節(jié)能減排政策措施對產業(yè)結構調整與升級的有效性

張國興+張培德+修靜+柴建

摘要利用節(jié)能減排政策推動產業(yè)結構調整與升級進而促進節(jié)能減排是我國環(huán)境治理工作的重要策略之一。在產業(yè)結構調整與升級對節(jié)能減排有著至關重要的推動作用得以證實的情況下，不禁疑問節(jié)能減排政策措施對產業(yè)結構的調整與升級有效嗎？本文在系統(tǒng)收集我國1978—2013年間頒布的1 195條節(jié)能減排政策以及對節(jié)能減排政策精讀的基礎上，通過對相應政策的政策力度、政策措施、政策目標的量化，構建了節(jié)能減排政策中行政措施、財政稅收措施、人事措施、金融措施、引導措施、其它經(jīng)濟措施的有效性度量模型，通過構建時間序列計量模型，運用穩(wěn)健標準誤和單位根-協(xié)整檢驗分別探討了節(jié)能減排政策中各單項政策措施及不同措施協(xié)同對產業(yè)結構調整升級的影響。結果表明：節(jié)能減排政策對產業(yè)結構升級的整體促進作用顯著大于阻礙作用；節(jié)能減排政策中的金融措施、引導措施對產業(yè)結構調整與升級具有顯著的促進作用，行政措施、財政稅收措施、其他經(jīng)濟措施對產業(yè)結構升級存在一定的阻礙作用；引導措施和金融措施的協(xié)同對產業(yè)結構升級的正向影響效果大于只考慮財政稅收措施和其他經(jīng)濟措施協(xié)同的負向影響效果，也顯著大于行政措施、財政稅收措施、其他經(jīng)濟措施協(xié)同的負向影響效果。重視并加強對產業(yè)結構調整與升級有顯著正向作用的政策措施單獨和協(xié)同的使用，減少或避免無顯著影響或有負向作用的政策措施單獨和協(xié)同的使用，是利用節(jié)能減排政策推動產業(yè)結構調整與升級進而促進節(jié)能減排的有效途徑。

關鍵詞節(jié)能減排；政策量化；措施協(xié)同；NeweyWest標準誤；單位根-協(xié)整分析

中圖分類號F205文獻標識碼A文章編號1002-2104（2018）02-0123-11DOI：10.12062/cpre.20170907

我國GDP總量已躍居世界第二，與此同時也帶來了資源加快消耗、生態(tài)環(huán)境破壞、效率低下和產能過剩等一系列問題。經(jīng)濟增長與資源環(huán)境的矛盾日益尖銳。我國產業(yè)結構特點是造成高能耗、高污染的這種經(jīng)濟增長方式的重要原因。自改革開放以來，我國的產業(yè)結構已有所調整[1]，但產業(yè)結構的不合理及結構重組的需要依然是實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展過程中繞不開的話題，與發(fā)達國家相比，仍存在較大的優(yōu)化空間[2]。 “十三五”規(guī)劃中，政府對轉變經(jīng)濟發(fā)展方式、調整優(yōu)化產業(yè)結構的重視程度上升到了一個新的高度。

1文獻綜述

產業(yè)結構是指產業(yè)間各種經(jīng)濟要素的數(shù)量比例關系和質量協(xié)調關系[3]。產業(yè)結構調整是指產業(yè)之間相互關系的變動和調整。產業(yè)結構朝著最優(yōu)化的方向調整可實現(xiàn)產業(yè)升級。產業(yè)結構升級是指產業(yè)結構從低級形態(tài)向高級形態(tài)轉變的過程或趨勢，通常包括第一、第二、第三產業(yè)之間比重的演替變化，勞動密集型、資本密集型、技術密集型之間依次演變，其核心是產業(yè)結構朝具有較高生產率、較快需求增長、以更高級技術為基礎的產業(yè)群轉移。產業(yè)結構調整與升級包括兩方面：調整以及升級，其中調整是過程，升級是結果。

近些年，學者們關于產業(yè)結構調整與升級對于節(jié)能減排的作用開展了許多研究。關于產業(yè)結構調整對節(jié)能減排的影響方面，Ning[4]利用2007年我國二氧化碳關鍵排放行業(yè)的數(shù)據(jù)，建立了二氧化碳減排目標下，最優(yōu)化產業(yè)結構的投入產出模型，提出要降低二氧化碳排放量，必須調整產業(yè)結構。Zhu等人[5]認為目前這種能源密集型產業(yè)結構是導致中國排放大量二氧化碳的重要原因之一，因此降低二氧化碳排放量的一個重要舉措就是調整產業(yè)結構。Guo等[6]基于上海市的碳減排研究發(fā)現(xiàn)，二氧化碳排放主要來自于產業(yè)經(jīng)濟活動，產業(yè)結構升級是減少碳排放的主要選擇。Mi等人[7]采用案例研究與模型相結合的方法，表明產業(yè)結構調整具有重要的節(jié)能減排潛力。馬麗梅、張曉[8]基于空間計量法，探討了中國31個省份本地與異地之間霧霾污染的交互影響問題以及經(jīng)濟變動、能源結構影響，表明基于產業(yè)轉移的產業(yè)結構調整對霧霾污染的治理存在著“損人利己”效應，需要中央一定程度的集權從而實現(xiàn)各個地方聯(lián)合防控。原毅軍和謝榮輝[9]在研究中指出，當經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展面臨趨緊的環(huán)境約束和轉型壓力，產業(yè)結構調整成為解決促增長、促減排這一“兩難”格局的關鍵路徑。

關于產業(yè)結構升級對節(jié)能減排的影響方面，Zhang等人[10]基于ARDL模型，探討了經(jīng)濟增長、產業(yè)結構、城市化對碳減排的作用機制，提出產業(yè)結構升級和經(jīng)濟增長對于碳減排具有顯著作用。朱永彬等人[11]對比分析了我國與美國、歐盟、日本在部門能源強度和產業(yè)結構上的差異，發(fā)現(xiàn)我國各部門能源強度顯著高于美國、歐盟及日本，且第一產業(yè)與第二產業(yè)比重過高的產業(yè)結構造成了我國碳排放居高的現(xiàn)狀。Chen等人[12]選擇大連作為研究對象，利用LMDI方法分解影響工業(yè)二氧化碳排放的因素，結果顯示，產業(yè)結構升級是工業(yè)二氧化碳排放量最大的負向影響因素，即產業(yè)結構升級能有效抑制工業(yè)二氧化碳的排放。蔡圣華等人[13]預測了純消費拉動下，我國未來產業(yè)結構演進的特征與二氧化碳強度的發(fā)展趨勢。預測結果顯示，降低重化工業(yè)的比重，提高第三產業(yè)的比重有利于降低二氧化碳排放強度?？偟膩碚f，上述文獻從不同角度證實了產業(yè)結構調整與升級對節(jié)能減排有著至關重要的推動作用。

產業(yè)結構的調整與升級對節(jié)能減排有著顯著的促進作用，但僅依賴現(xiàn)有的產業(yè)結構特點頒布節(jié)能減排政策還遠遠不夠。長期來看，政府必須積極主動地采取措施，加快完成產業(yè)結構的優(yōu)化調整，從而改變現(xiàn)有粗放式經(jīng)濟增長方式，實現(xiàn)節(jié)能降耗的目標。鐘茂初等人[14]研究指出，以往學術界對環(huán)境保護和產業(yè)結構轉型的研究主要集中于產業(yè)結構影響環(huán)境質量這一視角，然而，環(huán)境保護政策的實施也可以反作用于產業(yè)結構調整。產業(yè)結構調整與升級是我國節(jié)能減排政策的重要抓手，也是我國推動節(jié)能減排工作的重要目標之一[15]。我國政府高度重視利用產業(yè)結構的調整與升級來促進節(jié)能減排，并采取了一系列政策措施來實現(xiàn)這一目標，在其他的節(jié)能減排治理邏輯之外，還形成了一條依賴節(jié)能減排政策推動產業(yè)結構調整與升級進而實現(xiàn)節(jié)能減排的治理途徑。在產業(yè)結構的調整與升級對節(jié)能減排有著顯著的促進作用得以證實的情況下，還未見以我國改革開放以來頒布的節(jié)能減排政策為樣本從總體上研究節(jié)能減排政策措施對產業(yè)結構調整與升級有效性的相關文獻?；谡呶墨I的量化研究可以有效反映政府依賴節(jié)能減排政策推動產業(yè)結構調整與升級的演進。為此，本文通過系統(tǒng)收集我國改革開放以來的節(jié)能減排政策文本，在量化分析節(jié)能減排政策的基礎上，分析節(jié)能減排政策對產業(yè)結構調整與升級的影響，探討各單項政策措施及政策措施協(xié)同對于產業(yè)結構調整與升級的有效性。endprint

2政策量化與作用機理

2.1數(shù)據(jù)來源

節(jié)能減排是指節(jié)約能源和減少環(huán)境有害物排放。本文以節(jié)能減排政策為研究對象，所涉及的節(jié)能減排政策包括節(jié)能節(jié)水、減少污染物（主要是指COD與SO2）排放、工業(yè)固體廢物綜合利用以及使用和發(fā)展清潔能源等方面的政策。根據(jù)這一定義，作者的研究團隊系統(tǒng)收集了我國改革開放以來由全國人大、國務院、國家發(fā)改委、環(huán)境保護部等40多個機構獨立或聯(lián)合頒布的節(jié)能減排政策，自主建成了節(jié)能減排政策數(shù)據(jù)庫?？紤]到政策效果的時滯現(xiàn)象，最終選取1978—2013年我國頒布的1 195條節(jié)能減排政策文本展開量化研究。

2.2政策量化標準

關于我國節(jié)能減排政策的量化標準及量化過程，作者在文獻[15]和[16]中專門對此進行了詳細說明。本文依照上述量化辦法對節(jié)能減排政策從政策力度、政策目標、政策措施三個方面進行度量，并且針對每一方面由強到弱賦予其由大到小的分值，具體如下：

（1）政策力度。政策力度是指政策的法律效力，與政策頒布主體及政策類型緊密關聯(lián)，表現(xiàn)了政府對政策實施態(tài)度的強硬程度。一般而言，越高級別的主體頒布的政策法律效力越高，表明政府對政策實施的態(tài)度越強硬，因而政策力度越大。全國人大及其常務委員會頒布的法律代表最高法律效力，因此賦予政策力度5分的分值；國務院頒布的各項指令、條例、規(guī)定，以及各部委的命令，賦予政策力度4分的分值；國務院頒布的暫行條例和規(guī)定、決定、意見、方案、辦法、標準，以及各部委頒布的規(guī)定、條例和決定，賦予政策力度3分的分值；各部委頒布的意見、方案、辦法、細則、指南、條件、暫行規(guī)定及標準，賦予政策力度2分的分值；對于簡單的通知、公告和規(guī)劃，一般法律效力最低，因此賦予政策力度1分的分值。

（2）政策目標。政策目標是指政府在頒布政策時所期望達到的目標。對我國節(jié)能減排政策的內容分析表明，推動產業(yè)結構調整與升級已成為我國政府頒布節(jié)能減排政策的重要目標之一[15]。不同政策中，對于推動產業(yè)結構調整與升級這一目標的體現(xiàn)方式有所不同，重視程度也有差異。對政策目標的量化應體現(xiàn)政府對該目標的態(tài)度以及實現(xiàn)目標的程度，根據(jù)態(tài)度的強硬程度、實現(xiàn)目標的程度大小給予目標5、4、3、2、1分的賦值。當政策目標得分為5時，表明該條政策對推動產業(yè)結構調整與升級制定了非常具體的措施和辦法，且要求強制執(zhí)行；當政策目標得分為3時，表明該條政策對推動產業(yè)結構調整與升級制定了相對具體的措施和辦法，但不要求強制執(zhí)行；當政策目標得分為1時，表明該條政策僅涉及了推動產業(yè)結構調整與升級的內容，但并未制定相關的措施和辦法；4分是介于5分和3分之間的一種情況；2分是介于3分和1分之間的一種情況。具體量化標準參照張國興等[15]制定的標準。

（3）政策措施。我國政府采用的節(jié)能減排政策措施主要包括以下六項：人事措施、行政措施、財政稅收措施、金融措施、引導措施以及其他經(jīng)濟措施。人事措施是從人事培訓、人事安排、人事獎懲等方面采取的手段；行政措施主要是指政府采取行政許可、監(jiān)督檢查、審批權限等強制性的手段；財政稅收措施主要指財政補貼與稅收優(yōu)惠；金融措施主要指信貸支持、金融服務等方面的措施；引導措施主要指加強宣傳、推廣，實行試點項目等手段；其他經(jīng)濟措施主要包括相關費用與價格的實施調整，折舊、成本和費用的會計處理規(guī)定等。對于節(jié)能減排政策措施中的成本、折舊以及相關價格的調整等這些方面無法歸類到另外五個措施中，將其單獨歸為其他經(jīng)濟措施以示區(qū)分效果。各類政策措施的量化標準及量化過程與政策目標的量化相似，政策措施越詳細，可實施性越強，則得分越高，分值由高到低分別是5～1分。

2.3作用機理

環(huán)境保護政策與產業(yè)結構升級之間是“前期投入后期收獲”的關系。就本文而言，為達到產業(yè)結構的優(yōu)化升級，節(jié)能減排政策可能在短期內增加產業(yè)成本，使經(jīng)濟發(fā)展停滯不前；但就長期而言，政府利用各方面的信息優(yōu)勢并制訂適當?shù)墓?jié)能減排政策對各產業(yè)施加的宏觀調控，將在解決環(huán)境問題的同時，進一步推動產業(yè)結構的優(yōu)化升級，促進經(jīng)濟增長。

如圖1所示，本文結合前述政策量化標準對節(jié)能減排政策進行解讀，通過考慮具體的政策措施作用來探究節(jié)能減排政策對產業(yè)結構優(yōu)化升級的影響內在作用機理。

（1）單項政策措施的作用機理。財政稅收政策措施主要是針對高耗能產業(yè)的稅收規(guī)制懲罰與對節(jié)能減排產業(yè)的財政補助與支持，通過優(yōu)惠目錄與懲罰條例對相應的產業(yè)結構施加影響；其它經(jīng)濟措施是相關價格、計量標準的政策規(guī)定，通過調整與節(jié)能減排相關的價格、費用，制訂相應的計量標準來對產業(yè)結構的調整產生作用，例如：對供暖、供電的計量與收費標準；行政措施利用行政審批權限以及強制性管理執(zhí)行條例，例如“強制關停小火電”，通過引入先進產能和淘汰落后產能對產業(yè)升級施加影響；人事措施將企業(yè)的節(jié)能減排績效與“一把手”職位掛鉤，主要是針對企業(yè)的中高級管理人員，通過具體的人員調動、考核、表彰、懲罰、培訓等影響產業(yè)結構升級；金融措施是將企業(yè)的節(jié)能減排程度與企業(yè)的信用水平掛鉤，是信貸管控的政策條例，通過信貸支持與信貸懲罰作用于產業(yè)結構升級；引導措施通過示范項目和試點工程以及新產品技術的倡導推廣，使得節(jié)能減排觀念深入人心，進而推動產業(yè)結構的優(yōu)化升級。

（2）政策措施協(xié)同對產業(yè)結構升級的作用。政府在頒布節(jié)能減排政策過程中，為了達到既定的政策目標，往往同時采用多項政策措施協(xié)同推動政策目標的實現(xiàn)。所謂的政策協(xié)同是指在政策的制定和實施過程中，不同政策制定主體之間聯(lián)合采用多種措施，通過利用多種政策措施

之間的相互影響、相互作用，通過不同政策措施的協(xié)調、合作、互補等實現(xiàn)一個或多個政策目標，進而實現(xiàn)政策實施績效的提升[17]。措施之間產生的協(xié)同效果可能會比單項措施的疊加效果復雜得多。本文將在單項政策措施的具體分析結果基礎上考察多項政策措施協(xié)同對產業(yè)結構升級的影響作用。

3模型構建endprint

3.1單項政策措施的度量

在應用以上量化標準的前提下，衡量第t年政府對產業(yè)結構調整與升級目標的重視程度（pgt），考慮兩方面因素：一方面為第t年每條政策的政策力度（petj），它表明了政府對政策實施態(tài)度的強硬程度；另一方面為每條政策對其所包含的產業(yè)結構調整與升級這一目標的重視程度（pgtj），即節(jié)能減排政策中產業(yè)結構調整與升級這一目標的得分，它體現(xiàn)了“實現(xiàn)產業(yè)結構調整與升級”在這條政策中的重要程度。因此，第t年政府想要通過實施第j條政策來達成產業(yè)結構調整與升級這一愿望的強烈程度以pgtjpetj來衡量。最終，將第t年所有政策的pgtjpetj加總，得到第t年政府對產業(yè)結構調整與升級的重視程度pgt：

pgt=∑nj=1pgtjpetj，t=[1978，2013]（1）

根據(jù)公式（1），計算得到我國節(jié)能減排政策中歷年以來對推動產業(yè)結構調整與升級這一政策目標的重視情況。

值得注意的是，推動產業(yè)結構調整與升級雖然是節(jié)能減排政策的重要目標之一，但并非所有的節(jié)能減排政策都與推動產業(yè)升級相關。例如某一條政策中政府給出了很

詳細的行政措施方案，但該條政策并未涉及推動產業(yè)結構調整與升級相關的內容，也就是該項措施并非為了達成推動產業(yè)結構調整與升級這一目標。因此基于對上述問題的考慮，第t年第j條政策在“推動產業(yè)結構調整與升級”這一政策目標的政策措施效力為：

pmtjpetjpgtj，其中pmtj為政策措施的量化，它代表上述6項政策措施。這一衡量標準的意義為：當

某條節(jié)能減排政策的政策目標與“推動產業(yè)結構調整與升級”無關時（即pgtj=0），該條政策對推動產業(yè)結構調整與升級的措施效力為0（pmtjpetjpgtj=0）。最終，第t年的節(jié)能減排政策對于產業(yè)結構升級的政策措施使用程度（即政策措施效力）可用以下公式度量：

pmt=

∑nj=1pmtjpetjpgtj，t=[1978，2013]

（2）

根據(jù)公式（2），計算得到歷年來我國節(jié)能減排政策中對于推動產業(yè)結構調整與升級的各項政策措施的效力。圖2直觀地表明，針對“推動產業(yè)結構調整與升級”這一目標，政府對各類政策措施的使用程度存在顯著差異。其中，行政措施被使用的程度遠遠高于其他類型的政策措施，這是由于政府在頒布政策時，即使主要采取的是其他類型的政策措施，往往也會采取一定程度的行政手段以保證其他政策措施的有效實施；引導措施的被使用程度也相對較高，其次分別是財政稅收措施、人事措施、其他經(jīng)濟措施與金融措施；在2011年之后，金融措施的使用程度反超了其他經(jīng)濟措施。此外，從演變趨勢上看，各項措施效力都呈現(xiàn)增長趨勢，尤其在2003年之后，增長趨勢尤為明顯，但各項措施效力的增長趨勢有所差異，一方面表明政府越來越重視利用各項政策措施來推動產業(yè)升級，從而實現(xiàn)節(jié)能減排目標；另一方面也表明，政府在嘗試調整各類政策措施的使用情況。

3.2政策措施協(xié)同度度量

本文引入政策措施協(xié)同度這一指標表征政策措施之間協(xié)同的程度，具體如下：

MMCPtkl=（1nkpmtk）

（1nlpmtl），t=[1978，2013]

其中，MMCPtkl表示第t年措施k與l措施之間的協(xié)同度；pmtk與pmtl分別表示第t年措施k的政策措施效力與措施l的政策措施效力；nk為包含政策措施k的節(jié)能減排政策數(shù)量，nl為包含政策措施l的節(jié)能減排政策數(shù)量。同理，若為三項措施協(xié)同時，政策措施協(xié)同度為：

MMCPtlmk=（1nkpmtk）

（1nlpmtl）

（1nmpmtm），t=[1978，2013]

（4）

3.3自變量的選取

模型中的自變量為節(jié)能減排政策措施效力（pmt）以及政策措施的協(xié)同度（MMCPtkl），但在節(jié)能減排政策中各個政策措施之間相互相關，對節(jié)能減排政策措施效力以簡單加總的計算方式度量會使六項政策措施均與政策數(shù)量相關，從而導致嚴重的多重共線性。為剔除政策數(shù)量對政策措施效力的影響，取其平均值作為每年政策措施效力的反映，即?。?nkpmtk）來衡量第t年政策措施k的措施效力。技術進步、要素供給、對外開放程度等會對產業(yè)結構升級產生重要影響，為保證實證結果的有效性，本文將這四個影響因素納入模型中作為控制變量。

其中，科技創(chuàng)新與技術進步對產業(yè)結構升級有著重要影響[18-20]，節(jié)能減排政策工具對技術進步具有促進作用[21-22]。因此，為了考查節(jié)能減排政策對產業(yè)結構升級的“純”效應，本文在將六項政策措施效力作為自變量的基礎之上，將技術進步也作為自變量納入模型之中。另外，考慮到時間趨勢項不能完全反映技術進步，而且采用時間趨勢項代替技術進步也與經(jīng)濟理論不符[23]，我們借鑒曹吉云[23]提出的第三產業(yè)勞動力投入占比作為技術進步的替代變量。此外，影響產業(yè)結構升級的供給因素中最重要最基本的因素是勞動力和資本。我國正處于工業(yè)化中后期階段，產業(yè)結構升級的一個重要路徑是從勞動密集型和資源密集型為主的產業(yè)結構向資本密集型和技術密集型為主的產業(yè)結構轉型， 在這一過程中需要大量的資本投入[24]。因此本文選取勞動力和固定資產投資作為供給因素的反映作為控制變量，其中勞動力以三大產業(yè)就業(yè)人數(shù)度量，固定資產投資選用傳統(tǒng)的全社會固定資產投資總額占GDP的比重。對外貿易一方面通過出口，擴大國內需求，拉動經(jīng)濟增長，進而推動產業(yè)結構升級；另一方面通過學習國外先進技術和工藝，推動傳統(tǒng)產業(yè)發(fā)展。本文選取進出口額占GDP的比重來衡量對外開放程度。四個控制變量所需數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.4因變量的選取

由于產業(yè)結構調整是一個過程，無法進行量化，且調整的最終目標是達到產業(yè)升級，因此本研究因變量相關數(shù)據(jù)的選取借鑒干春輝[25]提出的產業(yè)高級化值TS來度量，即采用第三產業(yè)產值與第二產業(yè)產值相比的比率來度量產業(yè)高級化值。endprint

3.5模型構建

1978年到2013年的TS值變化均出現(xiàn)波動，這歸因于我國改革開放的歷程[26]。根據(jù)上述變量的選取，具體估計方程設定如下：

Yt=C+β1RSt-i1+

β2XZt-i2+β3CSt-i3+

β4JRt-i4+

β5YDt-i5+

β6QTt-i6+

∑kj=1θjQj

（5）

其中，Qj代表一系列控制變量，in（n=1，…，6）代表滯后期數(shù)。

通過閱讀本文量化的1 195條節(jié)能減排政策，一個顯著的特點是我國常常采用“多管齊下，多措并舉”的方式推進節(jié)能減排工作。因此，不僅要探究單一措施對產業(yè)結構升級的影響，還有必要考慮兩種或兩種以上措施協(xié)同對產業(yè)結構升級產生的影響，并進一步比較不同影響效應之間相對作用效果的大小。為此，本文建立如下模型：

Yt=C+λ1X1+…+λiXi+∑kj=1θjQj

（6）

其中，Xi代表政策措施協(xié)同項，協(xié)同項下標i代表協(xié)同項的數(shù)量。

4實證分析

4.1模型的初步檢驗

本文運用的是時間序列模型，因而變量數(shù)據(jù)很可能會受到時間趨勢或隨機趨勢等影響使得實際不相關的變量有顯著的回歸結果。因此為了降低偽回歸的可能性保證實證分析的科學性，在做回歸分析前我們需要對各變量數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗（運用kpss檢驗）。

5%的臨界值為0.146，RS、XZ、CS、JR、YD以及QT六項政策措施0階至5階滯后的kpss統(tǒng)計量均小于0.146，故這六項措施為平穩(wěn)時間序列；Str、Fix、Open、Lab以及因變量TS的檢驗統(tǒng)計量均存在大于0.146的滯后項，因此均為非平穩(wěn)序列。

確立協(xié)整關系之前，我們需要考慮非平穩(wěn)序列是否為同階單整序列，這是長期均衡關系存在的前提。我們對非平穩(wěn)序列的差分項進行檢驗，若一階差分平穩(wěn)則原時間序列為一階單整序列I（1）；同樣的，若變量2階差分平穩(wěn)原序列為二階單整序列I（2），以此類推。檢驗結果見表1。

表1結果表明，Str、Fix、Open、Lab以及TS差分項的0階至5階滯后均小于0.146，均為一階差分平穩(wěn)，原時間序列為一階單整序列。由于原模型中不包含時間趨勢，協(xié)整秩的確定我們只考慮常數(shù)項存在的情況，具體檢驗結果見表2。

包含常數(shù)項的協(xié)整秩跡檢驗表明，只有一個線性無關的協(xié)整向量（相應的統(tǒng)計量小于臨界值，打星號者）。同時最大特征值檢驗也表明，在5%的顯著性水平上拒絕協(xié)整秩為0的原假設，而無法拒絕協(xié)整秩為1的原假設。我們需要確定VAR表示法的滯后階數(shù)，具體檢驗結果如表3所示。

表3中大多數(shù)信息準則表明，應該選擇滯后四階（打星號者）?；诒?和表3的檢驗結果我們可以得出相應的長期協(xié)整回歸結果，具體如表4所示。

從表4的分析結果可以看出，其系數(shù)以及整個協(xié)整方程均通過了顯著性檢驗，即表4中協(xié)整方程所代表的長期均衡關系得到了驗證。就本文模型而言，由于這些序列同期單整并存在長期均衡關系，因此根據(jù)協(xié)整理論的內涵，在因變量TS中“除去”這些非平穩(wěn)序列影響的部分后其剩余的部分就是平穩(wěn)的，而多元回歸模型恰恰可以達到“除去”這一效果。

本文對模型進行了自相關檢驗，發(fā)現(xiàn)無論是BG檢驗還是Q檢驗均在5%的顯著性水平上拒絕“無自相關”原假設，而認為原模型存在自相關。由于擾動項存在自相關，導致OLS所提供的標準誤不準確，因此在本文中將使用NeweyWest估計法對標準誤進行修正，以得到相對準確的結果。

4.2單項措施的作用效果

通過對模型最初回歸結果的檢測，發(fā)現(xiàn)誤差項存在序列相關，從而使參數(shù)方差出現(xiàn)偏誤，t檢驗和F檢驗也就失去了意義。為了克服殘差序列相關帶來的估計偏誤，本文對標準誤進行穩(wěn)健性修正。考慮基于節(jié)能減排政策的單項政策措施對產業(yè)結構升級的作用效果，如表5所示。

表5表明，對標準誤的修正之后，基于節(jié)能減排政策的其他經(jīng)濟措施、引導措施、金融措施、財政稅收措施、行政措施對產業(yè)高級化的影響效果顯著。一方面，就系數(shù)的絕對值而言，其他經(jīng)濟措施、引導措施對產業(yè)高級化的影響作用明顯大于財政稅收措施、行政措施、金融措施對產業(yè)結構升級的作用；另一方面，金融措施、引導措施對產業(yè)結構升級產生明顯的促進作用，其他經(jīng)濟措施、財政稅收、行政措施對產業(yè)高級化產生了負面效果。與此同時，在上述政策措施中我們可以看到，人事措施的作用效果并不顯著，并且其對產業(yè)結構升級產生的是阻礙作用。這是因為關于度量技術進步的變量，我們選取的是第三產業(yè)勞動力占比，這一變量本身蘊含著人事措施的作用效果，根據(jù)路徑分析理論，技術進步項可能使人事措施的顯著性降低；并且在推動產業(yè)結構升級的過程中，頻繁的人事調動和人事任命并不利于產業(yè)的長期發(fā)展，進而難以對產業(yè)結構高級化產生促進作用。由于人事措施對產業(yè)高級化影響作用不顯著，根據(jù)回歸分析的交互項構造理論，考慮政策措施協(xié)同對產業(yè)高級化的影響中，不再把人事措施放入交互項。

實證分析結果具有較強的政策含義。就單項措施而言，引導措施是一種潛移默化的影響。它的實施可以讓節(jié)能減排的理念深入人心，讓各層次企業(yè)了解我國產業(yè)發(fā)展的道路，并且朝著我國政府倡導的方向不斷前進。因此，努力宣傳、推廣、推行試點項目，積極引導企業(yè)主動采用先進技術，低碳低消耗發(fā)展，將有利于產業(yè)結構更優(yōu)化、更高級；金融措施的實施本身有利于帶動金融行業(yè)的發(fā)展，因而能夠推動第三產業(yè)的發(fā)展，促進產業(yè)間結構的優(yōu)化升級。因此，要加強信貸支持與懲罰，加大金融措施的使用力度。同時，產業(yè)向高級化發(fā)展是一個長時間的過程。在工業(yè)中，制造業(yè)占比高達80%，對于傳統(tǒng)制造業(yè)等粗放型產業(yè)來說，較大力度的稅收規(guī)制與懲罰等財政稅收政策的實施以及對相關價格、費用、成本計量規(guī)制等其他經(jīng)濟措施的實施，使得企業(yè)盈利減少，甚至虧損，對產業(yè)高級化的進程產生影響。而對于有關審批權限和審批程序的行政措施來說，它的使用大多是為了配合其他政策措施的實施，政府通常采取行政措施來提升其他政策措施的實施效果，而較少單獨采取行政措施，因此單獨就行政措施而言，很難對產業(yè)結構的升級產生促進作用，甚至如果行政措施本身不完善或使用不當，反而會對產業(yè)內的結構升級產生不利影響；其次，行政措施的效果還受到其行政效率的影響，對當前問題的行政反應，其“及時”效果難以產生。endprint

綜上，通過異方差-序列相關一致標準誤的修正，節(jié)能減排政策對產業(yè)結構升級的影響分為兩個方面：一方面為促進作用，體現(xiàn)在金融措施、引導措施對產業(yè)結構升級的影響；另一方面為抑制作用，體現(xiàn)在其他經(jīng)濟措施、財政稅收措施、行政措施對產業(yè)高級化的影響作用。

4.3多項措施協(xié)同的作用效果

那么節(jié)能減排政策對產業(yè)高級化的影響效果到底是促進作用大一些，還是抑制作用大呢？本文考慮同為滯后兩期情況下的體現(xiàn)為抑制作用的財政稅收措施和其它經(jīng)濟措施的協(xié)同（就這兩項措施的定義來說我們很容易把他們歸為起抑制作用的“經(jīng)濟措施”）以及體現(xiàn)為促進作用的引導措施與金融措施的協(xié)同對于產業(yè)結構升級的影響，分析結果如表6。

表6的分析結果表明，同為滯后兩期的情況下，引導措施與金融措施協(xié)同的促進作用稍低于財政稅收措施和其他經(jīng)濟措施協(xié)同對產業(yè)結構升級的抑制作用。就政策協(xié)同來說，在加強對產業(yè)結構升級的信貸支持的同時，應加大宣傳力度，大力推行試點項目。在基于節(jié)能減排政策對產業(yè)結構優(yōu)化調整的過程中，應使引導措施與金融措施雙管齊下，達到促進產業(yè)結構升級的目標。與此同時，應減少財政稅收措施和其他經(jīng)濟措施的聯(lián)合使用，或者多運用一些獎勵手段而不是懲罰規(guī)制。需要注意的是，模型中還沒有考慮行政措施對產業(yè)結構的負面作用，即沒有把它放入模型交互項中加以比較。因此，雖然起抑制作用的兩

項措施的協(xié)同效果大于起促進作用的兩項政策措施的協(xié)同，但仍難以判斷節(jié)能減排政策對產業(yè)結構升級的影響究竟是促進作用大還是抑制作用大。

由于表現(xiàn)為抑制作用的是三項政策措施的協(xié)同，而表現(xiàn)為促進作用的只有兩項政策措施的協(xié)同，在非標準化數(shù)據(jù)下，協(xié)同效應的系數(shù)值屬于不同的量級，不能進行直接比較。因此，為了使系數(shù)估計值在同一個量級，我們對數(shù)據(jù)進行了標準化處理，結果如表7所示。

依據(jù)表7的結果，我們可以明確地得出節(jié)能減排政策對產業(yè)結構升級的促進作用明顯大于其抑制作用。這體現(xiàn)在以下兩方面：其一，對產業(yè)結構升級的相對作用中，依據(jù)修正后的標準誤可以看出促進作用對產業(yè)高級化的重要性明顯大于抑制作用對產業(yè)高級化的重要程度，即體現(xiàn)為促進作用的金融措施與引導措施對產業(yè)結構升級的解釋力更高；其二，在同一標準化單位下，金融措施、引導措施兩者協(xié)同的系數(shù)遠大于其他經(jīng)濟措施、財政稅收、行政措施三者協(xié)同的系數(shù)。上述結果說明節(jié)能減排政策對產業(yè)結構升級促進作用的效果明顯大于其抑制作用的效果。

5穩(wěn)健性檢驗

5.1對截斷參數(shù)的敏感性

檢查異方差-序列相關一致標準誤是否對截斷參數(shù)敏感，即是否忽略了高階自相關而導致估計結果偏誤。具體結果如表8所示。

從表8結果看，三個模型中除了人事措施，剩下所有的自變量的NeweyWest標準誤隨著誤差項滯后期的增加明顯降低。這說明誤差項的高階自相關對估計結果有影響，即存在對截斷參數(shù)敏感的情況，使具有顯著影響的解釋變量變得更加顯著，對被解釋變量影響不顯著的變量（人事措施）變得更加不顯著。NeweyWest估計法只改變標準誤的估計值，不改變模型中回歸系數(shù)的估計值。在高階情況下，顯著的自變量變得更加顯著，不顯著的自變量變得更加不顯著，故節(jié)能減排政策措施對產業(yè)結構升級的促進作用依然大于抑制作用；并且若誤差項的自相關系數(shù)太多（即滯后期太長），隨著樣本量的增加，將導致此估計量不一致。為保證估計量在大樣本下的一致性，我們仍以誤差項滯后3期的分析結果為準。因此，從總體上來說，其對研究結果并不影響。

5.2措施協(xié)同有效性檢驗

進行第二階段回歸時，本文對于在產業(yè)結構升級中體現(xiàn)為抑制作用的三項政策措施選取的是同一滯后期下財政稅收措施與其他經(jīng)濟措施的協(xié)同。事實上，無論我們選取其中哪兩個政策措施，其結果都是這兩項措施的協(xié)同對產業(yè)結構升級的抑制作用小于金融措施與引導措施對產業(yè)結構升級的促進作用，與此同時還有一個起抑制作用的單項措施，并且其結果對第三階段回歸并無影響。因為無論是行政措施與財政稅收措施的協(xié)同，還是財政稅收措施與其他經(jīng)濟措施的協(xié)同，亦或是行政措施與其他經(jīng)濟措施協(xié)同，第三階段回歸衡量的都是體現(xiàn)為抑制作用的這三項措施的協(xié)同與體現(xiàn)為促進作用的引導措施與金融措施協(xié)同的相對作用效果。

6結論

本文基于“產業(yè)結構的調整與升級有利于促進節(jié)能減排”這一研究前提，通過將1978—2013年間政府頒布的節(jié)能減排政策措施進行量化，分別探討了節(jié)能減排政策單項措施和措施協(xié)同對產業(yè)結構升級的影響，并且基于其對產業(yè)高級化的促進作用與阻礙作用，具體分析了這兩種作用的相對影響效應的大小。

（1）2003年以來，我國政府高度重視通過節(jié)能減排政策來推動產業(yè)結構調整與升級進而促進節(jié)能減排的目標?？傮w而言，基于節(jié)能減排的政策措施對產業(yè)結構的調整與升級的影響存在顯著差異，但節(jié)能減排政策對產業(yè)結構的調整與升級的促進作用顯著大于阻礙作用。

（2）單項措施方面，引導措施、金融措施表現(xiàn)為促進作用，行政措施、財政稅收措施、其他經(jīng)濟措施表現(xiàn)為一定的阻礙作用。政府不斷提倡、宣傳、進行試點等引導措施以及各種信貸金融支持措施，有力地推動產業(yè)結構得以朝著更高級的方向優(yōu)化升級；但由于行政措施往往是配合其他政策措施使用[26]，其單獨使用的作用效果低下及其遲滯效應，對第二產業(yè)中占大比重的工業(yè)企業(yè)的相關成本、費用、稅收等方面過多的規(guī)制與懲罰均不利于產業(yè)結構的優(yōu)化升級。

（3）不同措施協(xié)同方面，金融措施、引導措施的協(xié)同對產業(yè)結構升級有顯著的促進作用，財政稅收措施、行政措施、其他經(jīng)濟措施三者之間的協(xié)同對產業(yè)結構升級有顯著的阻礙作用；并且通過將數(shù)據(jù)標準化之后的結果顯示，前者對產業(yè)結構升級的促進作用比后者的阻礙作用產生了更為顯著的影響。

本文的研究結論對我國的產業(yè)政策制定有一定的啟發(fā)意義。政府在頒布節(jié)能減排政策過程中，如利用節(jié)能減排政策推動產業(yè)結構調整與升級進而促進節(jié)能減排效果，則應當加強對產業(yè)結構升級有顯著正向作用的政策措施或措施組合的使用，減少對產業(yè)結構升級無顯著作用的政策措施或措施組合的使用，以及避免對產業(yè)結構升級產生阻礙作用的政策措施或措施組合的使用。endprint

盡管本文研究結論對今后政府頒布節(jié)能減排政策具有理論借鑒價值，但仍然存在一定局限性。本文主要探討了兩項措施或三項措施對產業(yè)結構結構調整與升級的影響，在政府頒布政策的過程中，使用的政策措施組合也存在比本文研究的內容更為復雜的情況。由于篇幅限制，本文并未詳細討論其它多項政策措施組合的有效性問題。在后續(xù)研究中，可以繼續(xù)探討多項政策措施協(xié)同對產業(yè)結構調整與升級的影響。

（編輯：劉照勝）

參考文獻（References）

[1]

CHEONG T S， WU Y R. The impacts of structural transformation and industrial upgrading on regional inequality in China [J]. China economic review， 2014，31（C）： 339-350.

[2]顧阿倫， 呂志強. 經(jīng)濟結構變動對中國碳排放的影響——基于IOSDA方法的分析[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2016， 26 （3）： 37-45. [GU Alun， LV Zhiqiang. Effects of economic structure change on carbon emission of China： analysis based on IOSDA Model[J]. China population， resources and environment， 2016， 26 （3）：37-45.]

[3]李銳. 產業(yè)經(jīng)濟學[M]. 北京： 中國人民大學出版社， 1998. [LI Rui. Industrial economics[M]. Beijing： China Remin University Press， 1998.]

[4]NING C. Changing industrial structure to reduce carbon dioxide emissions： a Chinese application [J]. Journal of cleaner production， 2015， 103： 40-48.

[5]ZHU Y B， SHI Y J， WANG Z. How much CO2 emissions will be reduced through industrial structure change if China focuses on domestic rather than international welfare？ [J]. Energy， 2014， （72）： 168-179.

[6]GUO R， CAO X， YANG X， et al. The strategy of energyrelated carbon emission reduction in Shanghai[J]. Energy policy， 2010， 38 （1）：633-638.

[7]MI Z F， PAN S Y， YU H， et al. Potential impacts of industrial structure on energy consumption and CO2 emission： a case study of Beijing[J]. Journal of cleaner production，2015，103：455-462.

[8]馬麗梅， 張曉. 中國霧霾污染的空間效應及經(jīng)濟、能源結構影響[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2014（4）：19-31. [MA Limei， ZHANG Xiao. The spatial effect of Chinas haze pollution and the impact from economic change and energy structure[J]. China industrial economics， 2014 （4）： 19-31.]

[9]原毅軍， 謝榮輝. 環(huán)境規(guī)制的產業(yè)結構調整效應研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2014 （8）： 57-69. [YUAN Yijun， XIE Ronghui. Research on the effect of environmental regulation to industrial restructuring：empirical test based on provincial panel data of China[J]. China industrial economics， 2014 （8）： 57-69.]

[10]ZHANG Y J， LIU Z， ZHANG H， et al. The impact of economic growth， industrial structure and urbanization on carbon emission intensity in China[J]. Natural hazards， 2014， 73（2）：579-595.

[11]朱永彬， 劉昌新， 王錚，等. 我國產業(yè)結構演變趨勢及其減排潛力分析[J]. 中國軟科學， 2013 （2）： 35-42. [ZHU Yongbin， LIU Changxin， WANG Zheng， et al. Projection of industrial structure evolution and its carbon abatement potential for China[J]. China soft science， 2013 （2）： 35-42.]endprint

[12]CHEN L， XU L Y， XU Q， et al. Optimization of urban industrial structure under the lowcarbon goal and the water constraints： a case in Dalian， China [J]. Journal of cleaner production， 2016，114： 323-333.

[13]蔡圣華， 牟敦國， 方夢祥. 二氧化碳強度減排目標下我國產業(yè)結構優(yōu)化的驅動力研究[J]. 中國管理科學， 2011， 19（4）： 167-173. [CAI Shenghua， MOU Dunguo， FANG Mengxiang. A study on driving forces of Chinas industrial structure optimization under the carbonintensity abatement objective[J]. Chinese journal of management science， 2011， 19 （4）： 167-173.]

[14]鐘茂初， 李夢潔， 杜威劍. 環(huán)境規(guī)制能否倒逼產業(yè)結構調整——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2015， 25 （8）： 107-115. [ZHONG Maochu， LI Mengjie， DU Weijian. Can environmental regulation force industrial structure adjustment： an empirical analysis based on provincial panel data[J]. China population， resources and environment， 2015， 25 （8）： 107-115.]

[15]張國興， 高秀林， 汪應洛，等. 中國節(jié)能減排政策的測量、協(xié)同與演變——基于1978—2013年政策數(shù)據(jù)的研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2014， 24 （12）： 62-73. [ZHANG Guoxing， GAO Xiulin， WANG Yingluo， et al. Measurement， coordination and evolution of energy conservation and emission reduction policies in China： based on the research of the policy data from 1978 to 2013[J]. China population， resources and environment， 2014， 24 （12）： 62-73.]

[16]張國興， 高秀林， 汪應洛，等. 我國節(jié)能減排政策協(xié)同的有效性研究： 1997—2011[J]. 管理評論， 2015， 27（12）： 3-17. [ZHANG Guoxing， GAO Xiulin， WANG Yingluo， et al. Effectiveness of the coordination of nergy conservation and emission reduction policies in China： from 1997 to 2011[J]. Management review， 2015， 27 （12）： 3-17.]

[17]張國興， 高秀林， 汪應洛， 等. 政策協(xié)同： 節(jié)能減排政策研究的新視角 [J]. 系統(tǒng)工程理論與實踐， 2014， 34（3）： 545-559. [ZHANG Guoxing， GAO Xiulin， WANG Yingluo， et al. Policy synergy： a new perspective of the research on energy conservation and emission reduction policies in China[J]. System engineeringtheory and practice， 2014， 34 （3）： 545-559.]

[18]周叔蓮， 王偉光. 科技創(chuàng)新與產業(yè)結構優(yōu)化升級[J]. 管理世界， 2001 （5）： 70-78. [ZHOU Shulian， WANG Weiguang. Scientifictechnical innovation： the optimalization upgrade of industrial structure[J]. Management world， 2001 （5）： 70-78.]

[19]付宏， 毛蘊詩， 宋來勝. 創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化影響的實證研究： 基于2000—2011年的省際面板數(shù)據(jù)[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2013 （9）： 56-68. [FU Hong， MAO Yunshi， SONG Laisheng. Empirical analysis on the effect of innovation on advancement of industrial structure process：based on panel datas of provinces from 2000 to 2011[J]. China industrial economics， 2013 （9）： 56-68.]

[20]AZADEGAN A， WAGNER S M. Industrial upgrading， exploitative innovations and explorative innovations [J]. International journal of production economics， 2011， 130（1）： 54-65.endprint

[21]王班班， 齊紹洲. 市場型和命令型政策工具的節(jié)能減排技術創(chuàng)新效應——基于中國工業(yè)行業(yè)專利數(shù)據(jù)的實證[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2016（6）：91-108. [WANG Banban， QI Shaozhou. The effect of market-oriented and command and control policy tools on emissions reduction innovation： an empirical analysis based on Chinas industrial patents data[J]. China industrial economics， 2016 （6）： 91-108.]

[22]王兵， 劉光天. 節(jié)能減排與中國綠色經(jīng)濟增長——基于全要素生產率的視角[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2015（5）：57-69. [WANG Bing， LIU Guangtian. Energy conservation and emission reduction and Chinas green economic growth： based on a total factor productivity perspective[J]. China industrial economics， 2015 （5）： 57-69.]

[23]曹吉云. 我國總量生產函數(shù)與技術進步貢獻率[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究， 2007， 24 （11）： 37-46. [CAO Jiyun. The aggregate production function and contribution rate of technical change to economic growth in China[J]. The journal of quantitative & technical economics， 2007， 24 （11）： 37-46.]

[24]武曉霞. 省際產業(yè)結構升級的異質性及影響因素——基于1998年—2010年28個省區(qū)的空間面板計量分析[J]. 經(jīng)濟經(jīng)緯， 2014 （1）： 90-95. [WU Xiaoxia. Heterogeneity and effective factors of provincial industrial strucure upgrading： a spatial panel data study on 28 province from 1998—2010[J]. Economic survey， 2014 （1）： 90-95.]

[25]干春暉， 鄭若谷， 余典范. 中國產業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J]. 經(jīng)濟研究， 2011 （5）： 4-16. [GAN Chunhui， ZHENG Ruogu， YU Dianfan. An empirical study on the effects of industrial structure on economic growth and fluctuations in China[J]. Economic research journal， 2011 （5）： 4-16.]

[26]彭紀生， 仲為國， 孫文祥. 政策測量、政策協(xié)同演變與經(jīng)濟績效：基于創(chuàng)新政策的實證研究[J]. 管理世界， 2008（9）：25-36.[PENG Jisheng， ZHONG Weiguo， SUN Wenxiang. Measurement of policy， coordination of policy and economic performance： an empirical study on innovation policy[J]. Management world， 2008 （9）： 25-36.]

[27]LIU L，HUANG J B， YU S W. Prediction of primary energy demand in China based on AGAEDE optimal model[J].Chinese journal of population， resources and environment， 2016，14（1）：16-29.

[28]張國興， 高晚霞， 張振華， 等. 產業(yè)協(xié)同是否有助于提升節(jié)能減排的有效性？——基于1 052條節(jié)能減排政策的研究[J]. 中國管理科學， 2017， 25（3）：156-163. [ZHANG Guoxing， GAO Wanxia， ZHANG Zhenhua， et al. Can industrial collaboration promote the effectiveness of energy conservation and emissions reduction： based on the research of 1 052 energy conservation and emissions reduction policies[J]. Chinese journal of management science， 2017， 25 （3）： 156-163.]

[29]張國興， 張振華， 管欣，等. 我國節(jié)能減排政策的措施與目標協(xié)同有效嗎[J]. 管理科學學報， 2017， 20（3）：161-181.[ZHANG Guoxing， ZHANG Zhenhua， GUAN Xin， et al. Is the synergy between measures and objective of energy conservation and emission reduction policies in China effective[J]. Journal of management sciences in China， 2017， 20（3）：161-181.]endprint

AbstractThe use of energysaving emission reduction policies to promote industrial restructuring and upgrading and thus facilitate energysaving and emission reduction is one of the important strategies of environmental management in China. On condition that industrial structure restructuring and upgrading has a crucial role in the promotion of energysaving and emission reduction could be confirmed， we can not help wondering that the energysaving emission reduction policies and measures are effective for the industrial structure adjustment and upgrading？ Based on the systematic collection of 1 195 energysaving emission reduction policies promulgated in China from 1978 to 2013 and the intensive reading of energysaving and emissionreduction policies， we build the measurement model to illustrate the effectiveness of the administrative measures， fiscal and tax measures， personnel measures， financial measures， guidance measures， and other economic measures in the energysaving and emission reduction policies through the quantification to the policy power， policy measures and policy objectives of the corresponding policies. In the meantime，we discuss the influence of individual measure and measure synergy of energysaving and emission reduction policies on industrial structure restructuring and upgrading respectively through constructing the time series econometric model and using the stochastic standard error and the unit rootcointegration test. The results show that the energysaving and emission reduction policies have a significant effect on the overall promotion of industrial upgrading. The financial measures and guidance measures of energysaving and emission reduction policies have a positive impact on industrial structure restructuring and upgrading， which is greater than the inhibiting effect； the financial measures and guidance measures of energysaving and emission reduction policies have significantly positive effect on the restructuring and upgrading of industrial structure， however， the administrative measures， fiscal tax measures and other economic measures do the opposite； the positive effect of the synergy of guidance measures and financial measures on the upgrading of industrial structure is greater than the negative effect of considering only the synergy of fiscal tax measures and other economic measures， and significantly greater than the negative effect of the synergy of administrative measures， fiscal tax measures， and other economic measures. We should strengthen and emphasize the use of the measure which has positive effect on industrial structure restructuring and upgrading individually and synergistically， and reduce or avoid using the measure which has nonsignificant or negative effect on industrial structure restructuring and upgrading. It is an effective way to promote the industrial structure restructuring and upgrading and thus facilitate the effect of energysaving and emission reduction by using the policy of energysaving and emission reduction.

Key wordsenergy conservation and emission reduction； policy quantification； measure synergy； HAC； unit rootcointegrationendprint