環境規制、偏向性技術進步與能源效率

葉紅雨，李奕杰

（上海理工大學 管理學院，上海 200093）

一、引 言

中國工業增長快速，但隨之而來的能源約束趨緊、環境污染嚴重的嚴峻形勢已威脅到可持續發展。盡管中國近年來的環境規制日益加強，但節能減排工作仍面臨挑戰，許多減排政策的節能效果不盡人意，環境負外部性沒有從根源上得到緩解?？紤]我國“富煤貧油少氣”的資源稟賦和經濟增長的慣性，提高能源效率是節能減排的現實要求，也是綠色發展的最佳方式［1］。同時，技術進步是實現能源效率提升的重要途徑［2］，環境規制的效應可以通過技術進步的偏向而對能源效率產生影響。

關于環境規制與能源效率關系的研究主要圍繞“波特假說”展開［3］，該假說認為，環境規制能夠激勵企業開展技術創新活動，并在長期提升生產效率、增強競爭力。目前的實證研究中，盡管大多數學者認為，技術創新可以由環境規制促進［4-6］，但能源效率能否隨之提高，現有研究仍未達成一致意見，存在正向作用［7］、無顯著作用［8］、負向作用［9］以及非線性門檻作用［10］等觀點。這些不同的結論表明，并不是所有的技術創新都具有積極的能源效應。

自“波特假說”提出以來，眾多研究不盡相同的實證結論不斷引發理論爭議，尤其是針對適用性的質疑：“波特假說”究竟是個別現象，還是普遍規律？Porter的案例研究方法可能缺乏一般性，因而“波特假說”或許能在某些情況下成立，但不能期望它在一般情況下都有效［11］。偏向性技術進步可以為環境規制的能源效應提供更一般的理論解釋：環境規制對能源效率的影響可以通過改變生產活動中使用能源要素和其他要素的比例，即偏向性技術進步來實現［12］?，F有研究普遍表明，技術進步在提高能源效率方面扮演主要角色，但進一步地，較少關注技術進步的要素偏向性在影響能源效率中的作用。為此，本文引入偏向性技術進步的觀點開展進一步探究。

近年來有關能源的偏向性技術進步研究主要有兩個方面：①技術進步偏向的判斷。廖茂林等（2018）發現能源要素的技術進步水平相對較低，并且能源偏向存在行業異質性［13］；董直慶等（2020）則認為我國技術進步的總體特征是資本使用與能源節約［14］。②技術進步偏向的影響因素。李小平等（2019）認為出口貿易、研發投入對中國各地區偏向性技術進步有負向影響，而FDI 有著正向影響［15］。相關研究主要在于宏觀經濟增長領域，基于企業這一微觀主體的機理分析有待進一步細化。

偏向性技術進步理論為評估環境規制的不同效應提供了可行的分析框架。環境規制可能是節能偏向性技術進步的誘發因素，有關研究對于引導技術進步的偏向性具有很強的政策含義。鑒于此，本文從環境規制的視角，對環境規制、技術進步與能源效率的作用機制進行規范研究，包括環境規制對偏向性技術進步的誘發機制、偏向性技術進步對能源效率的影響機制，以厘清環境規制通過改變技術進步的偏向性和投入要素的使用特征這一微觀機制對能源效率的影響，打開環境規制能源效應的“黑箱”。在此基礎上，以我國省級行政區域為研究對象進行實證研究，探析我國的環境規制是否對技術進步的偏向產生影響，以及是否進而實現節能減排的目標。

二、理論機制分析

技術進步在大多數情況下是非中性的，即生產過程中的技術創新活動存在偏向，并在各要素收入之間產生差異。偏向性技術進步最初由Hicks（1932）提出，他認為技術進步是為了節約稀缺的生產要素而使用豐富的生產要素，并將其分為資本節約型、勞動節約型和中性技術進步［16］。Acemoglu（2002）重構了技術進步偏向的定義，并解釋了要素替代彈性對有偏技術進步的決定性作用［17］。從技術進步的要素偏向來看，存在兩種路徑提高能源效率：一是通過中性技術進步同比例提高資本、勞動和能源要素的邊際產出，并使得各要素的使用產生同比變化，在此過程中能源效率也會得到相應提高；二是通過偏向性技術進步改變各要素邊際產出的比例，引起要素替代效應變化，改變能源要素相對于非能源要素的使用情況，在此過程中產生節約能源要素使用的效果，進而提高能源效率。

環境規制作為偏向性技術進步的一個誘因，通過限制能源使用和污染排放的方式，提高企業的能源利用成本，對技術進步的偏向性造成影響，以期產生節能減排效應。同時，由于能源回彈效應的存在，技術進步的能源要素偏向對節能減排的作用尚不確定，因此本文考察在邊際效用彈性的影響下，偏向性技術進步是否能夠提升能源效率。

為了考察環境規制對偏向性技術進步的影響及其節能減排效應的產生機制，本文延續Acemoglu的偏向性技術進步模型的設定［17］，把能源作為一種投入要素，構建環境規制、技術進步與能源效率的綜合模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

（一）偏向性技術進步的誘發機制

偏向性技術進步受到“價格效應”和“規模效應”兩種不同力量的共同影響。

（1）在“價格效應”下，技術進步偏向于稀缺的生產要素，這是由于這類要素的產品價格更高，企業通過技術創新提升稀缺要素的利用率，從而獲得更多利潤。

（2）在“規模效應”下，技術進步偏向于豐裕的生產要素，企業技術創新使得更多的生產要素與該技術協同生產，從而提升總產量，取得更大的市場占有率。

兩種效應的技術進步偏向中何者占據主導地位，是由兩類生產要素的替代彈性所決定的。能源作為一種相對稀缺的生產要素，若要素替代彈性較低（＜1），“價格效應”發揮主導作用，企業依照利潤最大化原則加大投入能源要素的研發以減少能源的投入；若要素替代彈性較高（＞1），“規模效應”發揮主要作用，企業為了擴張規模而擴大生產，整體上會增加對能源的投入；若兩種要素的替代彈性恰好等于1，兩類效應相互抵消，技術創新對兩種要素產生同等匹配。

（二）環境規制對偏向性技術進步的影響機制

環境規制通過激勵或約束市場主體的行為，能對要素替代彈性進行干預，影響“價格效應”與“規模效應”的主導地位，并對技術進步偏向產生影響。由于環境作為一種特殊的公共用品具有“雙重外部性”，企業的污染成本一部分由社會承擔，創新效益一部分也由社會共享，一般情況下，采用耗能技術的成本會低于采用節能技術的成本，因此企業在初期便不會做出節能偏向的技術選擇。如果沒有外部力量介入，企業的技術進步將延續并加強耗能的傾向。為實現節能減排的目標，適當的環境規制是必要的。

環境規制在短期內抬高了企業污染治理成本，僅當新技術研發完成后的預期效益覆蓋其成本，引發創新補償效應，企業才有動力實施節能偏向性技術創新?？梢?，環境規制是否可以改變技術進步的能源偏向，取決于它的強度與方式。此外，我國不同時期的環境規制強度不同，加大了工業需求規模擴張的波動程度；環境稅費、行業補貼等市場扭曲因素不斷地令要素價格和獲取便利度產生變化，進一步改變了要素之間的替代彈性，從而影響技術進步的偏向性。

學界對環境規制的理解隨著時代發展而不斷加深，先前的環境規制主要指政府調控環境資源的各種手段，即正式環境規制；隨著社會環保意識的提升，依賴社會公眾參與的非正式環境規制也成為環境規制的重要組成部分［18］。一些發展中國家的正式環境規制存在不足導致作用受限，因此非正式環境規制的監管效應可能更加明顯［19］。本文立足異質性環境規制，分別研究正式與非正式環境規制的影響效應。

（三）偏向性技術進步對能源效率的影響機制

由上述分析可知，節能偏向性技術進步源自能源要素的影子價格相對上漲而產生的“價格效應”。那么，節能偏向性技術進步是否在實際上減少了能源消耗？理論上，技術進步的節能減排效應是不確定的，既存在節約能耗的正向作用，也存在能源回彈效應的負向作用。能源回彈效應最初由Khazzoom（1980）提出［20］，即能源消耗會隨著技術進步發生改變：最初技術進步使得保持原有產出水平所需的能源減少，但也隨之帶動了產品需求總量的上升，而原先節約的能源可能會被新增產品所需的能源增長部分或完全抵消，最終可能產生更多的能源消耗。

節能偏向性技術進步能否最終提高能源效率，受到邊際效用彈性θ的影響。這是衡量邊際效用對單位消費變動的彈性，代表人們厭惡代際間不公平的程度［21］。限定其他條件不變，考慮未來人們變得更富有，邊際效用彈性越大，越有利于當代人消費［22］。在邊際效用彈性影響下，偏向性技術進步與能源效率之間的關系呈現非線性特征，這種非線性影響與客觀存在的能源回彈效應相一致。較大的邊際效用彈性（θ＞1）促進能源回彈效應，表明企業偏好當期消費，節能偏向性技術進步促進能源使用和污染排放，降低能源效率；較小的邊際效用彈性（0＜θ＜1）抑制能源回彈效應，表明企業降低當期消費以獲取更高的未來消費水平，則節能偏向性技術進步有利于節能減排。

三、指標測算方法

本文采用數據包絡分析方法，避免CES等參數法過強的理論約束，同時具有形式簡單、易于處理多投入多產出的情形等優點。本文首先通過DEA方法測算2008—2017 年各省份全要素能源效率（Total Factor Energy Efficiency），然后測算Malmquist-Luenberger 指數，再從中分解出偏向性技術進步指數，并進一步判斷技術進步的要素偏向。

（一）全要素能源效率

本文選取我國各省份作為決策單元，構造生產前沿面，以衡量各省份生產過程的全要素能源效率。為此，構建非徑向、非導向、基于規模報酬可變的VRS、包含非期望產出的超效率冗余模型（SEUndesirable-SBM）［23］。

其中：x、y和b分別代表投入、期望產出和非期望產出變量；s-代表投入的冗余；s+代表產出的不足；λ表示決策單元的線性組合系數。本文選取2008—2017 年中國30 個省級行政單位（未包括西藏以及港澳臺地區）面板數據進行測算。

各變量的定義如下：

（1）資本投入。本文參考單豪杰（2008）的方法［24］，采用永續盤存法測算資本存量?？杀硎緸镵t=Kt-1( 1 -δt)+It，其中，Kt表示資本存量，δt為折舊率，It為投資額?，F有文獻多取單豪杰（2008）估算的10.96%或張軍等（2004）估算的9.6%［25］作為各省折舊率。為了有效區分省際區別，本文采用張健華等（2012）、賈潤崧等（2014）估計的分省份資本折舊率［26-27］。

（2）勞動投入。以規模以上工業企業從業人員平均人數衡量。

（3）能源投入。以各省份的能源消費總量衡量。

（4）期望產出。以各省份的工業總產值衡量?，F有文獻多使用生產總值作為期望產出，屬于“增加值”的范疇，是生產過程中超過中間投入的價值。能源作為中間投入要素，其價值會轉移到最終的產品中。因而，投入要素包括中間投入時，產出應選擇總產值［28］。

（5）非期望產出。以CO2排放量、SO2排放量、工業廢水排放量衡量。

（二）偏向性技術進步指數

Malmquist-Luenberger 指數用于動態衡量全要素能源效率從t期到t+1期的變化，當該數值大于1時，代表效率有所提高。通過分解ML 指數，以分析技術效率和技術進步各自對能源效率變動所起的作用。

其中，TC 表示決策單元在t期到t+1 期生產前沿面的移動，反映技術進步的程度。技術進步可以分為中性與有偏的，對TC進行進一步分解，以探究兩類技術進步分別對能源效率的作用。

其中，IBTC 即投入偏向性技術進步指數。作為投入要素，有關能源的偏向性技術進步由IBTC表征。它度量技術進步對投入要素邊際替代率的改變，表示投入要素的偏向性技術進步使得在要素等比例節約的基礎上獲得進一步的增進（＞1）或降低（＜1）。

（三）技術進步的要素偏向

偏向性技術進步指數（IBTC）代表了偏向性技術進步促進或抑制能源效率的提升，但評估技術進步的具體偏向需要進一步判斷能源與其他投入要素之間的替代率是否發生變化。假設要素x1與x2之間的技術進步偏向于使用x1，是因為x1的產出彈性增加，從而促使企業更多投入x1，同時x2也能得以節約［29］。若兩種要素的邊際替代率保持不變，則技術進步是中性的；若兩者的邊際替代率升高（降低），則技術進步偏向于使用x1（使用x2）［30］。換言之，中性技術進步表現為等產量線的平移，而偏向性技術進步表現為在此基礎上的偏轉。

如圖2 所示，假設時期t至t+1 之間發生了技術進步，在產出y不變的情況下，t期的等產量線為Lt，不同性質的技術進步使得t+1期的等產量線以不同方式向原點移動。其中表示中性技術進步表示偏向使用x1的技術進步表示偏向使用x2的技術進步。當時（假設要素投入組合由xt變為），若技術進步產生了使用x1（節約x2）的偏向，則有IBTC ＞1；若技術進步產生了使用x2（節約x1）的偏向，則有IBTC ＜1。

圖2 投入要素集與偏向改變

根據這個思路，并基于楊翔等（2019）的研究［31］，本文構建以下要素偏向指標，以量化兩類要素x1與x2之間的技術進步偏向程度：

其中：Bias21＞0 表示技術進步偏向于節約x2；Bias21＜0表示技術進步偏向于消耗x2；Bias21=0表示中性技術進步。根據中國各省級行政區2008—2017 年的 300 條記錄計算 BiasEK 和 BiasEL 可知，“能源/資本”之間有233條偏向于節約能源，“能源/勞動”之間僅103 條偏向于節約能源。這表明，總體上我國技術進步在能源與資本中呈現節能偏向性，而在能源與勞動中呈現耗能偏向性。

中國技術進步要素偏向變化結果見表1所列。

表1 中國技術進步要素偏向變化趨勢

四、實證模型和結果分析

（一）模型設定

本文從環境規制視角建立實證模型，逐步檢驗偏向性技術進步的能源環境效應。模型在解釋變量中引入了被解釋變量的一階滯后項，同時采用系統GMM的方法進行估計。

首先，建立模型1考察偏向性技術進步的直接影響及其可能存在的非線性特征。

其中：i代表省份；t代表年份；被解釋變量TFEE 為測得的全要素能源效率；α為截距項；BiasEK、BiasEL分別是技術進步在“能源/資本”“能源/勞動”之間的偏向程度；X為控制變量；μ為隨機擾動項。

其次，引入環境規制變量建立模型2，探尋正式環境規制（FER）與非正式環境規制（IER）影響能源效率的直接效應。

如果環境規制可以改變技術進步的偏向性，則技術進步對能源效率的邊際作用會隨著環境規制強度的不同而產生變化。本文分別引入環境規制與兩種技術進步要素偏向的交互項建立模型3、模型4，探尋正式與非正式環境規制是否改變了技術進步偏向并影響能源效率。

最后，為了探究偏向性技術進步的節能減排效應是否受到邊際效用彈性的影響，即邊際效用彈性是否調節了能源回彈效應，建立模型5引入偏向性技術進步和邊際效用彈性的交互項。

（二）變量選取

本文被解釋變量（TFEE）和核心解釋變量（BiasEK，BiasEL）已由前文所述方法測得，此外，本文還設立了相關調節變量和控制變量。

1.調節變量

（1）正式環境規制（FER）。指政府為了協調經濟發展和環境保護的矛盾而主導制定并實施的各類規章制度。本文參考并調整了沈能等（2012）的方法構建正式環境規制評價指數［32］：FERi,t=Si,t/ISi,t。其中：S 表示環境污染治理投資總額占工業總產值的比重；IS 表示工業增加值在GDP 中的比重。

（2）非正式環境規制（IER）。指社會團體通過與企業協商談判等方式來減少污染排放的行為。本文借鑒Pargal et al（1996）的指標選擇方法，選取指標為人均收入、受教育程度、人口密度、年齡構成［33］，并采用熵值法合并為一個指標。以上指標分別用城鎮單位就業人員平均工資、大專及以上教育程度人數、城市每平方公里人數、15至64歲人口數來表征。

（3）邊際效用彈性（θ）。根據凱恩斯—拉姆齊規則（Keynes-Ramsey Rule）可知其中：r表示資本回報率；ρ表示純時間偏好率；c?c表示消費增長率。資本回報率采用王開科等（2020）的改進測算結果［34］；借鑒汪海洲等（2013）的做法，用人口平均死亡率來估計純時間偏好率［35］；消費增長率用GDP支出法計算的人均最終消費支出來表示，并使用居民消費價格指數進行平減。經過計算，得到我國歷年邊際效用彈性的平均估值，如圖3所示。

圖3 我國歷年邊際效用彈性

2.控制變量

（1）經濟發展水平（GDP）。環境庫茲涅茨曲線假說認為經濟發展與環境破壞之間存在密切的聯系，采用人均地區生產總值來表示。

（2）研發強度（RD）。自主研發是企業取得技術進步的重要途徑，用規模以上工業企業R&D 經費內部支出與工業總產值的比值來表示。

（3）產業結構（IND）。這是由于不同的產業對資本、勞動和能源的需求和依賴程度不同，考慮第二產業是耗能排污的主要來源，本文采用第二產業占GDP比重來表示產業結構。

對環境規制變量作標準化處理，對控制變量作對數處理。各變量的描述性統計見表2所列。

表2 相關變量的描述性統計

（三）實證結果

1.直接效應檢驗

表3 展示了偏向性技術進步和環境規制對能源效率的直接效應檢驗結果。

表3 偏向性技術進步與環境規制的直接效應

（1）偏向性技術進步對能源效率的影響。由模型1 可知，“能源/資本”節能偏向系數（BiasEK）為6.078 6，正向顯著，表明節能偏向性技術進步在能源與資本間產生了節能效應：要素替代彈性在技術進步的過程中發生了改變，驅使企業以更高的資本投入減少能源消費，促使能源效率提升。“能源/勞動”節能偏向系數（BiasEL）為-9.910 2，負向顯著，表現出能源回彈效應：雖然技術進步產生能源要素偏向（即勞動相對于能源的投入效率提高），但企業實際上仍然消費了更多能源，而不是增加勞動投入。

偏向性技術進步在兩組要素之間的效應截然不同①。結合理論分析可知：①能源和資本要素是互補關系，“價格效應”下企業為了獲利開展能源要素的技術創新活動，能源要素利用率的提高更大程度提高了企業對資本要素的需求；②能源和勞動要素是替代關系，生產活動受能源價格變化影響有限，即使能源要素利用效率提高，但人力資本的不足導致企業仍以能源要素加以替代，“規模效應”下企業的擴張活動又會增加能源要素投入。

“能源/勞動”要素之間，節能偏向性技術進步未能提高能源效率的可能原因是：①中國工業企業高技能勞動力數量不足，研發部門創新效率不足；②我國能源市場扭曲長期存在，要素價格變動難以反映要素市場的真實供需，作為要素的低效配置和配置扭曲的結果，企業在要素替代效應下延續了依賴資源的發展模式［36］，使得能源消耗繼續增加。

在非線性特征方面，“能源/資本”節能偏向的二次方項系數（BiasEK2）估計值為-279.340 2，負向顯著；“能源/勞動”節能偏向的二次方項系數（BiasEL2）為-310.185 6，負向顯著。節能偏向性技術進步與能源效率之間存在著非線性關系，表現為邊際效用遞減規律。這表明，當偏向于節能的技術進步在適當的水平上時，能源消耗可以得到有效的抑制；而隨著技術進步的節能偏向不斷增加，單位產出的能耗得以明顯降低，能源回彈效應逐漸顯現，技術進步對提高全要素能源效率的促進作用降低。

（2）環境規制對能源效率的影響。根據模型2可知，正式環境規制的系數不顯著，沒有直接促進能源效率提升，兩者間存在著兩種作用的共同影響，即基于“遵循成本”效應的正向影響和基于“創新補償”效應的負向影響。結論表明，正式環境規制成本較高，導致企業對創新補償的預期不足，缺乏產生有利于節能減排的技術進步動力。

非正式環境規制的系數為0.057 5，正向顯著，說明非正式環境規制對能源效率有積極的正向影響，對企業節能減排起到重要作用?？梢钥闯?，人們的環保意識不斷提高，要求企業采取環境友好的生產方式，有助于區域能源效率的提升。

（3）控制變量的影響。①經濟發展水平變量（GDP）沒有顯示出顯著的效應，說明我國各地區經濟發展較不平衡，沒有對能源效率表現出普遍的特征。②研發強度變量（RD）負向顯著，說明企業目前的創新投入并沒有直接促進能源效率的提高，體現出研發投入的“索洛悖論”現象。一方面，短期內企業可能會在原有的生產方式下加大研發投入以獲得更多的利潤，彌補環境規制成本虧損，由此導致能源效率下降；另一方面，我國的研發投入和研發人力資本投入存在錯配現象，對研發人員投入的重視不足導致持續創新失去人才依托［37］。③產業結構變量（IND）負向顯著，說明在我國第二產業比重更高的地區，能源效率往往更低。由于第二產業是耗能排污的主要來源，因此需要高度重視工業產業的能源效率提升。

2.調節效應檢驗

表4 展示了環境規制調節技術進步偏向以及邊際效用彈性調節能源回彈效應的檢驗結果。

表4 環境規制和邊際效用彈性的調節效應

（1）環境規制對偏向性技術進步的影響。由表4 模型3 可知，正式環境規制與“能源/資本”節能偏向的交互項（FER×BiasEK）系數為9.628 9，正向顯著。這表明，在正式環境規制的影響下，能源要素相對于資本要素的影子價格提高，影響了兩者的邊際替代率及相對投入情況，從而改變要素替代彈性，并使得能源要素的使用過程更多地受到“價格效應”的影響，最終相對減少了能源要素的投入。

在表4模型4中，正式環境規制與“能源/勞動”節能偏向的交互項（FER×BiasEL）系數為-5.201 9，負向顯著，與模型3 中FER×BiasEK 的情況恰好相反。這種交互影響效應的正負性，是由正式環境規制和技術進步偏向是否適宜所決定。根據分析可知，當 FER 持續提高時，BiasEK 多大于 0 且保持提升，即更偏向于節約能源，則正式環境規制與技術進步同“能源/資本”的節能偏向相匹配；BiasEL 多小于0 且呈現下降趨勢，即更偏向于消耗能源，則正式環境規制與技術進步同“能源/勞動”的節能偏向不匹配。最終表現為正式環境規制分別放大了BiasEK的正效應和BiasEL的負效應。

而非正式環境規制與兩類偏向性技術進步的交互項均不顯著，說明非正式環境規制對能源效率的貢獻是通過直接效應，而沒有明顯改變技術進步的偏向性。原因在于，非正式環境規制往往表現為公民的投訴舉報以及媒體的曝光抵制行為，可以直接促使企業實施環境管理行為，但缺乏明確的政策指導來促進企業技術創新，難以改變技術進步的導向。

（2）邊際效用彈性對能源回彈效應的影響。表4 模型5 用以檢驗邊際效用彈性如何影響節能偏向性技術進步與能源效率之間的聯系，亦即是否影響了能源回彈效應?？梢园l現，BiasEK×θ和BiasEL×θ系數分別為-0.547 1 和-8.161 4，表現為負向的調節效應，并且在“能源/勞動”之間的效應更顯著。這表明邊際效用彈性抑制了節能偏向性技術進步，最終提高能源效率，起到了放大能源回彈效應的作用。邊際效用彈性對BiasEL 的負向影響更大，可能成為“能源/勞動”的節能偏向（BiasEL）在模型1 中取得負向直接效應的重要原因。根據圖3展示的計算結果，我國的邊際效用彈性在大部分時期大于1，也可以從理論上支持這一觀點：在較大的邊際效用彈性（θ＞1）作用下，節能偏向性技術進步傾向于促進能源的當期消費，最終可能降低能源效率。

中國能源要素豐富地區的能源效率偏低，存在著“資源詛咒”現象，提高人力資本的水平則是關鍵的應對途徑［38］。邊際效用彈性不僅影響了當期的能源消費，也反映了教育投資傾向的大?。寒斶呺H效用彈性較小時（0＜θ＜1），消費者傾向于抑制當期消費而加大教育投資。有研究認為，較小的邊際效用彈性是規避“資源詛咒”的充分條件［39］。面對較高的邊際效用彈性，促使減少當期能源消費的同時增加未來的教育投資，是破解能源和勞動要素之間的矛盾、引導節能偏向性技術進步取得良好效果的關鍵。

（四）穩健性檢驗

為保證回歸結果的可靠性，本文通過更換回歸方法和替換變量的方法進行穩健性檢驗。

（1）更換回歸方法?？紤]各區域的異質性，根據Hausman檢驗顯示拒絕原假設，選擇固定效應模型（FE）面板估計。

（2）替換環境規制變量。由于環境規制的生效需要一定的時長，尤其是能源價格扭曲可能進一步擴大環境規制影響企業生產行為的時滯效應，因此以滯后一期的環境規制指標FER（-1）、IER（-1）進行替換。

從表5 可以看出，滯后的正式環境規制系數為-0.013 6，負向顯著，說明正式環境規制在一定時長后同樣直接表現出成本效應；固定個體效應后，邊際效用彈性的調節作用顯著性增強，進一步證實區域邊際效用彈性能夠影響能源回彈效應的結論。其余研究結論基本不變，實證結果具備較強的可靠性。

表5 穩健性檢驗

五、結論與建議

（一）結論

本文基于環境規制的視角下，從理論和實證兩方面分析了偏向性技術進步影響能源效率的作用機制和效應。研究發現：

（1）中國工業發生了偏向性技術進步，在“能源/資本”之間偏向于使用資本，而在“能源/勞動”之間偏向于使用能源。

（2）節能偏向性技術進步在“能源/資本”之間提高能源效率，取得了良好的節能效應；而在“能源/勞動”之間降低能源效率，表現為能源回彈效應。

（3）正式環境規制主要由間接效應發揮作用，通過調節技術進步的偏向，放大節能偏向性技術進步在“能源/資本”之間的正效應和“能源/勞動”之間的負效應；非正式環境規制主要由直接效應提高能源效率，說明非正式環境規制更多的是通過公眾行為施加壓力，直接作用于企業的能源消費和排污方式，促進改善環境表現。

（4）邊際效用彈性起到了節能偏向性技術進步對能源效率的負向調節作用，說明中國目前較高的邊際效用彈性擴大了當期能源消費，放大了能源回彈效應。

（二）建議

（1）進一步推動能源要素市場化改革，將能源定價權更多地交給市場，保障要素的市場化價格形成機制暢通，使得能源與資本、勞動等要素的比價關系能夠充分反映能源的相對稀缺性。

（2）重視高技能勞動力的培養，廣泛開展勞動力職業技能培訓，推動產學研合作，培養高水平研發人員，鼓勵企業技術創新，加大人力資本投資。

（3）靈活運用環境規制工具，因地制宜促進節能減排，根據不同要素的偏向有針對性地引導技術進步方向，改變發展方式。同時鼓勵公眾參與實施規制、監督政府規制政策，引導公民與環保組織積極與企業互動，通過不同類型環境規制的結合更全面地發揮環境規制的作用。

（4）保持環境政策相對穩定，降低行業需求規模的波動，使得企業在研發投入方向上形成穩定的預期。同時塑造公眾的生態文明理念，遏制超前消費，引導消費者選擇與個人需求相符的綠色產品，降低邊際效用彈性，遏制能源回彈效應。