王良虎 王 釗

1（東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，南京 210000） 2（西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715）

引 言

能源作為人類生存的物質(zhì)基礎(chǔ)之一，對現(xiàn)代經(jīng)濟社會的發(fā)展具有重要的支撐作用。近年來，中國經(jīng)濟總量不斷提升，而長江經(jīng)濟帶地區(qū)在“依托長江建設(shè)中國經(jīng)濟新支撐帶”的國家戰(zhàn)略推動下，正逐步發(fā)展成為繼中國沿海發(fā)達(dá)地區(qū)之后最有發(fā)展?jié)摿Φ牡貐^(qū)。據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2019年長江經(jīng)濟帶11省市的地區(qū)生產(chǎn)總值45.78萬億元，同比增長6.9%。然而，由于該地區(qū)聚集了我國大部分傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，能源消耗量較大，從而造成了能源短缺。由相關(guān)研究預(yù)測可知，長江經(jīng)濟帶中的華中地區(qū)2010～2020年的能源需求增長率為4.7%；華東地區(qū)則為4.0%。能源強度作為衡量區(qū)域經(jīng)濟增長中付出能源代價的重要指標(biāo)，長江經(jīng)濟帶在經(jīng)濟快速發(fā)展的過程中，能源強度上升的壓力不斷加大；另外，長江經(jīng)濟帶橫跨中國東、中、西三大經(jīng)濟區(qū)域，建設(shè) “綠色生態(tài)廊道”是其重要任務(wù)之一，以實現(xiàn)經(jīng)濟、社會和生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展；再者，長江經(jīng)濟帶作為橫跨我國三大經(jīng)濟區(qū)重要經(jīng)濟戰(zhàn)略要地，該區(qū)域內(nèi)各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與資源稟賦存在差異。而根據(jù)以往研究得知，國家之間或其內(nèi)部之間能源強度的收斂性總體存在，具體表現(xiàn)為能源強度向低水平收斂[1]。那么在此情況下長江經(jīng)濟帶能源強度收斂性如何？有哪些因素影響其收斂性？因此，充分把握長江經(jīng)濟帶能源強度的演化規(guī)律，對加快該地區(qū)節(jié)能政策的實施與順利實現(xiàn)綠色發(fā)展的目標(biāo)具有重要的現(xiàn)實意義。

能源強度是評價一個國家或地區(qū)能源利用效率的重要指標(biāo)，體現(xiàn)了其在經(jīng)濟發(fā)展過程中所付出的資源環(huán)境代價[2]。目前，國內(nèi)外學(xué)者對能源強度的研究主要集中于能源強度的影響因素、測算以及其收斂性3個方面。（1）關(guān)于能源強度的影響因素主要包含結(jié)構(gòu)因素、制度因素和技術(shù)進(jìn)步因素[3]。結(jié)構(gòu)因素主要包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與能源消費結(jié)構(gòu)的變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化重組與能源消費結(jié)構(gòu)的升級均可明顯降低能源強度[4，5]。制度因素可分為國外因素和國內(nèi)因素。其中，國外因素是指如外國直接投資、國際貿(mào)易等，國內(nèi)因素主要涉及政策引導(dǎo)、市場化水平以及信息化水平等[6-9]。而技術(shù)進(jìn)步因素可進(jìn)一步分為中性技術(shù)進(jìn)步和有偏技術(shù)進(jìn)步[10]；（2）關(guān)于能源強度測算的研究。現(xiàn)實中各國、各地區(qū)之間能源強度呈現(xiàn)出波動變化，運用單一效應(yīng)難以闡釋其內(nèi)在的經(jīng)濟含義。因此多數(shù)學(xué)者運用多種方法對能源強度測算進(jìn)行了較為深入的研究，其中指數(shù)分解法（IDA） 與生產(chǎn)函數(shù)分解法（PDA） 較為常見[11]。鑒于指數(shù)分解法（IDA）難以與經(jīng)濟理論相結(jié)合，而生產(chǎn)函數(shù)分解法（PDA）則可以很好的反映出能源強度所具有的經(jīng)濟學(xué)內(nèi)涵與政策含義[12]，當(dāng)前學(xué)者多數(shù)基于生產(chǎn)函數(shù)分解法（PDA）分解出影響能源強度的因素[13]；（3）關(guān)于能源強度收斂性問題的研究。對于收斂性問題起初是體現(xiàn)在經(jīng)濟增長趨勢方面，如Solow認(rèn)為不同國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長將趨于收斂[14]?；诮?jīng)濟增長收斂的理論邏輯，能源收斂問題引起了國外學(xué)術(shù)界的關(guān)注，其中Mielnik和Goldemberg首次提出能源強度收斂的概念[15]。Markandya等通過構(gòu)建檢驗?zāi)茉磸姸炔町惻c人均收入差異兩者關(guān)系的理論模型，研究表明歐盟新老成員國之間不僅存在人均收入的收斂特征，能源強度也存在著相似的收斂特征[16]。同時，我國地區(qū)間能源收斂性問題也引起國內(nèi)學(xué)者的研究興趣。如史丹假設(shè)我國能源強度存在條件收斂，并在此基礎(chǔ)上測算了各省份的節(jié)能潛力[1]。齊紹洲和李鍇基于分析我國西部和東部各省區(qū)之間能源強度差異與勞均GDP差異的關(guān)系，得出能源強度與經(jīng)濟增長存在同步收斂特征[17]。王春寶和陳迅基于我國省級面板數(shù)據(jù)，實證分析了技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對能源輕度收斂的影響，研究指出我國省份之間存在顯著的空間收斂性，其收斂速度達(dá)每年2.1%～2.3%[18]。

國內(nèi)外專家學(xué)者的研究成果為本文的研究提供了很好的分析框架和邏輯起點。而與既有文獻(xiàn)相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)歸納如下：（1）在研究對象上，將長江經(jīng)濟帶11個省市作為本文研究的主體部分，且分析了上、中、下游地區(qū)能源強度收斂存在的異質(zhì)性；（2）從理論方面系統(tǒng)闡述了影響能源強度收斂的主要因素，并簡要分析其中影響機制；（3）在研究方法上，將空間因素納入模型分析中，并解析了空間因素對地區(qū)能源強度收斂的影響。

1 模型設(shè)定與變量選取

1.1 模型設(shè)定

收斂最初主要用于不同經(jīng)濟主體間勞均收入隨著時間推移呈現(xiàn)出一種逐漸下降的趨勢，其概念由Sala-I-Martin最先提出，主要包括β收斂和σ收斂，進(jìn)一步Sala-I-Martin又將β收斂分為絕對β收斂和條件β收斂[19，20]。隨著研究的擴展將收斂相關(guān)內(nèi)容運用到能源強度等方面，其中，能源強度σ收斂是用來分析不同經(jīng)濟主體能源強度的離差隨時間變化而縮小的趨勢。其公式為：

其中，SDt為在t時刻的標(biāo)準(zhǔn)差；qdit為t時刻第i地區(qū)的能源強度；qˉdit則為在t時刻全國范圍內(nèi)所有n個地區(qū)能源強度的平均能源強度；能源強度絕對β收斂指的是隨著時間推移，經(jīng)濟主體的能源強度趨于相同的穩(wěn)態(tài)水平，即若β小于零則存在收斂性，反之則不存在。其計算公式為：

其中，yit為影響能源強度的第i個因素；βi為其相應(yīng)的回歸系數(shù)。

由于能源強度條件β收斂考慮到經(jīng)濟主體之間的差異性，模型設(shè)計與現(xiàn)實較為相符[21]。因此基于以上分析，將能源強度條件β收斂作為本文的研究模型。模型如下：

其中，EI表示能源強度；con表示控制變量，主要包括在上文能源強度收斂性主要影響因素的理論探討中的經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、城鎮(zhèn)化水平以及外商直接投資。

1.2 變量選取

1.2.1 核心變量

能源強度（EI）。能源強度作為用于衡量不同經(jīng)濟體能源綜合利用效率，一般采用能源投入量與相應(yīng)產(chǎn)出量比值進(jìn)行度量，即地區(qū)能源消耗除以地區(qū)GDP。同時考慮到地區(qū)能源消耗主要包含生產(chǎn)能源消耗與居民生活能源消耗兩個部分，且生活能源消耗占比較小。因此，本文借鑒王春寶和陳迅、張勇和蒲勇健的做法，將生產(chǎn)能源消耗與地區(qū)GDP比值作為衡量能源強度的度量指標(biāo)[18，22]。

1.2.2 控制變量

經(jīng)濟發(fā)展水平（PG）?；谝延形墨I(xiàn)，利用地區(qū)人均GDP來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平[23]；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ST）。參考于斌斌的方法，采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值之比來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整變化[24]。能源消費結(jié)構(gòu)（EC）。由于我國資源稟賦所具有獨特性，主要能源使用為煤炭。因此，本文借鑒王釗和王良虎的方法，將煤炭消耗量占總能源消耗量的比重作為能源消費結(jié)構(gòu)的度量標(biāo)準(zhǔn)[25]。技術(shù)進(jìn)步（TI）。專利的授權(quán)數(shù)表示一定時期內(nèi)某地區(qū)研發(fā)能力大小，在一定程度上表現(xiàn)出地區(qū)技術(shù)進(jìn)步水平[26]，因此本文將各地區(qū)專利授權(quán)數(shù)自然對數(shù)作為地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的衡量指標(biāo)。地區(qū)城鎮(zhèn)化水平（UL）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對于城鎮(zhèn)化的測度方法大致有人口比值法、城鎮(zhèn)土地利用指標(biāo)法、農(nóng)村城市化指標(biāo)法、調(diào)整系數(shù)法等，但據(jù)以往研究可知，后三種計算方法較為復(fù)雜且可操作性較差，因此借鑒柳思維和周洪洋、魏敏的做法，采用地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎刂笜?biāo)法度量城鎮(zhèn)化水平[27，28]。對外開放依存度（OP）。自改革開放以來，我國貿(mào)易總額快速提升，通過對外貿(mào)易的發(fā)展，推動本國經(jīng)濟快速增長同時，也對我國能源強度變化產(chǎn)生重要的影響。本文依據(jù)郭樹華等使用的方法，采用各地區(qū)進(jìn)出口總額占地區(qū)總產(chǎn)值的比重來衡量對外開放依存度，其中，進(jìn)出口總額均利用當(dāng)年平均匯率進(jìn)行換算得到[29]。

1.2.3 數(shù)據(jù)來源與說明

本文以長江經(jīng)濟帶11個?。ㄊ?、區(qū)）作為研究對象，選取2003～2018年省級面板數(shù)據(jù)。實證研究所使用的數(shù)據(jù)主要來源于 《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各省、市、自治區(qū)統(tǒng)計年鑒，所有名義數(shù)據(jù)均以2003年為基期，分別使用生產(chǎn)總指數(shù)與消費價格指數(shù)進(jìn)行平減為實際數(shù)據(jù)。對于部分缺失數(shù)據(jù)，采用趨勢擬合估算得到，同時為解決異方差問題，數(shù)據(jù)處理多采用取對數(shù)、取比值的方法。

2 能源強度收斂性的實證檢驗

2.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗與協(xié)整檢驗

2.1.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

由于有些時間序列數(shù)據(jù)并不存在直接的關(guān)聯(lián)但又表現(xiàn)出共同的變化趨勢，其數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果同樣表現(xiàn)出較高的擬合度，但卻沒有實際意義。為避免此類偽回歸，在面板數(shù)據(jù)模型回歸之前有必要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，本文運用LLC檢驗與IPS檢驗檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。由檢驗結(jié)果可知，對于存在單位根的變量，一階差分之后均為平穩(wěn)序列，由于篇幅限制，具體檢驗結(jié)果略。

2.1.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

為進(jìn)一步檢驗各變量之間是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，需對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。目前關(guān)于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗大致存在兩種方法：（1）以Engle and Granger兩步法檢驗為基礎(chǔ)，主要包括Pedroni檢驗和Kao檢驗；（2）建立在Johansen協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上。雖然Pedroni檢驗和Kao檢驗遵循相同的基本方法，但二者還存在較為明顯差異，為了得到較為可靠的結(jié)果，將采用不同檢驗方法進(jìn)行檢驗。由檢驗結(jié)果得知，各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。由于篇幅限制，具體檢驗結(jié)果表略。

2.2 實證結(jié)果與分析

依據(jù)前文能源強度的核算方法，具體計算出2003～2018年長江經(jīng)濟帶整體層面及上、中、下游地區(qū)能源強度的平均變動趨勢，如圖1所示。從圖1可看出無論是長江經(jīng)濟帶整體層面還是上、中、下游地區(qū)，其能源強度均呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢，整體下降的幅度約達(dá)69%，特別是上游地區(qū)的降幅約達(dá)73%，且各個地區(qū)之間能源強度差距逐漸縮小，如上游地區(qū)2003年能源強度與下游地區(qū)能源強度相差1.143，而在2018年兩地能源強度僅相差0.209。由此可看出，隨著長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展以及能源技術(shù)不斷突破使得能源利用效率逐年提高，各地區(qū)之間能源強度收斂趨勢明顯。但較部分發(fā)達(dá)國家的能源強度來說，還存在較大改善空間。

圖1 2003～2018年長江經(jīng)濟帶能源強度變化趨勢

根據(jù)前文實證模型及各項檢驗結(jié)果，本文運用STATA15.0對模型相關(guān)系數(shù)進(jìn)行了估計，表1匯報了模型（4）的計量估計結(jié)果。從長江經(jīng)濟帶整體層面來看，在未加入控制變量時的能源強度絕對β收斂情況下，由回歸系數(shù)可知其在10%的顯著水平下為負(fù)值，由此表明長江經(jīng)濟帶能源強度存在絕對β收斂。進(jìn)一步，收斂速度（cr）和估計系數(shù)之間存在著cr＝-ln（1＋β）／T的關(guān)系[15]， 其中，T表示起始時間與終止時間的時間間隔數(shù)。最終可知，在能源強度絕對β收斂情況下，長江經(jīng)濟帶不僅存在能源強度絕對β收斂，且收斂速度約為每年0.07%。而在加入控制變量的基礎(chǔ)上的長江經(jīng)濟帶能源強度條件β收斂的回歸系數(shù)在1%的顯著水平下小于0，且長江經(jīng)濟帶能源強度條件β收斂的回歸系數(shù)絕對值增大，這表明了條件收斂速度快于絕對收斂速度，由收斂速度計算公式可得長江經(jīng)濟帶能源強度條件β收斂的收斂速度約為每年0.41%。

從控制變量角度來看，目前只有經(jīng)濟發(fā)展水平對能源強度條件β收斂具有促進(jìn)作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、地區(qū)城鎮(zhèn)化水平及對外開放依存度則并未體現(xiàn)出有利于推動長江經(jīng)濟帶能源強度收斂的作用。值得注意的是，長江經(jīng)濟帶能源強度存在一定技術(shù)回彈的影響，這也說明技術(shù)進(jìn)步可能降低了某個地區(qū)能源強度，卻增加了另一地區(qū)能源強度，反而不利于能源強度收斂。

表1 長江經(jīng)濟帶整體層面能源強度收斂回歸結(jié)果

長江經(jīng)濟帶作為我國 “T”字型經(jīng)濟布局的一級軸線地帶之一，橫跨我國東、中、西三大區(qū)域。為進(jìn)一步考察長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)之間是否存在異質(zhì)性，本文分別對長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)能源強度收斂性進(jìn)行實證檢驗，具體模型回歸結(jié)果如表2所示。從回歸結(jié)果來看，長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)均存在能源強度條件β收斂，而只有中游地區(qū)不存在能源強度絕對β收斂，上游和下游地區(qū)也都存在能源強度絕對β收斂。就能源強度條件β收斂的收斂速度來說，下游地區(qū)收斂速度快于上游和中游地區(qū)，上游、中游和下游收斂速度分別每年約為0.56%、0.74%、0.99%。

從控制變量的回歸系數(shù)來看，不同地區(qū)相同指標(biāo)的回歸系數(shù)的符號也有所不同，這也說明上、中、下游地區(qū)存在一定異質(zhì)性。如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動有利于下游地區(qū)能源強度條件β收斂，而上游和中游地區(qū)則對能源強度有一定的發(fā)散作用。能源消費結(jié)構(gòu)則有利于上游與中游地區(qū)的能源強度條件β收斂，反而對下游地區(qū)能源強度具有一定程度的發(fā)散影響。

表2 分上、中、下游能源強度收斂回歸結(jié)果

2.3 空間面板數(shù)據(jù)模型計量分析

上述關(guān)于長江經(jīng)濟帶能源強度收斂性的研究并未考慮到各區(qū)域之間彼此影響的效應(yīng)，但在現(xiàn)實中各個地區(qū)之間卻存在著較為密切的聯(lián)系，且隨著經(jīng)濟的進(jìn)一步發(fā)展，各地區(qū)之間的聯(lián)系變得更為密切。因此，為進(jìn)一步分析長江經(jīng)濟帶內(nèi)各地區(qū)之間存在空間關(guān)系是否對其能源強度收斂性產(chǎn)生影響，本文運用空間計量方法進(jìn)行實證檢驗。

2.3.1 空間相關(guān)性檢驗

空間自相關(guān)性反映了事物之間存在的依賴性或關(guān)聯(lián)性。其檢驗的方法主要有以下兩種： （1）全局空間自相關(guān)檢驗，主要檢驗事物整體的分布情況；（2）局部空間自相關(guān)檢驗，主要用來檢驗局部空間集聚性。以上兩種檢驗主要依據(jù)Moran's I統(tǒng)計量、Geary C統(tǒng)計量等。但Moran's I統(tǒng)計量使用的較為廣泛，其計算公式如下：

Moran's I取值范圍為[-1，1]。 若其值大于0，則表明研究樣本在空間區(qū)位分布上具有相似的屬性值；若其值小于0，則表明研究樣本在空間區(qū)位分布上具有不相似的屬性值；若其值等于0，則表明研究樣本在空間區(qū)位分布上相互獨立。

由Moran's I測算結(jié)果，可運用正態(tài)分布假設(shè)來檢驗觀測值是否存在空間自相關(guān)關(guān)系，具體的公式如下：

標(biāo)準(zhǔn)化的Moran's I指數(shù)服從漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的期望值和方差分別是：

本文使用STATA15.0計量軟件對長江經(jīng)濟帶2003～2018年能源強度指標(biāo)進(jìn)行了空間相關(guān)性的Moran's I檢驗，圖2為具體檢驗結(jié)果。檢驗的結(jié)果顯示，長江經(jīng)濟帶2003～2018年能源強度的Moran's I值均小于0，由此表明長江經(jīng)濟能源強度存在空間負(fù)相關(guān)，即高低相聚。

圖2 2003～2018年長江經(jīng)濟帶能源強度Moran's I動態(tài)趨勢

2.3.2 模型構(gòu)建與回歸結(jié)果分析

地理學(xué)第一定律表明各個事物之間存在一定的關(guān)聯(lián)性，而這種關(guān)聯(lián)的程度一般和事物距離有關(guān)，距離越近關(guān)聯(lián)性越強，反之，則越弱。且近些年來空間計量分析方法用于研究收斂性問題也得到部分學(xué)者的關(guān)注[18，22]。因此，本文同樣考慮到空間因素的影響構(gòu)建如下模型：

依據(jù)前文建?；A(chǔ)，對模型進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。能源強度β回歸系數(shù)無論是從個體固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)還是個體與時間雙固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果來看與普通面板回歸系數(shù)的符號并無明顯差別，這也進(jìn)一步說明模型回歸結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。即長江經(jīng)濟帶存在能源強度條件β收斂。就具體回歸系數(shù)來看，在雙固定效應(yīng)情形下，長江經(jīng)濟帶能源強度β回歸系數(shù)為-0.122，其絕對值明顯大于未考慮空間因素情況的能源強度β回歸系數(shù)的絕對值，換言之，在考慮空間因素時，長江經(jīng)濟帶能源強度的收斂速度快于沒有將空間因素納入時的情形，此時的長江經(jīng)濟帶能源強度收斂速度約為每年0.87%。這主要是由于隨著經(jīng)濟發(fā)展，各地區(qū)之間的聯(lián)系越來越密切，周邊地區(qū)能源強度的變化影響了其自身能源收斂性。如地區(qū)之間技術(shù)溢出效應(yīng)，不僅改變該地區(qū)能源強度，還進(jìn)一步影響了周邊地區(qū)。

表3 長江經(jīng)濟帶整體層面能源強度收斂空間計量回歸結(jié)果

同樣考慮到長江經(jīng)濟帶上、中、下游各地區(qū)之間可能存在一定異質(zhì)性，分別在加入空間因素基礎(chǔ)上對長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)能源強度收斂性進(jìn)行實證檢驗，具體模型回歸結(jié)果如表4所示。從回歸結(jié)果來看，長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)在加入空間因素后均存在能源強度條件β收斂，且中游與下游回歸系數(shù)的絕對值明顯增大，而上游地區(qū)則無明顯變化。這可能與上游地區(qū)本身能源消耗特點有關(guān)，能耗較大的產(chǎn)業(yè)多分布于上游地區(qū)，由于產(chǎn)業(yè)自身能耗需求特點，其受到臨近地區(qū)影響較小。因此其收斂速度在考慮空間因素時并無明顯變化。中游和下游地區(qū)能源收斂速度則有明顯提高，其收斂速度分別每年約為5.47%、4.56%。其可能原因是能源強度高省份由于能源存量有限，并積極尋求臨近省份特別是能源強度較低省份幫助或借鑒其降低能源強度的經(jīng)驗，以使得自身能源強度降低，從而有利于該地區(qū)能源強度收斂。

表4 上、中、下游能源強度收斂空間計量回歸結(jié)果

3 研究結(jié)論與政策啟示

能源強度收斂性問題是基于經(jīng)濟增長收斂邏輯而產(chǎn)生的，那么伴隨著能源強度與其收斂性的研究不斷深入，長江經(jīng)濟帶作為橫貫中國東、中、西三大區(qū)域的經(jīng)濟增長極，其能源強度的變化對國家整體能源戰(zhàn)略決策具有重要作用。基于此，本文采用2003～2018年長江經(jīng)濟帶地區(qū)省級層面的面板數(shù)據(jù)，研究了該地區(qū)能源強度收斂性問題并得出以下研究結(jié)論：

（1）根據(jù)長江經(jīng)濟帶整體層面及上、中、下游地區(qū)能源強度的平均變動趨勢得知，其能源強度均呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢，整體下降的幅度約達(dá)69%，特別是上游地區(qū)的降幅約達(dá)73%，且各個地區(qū)之間能源強度存在差距逐漸縮小。

（2）由面板數(shù)據(jù)模型結(jié)果得出長江經(jīng)濟帶整體層面不僅存在能源強度絕對β收斂且存在條件β收斂，其能源強度絕對β收斂與條件β收斂的收斂速度分別約為每年0.07%、0.41%。從控制變量角度來看，目前只有經(jīng)濟發(fā)展水平對能源強度條件β收斂具有促進(jìn)作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、地區(qū)城鎮(zhèn)化水平及對外開放依存度并未體現(xiàn)出有利于推動長江經(jīng)濟帶能源強度收斂的作用。為進(jìn)一步考察長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)之間是否存在異質(zhì)性，分別對長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)能源強度收斂性進(jìn)行實證檢驗。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)均存在能源強度條件β收斂，而能源強度絕對β收斂只有中游地區(qū)不存在收斂性，就能源強度條件β收斂的收斂速度來說，下游地區(qū)收斂速度快于上游和中游地區(qū)。

（3）由空間計量模型結(jié)果可知，長江經(jīng)濟帶2003～2018年能源強度的Moran's I值均小于0，即該地區(qū)能源強度存在著高低相聚特點。就空間計量模型的回歸系數(shù)來看，長江經(jīng)濟帶能源強度β回歸系數(shù)為-0.122，其絕對值明顯大于未考慮空間因素情況的能源強度β回歸系數(shù)的絕對值，由此表明在考慮空間因素時長江經(jīng)濟帶能源強度的收斂速度快于未將空間因素納入時的情形。而從長江經(jīng)濟帶上、中、下游的檢驗結(jié)果看，在考慮空間因素后，中游與下游的能源強度收斂速度明顯提升，但上游地區(qū)能源強度收斂速度并未明顯改善。

針對以上研究結(jié)論并結(jié)合理論分析，得出以下幾點政策啟示：（1）經(jīng)濟的優(yōu)化發(fā)展及收斂與能源強度收斂具有一定的一致性，且根據(jù)以往經(jīng)驗可知，經(jīng)濟發(fā)展向高處收斂，能源強度則向低處收斂。因此，長江經(jīng)濟帶應(yīng)全面落實創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念，務(wù)實經(jīng)濟發(fā)展向高質(zhì)量方向延伸，逐步提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平；（2）進(jìn)一步調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局，優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)。長江經(jīng)濟帶上、中、下游各個地區(qū)應(yīng)根據(jù)自身發(fā)展優(yōu)勢，加強分工協(xié)作，統(tǒng)籌各區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，以提高各區(qū)域的能源利用效率；同時積極引導(dǎo)企業(yè)消費低碳能源產(chǎn)品，從需求側(cè)改變能源消費結(jié)構(gòu)，促進(jìn)能源閉環(huán)利用；（3）提高地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平，實施差別化的區(qū)域政策。目前雖然可能存在技術(shù)進(jìn)步的能源回彈效應(yīng)，但技術(shù)進(jìn)步仍是降低能源強度的有效辦法，要不斷完善區(qū)域創(chuàng)新體系，進(jìn)一步優(yōu)化技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境，以期通過技術(shù)創(chuàng)新有效途徑實現(xiàn)能源強度收斂。再者，在能源強度不斷向低處收斂的過程中應(yīng)實施差異化的區(qū)域政策，以保證實現(xiàn)各區(qū)域經(jīng)濟增長與能源強度之間的協(xié)調(diào)。