朱 歡，李欣澤

(1.北京大學新結構經(jīng)濟學研究院，北京 100871； 2.山東大學經(jīng)濟研究院，山東濟南 250100)

氣候變化是當今人類面臨的一個重大全球性挑戰(zhàn)。中國為了積極應對氣候變化提出2030年碳達峰，2060年碳中和的目標，這必將引領中國在加速清潔能源轉型、實現(xiàn)氣候目標方面確立一個清晰的發(fā)展路線圖。作為世界上最大的能源消費國和二氧化碳排放國，中國一直將能源轉型作為應對氣候變化、實現(xiàn)碳中和的重要途徑。如，2020年12月國務院頒布《新時代的中國能源發(fā)展》提出中國實行能源消費總量和強度雙控制度，并對各級地方政府進行監(jiān)督考核，把節(jié)能指標納入生態(tài)文明、綠色發(fā)展等績效評價指標體系，引導轉變發(fā)展理念；“十四五”期間，單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗降低13.5%等目標，旨在通過能源結構的優(yōu)化升級，促進經(jīng)濟社會發(fā)展全面綠色轉型。

但是，各經(jīng)濟體在發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構和技術水平等方面存在顯著差異，這也導致了不同發(fā)展階段的國家或地區(qū)的能源消費強度也存在明顯差異。從全球數(shù)據(jù)來看，1990—2014年，各個經(jīng)濟體的能源消費強度呈現(xiàn)下降趨勢，其中全球平均能源消費強度從16.61千克石油當量/萬美元降低到12.09千克石油當量/萬美元，中國的能源消費強度從53.87千克石油當量/萬美元降低為18.77千克石油當量/萬美元，年均降速為4.23%。從橫向對比來看，能源消費強度由低到高的經(jīng)濟體依次是高收入、全球均值、中低收入、中等收入、中高收入和中國(圖1(a))。同樣，由于中國東、中、西部也處于不同經(jīng)濟發(fā)展階段，由此內(nèi)生的能源消費強度也體現(xiàn)差異性，盡管總體上東、中、西部地區(qū)的能源消費強度也呈現(xiàn)下降趨勢，但是西部地區(qū)的能源消費強度最高，其次是中部地區(qū)，東部地區(qū)最低(圖1(b))?；谏鲜霈F(xiàn)實特征，各個經(jīng)濟體都在積極探尋降低能源消費強度的有效途徑，既有研究圍繞產(chǎn)業(yè)結構、技術進步、對外貿(mào)易、環(huán)境規(guī)制等因素展開[1-4]。而本文則嘗試從新結構經(jīng)濟學視角出發(fā)，對能源消費強度治理問題提出新的解釋。

圖1 不同發(fā)展階段的能源使用強度對比[注]圖1(a)數(shù)據(jù)來源于WDI，圖1(b)數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局。能源消費強度采用能源消費總量/GDP來表示；全球高收入、中高收入、中等收入、中低收入的劃分標準來源于WDI數(shù)據(jù)庫，分別對應于high income、upper middle income、middle income、lower middle income。

一、文獻綜述與理論假說

1.文獻綜述

現(xiàn)有文獻中研究能源消費強度影響因素的數(shù)量及視角十分豐富。基于Grossman等提出的環(huán)境庫茲涅茨曲線的分析框架，且能源消費與環(huán)境污染息息相關，由此多數(shù)研究認為經(jīng)濟發(fā)展水平是影響能源消費強度與能源結構轉型的深層次原因[5]。Metcalf對美國1970—2001年的能源消費強度的分析發(fā)現(xiàn)能源消費強度會隨著人均收入水平的上升而下降[6]。同樣，Wu等也發(fā)現(xiàn)收入水平會影響中國地級城市的能源消費強度[7]。朱歡等利用全球67個經(jīng)濟體的面板數(shù)據(jù)，采用聯(lián)立方程模型實證檢驗發(fā)現(xiàn)能源結構轉型與經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)U形關系，換言之，只有當一個經(jīng)濟體人均GDP跨過某一門檻值以后才能實現(xiàn)清潔能源的結構轉型[8]。

經(jīng)濟結構的變化也是影響能源消費強度的重要因素，特別是能源密集型產(chǎn)業(yè)占比的提升會增加能源消費強度。王曉和齊曄基于中國1996—2011年的產(chǎn)業(yè)、行業(yè)部門數(shù)據(jù)研究認為產(chǎn)業(yè)部門結構變化對能源消費具有促進作用，而第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展有助于減緩這一效應，重點耗能行業(yè)經(jīng)濟增速下降也使得行業(yè)部門結構轉向節(jié)能[9]。Cian 等通過多個經(jīng)濟體的數(shù)據(jù)對比研究發(fā)現(xiàn)1995—2007年，日本、美國、澳大利亞、中國臺灣、墨西哥和巴西這些經(jīng)濟體產(chǎn)業(yè)結構的變化是能源消費強度下降的主要推動力[10]。鄭新業(yè)等從能源需求角度側面論證了經(jīng)濟結構變動尤其是高耗能行業(yè)是中國能源需求變動的主要因素[11]。

當然，技術進步和效率提升也會影響能源消費強度的變化。如，Tan等的研究認為技術進步是2000—2013年中國能源密集型產(chǎn)業(yè)的能源強度下降的最重要驅動力，對中國東、中、西部能源強度下降的貢獻率分別是70.74%、64.26%和69.16%[12]。林伯強等構架了2000—2014年全球能源投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫，并對全球能源消費強度進行了結構分解，發(fā)現(xiàn)技術進步使能源強度下降，但是該效應會受到各國產(chǎn)業(yè)結構與投資率的影響[13]。沈小波等基于1998—2014年中國30個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型空間固定效應估計表明，產(chǎn)業(yè)結構扭曲指數(shù)提高1%，使得能源消費強度上升0.89%[14]。

除此以外，對外貿(mào)易往往通過隱含能源轉移來影響一個經(jīng)濟體的能源消費強度，現(xiàn)有的研究大多認為欠發(fā)達地區(qū)主要從事一些能源密集型產(chǎn)品的加工，然后將產(chǎn)成品出口到發(fā)達地區(qū)，這一貿(mào)易機制造成欠發(fā)達地區(qū)能源消費和污染排放的增加，使得發(fā)達地區(qū)享受了貿(mào)易帶來的“能源環(huán)境紅利”，欠發(fā)達地區(qū)承擔了貿(mào)易的“能源環(huán)境負擔”，從而體現(xiàn)了二者能源消費強度的異質性[15]。

與本文相關的另一支文獻是發(fā)展戰(zhàn)略。發(fā)展戰(zhàn)略是新結構經(jīng)濟學的一個核心概念，最早是由林毅夫等提出，采用技術選擇指數(shù)作為發(fā)展戰(zhàn)略的代理變量解釋了中國經(jīng)濟的發(fā)展奇跡，采用違背比較優(yōu)勢的重工業(yè)趕超戰(zhàn)略取得了適得其反的效果，造成經(jīng)濟增速下降，產(chǎn)業(yè)結構失衡，人民生活水平長期得不到改善等一系列后果，而采用遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略實現(xiàn)了經(jīng)濟高速增長和人民收入與生活水平的大幅提高[16-18]。隨后，在新結構經(jīng)濟學的研究中有一系列文獻探討了發(fā)展戰(zhàn)略與收入差距、高儲蓄率之謎、中等收入陷阱等宏觀經(jīng)濟的關系[19-21]，以及發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)全要素生產(chǎn)率等微觀績效的影響[22]。近年來，發(fā)展戰(zhàn)略在能源與環(huán)境領域上也有少量的研究，王坤宇使用1980—2007年間59個國家(地區(qū))的能源效率、發(fā)展戰(zhàn)略和領導人職業(yè)背景等數(shù)據(jù)，實證檢驗發(fā)現(xiàn)當一國(地區(qū))實行違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略時，會扭曲能源價格體系導致能源效率低下[23]；鄭潔等從發(fā)展戰(zhàn)略視角解釋了中國環(huán)境治理不足的現(xiàn)實問題，使用1997—2016年省級面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢，那么該地區(qū)的環(huán)境治理水平就越弱，其中的影響機制在于違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略使得微觀企業(yè)缺乏自生能力，政府為了扶持這些企業(yè)發(fā)展必將進行大量的補貼，進一步導致政府的財政赤字增加，從而降低環(huán)境治理水平[24]。這些研究均為本文提供了理論和實證上的依據(jù)，有助于更好的理解發(fā)展戰(zhàn)略與能源環(huán)境治理的關系 。

綜上所述，將發(fā)展戰(zhàn)略與能源消費強度放在新結構經(jīng)濟學研究框架下的文獻相對較少。相較于已有文獻，本文可能的邊際貢獻在于：第一，理論基礎方面已有文獻認為技術進步、產(chǎn)業(yè)升級是降低能源消費強度的重要因素，本文基于新結構經(jīng)濟學的新視角重新審視能源消費強度的下降路徑，發(fā)現(xiàn)違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略是抑制能源消費強度下降的一個最根本因素；第二，機制檢驗方面本文從微觀企業(yè)自生能力、中觀產(chǎn)業(yè)結構扭曲和宏觀財政壓力三個層面進行識別，使本文對違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略影響能源消費強度的內(nèi)在經(jīng)濟機理有更全面的認識； 第三，實證策略方面本文基于1995—2019年30個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，在一個較長時間范圍內(nèi)研究發(fā)展戰(zhàn)略與能源消費強度的關系，采用面板雙固定模型，通過內(nèi)生性問題處理和穩(wěn)健性檢驗，得到可靠的研究結論并針對性的提出遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略是降低能源消費強度的重要手段。

2.理論假說

新結構經(jīng)濟學認為，給定時點一個經(jīng)濟體的產(chǎn)業(yè)和技術結構內(nèi)生于該經(jīng)濟體的要素稟賦結構，與產(chǎn)業(yè)、技術相適應的軟硬基礎設施也因此內(nèi)生于該時點的要素稟賦結構，并且一個經(jīng)濟體的要素稟賦結構是隨時間動態(tài)變化的[25]。換言之，要素稟賦結構決定了經(jīng)濟體具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)、技術和企業(yè)自生能力。從政府實現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)結構或技術結構與給定時點要素稟賦結構所決定的比較優(yōu)勢是否相互匹配的角度出發(fā)，將發(fā)展戰(zhàn)略分為遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略和違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，前者意味著產(chǎn)業(yè)結構是最適宜的，企業(yè)具有自生能力，不需要政府或外部的任何補貼，那么在面臨外部能源環(huán)境約束時，企業(yè)和政府均有激勵進行能源環(huán)境治理；后者則相反。因此，將新結構經(jīng)濟學的核心思想運用到能源消費強度上，也依然可以得到新的解釋。

首先，發(fā)展戰(zhàn)略影響能源消費強度的微觀作用機制就是企業(yè)自生能力。如前文所述，當一個地區(qū)采用遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略時，企業(yè)具有自生能力。特別的，企業(yè)自生能力是新結構經(jīng)濟學的微觀基礎，其定義為在一個開放自由競爭的市場中，具有正常管理水平的企業(yè)，在沒有任何政府或外部補貼的條件下就可以獲得一個社會可接受的正常利潤水平。因此，在面臨外部環(huán)境規(guī)制下，盡管短期內(nèi)會增加企業(yè)成本，具有自生能力的企業(yè)在長期能夠通過調(diào)整生產(chǎn)要素與方式、增加前端和末端的污染治理，從而實現(xiàn)“波特效應”；相反，如果當一個地區(qū)采用違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略時，企業(yè)缺乏自生能力，需要依靠政府和外部大量的補貼來維持運營，企業(yè)難以滿足綠色發(fā)展要求，尤其是當外部能源約束帶來的成本增加時會提高企業(yè)成為僵尸企業(yè)甚至是破產(chǎn)的風險，從而不利于微觀企業(yè)實現(xiàn)能源效率的提升，一定程度上還會增加生產(chǎn)活動的能源消費強度。其次，發(fā)展戰(zhàn)略影響能源消費強度的中觀機制是產(chǎn)業(yè)結構。當一個地區(qū)采用遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略時，意味著產(chǎn)業(yè)結構與要素稟賦結構所決定的比較優(yōu)勢相適宜，盡管經(jīng)濟活動也在消耗一定的能源，但能夠實現(xiàn)能源效率的最大化，換言之，此時的能源消費強度較低；若一個地區(qū)實現(xiàn)違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，如采用重工業(yè)的趕超戰(zhàn)略時，則會增加地區(qū)的能源消費強度，因為重工業(yè)往往是資本密集型并且是能源密集型的[26]，一方面通過重工業(yè)的產(chǎn)業(yè)屬性增加地區(qū)的能源消費強度，另一方面也通過扭曲要素配置效率，使得區(qū)域能源消費強度沒有降低反而增加。最后，發(fā)展戰(zhàn)略影響能源消費強度的宏觀機制是政府財政赤字。如果一個地區(qū)采用遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，則意味著產(chǎn)業(yè)結構和技術結構符合地區(qū)要素稟賦結構所決定的比較優(yōu)勢，企業(yè)具有自生能力能夠獲得最大剩余，政府也可以獲得較多的稅收，擁有充足的資金，在這種情況下政府可以增加對能源治理的支出，從而降低能源消費強度；相反，如果地區(qū)采違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，那么產(chǎn)業(yè)結構和技術結構不符合比較優(yōu)勢，企業(yè)缺乏自生能力，需要政府的大量補貼來維持生計，導致政府財政壓力過大，相應的政府可能會減少能源與環(huán)境治理支出，從而不利于降低地區(qū)的能源消費強度。綜上所述，發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度的影響機制從微觀到中觀再到宏觀依次是企業(yè)自生能力、產(chǎn)業(yè)結構和財政赤字(圖2)。

圖2 發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度的影響機制

圖3 分地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)

基于上述的理論分析，提出如下理論假說與其中可能的影響機制：

理論假說1：在其他條件不變的前提下，發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢，越不利于降低地區(qū)的能源消費強度。

理論假說2：違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略通過降低企業(yè)自生能力、扭曲產(chǎn)業(yè)結構和增加政府財政壓力來影響能源消費強度。

二、經(jīng)驗模型、變量及數(shù)據(jù)

1.發(fā)展戰(zhàn)略的測度

參照文獻[25]構造一個技術選擇指數(shù)(Technology Choice Index，TCI)來度量發(fā)展戰(zhàn)略的特征。其理論邏輯是：給定時間點，一個經(jīng)濟體的稟賦結構決定了最適宜的產(chǎn)業(yè)結構，而重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略是對最適宜產(chǎn)業(yè)結構的扭曲，從而，技術選擇指數(shù)可以作為發(fā)展戰(zhàn)略的一個合理的代理變量。

(1)

式中：TCIit為地區(qū)i在t年份的發(fā)展戰(zhàn)略；AVMit為i地區(qū)t年的工業(yè)增加值；GDPit為國內(nèi)生產(chǎn)總值；LMit為工業(yè)就業(yè)人數(shù)；Lit為總就業(yè)人數(shù)。如果一個經(jīng)濟體的發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢，那么其TCI將比符合比較優(yōu)勢的經(jīng)濟體大，在其他條件不變的情況下，TCI對最適宜技術選擇指數(shù)的偏離可以用來作為一個地區(qū)重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展程度的度量，即：

(2)

利用中國1995—2019年30個省級行政區(qū)(不包括西藏和港澳臺地區(qū))工業(yè)增加值、工業(yè)就業(yè)人數(shù)、GDP和總就業(yè)人數(shù)測算分地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)。為了直觀比較地區(qū)間發(fā)展戰(zhàn)略的差異與動態(tài)變化，給出每個省區(qū)1995年和2019年的發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)。如圖3所示，與1995年相比較，2019年大部分地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)下降，但也有部分省市，如山西、內(nèi)蒙古、貴州、陜西、寧夏和新疆的發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)上升。此外，不論是1995年還是2019年，發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)較低的省份基本上是東部地區(qū)，而發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)較高的省份集中于中西部地區(qū)，這表明違背地區(qū)比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的程度存在明顯的區(qū)域差異性。

為此，本文進一步計算了東、中、西部的組內(nèi)平均的發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)。如圖4所示，1995—2019年期間全國發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)呈現(xiàn)先增加后遞減的趨勢，就東、中、西部地區(qū)比較而言，東部地區(qū)違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略程度最低，其次是中部，西部地區(qū)違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略程度最高。

圖4 東、中、西部及全國發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)的動態(tài)變化

2.模型設定

CEit=α0+α1TCIit+γZit+μi+λt+εit

(2)

式中：CEit為地區(qū)i在t年份的能源消費強度；Zit為一組控制變量；μi為個體固定效應；λt為時間固定效應；εit為隨機誤差項。

在展開實證研究之前，通過散點圖(圖5)的對比發(fā)現(xiàn)，CE與TCI呈現(xiàn)正相關關系，即發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)的數(shù)值越高，那么能源消費強度就傾向于越高。

圖5 發(fā)展戰(zhàn)略與能源消費強度的散點圖

3.變量選擇與定義

本文的被解釋變量是地區(qū)能源消費強度(CE)，核心解釋變量是發(fā)展戰(zhàn)略(TCI)。本文選擇的控制變量主要有：

①經(jīng)濟發(fā)展階段(pgdp)：根據(jù)新結構經(jīng)濟學理論，隨著經(jīng)濟發(fā)展階段的變遷，能源消費強度也會呈現(xiàn)階段性差異，特別是當經(jīng)濟發(fā)展到高收入水平階段，產(chǎn)業(yè)結構趨向于服務業(yè)，那么能源消費強度會顯著降低。由此，經(jīng)濟發(fā)展階段的估計系數(shù)預期為負。

②汽車保有量(car)：機動車能源消費不斷增加，尤其是在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)交通領域的機動車成為能源消費與二氧化碳排放的主要貢獻者，因此，本文考慮了千人汽車保有量對一個地區(qū)能源消費強度的影響，預期系數(shù)為正。

③城市化水平(urban)：采用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來度量，隨著城市化水平的提升，相應的基礎設施等建設增加了能源消費，所以，該估計系數(shù)預期為正；

④技術進步(te)：采用地區(qū)發(fā)明專利授權數(shù)與專利授權總數(shù)之比表示，隨著技術進步，能源消費強度下降，該估計系數(shù)理論預期為負。

⑤對外開放度(trade)：采用進出口總額占GDP的比重來表示，貿(mào)易的開放度有可能增加能源消費，該估計系數(shù)理論預期為正。

⑥產(chǎn)業(yè)結構(structure)：采用第二產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值之比來度量產(chǎn)業(yè)結構，第二產(chǎn)業(yè)占比越高，則經(jīng)濟體的能源消費越高，因此，該估計系數(shù)符號預期為正；

⑦能源價格指數(shù)(price)：采用各個省份商品零售價格指數(shù)中的燃料價格指數(shù)來度量能源價格，能源價格一定程度上反映了能源稟賦情況，也是能源改革的關鍵驅動力之一，尤其是當能源價格上升時，經(jīng)濟主體會減少能源使用情況，進而實現(xiàn)成本最小化，因此，該估計系數(shù)符號預期為負。

⑧FDI強度(fdi)： 采用FDI與GDP之比，用于驗證“污染避難所效應”，因此，該估計系數(shù)符號預期為正。

以上數(shù)據(jù)來源于歷年每個省份的統(tǒng)計年鑒或發(fā)展年鑒、《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本時間窗口為1995—2019年，最大程度上保證了研究數(shù)據(jù)的時效性與動態(tài)性。表1匯報了相關變量的描述性統(tǒng)計，在實證分析中對部分變量取自然對數(shù)。

在機制檢驗中認為違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略會對降低企業(yè)自生能力、扭曲產(chǎn)業(yè)結構、增加財政赤字等方式進而對能源消費強度產(chǎn)生不利影響。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

企業(yè)自生能力(M1)的度量：選取地區(qū)國有企業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重作為企業(yè)自生能力的代理變量[注]基于歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》中國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值和地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值兩個指標來計算企業(yè)自生能力，由于2011年以后不再統(tǒng)計工作總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，故2012—2016年工業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)采用工業(yè)銷售產(chǎn)值×(工業(yè)總產(chǎn)值(2011)/工業(yè)銷售產(chǎn)值(2011))計算所得，而2017年以后工業(yè)銷售產(chǎn)值和工業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)不可得，故機制檢驗一的研究樣本為1997—2016年。，該數(shù)值越大，表示企業(yè)越缺乏自生能力[28]。這樣做的原因是國有企業(yè)是中國建國初期實行違背比較優(yōu)勢的重工業(yè)趕超戰(zhàn)略的產(chǎn)物，而重工業(yè)大多屬于資本密集型產(chǎn)業(yè)，這與當時中國勞動相對充沛、資本相對短缺的國情嚴重不匹配，造成這些重工業(yè)產(chǎn)業(yè)需要政府大量補貼來維持生計，而私營企業(yè)在追求利潤最大化的目標下不會自發(fā)進入該產(chǎn)業(yè)，因此，國有企業(yè)是政府實施發(fā)展戰(zhàn)略的重要微觀主體。

產(chǎn)業(yè)結構扭曲(M2)的度量：參照趙秋運等的做法[29]，將“工業(yè)/服務業(yè)”相對于正常值的“偏離程度”指標作為產(chǎn)業(yè)結構扭曲的核心變量，表示如下：

(3)

式中：Structure為“工業(yè)/服務業(yè)”；pgdp為人均GDP；μi為省份固定效應，通過對式(3)進行估計得到產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟發(fā)展階段的倒U形關系的擬合表達式，如式(4)所示。

(4)

由此，可以得到Structure的估計值structure′it，然后再計算一省份產(chǎn)業(yè)結構相當于“正常值”的偏離程度：

(5)

若M2it>0，則表明產(chǎn)業(yè)結構存在更加偏向于工業(yè)部門的結構性扭曲。

財政赤字(M3)的度量：采用財政支出與財政收入的差額占GDP的比重來表示，該數(shù)值越大，表示政府的財政壓力也越大。

三、實證結果與分析

1.基本結果

表2給出了普通最小二乘法、固定效應模型和隨機效應模型的估計結果。發(fā)展戰(zhàn)略TCI的估計系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，由此可知，本文提出的理論假說1成立。通過逐步加入控制變量、地區(qū)固定效應和時間固定效應可以在一定程度上說明本文估計結果的可靠性。通過Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)采用固定效應模型更加符合模型，因此以第(4)列的估計結果為例。變量TCI的估計系數(shù)為0.002 6，且在統(tǒng)計上顯著，表明在其他條件不變的情況下，一個地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略提高一個單位，會使得能源消費強度提高0.002 6%。

從其他控制變量來看，能源消費強度存在顯著的時間慣性效應，即上期的能源消費強度越高，當期的能源消費強度也傾向于越高；隨著人均GDP的增加，能源消費強度呈現(xiàn)下降趨勢；汽車保有量、城市化水平、產(chǎn)業(yè)結構和FDI對能源消費強度具有顯著的正向影響；能源價格的估計系數(shù)顯著為負，表明在其他條件不變時，提高能源價格上漲1%大約能使能源消費強度下降0.080 5%；但是，技術進步和對外開放度的估計系數(shù)未能通過顯著性檢驗。

2.內(nèi)生性問題處理

盡管上述基本結果采用雙固定效應模型驗證了前文提出的理論假說1，但未考慮模型潛在的內(nèi)生性問題，也有可能造成估計結果的偏誤。本文潛在的內(nèi)生性問題可能來源于兩個方面：一是核心解釋變量發(fā)展戰(zhàn)略(TCI)的度量，以技術選擇指數(shù)作為TCI的代理變量，事實上該指標反映的是發(fā)展戰(zhàn)略的結果，尤其是當?shù)貐^(qū)實現(xiàn)違背比較優(yōu)勢的重工業(yè)趕超戰(zhàn)略時，該指標的數(shù)值較大，因此很大程度上具有內(nèi)生性；二是遺漏變量，影響能源消費強度的因素眾多，盡管本文已經(jīng)選取了多個重要的經(jīng)濟變量，但難免也遺漏了其他因素。

為此，本文將發(fā)展戰(zhàn)略作為內(nèi)生變量，以其一階滯后項作為工具變量，采用廣義矩估計來解決模型潛在的內(nèi)生性問題。表3和表4的第(1)列和第(2)列匯報了相應的估計結果，前者未考慮時間和地區(qū)固定效應，后者考慮了時間和地區(qū)固定效應，發(fā)展戰(zhàn)略(TCI)的系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，表明當?shù)貐^(qū)發(fā)展戰(zhàn)略違背比較優(yōu)勢程度越高時，會增加能源消費強度。

表2 發(fā)展戰(zhàn)略對能源強度的影響：基準回歸

表3 內(nèi)生性問題的處理

此外，也通過尋找合適的工具變量來緩解這一問題，采用“離受威脅地最短距離”作為發(fā)展戰(zhàn)略的工具變量，即各地區(qū)省會城市離北部邊界線、東部海岸線和南部海岸線的最短距離[30]，利用谷歌地圖可測算30個省市區(qū)省會城市離受威脅地的最短距離。該變量滿足工具變量的兩個特征，一方面是因為其數(shù)值越大，表示離受威脅地最短距離越遠，如陜西、四川和重慶等地成為“三線建設”時期重工業(yè)的發(fā)展重地，發(fā)展戰(zhàn)略違背比較優(yōu)勢。進一步通過離受威脅地最短距離與發(fā)展戰(zhàn)略的散點圖(圖6)可知，離受威脅地最短距離與發(fā)展戰(zhàn)略呈現(xiàn)正相關，滿足了工具變量的相關性；另一方面，各個地區(qū)的省會城市距離北部邊界、東部海岸線和南部海岸線的最短距離由地理條件所決定，從而滿足了工具變量的外生性。表3第(3)列和第(4)列匯報了以“離受威脅地最短距離”作為TCI的工具變量，F(xiàn)值檢驗均大于10，表明了該工具變量的有效性，從發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度的影響系數(shù)看，其系數(shù)均顯著為正，再次表明了違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略對降低地區(qū)能源消費強度起到消極作用，驗證了前文的理論假說1。

表4 內(nèi)生性問題第一階段回歸結果

圖6 離受威脅地最短距離與地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略

3.穩(wěn)健性檢驗

在進行內(nèi)生性分析以后，下文進一步從發(fā)展階段差異性、變量的時間效應和空間溢出效應等方面對研究假說進行穩(wěn)健性檢驗。首先，基于新結構經(jīng)濟學的相關理論，給定時點要素稟賦結構決定具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)結構，而不同的產(chǎn)業(yè)能源消耗也不同，并進一步從前文的特征性事實也可以看出中國東、中、西部的發(fā)展戰(zhàn)略呈現(xiàn)階段性差異，由此按照國家統(tǒng)計局對東、中、西部的分類對其進行異質性檢驗。表5第(1)～(3)列為相應的估計結果，可以看出，東部地區(qū)的TCI系數(shù)顯著為負，其中的解釋在于東部地區(qū)TCI的均值為1.44，基本位于1的附近，事實上TCI是一種技術選擇指數(shù)，刻畫的是一個地區(qū)工業(yè)的趕超行為，當指數(shù)越趨近于1的時候，表明采用的是遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，從東部TCI的估計系數(shù)可知遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略有助于降低能源消費強度；中部地區(qū)TCI的估計系數(shù)為0.005 5，但是統(tǒng)計上不顯著；西部地區(qū)TCI的估計系數(shù)為0.016 2，并且在10%的水平上顯著，從東、中、西部的比較來看，西部地區(qū)的TCI指數(shù)最高，并且遠遠大于1，表明西部地區(qū)一定程度上采用了違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，從而增加了能源消費強度。綜上可知，在其他條件不變時，地區(qū)采用遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略則有助于降低能源消費強度，反之，地區(qū)采用違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略則增加了能源消費強度。

表5 穩(wěn)健性檢驗

其次，本文的研究樣本窗口期為1995—2019年，涵蓋了“九五”到“十三五”，國家在每一階段對能源消費強度的要求有所不同，單位GDP能源消耗強度指標從“九五”到“十三五”的目標分別是22.73%、20%、16%、和15%，從此可知，“十一五”以后對能源消費強度的降低指標有所減緩，所以將樣本分為1995—2005年，2006—2019年兩個階段，前者為強規(guī)制階段，后者為弱規(guī)制階段。如表5第(4)列和第(5)列所示，在強規(guī)制階段，TCI的估計系數(shù)為正，但是統(tǒng)計上不顯著，在弱規(guī)制階段，TCI的估計系數(shù)顯著為正，這表明發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度的影響受政府規(guī)制強度的影響，換言之，在政府致力于降低能源消費強度的時候，可能會增加對能源治理的資金投入，一定程度上削弱了發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度的不利影響，而在政府放松對能源消費強度的監(jiān)管時，發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度的影響開始凸顯。

最后，考慮到一個地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略可能會影響其他地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略，發(fā)展戰(zhàn)略的空間依賴性，與勞動力、資本等生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動有密切聯(lián)系。發(fā)展戰(zhàn)略的空間相關性意味著不同地區(qū)的經(jīng)濟產(chǎn)出和能源消費也存在空間相關性。由此，一個地區(qū)的能源強度不僅受自身發(fā)展戰(zhàn)略的影響，而且還可能受其他地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略的影響，特為了考察發(fā)展戰(zhàn)略的空間相關性及其對能源消費強度的影響，本文進一步設定空間計量模型進行穩(wěn)健性檢驗：

CEit=β1WCEit+β2TCIit+β3Zit+

θ1WTCIit+θ2WZ+μi+εit

(6)

式中：W為空間權重矩陣。模型(6)是空間杜賓模型(SDM)，同時考慮了被解釋變量和解釋變量的空間相關性，其中空間權重采用地理距離和經(jīng)濟距離兩種方式，前者是省會城市間的最近距離，后者是省份人均GDP均值之差。表6匯報了相應的估計結果。其中第(1)列—第(3)列采用地理距離，第(4)列、第(5)列采用經(jīng)濟距離，分別基于地區(qū)固定效應、時間固定效應和雙固定效應模型。ρ的系數(shù)顯著為正，說明地區(qū)能源消費強度存在空間的相關性，即總體上某地區(qū)的能源消費強度與地理上乃至經(jīng)濟上相鄰地區(qū)的能源消費強度呈現(xiàn)正相關關系[注]除了表6第(1)列和第(5)列，其余估計結果中被解釋變量的空間效應ρ的系數(shù)均顯著為正。。本文的核心解釋變量發(fā)展戰(zhàn)略TCI的估計系數(shù)均顯著為正，表明了違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略不僅增加了地區(qū)能源消費強度，而且還會通過空間關聯(lián)性提高能源消費強度。因此，從側面反映出要降低能源消費強度，有必要實行遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略。

表6 發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度的空間效應

四、影響機制探討

如前文所述，當一個地區(qū)采用違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略時，會對微觀企業(yè)、中觀產(chǎn)業(yè)結構和宏觀政府財政產(chǎn)生系統(tǒng)性影響，如降低企業(yè)自生能力、扭曲產(chǎn)業(yè)結構和增加政府財政壓力，為了進一步驗證這些可能的影響機制(研究假說2)，通過交互項來進行識別。

表7匯報了采用雙固定效應模型的回歸結果。第(1)列和第(2)列考察了發(fā)展戰(zhàn)略通過企業(yè)自生能力來影響能源消費強度，M1的估計系數(shù)顯著為正，表明一個地區(qū)的企業(yè)越是缺乏自生能力，那么能源消費強度就越高，當同時考慮地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略、企業(yè)自生能力以及二者的交互項以后，發(fā)現(xiàn)TCI和交互項的估計系數(shù)為正，但未能通過顯著性檢驗。因此，企業(yè)自生能力并不能完全解釋之前回歸發(fā)現(xiàn)的TCI對能源消費強度的正效應，在樣本區(qū)間內(nèi)，之所以沒有發(fā)現(xiàn)企業(yè)自生能力機制，一種可能的原因是，國有企業(yè)大多是上游產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)特性不僅是資本密集型，而且也是能源密集型的，因此，從全局來看，國有企業(yè)占比的作用稀釋了發(fā)展戰(zhàn)略對地區(qū)能源消費強度的影響，從而造成TCI的估計系數(shù)為正但是不顯著；第(3)和第(4)列考察了發(fā)展戰(zhàn)略通過產(chǎn)業(yè)結構扭曲對能源消費強度產(chǎn)生不利影響，M2的估計系數(shù)顯著為正，表明在其他條件不變下，產(chǎn)業(yè)結構扭曲程度每增加1個單位，則能源消費強度就增加0.27%，當同時考慮產(chǎn)業(yè)結構扭曲、TCI和二者的交互項時，發(fā)現(xiàn)三個變量的估計系數(shù)均顯著為正，即TCI對能源消費強度的影響主要是通過扭曲產(chǎn)業(yè)結構來實現(xiàn)的；第(5)和第(6)列考察了發(fā)展戰(zhàn)略通過增加政府財政壓力來影響能源消費強度，M3的系數(shù)均顯著為正，表明當政府財政壓力每增加1%，則能源消費強度至少提升0.04%，這也較符合經(jīng)濟學直覺，當政府財政壓力增加時，用于能源效率提升的財政資金減少，一定程度上對能源消費強度的降低產(chǎn)生不利影響，同樣當同時考慮TCI、財政壓力與二者交互項時，發(fā)現(xiàn)三者的估計系數(shù)也顯著為正，表明當?shù)貐^(qū)采用違背比較優(yōu)勢的重工業(yè)趕超戰(zhàn)略時，會增加政府的財政赤字和能源消費強度，尤其是在實行趕超戰(zhàn)略時，政府需要大量補貼那些重工業(yè)，而這些重工業(yè)往往是能源密集型，從而增加了能源消費。綜上所述，驗證了本文的理論假說2。

表7 發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度影響的作用機制

五、結論和政策建議

當前，中國處于百年未有大變局的歷史時刻，面對氣候變化、環(huán)境風險挑戰(zhàn)、能源資源約束等日益嚴峻的全球問題，中國將采取更加有力的政策和措施，努力爭取2060年前實現(xiàn)碳中和。實現(xiàn)碳中和目標，建設綠色青山的美麗中國愿景給能源領域帶來了新的發(fā)展契機。本文全面考察了發(fā)展戰(zhàn)略對能源消費強度的影響與機制，首先利用技術選擇指數(shù)TCI來衡量發(fā)展戰(zhàn)略，測算了1995—2019年中國30個省市區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)，然后基于面板雙固定模型，考察了發(fā)展戰(zhàn)略對能源強度的影響與可能的機制。具體而言：第一，在樣本期內(nèi)，地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)總體上呈現(xiàn)下降趨勢，尤其是從2003年的2.356下降為2019年的1.679，表明發(fā)展戰(zhàn)略越來越趨向于符合比較優(yōu)勢，從東、中、西部來看，三大區(qū)域的發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)總體上也趨于下降，比較而言，西部地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)最高，其次是中部地區(qū)，東部地區(qū)最低；第二，面板雙固定效應估計表明，地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略越是違背比較優(yōu)勢，其能源消費強度越高。在選取“發(fā)展戰(zhàn)略滯后一期項”和“離受威脅地最短距離”作為發(fā)展戰(zhàn)略的外生工具變量后，上述結論依然成立；第三，考慮時間與空間異質性后研究發(fā)現(xiàn)，本文的研究假說在2006年以后(弱監(jiān)管)成立，并且對于西部地區(qū)的省份，其發(fā)展戰(zhàn)略若是違背當?shù)乇容^優(yōu)勢的程度越嚴重，那么，其能源消費強度也就越高。進一步，采用空間杜賓模型來識別考察發(fā)展戰(zhàn)略的空間相關性及其對能源消費強度的影響，研究表明違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略不僅增加了地區(qū)能源消費強度，而且還會通過空間關聯(lián)性提高能源消費強度；第四，根據(jù)機制檢驗的結果發(fā)現(xiàn)，違背比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略使得微觀企業(yè)缺乏自生能力，中觀產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生扭曲，宏觀政府財政壓力增大，從各個主體弱化了能源與環(huán)境治理能力，從而導致地區(qū)能源消費強度增加。

基于上述研究結論，本文得到重要的政策啟示。首先，遵循每個時點每個地區(qū)的比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略是降低能源消費強度的重要途徑。正如本文的機制檢驗所述，遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略，企業(yè)具有自生能力，在環(huán)境約束的條件下有足夠的能力實現(xiàn)節(jié)能減排，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構不斷完善與升級，盡快度過高耗能高碳排的階段，政府在財政收入上有保證，通過優(yōu)化財政支出結構，增加對環(huán)保的財政支出，建立起消除扭曲的調(diào)節(jié)機制，從而高效率的降低能源消費強度；其次，西部地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略指數(shù)和能源消費強度均比較高，由此未來政府應該將遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略調(diào)整的視角側重于西部地區(qū)，大力發(fā)展要素稟賦結構決定的具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，與前沿技術差距較大的產(chǎn)業(yè)中可以通過引進、消化與吸收的方式來實現(xiàn)創(chuàng)新，通過資本積累和技術進步，來有效降低能源消費強度；最后，穩(wěn)步降低能源消費強度的其他途徑包括汽車交通領域的改革，傳統(tǒng)燃油車的保有量是造成能源消費強度增加的一個影響因素，未來提高新能源汽車的市場份額是必然趨勢；在本文中能源價格驅動了能源消費強度的下降，未來能源價格的改革也是促進節(jié)能減排工作的重中之重。