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会员注册模型(3)中加入能源禀赋变量。由于我国能源消费结构中，煤炭的比例长期以来均保持在70%作用，我们用煤炭产量占消费量的比重作为能源禀赋的代理变量。能源禀赋的系数为负值但并没有通过10%的显著性检验，固定资产投资一次项与二次项系数的符号没有发生变化并依然显著。表面上看能源禀赋丰裕的地区如新疆、陕西、内蒙古和山西能源效率较低，但能源禀赋并非导致这一结果的根本原因。模型(4)的实证结果表明，固定资产投资的一次项与二次项系数未发生变化并且通过显著性检验，工业产值占GDP的比重对能源效率产生了显著负面影响，固定资产投资与能源禀赋的交互项显著为负，产业结构与能源禀赋的交互项则显著为正，政府财政支出占GDP的比重对能源效率的影响没有通过显著性检验。为了考察地域性因素对能源效率可能的影响，模型(5)去除不显著的政府财政支出占GDP的比重，加入西部地区虚拟变量和中部地区虚拟变量。虽然西部地区和中部地区虚拟变量对能源效率为负，但并不显著。进而，模型(6)将不显著的地区虚拟变量舍去，其中：固定资产投资一次项系数为10.07和-9.21，并分别通过1%和5%的显著性水平。工业产值占GDP的比重对能源效率的影响为-0.78，固定资产投资以及工业产值占GDP的比重与能源禀赋的交互项分别为-1.63和1.35，均通过相应的显著性检验。
表2 能源产出弹性的影响因素分析
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解释变量 |
模型 (1) |
模型 (2) |
模型 (3) |
模型 (4) |
模型 (5) |
模型 (6) |
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常数项 |
-0.455** (-2.22) |
-2.18*** (-2.99) |
-1.62* (-1.89) |
-1.64** (-2.17) |
-1.73** (-2.17) |
-1.91** (-2.66) |
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FI |
1.60*** (3.02) |
10.58*** (2.86) |
8.44* (2.00) |
9.55** (2.75) |
9.53** (2.59) |
10.07*** (2.89) |
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FI2 |
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-11.25** (-2.45) |
-8.99 * (-1.74) |
-8.15* (1.90) |
-8.71* (1.97) |
-9.21** (-2.17) |
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EN |
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-0.112 (-1.51) |
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IN |
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-0.99** (-2.34) |
-0.87* (-2.01) |
-0.78* (-2.03) |
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FI×EN |
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-1.66*** (-3.86) |
-1.54*** (-2.90) |
-1.63*** (-3.80) |
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IN×EN |
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1.41*** (3.34) |
1.32** (2.67) |
1.35*** (3.22) |
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FIS |
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-1.07 (-1.15) |
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WEST |
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-0.044 (-0.45) |
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CENTRAL |
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-0.049 (-0.61) |
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AR (1) |
0.489** (2.76) |
0.43** (2.57) |
0.37* (1.89) |
0.50** (2.38) |
0.524** (2.48) |
0.51** (2.52) |
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调整后的R2 |
0.204 |
0.347 |
0.376 |
0.582 |
0.54 |
0.57 |
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F检验值 |
4.46 |
5.78 |
5.07 |
6.36 |
4.96 |
7.07 |
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D－W值 |
2.04 |
1.74 |
1.62 |
1.89 |
1.85 |
1.89 |
注：括号内为t值；*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。
我们对模型(6)的实证结果加以解读：
首先，工业占GDP比重越高能源越低，原因在于相对于第一产业、交通运输业和第三产业而言，工业能源强度最大，即从产业角度来看工业部门能源效率最低。
其次，工业产值比重与能源禀赋交互项系数显著为正，表明在能源禀赋一定的条件下，工业产值比重越高越有利于提高能源效率。市场分割是导致这一现象的内在原因，师博和沈坤荣[10]的研究认为在市场分割的背景下和面对分权的体制，地方政府出于政绩考虑会动用行政干预手段促进和保护本地区的工业化发展，因此在能源禀赋丰裕的地区，本地工业获取能源的机会成本相对较低，从而造成资源配置扭曲使能源效率受损。由于地方保护和市场分割，在分权体制下地方政府具有动用行政手段发展本地工业的激励，而地方政府的干预行为造成了产业结构趋同，进而地区间相互牵制难以实现规模经济这在一定程度上又会妨碍能源效率的提高。因此，在能源禀赋一定的条件下工业比重越高越有利于提升能源效率。
再次，固定资产投资一次项系数和二次项系数分别为10.07和-9.21(分别通过1%和5%的显著性检验)，反映在图形上固定资产投资与能源效率呈倒U形关系，即能源效率随经济资本化水平的提高先上升后下降。对此，我们的解释是，在经济资本化的初始阶段，固定资产投资占GDP比重上升具有更为强烈的体现型技术进步特征，进而提升能源效率。在中国式分权治理模式和预算软约束的相互作用下，政府主导的投资会偏向基本建设支出；[11]钢材、水泥和电解铝等高耗能产业的快速发展又会降低能源效率。
最后，固定资产投资与能源禀赋的交互项显著为负，即能源禀赋一定的条件下固定资产投资占GDP的比重越高对能源效率构成的负面影响越大。这一点印证了“资源诅咒”命题，能源禀赋越丰裕的地区，在经济资本化的作用下出现资源资本化，由于不可再生能源的稀缺性与旺盛的能源需求放大了能源价格上升的预期，即对能源未来现金流贴现定价提高，进而导致投资大量涌向能源开采和加工产业。由于这类产业能源效率较低，造成了对能源效率的负面影响。在上述作用机制下，资源富集区私人投资被挤出、包括制造业在内的非资源开采加工产业获取经济资源的渠道趋于紧缩。因此，资源过度开采、污染严重、创新能力不足已成为这类地区的“通病”。
三、结论
从省际层面分析，能源消费与经济增长存在长期稳定关系，在短期经济增长拉动了能源消费，在长期能源消费与经济增长之间存在双向因果关系，“能源中性”假说在中国并不成立。FMOLS方法所测算省际能源产出弹性差异较大，隐含的信息表明各地区能源效率不尽相同，各省、市、自治区均以统一的年均5%的速度实施节能减排战略缺乏现实基础。、
从中国经济发展模式和运行机理的宏观视角分析，由于经济资本化的作用能源效率随固定资产投资占GDP的比重先上升后下降，在中国式分权模式下能源禀赋丰裕地区投资会向能源工业聚集，诱发“资源诅咒”使得能源效率下滑。为增长而挖掘和重估各项经济资源价值的模式不利能源效率的改进。因此，行之有效地节能减排战略应从根本上转变投资驱动型的经济增长发生，严防资源资本化造成的经济泡沫及对能源效率的负面冲击。
基金项目：教育部人文社科研究青年项目(新疆项目)“我国能源资源合理开发利用与国家能源安全研究”(项目编号：10XJJC790003)、西北大学科研启动基金项目“节能减排动力机制研究”和新疆人文社科重点研究基地新疆创新管理研究中心项目“中国能源效率改进的增长绩效研究”(010112B01)资助。
注释：
①限于篇幅我们未报告变量的单位根检验、协整检验以及后文中的能源产出弹性数据，感兴趣的读者可与作者联系。
[1]Lee Chien - Chiang, Chang Chun -
[2]单豪杰.中国资本存量K的再估算：1952-2006[J].数量经济技术经济研究，2008(10).
[3]王兵，吴延瑞，颜鹏飞.环境管制与全要素生产率：APEC的实证研究[J].经济研究，2008(5).
[4]Levine, A., Lin, C.F.,
[5]Im, K.S., Pesaran, M.H., Shin, Y. Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels [J]. Journal of Econometrics, 2003, 115.
[6]Breitung, J. The Local Power of Some Unit Root Tests for Panel Data [J]. In: Baltagi, B., Fomby, T.B.,Hill, R.C. (Eds.), Advances in Econometrics: Nonstationary Panels, Panels Cointegration and Dynamic Panels, 2000, 15.
[7]Pedroni, P. Critical values for cointegration tests in heterogeneous panels with multiple regressors [J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 1999, 61.
[8]吕冰洋.中国资本积累的动态效率：1978-2005[J].经济学家，2008(1).
[9]中国经济增长与宏观稳定课题组.资本化扩张与赶超型经济的技术进步[J].经济研究，2010(5).
[10]师博，沈坤荣.市场分割下的中国全要素能源效率[J].世界经济，2008(9).
[11]方红生，张军.中国地方政府竞争、预算约束与扩张偏向的财政行为[J].经济研究，2009(12).
责任编辑：夏雨