中國能源消費(fèi)強(qiáng)度影響因素分析

□文/李　倩　于婧洋

（1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)遼寧·大連；2.南昌大學(xué)江西·南昌）

中國能源消費(fèi)強(qiáng)度影響因素分析

□文/李倩1于婧洋2

（1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)遼寧·大連；2.南昌大學(xué)江西·南昌）

［提要］本文基于2012年我國30個(gè)省市的截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量方法研究我國能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響因素，研究結(jié)果表明：空間滯后模型中空間滯后效應(yīng)明顯，能源消費(fèi)強(qiáng)度在省域之間形成顯著空間擴(kuò)散效應(yīng)。第二產(chǎn)業(yè)比重、煤炭消費(fèi)所占比重、R&D經(jīng)費(fèi)支出以及政府財(cái)政支出是影響我國能源消費(fèi)強(qiáng)度的主要因素。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是能源消費(fèi)強(qiáng)度難以降低的重要原因；技術(shù)進(jìn)步可以顯著降低能源消費(fèi)強(qiáng)度；適當(dāng)減少政府財(cái)政支出有利于降低能源消費(fèi)強(qiáng)度。

能源消費(fèi)強(qiáng)度；影響因素；空間計(jì)量模型

收錄日期：2015年7月21日

一、問題提出

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)得到了全面、高速、持續(xù)發(fā)展，GDP以年均9.8%的增長率增長，成為世界上發(fā)展最快的國家。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國的能源消耗量也大幅度提升，2010年已成為全球第一大能源消費(fèi)國。我國在“十二五”規(guī)劃中明確提出了節(jié)能減排的具體目標(biāo)。國外學(xué)者對能源消費(fèi)的研究起步較早，由于經(jīng)濟(jì)體制的限制，國內(nèi)學(xué)者在改革開放后才逐步開始對能源問題的研究。目前，學(xué)術(shù)界主要從以下幾個(gè)方面研究能源消費(fèi)強(qiáng)度問題：

（一）能源消費(fèi)強(qiáng)度總體趨勢研究。由于數(shù)據(jù)和研究方法的選取不同，因此國內(nèi)外學(xué)者對于我國能源消費(fèi)強(qiáng)度的趨勢存在不同的判斷。Ma and Stern（2008）利用中國1980～2003年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)考察了我國能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化趨勢，發(fā)現(xiàn)1978～2000年之間呈現(xiàn)下降趨勢，2000年后又開始回升。但是，對于2000年是否是我國能源消費(fèi)強(qiáng)度變化的拐點(diǎn)，依然存在爭議。Liao et al.（2007）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)從2003年起我國的能源消費(fèi)強(qiáng)度才開始上升，章爽（2013）也持相同觀點(diǎn)。王安建和王高尚（2010）的研究表明各國能源消費(fèi)強(qiáng)度在每個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段呈現(xiàn)不同的變化趨勢，但是隨著工業(yè)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，每個(gè)國家能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化基本上都呈現(xiàn)“U”形分布。馬小微（2007）的研究結(jié)果表明1953～2005年間，中國能源消費(fèi)強(qiáng)度變化與環(huán)境庫茲涅茨曲線較為吻合。類似結(jié)論還有史丹（2002）、余甫功（2007）、張建文和劉學(xué)之（2010）。

（二）能源消費(fèi)強(qiáng)度影響因素。諸多學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步等多個(gè)角度考察了經(jīng)濟(jì)因素對我國能源消費(fèi)的強(qiáng)度影響，并得出了有價(jià)值的結(jié)論。Garbaccio et al.（1999）用投入-產(chǎn)出模型創(chuàng)建了能源消費(fèi)強(qiáng)度指數(shù)，分析了1978～1995年中國能源消費(fèi)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)革新是中國能源消費(fèi)強(qiáng)度變化的主要因素。Perry（2011）運(yùn)用異質(zhì)面板回歸技術(shù)分析發(fā)展中國家的城市化和工業(yè)化對能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響，研究發(fā)現(xiàn)收入提高可以降低能源消費(fèi)強(qiáng)度，而工業(yè)化會(huì)使能源消費(fèi)強(qiáng)度提高。劉滿平（2006）分析我國近年來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的特點(diǎn)及所面臨的能源供給約束，并從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與能源供給相協(xié)調(diào)的角度出發(fā)，提出能源發(fā)展戰(zhàn)略及產(chǎn)業(yè)調(diào)整政策。但是，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的思路沒有細(xì)化，只是泛泛而談?wù){(diào)整重工業(yè)輕工業(yè)比重、國有經(jīng)濟(jì)比重等，同時(shí)缺少對各省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異的考慮。關(guān)于能源消費(fèi)強(qiáng)度和FDI的關(guān)系，部分學(xué)者認(rèn)為“FDI的規(guī)模對能源消費(fèi)強(qiáng)度具有負(fù)效應(yīng)”（Mielnik and Goldemberg，2002；齊紹洲和云波，2009），持否定態(tài)度的學(xué)者有Huble and Keller（2009）。

結(jié)構(gòu)因素、技術(shù)因素和對外貿(mào)易因素是國內(nèi)外學(xué)者在研究能源消費(fèi)強(qiáng)度問題上經(jīng)常考慮的指標(biāo)。大多數(shù)學(xué)者得出了能源消費(fèi)強(qiáng)度的相同影響因素，本文在總結(jié)前人研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國的具體實(shí)際，增加了政府支出這個(gè)變量，希望在回歸結(jié)果上更有說服力。

（三）能源消費(fèi)強(qiáng)度區(qū)域差異研究。近年來，國內(nèi)學(xué)者對我國能源消費(fèi)強(qiáng)度區(qū)域差異的研究開始關(guān)注，但是大多數(shù)研究只停留在表層階段，粗略的劃分出能源高耗區(qū)和能源低耗區(qū)，研究方法局限于面板數(shù)據(jù)、省際因素分解等模型。國涓等（2009）運(yùn)用聚類分析方法將中國各省市劃分成高增長高能耗、低增長高能耗、低增長低能耗和高增長低能耗4個(gè)區(qū)域，并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析與誤差修正模型，對影響各區(qū)域能源消費(fèi)強(qiáng)度的長、短期因素進(jìn)行實(shí)證分析。目前，運(yùn)用空間計(jì)量方法系統(tǒng)地研究中國能源消費(fèi)強(qiáng)度相關(guān)問題的文獻(xiàn)較少，部分文章在數(shù)據(jù)的全面性和方法的正確性方面還存在欠缺。張賢和周勇（2007）曾利用空間自相關(guān)和空間回歸模型，發(fā)現(xiàn)FDI具有顯著的空間溢出效應(yīng)，對本地區(qū)和周邊地區(qū)能源消費(fèi)強(qiáng)度的降低具有明顯的作用。宋馬林等（2012）采用LISA統(tǒng)計(jì)分析空間聚集和擴(kuò)散模式，結(jié)合Moran's I和Geary's C方法，對這88個(gè)地市產(chǎn)業(yè)發(fā)展所處的狀態(tài)進(jìn)行綜合判斷并進(jìn)行相關(guān)預(yù)測。姜磊和季民河（2012）利用Moran散點(diǎn)圖分析得出我國能源強(qiáng)度存在空間集聚效應(yīng)，但是其沒有建立空間計(jì)量模型。袁梁和王軍（2011）研究表明我國能源消費(fèi)強(qiáng)度存在顯著的空間相關(guān)性，并建立相應(yīng)的空間計(jì)量模型，但是他們的研究沒有進(jìn)行殘差的空間相關(guān)性檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)等，模型的正確性不能保證，所以需要做進(jìn)一步的分析。類似的研究還有闞大學(xué)和羅良文（2010）、吳玉鳴（2012）。本文在綜合國內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，利用空間計(jì)量方法對我國能源消費(fèi)強(qiáng)度的空間相關(guān)性及影響因素進(jìn)行更加全面系統(tǒng)的分析。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）變量定義。作為復(fù)雜經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的一個(gè)指標(biāo)，能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化以及中國經(jīng)濟(jì)最終能耗水平的形成實(shí)際是多種因素綜合作用的結(jié)果，從這個(gè)意義上講，技術(shù)變化、市場化水平、政府規(guī)制、產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式等經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的諸多方面都直接或間接影響著能源投入的多少以及產(chǎn)出水平的高低，并最終通過能耗強(qiáng)度的變化而表現(xiàn)出來。綜合相關(guān)文獻(xiàn)的分析，本文選取以下幾個(gè)指標(biāo)作為能源消費(fèi)強(qiáng)度水平的影響因素。

1、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響能源消費(fèi)的一個(gè)重要因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是衡量一國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是否合理的關(guān)鍵因素，不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)對能源消費(fèi)產(chǎn)生不同的影響，進(jìn)而影響能源消費(fèi)強(qiáng)度高低。本文產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占生產(chǎn)總值的比重以及第三產(chǎn)業(yè)增加值占生產(chǎn)總值的比重來表示，變量代碼為SE和TH。

2、能源結(jié)構(gòu)。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)反映的是能源消費(fèi)中各種能源的比例關(guān)系問題，是衡量國家和地區(qū)發(fā)展方向和程度的重要指標(biāo)之一。我國特殊的資源稟賦和能源消費(fèi)習(xí)慣決定了煤炭、石油在我國能源消費(fèi)中的絕對比重，而新能源、清潔能源的發(fā)展會(huì)有效降低能源消費(fèi)強(qiáng)度。本文選取煤炭消費(fèi)總量占能源消費(fèi)總量的比重來表示能源結(jié)構(gòu)，變量代碼為MT。

3、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也是影響能源消費(fèi)強(qiáng)度的一個(gè)重要因素。能源消費(fèi)強(qiáng)度等于能源消費(fèi)總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值，兩者增加的幅度和速度不同會(huì)對能源消費(fèi)強(qiáng)度產(chǎn)生不同的影響。本文經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用各省的人均生產(chǎn)總值來表示，變量代碼為GDP。

4、技術(shù)進(jìn)步。科技投入帶來的技術(shù)進(jìn)步對于降低能源消費(fèi)強(qiáng)度有著積極的作用。技術(shù)進(jìn)步可以有效提高生產(chǎn)效率，并且可以在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相同的條件下降低能源消費(fèi)強(qiáng)度。科研經(jīng)費(fèi)的投入是影響能源利用效率的重要因素，也是節(jié)能降耗的根本途徑。Keller（2002）認(rèn)為，R&D投入越多，有效的研發(fā)勞動(dòng)也越多，對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)能力也越強(qiáng)，R&D有利于促進(jìn)知識(shí)和技術(shù)的外溢。本文選取R&D經(jīng)費(fèi)支出代表技術(shù)進(jìn)步，變量代碼為R&D。

5、外商直接投資。首先，外國直接投資會(huì)帶來先進(jìn)的技術(shù)，從而促進(jìn)中國企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，提高能源效率，降低能源消費(fèi)強(qiáng)度水平；其次，外商直接投資也會(huì)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整來影響能源消費(fèi)強(qiáng)度。張賢和周勇（2007）從空間效應(yīng)因素驗(yàn)證了外商直接投資對能源效率的影響。因此，預(yù)期外商直接投資會(huì)促進(jìn)能源消費(fèi)強(qiáng)度的降低。本文用各個(gè)省的外商投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示外商直接投資，變量代碼為FDI。

6、政府影響力度。政府影響力可以制約市場化程度的加深，國家的各種政策對能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響還是很大的。政策的側(cè)重點(diǎn)不同將直接關(guān)系到經(jīng)濟(jì)發(fā)展領(lǐng)域的不同，進(jìn)而導(dǎo)致不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、不同地區(qū)發(fā)展目標(biāo)，這些都會(huì)引起能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化。本文政府影響力選取的是財(cái)政支出占生產(chǎn)總值的比重，變量代碼為CZ。

（二）數(shù)據(jù)來源。文中數(shù)據(jù)來自于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒2013》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2013》等，部分西藏?cái)?shù)據(jù)來源于《西藏自治區(qū)能源發(fā)展“十二五“規(guī)劃》，數(shù)據(jù)為2012年截面數(shù)據(jù)。為了消除異方差現(xiàn)象，本文對R&D經(jīng)費(fèi)支出、人均地區(qū)生產(chǎn)總值等指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行了對數(shù)化處理。

（三）模型設(shè)定。國內(nèi)外學(xué)者對于能源消費(fèi)強(qiáng)度的研究多從全局來入手，忽略了區(qū)域性差異因素。然而，在地大物博的中國，地區(qū)之間發(fā)展不均衡，引入空間因素到相關(guān)研究中是十分必要的。因此，本文采用空間計(jì)量方法，建立能源消費(fèi)強(qiáng)度影響因素的空間計(jì)量模型，包括空間滯后模型和空間誤差模型。

1、空間滯后模型。空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）主要是探討各變量在某一地區(qū)時(shí)有擴(kuò)散現(xiàn)象（溢出效應(yīng)）。其模型表達(dá)式為：

式（1）中，EI為因變量；SE、TH、MT、GDP、R&D、FDI和CZ為變解釋量；ρ為空間回歸系數(shù)；W為n×n階的空間權(quán)值矩陣，一般用鄰接矩陣（Conti-guity Matrix）；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量；參數(shù)β分別反映了解釋變量對因變量的影響，空間滯后因變量WEI是一個(gè)內(nèi)生變量，反映了空間距離對區(qū)域行為的作用。

2、空間誤差模型。若地區(qū)間的相互作用因所處的相對位置不同而存在差異，則需要采用空間誤差模型。空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）的模型形式為：

其中，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量，λ為n×1階的截面因變量向量的空間誤差系數(shù)，μ為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量。SEM中參數(shù)β分別反映了解釋變量對因變量的影響。參數(shù)λ衡量了樣本觀察值中的空間依賴作用，即相鄰地區(qū)的觀察值EI對本地區(qū)觀察值EI的影響方向和程度。存在于擾動(dòng)誤差項(xiàng)之中的空間依賴作用，度量了鄰近地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀察值的影響程度。

圖1　2012年我國能源消費(fèi)強(qiáng)度M oran散點(diǎn)圖

圖2　2012年我國能源消費(fèi)強(qiáng)度局部空間集聚地圖

三、空間計(jì)量模型實(shí)證分析

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。應(yīng)用空間計(jì)量方法首先要檢驗(yàn)我國能源消費(fèi)強(qiáng)度是否存在空間相關(guān)性。本文自相關(guān)統(tǒng)計(jì)量采用的是Moran's I，選用的是rook一階、二階和三階空間權(quán)值矩陣。檢驗(yàn)結(jié)果如下。（表1）

表1中Rook1、Rook2、Rook3依次為rook一階、二階、三階空間權(quán)值矩陣。從表1可知，能源消費(fèi)強(qiáng)度一階權(quán)值矩陣的Moran's I通過1%顯著性水平的檢驗(yàn)，并且Moran's I的值為0.3838，說明能源消費(fèi)強(qiáng)度存在明顯的空間自相關(guān)。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，權(quán)值矩陣所選的階數(shù)越高，Moran's I值越低，說明能源消費(fèi)強(qiáng)度的空間相關(guān)性符合地理學(xué)第一定理，即各個(gè)地區(qū)的空間聯(lián)系隨著空間距離的增大而呈現(xiàn)降低的趨勢。因此，在空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析中選擇rook一階空間權(quán)值矩陣。

為了更直觀地展示出我國能源消費(fèi)強(qiáng)度不同省份的集聚類型，本文給出了中國各省能源消費(fèi)強(qiáng)度2012年我國能源消費(fèi)強(qiáng)度的Moran散點(diǎn)圖和局域空間自相關(guān)LISA集聚圖，參見圖1和圖2。（圖1、圖2）

表1　Moran's I檢驗(yàn)結(jié)果

表2　解釋變量多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

表3　普通最小二乘估計(jì)結(jié)果

表4　Lagrange乘數(shù)判斷的結(jié)果

Moran散點(diǎn)圖是以能源消費(fèi)強(qiáng)度的原始值為橫坐標(biāo)，以空間滯后值為縱坐標(biāo)。從Moran散點(diǎn)圖中可以看出我國多數(shù)省份分布在第一象限和第三象限。圖2的LISA集聚圖紅色區(qū)域表示高-高集聚地區(qū)，表示該區(qū)域自身和周邊地區(qū)的水平均較高，存在較強(qiáng)的空間正相關(guān)，包括內(nèi)蒙古、甘肅、新疆、西藏和青海；深藍(lán)色區(qū)域表示低-低集聚地區(qū)，表示該區(qū)域和它周圍的其他區(qū)域都是低水平的區(qū)域，包括江蘇、浙江、上海、廣東等地方；淺藍(lán)色區(qū)域表示低-高集聚地區(qū)，表示高水平的區(qū)域包圍著一個(gè)低水平的區(qū)域。該區(qū)域的水平與周圍鄰居相比是比較低的，意味著該區(qū)域的空間差異的程度是比較大的，存在較強(qiáng)的空間負(fù)相關(guān)，包括四川和海南。

通過以上空間效應(yīng)檢驗(yàn)可以看出，總體來看我國省際能源消費(fèi)強(qiáng)度以第一象限L-L、第三象限H-H型為主，表示我國能源消費(fèi)強(qiáng)度存在明顯的空間集聚和空間依賴性。

（二）空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果。經(jīng)典的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型假設(shè)空間是均質(zhì)的，而空間自相關(guān)性是客觀存在的，空間效應(yīng)會(huì)使得普通最小二乘估計(jì)無效（Anselin，1988；LeSage and Pace，2009）。因此，需要建立空間計(jì)量模型來克服普通最小二乘法無法解決的空間依賴效應(yīng)。但為了與空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型結(jié)果進(jìn)行對比，本節(jié)先采用普通最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，然后再建立相關(guān)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。

由于變量之間可能存在多重共線性，建立模型之前，首先通過計(jì)算出6個(gè)解釋變量的方差膨脹因子（VIF）來檢驗(yàn)多重共線性。（表2）

從表2可以看出，選取的6個(gè)解釋變量方差膨脹因子的值都小于5，所以可知解釋變量之間不存在多重共線性，可以用來建立相關(guān)的模型。

1、經(jīng)典最小二乘回歸模型估計(jì)結(jié)果。通過建立OLS得出相關(guān)結(jié)果如表3所示。（表3）

從經(jīng)典最小二乘模型中，可以知道擬合優(yōu)度為0.6935，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為9.05156，模型整體也通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，因此模型的擬合程度很好。解釋變量MT、SE在10%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，解釋變量INRD、CZ在5%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，而INGDP、FDI沒有通過檢驗(yàn)。

通過最小二乘法同時(shí)得到Lagrange乘數(shù)判斷的結(jié)果，以下檢驗(yàn)結(jié)果可以作為如何選擇空間模型的參考，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。（表4）

診斷結(jié)果中給出了5個(gè)Lagrange乘數(shù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。從表4可以得出，Lagrange multiplier（lag）通過了檢驗(yàn)，而Lagrange multiplier（error）未通過檢驗(yàn)，可以理論上推出空間滯后模型比空間誤差模型更合適。但這并不是絕對的檢驗(yàn)方法，具體選擇建立哪個(gè)模型，還需要結(jié)合兩個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果比較，以及根據(jù)與經(jīng)典的最小二乘模型的比較結(jié)果來決定。

2、空間模型估計(jì)結(jié)果。本文采用空間統(tǒng)計(jì)軟件GeoDa095i建立空間模型，空間鄰接矩陣選取一階鄰近矩陣，估計(jì)方法為極大似然估計(jì)。為了選擇合適的計(jì)量模型，本文列出了空間滯后模型和空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果，并將其進(jìn)行對比分析。（表5）

從空間模型的估計(jì)結(jié)果來看，空間滯后模型的ρ均通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，因此空間滯后模型是成立的。模型中第二產(chǎn)業(yè)比重、煤炭消費(fèi)比重、R&D經(jīng)費(fèi)支出、財(cái)政支出通過了10%顯著性水平檢驗(yàn)，地區(qū)生產(chǎn)總值和外商直接投資沒有通過檢驗(yàn)；空間誤差模型的也通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，因此空間滯后模型也是成立的。模型中第二產(chǎn)業(yè)比重、煤炭消費(fèi)比重、R&D經(jīng)費(fèi)支出、財(cái)政支出及外商直接投資通過了10%顯著性水平檢驗(yàn)，只有地區(qū)生產(chǎn)總值沒有通過檢驗(yàn)。

表6空間滯后模型和空間誤差模型的Breusch-Pagan檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，模型均不存在異方差性。從兩個(gè)模型的殘差空間自相關(guān)性檢驗(yàn)來看，模型的殘差的Moran's I沒有通過檢驗(yàn)，所以不存在殘差空間自相關(guān)性，說明空間模型將殘差的空間相關(guān)性消除了。（表6、表7）

3、OLS、空間滯后模型與空間誤差模型對比。從表8可以看出相比OLS，空間計(jì)量模型的Log likelihood都有顯著增長，同時(shí)AIC、SC有所下降，表明空間模型估計(jì)結(jié)果更為穩(wěn)健。然而，綜合比較OLS、空間滯后模型和空間誤差模型的統(tǒng)計(jì)量，空間滯后模型不但比最小二乘法計(jì)量模型擬合的好，而且比空間誤差模型擬合的好。（表8）

結(jié)合Lagrange乘數(shù)檢驗(yàn)和表8的比較結(jié)果，本論文最后選擇空間滯后模型作為空間計(jì)量模型來說明能源消費(fèi)強(qiáng)度的相關(guān)影響因素，空間滯后模型為：

EI=-0.1220+0.4419WEI+0.0877SE+0.2231MT-0.3097INRD+0.2370CZ+ε

R2=0.7452Log likelihood=5.2457

AIC=5.5086SC=14.9805

（W為n×n階的空間權(quán)值矩陣）

從空間滯后模型各個(gè)解釋變量的彈性系數(shù)數(shù)值來看，與普通最小二乘估計(jì)的系數(shù)有所修正，因此可以說明考慮空間效應(yīng)的空間滯后模型的估計(jì)結(jié)果更為穩(wěn)健。空間滯后模型中第二產(chǎn)業(yè)增加值比重、煤炭消費(fèi)總量比重、各省科研經(jīng)費(fèi)投入、各省財(cái)政支出比重通過了檢驗(yàn)，下文將重點(diǎn)分析空間滯后模型中的這四個(gè)變量對能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響。

4、空間滯后模型結(jié)果分析

（1）能源消費(fèi)強(qiáng)度在省域之間形成顯著空間擴(kuò)散效應(yīng)。空間滯后模型的ρ十分顯著，說明了能源消費(fèi)強(qiáng)度在省域之間形成了空間擴(kuò)散（溢出）效應(yīng)，空間滯后效應(yīng)較強(qiáng)，也就是說相鄰兩個(gè)地區(qū)能源消費(fèi)強(qiáng)度互相產(chǎn)生影響。ρ值為0.4419，說明周圍地區(qū)能源消費(fèi)強(qiáng)度每增加1%，本地區(qū)能源消費(fèi)強(qiáng)度就會(huì)提高0.44%，空間滯后效果相當(dāng)明顯。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有利于降低能源消耗強(qiáng)度。各省第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，模型的回歸系數(shù)為0.0877，符號為正，與預(yù)期相同，并且在0.1的顯著性水平通過了檢驗(yàn)。說明能源消費(fèi)強(qiáng)度與第二產(chǎn)業(yè)所占比重存在正相關(guān)關(guān)系，即第二產(chǎn)業(yè)所占比重每增加1%，會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)強(qiáng)度增加0.09%。國家應(yīng)盡量優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，降低第二產(chǎn)業(yè)所占比重，增加第三產(chǎn)業(yè)比重，以降低我國能源消費(fèi)強(qiáng)度。

（3）能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)是制約能源消費(fèi)強(qiáng)度降低的重要原因。煤炭占能源消費(fèi)總量的比重代表能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，其在模型得到的回歸系數(shù)為0.2231，在5%顯著性水平下通過了檢驗(yàn)。回歸結(jié)果說明能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)強(qiáng)度的影響比較顯著，煤炭占能源消費(fèi)總量的比重每增加1%，就會(huì)使能源消費(fèi)強(qiáng)度增加0.22%。然而，由于資源稟賦的限制，我國以煤炭為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)短期內(nèi)不會(huì)有顯著變化，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重制約著能源消費(fèi)強(qiáng)度的下降。國家應(yīng)大力發(fā)展清潔能源，優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，逐步以新能源代替?zhèn)鹘y(tǒng)能源。

（4）技術(shù)進(jìn)步是降低我國能源消費(fèi)強(qiáng)度的關(guān)鍵因素。R&D經(jīng)費(fèi)支出代表技術(shù)進(jìn)步，由模型得到的回歸系數(shù)為-0.3297，符號與預(yù)期相同，并在5%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明，技術(shù)的進(jìn)步，尤其是能源技術(shù)的進(jìn)步，對降低能源消費(fèi)強(qiáng)度有著至關(guān)重要的作用。所以，技術(shù)進(jìn)步是解決我國未來能源危機(jī)的一個(gè)重要的關(guān)鍵因素，可以強(qiáng)有力地降低能源消費(fèi)強(qiáng)度。

（5）財(cái)政支出的增長導(dǎo)致能源消耗強(qiáng)度上升。財(cái)政支出占GDP的比重代表政府影響力，由模型得到的回歸系數(shù)為0.2370，符號為正，在1%的顯著性水平通過了檢驗(yàn)。即財(cái)政支出所占比重增加1%，會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)強(qiáng)度增加0.24%，這就要求政府在合理的情況下應(yīng)盡量減少財(cái)政支出，適當(dāng)優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。

四、政策建議

（一）重視區(qū)域經(jīng)濟(jì)間相互影響。基于區(qū)域相關(guān)性的調(diào)整策略是指從區(qū)域經(jīng)濟(jì)受相關(guān)區(qū)域影響角度出發(fā)，制定區(qū)域發(fā)展政策時(shí)要考慮到受其他相鄰區(qū)域的經(jīng)濟(jì)影響，各省份制定的產(chǎn)業(yè)政策要有協(xié)同性，形成系統(tǒng)性的全國區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策。例如，我國西部大開發(fā)、東北工業(yè)振興等區(qū)域政策尤其要考慮對相鄰區(qū)域的影響，鄰近省份的產(chǎn)業(yè)政策、能源消費(fèi)強(qiáng)度變化。對于一個(gè)空間統(tǒng)計(jì)上表現(xiàn)為離群現(xiàn)象的省份，比如西北地區(qū)的陜西省，制定政策時(shí)要考慮到周邊省份能源消費(fèi)強(qiáng)度的負(fù)相關(guān)性，合理的調(diào)整政策力度。

表5　空間模型估計(jì)結(jié)果

表6　空間模型的異方差檢驗(yàn)

表7　空間模型的空間自相關(guān)檢驗(yàn)

表8　O LS、SLM、SEM模型的統(tǒng)計(jì)量比較結(jié)果

（二）調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，特別是工業(yè)部門的內(nèi)部結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是能源消費(fèi)強(qiáng)度下降的物質(zhì)基礎(chǔ)。就我國目前的發(fā)展階段來看，第二產(chǎn)業(yè)所占比重較大，重工業(yè)增長明顯加快。因此，要嚴(yán)格控制第二產(chǎn)業(yè)、工業(yè)和重工業(yè)的發(fā)展速度和規(guī)模，提高高耗能行業(yè)的進(jìn)入門檻，努力形成“低投入、低消耗、高效率”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。同時(shí)，合理地調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局，由以工業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向第三產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化也顯得尤為重要。

（三）優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。“以煤為主”的能源資源稟賦決定了長期以來我國“以煤為主”的能源消費(fèi)現(xiàn)狀，但由于煤炭利用技術(shù)不成熟，使得煤炭利用率較低，造成了能源浪費(fèi)和大量的廢棄排放。特別是那些資源稟賦豐裕的地區(qū)，應(yīng)該充分利用本地的資源優(yōu)勢，發(fā)展煤炭、石油深加工行業(yè)，提高煤炭的利用效率，降低能源消費(fèi)強(qiáng)度。此外，應(yīng)加大對新能源、清潔能源等領(lǐng)域的科技、人力、資金等方面的投入，不斷優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，采取多元化能源結(jié)構(gòu)的發(fā)展戰(zhàn)略，提高優(yōu)質(zhì)能源比重，努力實(shí)現(xiàn)能源工業(yè)的均衡發(fā)展。

（四）提高科技水平。實(shí)證分析表明技術(shù)的進(jìn)步對于降低能源消費(fèi)強(qiáng)度有著積極的作用。在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的過程中，新工藝、新技術(shù)都可以強(qiáng)有效地降低能源消耗的強(qiáng)度。所以，技術(shù)進(jìn)步可以有效提高生產(chǎn)效率，并且可以在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相同的條件下降低能源消費(fèi)強(qiáng)度。國家應(yīng)鼓勵(lì)科技的創(chuàng)新，加大科學(xué)技術(shù)研發(fā)方面的投入，從而提高能源利用效率，降低能源消費(fèi)強(qiáng)度；同時(shí)能源方面的科學(xué)技術(shù)進(jìn)步同時(shí)也會(huì)促進(jìn)新能源、清潔能源的發(fā)展，降低傳統(tǒng)能源使用規(guī)模，從而降低我國能源消費(fèi)強(qiáng)度。

（五）合理控制財(cái)政支出總量。我國目前以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，不可避免地會(huì)積極實(shí)施財(cái)政政策，而且在諸多領(lǐng)域都需要財(cái)政支出，因此盡管降低財(cái)政支出可以降低能源消費(fèi)強(qiáng)度，但是應(yīng)該合理控制財(cái)政支出，不能一味為了能源消費(fèi)強(qiáng)度的降低而影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展。此外，可以在財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)上加大控制力度。比如實(shí)證分析結(jié)果顯示R&D經(jīng)費(fèi)支出可以有效降低能源消費(fèi)強(qiáng)度，所以對于此類既能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長又能降低能源消費(fèi)強(qiáng)度領(lǐng)域，政府可以多投入一些，這就能在保證國家政策落實(shí)、維護(hù)政府控制力度的前提下，既促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，又降低我國能源消費(fèi)強(qiáng)度。

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