在收斂效應(yīng)。由此可見(jiàn)，對(duì)于金磚五國(guó)而言，在逐步縮小與發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)差距的過(guò)程中，能源消費(fèi)強(qiáng)度差異并非一定縮小。為何會(huì)出現(xiàn)不同結(jié)果，本文試圖圍繞這一問(wèn)題展開(kāi)，分析其具體原因，也即探討決定能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂的主要因素有哪些？從實(shí)證分析的角度，探究能源消費(fèi)強(qiáng)度的主要影響因素，并進(jìn)一步分析這些因素的差異能否導(dǎo)致能源消費(fèi)強(qiáng)度產(chǎn)生差異，也即能源消費(fèi)強(qiáng)度的收斂性。

對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂的研究文獻(xiàn)較少。其中，Markandya等人（2004）研究了中、東歐12個(gè)國(guó)家的能源消費(fèi)強(qiáng)度和其與西歐國(guó)家經(jīng)濟(jì)收斂性之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者間的人均GDP差距每下降1%，會(huì)導(dǎo)致中、東歐國(guó)家的能源消費(fèi)強(qiáng)度下降 0.7%[2]89；Miketa等人（2005）對(duì)56個(gè)國(guó)家1971-1995年間的10個(gè)制造業(yè)的能源生產(chǎn)率收斂性進(jìn)行了實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)國(guó)家間能源生產(chǎn)率水平的差異趨于下降[3]；Mulder和de Groot（2007）對(duì)14個(gè)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）國(guó)家1970-1997年間產(chǎn)業(yè)間能源和勞動(dòng)力生產(chǎn)率①能源生產(chǎn)率即為能源消費(fèi)強(qiáng)度的倒數(shù)。的差異展開(kāi)研究，結(jié)果顯示 σ收斂和 β收斂都存在[4]。國(guó)內(nèi)學(xué)者趙進(jìn)文等（2007）分析了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)兩者間的線(xiàn)性和非線(xiàn)性關(guān)系，證明中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的影響存在明顯的階段性特征。[5]齊紹洲等（2007、2009）則分別對(duì)中國(guó)東西部間、中國(guó)與發(fā)達(dá)國(guó)家間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)強(qiáng)度之間的收斂性進(jìn)行了實(shí)證研究[6-7]。魏巍賢等（2010）以收入水平不同的24個(gè)國(guó)家為樣本，對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家的能源強(qiáng)度收斂性展開(kāi)了分析，結(jié)果表明高收入國(guó)家、中低收入國(guó)家、發(fā)展中國(guó)家和樣本中所有國(guó)家都存在能源強(qiáng)度收斂現(xiàn)象[8]。這些文獻(xiàn)采用的是回歸分析法，其中多數(shù)為面板數(shù)據(jù)模型；選擇的變量基本一致，具體包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、能源價(jià)格、市場(chǎng)改革、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等。上述研究為本文提供了實(shí)證分析方法，本文將參考Markandya和齊紹洲等人的研究方法，并結(jié)合具體情況增加“投資”這一解釋變量，分別搜集金磚五國(guó)和歐美等八個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家（簡(jiǎn)稱(chēng)“八國(guó)”）②八國(guó)指美國(guó)（Untied States US）、英國(guó)（United Kingdom UK）、荷蘭（Nethersland）、日本（Japan）、加拿大（Canada）、德國(guó)（Germany）、法國(guó)（France）和意大利（Italy）。1993-2010年的年度面板數(shù)據(jù)，對(duì)其能源消費(fèi)強(qiáng)度及其收斂性的影響因素展開(kāi)實(shí)證研究。

二、能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響因素分析

（一）影響因素選擇

對(duì)前文所列文獻(xiàn)概括可知，影響能源消費(fèi)強(qiáng)度的因素有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、能源價(jià)格、市場(chǎng)改革、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等。另外，本文將增加“投資”變量。投資可以通過(guò)兩種渠道影響能源消費(fèi)強(qiáng)度：一方面，高能耗行業(yè)投資增加，會(huì)引發(fā)該行業(yè)加速發(fā)展導(dǎo)致能源消費(fèi)強(qiáng)度上升；另一方面，總投資中外商直接投資（FDI）比重增大，將在更大范圍以更快的速度發(fā)生技術(shù)轉(zhuǎn)移和技術(shù)外溢，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，降低能源消費(fèi)強(qiáng)度[9]。因此，本文選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格、能源結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、外商直接投資、固定資產(chǎn)投資、市場(chǎng)化程度7個(gè)變量作為能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響因素。

（二）計(jì)量模型的設(shè)定

借鑒 Markandya[2]和齊紹洲[6-7]等人的研究方法，采用納入時(shí)間因素的廣義C-D生產(chǎn)函數(shù)：Y=AeγtKαLβ，其中技術(shù)進(jìn)步率 γ對(duì)生產(chǎn)的影響表現(xiàn)為幾何級(jí)數(shù)，得到本文的理論模型如下：

式（1）中，EIit為i國(guó)家t年的能源消費(fèi)強(qiáng)度，TIit為i國(guó)家t年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，ECit為i國(guó)家t年的能源價(jià)格，EGit為i國(guó)家t年的能源結(jié)構(gòu)，F(xiàn)DIit為i國(guó)家t年的外商投資，F(xiàn)Cit為i國(guó)家t年的固定資產(chǎn)投資，EFit為i國(guó)家t年的市場(chǎng)化程度，RDit為i國(guó)家t年的研發(fā)投入。

對(duì)式（1）兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，得到如下回歸模型：

（三）數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

考慮部分變量某些國(guó)家數(shù)據(jù)的可得性③俄羅斯能源價(jià)格指數(shù)和FDI數(shù)據(jù)從1993年開(kāi)始統(tǒng)計(jì)。，本文研究時(shí)期選擇1993-2010。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（TIit），本文選用第三產(chǎn)業(yè)增加值在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重衡量；數(shù)據(jù)源自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫(kù)④OECD Factbook 2009：經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和社會(huì)統(tǒng)計(jì)之經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中給出了第三產(chǎn)業(yè)的分行業(yè)增加值占GDP比重，這里對(duì)之進(jìn)行加總，也即交通、零售、住宿和餐飲與銀行、保險(xiǎn)和其他服務(wù)業(yè)與公共管理、醫(yī)療、教育和其他個(gè)人服務(wù)增加值占GDP三項(xiàng)之和，從而得到第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重。。能源價(jià)格（ECit），本文選用能源物價(jià)指數(shù)衡量；八國(guó)和巴西的數(shù)據(jù)源自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫(kù)⑤OECD Factbook 2008：經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和社會(huì)統(tǒng)計(jì)之能源價(jià)格中，2000年價(jià)格指數(shù)為100%。，而中國(guó)、俄羅斯和印度的能源物價(jià)指數(shù)比較復(fù)雜①中國(guó)2004-2006年數(shù)據(jù)源自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫(kù)，其他年份參考OECD提供的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行估算；印度和俄羅斯2002-2007年的數(shù)據(jù)源自國(guó)際勞工組織數(shù)據(jù)庫(kù)（International Labour Organization Database），其他年份參考OECD提供的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行估算。。能源結(jié)構(gòu)（EGit），本文以煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重度量；數(shù)據(jù)源自國(guó)際能源署（IEA）②國(guó)際能源署（International Energy Agency）（2008）的國(guó)際能源手冊(cè)2006（International Energy Annual 2006），用煤炭消費(fèi)量Coal與能源消費(fèi)總量E相除得到能源結(jié)構(gòu)變量。。固定資產(chǎn)投資（FCit）和外商投資（FDIit），本文分別選用資本形成總額、外資凈流量占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重表示；該數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)③http://www.worldbank.org/，用資本形成總額和外資凈流量與GDP相除得到固定資產(chǎn)和外商投資變量。。研發(fā)投入（RDit），本文采用研發(fā)投入占GDP的比重表示；數(shù)據(jù)源自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫(kù)④OECD Factbook 2009：經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和社會(huì)統(tǒng)計(jì)之研究與開(kāi)發(fā)中，用研發(fā)費(fèi)用與GDP相除得到研發(fā)費(fèi)用變量。。市場(chǎng)化程度（EFit），本文用經(jīng)濟(jì)自由化指數(shù)來(lái)表示一國(guó)的市場(chǎng)化程度，該數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)⑤http://www.heritage.org/，The Heritage Foundation，從經(jīng)營(yíng)、貿(mào)易、財(cái)政、政府支出、貨幣、投資、金融、產(chǎn)權(quán)和腐敗自由化九個(gè)方面計(jì)算得到經(jīng)濟(jì)自由化指數(shù)來(lái)反映一個(gè)國(guó)家的自由化程度。。對(duì)搜集的各變量數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，以便下文分析所用。

（四）模型估計(jì)及結(jié)果解釋

用處理后的數(shù)據(jù)對(duì)方程（2）進(jìn)行估計(jì)時(shí)，采用面板數(shù)據(jù)模型⑥對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)，采用F1和F2統(tǒng)計(jì)量在不變系數(shù)、變截距和變系數(shù)模型三者中確定哪個(gè)更合適；采用Likelihood Ratio檢驗(yàn)來(lái)確定固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)哪個(gè)更合適。具體內(nèi)容可參見(jiàn)高鐵梅（2007）。的方法在不變系數(shù)、變截距和變系數(shù)模型三者間選擇。經(jīng)計(jì)算知，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F2和F1非常接近，因此無(wú)法做出選擇。這與樣本容量、時(shí)間跨度及變量個(gè)數(shù)有關(guān)。在這種情況下，我們借鑒一些文獻(xiàn)的處理方法：對(duì)于時(shí)間較短而橫截面單位相當(dāng)?shù)臉颖緮?shù)據(jù)，可以認(rèn)為地區(qū)間能源消費(fèi)強(qiáng)度的差異主要表現(xiàn)為橫截面的不同個(gè)體之間，參數(shù)不隨時(shí)間變化或者變動(dòng)較小，因此考慮變截距模型[9]，用變截距模型對(duì)方程（2）進(jìn)行估計(jì)。

接下來(lái)需要在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)間作出選擇。這里采用似然比（LR）檢驗(yàn)法。首先，把7個(gè)解釋變量全部引入方程進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)時(shí)期固定效應(yīng)的似然比（LR）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F的對(duì)應(yīng)概率p=0.0875，沒(méi)有通過(guò)顯著性水平α=0.05檢驗(yàn)，也即接受“時(shí)期固定效應(yīng)是多余的”的原假設(shè)，故時(shí)期固定效應(yīng)模型不合適，而橫截面固定效應(yīng)合適，具體見(jiàn)表1。

進(jìn)一步對(duì)方程（2）進(jìn)行截面固定效應(yīng)的估計(jì)發(fā)現(xiàn)，解釋變量EF、FDI、EG、FC均沒(méi)有通過(guò)顯著性水平α=0.05檢驗(yàn)；逐步剔除方程中不顯著的變量，最終得到模型4（剔除過(guò)程省略，但相應(yīng)模型在表2中列出）。而且，考慮模型4的聯(lián)合檢驗(yàn)，其統(tǒng)計(jì)量F=1393.39，通過(guò)顯著性水平 α=0.05檢驗(yàn)；擬合優(yōu)度Rˉ2=0.99，說(shuō)明其解釋力度很好。也即，模型4較好地描繪了金磚五國(guó)和八國(guó)能源強(qiáng)度與其影響因素間的數(shù)量關(guān)系，可以作為最后分析的依據(jù)。

表1 能源消費(fèi)強(qiáng)度影響因素變截距的固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)表

由模型4可知，影響能源消費(fèi)強(qiáng)度的因素有五個(gè)，分別為固定資產(chǎn)投資、能源價(jià)格、能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和研發(fā)費(fèi)用。其中，固定資產(chǎn)投資、能源價(jià)格、研發(fā)費(fèi)用和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為負(fù)值，說(shuō)明較高的能源價(jià)格、固定資產(chǎn)投資、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展或經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和研發(fā)費(fèi)用的增加都會(huì)降低能源消費(fèi)強(qiáng)度。相反，能源結(jié)構(gòu)的系數(shù)大于0，則意味著煤炭消費(fèi)比重越大，能源消費(fèi)強(qiáng)度越高。而從解釋變量的系數(shù)絕對(duì)值大小可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響最大，其余依次為能源結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資，研發(fā)費(fèi)用和能源價(jià)格。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度起著重要的作用。相比較而言，第三產(chǎn)業(yè)是能源消費(fèi)較少的服務(wù)業(yè)，其在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中比重的提高自然會(huì)引起能源消費(fèi)強(qiáng)度的整體下降。能源結(jié)構(gòu)也是如此。煤炭作為能源使用效率較低的品種，其比重的下降，有利于提高能源使用效率，也即能源消費(fèi)強(qiáng)度降低。較高的能源價(jià)格也會(huì)迫使能源消費(fèi)強(qiáng)度降低，因?yàn)槊鎸?duì)較高的能源價(jià)格，工業(yè)部門(mén)會(huì)采用更加有效利用能源的生產(chǎn)方式或替換掉高耗能產(chǎn)品的生產(chǎn)。顯然，這三方面與經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

表2 能源消費(fèi)強(qiáng)度影響因素變截距的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果表

固定資產(chǎn)投資對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響效應(yīng)取決于兩種作用的對(duì)比程度。實(shí)證結(jié)果表明，固定資產(chǎn)投資的增加有利于能源消費(fèi)強(qiáng)度的下降。研發(fā)費(fèi)用的系數(shù)雖然為正，但影響程度較?。粚?duì)此，可能的解釋是樣本期內(nèi)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的回彈效應(yīng)較高，抵消了先進(jìn)技術(shù)節(jié)約的能源。因此，技術(shù)進(jìn)步提高了能源消費(fèi)強(qiáng)度。

值得注意的是，外商直接投資和市場(chǎng)化程度對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度變化的影響不顯著。這可能和樣本期內(nèi)外商直接投資和市場(chǎng)化程度方面金磚五國(guó)的變化并不明顯有關(guān)；同時(shí)也說(shuō)明我們縮小與發(fā)達(dá)國(guó)家能源消費(fèi)強(qiáng)度差距的潛力很大。

三、中國(guó)、南非能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂的影響因素分析

前文分析可以證明：固定資產(chǎn)投資、能源價(jià)格、能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和研發(fā)費(fèi)用影響一國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度。但影響是如何實(shí)現(xiàn)的？中國(guó)和南非能源消費(fèi)強(qiáng)度的收斂是否是固定資產(chǎn)投資、技術(shù)提升與能源價(jià)格等多方面因素共同作用的結(jié)果？接下來(lái)將進(jìn)一步分析。

（一）模型設(shè)定

我們將式（2）調(diào)整為能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂模型。由于能源消費(fèi)強(qiáng)度的收斂即為能源消費(fèi)強(qiáng)度差異的縮小，因此，能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂模型中被解釋變量定義為八國(guó)與中國(guó)或者南非的能源消費(fèi)強(qiáng)度的對(duì)數(shù)處理，表示中國(guó)或者南非①這里和前文的模型不同，我們單單考慮中國(guó)或者南非和八國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度差異的收斂的機(jī)理分析。與八國(guó)的能源消費(fèi)強(qiáng)度的差距。類(lèi)似地，解釋變量由八國(guó)與中國(guó)或者南非的影響因素之比對(duì)數(shù)處理構(gòu)成，得到回歸方程：

（二）模型回歸與結(jié)果解釋

與前文分析能源消費(fèi)強(qiáng)度影響因素相似，由于樣本容量、時(shí)間跨度及變量個(gè)數(shù)相當(dāng)，這里無(wú)法采用前文所介紹的方法來(lái)選擇模型。在這種情況下，我們選擇變截距模型對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)。

對(duì)方程（3）進(jìn)行估計(jì)時(shí)，采用與方程（2）相同的思路。首先選擇固定效應(yīng)模型，然后對(duì)估計(jì)方程進(jìn)行似然比（LR）檢驗(yàn)，對(duì)固定效應(yīng)多余與否做出判斷，進(jìn)而選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)。采用搜集的樣本數(shù)據(jù)，并對(duì)之預(yù)處理，之后進(jìn)行回歸得到模型，并逐步剔除模型中顯著為零的解釋變量，最后得到中國(guó)和南非能源消費(fèi)強(qiáng)度差異的回歸方程。需要說(shuō)明的是，這里省略中間過(guò)程，只列出最后分析的回歸方程，具體結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 能源消費(fèi)強(qiáng)度差異影響因素的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果表

由表3可知，F(xiàn)檢驗(yàn)和 Rˉ2顯示方程整體擬合優(yōu)度都很好，說(shuō)明中國(guó)或者南非和八國(guó)間能源消費(fèi)強(qiáng)度差異與上述解釋變量之間的總體線(xiàn)性關(guān)系非常顯著。其中，固定資產(chǎn)投資差異（FCC）、能源價(jià)格差異（ECC）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異（TIC）、研發(fā)費(fèi)用差異（RDC）對(duì)中國(guó)與八國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度差異（EIC）即能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂影響顯著，而外資差異（FDIC）、市場(chǎng)化差異（EFC）和能源結(jié)構(gòu)差異（EGC）則沒(méi)有顯著影響。而南非卻不同，對(duì)其與八國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度差異即能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂影響顯著的變量有能源價(jià)格差異（ECC）、能源結(jié)構(gòu)差異（EGC）和研發(fā)費(fèi)用差異（RDC）。這與前文能源消費(fèi)強(qiáng)度影響因素分析結(jié)果相一致，只是具體到某一國(guó)家時(shí)，對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度影響顯著的變量可能對(duì)其能源消費(fèi)強(qiáng)度差異影響不顯著，如能源結(jié)構(gòu)差異對(duì)中國(guó)與八國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度差異不顯著，固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異對(duì)南非也是如此。

具體來(lái)看，中國(guó)與八國(guó)的固定資產(chǎn)投資的差距每降低1%，能源消費(fèi)強(qiáng)度差距將降低0.1408%；能源價(jià)格差距每縮小1%，能源消費(fèi)強(qiáng)度差距將縮小0.3215%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距每降低1%，能源消費(fèi)強(qiáng)度差距將縮小0.5703%；研發(fā)投入差距每縮小1%，能源消費(fèi)強(qiáng)度差距將提高0.0416%。由此可見(jiàn)，該時(shí)期影響中國(guó)與八國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度差異也即能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂的主要因素有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格、固定資產(chǎn)投資。研發(fā)投入對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度影響表現(xiàn)為反向作用，而考慮到能源消費(fèi)強(qiáng)度差異時(shí)，研發(fā)投入差異卻表現(xiàn)為正向影響。可能的解釋是，樣本期內(nèi)中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)較高，抵消了先進(jìn)技術(shù)節(jié)約的能源。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度差異的影響不顯著，可能的原因是研究期內(nèi)，中國(guó)的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化不大。由于資源稟賦等原因，中國(guó)一直是“煤多氣少油貧”的狀況。

南非與八國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度差異縮小的主要原因是能源價(jià)格、研發(fā)費(fèi)用和能源結(jié)構(gòu)差異的變動(dòng)。南非與八國(guó)能源價(jià)格差距每縮小1%，能源消費(fèi)強(qiáng)度差距將縮小0.1945%；能源結(jié)構(gòu)差距每降低1%，能源消費(fèi)強(qiáng)度差距將提高0.2667%；研發(fā)投入差距每縮小1%，能源消費(fèi)強(qiáng)度差距將縮小0.2670%。對(duì)比中國(guó)和南非，我們發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，能源消費(fèi)強(qiáng)度下降的主要影響因素不同，其原因是由于兩國(guó)在資源稟賦、所處經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段等多方面均有不同。

四、結(jié) 論

本文采用面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)1993-2010年期間金磚五國(guó)和八國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響因素展開(kāi)討論，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析中國(guó)和南非能源消費(fèi)強(qiáng)度收斂的具體原因。計(jì)量結(jié)果表明：第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格、固定資產(chǎn)投資和技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源消費(fèi)強(qiáng)度產(chǎn)生積極影響，而能源結(jié)構(gòu)卻不利于能源消費(fèi)強(qiáng)度的降低。第二，價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制和技術(shù)進(jìn)步的差異對(duì)中國(guó)和南非能源消費(fèi)強(qiáng)度的收斂均有顯著影響；而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和固定資產(chǎn)投資的差異僅對(duì)中國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度的收斂影響顯著，能源結(jié)構(gòu)的差異僅對(duì)南非能源消費(fèi)強(qiáng)度的收斂影響顯著。

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