環(huán)境規(guī)制影響全要素能源效率的實證研究——基于波特假說的分解驗證

王 騰,嚴 良*,何建華,鄭世剛

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環(huán)境規(guī)制影響全要素能源效率的實證研究——基于波特假說的分解驗證

王 騰1,2,嚴 良1,2*,何建華2,鄭世剛2

(1.中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)資源環(huán)境經(jīng)濟研究中心,湖北武漢 430074；2.中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)經(jīng)濟管理學(xué)院,湖北武漢430074)

通過搜集中國2000~2014年數(shù)據(jù),運用DEA-Malmquist指數(shù)測算中國30個省域全要素能源效率,并進一步分解求得技術(shù)水平、純技術(shù)效率和規(guī)模效率.為驗證環(huán)境規(guī)制與全要素能源效率間波特假說是否存在,分別運用環(huán)境規(guī)制對規(guī)模效率、純技術(shù)效率、技術(shù)水平和全要素能源效率進行面板門限回歸.結(jié)果表明:技術(shù)水平退步是我國全要素能源效率下降的主要原因.環(huán)境規(guī)制對規(guī)模效率的影響為負,波特假說不成立.環(huán)境規(guī)制與純技術(shù)效率存在單門限效應(yīng),且環(huán)境規(guī)制在不同區(qū)間對純技術(shù)效率的影響均為正,波特假說始終成立.環(huán)境規(guī)制與全要素能源效率和技術(shù)水平均存在單門限效應(yīng),當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度低于0.0002時,環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率和技術(shù)水平的影響為正,此時波特假說成立;而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度超過0.0002時,環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率和技術(shù)水平影響為負,此時波特假說不成立.因此,政府制定環(huán)境規(guī)制政策需要考慮到環(huán)境規(guī)制強度對規(guī)模效率、純技術(shù)效率和技術(shù)水平效果的差異.

環(huán)境規(guī)制；全要素能源效率；波特假說；DEA-Malmquist指數(shù)；門限回歸

隨著我國工業(yè)化進程深入推進,大量能源消耗產(chǎn)生了一系列生態(tài)環(huán)境問題,如溫室效應(yīng)、全國性霧霾天氣、地下水大面積污染等,這給我國可持續(xù)發(fā)展帶來嚴峻挑戰(zhàn).波特[1]指出:合適的環(huán)境規(guī)制將刺激企業(yè)開展創(chuàng)新活動,提高企業(yè)競爭力,達到保護環(huán)境與提高競爭力的雙贏.波特假說為政府制定治理環(huán)境污染的法律法規(guī)提供了理論支撐.但目前,我國能源利用過程產(chǎn)生的環(huán)境問題已制約到經(jīng)濟社會的良好發(fā)展.因此,探討環(huán)境規(guī)制影響能源效率的機理對實現(xiàn)我國可持續(xù)發(fā)展意義重大.

目前,環(huán)境規(guī)制與能源效率間的關(guān)系已引起學(xué)者們的關(guān)注.環(huán)境規(guī)制對能源效率的影響研究大致可以歸納為3類:一是“抑制論”,環(huán)境規(guī)制提高了企業(yè)的經(jīng)營成本,不利于能源效率的改善[2].二是“促進論”,環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)提高了能源效率[3-4].三是“非線性論”,一方面,環(huán)境規(guī)制與能源效率兩者間可能呈“倒U型”關(guān)系,隨著環(huán)境規(guī)制強度不斷提高,能源效率先升高后降低[5];另一方面,環(huán)境規(guī)制與能源效率也可能是“U”型關(guān)系,在“U”型拐點左邊,環(huán)境規(guī)制的遵循成本效應(yīng)起主導(dǎo)作用,而在“U”型拐點右邊,環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新補償效應(yīng)則居主導(dǎo)地位[6].

綜觀已有研究,發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有成果中關(guān)于環(huán)境規(guī)制影響能源效率的結(jié)論差異明顯,甚至出現(xiàn)彼此矛盾的現(xiàn)象.因此,厘清環(huán)境規(guī)制影響能源效率的機理,對于充分發(fā)揮波特假說的創(chuàng)新補償效應(yīng),實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境與能源效率的雙贏意義重大.鑒于此,本文在研究視角上,將能源效率分解為技術(shù)水平、純技術(shù)效率和規(guī)模效率,分別探索環(huán)境規(guī)制對能源效率及其各子部分的影響機理;在研究方法上,運用門限回歸模型對環(huán)境規(guī)制與能源效率間關(guān)系進行模擬,有效避免兩者間“非正即負”、“倒U型”或“U型”等關(guān)系的簡單推論;在研究結(jié)論上,門限模型能精確計算環(huán)境規(guī)制影響能源效率的門檻值,為制定環(huán)境政策以提高能源效率提供數(shù)據(jù)支撐.

1 能源效率測算

1.1 DEA-Malmquist指數(shù)及其分解

F?re等將Malmquist指數(shù)[7]與DEA方法相結(jié)合,提出Malmquist指數(shù)的非參數(shù)線性規(guī)劃方法,DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)逐漸應(yīng)用于多個領(lǐng)域.與其他測算投入產(chǎn)出的研究方法相比,DEA-Malmquist指數(shù)能夠動態(tài)比較不同時期全要素生產(chǎn)率的變化情況,彌補了靜態(tài)DEA處理面板數(shù)據(jù)的不足;此外,將全要素生產(chǎn)率指數(shù)進一步分解為技術(shù)水平、純技術(shù)效率和規(guī)模效率,明確各部分對全要素生產(chǎn)率變化的貢獻程度.

根據(jù)F?re的思想,在規(guī)模報酬不變(CRS)條件下,DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)具體如下:

若放松對規(guī)模報酬不變的假定,在規(guī)模報酬可變(VRS)條件下,全要素生產(chǎn)率可以進一步分解為技術(shù)水平指數(shù)、規(guī)模效率指數(shù)和純技術(shù)效率指數(shù)的乘積[8],即

式中:M為規(guī)模報酬可變條件下的全要素生產(chǎn)率;為規(guī)模效率,反映規(guī)模變化對生產(chǎn)率的影響;為純技術(shù)效率,體現(xiàn)為現(xiàn)有技術(shù)條件下要素可自由流動時技術(shù)效率的變化;為技術(shù)水平,即技術(shù)條件可變時生產(chǎn)前沿面的移動程度.

1.2 投入產(chǎn)出指標(biāo)

本文搜集2000~2014年中國30個省級行政區(qū)(香港、澳門、臺灣以及西藏等地區(qū)由于數(shù)據(jù)原因未予考慮)面板數(shù)據(jù)為樣本,具體投入產(chǎn)出指標(biāo)如下:

投入指標(biāo):①能源投入.選取2000~2014年各地區(qū)能源消費總量作為衡量能源投入的測量指標(biāo).②勞動投入.選取2000~2014年各地區(qū)社會從業(yè)人員總量作為計算勞動投入的指標(biāo).③資本投入.基于資本在使用過程中存在折舊問題,借鑒學(xué)者張軍[9]的方法計算我國資本投入,計算方法為:

產(chǎn)出指標(biāo):①期望產(chǎn)出.選取2000~2014年各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出的衡量指標(biāo).為剔除價格因素的影響,使用各地區(qū)GDP平減指數(shù)將原始數(shù)值按可比價格換算成實際GDP(2000年作為基期).②非期望產(chǎn)出.由于研究重心各有側(cè)重,目前學(xué)術(shù)界對非期望產(chǎn)出的衡量指標(biāo)尚未形成統(tǒng)一認知.曾賢剛[11]選用CO2衡量非期望產(chǎn)出;汪克亮等[12]、Li等[13]傾向于選用CO2和SO2等大氣污染排放量作為非期望產(chǎn)出的指標(biāo);吳琦等[14]則綜合考慮污染物對生態(tài)環(huán)境的危害,選取CO2、SO2、煙塵、工業(yè)粉塵、化學(xué)需氧量、氨氮以及工業(yè)固廢排放量等指標(biāo)以衡量非期望產(chǎn)出;根據(jù)物理屬性,能源在使用過程中會同時產(chǎn)生固態(tài)、液態(tài)和氣態(tài)等3種形態(tài)的污染物,借鑒學(xué)者臧傳琴等[15]的變量選擇方法,從全面性和簡潔性視角,選擇“工業(yè)三廢”排放量作為非期望產(chǎn)出的衡量指標(biāo).

此外,在數(shù)據(jù)統(tǒng)計過程中存在著單個投入產(chǎn)出指標(biāo)在某地區(qū)某一年份出現(xiàn)缺失情況,取前后兩年平均值補齊.

1.3 測算結(jié)果與分析

基于投入要素的數(shù)量,能源效率可以分為單要素能源效率和全要素能源效率.早期學(xué)者主要將能源要素作為唯一投入測算能源效率,即單要素能源效率.Hu等[16]指出:僅僅依靠能源要素投入是無法合成產(chǎn)出,需同時考慮到能源、勞動、資本等其他生產(chǎn)要素,即全要素能源效率.根據(jù)前文介紹的研究方法以及搜集的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù),計算得到中國及其30個省級行政區(qū)全要素能源效率、技術(shù)水平、技術(shù)效率、純技術(shù)效率及規(guī)模效率,具體結(jié)果如表1、表2所示.

表1 中國2000~2014年全要素能源效率及分解

從表1可知,2000~2014年我國全要素能源效率指數(shù)均小于1,說明我國能源利用效率整體呈現(xiàn)下降趨勢;全要素能源效率指數(shù)均值為0.8462,較2000年下降了15.3802%,說明我國能源利用與經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境保護間矛盾呈惡化趨勢.根據(jù)DEA-Malmquist指數(shù)分解結(jié)果,我國技術(shù)效率指數(shù)在部分年份小于1,而在其他年份則大于1,表明我國純技術(shù)效率在2000~2014年出現(xiàn)一定程度的波動;但總體而言,2000~2014年技術(shù)效率指數(shù)均值為0.9963,且各年份技術(shù)效率值與1十分接近,表明波動幅度不大.可以認為: 2000~2014年間我國技術(shù)效率總體上較穩(wěn)定,變動幅度不大.而純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)作為技術(shù)效率指數(shù)的分解指標(biāo),在變化趨勢上與技術(shù)效率指數(shù)類似.因此,這一結(jié)論也得到純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)的支持.反觀技術(shù)水平指數(shù),2000~2014年平均值為0.8489,說明我國技術(shù)水平從2000~2014年下降了15.1149%.技術(shù)水平退步是導(dǎo)致我國全要素能源效率下降的主要原因.

表2 2000~2014年中國30個省市全要素能源效率及其分解

從表2可知,我國30個省級行政區(qū)全要素能源效率指數(shù)均小于1,說明我國這些省份全要素能源效率出現(xiàn)下降現(xiàn)象.其中,山西、甘肅和內(nèi)蒙古作為全要素能源效率下降最嚴峻的3個省份,全要素能源效率分別下降21.3072%、20.6795%、20.5862%.山西、甘肅、黑龍江作為我國資源大省,其豐富的礦產(chǎn)資源為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展做出了突出貢獻,但豐富的礦產(chǎn)資源也造成這些區(qū)域能源的低效利用.將全要素能源效率分解為技術(shù)水平和技術(shù)效率,發(fā)現(xiàn)我國30個省份均出現(xiàn)了不同程度技術(shù)退步情況,且與全要素能源效率下降趨勢相對應(yīng),山西、甘肅和內(nèi)蒙古這3個省份技術(shù)退步現(xiàn)象最嚴重.因此,提高該地區(qū)技術(shù)水平成為促進全要素能源效率的重要途徑.進一步將技術(shù)效率指數(shù)分解為純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù),發(fā)現(xiàn)以北京、河北為代表的12個省份,純技術(shù)效率得到提升,而以內(nèi)蒙古、重慶為代表的14個省市,純技術(shù)效率表現(xiàn)出下降趨勢;以寧夏、陜西為代表的10個省市,規(guī)模效率得到改善,而以吉林、天津為代表的16個省市,規(guī)模效率出現(xiàn)惡化.但總體而言,純技術(shù)效率和規(guī)模效率波動區(qū)間均在1附近,表明純技術(shù)效率和規(guī)模效率提高或者降低的程度不太明顯.

2 環(huán)境規(guī)制與全要素能源效率:實證研究

2.1 門限回歸模型介紹

門限回歸模型的基本思想是當(dāng)變量達到某一臨界值時,該變量將從一種運動方式迅速躍變至另一種運動機制.在實際數(shù)據(jù)處理中以臨界值為界,將樣本值劃分成不同區(qū)間,對各自區(qū)間進行回歸并比較回歸系數(shù)的不同.從統(tǒng)計上,門限回歸模型是對變量進行分組檢驗的非線性計量經(jīng)濟學(xué)模型.Hansen[17]基于殘差平方和最小化原則確定門限值,并采用自舉法對門限效應(yīng)的假設(shè)進行顯著性檢驗,確保門限模型的可靠性.

2.1.1 模型設(shè)定 以單門限回歸模型為例,其模型設(shè)定的一般形式為:

(5)

2.1.2 假設(shè)檢驗 模型原假設(shè)為不存在門限效應(yīng),備擇假設(shè)為存在門限效應(yīng).設(shè)為存在門限效應(yīng)時計算求得的殘差平方和,而為不存在門限效應(yīng)時計算求得的殘差平方和,基于殘差平方和最小化原則,構(gòu)建統(tǒng)計量,通過自舉法獲得F統(tǒng)計量的漸進分布,進而求得其值.

若值足夠小,則拒絕原假設(shè)選擇備擇假設(shè),認為至少存在一個門限值.此時需要將單門限回歸模型推廣到雙門限回歸模型甚至多門限回歸模型中,多門限回歸模型在模型設(shè)定與假設(shè)檢驗與單門限回歸模型相似,估計時以此類推,直到無法拒絕原假設(shè)為止.

2.2 測量指標(biāo)

被解釋變量分別為全要素能源效率、技術(shù)水平、純技術(shù)效率和規(guī)模效率,數(shù)據(jù)來源于DEA- Malmquist計算結(jié)果.門限變量為環(huán)境規(guī)制(hjgz).本文選用工業(yè)污染治理完成投資占區(qū)域生產(chǎn)總值比重作為環(huán)境規(guī)制的衡量指標(biāo).

控制變量包括:①經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp).經(jīng)濟發(fā)展通過增加研發(fā)及教育投入以提高全要素能源效率.本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的指標(biāo).②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(cyjg).以重工業(yè)為主的粗放式發(fā)展模式是造成我國能源效率低下的重要原因.因此,降低第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中所占比重,提高第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟體貢獻將有助于改善全要素能源效率.本文將第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測量指標(biāo).③資源稟賦(zybf).資源詛咒理論表明,資源越豐裕的區(qū)域,資源利用過程中的浪費情況越普遍.本文借鑒學(xué)者胡援成和肖德勇[18]的做法,選用采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比例作為資源稟賦的指標(biāo).④所有制結(jié)構(gòu)(syzjg).國有經(jīng)濟在社會經(jīng)濟中比重較高,市場配置資源的能力得不到發(fā)揮,能源利用效率相對較低.其測量指標(biāo)為國有及國有控股工業(yè)企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值的比值.⑤對外開放程度(kfcd).經(jīng)濟體在與外界貿(mào)易往來過程中可以通過學(xué)習(xí)對方完善的管理體系、豐富的管理經(jīng)驗以及借助技術(shù)共享或技術(shù)溢出等方式提升自身能源利用效率.本文選用進出口貿(mào)易總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值比值作為度量對外開放程度的指標(biāo).

以環(huán)境規(guī)制為門限變量,分別構(gòu)建環(huán)境規(guī)制與全要素能源效率、技術(shù)水平、純技術(shù)效率和規(guī)模效率的門限回歸模型為:

(7)

(8)

2.3 結(jié)果與討論

基于前文分析,分別以全要素能源效率、技術(shù)水平、純技術(shù)效率和規(guī)模效率作為被解釋變量,環(huán)境規(guī)制為門限變量,經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦、所有制結(jié)構(gòu)和對外開放程度為控制變量,通過搜集2001~2014年我國30個省份樣本數(shù)據(jù),進行面板門限回歸分析.回歸結(jié)果表明,環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率、技術(shù)水平與純技術(shù)效率均存在單門限效應(yīng),且在0.05顯著性水平下通過檢驗;而環(huán)境規(guī)制對規(guī)模效率則不存在門限效應(yīng)(表3).

表3 面板門限回歸模型估計結(jié)果

注:*<0.1,**<0.05,***<0.01.

2.3.1 環(huán)境規(guī)制對規(guī)模效率的影響 環(huán)境規(guī)制對規(guī)模效率不存在門限效應(yīng).通過對環(huán)境規(guī)制與規(guī)模效率進行線性回歸,發(fā)現(xiàn)工業(yè)污染治理完成投資額占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重每提高1%,規(guī)模效率將下降10.1164%,且在0.05水平下通過顯著性檢驗.因此,環(huán)境規(guī)制與規(guī)模效率的波特假說不成立.對此可能解釋是:隨著環(huán)境規(guī)制強度提高,企業(yè)為維持其最大化利潤,更傾向于使用價格便宜、生產(chǎn)率低的生產(chǎn)要素代替價格昂貴、生產(chǎn)率高的生產(chǎn)要素,如使用更多勞動力要素代替高技術(shù)含量的生產(chǎn)設(shè)備,從而出現(xiàn)規(guī)模效率下降現(xiàn)象.

2.3.2 環(huán)境規(guī)制對純技術(shù)效率的影響 環(huán)境規(guī)制對純技術(shù)效率存在單門限效應(yīng),其門限值為0.0044,在0.01的顯著性水平下通過檢驗.當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度低于0.0044時,工業(yè)污染治理完成投資額在國民經(jīng)濟中的比重每增加1%,純技術(shù)效率將提高8.7590%;當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度高于0.0044時,工業(yè)污染治理完成投資額在國民經(jīng)濟中的比重每增加1%,環(huán)境規(guī)制對純技術(shù)效率貢獻下降到1.3214%,環(huán)境規(guī)制與純技術(shù)效率的波特假說成立.弱環(huán)境規(guī)制一方面促使企業(yè)進一步改進其管理流程以提高能源利用效率,另一方面企業(yè)可以從外部引入先進技術(shù)或通過與先進企業(yè)開展合作以獲得技術(shù)溢出等方式改善技術(shù)效率.而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度超過0.0044,基于邊際效益遞減原理,通過改進管理流程獲得技術(shù)改善的效果趨于減弱;在技術(shù)水平既定條件下,企業(yè)獲得外部技術(shù)和技術(shù)溢出的可能性越來越低,環(huán)境規(guī)制對純技術(shù)效率的促進作用愈發(fā)減弱.

2.3.3 環(huán)境規(guī)制對技術(shù)水平的影響 環(huán)境規(guī)制與技術(shù)水平存在單門檻效應(yīng),門限值為0.0002,通過0.05顯著性水平.當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度小于0.0002時,環(huán)境規(guī)制對技術(shù)水平的彈性系數(shù)為1495.85;當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度大于0.0002,環(huán)境規(guī)制對技術(shù)水平的彈性系數(shù)-9.6007.當(dāng)環(huán)境規(guī)制低于0.0002時,雖然企業(yè)在該階段需支付一定數(shù)額污染防治成本,但企業(yè)仍有富余資本和人才可用于技術(shù)研發(fā),而創(chuàng)新成功的高額回報足以彌補污染治理成本和創(chuàng)新成本,因此在該區(qū)間環(huán)境規(guī)制促進了技術(shù)水平,波特假說成立.在環(huán)境規(guī)制較高時,環(huán)境排放高標(biāo)準(zhǔn)大大提高了環(huán)境污染的遵循成本,環(huán)境技術(shù)高標(biāo)準(zhǔn)降低了企業(yè)創(chuàng)新成功率,創(chuàng)新補償恐不足以覆蓋其成本,此時環(huán)境規(guī)制對技術(shù)水平關(guān)系為負作用,波特假說不成立.

2.3.4 環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響 環(huán)境規(guī)制與全要素能源效率存在門檻效應(yīng),其門限值為0.0002,在0.05水平下通過顯著性檢驗.而在環(huán)境規(guī)制強度低于0.0002時,工業(yè)污染治理完成投資額在國民經(jīng)濟中比重每增加1%,環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的彈性為1453.759,說明環(huán)境規(guī)制有利于全要素能源效率的提高,波特假說成立;當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度大于0.0002時,即工業(yè)污染治理完成投資額在國民經(jīng)濟中的比重每增加1%,環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的彈性為-6.9621,環(huán)境規(guī)制則會抑制全要素能源效率的改進,波特假說不成立.總的來說,當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度較小時,環(huán)境規(guī)制更多表現(xiàn)為技術(shù)水平的促進以及技術(shù)效率的改善,創(chuàng)新補償將高于遵循成本,此時環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響為正.當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度超過0.0002時,環(huán)境規(guī)制同時降低技術(shù)水平、技術(shù)效率以及規(guī)模效率,遵循成本起主導(dǎo)作用,此時環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的影響為負.

需要指出,實證結(jié)果表明提高經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)比重將有助于提升全要素能源效率,這與前文的理論分析相悖.對這一有趣結(jié)論的可能解釋是:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化不僅產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化,還包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是指根據(jù)已有的技術(shù)水平、資源稟賦、消費傾向,通過調(diào)整不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),實現(xiàn)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置,確保各產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展.在我國工業(yè)化發(fā)展初期,工業(yè)行業(yè)主要以勞動密集型的采掘業(yè)為主,能源利用效率較低;但隨著經(jīng)濟發(fā)展,工業(yè)行業(yè)中資本密集型或知識密集型的高端制造業(yè)得以發(fā)展完善,全要素能源效率隨之提高.此外,理論分析中資源稟賦對全要素能源效率的抑制作用未能得到數(shù)據(jù)的驗證,相反,數(shù)據(jù)表明資源越豐裕的區(qū)域,全要素能源效率越高.這一結(jié)論可能與指標(biāo)變量選取有關(guān),本文選擇采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比例作為衡量資源稟賦的指標(biāo),提高采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資比例,將促使該行業(yè)擁有更多資本密集型設(shè)備,從而有助于全要素能源效率的提高.

2.4 建議

提高技術(shù)水平是改善我國全要素能源效率的重點.一方面,政府在財政和稅收方面制定優(yōu)惠政策,如低息貸款、稅收補貼等,降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成本;另一方面,引導(dǎo)企業(yè)與科研機構(gòu)開展合作,通過優(yōu)勢互補提高技術(shù)創(chuàng)新成功率.

政府制定環(huán)境規(guī)制政策,需要考慮到環(huán)境規(guī)制強度對技術(shù)水平、純技術(shù)效率和規(guī)模效率效果的差異.針對規(guī)模效率,應(yīng)該降低環(huán)境規(guī)制,具體來說,可以通過加快經(jīng)濟發(fā)展以降低工業(yè)污染治理完成額在國民經(jīng)濟中的比重;針對純技術(shù)效率,為保證環(huán)境規(guī)制發(fā)揮更大功效,應(yīng)將工業(yè)污染治理完成額占國民經(jīng)濟的比重控制在0.0044以下;針對全要素能源效率和技術(shù)水平,應(yīng)將工業(yè)污染治理完成額在國民經(jīng)濟中的比例應(yīng)控制在0.0002以下.

3 結(jié)論

3.1 我國全要素能源效率整體呈下降趨勢. 2000~2014年,我國全要素能源效率下降了15.3802%,說明我國能源利用與經(jīng)濟發(fā)展、生態(tài)環(huán)境間關(guān)系不僅沒有得到改善,反而呈現(xiàn)惡化趨勢.

3.2 環(huán)境規(guī)制與規(guī)模效率呈負向關(guān)系,環(huán)境規(guī)制強度提高1%,規(guī)模效率將下降10.1164%;環(huán)境規(guī)制對純技術(shù)效率存在單門限效應(yīng),門限值為0.0044;環(huán)境規(guī)制與技術(shù)水平也存在單門檻效應(yīng),門限值為0.0002.

3.3 環(huán)境規(guī)制與全要素能源效率存在門檻效應(yīng),其門限值為0.0002.當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度低于0.0002時,環(huán)境規(guī)制有利于提高全要素能源效率;當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度大于0.0002時,環(huán)境規(guī)制則會抑制全要素能源效率的改善.

[1] Porter M E, Van der Linde C. Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship [J]. The Journal of Economic Perspectives, 1995,9(4):97-118.

[2] 尤濟紅,高志剛.政府環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率影響的實證研究——以新疆為例[J]. 資源科學(xué), 2013,35(6):1211-1219.

[3] 萬倫來,童夢怡.環(huán)境規(guī)制下中國能源強度的影響因素分析——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報, 2010,32(2):6-7.

[4] 王艷麗,鐘 奧.工業(yè)行業(yè)環(huán)境規(guī)制、創(chuàng)新能力與全要素能源效率的實證檢驗[J]. 統(tǒng)計與決策, 2015,(15):139-142.

[5] 張 華,王 玲,魏曉平.能源的“波特假說”效應(yīng)存在嗎? [J]. 中國人口×資源與環(huán)境, 2014,24(11):33-41.

[6] 高志剛,尤濟紅.環(huán)境規(guī)制強度與中國全要素能源效率研究[J]. 經(jīng)濟社會體制比較, 2015,(6):111-123.

[7] F?re R, Grosskopf S, Norris M, et al. Productivity growth, technical progress, and efficiency change in industrialized countries [J]. The American Economic Review, 1994,84(1):66- 83.

[8] 劉丹丹,趙頌揚旸,郭 耀.全要素視角下中國西部地區(qū)能源效率及影響因素[J]. 中國環(huán)境科學(xué), 2015,35(6):1911-1920.

河北省保定市作為農(nóng)業(yè)大市，一直重視農(nóng)村的普法教育工作，并取得了豐碩的成果。該市涿州市、蠡縣、徐水區(qū)獲評全國“六五”普法先進縣，徐水區(qū)麒麟店村獲評國家級民主法治示范村。該市構(gòu)建了“條塊結(jié)合，縱橫相容”的大普法格局，建立“四級六層”（市、縣、鄉(xiāng)、村四級，市、縣、鄉(xiāng)、村、組、“十戶普法宣傳員”六層）普法網(wǎng)絡(luò)，在農(nóng)村普法教育轉(zhuǎn)型過程中積累了很多經(jīng)驗。全市共建立各類基層法治工作站1170個，構(gòu)建“心連心”式普法?；鶎用芴幗Y(jié)率達61%，群眾滿意率達98%。其中涿州市建立“一鄉(xiāng)鎮(zhèn)一法庭”工作制度和人民陪審員“倍增計劃”，實現(xiàn)矛盾就地化解，零距離法律服務(wù)。

[9] 張 軍,吳桂英,張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算:1952-2000 [J]. 經(jīng)濟研究, 2004,(10):35-44.

[10] 吳延瑞.生產(chǎn)率對中國經(jīng)濟增長的貢獻:新的估計 [J]. 經(jīng)濟學(xué)(季刊), 2008,7(3):827-842.

[11] 曾賢剛.我國能源效率、CO2減排潛力及影響因素分析[J]. 中國環(huán)境科學(xué), 2010,30(10):1432-1440.

[12] 汪克亮,楊寶臣,楊 力.考慮環(huán)境效應(yīng)的中國省際全要素能源效率研究[J]. 管理科學(xué), 2010,23(6):100-111.

[13] Li L B, Hu J L. Ecological total-factor energy efficiency of regions in China [J]. Energy Policy, 2012,46(6):216-224.

[14] 吳 琦,武春友.基于DEA的全要素能源效率評價模型研究[J]. 管理科學(xué), 2009,22(1):103-112.

[16] Hu J L, Wang S C. Total-factor energy efficiency of regions in China [J]. Energy Policy, 2006,34(17):3206-3217.

[17] Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing, and inference [J]. Journal of Econometrics, 1999,93(2):345-368.

[18] 胡援成,肖德勇.經(jīng)濟發(fā)展門檻與自然資源詛咒——基于我國省際層面的面板數(shù)據(jù)實證研究[J]. 管理世界, 2007,(4):15-23.

An empirical study on the effect of environmental regulation on total factor energy efficiency——Decomposition verification based on Potter hypothesis.

WANG Teng1,2, YAN Liang1,2*, HE Jian-hua2, ZHENG Shi-gang2

(1.Research Center of Resources and Environmental Economics, China University of Geosciences (Wuhan), Wuhan 430074, China；2.School of Economics and Management, China University of Geosciences (Wuhan), Wuhan 430074, China).

The total factor energy efficiency of China's 30provincial administrative regions during 2000~2014was estimated based on DEA-Malmquist index. Then the total factor energy efficiency was decomposed into technical level, pure technical efficiency and scale efficiency. To testify the Potter hypothesis, the panel threshold regression model was adopted to simulate the environmental regulation on total factor energy efficiency, technical level, scale efficiency and pure technical efficiency. Results showed that technical level regression constituted a major cause for the decline of total factor energy efficiency in China. Environmental regulation exerted a negative influence on the scale efficiency, indicating Potter hypothesis as invalid. Single threshold existed between environmental regulation and pure technical efficiency, and there was a positive impact at different intervals, revealing the existence of Porter hypothesis. The impact of environmental regulation on total factor energy efficiency and technical level was positive when the environmental regulation was less than 0.0002, and the Porter hypothesis was correspondingly valid. Otherwise, it didn't stand. Therefore, government should formulate environmental regulation policy after considering varied effect on technical level, pure technical efficiency and scale efficiency.

environmental regulation；total factor energy efficiency；Potter hypothesis；DEA-Malmquist index；threshold regression

X24,F062.1

A

1000-6923(2017)04-1571-08

2016-07-26

教育部哲學(xué)社會科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項目(12JZD034);國家社會科學(xué)基金項目(12BJL074)

王 騰(1988-),男,湖北鄂州人,中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)博士研究生,主要從事資源環(huán)境經(jīng)濟.發(fā)表論文8篇.

* 責(zé)任作者, 教授, ylyzb@cug.edu.cn

, 2017,37(4)：1571~1578