李 娜，李榮杰，趙康杰

（山西財經大學資源型經濟轉型發(fā)展研究院，太原 030006）

0 引言

在全球氣候加速變暖的背景下，發(fā)展綠色低碳經濟已成為各個國家和地區(qū)的共識。為積極應對氣候變化以及更加主動地控制碳排放，中國正在加快推進“油氣替代煤炭、非化石能源替代化石能源”的能源結構雙重替代進程。但中國國土遼闊，不同省份資源稟賦、經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、技術條件等方面都存在較大的差異[1]，導致能源結構轉變程度及其驅動因素也存在顯著的空間分異。因此，在全國能源轉型框架下，闡明中國省級尺度能源結構轉變程度的時空分布及演變特征，識別能源結構轉變的主要驅動因素，對有效減少碳排放和推動地區(qū)能源結構優(yōu)化具有重要意義。

近年來，為發(fā)展低碳經濟，已有不少學者對能源結構轉型問題展開了深入研究，研究內容大體可分為能源結構優(yōu)化評價和驅動因素分析兩個方面。關于能源結構優(yōu)化評價，學者們多采用綜合評價模型，從社會經濟、能源、環(huán)境等多個方面構建指標評價體系[2]。其涵蓋范圍廣泛，反映問題全面，但在指標選取方面具有較大的主觀性，無法精確刻畫地區(qū)能源結構轉型程度。關于能源結構驅動因素的研究大都從定性分析的角度出發(fā)[3]，也有通過建立線性模型進行分析[4]。部分學者運用門限模型考察了單個因素對能源結構的非線性驅動效果[5]。但是，在多數情況下能源結構轉型是多維驅動因素并行的[6]，現有研究較少從多維非線性角度對能源結構驅動因素的驅動效果進行探討。

鑒于此，本文采用一種新的能源結構指數構建方法，將其應用于中國各省份的能源結構時空格局變化特征分析，并在此基礎上，構建多元核心解釋變量門限回歸模型解析各地區(qū)能源結構轉型與其主要驅動因素的門限效應，探討區(qū)域能源結構轉型對策。

1 能源結構雙重替代指數測度及時空演變特征分析

1.1 能源結構雙重替代指數測算

中國當前正在加快推進“油氣替代煤炭、非化石能源替代化石能源”的能源結構雙重替代進程，本文依此目標構建能源結構雙重替代指數，能夠有效服務于能源結構轉型評價和相關研究。

用ec、ep、eg和eu分別表示煤炭、石油、天然氣和非化石能源消費占能源消費總量的比重。

油氣替代煤炭指數（FRI）。油氣替代煤炭指數采用石油和天然氣的消費占比與煤炭消費占比的比值表示，用來反映油氣替代煤炭的水平，具體可以表示為：

非化石能源替代化石能源指數（SRI）。與油氣替代煤炭指數類似，非化石能源替代化石能源指數用非化石能源消費占比與化石能源消費占比的比值表示，可以反映非化石能源對化石能源的替代水平，具體可以表示為：

能源結構雙重替代指數（DRI）。對油氣替代煤炭指數和非化石能源替代化石能源指數進行加權平均，綜合考察油氣替代煤炭和非化石能源替代化石能源兩類能源替代過程，表示為：

其中，α和β均介于0到1之間，分別表示油氣替代煤炭指數和非化石能源替代化石能源指數的權重系數。為避免主觀賦權造成的人為干擾，本文基于熵權法確定權重系數值①經計算，本文中α 和β 分別為0.505和0.495。。能源結構雙重替代指數能夠綜合考察油氣替代煤炭、非化石能源替代化石能源兩種能源結構清潔化路徑，且易于分解得到指數變動的來源因素。

1.2 能源結構雙重替代指數測度結果及時空演變特征

依據前文構建的能源結構雙重替代指數，對中國30個省份（不含港澳臺和西藏）2000—2019年的能源結構轉變程度進行測度和時空分析。

表1 報告了2000—2019 年我國30 個省份及東部、中部、西部和東北四大經濟區(qū)能源結構雙重替代指數。總體來看，中國能源結構雙重替代水平呈現較為平穩(wěn)的上升趨勢，指數值從2000 年的0.256 增長到2019 年的0.455。分區(qū)域來看，四大經濟區(qū)的能源結構替代進程在時間順序上呈現趨異的演化特征。2000 年東部、中部、西部、東北四大經濟區(qū)的指數均值分別為0.307、0.132、0.275、0.260，除中部地區(qū)外，剩余區(qū)域間差距都較小。到2015年，東部地區(qū)指數迅速攀升，逐步拉大了與其他區(qū)域的差距。2019年東部地區(qū)能源結構雙重替代指數值更是達到了0.733，是中部地區(qū)的近3.5倍。從各區(qū)域內部來看，2019年東部地區(qū)的最高值是北京的2.454，最低值是河北的0.098，中部地區(qū)的最高值為湖北的0.328，最低值為山西的0.036，西部地區(qū)最高和最低值分別為青海的0.855 和寧夏的0.063，區(qū)域內各省份間差距明顯。東北地區(qū)由于僅有三個省份，因此差距相對較小。

進一步，本文利用標準差橢圓②標準差橢圓是ArcGIS軟件中考察要素地理分布特征的統(tǒng)計工具，有助于直觀了解研究對象在空間中分布方位、走向和離散程度。來分析2000—2019年中國能源結構雙重替代水平的空間演化特征，結果見表2?？梢钥闯?，橢圓的扁率較小，表示各省份的能源結構雙重替代數據值離散程度較大，與前文分析一致。從標準差橢圓的中心點位置來看，2000—2019 年能源結構雙重替代水平的重心持續(xù)向東北方向偏移，重心位置由2000 年的（110.589°E，31.907°N）移動到2019 年的（112.237°E,33.087°N），遷移距離201.439千米。其中，2010—2015年，重心遷移距離最遠，為116.495 千米。表明2010—2015年，東部地區(qū)能源消費結構優(yōu)化速度已經開始加快。此外，能源結構雙重替代水平的重心以向東移動為主，呈現面積縮小的態(tài)勢，表明我國能源結構雙重替代水平在橢圓內偏向東北位置的省份優(yōu)化速度更快一些，即東部地區(qū)正在逐漸主導全國能源結構優(yōu)化的空間發(fā)展進程。

表2 2000—2019年能源結構雙重替代指數標準差橢圓分析

2 能源結構雙重替代驅動因素分析

能源結構替代是一項復雜的系統(tǒng)工程，涉及政府、企業(yè)、居民等多元主體的不同價值訴求。依據各方主體的利益動機和行動方式，將能源結構雙重替代的主要驅動因素總結為需求、創(chuàng)新、資本和政府引導四類。

2.1 四大驅動因素

（1）需求驅動。相較于傳統(tǒng)的“理性經濟人”假設，我國現階段的居民消費更符合“生態(tài)經濟人”假設，即居民在能源消費過程中，既會從經濟理性出發(fā)考慮經濟效益最大化，也會從生態(tài)理性角度權衡環(huán)境效益。在這種認知驅使下，居民的用能行為將產生對能源結構替代的驅動作用。Merk等（2019）[7]的研究證實，如果可以在不同可再生能源份額的電價中進行選擇，大多數消費者就會選擇可再生能源份額更高的電價。

（2）創(chuàng)新驅動。創(chuàng)新是能源結構轉型的最主要驅動力。一方面，在“研中學”“干中學”“用中學”等機制下，技術創(chuàng)新能夠對可再生能源的各個環(huán)節(jié)進行技術改進，降低發(fā)電成本，提升發(fā)電效率；另一方面，技術創(chuàng)新能夠顯著擴大新能源消費規(guī)模，從而取代舊能源的主導地位。此外，能源管理系統(tǒng)的創(chuàng)新也能夠通過提升資源配置效率、健全市場機制等途徑為新能源的消納與替代提供保障。

（3）資本驅動。資本和能源是企業(yè)生產活動中的兩類生產要素，且二者之間存在替代關系。依據要素市場替代理論，當化石能源價格上漲時，企業(yè)通常會淘汰高耗能資本設備并引進節(jié)能高效型資本設備以促進企業(yè)能源利用效率提升[8]，即以資本要素投入替代能源要素投入。此類企業(yè)行為最終將形成以增加資本要素投入的方式驅動企業(yè)用能結構轉變。

（4）政策引導。政府引導是能源結構替代的重要“助推器”。相較于傳統(tǒng)能源行業(yè)，新能源行業(yè)尚處于起步階段，資金、人才、技術等存有較大缺口，企業(yè)進入門檻較高。政府利用稅收、補貼等政策手段能夠有效降低企業(yè)投資成本，減小企業(yè)經營風險，進而推動新能源產業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展[9]。黨的十八屆五中全會提出，將能源消耗總量和強度“雙控”納入地方政府績效考核，并一直持續(xù)至今。這一舉措的實施，充分激發(fā)了地方政府推動能源結構替代的積極性和主動性。

2.2 模型設定與變量選取

2.2.1 模型設定

在測算驅動因素驅動能源結構更替的門限水平前，本文需要對驅動因素驅動能源結構更替的線性影響進行考察?；鶞示€性回歸模型設定如下：

其中，Yit為被解釋變量，Xit為解釋變量，Cit為控制變量，εit為隨機擾動項，i表示省份，t表示年份。

進一步引入面板門限回歸模型分析各驅動因素的非線性驅動效果。包含m個門限值的Hansen面板門限模型可表述為：

式（5）中，Kit為門檻變量；γ為門檻值；I(·)為指示函數，若滿足括號中的條件，則I=1，否則I=0；εit為隨機擾動項。

2.2.2 變量說明

（1）被解釋變量。本文中被解釋變量包括能源結構雙重替代指數（DRI）、油氣替代煤炭指數（FRI）和非化石能源替代化石能源指數（SRI）。

（2）核心解釋變量。參照文獻[10]設定多個核心解釋變量的做法，將需求驅動、創(chuàng)新驅動、資本驅動和政府引導四種驅動因素均作為核心解釋變量。其中，需求驅動因素（CPR）用人均居民消費占人均GDP的比重衡量；創(chuàng)新驅動因素（RD）用R&D經費內部支出占GDP的比重衡量；資本驅動因素（FI）用勞均資本投入表示，資本投入按照單豪杰（2008）[11]的永續(xù)盤存法進行估算；政府引導（GSR）采用政府財政支出占GDP的比重衡量。

（3）門限變量。能源與經濟之間的緊密關系已經為諸多研究所驗證。本文選取經濟發(fā)展水平（PGDP）作為門限變量。具體地，經濟發(fā)展水平采用人均地區(qū)生產總值表示，并以2000年為基期，利用人均地區(qū)生產總值指數將名義人均地區(qū)生產總值轉換為可比較的實際人均地區(qū)生產總值。

（4）控制變量。參考文獻[12,13]，本文選用市場化水平和能源積累度作為控制變量。其中，市場化水平（MAK）使用非國有企業(yè)固定資產投資占全社會固定資產投資的比重衡量；能源積累度（EA）以2000年為基期，采用歷年能源消費量進行累加。

2.3 數據來源

驅動因素相關數據來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒?；跀祿目傻眯?，樣本區(qū)間為2000—2019 年，分析對象為除港澳臺和西藏外的30 個省份，缺失數據采用插值法補齊。同時，為保證變量平穩(wěn)性，對三類能源結構替代指數、人均地區(qū)生產總值、能源積累度等分布較為離散的數據進行對數化處理。

2.4 結果分析

2.4.1 線性回歸結果分析

下頁表3 為基于式（4）的線性回歸結果。可以看出，市場需求對能源結構雙重替代指數和油氣替代煤炭指數的估計系數均不顯著，而對非化石能源替代化石能源有顯著的正向影響，表明目前的市場需求正在逐步由傳統(tǒng)的化石能源轉向清潔高效的非化石能源，居民消費水平的提高能夠有效推動清潔能源發(fā)展。技術創(chuàng)新對能源結構雙重替代有顯著的正向驅動作用，尤其表現在對油氣替代煤炭過程的驅動上，即目前能源方面的技術創(chuàng)新主要側重于石油和天然氣能源的技術研發(fā)。資本投入對能源結構雙重替代指數、油氣替代煤炭指數和非化石能源替代化石能源指數均具有顯著的正向影響，這體現在資本投入能夠在現有技術水平下直接形成生產能力，擴大產業(yè)規(guī)模。政府引導對能源結構雙重替代過程有顯著的負向影響，這可能是因為當前清潔能源產業(yè)對政府扶持存在過度依賴。

表3 四種驅動因素對能源結構替代影響的估計結果

根據總體樣本的回歸結果，需求、創(chuàng)新、資本和政府引導四種因素對能源結構替代過程的確存在顯著影響。進一步將30 個省份劃分為東部、中部、西部和東北地區(qū)，檢驗四種因素對能源結構替代影響的區(qū)域差異。檢驗結果如下頁表4所示。

表4 四種驅動因素對能源結構替代影響的區(qū)域差異結果

根據表4 檢驗結果可知，東部、中部和東北地區(qū)市場需求對能源結構雙重替代指數的影響為正向不顯著，西部地區(qū)影響系數為負向顯著。這可能是因為近年來西部地區(qū)為謀求經濟發(fā)展，對能源尤其是傳統(tǒng)化石能源的消費需求逐漸增大，阻礙了地區(qū)能源結構的優(yōu)化升級。技術創(chuàng)新對能源結構雙重替代進程的驅動作用在中部、西部和東北地區(qū)均表現為正向顯著，即增強R&D 經費的投入有利于推動地區(qū)能源結構替代。資本投入對能源結構雙重替代的驅動作用在東部、西部和東北三大地區(qū)均顯著為正，且在東北地區(qū)驅動效果最大。政府引導僅在東北地區(qū)存在顯著的負向影響，表明當前的政府工作未能對地區(qū)能源結構優(yōu)化產生有效的引導作用。

2.4.2 門限回歸結果分析

門限自抽樣檢驗結果（表5）顯示，以能源結構雙重替代指數和非化石能源替代化石能源指數為被解釋變量時的經濟發(fā)展水平在95%的置信度下通過了雙重門限檢驗，但以油氣替代煤炭指數為被解釋變量時的經濟發(fā)展水平未通過雙重門限檢驗。說明在所研究的樣本內，前兩者存在兩個門限值，而后者只存在一個門限值。

表5 門限模型參數估計結果

表5 報告了以經濟發(fā)展水平作為門限變量的回歸結果。從需求驅動的回歸系數來看，當經濟發(fā)展水平小于9.514 時，市場需求僅對非化石能源替代化石能源的單一過程存在顯著的正向作用。當經濟發(fā)展水平大于9.514時，市場需求對能源結構雙重替代過程表現為正向顯著，但仍然體現在非化石能源替代化石能源過程。但當經濟發(fā)展水平大于10.544時，市場需求對能源結構雙重替代指數的回歸系數表現為負向不顯著。這是因為需求規(guī)模擴張是能源消耗增長的主要因素[14]，當前化石能源尤其是煤炭仍然在中國能源消費中占據主導地位，從而影響能源結構調整。從創(chuàng)新驅動的估計結果來看，當經濟發(fā)展水平處在9.514 以下時，技術創(chuàng)新對能源結構雙重替代過程有顯著的正向驅動作用。隨著經濟發(fā)展水平越過第一重門限值9.514 后，技術創(chuàng)新對能源結構雙重替代過程的正向影響減弱，主要表現在非化石能源對化石能源的替代過程。這可能是化石能源為主導的能源回彈效應抑制了能源替代進程[15]。當經濟發(fā)展水平超過第二重門限值10.544時，技術創(chuàng)新對能源結構雙重替代的正向作用由弱變強，蘊含主導力量由“回彈效應”演變?yōu)椤肮?jié)能效應”[16]。

從資本驅動的估計系數可以看出，當經濟發(fā)展水平處于9.514 以下時，資本投入對能源結構雙重替代過程有顯著的正向驅動作用；當經濟發(fā)展水平超過9.514以后，資本投入對能源結構雙重替代過程的驅動作用變弱；當經濟發(fā)展水平超過10.544時，資本投入對能源結構雙重替代過程的驅動作用略微增強；但達到10.656 以后，資本投入對非化石能源替代化石能源進程的影響不顯著。這是因為，在經濟發(fā)展初期，適度的資本投入有利于促進能源效率提升，進而實現能源結構的快速改進；而在經濟發(fā)展的中后期，過度的資本投入反而會使能源相關部門形成嚴重路徑依賴，地區(qū)發(fā)展陷入模式鎖定，并最終阻礙能源結構的優(yōu)化升級。

從政府引導的回歸結果來看，當經濟發(fā)展水平小于9.514 時，政府引導對能源結構雙重替代進程發(fā)揮顯著的負向作用。當經濟發(fā)展水平超過9.514 時，政府引導對能源結構雙重替代進程的作用為負向不顯著。不過，當經濟發(fā)展水平超過10.656時，政府引導對非化石能源替代化石能源的單一過程存在正向驅動作用，表明在經濟發(fā)展水平較高地區(qū)，政府引導能夠有效推動非化石能源的消費與利用。

考慮到四種驅動因素對能源結構雙重替代過程的影響不僅存在空間差異，還存在時間差異。本文對進一步的實證研究作如下設計：考慮加入政策的沖擊。自2006 年開始施行《中華人民共和國可再生能源法》以來，中國相繼出臺了一系列旨在推動能源結構轉型的政策措施，如《中國應對氣候變化國家方案》《中華人民共和國節(jié)約能源法》《中華人民共和國可再生能源法》（2009 年修改版），這些政策法規(guī)的施行有可能導致中國各地區(qū)的能源結構發(fā)生重大轉變。為檢驗政策效應，并考察四類驅動因素的穩(wěn)健性，以2011 年為時間節(jié)點，引入政策法規(guī)虛擬變量Y以及其與解釋變量的交互項?；貧w結果（未列示）顯示，虛擬變量Y對技術創(chuàng)新驅動能源結構雙重替代進程的調節(jié)作用顯著為正，即《中華人民共和國可再生能源法》等政策法規(guī)在一定程度上能夠通過引導技術創(chuàng)新方向，推動能源結構雙重替代進程。同時，其他變量估計系數的作用方向和顯著性基本保持穩(wěn)定，證明驅動因素模型設定及估計結果具有穩(wěn)健性。

3 結論

本文基于2000—2019 年中國30 個省份的面板數據，分析了能源結構雙重替代進程的時空演變特征，并進一步運用固定效應模型和門限檢驗方法對需求、創(chuàng)新、資本和政府引導四類驅動因素驅動能源結構雙重替代進程的作用效果進行實證檢驗。結果表明：（1）中國能源結構雙重替代進程總體上呈現上升趨勢；東部、中部、西部和東北地區(qū)的能源結構更替進程在時間順序上呈現趨異的演化特征，尤其是2015年以后，東部地區(qū)與其他三大地區(qū)的差距有擴大趨勢；能源結構雙重替代水平在四大經濟區(qū)之間以及區(qū)域內部各省份之間發(fā)展都是不平衡的，能源結構雙重替代水平較高的省份集中在經濟較為發(fā)達的東部沿海地區(qū)。（2）需求、創(chuàng)新、資本和政府引導四類驅動因素對能源結構替代過程存在顯著影響，但影響的作用方向和程度存在區(qū)域差異。同時，四種驅動因素對能源結構替代的驅動作用均存在門限效應。其中，市場需求在經濟發(fā)展的中后期能夠有效推動非化石能源替代化石能源；創(chuàng)新驅動作用在經濟發(fā)展水平越過第二重門限值時最為有效；資本投入在經濟發(fā)展初期有利于促進能源結構的快速優(yōu)化；在經濟發(fā)展水平較高地區(qū)，政府引導能夠顯著影響非化石能源的消費與利用。