能源消費總量控制政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的門限效應及現(xiàn)實影響

劉冰　孫華臣

摘要 本文采用動態(tài)面板門限模型分析能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的門限效應，在此基礎上以京津冀魯為例模擬控制煤炭消費總量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)影響。研究發(fā)現(xiàn)：在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響存在單門限效應，且這種效應會發(fā)生由負向到正向的趨向性變化。如果不考慮技術(shù)進步和能源消費結(jié)構(gòu)變化的影響，實施能源消費總量控制政策，短期內(nèi)不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化；考慮技術(shù)沖擊和能源消費結(jié)構(gòu)變化，會有利于促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，但能源消費結(jié)構(gòu)調(diào)整會弱化技術(shù)進步帶來的正向沖擊。

關(guān)鍵詞 能源消費總量控制；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化；動態(tài)面板門限模型；數(shù)值模擬

中圖分類號 F062.9 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2015）11-0075-07

BP世界能源統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：2010年，我國能源消費總量占全球能源消費總量比例達20.3%，首次超過美國，躍居世界第一。并且，能源對外依存度越來越高，據(jù)卓創(chuàng)資訊數(shù)據(jù)顯示，2013年我國石油進口依存度達到57.39%，天然氣對外依存度上漲至30.5%，較2012年均有明顯上升，能源供給的壓力不斷增大。此外，以霧霾頻發(fā)為典型特征的生態(tài)環(huán)境惡化，也與偏高的能源消費總量以及不盡合理的能源消費結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。為應對能源消費總量的剛性增長和資源環(huán)境約束不斷趨緊的壓力，國家“十二五”規(guī)劃明確提出“單位GDP能耗降低”和“單位GDP二氧化碳排放降低”兩大目標，并作為約束性指標納入各地經(jīng)濟社會發(fā)展綜合評價和績效考核。在節(jié)能減排考核壓力和一票否決的考核評價機制下，地方政府紛紛對企業(yè)“拉閘限電”，扭曲了政策初衷[1]。新一屆政府進一步硬化節(jié)能減排考核，并試點實施能源消費總量控制政策，倒逼經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。實施能源消費總量控制政策標志著我國能源戰(zhàn)略從保供給為主，向控制能源需求轉(zhuǎn)變，這必將對我國經(jīng)濟社會發(fā)展，特別是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生重大影響[2]。在經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)的大邏輯、大背景下，深入研究能源消費總量控制政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，對促進轉(zhuǎn)方式、調(diào)結(jié)構(gòu)，打造經(jīng)濟升級版具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

學者們對能源消費總量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進行了研究。從已有研究成果看，主要集中于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對能源消費的影響，包括對能源消費總量和能源使用效率的影響兩個方面。研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有利于減少能源消費總量，并且有利于提高能源消費利用效率，降低能源消費強度。如張意翔和孫涵[3]檢驗了能源消費與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重型化之間的短期波動和長期均衡關(guān)系，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重型化的形成和發(fā)展對我國能源消費具有正向促進作用，間接證實產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化將會減少能源消費。FisherVanden et al.[4]對1997-1999年間中國2 500個大中型能源密集型企業(yè)進行研究，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有利于中國能源消費強度下降的結(jié)論。劉佳駿等[5]從空間視角分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對區(qū)域能源效率的影響，發(fā)現(xiàn)合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源效率提高貢獻較大。

采用雙重差分、傾向得分匹配等政策評價工具評估能源消費總量控制的結(jié)構(gòu)效應是行之有效的研究方法。然而，由于能源消費總量控制試點地區(qū)較少、時間較短，不能為政策效果評估提供相對可靠的條件。因此，本文的研究思路更大程度上是分析能源消費規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系，未能在反事實分析框架下做出能源消費總量控制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響的因果推斷，但仍是基于現(xiàn)實背景下一種新穎的嘗試。具體的問題是，控制能源消費總量會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來什么樣的影響，這種影響與經(jīng)濟發(fā)展階段和能源消費規(guī)模變化有什么樣的關(guān)系，技術(shù)進步和能源結(jié)構(gòu)調(diào)整會給這種影響帶來什么樣的沖擊。鑒于煤炭是我國的主要能源，能源消費總量控制的重點應是煤炭消費總量控制。于是，在黨的十八大明確實施能源消費總量控制政策后，選擇京津冀魯?shù)貐^(qū)進行煤炭消費總量控制政策試點，能源消費總量控制與煤炭消費總量控制是內(nèi)在統(tǒng)一的。

本文采用Kremer et al.[6]改進的動態(tài)面板門限模型，分析能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的門限效應。進一步的，利用數(shù)值模擬技術(shù)刻畫京津冀魯這四個地區(qū)試點煤炭消費總量控制政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的現(xiàn)實影響。

1.1 研究假設

能源消費與經(jīng)濟增長密切相關(guān)，同時與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在深層次的內(nèi)在聯(lián)系[7]。研究能源消費與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)系，無論是基于經(jīng)濟發(fā)展階段，還是基于能源消費規(guī)模，其影響效應應該符合非線性邏輯。在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，能源消費規(guī)模和能源消費結(jié)構(gòu)均會發(fā)生顯著變化，隨著經(jīng)濟發(fā)展動力由要素驅(qū)動、投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動、財富驅(qū)動轉(zhuǎn)變，能源消費需求應該會經(jīng)歷一個先上升后下降的過程。具體而言，當經(jīng)濟處于初級發(fā)展階段時，此時的能源消費著力點在于推動工業(yè)化進程，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化（本文借鑒干春暉等[8]的做法，采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比（TS）作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的度量指標）；當經(jīng)濟處于高級發(fā)展階段時，能源消費是伴隨著科技進步和新能源的廣泛利用，經(jīng)濟增長的重心由工業(yè)向服務業(yè)轉(zhuǎn)移，能源消費推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化進程。據(jù)此，提出以下假設：

假設1：在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響存在門限效應，且這種效應會發(fā)生由負向到正向的結(jié)構(gòu)性變化。

對能源消費規(guī)模而言，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響也是非線性的。當能源消費總量較低時，能源消費要素的作用無關(guān)緊要，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會自然的沿農(nóng)業(yè)-工業(yè)-服務業(yè)路線演進，能源消費會提升經(jīng)濟規(guī)模從而會促進向服務型經(jīng)濟轉(zhuǎn)變；當能源消費總量較大時，能源的高消耗往往對應著粗放型經(jīng)濟發(fā)展方式，很明顯此時的能源消費不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。據(jù)此，提出以下假設：

假設2：依賴于不同的能源消費規(guī)模，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整仍存在非線性影響，但此時的門限效應變化與研究假設1相反。

事實上能源消費總量控制政策的實質(zhì)性影響尚未真正顯現(xiàn)。這主要是因為在保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長的前提下，通過能源消費總量控制倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，需要經(jīng)歷一個相對長期的過程。但隨著創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略和新能源發(fā)展戰(zhàn)略的深化，技術(shù)進步和新能源替代的疊加效應將內(nèi)化于能源消費總量控制過程，最終會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。據(jù)此，提出以下假設：

假設3：單純的能源消費總量控制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的短期效應不明顯，但考慮到技術(shù)進步和新能源替代的疊加影響，能源消費總量控制政策會有效的促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。

1.2 模型及變量

Hansen[9]將Tong[10]提出的門限模型拓展到面板數(shù)據(jù)框架下，首次提出了非動態(tài)面板門限模型。在此基礎上，為了能夠考察經(jīng)濟變量之間的長期關(guān)系，TsungWu[11]首次將門限模型擴展為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，將Hsiao et al.[12]提出的動態(tài)面板估計方法和Hansen[9]提出的方法相結(jié)合，對動態(tài)門限模型進行估計。然而在傳統(tǒng)的門限模型中，均假定變量為外生變量[13]，這就使得模型在實際應用中存在一定的障礙，同時對于動態(tài)門限模型的應用產(chǎn)生限制。Caner & Hansen[14]提出了門限模型的工具變量估計方法，該方法不僅可以很好的解決內(nèi)生性的問題，同時對于動態(tài)門限模型的應用起到了積極的推進作用。Kremer et al.[6]在Caner & Hansen[14]的基礎上利用面板數(shù)據(jù)對動態(tài)門限模型進行改進，同時解決了內(nèi)生性問題。設模型形式為：

yit=μi+yit-1+β′1zitI（qit≤γ）+β′2zitI（qit>γ）+εit

其中，εit～iid（0，σ2），yit為被解釋變量，zit為解釋變量，可能包括內(nèi)生變量，也可能包括外生變量，可將zit劃分為z1it和z2it兩部分，其中z1it是外生變量，與隨機擾動項不相關(guān)，z2it為內(nèi)生變量，與隨機擾動項相關(guān)。

上式中，被解釋變量本文采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的度量主要包括兩個維度：一個是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，另一個是合理化。相比較而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化更能反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化演進的特征。現(xiàn)階段，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的典型特征是“經(jīng)濟結(jié)構(gòu)服務化”，第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)相對比重更適合度量現(xiàn)階段我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的主要特征。因此，本文借鑒干春暉等[8]的做法，采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比（TS）作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的度量指標，其計算依據(jù)各省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)。

根據(jù)研究問題，本文門限變量主要有兩個：一是反映經(jīng)濟發(fā)展階段的人均GDP，為精確GDP和人均GDP均按2012年價格進行平減；二是反映能源消費規(guī)模的能源消費總量。影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的因素是多方面的，既有宏觀層面也有微觀層面的因素?？v觀已有文獻，選取的解釋變量主要集中在創(chuàng)新變量、對外開放變量、結(jié)構(gòu)變量等。在此基礎上，本文選取的解釋變量主要有對外依存度、科技進步、資源稟賦和能源消費結(jié)構(gòu)等。對外依存度是衡量開放水平的重要指標，開放水平越高，越有利于我國承接發(fā)達國家的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，同時有利于促進跨境電子商務、服務貿(mào)易等發(fā)展，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響需要綜合評判。達成共識的是，科技進步是促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的重要因素，其影響渠道主要包括技術(shù)和人才兩個方面，技術(shù)和人才紅利最終將轉(zhuǎn)化為產(chǎn)業(yè)發(fā)展紅利，提升產(chǎn)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量和效益。資源稟賦、能源消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是內(nèi)在統(tǒng)一的，很大程度上一地區(qū)的資源稟賦和能源消費結(jié)構(gòu)決定了該地區(qū)的主導產(chǎn)業(yè)，進而影響著本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。比如，煤炭、石油資源豐富的地區(qū)，往往煤炭開采加工、石油化工等產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達。

對外依存度以進出口貿(mào)易總額與GDP之比計算，其中進出口貿(mào)易總額按當年人民幣兌美元平均匯價進行了折算。科技進步指標借鑒Lesage et al[15]的做法，以專利授權(quán)數(shù)代表該地區(qū)的知識儲備予以衡量。資源稟賦指標采用一次能源生產(chǎn)量占全國能源生產(chǎn)量比重指標，能源消費總量與年鑒統(tǒng)計口徑一致。能源消費結(jié)構(gòu)以煤炭能源消費占能源消費總量比重指標表示，由于統(tǒng)計年鑒中該指標缺失度較高，因此通過歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》中地區(qū)煤炭能源消費實物量估算各地區(qū)煤炭能源消費量（煤炭能源消費量的主要構(gòu)成是原煤，因此按原煤的折標準煤系數(shù)（0.714 3標準煤/kg）將煤炭消費實物量進行折標）。由于青海和西藏兩省數(shù)據(jù)缺失較多，上海和湖南能源生產(chǎn)量數(shù)據(jù)因統(tǒng)計口徑的原因缺失嚴重，故剔除上述四地的樣本，重慶與四川的數(shù)據(jù)進行合并處理，最后樣本地區(qū)為26個。綜合考慮數(shù)據(jù)的完整程度，確定樣本時間跨度為1987-2012年。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

2 模型的計量分析

為了保證變量的平穩(wěn)性，我們將上述門限變量取自然對數(shù)，然后對門限變量的平穩(wěn)性進行檢驗。通過LLC檢驗發(fā)現(xiàn)，兩個門限變量在1%的顯著性水平均為平穩(wěn)過程，符合門限模型的估計要求。傳統(tǒng)的非動態(tài)面板回歸模型沒有考慮解釋變量的內(nèi)生性問題，假定解釋變量為外生變量，會導致模型估計產(chǎn)生偏誤?？紤]到地區(qū)資源稟賦一方面決定了當?shù)貢蕾嚞F(xiàn)有資源發(fā)展產(chǎn)業(yè)，直接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，如山西省煤炭資源豐富，煤炭業(yè)是其支柱產(chǎn)業(yè)；另一方面，儲量相對豐富的能源會成為地區(qū)能源消費的首選，如煤炭在山西能源消費總量中的占比高達90%。因此，資源稟賦具有較強的內(nèi)生性。本文采用資源稟賦的滯后期作為工具變量對模型中存在的內(nèi)生性予以修正。在現(xiàn)實經(jīng)濟環(huán)境中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是一個連續(xù)、動態(tài)的過程，單純采用非動態(tài)門限模型不足以刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的非線性路徑。因此，將資源稟賦的滯后二期作為工具變量引入到動態(tài)門限模型中，回歸結(jié)果如表2所示。

從表2中可以看出，當人均GDP作為門限變量時，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的門限效應通過了顯著性檢驗，人均GDP的門限值為13 795元。當門限值小于13 795元時，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的門限效應為-0.006 8，當門限值大于13 795元時，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的門限效應為0.014 9，即隨著經(jīng)濟發(fā)展由初級階段向高級階段演進，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響存在門限效應，且這種效應會發(fā)生由負向到正向的趨向性變化，支持了研究假設1。本文測算出的人均GDP門限值是所有地區(qū)的平均值，未能反映出地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展階段的差異。這與選取方法本身有關(guān)，但不影響目前所有地區(qū)均已跨越經(jīng)濟發(fā)展門限的判斷。當能源消費總量作為門限變量時，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的門限效應出現(xiàn)與假設相同的結(jié)果，具有較強的趨向性變化，但未通過顯著性檢驗。

3 對京津冀魯四地的考察：模擬與校準

國家明確京津冀魯試點煤炭消費總量控制政策，為估算能源消費總量控制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的具體影響提供了良好契機。根據(jù)京津冀及周邊地區(qū)《落實大氣污染防治行動計劃實施細則》要求，到2017年底四地共壓減煤炭消費總量8 300萬t，各地凈削減量分別為北京市1 300萬t、天津市1 000萬t、河北省4 000萬t、山東省2 000萬t。國家《2014年能源工作指導意見》也明確要求，2014年京津冀魯分別削減原煤消費300萬t、200萬t、800萬t和400萬t，合計1 700萬t。因此，我們根據(jù)2017年底的總目標以及2014年的具體目標，對京津冀魯四地從2013年至2017年的削減計劃予以分解，并依據(jù)是否考慮技術(shù)進步和能源消費結(jié)構(gòu)調(diào)整，分類預測能源消費總量控制政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。

數(shù)值模擬的依據(jù)是表2求解的以人均GDP作為門限變量的動態(tài)面板門限方程。模擬過程中，區(qū)分出變量與不變量，綜合各變量2013至2017年的實際變化和各自的系數(shù)差異，求解出2013年各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平。校準是建立在數(shù)值模擬的基礎上，其依據(jù)是2013年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的實際值和模擬值的差值。具體而言，2014至2017年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的具體值為各年度各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的模擬值±2013年兩者的差值（若低估則為+，高估為-）。

3.1 不考慮技術(shù)進步和能源消費結(jié)構(gòu)變化

表3列示了不考慮技術(shù)進步和新能源替代情況下，京津冀魯四地能源消費總量控制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響。結(jié)合總體煤炭削減計劃，我們假定北京2013年削減100萬t，2014至2017年每年削減300萬t；天津、河北、山東每年分別削減200，800，400萬t。根據(jù)表2動態(tài)面板門限模型回歸結(jié)果，煤炭消費總量下降比例乘以回歸系數(shù)β^2即得到煤炭消費總量控制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的具體影響。從表3顯示數(shù)據(jù)看，實施能源消費總量控制政策，短期內(nèi)不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，還將產(chǎn)生負向影響，落實到京津冀魯四地到2017年影響程度分別為-0.192 8，-0.129 7，-0.140 7，-0.056 5。說明在現(xiàn)有技術(shù)水平和能源結(jié)構(gòu)條件下，能源消費總量控制政策產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整倒逼機制短期內(nèi)不會顯現(xiàn)。我們必須正視這一問題，采取措施加速能源消費總量控制政策倒逼效應的顯現(xiàn)。

3.2 考慮技術(shù)進步和能源消費結(jié)構(gòu)變化

事實上，技術(shù)進步和能源結(jié)構(gòu)調(diào)整都會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生影響，從表2科技進步和能源消費結(jié)構(gòu)等變量的系數(shù)符號也反映出相關(guān)變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響。同時需進一步考慮國家實施的創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略、新能源戰(zhàn)略與剛剛起步的能源消費總量控制政策交叉作用對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響。

具體方法為：計算研究區(qū)間內(nèi)京津冀魯四地科技進步平均增長率，結(jié)合各地科技發(fā)展目標，將科技進步平均增長率上下浮動2個百分點，分為三種情況進行模擬。圖1、2的三維坐標軸分別表示年度區(qū)間、能源消費量變化及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平，反映出從2012年至2017年京津冀魯四地受科技進步?jīng)_擊后能源消費總量變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響。

與表3的結(jié)果相比，科技進步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化產(chǎn)生了明顯的正向沖擊，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化變動由負向轉(zhuǎn)為正向。這說明科技進步可以彌補能源消費總量下降產(chǎn)生的負面影響。

具體到地區(qū)而言，2013年北京產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化模擬值為3.56，根據(jù)《北京市2013年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》公布數(shù)據(jù)，測算其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化實際值為3.443 4，高估3.39%，在可接受的誤差范圍內(nèi)，而天津、河北、山東三地模擬值與實際值相差較大，導致模擬值的可信度大大降低。為此，我們查閱了2013年京津冀魯四地的《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，計算了其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化實際值，并以此為基準予以校準，同時結(jié)合各地新能源發(fā)展目標及能源消費結(jié)構(gòu)調(diào)整目標，考慮能源消費結(jié)構(gòu)變動的影響。校準后的能源消費總量控制與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化關(guān)系如圖2所示。校準后發(fā)現(xiàn)，京津冀魯四地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化變動范圍在合理的區(qū)間內(nèi)，北京的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平保持穩(wěn)定，天津微幅上升，河北、山東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化演進趨勢相對明顯。這種表現(xiàn)態(tài)勢與上述四地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異有很大的關(guān)系。目前，北京市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)已進入服務業(yè)主導階段，天津正處于服務業(yè)加快趕超工業(yè)的階段，河北、山東仍處于以工業(yè)為主導加快服務業(yè)發(fā)展階段。

從圖2可以看出，在考慮技術(shù)進步正向沖擊的基礎上，加入能源消費結(jié)構(gòu)調(diào)整因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化演進曲線變得相對平坦，說明能源消費結(jié)構(gòu)調(diào)整弱化了技術(shù)進步帶來的正向沖擊。我國能源的消費結(jié)構(gòu)以煤炭為主，能源消費結(jié)構(gòu)調(diào)整剛性特征較為明顯，雖然各地提出了明確的新能源發(fā)展目標，降低煤炭占比的過程相對緩慢，再加上產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整慢于能源消費結(jié)構(gòu)調(diào)整，使得能源消費結(jié)構(gòu)調(diào)整短期內(nèi)沒能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。但長期來看，新能源在能源消費中的比重將進一步提高，其替代效應會逐漸顯現(xiàn)，在技術(shù)進步的正向沖擊和新能源替代的雙重作用下，能源消費總量控制政策能夠倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，這同時驗證了研究假設3提出的觀點。

4 結(jié)論與政策建議

本文選擇經(jīng)濟發(fā)展階段和能源消費總量作為門限變量，采用動態(tài)面板門限模型分析能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的門限效應，在此基礎上以京津冀魯為例模擬控制煤炭消費總量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動態(tài)影響。研究發(fā)現(xiàn)：當人均GDP和能源消費量分別作為門限變量時，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在單門限效應，其中，人均GDP變量通過95%置信區(qū)間的顯著性檢驗，能源消費總量變量未通過95%置信區(qū)間的顯著性檢驗。對于經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，能源消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的門限效應會發(fā)生由負向到正向的趨向性變化。具體而言，當人均GDP小于13 795元時，能源消費量變動1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平變動-0.006 8；當人均GDP大于13 795元時，能源消費量變動1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平變動0.014 9。