江 洪，李金萍，李秋雁

（遼寧工程技術(shù)大學(xué)工商管理學(xué)院，遼寧葫蘆島 125105）

一、引言

改革開(kāi)放40 多年以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)步增長(zhǎng)。在此過(guò)程中，為了發(fā)揮產(chǎn)業(yè)格局對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正外部性影響，中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)尤其是工業(yè)行業(yè)呈現(xiàn)了不同水平的集聚性特征。Krugman（1991）和Fujita et al（1999）指出產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)同一地區(qū)企業(yè)的正外部性影響主要通過(guò)技術(shù)外溢和知識(shí)擴(kuò)散效應(yīng)實(shí)現(xiàn)。然而，產(chǎn)業(yè)集聚并非單純的市場(chǎng)行為，政府在此過(guò)程中發(fā)揮了不可替代的助力作用。O’Sullivan（2000）研究發(fā)現(xiàn)政府通過(guò)改善投資環(huán)境，吸引異地廠商投資，從而形成產(chǎn)業(yè)集聚。從能源利用角度，產(chǎn)業(yè)集聚過(guò)程中的技術(shù)外溢、基礎(chǔ)設(shè)施共享等要素可以促進(jìn)區(qū)域能源效率的提升。然而，長(zhǎng)期以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展卻伴隨著能源消費(fèi)的激增和環(huán)境負(fù)荷的加劇，產(chǎn)業(yè)集聚并未發(fā)揮節(jié)能減排的正面作用。

理論上以利潤(rùn)最大化為目標(biāo)的產(chǎn)業(yè)集聚，如果在單純的市場(chǎng)機(jī)制調(diào)節(jié)下應(yīng)該能夠?qū)崿F(xiàn)優(yōu)化配置，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，提升能源效率。然而，在財(cái)政分權(quán)的體制下，由于地方政府目標(biāo)異化導(dǎo)致旨單純從地方政府利益出發(fā)而誘導(dǎo)企業(yè)投資行為的差異化政策租（信貸、補(bǔ)貼、稅收減免等）的出現(xiàn)，進(jìn)而誘發(fā)為追逐政策租而形成企業(yè)扎堆，而并非真正意義上的產(chǎn)業(yè)集聚。錢(qián)學(xué)鋒等（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，過(guò)度的政策租驅(qū)動(dòng)會(huì)誘發(fā)重復(fù)建設(shè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同，進(jìn)而因資源配置扭曲導(dǎo)致市場(chǎng)分割，最終無(wú)法產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的技術(shù)溢出和共享效應(yīng)。政府在產(chǎn)業(yè)集聚中到底扮演怎樣的角色，1936 年，凱恩斯（Keynes）在政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的理論中就闡述了政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)行為在實(shí)現(xiàn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)健增長(zhǎng)中的重要作用。后來(lái)，0orter（1990）利用鉆石理論分析了產(chǎn)業(yè)集聚過(guò)程中政府行為的雙重作用，政府的政策租行為會(huì)直接影響到鉆石體系中的生產(chǎn)要素。一方面，適當(dāng)?shù)恼咦饪赡艹蔀楫a(chǎn)業(yè)發(fā)展的助力；另一方面，當(dāng)環(huán)境發(fā)生變化時(shí)，政府行為可能成為產(chǎn)業(yè)集聚的阻力。

可見(jiàn)，過(guò)度的政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)行為加速亦或扭曲了中國(guó)的產(chǎn)業(yè)集聚，為了實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚釋放其應(yīng)有的績(jī)效，是否應(yīng)該弱化政府干預(yù)，甚至讓政府徹底退出。林毅夫（2008）認(rèn)為，發(fā)展中國(guó)家最重要的制度便是政府，政府以外的其他制度及其質(zhì)量均受政府政策的影響。中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)集聚過(guò)程中，政府是重要的推動(dòng)力，政府干預(yù)有可能帶來(lái)產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的共享和外溢效應(yīng)，推動(dòng)能源效率的改善；但是，地方政府的目標(biāo)異化及邊界條件的模糊，也可能帶來(lái)產(chǎn)業(yè)扎堆，無(wú)法發(fā)揮技術(shù)共享和外溢效應(yīng)，阻礙能源效率的提升。解決政府干預(yù)與能源效率之間矛盾的最理想選擇是，協(xié)調(diào)政府行為與市場(chǎng)機(jī)制之間的關(guān)系，使政府目標(biāo)與其邊界條件清晰化。

綜上所述，本文嘗試分析不同程度的政府發(fā)展性支出，是否會(huì)帶來(lái)不同質(zhì)量的產(chǎn)業(yè)集聚，進(jìn)而以不同的方向和方式作用于能源利用效率，最終找到政府發(fā)展性支出的邊界。以期進(jìn)一步規(guī)范政府行為，實(shí)現(xiàn)真正意義上的產(chǎn)業(yè)集聚，發(fā)揮其技術(shù)外溢和共享效應(yīng)，為區(qū)域能源效率提升提供政策啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）能源效率評(píng)價(jià)的研究

國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)能源效率評(píng)價(jià)的研究主要從單要素和全要素兩個(gè)視角展開(kāi)。早期學(xué)者主要從能源強(qiáng)度、能源生產(chǎn)率等單要素視角著手，集中于偏要素框架，大部分研究都是分析能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系（蔣金荷，2004；史丹，2006），而忽略資本、勞動(dòng)等其他投入要素。為了完善能源效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系和方法，Hu和Wang（2006）提出了全要素能源效率指標(biāo)及其評(píng)價(jià)框架。該框架基于DEA（data envelopment analysis）數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型，借鑒道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，將能源、勞動(dòng)力、資本作為投入要素，GD0 作為產(chǎn)出要素，以能源消費(fèi)實(shí)際值與目標(biāo)值的比值作為能源效率的評(píng)價(jià)指標(biāo)，在后來(lái)的能源效率評(píng)價(jià)研究中，該方法被廣泛應(yīng)用（Hu和Kao，2007；師博和沈坤榮，2013）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然伴隨著能源的消耗，而能源，尤其是傳統(tǒng)化石能源消耗的過(guò)程中，必然帶來(lái)污染物的排放，生態(tài)環(huán)境壓力日益加重。鑒于此，眾多學(xué)者嘗試將能源消費(fèi)過(guò)程中產(chǎn)生的污染物排放，納入能源效率評(píng)價(jià)體系，保證能源效率的評(píng)價(jià)結(jié)果更加客觀、科學(xué)（張三峰和吉敏，2014；江洪和紀(jì)成君，2020）。為了解釋能源效率變動(dòng)過(guò)程中內(nèi)部因素的影響，部分學(xué)者運(yùn)用DEA-Malmquist 指數(shù)法，將能源效率分解為純技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率，并進(jìn)行跨時(shí)期比較（陳星星，2019）。能源效率變動(dòng)不僅受內(nèi)部因素的影響，外部環(huán)境因素也不可忽略。近年來(lái)，為了探索能源效率變動(dòng)究竟是歸因于內(nèi)部管理還是外部環(huán)境，很多研究采用分階段DEA 方法，先用傳統(tǒng)DEA 方法測(cè)度能源效率，然后選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等外部環(huán)境因素，采用極大似然估計(jì)方法，對(duì)決策單元進(jìn)行排序。通過(guò)調(diào)整能源的投入量，以達(dá)到?jīng)Q策單元處于同等外部環(huán)境，再用DEA 方法進(jìn)行能源效率測(cè)算，最終解釋能源效率變動(dòng)歸因于內(nèi)部管理和外部環(huán)境的差異性（江洪和趙寶福，2015；吳江等，2019）。

（二）產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率影響的研究

通過(guò)梳理以往的大量文獻(xiàn)，大部分學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是能源效率提升的根本動(dòng)因。技術(shù)進(jìn)步主要通過(guò)直接作用（潘雄鋒等，2017）和間接作用（錢(qián)娟和李金葉，2018）兩種途徑促進(jìn)能源效率的提升。但也有一些學(xué)者認(rèn)為短期內(nèi)技術(shù)進(jìn)步雖能夠提升能源效率、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但長(zhǎng)期看來(lái)，經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)將帶來(lái)更多的能源消耗，從而對(duì)效率提升帶來(lái)的延緩節(jié)約產(chǎn)生抵消作用，即技術(shù)進(jìn)步的回彈效應(yīng)（rebound effect）（胡秋陽(yáng)，2014）。后來(lái)，部分學(xué)者開(kāi)始研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)能源效率的影響。Denison（1969）和Maddison（1987）研究發(fā)現(xiàn)，能源要素根據(jù)生產(chǎn)率水平，從低水平行業(yè)或部門(mén)向高水平行業(yè)或部門(mén)轉(zhuǎn)移，其在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的利用效率將得到提升，這也是“結(jié)構(gòu)紅利假說(shuō)”的基本思想。該思想中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是通過(guò)外部性作用于能源效率，與產(chǎn)業(yè)外部性密切相關(guān)的現(xiàn)象就是產(chǎn)業(yè)集聚。關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚的研究早在20 世紀(jì)90 年代就開(kāi)始興起（Kim，1995），而外部性則被認(rèn)為是產(chǎn)業(yè)集聚的重要誘因（Henderson，1974）。Marshall（1920）指出，產(chǎn)業(yè)地理集聚（agglomeration）的原因，很大程度上取決于其產(chǎn)生的外部性經(jīng)濟(jì)，包括技術(shù)外溢、嫻熟的勞動(dòng)力市場(chǎng)及專(zhuān)業(yè)的服務(wù)性中間行業(yè)。以此類(lèi)推，生產(chǎn)尤其是工業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中，能源是不可或缺的投入要素，本企業(yè)能源利用效率也可能受到其他企業(yè)能源利用技術(shù)的影響。王海寧和陳媛媛（2010）通過(guò)實(shí)證研究，驗(yàn)證了產(chǎn)業(yè)集聚的正外部性可以有效提高能源效率的假說(shuō)。師博和沈坤榮（2012）研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚借助規(guī)模經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)外溢及基礎(chǔ)設(shè)施共享，為節(jié)能減排發(fā)揮積極效應(yīng)。程中華等（2017）采用動(dòng)態(tài)空間面板模型分析了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響，發(fā)現(xiàn)無(wú)論是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，還是制造業(yè)與其共同集聚，都有利于區(qū)域能源效率的提升。師博和任保平（2019）研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)因政府有偏的干預(yù)目標(biāo)而滋生道德風(fēng)險(xiǎn)，誘發(fā)地方政府和國(guó)有企業(yè)的雙重預(yù)算軟約束、導(dǎo)致資源錯(cuò)配，并且企業(yè)研發(fā)無(wú)法產(chǎn)生技術(shù)外溢以?xún)?yōu)化能源效率，抑制產(chǎn)業(yè)集聚釋放節(jié)能減排潛力。邵帥等（2019）從理論和實(shí)證兩個(gè)角度，分析了經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)碳排放的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)集聚通過(guò)其正外部性和能源強(qiáng)度，分別對(duì)碳排放產(chǎn)生直接和間接影響。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者正對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚如何影響能源效率進(jìn)行了廣泛的研究，并取得了豐富的成果，為本文的寫(xiě)作奠定了扎實(shí)的理論基礎(chǔ)。然而，由于地級(jí)市層面能源消費(fèi)量數(shù)據(jù)的缺失，前期關(guān)于能源效率測(cè)度的研究往往局限于省際層面；同時(shí)，能源效率影響因素研究過(guò)程中往往忽略政府行為，在財(cái)政分權(quán)和政績(jī)考核背景下，政府行為已經(jīng)成為影響資源配置的重要變量。為了彌補(bǔ)前期研究的不足，本文擬從以下幾個(gè)方面尋求突破：其一，運(yùn)用衛(wèi)星夜間燈光數(shù)據(jù)，模擬測(cè)度地級(jí)市能源消費(fèi)量，并將多種污染物作為非合意產(chǎn)出，運(yùn)用SBM-Malmquist-Luenberger 指數(shù)法重新測(cè)算各地級(jí)市能源效率現(xiàn)狀；其二，在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的分析中，加入政府發(fā)展性支出的門(mén)檻變量，探索政府行為在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過(guò)程中的邊界，探索市場(chǎng)行為和政府行為共同提升區(qū)域能源效率的適當(dāng)合力。

三、理論分析與研究假說(shuō)

在長(zhǎng)期的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式下，地方政府往往過(guò)度重視任期內(nèi)的GD0 增速，而忽略經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的長(zhǎng)期增長(zhǎng)因素，導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)短期內(nèi)快速發(fā)展以過(guò)量的資源消耗和嚴(yán)重的環(huán)境負(fù)荷為代價(jià)。鑒于本文研究不同政府干預(yù)條件下產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響，參考Gowrisankaran et al（2015）模型的思想，首先將產(chǎn)業(yè)集聚納入廠商短期生產(chǎn)函數(shù)：

其中：G和K分別表示產(chǎn)業(yè)集聚和資本投入，且二者正相關(guān)，即?Q/?K＞0；E表示廠商為提升能源效率所發(fā)生的投資，其與能源效率正相關(guān)。短期內(nèi)，在廠商投資總額固定的前提下，其用于改善能源效率的投資和用于生產(chǎn)的投資必然互為消長(zhǎng)?？紤]到能源效率的提升對(duì)企業(yè)產(chǎn)出的增加具有一定的滯后效應(yīng)。因此，短期內(nèi)能源效率投資與產(chǎn)出呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即?Q/?E＜0；α表示彈性系數(shù)。

廠商獲取資本用以購(gòu)買(mǎi)機(jī)器設(shè)備，但同時(shí)需要支付利息?？紤]到產(chǎn)業(yè)集聚正外部性中的共享效應(yīng)，本文假設(shè)所有廠商共同承擔(dān)支付給設(shè)備的報(bào)酬R=G-γ Kr。同時(shí)，機(jī)器設(shè)備的運(yùn)行需要消耗能源為其提供動(dòng)力，令動(dòng)力成本C=E-β K。則考慮資本利息和動(dòng)力成本后，廠商生產(chǎn)利潤(rùn)函數(shù)為

其中：r表示利率；γ表示產(chǎn)業(yè)集聚基礎(chǔ)設(shè)施共享效應(yīng)彈性，γ＞0；β表示能源效率投資的動(dòng)力成本彈性，由于該指標(biāo)存在不可逆約束。因此β＞1。

由公式（2）計(jì)算廠商利潤(rùn)最大化的一階條件：

則均衡狀態(tài)下最優(yōu)資本存量為

最優(yōu)能源效率投資為

進(jìn)一步分析能源效率與產(chǎn)業(yè)集聚及利率的關(guān)系可知：

公式（7）顯示，產(chǎn)業(yè)集聚與最優(yōu)能源效率投資呈正相關(guān)關(guān)系，由于最優(yōu)能源效率投資與能源效率也呈正相關(guān)關(guān)系，可以得到，產(chǎn)業(yè)集聚與能源效率同樣呈正相關(guān)關(guān)系。

如前文所述，地方政府GD0 博弈競(jìng)爭(zhēng)過(guò)程中，政策租是各級(jí)地方政府“引資大戰(zhàn)”的重要工具，將政策租φ（G）納入廠商利潤(rùn)函數(shù)：

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接影響市場(chǎng)規(guī)模，兩者一般呈正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后的地區(qū)往往不具備完善的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和合理的市場(chǎng)規(guī)模，從而失去要素流動(dòng)的吸引力，導(dǎo)致較低的產(chǎn)業(yè)集聚水平。這類(lèi)地區(qū)的政府更傾向于使用政策租工具以吸引投資，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從投資廠商的角度看，為了獲得更多的政策租支持，可能會(huì)選擇產(chǎn)業(yè)集聚水平較低的地區(qū)作為投資對(duì)象。因此，產(chǎn)業(yè)集聚可以作為內(nèi)生變量處理。根據(jù)式（9）的分析結(jié)果，采用鏈?zhǔn)椒梢酝茖?dǎo)出政策租對(duì)廠商能源效率投資的影響：

陳抗等（2002）研究發(fā)現(xiàn)，地方政府的干預(yù)行為可以解釋為“援助之手”和“攫取之手”。從式（12）不難看出，地方政府用政策租工具干預(yù)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的產(chǎn)業(yè)集聚并不能改善能源效率，相反，不合理的政策租工具更趨向于導(dǎo)致資源配置扭曲，最終抑制能源效率的改善?；蛘哒f(shuō)，以短期利益為目標(biāo)的政策租占據(jù)主導(dǎo)地位時(shí)，地方政府其更趨向于伸出“攫取之手”。

可見(jiàn)，在政治晉升博弈中，單純基于政績(jī)考慮提供政策租，往往帶來(lái)的不是真正意義上的“產(chǎn)業(yè)集聚”，相反，其導(dǎo)致的資源扭曲配置效應(yīng)抑制了產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的績(jī)效，無(wú)法改進(jìn)能源效率。

基于此，本文提出假設(shè)1：

政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過(guò)程中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

進(jìn)一步分析，出于政績(jī)考量的地方政府在政治晉升博弈中，更傾向于提供高額政策租以吸引企業(yè)投資，從而形成同質(zhì)企業(yè)扎堆現(xiàn)象，難以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)該發(fā)揮的真實(shí)績(jī)效，這種不合理的政策租最終使產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生扭曲效應(yīng)。那么，為了發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的績(jī)效，政策租數(shù)量應(yīng)該控制在什么樣的合理區(qū)間范圍內(nèi)呢？本文構(gòu)建政府目標(biāo)函數(shù)：

其中：W為政府目標(biāo)；π表示轄區(qū)內(nèi)企業(yè)利潤(rùn)水平；F表示財(cái)政收入；s表示國(guó)有企業(yè)所占比重；i表示預(yù)算外收入所占比重；u、v為大于零的參數(shù)。

鑒于地方政府需要同時(shí)考慮政績(jī)和財(cái)政激勵(lì)，對(duì)式（13）求偏導(dǎo)：

相對(duì)于民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有企業(yè)在就業(yè)、養(yǎng)老等方面更具優(yōu)勢(shì)。因此，地方政府政績(jī)考量，更趨向于提高國(guó)有企業(yè)的占比。同時(shí)，地方政府為了降低其對(duì)顯性收入的依賴(lài)，更傾向于增大預(yù)算外財(cái)政收入的占比。因此，對(duì)式（14）繼續(xù)求二階導(dǎo)數(shù)可得：

前文式（9）表明，企業(yè)利潤(rùn)與政策租呈正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)為了獲得正常利潤(rùn)以外的超額利潤(rùn)，更趨向于獲得更多的政策租，假定：

企業(yè)要求的政策租越多，政府的財(cái)政盈余狀況越趨于惡化：

加入政策租變量，政府目標(biāo)函數(shù)可以改寫(xiě)為

為了達(dá)到政績(jī)和財(cái)政雙重激勵(lì)的均衡，地方政府可選擇的政策租數(shù)量為

對(duì)式（19）求偏導(dǎo)可得：

式（20）表明，國(guó)有企業(yè)占比較高及預(yù)算外財(cái)政收入占比越高的地區(qū)，理論上伴隨著更高的政策租。

進(jìn)一步，將政府目標(biāo)函數(shù)納入式（12），求導(dǎo)可得：

可見(jiàn)，國(guó)有企業(yè)和預(yù)算外收入占比均會(huì)對(duì)能源效率產(chǎn)生負(fù)面抑制作用。為了在政治晉升博弈中取勝，地方政府提供政策租的初期，受額外利潤(rùn)的誘導(dǎo)，不同類(lèi)型的企業(yè)開(kāi)始集聚，異質(zhì)企業(yè)的集聚并不能發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的溢出效應(yīng)，能源利用效率降低；隨著政策租力度的加大，同質(zhì)企業(yè)集聚數(shù)量增加，產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應(yīng)顯現(xiàn)，能源效率得到提升；然而，過(guò)多的政策租將引發(fā)地方政府的財(cái)政預(yù)算約束軟化、資源配置扭曲，進(jìn)而使能源效率惡化?？梢?jiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響伴隨著政策租數(shù)量的不斷增加，呈現(xiàn)先抑制、后促進(jìn)、再抑制的作用路徑。

鑒于此，本文提出假說(shuō)2：

產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的過(guò)程中伴隨著政府發(fā)展性支出不斷加強(qiáng)，呈現(xiàn)先抑制、后促進(jìn)、再抑制的倒“N”型作用路徑。

四、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）基準(zhǔn)回歸模型

如前文所述，地方政府目標(biāo)異化和邊界模糊化可能對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生正向或負(fù)向影響，進(jìn)而作用于能源效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文首先構(gòu)建靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分別從能源效率和能源強(qiáng)度兩個(gè)角度驗(yàn)證政府發(fā)展性支出是否對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，為了減弱異方差對(duì)模型的影響，對(duì)所有變量去對(duì)數(shù)處理：

其中：i、t分別表示城市和年份；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；能源效率和產(chǎn)業(yè)集聚水平分別用EEit和iait表示；Xit表示一組控制變量。式（22）為基準(zhǔn)回歸模型，只分析產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響。為了驗(yàn)證政府發(fā)展性支出對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的調(diào)節(jié)效應(yīng)，將模型（22）進(jìn)行擴(kuò)展，加入政府發(fā)展性支出與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(xiàng)。式（23）中，gdeit表示政府發(fā)展性支出；lniait ×lngdeit表示政府發(fā)展性支出與產(chǎn)業(yè)集聚的交互效應(yīng)。

（二）面板門(mén)檻回歸模型

如果政府發(fā)展性支出對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，促進(jìn)或抑制產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的外溢效應(yīng)，進(jìn)而作用于能源效率，那么，政府發(fā)展性支出的合理區(qū)間應(yīng)該如何確定。為了回答這個(gè)問(wèn)題，本文構(gòu)建面板門(mén)檻回歸模型，考察政府發(fā)展性支出對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚不同調(diào)節(jié)效應(yīng)的門(mén)檻值：

與式（22）、式（23）相比，式（24）中響應(yīng)變量的含義有所變化。其中，d(*)為示性函數(shù)；gdei為門(mén)檻變量；α11和α12分別表示在q≤gdei和q＞gdei時(shí)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的彈性系數(shù)。如果門(mén)檻選擇合理，α11和α12的估計(jì)值或符號(hào)應(yīng)顯著不同。公式（24）僅分析了單門(mén)檻效應(yīng)，考慮到多重門(mén)檻的分析過(guò)程與單門(mén)檻類(lèi)似，不再贅述，在實(shí)證分析部分本文將進(jìn)行多重門(mén)檻驗(yàn)證和分析。

（三）變量數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.被解釋變量：綠色能源效率（EE）

本文借鑒史丹和李少林（2020）的研究成果，采用衛(wèi)星夜間燈光指數(shù)，模擬測(cè)算各地級(jí)市能源消費(fèi)量，并將資本（2004 年為基期）、勞動(dòng)、能源作為投入變量，將GD0（2004 年為基期）作為期望產(chǎn)出，工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙粉塵和工業(yè)廢水作為非期望產(chǎn)出，運(yùn)用SBM-Malmquist-Luenberger 指數(shù)法測(cè)算得到各地級(jí)市綠色能源效率。具體計(jì)算過(guò)程如下：

鑒于本文測(cè)算的是地級(jí)市綠色能源效率，首先需要構(gòu)建包含期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集。為了彌補(bǔ)傳統(tǒng)DEA方法和SFA方法的不足，借鑒Oh和Heshmati（2010）的研究成果，采用序列DEA技術(shù)構(gòu)造生產(chǎn)可能性集。假設(shè)決策單元k(k=1，2，…，K)在每個(gè)時(shí)期t(t=1，2，…，T)有I種投入要素x(x=1，2，…，I) ∈，M種期望產(chǎn)出y(y=1，2，…，m) ∈和N種非期望產(chǎn)出b(b=1，2，…，N) ∈，綠色能源效率的生產(chǎn)可能性集可表示為

在公式（25）的基礎(chǔ)上，基于產(chǎn)出導(dǎo)向的方向距離函數(shù)可表示為

其中：g=(gy，gb)為產(chǎn)出擴(kuò)張的方向向量，由于本文測(cè)算的是綠色能源效率。因此，希望增加期望產(chǎn)出，減少非期望產(chǎn)出。假定期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的增減比例相等，即g=(gy，-gb)。β為期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出增減比例的最大可能值。

運(yùn)用DEA 求解方向性距離函數(shù)相當(dāng)于求解如下線性規(guī)劃：

在式（27）的基礎(chǔ)上，借鑒Oh和Heshmati（2010）的研究，構(gòu)建基于產(chǎn)出導(dǎo)向的SML（sequential Malmquist-Luenberger）指數(shù)并將其分解為規(guī)模效率變化指數(shù)（SEC）、技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（TC）和純技術(shù)效率變化指數(shù)（PEC）：

其中：SML指數(shù)表明了(xt+1，yt+1，bt+1；gt+1)相對(duì)于(xt，yt，bt；gt)生產(chǎn)率的變化，SML＞1 表示生產(chǎn)率水平提高了，反之，生產(chǎn)率水平降低了；TC表示不同時(shí)期相同投入的最優(yōu)產(chǎn)出比，TC＞1 表示生產(chǎn)技術(shù)有進(jìn)步，反之，生產(chǎn)技術(shù)衰退；EC表示相鄰兩期技術(shù)效率變化對(duì)綠色能源效率的貢獻(xiàn)程度，EC＞1 表示能源效率有所改善，反之，能源效率下降。

2.核心解釋變量：產(chǎn)業(yè)集聚（ia）

目前，針對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的研究較為豐富，產(chǎn)業(yè)集聚代理指標(biāo)的選取也各有不同。鑒于制造業(yè)對(duì)能源效率的影響程度，本文借鑒王佳和陳浩（2016）的研究，選取制造業(yè)集聚作為產(chǎn)業(yè)集聚的代理指標(biāo)，采用區(qū)位商計(jì)算得到：

其中：Iij表示i城市制造業(yè)的從業(yè)人員數(shù)；Ii表示i城市的總就業(yè)人數(shù)；Lj表示全國(guó)制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)；L表示全國(guó)總就業(yè)人數(shù)。

3.門(mén)檻變量：政府發(fā)展性支出（gde）

鑒于中國(guó)地方政府在要素流通、地方基礎(chǔ)設(shè)施供給和政策租提供等方面的重要作用，本文借鑒趙勇和魏后凱（2015）的研究，采用非公共財(cái)政支出比重作為政府發(fā)展性支出的代理指標(biāo)：地方政府非公共財(cái)政支出比重=（地方政府財(cái)政支出-教育支出-科學(xué)支出-社會(huì)保障與就業(yè)支出）/地方政府財(cái)政支出。

4.其他控制變量

技術(shù)進(jìn)步水平（tpit），技術(shù)水平的提升將帶來(lái)生產(chǎn)設(shè)備的效率提高，節(jié)約生產(chǎn)過(guò)程中的能源消耗，進(jìn)而直接作用于能源效率。同時(shí)，技術(shù)水平的提升有利于提高生產(chǎn)者的素質(zhì)和節(jié)能意識(shí)，進(jìn)而間接作用于能源效率，本文選取各地級(jí)市歷年發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)作為技術(shù)進(jìn)步水平的代理指標(biāo)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（strit），鑒于第二產(chǎn)業(yè)對(duì)能源依賴(lài)性更強(qiáng)，本文選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占GD0 的比重作為代理變量。工業(yè)結(jié)構(gòu)（indstrit），以限額以上工業(yè)總產(chǎn)值占GD0 比重衡量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdpit），以人均地區(qū)生產(chǎn)總值（2004 年為基期）衡量。人口密度（pdit），以各地級(jí)市人口數(shù)除以行政區(qū)面積衡量，表示各城市人口活動(dòng)規(guī)模的差異影響。對(duì)外開(kāi)放度（openit），本文選取地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為對(duì)外開(kāi)放度的代理指標(biāo)。人力資本水平（hcit），理論上，受教育水平越高，節(jié)能減排的意識(shí)就越強(qiáng)，本文選取各地級(jí)市歷年普通高校在校生人數(shù)和地區(qū)年末戶籍人口數(shù)的比值作為人力資本水平的代理指標(biāo)。

由于部分地級(jí)市新設(shè)或撤銷(xiāo)及相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失，本文選取2004—2017 年中國(guó)268 個(gè)地級(jí)市作為研究對(duì)象。同時(shí)，鑒于本文主要分析中國(guó)內(nèi)陸地區(qū)城市能源利用問(wèn)題。因此，未考慮港澳臺(tái)地區(qū)的城市。本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005—2018）、《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005—2018）、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005—2018）、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005—2018）具體指標(biāo)、數(shù)據(jù)說(shuō)明及統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1。

表1 變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

為了避免計(jì)量分析過(guò)程中變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題的干擾，本文在基準(zhǔn)回歸模型驗(yàn)證的基礎(chǔ)上選取工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)計(jì)量回歸結(jié)果的偏誤性影響。為了保證計(jì)量回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可信性，本文借鑒已有研究的基礎(chǔ)上，選取制造業(yè)就業(yè)密度（edit）及其滯后一期L.edit作為工具變量，以檢驗(yàn)基準(zhǔn)計(jì)量模型中產(chǎn)業(yè)集聚是否存在內(nèi)生性問(wèn)題。其計(jì)算公式為

其中：i表示省份；t表示年份；Mit表示t年i省制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)；Sit表示t年i省的土地面積。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）能源效率、產(chǎn)業(yè)集聚、政府干預(yù)的核密度分析

根據(jù)上文表1 中的指標(biāo)說(shuō)明，運(yùn)用Stata 軟件，根據(jù)Epanechikov 核函數(shù)選取最佳帶寬，選取2004 年、2006年、2008 年、2010 年、2012 年、2014 年和2017 年綠色能源效率、產(chǎn)業(yè)集聚和政府發(fā)展性支出數(shù)據(jù)，描述三者的動(dòng)態(tài)變化特征，如圖1 所示。

圖1 綠色能源效率、產(chǎn)業(yè)集聚、政府發(fā)展性支出的核密度分布

觀察能源效率核密度分布圖，從峰度上看，2004—2017 年，中國(guó)綠色能源效率分布均呈單波峰分布且高度逐漸下降，尤其在2006 年以后下降幅度非常顯著，這說(shuō)明中國(guó)各地區(qū)能源效率的差異性在不斷縮小，各地區(qū)能源效率分布趨于收斂。從偏度上看，2008 年以前，綠色能源效率整體呈現(xiàn)左拖尾，說(shuō)明低能源效率地區(qū)占比較大，2008 年以后，尤其是2017 年，能源效率核密度分布呈現(xiàn)顯著的右拖尾，說(shuō)明中高能源效率地區(qū)的占比明顯增加。從綠色能源效率波峰對(duì)應(yīng)的效率值看，樣本期內(nèi)，該值在持續(xù)右移，說(shuō)明大部分地區(qū)能源效率值在持續(xù)上升。

同樣，觀察產(chǎn)業(yè)集聚的核密度分布圖，從峰度上看，樣本期內(nèi)，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的核密度分布呈現(xiàn)單峰分布且峰度變化不顯著，說(shuō)明不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平的差異較大。從偏度上看，2004—2014 年間，產(chǎn)業(yè)集聚核密度均呈左拖尾分布，說(shuō)明這段時(shí)期，各地區(qū)低產(chǎn)業(yè)集聚地區(qū)占比較大。2014 年以后，產(chǎn)業(yè)集聚核密度均呈顯著的右拖尾分布，說(shuō)明2014 年以后，高產(chǎn)業(yè)集聚地區(qū)占比在顯著增加。從核密度波峰對(duì)應(yīng)的產(chǎn)業(yè)集聚數(shù)值可以看出，2004—2017 年間，中國(guó)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚核密度波峰對(duì)應(yīng)的產(chǎn)業(yè)集聚值呈左右微小波動(dòng)變化，說(shuō)明整體產(chǎn)業(yè)集聚水平比較平穩(wěn)。

與能源效率、產(chǎn)業(yè)集聚相比，政府發(fā)展性支出的核密度分布呈現(xiàn)了不同的特征。從峰度上看，樣本期內(nèi)，各地區(qū)政府發(fā)展性支出整體上呈現(xiàn)不嚴(yán)格的單峰或雙峰分布，說(shuō)明部分地區(qū)政政府發(fā)展性支出存在不合理狀況。從偏度上看，2004—2017 年間，各地區(qū)政府發(fā)展性支出均呈現(xiàn)顯著的右拖尾分布，說(shuō)明大部分地區(qū)都處于高政府發(fā)展性支出狀態(tài)。從核密度波峰對(duì)應(yīng)的政府發(fā)展性支出數(shù)值可以看出，樣本期內(nèi)，該值在不斷右移，說(shuō)明大部分地區(qū)的政府發(fā)展性支出力度仍在持續(xù)上升。

綜上所述，樣本期內(nèi)，能源效率與產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)相似的分布特征。而與二者相比，政府發(fā)展性支出的分布特征差異較大。那么，政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚與能源效率提升過(guò)程中扮演什么樣的角色？該問(wèn)題在下文的計(jì)量分析中予以解答。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果及分析

為了解答上文提到的問(wèn)題，本文構(gòu)建靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分析產(chǎn)業(yè)集聚和政府發(fā)展性支出對(duì)能源效率的作用機(jī)理。根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果分別采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分步回歸，得到模型1～模型5，分析結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果及分析

模型1 中未加入政府發(fā)展性支出和其他控制變量，僅檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色能源效率的影響，結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率產(chǎn)生負(fù)向抑制作用且在1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)。同理，模型2 顯示，政府發(fā)展性支出對(duì)能源效率產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，但是未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。模型3 中加入政府發(fā)展性支出變量及二者的交互項(xiàng)，結(jié)果產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響系數(shù)從負(fù)號(hào)變?yōu)檎?hào)，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；政府發(fā)展性支出對(duì)能源效率的作用系數(shù)從正號(hào)變?yōu)樨?fù)號(hào)，且在1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)；政府發(fā)展性支出與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(xiàng)顯著為正，且在1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)。對(duì)模型1、模型2 進(jìn)行擴(kuò)展，加入其他控制變量，得到模型4。政府發(fā)展性支出與產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)均顯著為負(fù)，但是，相比模型1，產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)從-0.0675下降為-0.0373，說(shuō)明樣本期內(nèi)，政府發(fā)展性支出對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了正向的調(diào)節(jié)作用。為了驗(yàn)證該結(jié)論，對(duì)模型4 進(jìn)行擴(kuò)展，加入政府發(fā)展性支出與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(xiàng)，得到模型5。從計(jì)量結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響系數(shù)方向發(fā)生變化，從-0.0373 變?yōu)?.0142。雖然政府發(fā)展性支出對(duì)能源效率的影響系數(shù)顯著為負(fù)，但是交互項(xiàng)對(duì)能源效率的影響系數(shù)顯著為正，達(dá)到0.0296 且在1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)。這就驗(yàn)證了模型4 的結(jié)論，也驗(yàn)證了前文的理論假說(shuō)1，政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過(guò)程中產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。

綜合看來(lái)，政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的過(guò)程中產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，那么這種調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用程度和方向如何確定，即政府發(fā)展性支出的邊界在哪里。為了回答該問(wèn)題，本文將政府發(fā)展性支出作為產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的門(mén)檻變量，構(gòu)建面板門(mén)檻模型，分析不同政府發(fā)展性支出水平下，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率影響的異質(zhì)性。

（三）內(nèi)生性問(wèn)題討論

上述基準(zhǔn)計(jì)量回歸結(jié)果可以看出，政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過(guò)程中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，盡管這種調(diào)節(jié)效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)意義上具有顯著性，但不具有穩(wěn)定的顯著性意義。仍然存在內(nèi)生性問(wèn)題干擾計(jì)量回歸結(jié)果穩(wěn)健性的可能。對(duì)此，本文采用工具變量法對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。鑒于制造業(yè)與其他行業(yè)相比，對(duì)能源的消耗更大，對(duì)能源效率的影響更加敏感。因此本文采用制造業(yè)的就業(yè)密度（ed，制造業(yè)從業(yè)人數(shù)/面積）及其之后一期（L.ed）作為產(chǎn)業(yè)集聚的外生工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）對(duì)模型1、模型3～模型5 進(jìn)行檢驗(yàn)得到模型6～模型9，結(jié)果見(jiàn)表3。

用工具變量法進(jìn)行兩階段最小二乘（2SLS）回歸時(shí)，必須對(duì)外生工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。表3 匯報(bào)了工具變量的系列檢驗(yàn)結(jié)果。首先，模型6～模型9 中，不可識(shí)別檢驗(yàn)Anderson canon corr.LM 均在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，表明選取的外生工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)且可識(shí)別；其次，模型6～模型9 中，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald WaldFstatistic 的值分別為46.123、32.170、78.727、38.522，均顯著大于10%顯著水平下的臨界值19.93，拒絕弱工具變量的原假設(shè)；再次，過(guò)度識(shí)別Sargan 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型6～模型9 中，Anderson canon.corr.LM statisticP值分別為0.9149、0.9486、0.4440 和0.6146，均在1%的顯著水平下接受原假設(shè)，所有工具變量均有效。并且，回歸結(jié)果中，核心解釋變量和各控制變量的系數(shù)大小、符號(hào)、顯著性也與基準(zhǔn)回歸基本相符，故認(rèn)為回歸結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上不存在內(nèi)生性問(wèn)題。

表3 工具變量回歸結(jié)果

（四）政府發(fā)展性支出門(mén)檻估算

借鑒Hansen（1999）的研究成果，本文采用Stata14.0 軟件進(jìn)行實(shí)證研究，首先對(duì)變量門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 顯示，以政府發(fā)展性支出（gdeit）作為門(mén)檻變量，在5%的顯著水平下通過(guò)了單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻檢驗(yàn)，而三重門(mén)檻沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。門(mén)檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)之后，需要對(duì)雙門(mén)檻模型的門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，如表5 和圖2所示。

表4 門(mén)檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)

圖2 雙門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間

表5 顯示了兩個(gè)門(mén)檻估計(jì)值和95%置信區(qū)間。借助圖2 繪制的似然比函數(shù)圖，可以更加直觀、清晰的理解門(mén)檻值估計(jì)和置信區(qū)間的構(gòu)造過(guò)程。門(mén)檻變量的估計(jì)值為似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR為零時(shí)的取值，在本文的雙重門(mén)檻模型中分別為0.2517 和0.2946。圖2 中的虛線表示兩個(gè)門(mén)檻值95%置信區(qū)間在所有LR 值小于5%顯著水平下的臨界值7.35。因此，可以根據(jù)兩個(gè)門(mén)檻值將268 個(gè)地級(jí)市分為低政府發(fā)展性支出(gde≤0.2517)、中等政府發(fā)展性支出(70.2517 ＜gde≤0.2946)和高政府發(fā)展性支出(gde＞0.2946)三種類(lèi)型，不同政府發(fā)展性支出類(lèi)型中產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響見(jiàn)表6。

表5 門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

表6 的回歸結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的過(guò)程中，存在政府發(fā)展性支出水平的雙重門(mén)檻效應(yīng)。從回歸系數(shù)看，在不同的政府發(fā)展性支出水平下，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響存在顯著的差異性。具體的，在低政府發(fā)展性支出水平區(qū)間(gde≤0.2517)內(nèi)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率產(chǎn)生顯著的抑制作用，其回歸系數(shù)為-0.0371，且在1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)；在中等政府發(fā)展性支出水平區(qū)間(0.2517 ＜gde≤0.2946)內(nèi)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響系數(shù)從負(fù)數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，其回歸系數(shù)為0.0244，且在10%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率產(chǎn)生正向促進(jìn)作用；在高政府發(fā)展性支出水平區(qū)間(gde＞0.2946)內(nèi)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的作用方向再次發(fā)生改變，其回歸系數(shù)為-0.1416，且在1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，產(chǎn)業(yè)集聚再次對(duì)能源效率產(chǎn)生負(fù)向抑制作用?？梢?jiàn)，以政府發(fā)展性支出作為門(mén)檻變量，產(chǎn)業(yè)集聚與能源效率存在顯著的先抑制、后促進(jìn)、再抑制的倒“N”型關(guān)系，這也驗(yàn)證了前文理論分析中的假說(shuō)2。之所以產(chǎn)生這樣的結(jié)果，是因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)集聚可能促進(jìn)地區(qū)能源效率的提升，但產(chǎn)業(yè)集聚質(zhì)量受地方政府發(fā)展性支出的影響。具體分析如下：在低政府發(fā)展性支出水平下，經(jīng)濟(jì)主體在約束條件下追求目標(biāo)最優(yōu)化行為所形成的集聚是由市場(chǎng)化引發(fā)的，少量的政策租并不能吸引技術(shù)水平尤其是節(jié)能技術(shù)水平較高的企業(yè)形成集聚。技術(shù)水平相對(duì)較低的企業(yè)形成的表面集聚并不能發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)該發(fā)揮的技術(shù)外溢效應(yīng)，能源效率并不能得到提升。在中等政府發(fā)展性支出水平下，經(jīng)濟(jì)主體的集聚是由市場(chǎng)化和政府共同引發(fā)的。對(duì)于經(jīng)濟(jì)主體而言，集聚的內(nèi)涵在于能夠借助外部性經(jīng)濟(jì)降低交易成本，使得平均成本整體下降。經(jīng)濟(jì)主體之間可以通過(guò)技術(shù)外溢和共享，提升能源利用技術(shù)，提高能源效率。同時(shí)，政府可以通過(guò)能源價(jià)格杠桿，刺激經(jīng)濟(jì)主體提升能源利用技術(shù)，推動(dòng)能源要素不斷從低效率部門(mén)向高效率部門(mén)流動(dòng)。因此，在此過(guò)程中，政府發(fā)展性支出行為可以促進(jìn)能源效率的提升。在高政府發(fā)展性支出水平下，地方政府為了在“GD0”競(jìng)賽中獲勝，產(chǎn)生依靠政府發(fā)展性支出推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)機(jī)。單純以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為目的的地方政府，更加關(guān)注投資轄區(qū)企業(yè)的規(guī)模和數(shù)量，忽略了企業(yè)之間的關(guān)聯(lián)性及投資行為的合理性，進(jìn)而推出大量只處于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“政策租”。為了追逐“政策租”，不具備關(guān)聯(lián)性甚至是性質(zhì)相悖的企業(yè)形成表面上的產(chǎn)業(yè)集聚（企業(yè)扎堆），這種表面的產(chǎn)業(yè)集聚難以對(duì)能源效率產(chǎn)生正向影響，甚至產(chǎn)生負(fù)面作用：一方面，政府發(fā)展性支出誘導(dǎo)下企業(yè)表面上的產(chǎn)業(yè)集聚導(dǎo)致低水平競(jìng)爭(zhēng)過(guò)程中的過(guò)度投資、重復(fù)建設(shè)和資源浪費(fèi)，由此引發(fā)的資源配置扭曲，無(wú)法發(fā)揮真正意義上產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的技術(shù)溢出效應(yīng)，相反，使能源利用效率更加惡化；另一方面，環(huán)境作為公共產(chǎn)品，具有非競(jìng)爭(zhēng)性和非排他性。政府加大環(huán)境規(guī)制力度則會(huì)增加企業(yè)污染治理成本，然而單純以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為目標(biāo)的政府，為了吸引企業(yè)投資，會(huì)降低對(duì)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制力度，甚至對(duì)本地區(qū)高污、高排企業(yè)持縱容態(tài)度，從而損失了包含環(huán)境信息的能源利用效率。因此，在此過(guò)程中政府發(fā)展性支出行為抑制了能源效率的提升。

表6 政府發(fā)展性支出雙重門(mén)檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果

其他控制變量的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的系數(shù)基本一致，所有變量估計(jì)結(jié)果方向和顯著性沒(méi)有顯著差異，只是具體數(shù)值發(fā)生微小變化。可見(jiàn)計(jì)算結(jié)果是穩(wěn)健的，說(shuō)明本文的實(shí)證結(jié)果具有可靠性。

六、結(jié)論和政策建議

為了探索政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過(guò)程中的邊界，本文以2004—2017 年中國(guó)268 個(gè)地級(jí)市為研究對(duì)象。首先，從理論上闡明政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過(guò)程中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，伴隨著政府發(fā)展性支出的不斷增加，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響呈倒“N”型作用路徑。表明過(guò)低或過(guò)高的政府發(fā)展性支出都不利于產(chǎn)業(yè)集聚正外部性作用的發(fā)揮，進(jìn)而抑制能源效率的改善，只有適度的政府發(fā)展性支出才能發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚應(yīng)有的績(jī)效，有助于能源效率的提升。其次，通過(guò)固定效應(yīng)模型和工具變量法，驗(yàn)證了上述理論假說(shuō)。最后，采用面板門(mén)檻模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的過(guò)程中存在政府干預(yù)的雙重門(mén)檻效應(yīng)，門(mén)檻值分別為0.2517 和0.2946，對(duì)政府發(fā)展性支出分組進(jìn)行的計(jì)量回歸結(jié)果，也驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)能源效率的影響路徑與倒“N”型相吻合。研究表明，過(guò)高或過(guò)低的政府發(fā)展性支出行為將抑制能源效率的提升，適度的政府發(fā)展性支出有利于改善能源效率。基于以上研究結(jié)論，本文提出如下政策啟示：

第一，積極營(yíng)造良性的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，實(shí)現(xiàn)真正意義上的產(chǎn)業(yè)集聚。產(chǎn)業(yè)集聚需要通過(guò)技術(shù)外部性來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)能源效率影響的正外部性，而良性競(jìng)爭(zhēng)的集聚環(huán)境是技術(shù)外部性得以實(shí)現(xiàn)的前提條件。市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)規(guī)范性缺失，將導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而抑制產(chǎn)業(yè)集聚正外部性效應(yīng)的發(fā)揮。所以，各級(jí)地方政府應(yīng)該通過(guò)知識(shí)產(chǎn)權(quán)、專(zhuān)利等措施保護(hù)創(chuàng)新成果，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)良性競(jìng)爭(zhēng)，營(yíng)造良性的產(chǎn)業(yè)集聚環(huán)境。第二，硬化地方政府財(cái)政支出約束，明確地方政府的行為邊界。地方政府建立公開(kāi)透明的財(cái)政預(yù)算監(jiān)管體系，進(jìn)一步完善財(cái)政預(yù)算制度。將公共支出以外的財(cái)政支出逐漸納入預(yù)算體系，規(guī)范其使用范圍，矯正公共支出以外財(cái)政支出的使用目的。從根本上規(guī)范地方政府行為，引導(dǎo)其指定合理的長(zhǎng)期發(fā)展規(guī)劃。第三，遵循市場(chǎng)規(guī)律，減少地方政府利用“政策租”而對(duì)經(jīng)濟(jì)的直接干預(yù)。各級(jí)地方政府應(yīng)有效控制針對(duì)外來(lái)企業(yè)的稅收優(yōu)惠和財(cái)政補(bǔ)貼，不斷增加公共產(chǎn)品（科學(xué)研究、基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本培訓(xùn)等）供給，尤其對(duì)于企業(yè)研發(fā)投入的財(cái)政補(bǔ)貼。不斷克服由于企業(yè)研發(fā)投入不足導(dǎo)致的技術(shù)溢出正外部性難以實(shí)現(xiàn)問(wèn)題，誘發(fā)產(chǎn)業(yè)集聚的外溢和共享效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)能源效率的提升。