政府—市場協同創新與能源結構雙重替代

李榮杰,李 娜,陳健強,閻 曉

(山西財經大學 資源型經濟轉型發展研究院，山西 太原 030006)

0 引言

當前世界經濟面臨氣候環境惡化、能源資源受限等嚴峻考驗。全面推進清潔、低碳、安全、高效的能源體系建設，既是新時代我國經濟社會高質量發展的有力抓手，也是應對全球氣候變化、履行大國責任的重要體現。2000-2020年，煤炭占我國能源消費總量的比重從68.5%降為56.8%，但煤炭消費總量仍在增長，化石能源的主導地位尚未發生根本性改變，污染控制和碳減排任務依然艱巨。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，是構建清潔低碳能源體系的必然要求和有效路徑。2020年12月國務院新聞辦公室發布《新時代的中國能源發展》白皮書，強調要“深入實施創新驅動發展戰略，構建綠色能源技術創新體系，全面提升能源科技和裝備水平”，表明我國能源發展已經步入創新驅動新階段。那么，我國目前的技術創新能否對能源結構轉型發展形成有效推動？驅動能源結構調整的創新路徑能否進一步優化？上述問題對于解決我國能源環境約束、實現可持續發展至關重要。

技術創新依賴于市場主體的效用發揮，管理模式創新則需要政府治理能力提升和能源管理體制創新，只有充分發揮政府與市場的協同創新效應，才能加快能源結構雙重替代進程，確保碳達峰、碳中和目標實現。為此，本文結合博弈理論，構建政府與市場(企業)互動博弈模型，從理論層面分析不同政企互動模式下創新效益最大化問題，并進一步選取2009—2019年我國內地30個省(市)面板數據，采用門限回歸模型，實證檢驗政府—市場協同創新對能源結構替代進程的促進作用，最后提出政企協同推進能源結構轉型的建議。

1 文獻梳理與機制分析

長期以來，政府和市場運用 “看得見的手”與“看不見的手”對社會經濟資源進行調配，二者之間既相互依賴，又相互矛盾[1]。因此，政府—市場關系一直是國內外學者研究的熱點。近年來，隨著全球資源日趨緊張，不少學者將研究視角轉向能源領域，探究政府政策與市場行為對能源效率提升、能源結構轉型的影響。

從市場角度看，市場行為具體表現為配置創新資源、激勵創新主體、促進創新要素流動等主導性作用[2]。企業通過加大創新投入、提高創新產出與成果轉化效率等推動社會經濟節能綠色發展[3]。郭丕斌和張愛琴[4]研究指出，在內部資源壓力和外部競爭壓力的雙重作用下，能源企業能夠通過工藝和產品創新實現綠色轉型升級；秦佩恒等[5]的研究表明，企業創新行為能夠對企業節能技術決策產生正向作用，能源消耗高的企業在創新決策中偏好節能技術創新。但現實情況中企業往往無法擁有研發創新所需要的全部資源，需要從外部環境獲取資源，而政府政策則是企業能夠從外部環境獲取的重要資源[6]。與此同時，能源開發利用的負外部性和知識技術的正外部性也可能導致能源創新領域的市場失靈。能源產業的自然壟斷屬性使其形成了較強的路徑依賴，市場由少數企業主導，缺乏競爭壓力導致能源技術創新激勵不足，造成市場失靈[7]。

從政府角度看，政府政策主要體現為對企業創新行為的有效激勵與引導[8]。一些學者基于微觀企業數據分析得出，政府補貼能夠通過與企業共擔研發風險、降低企業融資難度以及填補企業創新資金缺口推動企業技術創新[9-10]。Ahn等[11]發現，政府研發補貼能夠通過激勵企業創新合作影響企業創新效率；殷秀清和張峰[12]研究發現，由環境規制引發的技術創新對制造業清潔型能源消費的沖擊性作用遠低于污染型能源消費，即政府政策能夠通過影響企業創新推動能源結構升級。然而，相對其它領域，能源供給與市場消費具有更強的公共政策介入性，政府越位和政府缺位均會對創新活動形成阻礙[2]。同時，推動能源結構轉型的創新政策干預是一個動態調整、持續演化過程。制度法規不完善、技術標準缺失、政策制定者專業知識不足均可能弱化政策實施效果，甚至產生負作用，引起制度失靈[13]。

就政府與市場的協同效應而言，陳桂生[14]基于演化經濟理論認為，能源系統是一個技術-制度綜合體，市場的作用在于提供技術變革和資金供給，政府的作用在于提供有效的公共政策[15]。研發補貼和有效監管可以修正市場失靈，市場機制完善則有助于避免政府失靈，當政府資源與企業資源匹配時，資源利用效用就能夠產生“1+1>2”的協同效益[16]。伍世安[17]基于能源資源價格改革研究認為，市場與政府的分軌制有悖于能源資源價格形成特點，應采用“市場+政府”的合軌制；胡濤[18]提出，應從政府與市場統一視角構建我國能源管理體制。但政府與市場協同也存在失敗的可能性，隨著能源需求增長放緩，能源資源配置矛盾日益突出，可能同時出現政府尋租和企業尋租行為，即地方政府向上級政府尋租，并將政策租金作為調控企業的政策工具，進一步激發企業向地方政府的尋租行為[19]。在地方行政壟斷與能源企業市場壟斷下，壟斷者難以放棄固有的比較優勢，形成政府-企業尋租鏈并可能導致政府治理與市場機制雙重失靈，進而抑制能源領域的創新活動，阻礙地區能源結構轉型。我國現行的能源體制總體上介于國營和政府規制之間，存在的主要弊端是政府干預過度，未充分發揮市場機制作用[20]。以政策導向替代市場機制，不僅無法彌補市場失靈，甚至可能阻礙市場機制發揮效用，導致能源領域的創新投入雖有規模擴張但效率低下，表現為政府—市場協同創新系統失靈。

綜上所述，政府與企業是能源結構調整過程中的兩個重要參與者，促進政府—市場高度協同對于提升系統創新效率、加快能源結構轉型具有重要意義，但總體上看，現有研究均是定性分析或基于微觀企業視角，較少從宏觀層面定量分析政府與企業間的互動關系。因此，本文將針對以上不足，分析政府與企業協同創新對能源結構雙重替代的影響，

2 基于博弈理論的政府—市場協同創新

在分析政企協同創新影響能源結構轉型前，首先需要識別政府與企業研發創新間的內在作用規律。因此，本文從創新投入視角建立政府創新投入與企業創新投入博弈模型，分析總體效益最大化的條件和影響因素。

2.1 基本假設

(1)博弈參與主體為政府(博弈方A)與企業(博弈方B)，兩者皆是理性參與者，在博弈過程中始終追求各自收益最大化。其中，政府目標是社會收益最大化，采取的博弈行為包括制定補貼政策或不制定補貼政策；企業目標是自身收益最大化，會采取開展創新活動或不開展創新活動的博弈策略。

(2)由于政府與企業的創新資源存在異質性，導致創新投入獲取的創新收益不同。假設當政府決定制定補貼政策時，需要消耗的資源為IA，可以獲得的收益為RA(IA)。同理，當企業進行創新活動時，需要消耗的資源為IB，可以獲得的收益為RB(IB)。

(3)技術創新存在外部性。當一方進行創新活動時，不可避免會存在溢出效應。假設技術溢出的比例為m，則政府投入IA資源時，對企業存在mRA(IA)的收益溢出。而企業投入IB資源時，對政府存在mRB(IB)的收益。

(4)根據徐寶達和趙樹寬[21]的觀點，在政府投入創新資源過程中會對企業研發投入行為產生誘導效應和擠出效應。一方面，對于一些盈利能力弱、企業擬退出的研發項目來說，在政府資源進入后，可能重新具備獲利空間，激勵企業重新評估并追加投資，即政府創新投入對企業創新投入具有誘導效應。另一方面，對于部分企業擬增加研發投資的項目，在政府資源進入后，企業可能選擇將超出的部分資金轉移至其它非研發部門，從而導致創新資源流失，即政府創新投入對企業創新投入的擠出效應。假設博弈信息不完全，政府對兩類研發項目的投資均等，誘導效應和擠出效應分別為p與q，當政府投入IA資源時，企業將投入IB+(p-q)IA資源。

(5)企業能夠通過政府網站了解補貼政策，并根據政府補貼政策調整下一步投資行為。同時，為簡化博弈模型，本文假設博弈過程為單次靜態博弈。

2.2 模型分析

根據上述假設條件，本文得出政府與企業在不同策略下的純收益矩陣，如表1所示。

表1 政府—市場博弈的純收益矩陣Tab.1 Net reward matrix of the government-market game

對上述矩陣進行分析，可以得到如下結論：

(1)當dRA/dIA>0，dRB/dIB>0時，RA(IA)-IA>0，RB(IB)-IB>0，即當創新投入大于創新產出的情況下，政府或者企業中的任一方不投入，則另一方一定作出投入決策。

2.3 博弈結果

依據上述博弈過程，借鑒政企互動模式研究[22]，可以將政府—市場協同創新情況劃分為四類，具體如圖1所示。

(1)避險守成型，表現為政府與企業創新投入“雙低”。對于dRA/dIA<0，dRB/dIB<0的地區，即政府與企業創新投入并不一定帶來正向收益時，政府與企業就會缺乏創新投入熱情，不投入或者較少投入就會成為政府與企業的策略選擇。

(2)政策引導型，表現為政府投入力度大而企業投入力度小。在這些地區，政府創新投入能夠顯著提升政府績效(如政府官員政績)，因此地方政府會率先進行創新投入，引導地區創新活動。同時，受到引導的企業會選擇獲取政府補貼以降低企業自身研發投入。此時，企業的技術研發由政府主導。

(3)市場推動型，表現為企業投入力度大而政府投入力度小。這些地區的企業創新能力強，能夠通過自身創新投入獲得較高收益。受益于本地區企業創新溢出帶來的收益，地方政府制定創新補貼政策的積極性較低。此時，企業在地區創新活動中發揮主要作用。

(4)協作共謀型，表現為企業投入與政府投入“雙高”。在政府創新補貼與企業創新投入高度協調的情況下，企業投入與政府投入形成良好的互促關系，此時政府創新投入對企業創新投入的誘導效應發揮到最大，而擠出效應很小或不存在。

隨著經濟發展、市場體制完善以及政府決策能力提升，通過調整政府創新投入與企業創新投入關系，上述4種模式也會發生一定轉換。

圖1 政府—市場協同創新情況Fig.1 Government-market collaborative innovation

3 模型設定與變量說明

通過對政府創新投入與企業創新投入互動關系的分析可知，政企協同創新可分為避險守成型、政策引導型、市場推動型和協作共謀型4種情形，且在不同情形下總效益不同。本文將基于2009—2019年我國內地30個省(市)面板數據，定量分析不同情形下政企協同創新對能源結構轉型的影響。

3.1 模型設定

本文分別從政府創新投入、企業創新投入以及政府—市場協同創新3個方面，綜合考察政府與企業行為對能源結構轉型的影響。同時，為避免因遺漏變量而造成的內生性問題，適當引入與能源結構轉型相關的控制變量。基準模型設定如下：

Yit=α0+α1GIit+α2EIit+α3CIit+γCit+εit

(1)

其中，Yit為被解釋變量，表示衡量能源結構優化程度的能源結構替代指數；GIit、EIit、CIit為核心解釋變量，分別表示政府創新投入、企業創新投入和政府—市場協同創新；Cit為控制變量，具體包括對外開放程度、市場化水平、產業結構和能源消費稟賦；εit為隨機擾動項；i表示省份，t表示年份。

在政府與市場博弈過程中，伴隨政府與企業創新投入力度的不斷調整，政府—市場協同創新表現為避險守成、政策引導等不同形式。僅靠簡單的線性模型，難以對各類情形下政府—市場協同創新影響因素進行檢驗。因此，本文以式(1)為基礎構建門限回歸模型，以檢驗政府—市場協同創新對能源結構轉型的非線性影響[23]。

若僅存在單門限效應，回歸模型可表示為：

Yit=β0+β1GIitI(Kit≤φ)+β2GIitI(Kit>φ)+β3EIitI(Kit≤φ)+β4EIitI(Kit>φ)+β5CIitI(Kit≤φ)+β6CIitI(Kit>φ)+γCit+εit

(2)

其中，Kit為門限變量，本文選取政府創新投入和企業創新投入作為門限變量；φ為門限值，以門限變量作為回歸轉折點，以變量大于或小于門限值表示不同回歸效果。

在單門限模型基礎上進行擴展，得到雙門限回歸模型，設定如下：

Yit=β0+β1GIitI(Kit≤φ1)+β2GIitI(φ1φ2)+β4EIitI(Kit≤φ1)+β5EIitI(φ1φ2)+β7CIitI(Kit≤φ1)+β8CIitI(φ1φ2)+γCit+εit

(3)

3.2 變量說明與數據處理

(1)被解釋變量：基于“油氣替代煤炭、非化石能源替代化石能源”的雙重替代進程，分別構建3種能源結構替代指數衡量能源結構優化程度，具體包括油氣替代煤炭指數(FE)、非化石能源替代指數(CE)以及由兩者合成得到的能源結構雙重替代指數(DE)。以ec、ep、eg、en分別表示煤類、油類、天然氣和非化石能源消費占能源消費總量的比重，指數構建方法如下：

油氣替代煤炭指數(FE)。采用石油以及天然氣消費占比之和與煤炭消費占比的比值表示，反映油氣替代煤炭的程度，具體可以表示為：

FE=(ep+eg)/ec

(4)

非化石能源替代指數(CE)。以非化石能源消費占比與化石能源消費占比的比值表示，反映非化石能源對化石能源的替代水平，具體可以表示為：

(5)

能源結構雙重替代指數(DE)。能源結構雙重替代指數通過計算油氣替代煤炭和非化石能源替代化石能源兩個指數的幾何均值得到，具體可以表示為：

(6)

圖2為2009、2012、2015和2019年各省份能源結構替代指數核密度曲線。總體來看，三類能源結構替代指數核密度曲線波峰呈現降低趨勢，且峰度逐漸由陡峭轉為平緩，表明在樣本期內地區間的能源結構替代差距逐步擴大。非化石能源替代指數和能源結構雙重替代指數的核密度曲線在2009—2019年出現明顯右移趨勢，表明我國各省份能源結構替代水平逐步提升，整體能源結構顯著優化。油氣替代煤炭指數曲線的右移趨勢不明顯，存在較大提升空間。

圖2 能源結構替代指數核密度曲線Fig.2 Kernel density curves of energy structure replacement index

(2)核心解釋變量：政府創新投入(GI)采用全社會R&D經費中政府資金與地區能源消費總量之比衡量；企業創新投入(EI)使用全社會R&D經費中企業資金與地區能源消費總量之比衡量；政府—市場協同創新(CI)則采用兩者交互項衡量，在交乘前對構成交互項的變量進行去中心化處理。為便于分析，將交乘結果擴大100倍。

(3)門限變量：將核心解釋變量政府創新投入水平(GI)和企業創新投入水平(EI)作為門限變量，分析各階段能源結構替代的主要推動力。

(4)控制變量：對外開放程度(FD)采用進出口貿易總額與GDP的比值度量；市場化水平(ML)采用非國有固定資產占全社會固定資產的比重衡量；產業結構(IS)借鑒李榮杰等[24]的做法，用產業結構高級化指數衡量；能源消費稟賦結合被解釋變量，分別以地區化石能源消費量(EE1)、非化石能源消費量(EE2)以及能源消費總量(EE3)衡量。

數據來源于歷年《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國經濟普查年鑒》以及各地區統計年鑒。樣本研究期為2009—2019年，研究對象為我國內地30個省市(西藏因數據不全，未納入統計)。對涉及價格變動的數據以2009年為基期進行平減處理。

4 回歸結果分析

4.1 初步檢驗

首先，依據式(1)，對政府、企業創新投入、政府—市場協同創新與能源結構更替之間的線性關系進行考察。為緩解內生性問題，采用固定效應方法進行估計，結果如表2所示。其中，第(1)～(3)列僅考慮政府創新投入與企業創新投入對能源結構替代的影響，第(4)～(6)列引入政府—市場協同創新指數。

表2的回歸結果顯示，政府創新投入與企業研發投入對三類能源結構替代指數的回歸系數基本上顯著為正，表明政府創新支持力度和企業研發投入強度增大均能夠有效促進能源結構雙重替代、油氣替代煤炭和非化石能源替代化石能源，可以認為，能源領域創新總體上體現了“有效市場”和“有為政府”。其中，政府創新投入對油氣替代煤炭指數的影響在引入政府—市場協同創新指數后，由原先的不顯著正向轉為顯著負向，而政府—市場協同創新指數顯著為正，即政府創新投入的最終效果取決于政府投入與政企協同程度。政府—市場協同創新對非化石能源替代的估計系數顯著為負，說明在非化石能源替代進程中政府—市場協同創新存在一定程度的系統失靈現象，原因可能是承擔國家能源結構轉型使命的用能企業可能對政府政策過度依賴，不利于市場發揮主導作用，也弱化了政府創新投入的預期效果。對外開放和市場化水平對能源結構雙重替代的影響均顯著為負，即提高對外開放度和市場化水平不利于能源結構雙重替代，可能的原因是對外開放和市場化水平提高將引發以化石能源為主導的能源消費大幅增長[25]。產業結構高級化對非化石能源替代的影響顯著為正，但對油氣替代煤炭進程存在抑制作用，印證了陳菡彬等[26]的觀點，即過度追求產業結構高級化可能導致產業結構“空心化”，進而削弱產業結構升級對能源消費的影響。能源消費稟賦對非化石能源替代指數的回歸結果顯著為正，表明非化石能源消費增長能夠有效促進能源結構優化，而在油氣替代煤炭和能源結構雙重替代過程中能源消費稟賦存在負向影響。

表2 政府與企業創新投入對能源結構替代的線性影響檢驗結果Tab.2 Linear regression results of government and enterprise innovation input on energy structure replacement

4.2 區域異質性分析

為考察政府—市場協同創新的區域異質性，將樣本按照東部、中部和西部三大區域進行分組估計，如表3所示。其中，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區包括四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古。從結果來看，政府創新投入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在中西部地區均顯著為正，且西部的回歸系數大于中部，表明在西部地區政府創新投入對能源結構替代發揮重要引導作用。政府創新投入對能源結構雙重替代進程的直接影響在東部地區明顯為負，而政府—市場協同創新指數顯著為正，表明可能存在政府創新投入過度等問題。企業創新投入的估計系數呈現東高西低特征，且西部地區的回歸系數均不顯著，可以認為東部地區企業創新投入對地區能源結構的影響更大。政府—市場協同創新在中西部地區的影響顯著為負，尤其體現在非化石能源替代過程，在東部地區則表現為能夠推動能源結構雙重替代進程。總體來看，各創新變量對能源結構替代的作用在不同區域間表現出較強異質性。

表3 區域異質性回歸結果Tab.3 Regression results of regional heterogeneity

4.3 門限效應檢驗

4.3.1 門限特征檢驗

為進一步檢驗各創新變量對能源結構替代的差異性影響，運用門限回歸模型對政府、企業創新投入的門限特征進行檢驗。在進行門限回歸分析前，首先需要確定門限值。本文采用Bootstrap方法反復抽樣500次,計算F統計量和門限變量臨界值，結果見表4。其中，第(1)列和第(4)列為油氣替代煤炭指數的門限效應檢驗，第(2)列和第(5)列為門限變量對非化石能源替代指數的門限效應檢驗，第(3)列和第(6)列為門限變量對能源結構雙重替代指數的門限效應檢驗。

基于以上分析可知，政府與企業創新投入對能源結構替代具有非線性影響。除第(5)列外，模型的單門限檢驗結果均顯示P值小于0.01，即在1%的置信水平下拒絕無門限值的假設。同時，雙門限檢驗結果顯示，P值均大于0.05，即在5%的置信水平下接受不存在雙門限值的假設。因此，本文認為在政府創新投入與企業創新投入兩個門限變量的影響下，政府與企業創新投入對能源結構替代的單一門限效應顯著，門限值分別為0.333、0.023、0.216、0.632、0.127和0.632。

表4 門限效應檢驗結果Tab.4 Test results of threshold effects

4.3.2 門限回歸結果

表5報告了政府與企業創新投入對能源結構雙重替代的門限回歸結果，其中，第(1)—(3)列為以政府創新投入作為門限變量，分別對三類能源結構替代指數的估計結果，第(4)—(6)列為以企業創新投入作為門限變量的估計結果。

表5的回歸結果顯示，基于政府創新投入為門限變量的回歸結果中，政府與企業創新投入對能源結構替代進程的影響呈反向關系。具體為：在政府創新投入低于門限值的情況下，政府創新投入對非化石能源替代過程具有抑制作用，而企業創新投入則能夠顯著促進非化石能源替代化石能源。原因可能是非化石能源的超前布局特征導致政府引導性投入尚未完全發揮作用。與非化石能源替代不同，政府創新投入在未越過門限值前對油氣替代煤炭指數存在顯著促進作用，企業創新投入的作用則不顯著。當政府創新投入越過門限值后，企業創新投入增加能夠促進油氣替代煤炭，而政府創新投入增加則會產生負向影響。同時，無論政府創新投入是否越過門限值，政府—市場協同創新對非化石能源替代指數的回歸系數始終顯著為負，即在非化石能源替代化石能源的進程中，政府與企業間的配合質量較低，未能發揮“1+1>2”的組合效應。

表5 門限回歸結果Tab.5 Threshold regression results

在企業創新投入小于門限值的情況下，企業創新投入每增加1個單位，油氣替代煤炭指數就增加0.503個單位。而當企業創新越過門限值時，企業創新投入每增加1個單位，油氣替代煤炭指數則降低0.525個單位，但非化石能源替代指數則上升0.155個單位。在兩類單進程的相互作用下，企業創新投入對能源結構雙重替代的影響不顯著。當政府創新投入在企業創新投入未越過門限值時，對非化石能源替代表現出顯著負向影響，對油氣替代煤炭進程發揮顯著正向作用。在企業創新投入越過門限值后，政府創新投入對三類能源結構替代指數均具有正向促進作用，且作用效力不斷增強。政府—市場協同創新指數在兩個階段均具有顯著負向影響。

4.3.3 穩健性檢驗

為了保證結果的穩健性，本文分別從兩個方面對回歸結果進行穩健性檢驗：一是剔除直轄市樣本；二是考慮內生性問題。

(1)剔除直轄市樣本。由于我國地域遼闊，各省份經濟發展不平衡，為防止研究結論的偶然性，需要對樣本數據進行穩健性檢驗。在我國的行政結構中，直轄市的政治經濟地位較其它省份更高，對全國或局部區域發展作用復雜，可能造成回歸結果存在偏差[27]。因此，本文剔除北京、天津、上海和重慶4個直轄市樣本數據，對模型重新進行估計。門限效應檢驗結果顯示，政府與企業創新投入對能源結構替代的影響均存在單一門限效應，門限回歸結果如表6所示。通過與全樣本估計結果比較可以看出，大部分指標的穩健性檢驗結果與全樣本時的回歸結果相差不大，表明該樣本數據通過了穩健性檢驗。需要注意的是，當政府創新投入處于較低水平時，其對能源結構雙重替代進程的影響存在雙向不確定性，因此落后地區必須加大政府創新投入，盡快越過創新投入拐點，以避免可能存在的負向影響。

表6 門限回歸結果(剔除直轄市樣本)Tab.6 Threshold regression results (excluding municipalities directly under the Central Government)

(2)考慮內生性問題。盡管增加對外開放程度等控制變量并控制固定效應在一定程度上避免了因遺漏變量偏誤所導致的內生性問題，但創新投入與能源結構轉型之間可能存在反向因果關系，即能源結構優化可能導致政府與企業加大創新投入力度。倘若創新投入與能源結構轉型存在上述因果關系，由前文中得到的估計結果則是有偏的。為盡可能避免存在逆向因果問題，本文采用解釋變量的滯后一期進行估計，得到表7的穩健性檢驗結果。由表7可以看出，所有指標的回歸系數在符號方向和顯著性方面均與表5保持一致，表明該回歸模型通過穩健性檢驗，回歸結果可信。

表7 門限回歸結果(解釋變量滯后一期)Tab.7 Threshold regression results (explaining variables lagged by one period)

4.4 門限分組結果

上述政府—市場協同創新的4種情況是以門限值作為分界點進行分組的，考慮到面板數據隨時間變化可能出現組間轉換，借鑒余東華和張明志[28]的做法，采用樣本期內所有年份均值與最大比例狀態數兩種方法對組間轉換問題進行處理，并在計算過程中按照年份由近及遠賦予一定權重。若兩種方法的結論不一致，則以最大比例狀態數為主。劃分結果見表8。

表8 基于門限變量的分組結果Tab.8 Grouping results based on threshold variables

針對油氣替代煤炭進程與能源結構雙重替代進程，大多數省份仍然屬于避險守成型，增加政府創新投入和企業創新投入均能有效推動能源結構替代進程。而對于處在“雙高”投入的協作共謀型地區而言，政府創新投入與企業創新投入對能源結構替代過程的影響方向始終相反，說明相比創新投入程度，這些地區更應當注重政府與企業之間的協調配合。同時，作為市場推動型的江蘇和廣東，應當適當加大政府創新投入，配合各企業積極推進能源結構替代進程。

針對非化石能源替代化石能源進程而言，超過半數的省份均已進入協作共謀型模式，這得益于近年來我國政府發布的各項非化石能源優惠政策和鼓勵措施。對于這些地區，同樣需要加強政企創新聯動，減少創新資源浪費。對于避險守成型的山西、內蒙古等地區，其政府創新投入對能源結構替代具有顯著抑制作用，需要優化與改善政府創新投入方式和手段，以實現政府投入引導功能。同時，這些地區也能夠通過加大企業創新投入促進非化石能源發展。作為市場推動型的河北也存在類似問題。對于吉林、黑龍江等政策引導型地區，政府創新投入增加有助于促進非化石能源發展，但需要鼓勵企業成為創新投入主體。

5 結論與討論

5.1 研究結論

關于創新行為對能源領域的影響，多數文獻將最終目標視為能源消耗降低，然而不合理的能源結構也可能對我國經濟發展甚至經濟安全產生危害，尤其體現在石化能源需求與消費方面。因此，能源結構優化升級比能源消耗降低更有利于我國經濟發展。無論是碳達峰、碳中和目標的實現，還是對國際能源形勢的考慮，能源結構轉型均是一個關鍵因素。政府—市場協同創新是驅動我國能源結構轉型的重要手段，而政府與企業創新力量的有效協同、高效聯動通過提高創新資源配置效率，有助于促進我國能源結構升級。但從已有文獻看，較少關注政企協同創新對能源結構的影響。

本文通過構建政府創新投入與企業創新投入博弈模型，分析政府—市場協同創新過程中的4種情況，包括避險守成型、政策引導型、市場推動型以及協作共謀型。進一步，基于2009-2019年省級樣本數據，采用門限回歸模型，實證檢驗各階段政府與企業創新投入對能源結構替代的影響，并以門限值為分界線，對我國內地30個省份進行分組，探討不同政府—市場協同創新模式下的地區能源結構轉型問題。研究發現：①政府創新支持和企業研發投入增大總體上對油氣替代煤炭、非化石能源替代化石能源以及能源結構雙重替代進程具有顯著正向作用；②政府與企業創新投入對能源結構替代的作用在不同區域間表現出較強異質性，其中，中西部地區政府—市場協同創新對能源結構替代進程的影響顯著為負；③隨著政府與企業創新投入不斷增加，政府與企業在推動能源結構轉型過程中的地位不斷轉換，但總體上政府與企業間的協調度始終處于較低水平，未能發揮“1+1>2”的正協同效應；④在油氣替代煤炭進程和能源結構雙重替代進程中，大多數省份仍然屬于避險守成型，政府與企業創新投入缺乏積極性。

5.2 對策建議

為進一步促進能源結構轉型、提升創新系統效率，分別從政府與企業兩方面提出對策建議。

(1)優化政府在創新系統中的管理職能。一方面，政府通過創新投入引導企業創新，有助于降低企業創新風險，對于形成能源結構偏向型技術創新具有積極意義。政府部門應當加快整合財政技術創新投入機制，建立健全科技研發項目評價機制。另一方面，政府創新投入可能對企業創新行為形成一定擠出效應。因此在調控過程中，各地方政府應當根據本地區發展實際，合理把握創新支持力度，既不能過度投入，造成創新資源擠出，也不能對市場失靈造成的能源結構惡化局面視而不見，要努力構建政府創新資源與企業創新資源合理自由流動的能源系統創新體系。

(2)強化企業在創新系統中的研發主體地位。一方面，建立穩定的政企協調互動關系離不開企業自身的努力。企業與社會具有互利共生性，在我國經濟邁入新時代的大背景下，企業應當擔負起必要的社會責任，致力于提升本企業在能源結構優化方面的技術創新水平。另一方面，政府部門可以通過實施大力度的稅收優惠政策，激勵各企業加大研發投入；通過完善市場競爭規制等手段，反向倒逼企業加大創新投入；加強宣傳培訓，鼓勵各類企業積極廣泛地參與碳達峰、碳中和工作。

此外，本文發現，由于我國各地政府與企業創新投入水平不同，政府—市場協同創新效應不同，其對能源結構轉型的推動效果也有所差異。避險守成型省份未來應進一步加大創新投入，以更好地發揮政企協同的正向作用；市場推動型和政策引導型地區也應當結合本地區實際情況，制定具有本地特色的創新政策。

5.3 研究不足與未來研究方向

本文研究存在如下不足：①主要從靜態視角考察政府—市場協同創新對能源結構替代的影響，雖然在穩健性檢驗部分引入滯后一期的解釋變量進行討論，但仍然缺乏從動態視角的系統考察，今后可以從上述方向進行補充完善；②創新活動參與者除企業與政府部門外，還包括高校以及科研機構，由于數據限制，本文僅從政府—市場間的互動關系入手，對政企協同創新與能源結構轉型間的關系進行研究。隨著政產學研合作的深入，未來可以進一步構建政府、市場、高校以科研機構四部門博弈模型，考察多部門協同創新對能源結構轉型的驅動效果；③盡管本文發現政府—市場協同創新對能源結構轉型具有顯著影響，但該影響的具體路徑與機制尚不清晰，還需要進一步探討。