馬海良++王若梅++丁元卿

摘要高效能源利用是推動工業(yè)發(fā)展，進而促使城鎮(zhèn)格局演化的重要催化劑，同時城鎮(zhèn)化的高速發(fā)展對工業(yè)能源的消費結構和利用效率提出了進一步的要求，這必將影響到低碳城市建設和環(huán)境保護等生態(tài)責任目標的實現(xiàn)。選取2003—2012年長江經濟帶11個省份（直轄市）的相關數(shù)據(jù)，運用門檻模型對城鎮(zhèn)化率、城鎮(zhèn)居民人均總收入、能源工業(yè)投資、工業(yè)總產值、城市人口密度、產業(yè)結構等影響工業(yè)能源消費的因素進行分析，重點研究城鎮(zhèn)化率和工業(yè)能源消費的非線性關系和相應的地區(qū)差異。結果表明：①長江經濟帶城鎮(zhèn)化發(fā)展存在著明顯的地區(qū)差異，上海、浙江等東部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展速度和水平明顯優(yōu)于云南、貴州等中西部地區(qū)。云南和貴州2012年的城鎮(zhèn)化率遠遠低于2003年上海、浙江的城鎮(zhèn)化率，顯示出長江上游和下游之間存在著巨大的發(fā)展水平差距。②城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費存在顯著的門檻效應，以城鎮(zhèn)化率為門檻變量，存在兩個結構變化點，分別為36.9%和48.3%。③在第一個門檻點前，城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費起抑制作用，前期城鎮(zhèn)化的發(fā)展導致資源和人口的集聚效應明顯，資源的利用效率和配置效率得到提升，從而抑制工業(yè)能源消費。在越過第二個門檻點后，城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費起正向作用，此時工業(yè)的發(fā)展和生活消費水準的提升對能源消費提出了更多的要求。最后為促進長江經濟帶城鎮(zhèn)化和工業(yè)低碳化的協(xié)調發(fā)展，提出以下建議：加快長江經濟帶沿線各省份聯(lián)動發(fā)展，縮小城鎮(zhèn)化發(fā)展差異；針對城鎮(zhèn)化率和工業(yè)能源消費的非線性關系，采取相應的措施引導和控制工業(yè)能源消費的變化趨勢；協(xié)調城鎮(zhèn)化進程和地區(qū)工業(yè)能源消耗，促進城鎮(zhèn)化的健康發(fā)展。

關鍵詞城鎮(zhèn)化；工業(yè)能源消費；門檻效應；地區(qū)差異

中圖分類號F062.1文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）03-0056-07doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2017.03.007

中國的城鎮(zhèn)化建設隨著經濟社會的高速發(fā)展高歌猛進，在較短的時間內取得了舉世矚目的業(yè)績[1]。截止2015年底，中國的城鎮(zhèn)化率已經達到56.1%，整個社會發(fā)展呈現(xiàn)出良好的發(fā)展態(tài)勢。城鎮(zhèn)化水平的不斷攀升促使能源消費總量和結構發(fā)生變化，并進而引起了綠色低碳和環(huán)境保護等生態(tài)問題，這吸引了廣大學者對此展開針對性的研究。梁朝暉[2]運用誤差修正模型和協(xié)整分析對城鎮(zhèn)化和能源消費的關系進行實證，結果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化是影響能源消費變動的因素之一。在此基礎上，王曉嶺等[3]運用向量自回歸模型等方法驗證了城鎮(zhèn)化率與能源強度之間的動態(tài)變化關系。劉江華等[4]系統(tǒng)地比較了國內外城鎮(zhèn)化對能源消費的影響，采用情景分析，得出國內城鎮(zhèn)化和能源消費總量兩個目標無法同時實現(xiàn)的結論。面對這種悖論，李珀松和朱坦[5]將能源脫鉤理論引入到城鎮(zhèn)規(guī)劃中，并提出相應的城鎮(zhèn)產業(yè)發(fā)展與節(jié)能評價的技術路線，為以后城鎮(zhèn)化發(fā)展道路提供了借鑒。由于工業(yè)能源消耗約占能源消費總量的70%[6]，因此有些學者側重于工業(yè)能源利用和減排的問題，如王強等[7]借助Kaya恒等式和LMDI分解方法，對影響工業(yè)能源消費碳排放變化的因素進行剖析。石玉淳[8]構建LEAP模型分析大連市的工業(yè)各行業(yè)能源消費，并預測其能源需求。從研究內容來看，目前能源消費與經濟、生態(tài)環(huán)境關系的研究居多，而以城鎮(zhèn)化視角分析能耗變化的研究偏少；一個區(qū)域（或一個省份）工業(yè)能源消費的未來需求預測研究居多，而多個省份能源消費隨城鎮(zhèn)化發(fā)展不同節(jié)點呈現(xiàn)不同特征的研究偏少。因此，本文擬采用面板門檻模型研究長江經濟帶11省份（直轄市）城鎮(zhèn)化與工業(yè)能源消費之間的非線性關系，并探求城鎮(zhèn)化在不同的門檻值能耗變化的特征，以期為我國新型城鎮(zhèn)化建設過程中生態(tài)保護提供理論指導。

長江經濟帶依托長江，處于亞熱帶季風氣候區(qū)，氣候適宜，沿線經過上海、江蘇、安徽、湖南、云南等11個省份（直轄市），貫穿東部、中部和西部。近年來，其人口、生產總值兩者占全國的比重都超過40%，在我國社會經濟發(fā)展中具有重要的戰(zhàn)略地位。2014年9月，“長江經濟帶”建設戰(zhàn)略正式提出，并號召沿江省市依托黃金水道積極推進新型城鎮(zhèn)化，打造中國經濟新支撐帶。2016年9月正式下發(fā)的《長江經濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》則明確要求以生態(tài)優(yōu)先，綠色發(fā)展為引領，創(chuàng)新發(fā)展模式，嚴格控制工業(yè)污染和降低能耗。因此，本文以長江經濟帶作為研究對象，分析其工業(yè)能源消費和城鎮(zhèn)化的關系，探索城鎮(zhèn)化在不同的節(jié)點上能源消耗的規(guī)律，這將為在其他區(qū)域優(yōu)化工業(yè)能源利用，實現(xiàn)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和低碳化協(xié)調發(fā)展提供一定的借鑒價值。

馬海良等：城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費的門檻效應研究中國人口·資源與環(huán)境2017年第3期1模型構建和數(shù)據(jù)來源

1.1門檻模型

門檻效應是指當一個經濟參數(shù)達到特定的數(shù)值后，引起另外一個經濟參數(shù)發(fā)生突然轉向其它發(fā)展形式的現(xiàn)象[9]。門檻模型主要是用來解釋兩個變量之間的動態(tài)變化關系，尤其是分析結構點產生突變時對經濟變量的影響。本研究主要探求城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費的影響，因此假設存在單一門檻值q，工業(yè)能源消費y作為被解釋變量，城鎮(zhèn)化率urb作為解釋變量，同時以城鎮(zhèn)化率urb為門檻變量，建立如下門檻模型：

其中，xit為一組對工業(yè)能源消費存在影響的控制變量。綜合其他學者的研究[10-12]，我們認為控制變量應該包含工業(yè)總產值、產業(yè)結構、能源工業(yè)投資和城鎮(zhèn)居民人均總收入。θ表示與xit對應的系數(shù)向量，I（·）是指標函數(shù)，i表示不同的省份，t表示不同的年份，μi即個體效應，εit為服從正態(tài)分布的隨機干擾項。

當確定門檻值后，需要對模型進行參數(shù)估計。首先要從每一個觀察值中減去其組內平均值以便剔除個體效應μi，變化后的模型如下：

在門檻值q確定的情況下，我們可以估計門檻模型得到β的估計值，并計算出模型的殘差平方和S1（q）。由于不同的門檻值對應的模型殘差平方和S1（q）大小存在變化，可以設定不同的門檻值，并找出使殘差平方和S1（q）最小時對應的門檻值，即為最優(yōu)門檻值=arg min S1（q）。

在完成模型的參數(shù)估計后，我們需要進行檢驗。檢驗過程主要分為兩步：首先檢驗門檻效應的顯著性；然后對門檻的估計值q與真實值q是否保持一致進行檢驗。針對第一步的檢驗，其原假設為H0∶β1=β2，備擇假設為H1∶β1≠β2，對應的檢驗統(tǒng)計量為：

其中，式（4）中S0代表不存在門檻值情況下對應的殘差平方和，S1代表存在門檻值情況下對應的殘差平方和。在原假設H0的前提下，門檻值q是不存在的，F(xiàn)統(tǒng)計量的分布是不標準的。由于上述原因，本文擬采用Hansen推薦使用的“自抽樣[9]”方法，得到F統(tǒng)計量的漸近分布，進而得到對應的P值。針對第二步的檢驗，其原假設為=q0，備擇假設為≠q0，其檢驗統(tǒng)計量為：

雙門檻或多重門檻的搜索過程與單門檻搜索類似，采取“定點法[9]”搜索，即先搜索第一個門檻，然后將其固定，再搜索第二個門檻。

1.2數(shù)據(jù)來源

根據(jù)公式（1）的要求，我們收集了長江經濟帶沿線的11個省份2003—2012年的工業(yè)能源消費、城鎮(zhèn)化率、工業(yè)總產值、產業(yè)結構、能源工業(yè)投資、城鎮(zhèn)居民人均總收入、城市人口密度等數(shù)據(jù)。其中，工業(yè)能源消費采用地區(qū)能源平衡表中工業(yè)終端能源消費量表示，工業(yè)終端能源消費量數(shù)據(jù)和能源工業(yè)投資數(shù)據(jù)均源自歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》。城鎮(zhèn)化率用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重計算，產業(yè)結構用第三產業(yè)占GDP的比重表示，以上兩者的數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和各省市的統(tǒng)計年鑒。城鎮(zhèn)居民人均總收入、城市人口密度數(shù)據(jù)均源自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。需要說明是，本文的研究區(qū)間選定在2003—2012年，主要原因如下：一是由于數(shù)據(jù)的可得性。研究中采用的某些關鍵指標最早也只有2003年的數(shù)據(jù)，如無法收集到2003年之前長江經濟帶各省份關于年末常住人口、城鎮(zhèn)人口及城市人口密度等指標完整的年度數(shù)據(jù)；二是跟研究主題有關。我們主要研究的是長江經濟帶各省市城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費的影響情況，由于近十多年區(qū)域經濟的高速發(fā)展，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化疊加引起的環(huán)境問題相比過去嚴重得多，所以較多學者類似的研究也主要集中于這個時間段，如鄒輝，黃慶華等[13-14]，因此我們也主要考慮對這個時間段進行研究。綜上所述，考慮到指標數(shù)據(jù)的可得性和研究的主題，在借鑒前人研究的基礎上，本文選取2003—2012年長江經濟帶沿線11個省份的數(shù)據(jù)進行研究。

2實證結果及分析

2.1模型各變量的描述性統(tǒng)計

首先進行各指標的描述性統(tǒng)計。把將上述指標具體數(shù)據(jù)值導入stata11.0，并運行相應程序，得到各指標的均值、最大值、最小值、標準差等基本情況，結果如表1所示。其中，ei代表能源工業(yè)投資，io為工業(yè)總產值，pd為城市人口密度，tr為第三產業(yè)比重，pci表示城鎮(zhèn)居民人均總收入。可以看到，城鎮(zhèn)化率平均為46.73%，城鎮(zhèn)居民人均總收入10 646.11元，城市人口密度為2 289.77人/km2，顯示出長江經濟帶人口偏多，城鎮(zhèn)居民總體收入偏低等客觀現(xiàn)實。

2.2門檻效應檢驗結果

在確定城鎮(zhèn)化率的門檻值個數(shù)的基礎上，分別在不存在門檻、存在單一門檻、存在雙重門檻等假設條件下，對式（6）進行估計，由此可以得到F統(tǒng)計量。通過“自抽樣”的方法得到P值，本文自抽樣次數(shù)為500次，具體結果見表2。從表中我們可以看出，以城鎮(zhèn)化率為門檻變量，可以發(fā)現(xiàn)單一門檻和雙重門檻“自抽樣”的值分別為0.008和0.005，檢驗效果均非常顯著。對于三重門檻的檢驗效果不顯著，自抽樣對應的P值為0.540。因此，本文將選取雙重門檻模型，對城鎮(zhèn)化和工業(yè)能源消費間的關系進行分析。

通過上述檢驗，可以看出存在兩個門檻值，分別為36.897和48.295，其對應的95%置信區(qū)間在表3中列出。需要解釋的是，95%置信區(qū)間，意為當值小于7.35即5%顯著性水平下的臨界值[15]時對應的所有門檻值構成的區(qū)間。為了更清晰地說明門檻值的搜索過程，分別給出每次門檻值搜索對應的似然比函數(shù)圖（見圖1、圖2）。圖1和圖2中的虛線代表5%顯著性水平下對應的臨界值即7.35。

2.3門檻效應的地區(qū)差異

結合“S型”城市化發(fā)展曲線理論[16]，并根據(jù)本文得到的兩個城鎮(zhèn)化率的門檻值，對長江經濟帶的11個省份進行劃分，分為城鎮(zhèn)化前期階段（urb≤36.897%），城鎮(zhèn)化過渡期階段（36.897%48.295%）三類。根據(jù)兩個門檻值，對不同年份

長江經濟帶各?。ㄖ陛犑校┛缭介T檻值的情況進行統(tǒng)計，結果見表4。針對第一個門檻值（36.897%），2003年湖北、江蘇城鎮(zhèn)化率跨越門檻值；2005年湖南、江西、重慶城鎮(zhèn)化率超過門檻值；2006年安徽城鎮(zhèn)化率超過門檻值；2009年，四川城鎮(zhèn)化率超過門檻值；2012年云南、貴州城鎮(zhèn)化率超過門檻值。針對第二個門檻值（48.295%），2003年浙江、上海城鎮(zhèn)化率先跨越第二個門檻值；2005年江蘇城鎮(zhèn)化率超過第二個門檻值；2008年重慶城鎮(zhèn)化率超過第二個門檻值；2010年湖北鎮(zhèn)化率超過第二個門檻值。2012年底，長江經濟的11個省份（直轄市）均超過第一個門檻值，脫離城鎮(zhèn)化前期階段；截止到2012年底，共有5個省份（直轄市）城鎮(zhèn)化率超過第二個門檻值，進入城鎮(zhèn)化后期階段?？梢钥闯觯m然長江經濟帶近一半的省份（直轄市）超過第二個門檻，城鎮(zhèn)化進程較快，但省域差異不可忽視，東部地區(qū)如浙江、上海在2003年城鎮(zhèn)化率就超過第二個門檻值，而中西部地區(qū)如云南、貴州在2012年才超過第一個門檻值。建設長江經濟帶必須協(xié)調區(qū)域發(fā)展，做到各省份優(yōu)勢互補，聯(lián)動發(fā)展。

2.4門檻模型估計結果

對模型（1）進行估計，結果見表5。首先關注城鎮(zhèn)化率和工業(yè)能源消費的關系，可以看到當城鎮(zhèn)化率小于36.897%和大于48.295%，即分別處于城鎮(zhèn)化前期階段和城鎮(zhèn)化后期階段時，城鎮(zhèn)化率與工業(yè)能源消費均在1%的水平上顯著；而當城鎮(zhèn)化率介于36.897%和48.295%之間，即處于城鎮(zhèn)化過渡期階段時，城鎮(zhèn)化率和工業(yè)能源消費兩者間呈負相關，但并不顯著。當處于城鎮(zhèn)化前期階段（urb≤36.897%）時，城鎮(zhèn)化率和工業(yè)能源消費兩者間呈顯著負相關，系數(shù)為-23.02，即城鎮(zhèn)化率的上升對工業(yè)能源消費產生小幅的抑制作用。當處于城鎮(zhèn)化后期階段（urb>48.295%）時，城鎮(zhèn)化率和工業(yè)能源消費呈顯著正相關，系數(shù)為32.64，即城鎮(zhèn)化率的上升對工業(yè)能源消費產生小幅的增長作用。當處于城鎮(zhèn)化過渡期階段（36.897%

文選取的研究區(qū)間的局限性相關，但這并不影響我們分析城鎮(zhèn)化與工業(yè)能源消費之間的結構變化情況。

觀察原始數(shù)據(jù)，可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率的兩個結構變化點分別位于2004—2005年和2009—2010年：①2005年之前我國長江經濟帶各省份處于城鎮(zhèn)化前期發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化推動能源結構轉變，帶來人口和資源的集聚，由此導致工業(yè)能源消費小幅下降。②2010年之后我國城鎮(zhèn)化發(fā)展達到一定的程度，經濟的迅速發(fā)展，城鎮(zhèn)化的擴張也推動工業(yè)化的迅速發(fā)展，尤其是工業(yè)的發(fā)展，促使資源能源過度消耗，增加工業(yè)能源消費。并且城鎮(zhèn)化促進生活水平的提升，使得追求高品質、高消費生活方式成為社會主導，人均資源能源消費提高，其中制造業(yè)、交通運輸、水泥、鋼鐵等行業(yè)能源消耗明顯，促使工業(yè)能源消費也隨之上升，這與學者曹孜和陳洪波[12]的研究結論相符。

關于其他控制變量，我們可以發(fā)現(xiàn)：①能源工業(yè)投資和工業(yè)能源消費存在顯著正相關，系數(shù)為1.184。不難理解，伴隨城鎮(zhèn)化步伐的加快，工業(yè)化的推進要求擴大規(guī)模，加大廠房機器設備的投入，增加用于能源工業(yè)的投資，推動工業(yè)生產，進而最終促進工業(yè)能源消費。②工業(yè)總產值與工業(yè)能源消費存在正向影響，系數(shù)為0.011。顯而易見，投入必定影響產出，而產出也反映出投入的情況。工業(yè)總產值的提高在一定程度上能夠解釋工業(yè)能源消費的提高，但考慮技術進步和規(guī)模效應等因素，這種影響效果并不明顯。③城市人口密度與工業(yè)能源消費顯著正相關，系數(shù)為0.205。城鎮(zhèn)化促使農村人口大量進入城市，導致城市人口的密度變大，由此增加工業(yè)能源消費。④產業(yè)結構與工業(yè)能源消費存在負相關關系，系數(shù)為-45.39。產業(yè)結構指標用第三產業(yè)比重表示，第三產業(yè)比重增加，服務業(yè)和高新技術產業(yè)比重攀升，意味著經濟發(fā)展結構優(yōu)化，資源能源消耗總量下降且利用效率提高，這對工業(yè)能源消費自然產生抑制作用。⑤城鎮(zhèn)居民人均總收入與工業(yè)能源消費呈正相關，系數(shù)為0.07，但根據(jù)檢驗結果，這種影響并不顯著。城鎮(zhèn)居民人均總收入增加，會帶來人均消費的增加，尤其是用于休閑娛樂等非基本生存資料的消費擴大，如旅游、教育等消費支出比重增加。城鎮(zhèn)居民人均總收入對工業(yè)發(fā)展的促進作用，與其對于第三產業(yè)的促進作用相比，并不明顯，因此其對于工業(yè)能源消費的正向影響不顯著。

3結論及建議

本文以長江經濟帶為研究對象，收集2003—2012年的省際面板數(shù)據(jù)，以城鎮(zhèn)化率為門檻變量，搜索結構變化點，并借助門檻模型，分析城鎮(zhèn)化率和工業(yè)能源消費的非線性關系，以期為實施長江經濟帶發(fā)展戰(zhàn)略提供理論支撐和參考建議。結果表明城鎮(zhèn)化率與工業(yè)能源消費之間存在雙門檻效應，門檻值分別為36.897%和48.295%，模型估計的結果表明在城鎮(zhèn)化中前期階段，城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費起負向影響；在城鎮(zhèn)化水平達到一定高度時，城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費起正向作用。通過分析城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費的門檻效應及地區(qū)差異，可以得出如下結論：①長江經濟帶的城鎮(zhèn)化發(fā)展存在較為明顯的區(qū)域差異，東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展快且水平相對較高，如上海、浙江；中西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展相對緩慢，水平處于相對較低的狀態(tài)，如云南、貴州。②長江經濟帶的城鎮(zhèn)化發(fā)展存在階段性特征，城鎮(zhèn)化的兩個門檻值分別36.897%和48.295%，雙重門檻效應顯著。③在城鎮(zhèn)率小于36.897%的發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費產生負向作用。前期城鎮(zhèn)化的發(fā)展導致資源和人口的集聚效應凸顯，城市資源配置效率提高，抑制工業(yè)能源消費。④在城鎮(zhèn)化率大于48.295%的發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費產生正向作用。后期城鎮(zhèn)化達到一定水平，一方面集聚效應不如前期顯著，而城市的快速擴張要求擴大廠房規(guī)模，加大機器設備投資，工業(yè)生產隨之增多，促使工業(yè)能源消費增加；另一方面，居民生活品質提高，要求消費更多和更好的物質資料，交通運輸?shù)纫幌盗谢A設施和制造業(yè)也隨之發(fā)展，促使工業(yè)能源消費提高。

根據(jù)上述結論，提出如下建議：

（1）加快長江經濟帶沿線各省份聯(lián)動發(fā)展，縮小城鎮(zhèn)化發(fā)展差異。東部地區(qū)如上海、浙江早在2003年城鎮(zhèn)化率就越過第二個門檻值，而西部地區(qū)如云南、貴州在2012年城鎮(zhèn)化率才跨過第一個門檻值。不難看出，西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展與東部地區(qū)相比，處于落后狀態(tài)。東部、中部和西部各省份應注重優(yōu)勢資源和產業(yè)互補，西部地區(qū)應發(fā)揮自身的自然資源和勞動力優(yōu)勢，發(fā)展特色產業(yè)，如云南應發(fā)揮煙草業(yè)的優(yōu)勢，依托自然風景發(fā)展旅游觀光業(yè)；四川則要充分利用光熱等優(yōu)勢，打造優(yōu)質商品糧生產基地。東部地區(qū)應加強向中西部地區(qū)的產業(yè)轉移，提高資源配置效率，實現(xiàn)三大區(qū)域聯(lián)動發(fā)展。

（2）把握城鎮(zhèn)化對工業(yè)能源消費產生階段性作用的規(guī)律，采取相應的措施引導和控制工業(yè)能源消費的變化趨勢。在城鎮(zhèn)化率尚未越過第一個門檻值時，在控制工業(yè)能源消費總量的前提下，追求城鎮(zhèn)化發(fā)展速度，最大限度地發(fā)揮城鎮(zhèn)化對資源、資本、技術及勞動力的集聚效應。在城鎮(zhèn)化率突破第二個門檻值時，注重城鎮(zhèn)化率的發(fā)展質量成為首要任務。提高工業(yè)能源利用效率，推廣如風能、太陽能等綠色能源的使用。盡可能地抑制目前城鎮(zhèn)化的發(fā)展對工業(yè)能源消費的增長作用，防止城鎮(zhèn)化發(fā)展對工業(yè)能源消費產生嚴重的反向膨脹效果。尤其是西部地區(qū)在加快城鎮(zhèn)化發(fā)展步伐的同時，應嚴格控制能源消耗和環(huán)境污染。

（3）協(xié)調城鎮(zhèn)化發(fā)展和地區(qū)工業(yè)能源消耗，促進城鎮(zhèn)化的健康發(fā)展。一方面，倡導產業(yè)結構升級，加快高新技術產業(yè)及服務業(yè)的發(fā)展，增加第三產業(yè)占比份額，減少鋼鐵、煤炭等高能耗產業(yè)，提倡發(fā)展生物醫(yī)藥、新能源汽車、軟件和信息服務業(yè)等高新技術產業(yè)。另一方面，倡導綠色低碳的生活方式，加大公共交通設施建設投入，鼓勵居民綠色出行，低碳消費，共同推進新型城鎮(zhèn)化建設。

（編輯：于杰）

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收稿日期：2016-09-22

作者簡介：馬海良，博士，副教授，主要研究方向為能源經濟與環(huán)境規(guī)制。Email：hilima@vip.sina.com。

基金項目：國家自然科學基金“基于三對均衡關系的碳排放初始權配置方法研究”（批準號：41471457）；中央高校業(yè)務基金“城鎮(zhèn)化對工業(yè)碳排放影響的門檻效應研究”（批準號：2016B47214）；江蘇省普通高校研究生科技創(chuàng)新項目“城鎮(zhèn)化進程對工業(yè)碳排放影響的門檻特征和地區(qū)差異”（批準號：KYLX16_0671）。