能源效率空間溢出效應(yīng)及其影響因素研究
——基于空間計量方法的實(shí)證分析

劉榮華 魯匯智

1（華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，武漢 430079）

2（中國社會科學(xué)院大學(xué)繼續(xù)教育學(xué)院，北京 100732）

3（復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院，上海 200433）

我國經(jīng)濟(jì)增長方式呈現(xiàn)出高投入、高消耗的特點(diǎn)，這一方式是長時間以來形成的，將資源環(huán)境置于很大的壓力之下，而在對全球氣候變化問題的應(yīng)對上，國家所需接受的挑戰(zhàn)同樣是多樣的。采取何種措施將能源強(qiáng)度控制于較低水平，并有效提升能源利用率，發(fā)揮節(jié)能減排對經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的倒逼作用，從而解決能源需求快速增長和供給相對短缺二者之間矛盾［1］，是我國當(dāng)前亟需解決的問題。在我國經(jīng)濟(jì)社會可持續(xù)發(fā)展的過程中，能源效率的提升發(fā)揮著重要的保障性作用，不過各地區(qū)出于提高能源效率這一目的而采取差異化措施既會對本地區(qū)能源效率產(chǎn)生影響，也會在相應(yīng)程度上影響到鄰近地區(qū)能源效率的高低，亦即有一定的空間溢出效應(yīng)顯現(xiàn)出來。分析實(shí)際情況，此種類型的空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)形式并不唯一，可能是負(fù)外部效應(yīng)，主要受到過度競爭這一因素的影響，也有可能是正外部效應(yīng)，主要受到示范效應(yīng)與聯(lián)系效應(yīng)的影響［2］。閱讀相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，長期以來能源效率及相關(guān)方向始終是學(xué)術(shù)界研究的一個熱點(diǎn)內(nèi)容，目前學(xué)者們以全要素為框架，在針對能源效率進(jìn)行評價時多是對DEA 模型加以運(yùn)用，趙濤與曹天騏（2018）［3］將非期望產(chǎn)出作為考慮因素，基于超效率DEA 模型和Malmquist指數(shù)，對我國工業(yè)部門的能源效率水平展開測算與動態(tài)分析。馮瑋與姚西龍（2018）［4］從內(nèi)部管理和外部環(huán)境兩個視角展開，通過DEA 四階段方法測算獲得的我國各省（區(qū)、市）綠色全要素能源效率，探討可能會影響綠色全要素能源產(chǎn)生的相關(guān)因素，并明確其影響程度。雖然運(yùn)用DEA 模型研究能源效率確實(shí)取得了相應(yīng)的研究成果，但在對效率進(jìn)行評價和對決策單元進(jìn)行排序的過程中，該模型有兩個比較明顯的不足顯現(xiàn)出來：（1） 在出現(xiàn)多個效率值為1 的測算結(jié)果時，模型將無法完成對決策單元的分級排序任務(wù)；（2） 一些在互評環(huán)節(jié)中處于相對不利位置的決策單元，由于在進(jìn)行效率值測試時，權(quán)系數(shù)被人為放大，有較大可能會出現(xiàn)DEA 偽有效的問題。

另外，在溢出效應(yīng)的研究方面，空間計量模型在研究各種對象的空間溢出效應(yīng)中被廣泛利用。為了使模型估計與客觀事實(shí)更為貼近，空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)除了否定空間面板數(shù)據(jù)無空間關(guān)聯(lián)性與均質(zhì)性的假設(shè)，將空間經(jīng)濟(jì)矩陣、空間距離矩陣等空間關(guān)聯(lián)權(quán)重作為回歸模型的考慮因素，還進(jìn)一步將區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動由空間自相關(guān)性產(chǎn)生的影響納入模型的考慮要素中?？臻g自相關(guān)性的體現(xiàn)根據(jù)模型空間效應(yīng)的產(chǎn)生來源，即產(chǎn)生于誤差項、空間依賴性和二者綜合影響的不同，可被劃分為空間誤差模型、空間滯后模型和空間杜賓面板模型。其中空間杜賓面板模型也被稱為雙向模型，主要從以下4 個方面被應(yīng)用于研究能源空間溢出效應(yīng)的影響因素：（1） 技術(shù)進(jìn)步水平。王強(qiáng)等（2014）［5］利用DEA－Malmquist 分析，發(fā)現(xiàn)與我國東部地區(qū)不同，西部地區(qū)能源效率中規(guī)模效率水平高于技術(shù)效率水平，意味著在這里技術(shù)效率可以發(fā)揮出提升能源效率的主導(dǎo)作用；（2） 能源價格。李銘等（2018）［6］利用DEA 模型測算全國與省際能源效率，并針對能源價格影響能源效率的情況，借助GMM 參數(shù)估計方法作重點(diǎn)研究，進(jìn)而發(fā)現(xiàn)能源效率顯著、正向地被能源價格所影響；（3） 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。劉爭等（2022）［7］構(gòu)建空間計量經(jīng)濟(jì)模型，研究中國能源效率受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這一因素的影響，實(shí)證分析結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)確實(shí)是對能源效率產(chǎn)生影響的一項重要因素，但時期與區(qū)域不同，影響程度也存在差異；（4） 經(jīng)濟(jì)發(fā)展。江洪等（2020）［8］基于對DEA 博弈交叉效率模型的構(gòu)建，以我國30 個?。▍^(qū)、市）為研究對象，執(zhí)行對基于碳排放約束的能源效率的測算任務(wù)，進(jìn)而在動態(tài)空間杜賓模型的運(yùn)用之下探討會對能源效率產(chǎn)生影響的各類相關(guān)因素，最終結(jié)果顯示，與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升相伴隨，能源效率同樣呈現(xiàn)出增加之勢，亦即前者會對后者產(chǎn)生顯著的正向影響，而對于本地區(qū)能源效率，其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有正向的溢出效應(yīng)顯現(xiàn)出來。

為實(shí)現(xiàn)對以往研究欠缺的有效彌補(bǔ)，本文圍繞決策單元之間所存在的競爭關(guān)系思考DEA 博弈交叉效率模型的構(gòu)建，并將所構(gòu)建模型應(yīng)用于能源效率的測算中，以保證結(jié)果的科學(xué)性；在此之上，為了能更深層次地探討能源效率的空間相關(guān)性，以對動態(tài)空間杜賓模型的運(yùn)用為基礎(chǔ)，借助鄰近空間及地理距離兩種權(quán)重，細(xì)化分析影響能源效率產(chǎn)生的各類因素，獲取相關(guān)效應(yīng)之后對其進(jìn)行劃分，得到直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)兩種類型。

1 理論假設(shè)

由于影響能源效率產(chǎn)生的因素之間存在錯綜復(fù)雜的關(guān)系，為了向省域能源措施實(shí)施提供針對性保障，同時促進(jìn)能源效率的提升，本文對影響我國省域能源效率的主要因素進(jìn)行深入分析。

城市化影響能源效率［9，10］。當(dāng)前，部分學(xué)者就城市化水平與能源消費(fèi)總量的關(guān)系，以及能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、城市規(guī)模對能源消費(fèi)總量的影響進(jìn)行了大量研究，但未從能源效率對城市化水平的影響進(jìn)行深入研究。而目前我國工業(yè)化和城市化的加快，能源需求的增長對經(jīng)濟(jì)的增長更重要。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1：城市化水平的提升會對能源效率產(chǎn)生不利影響。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響能源效率［11，12］。因為第三產(chǎn)業(yè)對能源的消耗比較低，通過增加第三產(chǎn)業(yè)在所有產(chǎn)業(yè)中所占比重，會在相應(yīng)程度上對能源效率的提升產(chǎn)生積極的推動作用；與之相對應(yīng)的，第二產(chǎn)業(yè)對能源的消耗比較大，增加第二產(chǎn)業(yè)比重會對能源效率提升產(chǎn)生負(fù)面影響。出于對這一實(shí)際情況的考慮，本文提出以下假設(shè)：

H2：第三產(chǎn)業(yè)值與第二產(chǎn)業(yè)增加比值越大，能源效率越高。

技術(shù)進(jìn)步影響能源效率［13，14］。以技術(shù)進(jìn)步為視角，其對能源效率產(chǎn)生的影響主要通過以下兩個渠道來實(shí)現(xiàn)：（1） 基于相關(guān)措施和手段的應(yīng)用提升各種類型能源產(chǎn)品的加工轉(zhuǎn)換率，達(dá)到節(jié)約利用和高效利用能源的目的；（2） 通過產(chǎn)品科技含量的提升，達(dá)到降低自身對能源的依賴性的目的，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品能耗的降低。本文在對技術(shù)進(jìn)步的衡量上選取專利申請量這一指標(biāo)，結(jié)合上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H3：煤炭消費(fèi)量在總能源消費(fèi)量中所占比例越大，能源效率就越低。

在全國總專利申請量中，如一個地區(qū)的專利申請量大，則可以認(rèn)為該地區(qū)的能源效率高［15，16］。出于對這一情況的考慮，提出以下假設(shè)：

H4：一個地區(qū)專利申請量在全國總專利申請量中所占比例越大，能源效率越高。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

能源效率（EE）——以現(xiàn)階段全要素能源效率為整體分析框架，基于對超效率DEA 模型的構(gòu)建及運(yùn)用，執(zhí)行對我國各個地區(qū)實(shí)際能源效率高低的測算任務(wù)。在具體的測算過程中，投入要素設(shè)定為能源、資本和人力，分別用一個地區(qū)一次能源的總消費(fèi)量、當(dāng)期物質(zhì)資本存量和從業(yè)者平均受教育年限來表示。同時，產(chǎn)出要素設(shè)置為期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，分別用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和燃料燃燒工業(yè)廢氣排放量表示。上述指標(biāo)的具體數(shù)據(jù)參考自《中國統(tǒng)計年鑒》 和《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

城市化水平（UL），使用非農(nóng)業(yè)人口占城市總?cè)丝诘谋壤齺砗饬?。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS），采用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值來衡量。技術(shù)進(jìn)步（TP），采用地區(qū)專利申請量占全國總專利申請量的比例來計算。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)（ECS），采用能源平衡表計算。

2.2 模型構(gòu)建

（1） 能源效率評價模型。將碳排放指標(biāo)作為DEA 博弈交叉模型的非合意產(chǎn)出，使用αd對（不同地區(qū)）決策單元DMUd的能源效率值進(jìn)行表示。其他與DMUd相對應(yīng)的決策單元DMUj博弈交叉能源效率需要避免αd降低的前提下達(dá)到自身的最高水平。對DMUj的博弈交叉能源效率值作以下定義：

式（1） 中，αdj表示的是DMUj相對于DMUd的博弈交叉效率值；μdij與ωdij表示的是模型的可行權(quán)重，可利用下述線性規(guī)劃模型進(jìn)行求解：

式（2） 中，αd≤1，為DMUd平均交叉效率的初始參數(shù)值。若得到的模型最優(yōu)解為μdrj，那么DMUj的平均博弈交叉效率可定義為：

在上述分析基礎(chǔ)上，將區(qū)域能源效率值的計算步驟分為以下幾步：

①令t＝1、αd＝α1d＝，帶入式（3），則可以得到一組平均交叉效率值。

③設(shè)存在DMUj使令αj＝αtj＋1，然后返回第二步；若對于全部的DMUj，滿足則停止計算，此時得到平均博弈交叉效率值為αt＋1j。

（2） 能源效率空間溢出效應(yīng)模型。通過全域性依賴檢驗和局域空間依賴對經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分布特征進(jìn)行分析。Moran's I 指數(shù)可用于表征空間依賴方向與強(qiáng)弱，在空間依賴性檢驗中具有較高的應(yīng)用率。

①全域性分析：

式（4） 中，xi和分別代表地區(qū)的指示變量與變量均值；N代表整個區(qū)域內(nèi)地理單元的數(shù)量；wij和S2分別代表空間權(quán)重與變量方差。

對于經(jīng)濟(jì)變量而言，在分析其空間依賴性之時，不僅要界定空間單元，還要對地理單元之間相互鄰接關(guān)系完成界定，即針對空間單元的實(shí)際位置進(jìn)行量化處理。

地理單元之間的常見相互鄰接關(guān)系包括r鄰接、q鄰接、k鄰接與D鄰接4 種。其中，r鄰接是指有相同邊的兩個區(qū)域；q是指有相同的邊或頂點(diǎn)的兩個區(qū)域；k鄰接是指區(qū)域最為鄰近的k個地區(qū)（本文k取值為4）；D鄰接是指針對制定的距離閾值完成鄰接關(guān)系的定義工作。如果在兩個地理單元之間，有前文所述鄰接關(guān)系存在，則有wij＝1，不然則有wij＝0。

I值的取值范圍為（－1，1）。如果此值與－1或1 越接近，在地理單元上，觀察變量的正相關(guān)性或負(fù)相關(guān)依賴性就越強(qiáng)；如果與0 相近，相應(yīng)的觀察變量的隨機(jī)分布特點(diǎn)即彼此的獨(dú)立特征就越突出。

②局域性分析：

式（5） 中，Zi＝xi－ˉ；Zj＝xj－ˉ；xi表示的是地區(qū)的指示變量；wij表示的是空間權(quán)重。

利用上述指數(shù)對地區(qū)和周圍地區(qū)之間的相關(guān)程度進(jìn)行測算，若此值為正，意味著此地區(qū)和周圍地區(qū)之間具有正相關(guān)性，亦即能源效率相似的地區(qū)在一起集聚；若此值為負(fù)，則表明此地區(qū)和周圍地區(qū)之間具有負(fù)相關(guān)性，即能源效率相異的地區(qū)在一起集聚。

（3） 空間效應(yīng)分解模型。由于空間滯后項會影響回歸系數(shù)對變量的真實(shí)反映，以總體效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)3 種類型對能源效應(yīng)的影響進(jìn)行劃分，基于此，可得到經(jīng)過變形的空間杜賓模型：

可以知道，總體效應(yīng)是矩陣Sr（W）內(nèi)全部元素的均值，有如下表示：

直接效應(yīng)是Sr（W）對角線元素的均值，有如下表示：

間接效應(yīng)是Sr（W）非對角線元素的均值，也就是總體效應(yīng)和直接效應(yīng)兩者之間的差值，有如下表示：

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 能源效率空間自相關(guān)性檢驗結(jié)果

（1） 全域性空間依賴性檢驗結(jié)果。相鄰關(guān)系的確定具有外生性。本文對多種鄰接關(guān)系下2012～2021 年我國能源效率的I 指數(shù)進(jìn)行測算，用以對空間溢出效應(yīng)的存在情況及其穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗，得到如表1 所示結(jié)果。

表1 全域Moran's I 指數(shù)與伴隨概率值

通過表1 可以得出以下結(jié)論：

①在我國，能源效率的實(shí)際分布表現(xiàn)出正空間依賴性，且這一表現(xiàn)具有顯著性，由表可知，除了三階r相鄰以外，其余都是正值，且全部在5%的水平下顯著。其中以一階相鄰I 值最大，意味著我國能源效率從整體上表現(xiàn)出正向關(guān)聯(lián)的特點(diǎn)，相鄰地區(qū)能源效率的變化會對本地區(qū)能源效率的變動產(chǎn)生一定的影響。

②在距離不斷擴(kuò)展的過程中，能源效率空間依賴性呈現(xiàn)出逐漸減弱之勢。表1 所示r1相鄰關(guān)系下有著最強(qiáng)的空間正相關(guān)依賴性；r2為依舊表現(xiàn)出顯著空間關(guān)聯(lián)性，不過較之r1而言關(guān)聯(lián)性減弱比較明顯；r3關(guān)系下空間依賴性已無統(tǒng)計學(xué)意義。

③我國能源效率空間依賴性在時間維度上有不斷加強(qiáng)的趨勢顯現(xiàn)，不管是在哪種鄰接關(guān)系下，I 值在2012 ～2021 年均有大致相同的趨勢，亦即不斷增加。即隨著時間的變化，我國能源效率的空間溢出效應(yīng)逐步增強(qiáng)。

（2） 局域空間依賴性檢驗結(jié)果。圖1 所示為2012 年與2021 年我國能源效率Moran's I 指數(shù)散點(diǎn)圖。其中，2012 年，在5%水平下顯著的地區(qū)有11 個：第一象限4 個（高－高）、第三象限5 個（低－低）、第二象限與第四象限2 個（“非典型”）；2021年與2012 年類似，數(shù)量也為11 個。因此，從整體層面來看，我國已經(jīng)大致有兩個較為穩(wěn)定的能源效率“俱樂部”，即東南和西北“俱樂部”。

圖1 Moran's I 指數(shù)散點(diǎn)圖

綜上，我國全域性空間依賴和局域性空間依賴之間有著密切的聯(lián)系，有著相同的總方向，均有空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)出來，主要表現(xiàn)形式為局域性地區(qū)“俱樂部” 式溢出。

3.2 模型檢驗結(jié)果

分別進(jìn)行Hausman、LR 和SDM 模型檢驗。其中，表2 為Hausman 的檢驗結(jié)果。

表2 Hausman 檢驗結(jié)果

根據(jù)表2 可知，通過Hausman 檢驗，呈現(xiàn)出顯著性相關(guān)（p＝0.000，p＜0.01）。另外，從固定效應(yīng)模型的速記效應(yīng)模型的統(tǒng)計量看，固定效應(yīng)模型的統(tǒng)計量要大，因此可進(jìn)行固定效應(yīng)面板分析。

進(jìn)一步進(jìn)行相應(yīng)的退化檢驗，得到如表3 所示結(jié)果。

表3 LR 檢驗結(jié)果

根據(jù)表3，各模型通過假設(shè)檢驗（p＝0.000，p＜0.01），且SAR 模型與SEM 模型統(tǒng)計量（482.55與490.01）較之SDM 模型統(tǒng)計量（517.63）均明顯要小，表示可進(jìn)行SDM 檢驗。

表4 為SDM 模型的檢驗結(jié)果。

表4 SDM 模型選擇檢驗結(jié)果

根據(jù)表4，各類固定效應(yīng)SDM 模型都在1%水平下顯著，經(jīng)過比較分析最終決定對時空固定效應(yīng)模型加以運(yùn)用。

3.3 空間杜賓模型檢驗結(jié)果

在前文檢驗結(jié)果的基礎(chǔ)上進(jìn)行空間杜賓模型檢驗，得到如表5 所示結(jié)果。

表5 時空雙向固定效應(yīng)SDM 模型直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)分解

根據(jù)表5，在直接效應(yīng)上，鄰近空間權(quán)重矩陣與地理距離權(quán)重矩陣有趨同的估計結(jié)果，在能源效率的影響因素上，地區(qū)城鎮(zhèn)化水平和成員消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響均為顯著的負(fù)向影響（H1 與H4得證），技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響則是顯著的正向影響（H2 與H3 得證）。在城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷加快的過程中，水泥以及鋼鐵等污染行業(yè)的發(fā)展速度同樣會加快，這會造成生活能源需求量的增加，在這一驅(qū)動之下，能源效率將會呈現(xiàn)出上升之勢。

在溢出效應(yīng)上，本地區(qū)能源效率會受到其他地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，且這一影響表現(xiàn)為顯著的正向溢出效應(yīng)，不僅如此，地理距離權(quán)重矩陣估計結(jié)果顯著性更強(qiáng)。另外，地理距離權(quán)重矩陣估計結(jié)果表明，其他地區(qū)城鎮(zhèn)化水平同樣是影響本地區(qū)能源效率的一個因素，且此因素的影響表現(xiàn)出顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)。

4 結(jié)論與建議

本文對我國各地區(qū)2012 ～2021 年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，分析能源效率空間相關(guān)性，得出以下3 點(diǎn)結(jié)論：（1） 不同地區(qū)之間的能源效率存在明顯的空間依賴性；（2） 對能源效率的影響因素很多，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源效率產(chǎn)生正向影響，但城鎮(zhèn)化水平對能源效率產(chǎn)生負(fù)面影響；（3） 從能源效率的溢出效率看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源效率產(chǎn)生顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化水平對能源效率產(chǎn)生負(fù)面影響。

基于以上結(jié)論，提出以下4 點(diǎn)建議：

（1） 協(xié)調(diào)城市發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。短期看來，城鎮(zhèn)化促進(jìn)城市發(fā)展，但會負(fù)面影響能源效率。而目前我國的城鎮(zhèn)化水平已經(jīng)得有顯著提高，因此穩(wěn)定城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，是協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和能源效率的關(guān)鍵；（2） 各地區(qū)應(yīng)不斷加快自身產(chǎn)業(yè)集聚向高級階段發(fā)展的進(jìn)程，在此過程中實(shí)現(xiàn)對綠色能源產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的打造。需要針對性地將單一產(chǎn)業(yè)的集聚質(zhì)量提升，還應(yīng)探尋產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚路徑，除此之外，還要始終做到對區(qū)域協(xié)同發(fā)展的堅持，基于合理手段及措施的運(yùn)用，持續(xù)提升鄰近地區(qū)資源配置的合理化程度；（3）不斷優(yōu)化創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展策略，加大科技創(chuàng)新力度，為能源消耗的降低以及全要素能源效率的提升營造一個積極有利的大發(fā)展環(huán)境；（4） 發(fā)揮對外開放門戶作用，加大對開放型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展力度。