中國“十一五”省域節能率的空間計量分析*

孫 欣 石紹炳 雷懷英

（1.安徽財經大學統計與應用數學學院，安徽蚌埠 233010；2.天津工業大學工商學院，天津 300384）

一、引 言

我國“十一五”規劃綱要提出，“十一五”期間單位國內生產總值（GDP）能耗降低20%左右，并將單位GDP能耗指標分解到各省市。2011年，國家發改委、統計局兩部門各自發布了單位GDP能耗下降完成情況公告，“十一五”時期，全國單位GDP能耗降低19.1%，完成了“十一五”規劃《綱要》確定的約束性目標。除對新疆另行考核外，全國其他地區均完成了“十一五”國家下達的節能目標任務，有28個地區超額完成了“十一五”節能目標任務。五年來，我國扭轉了工業化、城鎮化加快發展階段能源消耗強度大幅上升的勢頭，為保持經濟平穩較快發展提供了有力支撐，為應對全球氣候變化做出了重要貢獻。

由于國家公布的單位GDP能耗降低百分比的計算形式恰好與我國的節能率計算一致（具體計算形式見論文中節能率的測度），因此單位GDP能耗降低率就是節能率（1），也是反映節能的成效。在“十一五”期間，各省市的每年節能率（單位GDP能耗降低率）呈現怎樣的變動規律，受到什么因素影響？

目前鮮有文獻對“十一五”期間中國省域的節能率進行系統研究，探索其變化特點，分析其影響因素，而對此研究將對我國“十二五”乃至將來節能工作的開展有指導借鑒意義。基于此，本文將對“十一五”期間我國各省市的節能率進行測定，探索性地分析其節能率變化特征及空間相關性，進而運用空間計量方法來研究其影響因素。這也是本文貢獻之處。

二、省域節能率變動分析

節能率是指報告期的單位GDP能耗比相應的基期的單位GDP能耗降低率。其計算公式為：

式中：ξ為報告期產值節能率（%），ΔI為報告期單位GDP節能量 （噸標準煤/萬元），I1為報告期單位 GDP能耗 （噸標準煤/萬元），I0為基期單位GDP能耗（噸標準煤/萬元）。

它是反映能源節約程度的綜合指標，也是衡量節能效率的指標，表明能源利用水平的提高幅度。節能率為正值，說明單位GDP能耗下降，能源利用水平提高。

根據統計時期的不同，節能率可分為報告期節能率和累計節能率，當I0為上一年的單位GDP能耗時，為報告期節能率，當I0為某一固定時期的單位GDP能耗時，為累計節能率。

為衡量一段時間內的平均節能效果，可計算平均節能率：

式中：ξ為年平均節能率 （%），In為報告期單位GDP能耗 （噸標準煤/萬元），I0為基期單位GDP能耗（噸標準煤/萬元），n為報告期與基期間隔年份數。

本文根據歷年《中國統計年鑒》和《中國能源年鑒》相關數據，GDP以2005年為不變價。運用式（1）、（2），對中國各省域 2006—2010 年的節能率進行整理計算，得到30個省域的各年節能率值及年平均節能率值，見表1。

表1 中國各省域2006—2010年節能率（%）

續表

2005年起中國加大節能減排工作力度后，各省市節能工作取得了較顯著的成效。

1.累計節能率分析

從總的節能率來看，處于前十位的是北京、山西、內蒙古、山東、吉林、湖北、天津、重慶、黑龍江、江蘇等省市。北京的節能率表現最強，這跟一些工業企業遷出北京市，不斷快速發展第三產業有關。發達地區的天津、江蘇、山東表現也不錯。山西、內蒙古、吉林、湖北、重慶、黑龍江是中西部地區，節能成效表現不俗。青海、福建、廣東、廣西、海南、新疆節能率最低，除不能判斷新疆完成“十一五”規劃累計節能率目標外（國家部委公告沒有給出，最新2011年統計年鑒沒有給出），其他省份均完成了目標。

2.報告期節能率穩定性分析

除了2006年青海的節能率為負（-1.51%）以外，各省域各時期的報告期節能率均為正值，反映的是能源強度在持續下降，能源效率得到不同程度的提升。福建、廣東、安徽、重慶、北京、江西、新疆、陜西、遼寧等9省市節能率標準差小于1，反映節能工作穩定推進，具有長期效應。其余省市的節能率標準差大于1，反映節能工作帶來的效應不太穩定。尤其是天津、寧夏、青海等省市的節能率標準差大于2，說明節能工作不穩定，短期效應比較明顯。

3.平均節能率分析

（1）省域平均報告期節能率分析。從每年省域平均報告期節能率來看，2006年最低，為2.73%，2007年提高至 4.00%，2008年最高，為5.25%，節能效果最明顯，這不僅與2008年各省市節能工作有直接關系，應該與前兩年的節能工作滯后效應也有關系。2009年稍低，為5.24%，2010年降至4.15%，說明繼續維持較高節能率存在難度。

（2）2006—2010年中國各省域的年平均節能率分析。“十一五”規劃提出全國單位GDP能耗五年降低20%，這是一個總體的目標，如果按年度分解，每年應平均下降4.36%，也就是“十一五”期間年均節能率應達到4.36%。但國家根據各省市的具體情況要求，下達的“十一五”期間能耗下降目標有所不同。經計算比較，23個省市2006—2008年期間年平均節能率普遍超過4.36%，達到全國一般水平，青海、福建、廣東、廣西、海南、新疆、云南等7省平均節能率明顯低于4.36%，但也不同程度地超額完成各自既定目標。

三、空間相關性分析

1.空間自相關性原理

空間自相關性也稱作空間依賴性?？臻g依賴性說明空間上的觀察值缺乏獨立性，而且潛在于空間相關的數據結構，而空間相關的強度及模式則是由絕對位置（格局）與相對位置（距離）共同決定的。在進行空間依賴性效應分析之前，一般先要進行空間自相關性檢驗。如果檢驗沒有反映出空間效應，則采用傳統的計量方法就可以達到效果。如果空間效應確實存在，則應該將空間效應納入到模型分析框架中，選擇合適的空間計量模型進行估計。

空間自相關根據空間（區域）觀察值的分布不同，而相應地劃分為不同的相關形式。如果空間上分布屬于高高相鄰分布，說明鄰近的事物或者現象的屬性具有相似的趨勢和取值，則是空間正相關；如果屬于低低相鄰分布，說明鄰近事物或者現象的屬性具有相反的趨勢和取值，則表現的是空間負相關；如果屬于高低間錯分布，指空間上分布的鄰近事物或者現象的屬性是隨機分布、相互獨立的，反映的是空間不相關。這種不同相關形式，可以通過空間自相關系數來測量，通常使用Moran’I指數與 Geary指數（Anselin，2004）。

yi表示第i個地區的觀察值，n是地區總數，Wij是二進制的空間相鄰權重矩陣的任一元素。

Geary指數C計算公式如下：

式中：C為Geary指數,其他變量同上式。

Moran 指數 I的取值一般在［-1，1］之間，小于0表示負相關，等于0表示不相關，大于0表示正相關；Geary指數C的取值一般在 ［0，2］之間，大于1表示負相關，等于1表示不相關，而小于1表示正相關。

空間權重矩陣W采用鄰近標準的空間權重矩陣，其元素Wij為：

鄰近標準的空間權重矩陣比較簡單，容易計算。這種矩陣假定兩個區域有共同邊界時，空間效應才存在，當地區i與地區j有共同邊界時，Wij取1，否則取0。如北京與河北省擁有共同的邊界，則北京和河北關聯關系對應的值就為1，而北京與上海不相鄰，對應的值就為0。以此類推，則可得到表示全國30個省的30×30階的鄰近標準的二元權重矩陣。

2.空間自相關性檢驗結果分析

根據式（3）、（4）、（5），對各年度的節能率進行空間相關檢驗（2），得到結果見表 2，發現“十一五”期間中國節能率均通過顯著性檢驗，反映中國各省域節能率存在較強的空間相關性，具有集聚效應和相似性。這與中國的省域能源效率具有集聚效應和相關性相類似。

從Moran指數值來看，2006年節能率為0.251，2007 年的為 0.198，2008 年的為 0.240，2009年的為0.186，2010年的為0.178，反映節能率的空間相關程度存在一定波動，呈下降趨勢，2006年空間相關程度最高。Geary指數C值呈上升趨勢，向1靠近，也反映空間相關程度呈現波動下降。因此，中國省域的節能率具有正空間相關性。節能率空間集聚和差異存在的原因主要是，中國省域本身的空間相關性以及由此帶來的省域間頻繁的經濟活動、節能科技交流、節能政策影響等，對中國節能產生了較為深遠的影響，在一定程度上帶來了中國省域節能率的空間集聚和差異，弱化了節能率受本區域各種因素影響，從而使節能率受到本地的因素和相鄰區域的因素的共同影響。但隨著時間的推移，空間相關程度越來越低，表明我國省域節能工作之間內在作用機制存在比較短期的相互影響效應，當然這也與各省市節能工作的效應短期性與不穩定有關。

表2 中國各省域2006—2010年節能率空間相關檢驗

四、省域節能效率影響因素的空間計量分析

1.空間計量經濟模型

傳統計量方法并未考慮觀測值之間的空間關聯，在研究區域相關問題時，存在一定局限性。由于能源具有稀缺性，區域之間的能源利用會相互影響和制約?？紤]到能源使用中節能技術溢出與節能技術擴散效應，能源與節能不僅受本地經濟發展狀態、政策、技術進步等因素的影響，而且還受周邊地區這些行為影響。因此，可以將空間效應納入到模型中來驗證這種觀點。

空間計量模型在模型中考慮到空間效應，基本思想是將地區間的空間相互作用效應引入模型，對經典線性回歸模型y=Xβ+ε通過一個二元空間權重矩陣進行修正。它可分為空間常系數計量模型與空間變系數計量模型兩種，而空間常系數計量模型則包括空間滯后模型（SLM：Spatial Lag Model）與空間誤差模型 （SEM：Spatial Error Model）兩種［8］。

（1）空間滯后模型（SLM）

空間滯后模型，也稱為空間自回歸模型（SAR），主要是用于研究變量在一個區域是否有擴散現象（溢出效應）。其模型表達式為：

式中：y是因變量，X為n×k階的外生解釋變量矩陣，ρ為空間回歸系數，反映了樣本觀察值中的空間依賴作用，即相鄰區域的觀察值Wy對本地區觀察值y的影響，W是n×n階二元空間權重矩陣，Wy是空間滯后因變量，反映了空間效應對區域行為的作用，ε是隨機誤差項。

（2）空間誤差模型（SEM）

空間誤差模型是誤差項具有相關性的回歸的特例，其協方差矩陣的非對角線元素表示空間相關的結構。可以用不同方式來制定空間結構，并產生誤差協方差矩陣：E［εiεj］=Ω（θ），θ 是一個參數向量。當誤差項遵循一個空間自回歸過程，即每個位置上的隨機誤差為所有其他位置上的隨機誤差函數，則隨機誤差項εi是一個空間自回歸過程的形式，將空間自回歸納入模型中，即：

式中：λ為自回歸參數，wij為空間權重矩陣，μi服從標準正態分布。

則空間誤差模型表達式為：

式中：ε是隨機誤差項向量，λ是n×1階因變量空間誤差系數，μ服從標準正態分布。

參數β反映了自變量X對因變量y的影響。參數λ衡量了樣本觀測值中的空間依賴作用，即相鄰區域的觀測值y對本地區觀測值y的影響，存在于擾動誤差項中空間依賴作用，度量了鄰接地區關于因變量的誤差沖擊對本地區觀測值的影響程度。

2.變量說明及模型構造

省域節能率變動，是多種因素綜合作用的結果。節能率是由能源效率變動引起的，因此可以借助于能源效率的影響因素，來找出節能效率的影響因素。但是節能率的影響因素與能源效率的影響因素卻不一定相同。因為有的因素雖然影響能源效率，但由于某種原因處于不變狀況，所以就無法影響節能率。而且影響能源效率的因素，在不同國家或不同時期也不盡相同，并沒有一個定論。此外，能源效率與節能率的表現形式不同，因此同一個影響因素，選擇的變量形式也不盡相同。究竟哪些是中國省域節能率的因素，則需要通過實證研究來發現。綜合國內外已有的文獻，能源效率主要影響因素有經濟發展水平、產業結構、技術進步、能源價格、市場化水平等［3］［6］［7］。

省域節能率究竟受到哪些因素影響？根據相關參考文獻中關于節能減排機制與能源效率影響因素，考慮數據的可獲取性，這里選取了以下因素變量。

經濟發展速度（gdpsdit）。改革開放以來，中國不同地區經濟發展速度并不一致，總體態勢是東部地區經濟發展速度高于中部地區，中部地區高于西部地區。相對來說，東部地區的GDP增長速度快，意味著它在將來的經濟發展中有可能更容易實現單位GDP能耗的下降。［2］因此，根據年鑒數據，選取中國i省市的經濟發展速度?？傮w上，各省市經濟發展速度會對其節能效率產生什么影響（正或負），還是不確定的。

三產比重（scbzit）。用i省市按當年價格計算的第三產業增加值占國內生產總值的比重表示。相對來說，第三產業能源消耗較小，而且單位GDP能耗較小。若第三產業在產業中比重較大，有利于節能。隨著我國經濟不斷發展，第三產業所占的比重逐步加大。這也是代表產業結構指標，預計第三產業結構變動給節能率帶來正的影響。

科技進步率（kjjbit）?？萍歼M步是節能的根本基礎。技術進步率反映技術進步速度。這里用中國i省市年R&D投入環比發展速度指標，也是節能減排中科技進步機制代表變量。近年來，中國各省市的R&D投入逐年增加，速度較快，預計對節能率有正的影響。

政府干預（ganyuit）。政府干預通常用i省市的財政支出總額占GDP比重表示，是節能減排中行政機制代表變量。理論上推測政府干預對提高能源效率存在正的影響。

因變量是各省市的報告期節能率（jnlit）。經檢驗，前后期的節能率存在一定的相關性。根據上面所分析的影響因素，可以設定以下動態模型。

動態空間面板滯后模型：

動態空間面板誤差模型：

其中，c 是常數項，αi為回歸系數，i=0，1，2，3，εit為隨機誤差項。

本文采用2006—2010年中國30個省市為樣本形成面板數據，進行空間計量實證分析。數據取自于 2006—2011年 《中國統計年鑒》、2006—2011年 《中國能源年鑒》、2006—2011年《中國科技年鑒》以及中經網數據庫。

3.空間計量結果分析

通過上面檢驗后，中國省域節能效率存在空間相關性，于是進一步選擇空間計量模型對節能效率進行計量檢驗和分析。模型估計采用兩步系統廣義矩（two-step SYS-GMM），對式（8）、（9）進行估計，所得的結果見表3。

從表3可知，無論是空間滯后模型還是空間誤差模型，在5%水平上，各模型均顯著，薩甘檢驗結果表明各模型的工具變量都有效，而且由殘差的一階及二階自相關檢驗結果也表明模型的殘差無序列相關。（3）SLM1、SLM2、SLM3 及 SEM1、SEM2、SEM3是逐步加入解釋變量的空間滯后模型和空間誤差模型?？臻g滯后模型中，從SLM1和SLM2的對比來看，引入科技進步變量后，滯后一期節能效率的系數估計值發生較大變動，表明前期的節能效率與本期的科技進步之間存在較高的相關性。由于科技進步是節能效率的一個重要影響因素，本文將科技進步仍保留在模型中，并再引入政府干預變量，估計結果如SLM3所示。SLM3的估計結果和SLM2的估計結果相比，各解釋變量的系數估計值差異不大，而且引入的政府干預變量系數值在5%水平上顯著，因此根據本文的研究目的，SLM2與SLM3相比，SLM3要優于SLM2。由于對各模型的空間依賴性檢驗時發現，在存在空間自回歸時對空間殘差相關LM檢驗的卡方值，均比存在空間殘差相關時對空間自回歸效應LM檢驗的卡方值更優（4），因此相對而言，存在空間自回歸效應證據比存在殘差相關性的證據更強，因而采用空間滯后模型比采用空間誤差模型更好。

根據表3中的空間滯后模型估計結果可知，SLM1、SLM2、SLM3中 W_節能率項均為正值，隨著變量的加入逐漸減小，分別為0.8474、0.7647、0.6070，但差距不大，統計檢驗均顯著，這反映相鄰省域節能率的影響較大，鄰近省市的先進節能技術及管理等方面的輻射和示范功能，帶動相鄰省市的能源效率的提高，有利于提高節能率。

SLM1、SLM2、SLM3模型中各解釋變量的系數值較穩定，略有波動。

模型表明，節能率受到其前一期影響，影響系數較小，說明節能率慣性較小，即其穩定性差，短期效果明顯，也反映節能工作具有短期的滯后效應。

經濟發展速度變量在上面所有的模型中，檢驗顯著，系數較小，對節能率有正的影響。經濟快速增長勢必多消耗能源，對節能有阻礙的一面，但也有促進的一面。總的來看，中國經濟快速增長有利于節能效率的提高。其原因有三：一是經濟快速增長為節能提供必要的物質基礎（包括資金、技術等），這樣反過來促進了節能；二是中國部分省市（如北京、上海、浙江等）已經達到工業化后期水平，將逐步走上能耗下降的軌跡，隨著經濟的發展，其他省份將會逐漸步入節能良性循環；三是隨著經濟發展與人民生活水平的提高，政府與大眾會更重視環境保護與提高能源效率，將有利于提高節能效率。所以各省市在控制好高耗能產業的發展時，適度加快經濟快速增長將有利于節能。實際上，一方面控制能源消費，另一方面加快經濟增長，必然會降低單位GDP能耗，提高節能率，這樣節能與經濟增長相得益彰，有利于實現中國可持續發展。

三產比重變量對節能率有顯著的正影響，系數最大，說明三產比重的增加將有利于節能效率的進步。當前各省市第三產業的比重還不大，除北京達70%，上海達50%外，其他省市近年來所占比重徘徊在40%左右。隨著經濟的發展，各省市第三產業比重將不斷加大，有利于提升節能效率。所以中國各省市應注意轉變經濟發展方式，積極優化產業結構，逐步增加第三產業的比重，將有利于節能率提升。

表3 中國省域節能率空間面板回歸估計表

科技進步率變量對節能效率有正的影響，但系數較大。反映出我國加快科技發展速度，能提升節能率，節能減排科技進步機制發揮了一定的作用。

政府干預變量對節能效率有較顯著正影響，但系數絕對值稍大于科技進步變量的系數。反映目前政府干預能促進節能效率上升，節能減排行政機制發揮了較好的作用。

五、結論及政策建議

1.結論

綜合上面實證分析，本文得出如下結論：

（1）2006—2010年，中國開展節能工作取得成效，但短期效應較明顯。從各省市的報告期節能率來看，2006至2010年節能率均表現為正值（2006年青海的節能率為負），反映狠抓節能工作取得了進展，累計節能率均不同程度地超額完成各自既定的目標（新疆單獨考核）?？偟膩砜?，報告期節能率的穩定性不太好，反映中國節能工作短期效應較明顯，要維持較高節能率存在難度，需要建立健全良好的節能機制。

（2）省域節能率存在較強的空間相關性與較小的慣性（滯后性）。2006—2010年中國各省市節能率存在較強的空間相關性，隨著時間的推移，其程度有所降低。這說明節能率受到本地因素和相鄰區域因素的共同影響，但相互影響效應具有短期性，這也與各省市節能工作的效應短期性與不穩定有關。W_節能率項系數大，反映相互影響效應較顯著。省域節能率較小的慣性（滯后性）反映我國節能工作具有短期效應。

（3）第三產業比重、政府干預、技術進步率、經濟發展速度等因素對中國節能率均有正影響，影響程度依次遞減。一般認為，實現節能減排短期內會影響經濟增長，但長遠來看，只有實現節能減排，才能實現經濟的可持續發展。

2.政策建議

根據分析結果，本文提出如下建議：

（1）建立健全節能機制，形成長期、穩定的節能效應。①健全節能技術進步機制，加快節能技術進步。技術進步是節能的根本，應該建立健全中國節能技術進步機制，形成長期的技術進步節能效應。加快節能技術研發，攻克節能的關鍵和共性技術。加快節能技術產業化示范和推廣，推動建立以企業為主體、產學研相結合的節能技術創新與成果應用推廣體系。全面實施重點節能工程。加快建立節能技術服務體系，推行合同能源管理。②積極推進節能管理，完善節能激勵機制。政府在加強節能管理中，發揮政策導向的作用，完善節能激勵機制，盡量多使用市場手段，將有利于節能工作，形成較長期的節能效應。③發揮鄰近省市的先進節能技術及管理等方面的輻射和示范功能。政府節能管理中，應該充分發揮鄰近省市的先進節能技術及管理等方面的輻射和示范功能，帶動相鄰省市的節能水平的提高。

（2）應繼續保持平穩較快發展，有利節能。中國應繼續保持平穩較快發展，注意控制高能耗產業的發展，通過整合高能耗產業、發展循環經濟等措施，經濟快速增長就有利于節能與能源效率的提高，可以實現可持續發展。

（3）優化產業結構。堅定不移地走新型工業化道路，有效調整工業內部結構，提高高技術產業在工業中的比重。遏制高耗能、高污染行業過快增長，加快發展第三產業和高技術產業步伐。

注釋：

（1）國家統計局有時用節能率指標發布數據，說明我國能源利用水平變動的幅度。

（2）本文使用stata軟件進行空間相關性計算與計量分析。

（3）GMM估計只要求變量不存在二階序列相關，而一階序列相關并不影響GMM估計的有效性。

（4）SLM1、SLM2、SLM3 及 SEM1、SEM2、SEM3 中空間相關性檢驗的 P值分別為：0.0003、0.0003、0.0009 及 0.1433、0.0273、0.2697。

［1］金勇進，孫欣.“單位GDP能耗降低20%”目標形勢嚴峻［R］//中國發展報告 2007.北京：中國人民大學出版社，2008：41-51.

［2］Liao H，Fan Y,Wei YM.China’s targets 20%reduction in energy intensity by 2010 ［J］.International Journal of Global Energy Issues，2009，31（1）：10-17.

［3］《中國可持續能源實施 “十一五”20%節能目標的途徑與措施研究》課題組.中國可持續能源實施“十一五”20%節能目標的途徑與措施研究［M］.北京：科學出版社,2008：45-46.

［4］李志堅,王萬江.嚴寒地區居住建筑實施節能率65%的分析［J］.煤氣與熱力，2006,（1）：61-65.

［5］孫欣.中國節能效率變動及其影響因素［J］.華南農業大學學報（社會科學版），2010,（3）：41-48.

［6］史丹.我國經濟增長過程中能源利用效率的改進［J］.經濟研究，2002,（9）：49-56.

［7］Birol Fatih，Keppler Jan Horst.Price，technology development and the rebound effect［J］.Energy Policy，2000,（28）：86-97.

［8］Anselin，L.，Florax，R.J.， Rey，S.J.Advances in Spatial Econometrics： Methodology，Tools and Applications［M］.Berlin，Springer，2004：40-43.