技術溢出視角下技術進步對能源消費的回彈效應研究

技術溢出視角下技術進步對能源消費的回彈效應研究

一、能源回彈效應能源問題是限制國家經濟可持續(xù)發(fā)展的重要戰(zhàn)略問題。提高能源效率是國家政府應對能源和氣候變化的重要舉措。近30年來我國的能源效率不斷提高,但是在控制能源消費總量上效果卻不甚理想。我國的單位GDP能耗從1980年的13.2噸標準煤每萬元逐年減少到2010年的3.9噸標準煤每萬元,(1)年均下降4.1%其期間能源消費卻以年均5.4%的速度增長。也就是說,隨著能源強度的下降、能源效率的提高,我國能源消費總量非但沒能實現(xiàn)預期的節(jié)能目標反而增加,這就是所謂的回彈效應(ReboundEffect)現(xiàn)象?；貜椥悄茉唇洕鷮W的一個嶄新課題?；貜椥母拍钣蒘aunders(1992)提出,其含義是通過技術進步提高能源使用效率而節(jié)約能源消費,但技術進步也會促進經濟增長并對能源產生新的需求,從而部分(甚至完全)抵消所節(jié)約的能源。Freire-González(2011)認為能源效率的提高會降低能源的有效使用價格,從而增加能源的消費,這將部分抵消能源效率提高所引致的能源消費減少量。此外,能源有效使用價格的降低將降低一系列中間產品與最終產品的價格,進而引致經濟體一系列的價格調整與能源需求,直至整個經濟體達到新的均衡狀態(tài)。Taoyuan(2007)基于一般均衡理論對兩部門情況下的回彈效應進行了理論研究。Madlener和Alcott(2009)在對能源效率、能源消費和經濟增長三者之間關系進行圖解分析的基礎上研究了回彈效應的形成機理。Jin(2007)以韓國3500個家庭的電力消費數(shù)據為樣本,采用面板計量模型測算得到相應的回彈效應為30%。Anson和Turner(2009)利用社會核算矩陣構建了22個部門的可計算一般均衡(CGE)模型,測算了蘇格蘭運輸業(yè)成品油效率改善所產生的回彈效應。有關中國能源消費回彈效應的研究還很少,Glomsrod和Taojun(2005)基于CGE模型研究了中國潔煤技術對碳減排的影響,發(fā)現(xiàn)潔煤成本的降低反而增加了能源消費,其回彈效應為120%。周勇和林源源(2007)以我國宏觀經濟能源消費數(shù)據為樣本構造替代彈性模型進行估算,結果顯示回彈效應在30%-80%波動。國涓等(2010)在超越對數(shù)成本函數(shù)的基礎上引入能源要素份額進行替代彈性分析,測算得到中國工業(yè)部門能源回彈效應為39%。劉源遠和劉鳳朝(2008)基于新古典生產函數(shù)的面板數(shù)據計量模型發(fā)現(xiàn),全國總體平均回彈效應為53%,西部地區(qū)的能源回彈效應最大,東部最小。目前,學術界已廣泛接受了回彈效應的存在,但是對于技術進步所產生的能源新需求與節(jié)能是否會完全抵消(即回彈效應是否會大于100%)的問題存在分歧,一些學者的研究結果表明回彈效應大于100%(Semboja,1994;Glomsrod和Taojun,2005)。CGE模型主要側重于宏觀層面的回彈效應研究,而基于生產函數(shù)的計量分析方法則因其直觀、便于計算而更適用于中、微觀層面的回彈效應測算。然而,已有技術進步對能源回彈效應的研究基本忽略了地區(qū)經濟間的技術溢出對能源回彈效應的影響,導致研究結果不夠完整、科學,缺乏解釋力。為此,本文在傳統(tǒng)測算技術進步對經濟增長貢獻率的索羅余值法的基礎上,構建空間滯后模型測算技術因素(含技術溢出與純技術進步)對經濟增長的貢獻,進而推導出技術溢出視角下技術進步對能源消費回彈效應的測算方法,并以此對我國能源回彈效應進行實證分析以檢驗我國技術進步與其他能效調控的效果。二、傳統(tǒng)三要素新古典生產函數(shù)的空間誤差模型Berkhout等(2000)給出了能源回彈效應的一般定義式:其中,RE表示回彈效應,M為理論節(jié)能量,A為實際節(jié)能量。如圖1所示,回彈效應實際上是能源需求回彈量(R)與理論節(jié)能量(M)之比。國外對回彈效應的經驗研究主要是通過能源服務的需求價格彈性推斷的,由于我國能源價格經歷了計劃、雙軌和市場等不同階段,現(xiàn)有的能源價格體系難以客觀反映市場現(xiàn)實。為了能得到相對穩(wěn)健的計量結果,本文擬采用新古典經濟增長理論估算能源效率提高所帶來的理論節(jié)能量(M)和技術進步引致生產規(guī)模擴大所帶來的能源需求回彈量(R)。為了估算技術引致生產規(guī)模擴大所帶來的能源需求回彈量,需要先根據生產函數(shù)估算出技術進步對經濟增長的貢獻。為了刻畫地區(qū)間的技術溢出,本文在C-D生產函數(shù)的基礎上,建立如下三要素新古典生產函數(shù)空間誤差模型:(2)其中,Yit、Kit、Lit和Eit分別為地區(qū)i在時期t的實際GDP、固定資本存量、勞動力投入和能源消費;Ait為?？怂怪行缘募夹g進步;α、β和γ分別為資本、勞動和能源的產出彈性,并滿足α+β+γ=1,即規(guī)模報酬不變;ωij為根據地區(qū)i與地區(qū)j之間的距離(如地理上的距離、經濟上和社會上的差距等)定義的空間權重;λ為反映技術溢出程度的空間誤差相關系數(shù);εit和εjt分別為地區(qū)i和地區(qū)j的非要素投入;μit為服從N(0,δ2)的隨機擾動。將式(2)生產函數(shù)兩端關于時間求導,可得各變量增長率間的關系:由于地區(qū)j的非要素投入εjt可通過式(2)中的空間相關結構傳遞到地區(qū)i的非要素投入εit,進而影響地區(qū)i的產出Yit,式(3)的含義是經濟增長是純技術進步、要素投入和鄰近地區(qū)的技術溢出共同作用的結果。類似于索羅余值法,分別記gY、gK、gL和gE為產出、資本、勞動和能源的增長率,可得技術進步與技術溢出對經濟增長的貢獻率:盡管從形式上看,式(4)與傳統(tǒng)的索羅余值法計算技術進步貢獻率相似,但由于式(2)中引入了誤差項的空間相關,式(4)的索羅余值部分不僅包括本地區(qū)純技術進步對經濟增長的貢獻,還包括鄰近地區(qū)技術溢出對本地區(qū)經濟增長的影響。為了區(qū)別于技術進步對經濟增長的貢獻,我們把式(4)中的σ稱為技術因素(含技術溢出因素與純技術進步因素)對經濟增長的貢獻。如果式(2)中的空間誤差相關系數(shù)λ=0,則式(4)就是索羅余值法技術進步貢獻率的傳統(tǒng)計算公式,因而我們的模型更具一般性意義。實際計算中,取gKit=(Ki,t+1-Kit)/Kit,gLit、gEit和gYit類似計算。能源效率的提高可以減少單位產出所需要的能源投入,記EIit為地區(qū)i時期t的能源強度,(3)則有Eit=YitEIit,Ei,t+1=Yi,t+1EIi,t+1,于是能源效率的提高(或能源強度的下降)所獲得的理論節(jié)能量為:同時,能源效率的提高也促進了經濟增長,而經濟的擴張反過來會拉動能源需求。記σi,t+1為地區(qū)i時期t+1的技術因素對經濟增長的貢獻率,相應地技術因素所帶來的產出增長為σi,t+1(Yi,t+1-Yit),從而技術因素促進經濟增長所產生的能源新需求量為:相應地,技術溢出視角下技術進步對能源消費的回彈效應為:三、示范分析(一)固定資本存量估算本文采用1995-2010年中國29個省區(qū)的面板數(shù)據,考慮到統(tǒng)計數(shù)據的一致性和可得性,將重慶市與四川省的數(shù)據合并計算,西藏、臺灣、香港和澳門不包括在研究樣本中。需要使用的各地區(qū)數(shù)據包括地區(qū)生產總值、生產總值指數(shù)、年末就業(yè)人數(shù)、固定資本形成總額、固定資本價格指數(shù)和能源消費總量,其中各地區(qū)的生產總值、生產總值指數(shù)、年末就業(yè)人數(shù)、固定資本形成總額和固定資本價格指數(shù)數(shù)據來源于國泰安數(shù)據庫,各地區(qū)能源消費總量數(shù)據來源于歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》,2001年海南和2001-2002年寧夏能源消費總量數(shù)據采用插值法補全。由于沒有資本存量的統(tǒng)計數(shù)據,本文沿用張軍等(2004)的方法和結果估算各地區(qū)的固定資本存量,取資本折舊率為9.6%。地區(qū)生產總值和固定資本存量均以1995年為基年的可比價格計算?？臻g鄰接矩陣需要用到的各地區(qū)經緯度數(shù)據來自國家基礎地理信息中心。(二)面板單位根檢驗由于大多數(shù)經濟變量的時間序列是非平穩(wěn)的,為避免偽回歸,先對各變量進行面板數(shù)據單位根檢驗。本文采用Pesaran(2007)提出的面板數(shù)據單位根檢驗方法。表1的檢驗結果表明,lnY、lnK、lnL和lnE均為同階單整過程。本文進一步進行協(xié)整關系檢驗,采用Pedroni(1999)的協(xié)整檢驗方法,原假設為變量間不存在協(xié)整關系,檢驗結果見表2。由表2可見,七個統(tǒng)計值中有五個在10%的顯著性水平上拒絕了原假設,即至少部分地區(qū)各變量之間存在協(xié)整關系。(三)萬有引力定律法建立空間計量模型進行空間統(tǒng)計分析時,需要用空間鄰接矩陣來反映空間相互作用。空間鄰接矩陣的常規(guī)設定有簡單的二進制鄰接、基于距離的二進制鄰接、Rook鄰近和Queen鄰近等方法。近年來,一些學者采用諾貝爾經濟學獎獲得者Tingbergen(1962)提出的引力模型研究區(qū)域貿易問題,該模型直接把地區(qū)間的距離作為解釋變量引入模型中。其思想源自物理學中的萬有引力定律,即兩個物體之間的引力與它們的質量乘積成正比,與它們之間的距離平方成反比。盡管引力模型已經得到了廣泛應用,但是基于萬有引力定律構造空間鄰接矩陣并不多見。我們認為,技術溢出效應是廣泛存在的,而不僅僅局限于有共同邊界的地區(qū)之間,并且兩個地區(qū)之間的經濟實力越強,技術交流與合作的吸引力往往越大,相應的技術溢出效應也越大。為此,本文基于萬有引力定律構建如下空間鄰接矩陣Π=(πij):其中,rij為地區(qū)i與地區(qū)j的地理距離,可由兩個地區(qū)的經緯度通過Matlab軟件計算;mi為地區(qū)i的經濟實力,本文以樣本期內的人均實際GDP衡量。為了消除單位選取的影響,鄰接矩陣需要標準化使行元素之和為1。(四)空間誤差相關擬合結果空間相關性檢驗是正確設定空間計量模型的基礎,除了Moran指數(shù)檢驗(4)外,還有拉格朗日乘子(LM)檢驗和穩(wěn)健的拉格朗日乘子(RobustLM)檢驗。由于LM檢驗和RobustLM檢驗不僅能檢驗出空間相關性,還能對空間相關性的模型形式予以判斷,因此采用后兩種方法。表3顯示,對于空間誤差個體固定效應模型,無論是LM檢驗還是RobustLM檢驗均在1%的顯著性水平上拒絕了不存在空間誤差相關的原假設,表明模型誤差項之間存在顯著的空間相關性。從參數(shù)估計結果看,空間誤差相關系數(shù)λ在1%的水平上是顯著的,也表明技術的空間溢出效應顯著存在。根據空間相關性設定形式的不同,空間計量模型分為空間誤差模型與空間滯后模型?；诜€(wěn)健性和這兩種空間計量模型擬合效果的比較,(5)本文選擇空間誤差模型?？臻g誤差模型根據個體效應設定的不同又可分為空間誤差個體固定效應模型與空間誤差個體隨機效應模型。表3中Hausman檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了個體隨機效應的原假設,即接受空間誤差個體固定效應模型。根據個體固定效應是否是異質的,空間誤差個體固定效應模型的估計又可進一步細分為普通混合回歸與個體固定回歸。表3中似然比(LR)檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了普通混合回歸模型的原假設,即接受個體固定回歸模型。表3估計結果還表明,各生產要素在1%的水平上對經濟增長產生了顯著的正向影響,表明能源已經成為現(xiàn)代經濟生產中基本的投入要素。但是從各投入要素的系數(shù)看,勞動力要素的系數(shù)最大,資本要素次之,能源消費的產出彈性還相對較小。(五)技術進步使得我國能源消費成為新的方向,主要表現(xiàn)為回彈效應根據式(5)至式(7)和表3參數(shù)估計結果,可以計算出各地區(qū)技術因素所引起的能源減量(理論節(jié)能量)、增量(回彈量)以及回彈效應的大小,全國及東、中、西部各年的計算結果見表4。(6)從能源強度下降所產生的理論節(jié)能量看,理論節(jié)能量大體呈現(xiàn)先增后減的趨勢,這一結果與我國1995-2010年的產業(yè)結構調整情況相吻合。(7)第三產業(yè)比重從1995年的32.9%逐年提高到2002年的41.5%,這一期間第二產業(yè)比重則由47.2%逐漸降至44.8%。也就是說,1995-2002年由于我國產業(yè)結構的優(yōu)化,經濟增長速度高于能源增長速度,能源強度也逐年下降,從而能源效率提高所獲得的理論節(jié)能量也逐年增加。然而,2002-2010年第二產業(yè)始終占據較大的比重,基本保持在47%左右,其間第三產業(yè)比重則變化不大。因此,2002年以后,由于我國整體經濟進入重工業(yè)化階段,能源需求迅速攀升,能源效率提高緩慢,理論節(jié)能量也呈下降態(tài)勢。從技術因素引致經濟擴張所增加的能源需求量看,由于我國技術進步對經濟增長貢獻率的時間波動性大,因此,技術進步所增加的能源需求量并沒有呈現(xiàn)出顯著的時間趨勢特征,這一結果提示我國經濟增長主要通過要素投入拉動,自主創(chuàng)新能力較為薄弱。但是從技術進步所增加的能源需求量的區(qū)域分布看,大體呈現(xiàn)出東部大于中部、中部大于西部的特征,這是因為無論是經濟增長幅度還是技術水平,東部地區(qū)都高于中、西部地區(qū)。從平均回彈效應看,東、中、西部在“九五”、“十五”、“十一五”三個時段的回彈效應差異較大,東部的年均回彈效應由“九五”期間的17.45%下降到“十一五”期間的-318.10%,中部的回彈效應則呈現(xiàn)由負到正的增長態(tài)勢,西部的回彈效應始終高于東、中部的回彈效應值。從“十一五”期間的平均回彈效應看,全國及其中、西部地區(qū)的回彈效應較高,其原因是我國這一時期正處于工業(yè)化與城鎮(zhèn)化發(fā)展的中期階段,中、西部地區(qū)建筑業(yè)、交通運輸、金屬礦采選業(yè)、金屬冶煉及壓延加工業(yè)等高能耗產業(yè)迅速擴張導致能源消費的快速增長,也提升了能源消費的回彈效應,此外,居民消費水平的不斷提高、消費結構的日益升級也是回彈效應較高的重要原因。部分年份的回彈效應大于100%表明我國及東中西部地區(qū)都存在不同情況的回火(Backfire)現(xiàn)象,即能源效率的提高不僅沒有減少反而促進了能源消費,這一結論提示單純通過提高能源效率難以實現(xiàn)既定的節(jié)能目標。值得注意的是,1997年與2007年全國的回彈效應為負,意味著相應年份的技術變化最終節(jié)約了能源消費。這是因為受1997年與2007年金融危機與隨之而來的經濟蕭條的影響,我國能源需求總量也隨著經濟萎縮而驟降。然而,隨著經濟的復蘇,能源消費恢復到長期增長趨勢,回彈效應仍繼續(xù)存在。四、技術節(jié)能的根本途徑本文通過構建空間誤差模型捕捉經濟增長中的技術溢出效應,在此基礎上給出了回彈效應的估算方法,并利用我國1995-2010年省際面板數(shù)據進行了實證分析。分析結果表明:(1)我國區(qū)域經濟增長不僅與本地區(qū)的要素投入有關,還受到來自其他地區(qū)技術的沖擊,區(qū)域經濟增長中存在顯著的技術溢出效應?？臻g誤差項系數(shù)顯著為正,這一結果表明某一個地區(qū)發(fā)生的技術沖擊會隨著誤差項特殊的協(xié)方差空間結構傳遞到相鄰區(qū)域,這一傳遞形式是具有很長的時間延續(xù)性并且是衰減的。因此,在研究我國經濟增長問題時不能忽視技術的空間溢出效應。(2)能源要素對經濟增長具有顯著的正向影響。在考慮技術空間溢出效應的條件下,資本、勞動力以及能源投入要素對我國的經濟增長起著良好的促進作用,并且這些作用是顯著且穩(wěn)健的。這無疑驗證了Beaudreau(1995)與Chaoqing等(2009)所提出的能源是基本生產要素的命題。(3)我國的能源產出彈性還處于較低的水平。在規(guī)模報酬不變的約束下,勞動力的產出彈性高達0.6441,資本的產出彈性為0.2660,能源的產出彈性僅為0.0899。這表明我國整體經濟主要依靠人力資本的投入,物質資本的產出彈性還較低,現(xiàn)代化水平還有待提高。(4)我國的能源消費中存在明顯的回彈效應。結合我國“五年計劃”實施的期限,我國整體的平均回彈效應從“九五”期間到“十一五”期間呈上升趨勢,東部地區(qū)的回彈效應呈現(xiàn)下降的趨勢,中、西部在“十一五”期間的回彈效應最高,分別達到了78.95%和82.22%。這表明西部大開發(fā)戰(zhàn)略和中部崛起戰(zhàn)略的實施在促進中、西部經濟發(fā)展的同時,居民的消費結構也隨