能源轉(zhuǎn)型下可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)

齊紹洲+李楊

摘要能源轉(zhuǎn)型和增加可再生能源消費(fèi)是現(xiàn)階段各國(guó)重要的能源戰(zhàn)略。那么，能源轉(zhuǎn)型是否犧牲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？增加可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是積極的還是消極的？該影響的方向或大小在國(guó)家或地區(qū)之間是否存在差異，其背后的決定因素是什么？本文以可再生能源發(fā)展較為領(lǐng)先、面板數(shù)據(jù)較為完整的歐盟為研究對(duì)象，運(yùn)用面板門檻效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)。研究表明，①能源轉(zhuǎn)型具有經(jīng)濟(jì)代價(jià)，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)向的非線性影響。②可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的門檻效應(yīng)。當(dāng)可再生能源補(bǔ)貼高于門檻值、能源消費(fèi)強(qiáng)度高于門檻值以及人均GDP低于門檻值時(shí)，推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。③目前歐盟推動(dòng)可再生能源消費(fèi)具有合適的能源消費(fèi)強(qiáng)度和經(jīng)濟(jì)水平條件，但可再生能源補(bǔ)貼過大，具有一定經(jīng)濟(jì)代價(jià)。④根據(jù)門檻值將國(guó)家分為低補(bǔ)貼組和高補(bǔ)貼組，兩組國(guó)家在1990—2014年期間可再生能源消費(fèi)年均增速并沒出現(xiàn)顯著差異。其中，可再生能源消費(fèi)年均增速位居第一和第二的英國(guó)與比利時(shí)，可再生能源補(bǔ)貼較低且始終沒有跨過門檻值；而一直處于高補(bǔ)貼組的荷蘭，可再生能源消費(fèi)年均增速并沒超過一直處于低補(bǔ)貼組的比利時(shí)、愛爾蘭、波蘭與英國(guó)?？梢?，具有較高經(jīng)濟(jì)代價(jià)的補(bǔ)貼并不是推進(jìn)可再生能源消費(fèi)的唯一有效手段。

關(guān)鍵詞可再生能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；門檻效應(yīng)；可再生能源補(bǔ)貼

中圖分類號(hào)F113.3文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2018）02-0019-09DOI：10.12062/cpre.20170905

近年來，全球能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)新趨勢(shì)，可再生能源進(jìn)入快速發(fā)展階段。國(guó)際能源署（IEA）發(fā)布的《2016年國(guó)際能源展望》預(yù)測(cè)，2040年全球可再生能源發(fā)電量占比將達(dá)到60%。以可再生能源發(fā)展較為領(lǐng)先的歐盟為例，1990—2015年期間能源總消費(fèi)逐年緩慢下降，年均增速為-0.1%，但可再生能源消費(fèi)年均增速為4.37%，其中可再生能源消費(fèi)占比由4.33%增加到12.91%，可再生能源發(fā)電量占比由12.63%增加到29.86%?？稍偕茉聪M(fèi)迅速增加，一是因?yàn)樵凸┙o瓶頸凸顯，且局部產(chǎn)油國(guó)局勢(shì)不穩(wěn)，石油產(chǎn)出份額調(diào)整導(dǎo)致國(guó)際油價(jià)劇烈波動(dòng)，能源安全受到挑戰(zhàn)；二是化石能源消費(fèi)導(dǎo)致的氣候變化、健康安全和經(jīng)濟(jì)損失等問題引起全球關(guān)注。在2015年巴黎氣候大會(huì)上，中國(guó)明確提出2030 年左右CO2排放達(dá)到峰值和非化石能源消費(fèi)占比達(dá) 20%的目標(biāo)。2017年，歐洲議會(huì)將2030年歐盟可再生能源在全部能源消費(fèi)中占比的目標(biāo)由原來的27%提升至35%?？梢?，能源轉(zhuǎn)型和增加可再生能源消費(fèi)是現(xiàn)階段各國(guó)重要的能源戰(zhàn)略。據(jù)《BP世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，2016年，中國(guó)可再生能源發(fā)電增量位居全球第一，中國(guó)超越美國(guó)成為最大的可再生能源生產(chǎn)國(guó)。那么，能源轉(zhuǎn)型是否會(huì)犧牲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？增加可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是積極的還是消極的？該影響的方向或大小在國(guó)家或地區(qū)之間是否存在差異，其背后的決定因素是什么？這些問題的回答可以為我國(guó)更好地發(fā)展可再生能源、優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)和以最小的經(jīng)濟(jì)代價(jià)實(shí)現(xiàn)2030年可再生能源消費(fèi)目標(biāo)提供科學(xué)的政策依據(jù)。

1文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)學(xué)家常致力于探究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉問題，因此能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系是經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)基本命題。研究發(fā)現(xiàn)，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系存在地區(qū)差異[1-2]以及非線性關(guān)系[3-4]。目前關(guān)于可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究大多基于線性和分組研究方法，從不同的影響機(jī)制視角出發(fā)，沒有一致結(jié)論。①大部分學(xué)者將可再生能源作為一種生產(chǎn)要素運(yùn)用到生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行研究[5-7]，發(fā)現(xiàn)可再生能源替代部分不可再生能源，有利于能源多元化和緩解氣候問題，與不可再生能源消費(fèi)和其他生產(chǎn)要素一起拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。InglesiLotz[7]以O(shè)ECD國(guó)家為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)可再生能源消費(fèi)量的增加有利于經(jīng)濟(jì)總量和人均GDP增長(zhǎng)，認(rèn)為能源轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略不僅能改善一國(guó)環(huán)境還能提高經(jīng)濟(jì)水平。王瑛[8]則基于協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有協(xié)整關(guān)系，且可再生能源消費(fèi)是GDP增長(zhǎng)的單向Granger原因。②也有學(xué)者認(rèn)為，與傳統(tǒng)能源相比，目前發(fā)展可再生能源尚不具備技術(shù)和成本優(yōu)勢(shì)，現(xiàn)階段可再生能源消費(fèi)的擴(kuò)張主要由政府政策驅(qū)動(dòng)，有一定的經(jīng)濟(jì)代價(jià)[9]。Ocal和Aslan[8]運(yùn)用自回歸分布滯后模型，發(fā)現(xiàn)可再生能源消費(fèi)每增加1%，GDP減少0.3%。③還有學(xué)者提出可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不存在顯著影響。Payne[11]基于TodaYamamoto檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)美國(guó)可再生能源消費(fèi)與不可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP都不存在格蘭杰因果關(guān)系。Menegaki[12]以歐洲27個(gè)國(guó)家為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)可再生能源消費(fèi)與實(shí)際GDP不存在格蘭杰因果關(guān)系，主要原因是歐洲可再生能源開發(fā)不足且不均衡。④近年來，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（或就業(yè)）的影響存在地區(qū)差異。Almulali等[13]發(fā)現(xiàn)收入水平越高，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響更為持續(xù)和顯著。Markandya等[14]，以及Apergis和Salim[15]發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)可再生能源消費(fèi)對(duì)就業(yè)的影響存在異質(zhì)性。

上述文獻(xiàn)主要基于線性方法和分組方法研究可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及地區(qū)差異，然而由于①可再生能源消費(fèi)通過多種機(jī)制影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[9]，兩者之間可能存在非線性關(guān)系，傳統(tǒng)線性方法并不準(zhǔn)確，導(dǎo)致結(jié)論不一致；②分組方法最大的問題是分組標(biāo)準(zhǔn)的確定是任意選擇而不是從數(shù)理統(tǒng)計(jì)角度推斷，也無法對(duì)不同樣本回歸結(jié)果的差異性進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，參數(shù)估計(jì)的有效性和可靠性容易受到質(zhì)疑。因此，作為對(duì)已有文獻(xiàn)的補(bǔ)充，鑒于數(shù)據(jù)的可得性與完整性，本文以可再生能源發(fā)展較為領(lǐng)先、面板數(shù)據(jù)較為完整的歐盟為研究對(duì)象，考察可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性門檻效應(yīng)，邊際貢獻(xiàn)在于，第一，探索性地將面板門檻檢驗(yàn)方法引入到可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性影響的研究中，準(zhǔn)確識(shí)別導(dǎo)致非線性影響存在的各種因素；第二，深入剖析各個(gè)門檻變量的作用機(jī)理，提出可再生能源補(bǔ)貼的無謂損失和擠出效應(yīng)、能源消費(fèi)的路徑依賴效應(yīng)以及經(jīng)濟(jì)水平對(duì)增加可再生能源消費(fèi)的技術(shù)基礎(chǔ)效應(yīng)；第三，基于經(jīng)濟(jì)學(xué)意義和經(jīng)典文獻(xiàn)，完善生產(chǎn)函數(shù)中各生產(chǎn)要素的衡量指標(biāo)。其中，考慮勞動(dòng)的異質(zhì)性，對(duì)就業(yè)數(shù)據(jù)做質(zhì)量水平調(diào)整來表示勞動(dòng)存量，資本使用存量指標(biāo)而非固定資本形成等流量指標(biāo)，技術(shù)使用全要素生產(chǎn)率、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)分別使用各自的總量，既包括發(fā)電部分的能源消費(fèi)量，也包括其他用途的能源消費(fèi)量，使結(jié)論更加準(zhǔn)確和穩(wěn)健。endprint

2門檻效應(yīng)機(jī)制

基于以上文獻(xiàn)綜述，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能是非線性的，即可能會(huì)隨著某些重要變量達(dá)到一定的水平或門檻值之后，其影響方向或程度會(huì)發(fā)生突變。而面板門檻回歸模型是一種非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型[16]，其本質(zhì)就是將門檻值作為一個(gè)未知變量納入實(shí)證模型中，構(gòu)建解釋變量回歸系數(shù)的分段函數(shù)，從而內(nèi)生估算出門檻值，并對(duì)不同門檻區(qū)間的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。因此，本文將面板門檻回歸模型引入可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性影響的研究中。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和經(jīng)典文獻(xiàn)，門檻效應(yīng)存在的原因和理論機(jī)制分析如下。

（1）可再生能源補(bǔ)貼?？稍偕茉囱a(bǔ)貼是各國(guó)增加可再生能源消費(fèi)普遍使用的政策，其大小在一定程度上反映了政府可再生能源政策強(qiáng)度。若一國(guó)主要通過高額的可再生能源補(bǔ)貼來推動(dòng)可再生能源消費(fèi)，當(dāng)可再生能源補(bǔ)貼高于門檻值時(shí)，該國(guó)推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)會(huì)增加，即高補(bǔ)貼國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。與化石能源相比，目前可再生能源消費(fèi)并不具備成本有效性，通過補(bǔ)貼來推動(dòng)可再生能源消費(fèi)必然有一定的經(jīng)濟(jì)成本。①?gòu)纳鐣?huì)福利的角度，政府的補(bǔ)貼政策會(huì)使市場(chǎng)未處于最優(yōu)運(yùn)行狀態(tài)而使社會(huì)凈福利受到損失，政府補(bǔ)貼并不能完全轉(zhuǎn)化為社會(huì)福利的這部分損失稱為無謂損失。②不同國(guó)家可再生能源補(bǔ)貼的費(fèi)用分擔(dān)機(jī)制存在差異，有的國(guó)家（如奧地利）主要由電力消費(fèi)者承擔(dān)，有的國(guó)家（如荷蘭）則由政府承擔(dān)，有的國(guó)家（如法國(guó)、丹麥）則由電網(wǎng)公司和電力消費(fèi)者共同承擔(dān)[17]等等。歐盟目前深陷財(cái)政困境，巨額的可再生能源補(bǔ)貼嚴(yán)重增加了政府財(cái)政負(fù)擔(dān)，擠出了政府其他投資與消費(fèi)。同時(shí)，可再生能源的補(bǔ)貼以可再生能源電價(jià)附加等形式傳導(dǎo)于銷售電價(jià)，擠出了私人部門收入、消費(fèi)及投資，給用電企業(yè)和個(gè)人帶來成本負(fù)擔(dān)。從2006年開始，中國(guó)在銷售電價(jià)中開征可再生能源電價(jià)附加作為可再生能源發(fā)展基金，征收標(biāo)準(zhǔn)為每千瓦時(shí)1厘錢，逐步提高到現(xiàn)在的每千瓦時(shí)1.9分錢。Apergis和Salim[15]認(rèn)為可再生能源高成本導(dǎo)致政府和私人預(yù)算的減少，因此投資和消費(fèi)減少，不利于就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Dachis和Carr[18]發(fā)現(xiàn)可再生能源上網(wǎng)電價(jià)補(bǔ)貼導(dǎo)致人均電價(jià)每年增加310美元，不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，本文提出假設(shè)1：可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在非線性影響，當(dāng)可再生能源補(bǔ)貼高于門檻值時(shí)，推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)會(huì)增加，即高補(bǔ)貼的國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。

（2）能源消費(fèi)強(qiáng)度。能源消費(fèi)強(qiáng)度是能源消費(fèi)總量與國(guó)內(nèi)實(shí)際生產(chǎn)總值的比值，反映經(jīng)濟(jì)體對(duì)能源及不可再生能源的依賴程度。當(dāng)能源消費(fèi)強(qiáng)度達(dá)到一定程度時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)以及不可再生能源消費(fèi)的依賴程度越高，能源消費(fèi)的路徑依賴和鎖定效應(yīng)越大，能源轉(zhuǎn)型和增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。因此，高能源消費(fèi)強(qiáng)度的國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。能源路徑依賴效應(yīng)是將路徑依賴?yán)碚揫19-20]應(yīng)用于能源領(lǐng)域，指規(guī)模經(jīng)濟(jì)、學(xué)習(xí)效應(yīng)、協(xié)作效應(yīng)及適應(yīng)性預(yù)期等自我增強(qiáng)機(jī)制使不可再生能源的邊際報(bào)酬遞增，驅(qū)使經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)不可再生能源在技術(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、認(rèn)知和體制等方面形成高度依賴性和系統(tǒng)內(nèi)在慣性，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)不可再生能源消費(fèi)有嚴(yán)重的路徑依賴和鎖定效應(yīng)，可再生能源技術(shù)創(chuàng)新和能源轉(zhuǎn)型面臨阻礙。Unruh[21]提出基于技術(shù)與制度的路徑依賴和邊際報(bào)酬遞增，工業(yè)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)鎖定于以化石能源為基礎(chǔ)的能源系統(tǒng)，這導(dǎo)致促進(jìn)減排技術(shù)擴(kuò)散的政策和市場(chǎng)力量面臨阻礙。Unruh以大型技術(shù)系統(tǒng)—發(fā)電、配電和終端使用為例，認(rèn)為其已經(jīng)深深嵌入社會(huì)背景，對(duì)技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施和相應(yīng)的機(jī)構(gòu)與制度形成路徑依賴，難以改變。因此，本文提出假設(shè)2：可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在非線性影響，當(dāng)能源消費(fèi)強(qiáng)度高于門檻值時(shí)，推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)會(huì)增加，即高能源消費(fèi)強(qiáng)度的國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。

（3）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。用人均GDP指標(biāo)來衡量經(jīng)濟(jì)水平，當(dāng)人均GDP達(dá)到一定程度時(shí)，較高的經(jīng)濟(jì)水平使發(fā)展可再生能源具有更好的技術(shù)、資金和人才等優(yōu)勢(shì)，推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)減少。因此，高經(jīng)濟(jì)水平的國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更小。因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定著可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的硬件（如科研人員、科研資金投入和基礎(chǔ)設(shè)施配備等）與軟件（如專業(yè)知識(shí)存量、環(huán)保理念和綠色需求等）、靜態(tài)與動(dòng)態(tài)基礎(chǔ)。經(jīng)濟(jì)水平較高的國(guó)家，其科研人員、教育經(jīng)費(fèi)和科研投入等更為充足，專業(yè)知識(shí)存量更為豐富，環(huán)保理念和綠色需求更為領(lǐng)先。并且，更容易吸引資金、技術(shù)和高科技人才流入，形成所謂的聚集效應(yīng)。因此，可再生能源發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)更具有優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而增加可再生能源消費(fèi)經(jīng)濟(jì)代價(jià)相對(duì)較小。Huang等[1]將82個(gè)國(guó)家按照收入水平進(jìn)行分組，發(fā)現(xiàn)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的組別能源消費(fèi)和實(shí)際GDP的關(guān)系存在差異，Lee和Chang[2]也提出類似結(jié)論。Almulali[13]等將108個(gè)國(guó)家按照收入水平分為高收入國(guó)家、中高收入國(guó)家、中低收入國(guó)家以及低收入國(guó)家四組，發(fā)現(xiàn)收入水平越高，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響更為持續(xù)和顯著。許曉燕等[22]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)明顯、科研能力較強(qiáng)、綠色技術(shù)創(chuàng)新水平較高?？梢?，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于門檻值時(shí)，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能會(huì)出現(xiàn)突變。本文提出假設(shè)3：可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在非線性影響，當(dāng)人均GDP高于門檻值時(shí)，推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)會(huì)減少，即高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更小。

本文將面板門檻回歸模型引入可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性影響的研究中，以可再生能源補(bǔ)貼、能源消費(fèi)強(qiáng)度和人均GDP為門檻變量，研究可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)。

3模型構(gòu)建與變量說明

3.1模型構(gòu)建

近年來氣候變化與低碳轉(zhuǎn)型使學(xué)者開始重視可再生能源在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要作用，進(jìn)而對(duì)能源消費(fèi)進(jìn)行細(xì)分，將可再生能源單獨(dú)作為一種生產(chǎn)要素運(yùn)用到擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)[6-7，23]，擴(kuò)展的一般模型可設(shè)定為：endprint

Y=f（A，K，L，R，N）=AKαLβRρNδ（0﹤α、β、ρ、δ﹤1）（1）

式中，Y為經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出，A代表技術(shù)，K為資本存量，L為勞動(dòng)存量，R代表可再生能源消費(fèi)，N代表不可再生能源消費(fèi)，α、β、ρ和δ分別表示資本、勞動(dòng)、可再生能源和不可再生能源的產(chǎn)出彈性。

為避免人為分組帶來的偏誤，準(zhǔn)確識(shí)別影響可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用方向和大小的因素，本文使用Hansen提出的面板門檻回歸模型[24]，根據(jù)數(shù)據(jù)本身特點(diǎn)內(nèi)生地對(duì)不同情況進(jìn)行分組，研究在不同組別下可再生能源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的異質(zhì)性。單一門檻回歸模型可表示為：

Yit=μi+β0zit+β1RitI（qit≤γ）+β2RitI（qit>γ）+εit（2）

式中，i表示國(guó)家，t表示時(shí)間，Yit代表t時(shí)期i國(guó)

實(shí)際總產(chǎn)出，為被解釋變量。qit為門檻變量，Rit為受門檻變量影響的核心解釋變量，即可再生能源消費(fèi)。zit為一組除可再生能源消費(fèi)以外對(duì)實(shí)際產(chǎn)出有顯著影響的變量，包括技術(shù)、資本存量、勞動(dòng)存量和不可再生能源消費(fèi)。β0、β1、β2為相應(yīng)的系數(shù)，γ為特定的門檻值。I（·）為一個(gè)指示性函數(shù)，相應(yīng)的括號(hào)內(nèi)條件成立時(shí)取值為1，條件不成立時(shí)則取值為0。μi反映國(guó)家不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)，εit～iid N（0，δ2）為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。實(shí)際中可能會(huì)出現(xiàn)多個(gè)門檻，本文將會(huì)進(jìn)行驗(yàn)證。運(yùn)用的軟件是STATA 13.0，使用面板門檻回歸程序xthreg，由南開大學(xué)王群勇老師編寫。

3.2變量說明

1990年是歐盟大多數(shù)氣候行動(dòng)目標(biāo)的基準(zhǔn)年，如2020年、2030年和2050年氣候政策目標(biāo)。因此鑒于數(shù)據(jù)可得性與實(shí)際政策背景，本文選取歐盟28個(gè)成員國(guó)1990—2014年的年度數(shù)據(jù)作為面板數(shù)據(jù)樣本，數(shù)據(jù)來源于歐盟統(tǒng)計(jì)局、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)、聯(lián)合國(guó)國(guó)際比較計(jì)劃（ICP）下的Penn World Tables（PWT 9.0）、OECD Statistics數(shù)據(jù)庫(kù)以及IEA能源數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)。

被解釋變量為經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出（Y，單位：百萬美元），使用各國(guó)實(shí)際GDP。解釋變量為各種投入要素，包括：①可再生能源消費(fèi)（RE，單位：百萬toe）。根據(jù)國(guó)際能源署的報(bào)告《Renewables Information 2016》，2014年全球只有32.5%的可再生能源用于發(fā)電和產(chǎn)熱，固定生物燃料的存在使可再生能源被廣泛用于居民、農(nóng)林業(yè)以及漁業(yè)等其他用途。考慮到電力消費(fèi)只是能源消費(fèi)的一部分，本文使用的是可再生能源消費(fèi)總量，既包括電力消費(fèi)也包括其他用途消費(fèi)。②不可再生能源消費(fèi)（NRE，單位：百萬toe），同上，本文使用的是不可再生能源消費(fèi)總量。③勞動(dòng)存量（L，單位：百萬人），勞動(dòng)的異質(zhì)性使不同受教育程度勞動(dòng)者的產(chǎn)出效率不同，各國(guó)人力資本水平差距較大，就業(yè)人數(shù)只能體現(xiàn)勞動(dòng)存量的數(shù)量而忽視其質(zhì)量，并不能完全體現(xiàn)勞動(dòng)存量。因此，本文在就業(yè)人員數(shù)的基礎(chǔ)上改進(jìn)，用人力資本指數(shù)進(jìn)行調(diào)整[25-26]，數(shù)據(jù)來源于Penn World Tables（PWT 9.0）。勞動(dòng)存量Lit=EMPit·hit，其中，EMPit為就業(yè)人員數(shù)，hit為人力資本指數(shù)，是在Barro和Lee（http：//www.barrolee.com/）統(tǒng)計(jì)的平均教育年限基礎(chǔ)上，根據(jù)教育回報(bào)率所構(gòu)建[27] 。hit=esit，是各國(guó)平均受教育年限sit的函數(shù)，（sit）是一個(gè)分段線性函數(shù)，

反應(yīng)不同的教育年限帶來不同的教育回報(bào)率。④資本存量（K，單位：百萬美元），資本形成是流量，用來表示K并不準(zhǔn)確，本文使用根據(jù)永續(xù)盤存法所計(jì)算的資本存量數(shù)據(jù)[26，28]，數(shù)據(jù)來源于Penn World Tables（PWT 9.0），Kit=（1-δit）Kit-1+Iit，δit為折舊率，Iit為t時(shí)期新增投資。⑤技術(shù)水平（A），使用全要素生產(chǎn)率[26，29]，表示各要素投入之外的技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的因素。門檻變量包括可再生能源補(bǔ)貼（RD）、能源消費(fèi)強(qiáng)度（INT，單位：t/百萬美元）和人均GDP（gdp，單位：美元）。其中，可再生能源補(bǔ)貼（RD）使用OECD Statistics數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)的歐盟19個(gè)國(guó)家的可再生能源研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度指數(shù)?？紤]到研發(fā)補(bǔ)貼只是可再生能源補(bǔ)貼的一種，本文將使用其他可再生能源補(bǔ)貼政策的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為減少數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)解釋與被解釋變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，并在各變量名稱前加上L表示對(duì)數(shù)處理的涵義。

4實(shí)證結(jié)果與分析

本節(jié)運(yùn)用面板門檻模型估計(jì)方法首先檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否存在，若存在門檻效應(yīng)則確定具體門檻值，并估計(jì)不同門檻區(qū)間下的參數(shù)值。最后將各國(guó)的現(xiàn)值與門檻值進(jìn)行比較，確定各國(guó)目前所處的門檻區(qū)間。

4.1門檻模型估計(jì)結(jié)果

經(jīng)過500次重復(fù)抽樣得到具體F值和P值（見表1）。結(jié)果表明，所有門檻變量只有單一門檻模型在5%水平上顯著，雙重門檻模型在5%水平均不顯著，較小的置信區(qū)間說明估計(jì)的門檻值基本準(zhǔn)確。因此，將基于單一門檻模型進(jìn)行分析（見表2）。

（1）總體上，可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP的影響是負(fù)向的，即目前歐盟增加可再生能源消費(fèi)的能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略有一定的經(jīng)濟(jì)代價(jià)。綜合線性的固定效應(yīng)模型和三個(gè)非線性的門檻模型，該結(jié)果較為穩(wěn)健。主要原因體現(xiàn)為兩方面，一是與傳統(tǒng)能源相比，目前增加可再生能源消費(fèi)尚不具備技術(shù)和成本優(yōu)勢(shì)，現(xiàn)階段可再生能源消費(fèi)的擴(kuò)張主要由政府補(bǔ)貼政策驅(qū)動(dòng)，政府補(bǔ)貼帶來的無謂損失，對(duì)政府其他支出的擠出效應(yīng)以及給用電企業(yè)和個(gè)人帶來成本負(fù)擔(dān)，有一定的經(jīng)濟(jì)代價(jià)；二是現(xiàn)階段部分國(guó)家對(duì)化石能源消費(fèi)有一定的路徑依賴，使可再生能源技術(shù)創(chuàng)新和能源轉(zhuǎn)型面臨一定阻礙。當(dāng)然，隨著可再生能源技術(shù)創(chuàng)新水平提高、可再生能源成本進(jìn)一步降低以及可再生能源消費(fèi)增加所帶來的動(dòng)態(tài)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和干中學(xué)效應(yīng)等，從長(zhǎng)期看，該負(fù)向影響會(huì)轉(zhuǎn)為正向。

（2）可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP存在顯著的門檻效應(yīng)。具體而言，①以可再生能源補(bǔ)貼（RD）為門檻變量時(shí)，當(dāng)可再生能源補(bǔ)貼高于門檻值，可再生能源消費(fèi)增加對(duì)實(shí)際GDP的負(fù)向影響越大。當(dāng)RD低于門檻值（RD=3）時(shí)，可再生能源消費(fèi)每增加1%，實(shí)際GDP減少約0.04%；當(dāng)RD高于門檻值時(shí)，可再生能源消費(fèi)每增加1%，實(shí)際GDP減少約0.048%?？梢?，若一國(guó)主要通過高額的可再生能endprint

源補(bǔ)貼政策來推動(dòng)可再生能源消費(fèi)，高補(bǔ)貼會(huì)導(dǎo)致更高的社會(huì)福利凈損失，也對(duì)政府其他支出有擠出效應(yīng)，并且還會(huì)以可再生能源附加等形式部分或全部傳遞到銷售電價(jià)，擠出私人部門收入、消費(fèi)及投資，給用電企業(yè)和個(gè)人帶來成本壓力。因此，高補(bǔ)貼國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。②以能源消費(fèi)強(qiáng)度（INT）為門檻變量時(shí)，當(dāng)能源消費(fèi)強(qiáng)度高于門檻值，可再生能源消費(fèi)增加對(duì)實(shí)際GDP的負(fù)向影響越大。當(dāng)INT小于328.14t/百萬美元時(shí)，可再生能源消費(fèi)每增加1%，實(shí)際GDP減少0.038%。當(dāng)INT高于328.14t/百萬美元的門檻值時(shí)，經(jīng)濟(jì)體對(duì)能源消費(fèi)以及不可再生能源消費(fèi)的依賴程度較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)不可再生能源形成高度依賴性和系統(tǒng)內(nèi)在慣性，可再生能源技術(shù)創(chuàng)新和能源轉(zhuǎn)型面臨更大阻礙。這時(shí)，可再生能源消費(fèi)每增加1%，實(shí)際GDP減少幅度明顯增加，達(dá)0.104%?？梢?，高能源消費(fèi)強(qiáng)度的國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。③以人均GDP（gdp）為門檻變量，當(dāng)人均GDP高于門檻值，可再生能源消費(fèi)增加對(duì)實(shí)際GDP的負(fù)向影響越小。當(dāng)人均GDP水平低于5 833.08美元時(shí)，可再生能源消費(fèi)每增加1%，實(shí)際GDP減少0.121%。然而，隨著人均GDP水平增加，當(dāng)高于5 833.08美元的門檻值時(shí)，可再生能源消費(fèi)增加對(duì)經(jīng)濟(jì)的負(fù)向影響明顯降低，可再生能源消費(fèi)每增加1%，實(shí)際GDP減少0.042%。因?yàn)?，一?guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，其科研人員、教育經(jīng)費(fèi)和科研投入等更為充足，專業(yè)知識(shí)存量更為豐富，環(huán)保理念和綠色需求更為領(lǐng)先，且更容易吸引資金、技術(shù)和高科技人才流入，可再生能源技術(shù)創(chuàng)新具有一定基礎(chǔ)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而可再生能源技術(shù)創(chuàng)新水平較高、研發(fā)成本較低、能源利用效率較高等，因此推動(dòng)可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP的負(fù)向影響越小?？梢?，高經(jīng)濟(jì)水平的國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更小。

因此，上文的三個(gè)假設(shè)得到了較好地驗(yàn)證。且各模型擬合效果較好，對(duì)于其他解釋變量，不可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP的影響為負(fù)向或不顯著，可見歐盟經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基本與化石能源消費(fèi)脫鉤，印證了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與化石能源消費(fèi)之間的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的變化規(guī)律。資本存量、勞動(dòng)存量以及技術(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為正向，其中技術(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大。

4.2門檻區(qū)間內(nèi)國(guó)家數(shù)目變化

本節(jié)根據(jù)門檻值將樣本劃分為不同的區(qū)間，觀察各門檻區(qū)間內(nèi)國(guó)家數(shù)目變化（見表3）。結(jié)果表明，①對(duì)于能源消費(fèi)強(qiáng)度門檻變量，1990年有7個(gè)成員國(guó)處于高強(qiáng)度區(qū)間，但2005年以來，最多一個(gè)國(guó)家（保加利亞）處于高強(qiáng)度區(qū)間。并且，保加利亞的能源消費(fèi)強(qiáng)度由1990年的772.10 t/百萬美元下降到2014年的339.27 t/百萬美元，已接近門檻值?？梢?，絕大多數(shù)歐盟成員國(guó)的能源消費(fèi)強(qiáng)度低于門檻值，能源路徑依賴效應(yīng)較小。②對(duì)于人均收入水平門檻變量，1990年，只有保加利亞和羅馬尼亞這兩個(gè)成員國(guó)低于門檻值。但2010年以來，所有成員國(guó)的人均GDP均高于門檻值，可再生能源技術(shù)創(chuàng)新具有一定基礎(chǔ)優(yōu)勢(shì)。由此可見，目前歐盟大規(guī)模推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的能源轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略具有合適的能源消費(fèi)強(qiáng)度和經(jīng)濟(jì)水平條件。

（3）對(duì)于可再生能源補(bǔ)貼這一門檻變量（見表3與表4），①1990年只有1個(gè)成員國(guó)，即荷蘭，處于高補(bǔ)貼區(qū)間，但近年來歐盟可再生能源補(bǔ)貼規(guī)模越來越大，越來越多的國(guó)家處于高補(bǔ)貼區(qū)間，2012年有7個(gè)成員國(guó)的可再生能源補(bǔ)貼規(guī)模高于門檻值，包括丹麥、德國(guó)、荷蘭、奧地利、斯洛伐克、芬蘭、瑞典。這較好地解釋了為什么歐盟可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為負(fù)向?，F(xiàn)階段歐盟可再生能源消費(fèi)規(guī)模的增加由政府高額補(bǔ)貼推動(dòng)，社會(huì)凈福利損失較大，嚴(yán)重增加了政府財(cái)政負(fù)擔(dān)，也使電力消費(fèi)者承擔(dān)了高額電價(jià)，具有較大的經(jīng)濟(jì)代價(jià)。這對(duì)于目前深陷財(cái)政危機(jī)且經(jīng)濟(jì)與政治不穩(wěn)定的歐盟來說是較大挑戰(zhàn)。②比較可再生能源高補(bǔ)貼與低補(bǔ)貼的兩組國(guó)家，在1990年到2014年期間可再生能源消費(fèi)年均增速并沒出現(xiàn)顯著差異。具體而言，可再生能源消費(fèi)年均增速位居第一和第二的英國(guó)與比利時(shí)，可再生能源補(bǔ)貼始終沒有跨過門檻值。而一直處于高補(bǔ)貼組的荷蘭，可再生能源消費(fèi)年均增速也并沒超過一直處于低補(bǔ)貼組的比利時(shí)、愛爾蘭、波蘭與英國(guó)。可見，具有較高經(jīng)濟(jì)代價(jià)的補(bǔ)貼并不是推進(jìn)可再生能源消費(fèi)的唯一有效手段。

5穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為考察結(jié)果是否穩(wěn)健，本節(jié)從三個(gè)方面檢驗(yàn)上文結(jié)論的穩(wěn)健性。第一，調(diào)整研究樣本，處理離群值可能對(duì)結(jié)果帶來的偏誤。第二，調(diào)整實(shí)證研究方法，單一方法對(duì)問題的研究可能有偏，將面板門檻模型與分組方法回歸結(jié)果進(jìn)行對(duì)比。第三，調(diào)整代理變量，考慮到研發(fā)補(bǔ)貼只是可再生能源補(bǔ)貼的一種，使用其他可再生能源補(bǔ)貼的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）調(diào)整研究樣本。依次刪除可再生能源消費(fèi)占?xì)W盟可再生能源總消費(fèi)比例最多和最少的1%、5%和10%左右的樣本國(guó)家，對(duì)歐盟26國(guó)、24國(guó)和22國(guó)分別進(jìn)行三次面板門檻模型檢驗(yàn)，結(jié)果較為一致。即，當(dāng)可再生能源補(bǔ)貼高于門檻值、能源消費(fèi)強(qiáng)度高于門檻值以及人均GDP低于門檻值時(shí)，推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。與上文估計(jì)結(jié)果完全一致，結(jié)論穩(wěn)健。篇幅所限，結(jié)果備索。

（2）調(diào)整實(shí)證方法。將歐盟成員國(guó)按照可再生能源補(bǔ)貼的門檻值分為低補(bǔ)貼組與高補(bǔ)貼組（見表3），分析兩組國(guó)家的可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響是否具有異質(zhì)性。對(duì)于其他門檻變量，由于歐盟成員國(guó)大都處于同一個(gè)門檻區(qū)間，因此不便進(jìn)行分組檢驗(yàn)。分組方法的參數(shù)估計(jì)結(jié)果（見表5）與門檻模型估計(jì)結(jié)果類似。對(duì)于低補(bǔ)貼組，可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP的影響是負(fù)向的，但系數(shù)非常小（-0.010），且不顯著；而對(duì)于高補(bǔ)貼組，可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP的負(fù)向影響明顯較大，系數(shù)變?yōu)?0.069，且在1%水平上顯著。結(jié)合更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆纸M方法，加入虛擬變量Di，對(duì)于高補(bǔ)貼組，Di=1；對(duì)于低補(bǔ)貼組，Di=0。交互項(xiàng)LRE*D的系數(shù)顯著為負(fù)（-0.044），可見，高補(bǔ)貼組可再生能源消費(fèi)擴(kuò)張的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。

（3）調(diào)整代理變量。由于數(shù)據(jù)可得性，上文對(duì)于可再endprint

生能源補(bǔ)貼政策的衡量使用可再生能源研發(fā)公共補(bǔ)貼，不能代表所有可再生能源補(bǔ)貼。實(shí)際中，除了可再生能源研發(fā)補(bǔ)貼，還包括上網(wǎng)電價(jià)補(bǔ)貼、再生能源部門的各種類型稅收抵免和優(yōu)惠貸款等。因此，本節(jié)①使用OECD Statistics環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)（ENVI），包括14種環(huán)境政策工具，間接衡量可再生能源補(bǔ)貼政策強(qiáng)度。②使用另一可

再生能源補(bǔ)貼政策——上網(wǎng)電價(jià)（FEED），檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)

健性。實(shí)證結(jié)果顯示，當(dāng)環(huán)境政策強(qiáng)度（ENVI）與上網(wǎng)電價(jià)（FEED）分別高于門檻值2.4和2.5時(shí)，可再生能源消費(fèi)增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響均顯著增強(qiáng)。再次驗(yàn)證了上文結(jié)論，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在非線性影響，高補(bǔ)貼的國(guó)家增加可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。篇幅所限，結(jié)果備索。

6結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用面板門檻模型，以可再生能源補(bǔ)貼、能源消費(fèi)強(qiáng)度和人均GDP為門檻變量，基于可再生能源補(bǔ)貼的無謂損失和擠出效應(yīng)、能源消費(fèi)的路徑依賴效應(yīng)以及經(jīng)濟(jì)水平對(duì)增加可再生能源消費(fèi)的技術(shù)基礎(chǔ)效應(yīng)，對(duì)1990—2014年歐盟28個(gè)成員國(guó)可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)進(jìn)行了研究。驗(yàn)證了本文所提出的三個(gè)假設(shè)，并得出以下結(jié)論：①能源轉(zhuǎn)型具有經(jīng)濟(jì)代價(jià)，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為負(fù)向。對(duì)于不同的門檻區(qū)間，可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP的影響始終為負(fù)向，只是在程度上有所變化。②可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的門檻效應(yīng)。當(dāng)可再生能源補(bǔ)貼高于門檻值、能源消費(fèi)強(qiáng)度高于門檻值以及人均GDP低于門檻值時(shí)，推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)代價(jià)更大。③目前歐盟大規(guī)模增加可再生能源消費(fèi)具有合適的能源消費(fèi)強(qiáng)度和經(jīng)濟(jì)水平條件，但近年來歐盟可再生能源補(bǔ)貼規(guī)模越來越大，可再生能源消費(fèi)的增加由政府高額補(bǔ)貼推動(dòng)，不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。④具有較高經(jīng)濟(jì)代價(jià)的補(bǔ)貼并不是推進(jìn)可再生能源消費(fèi)的唯一有效手段。比較可再生能源高補(bǔ)貼與低補(bǔ)貼的兩組國(guó)家，在1990—2014年期間可再生能源消費(fèi)年均增速并沒出現(xiàn)顯著差異。并通過對(duì)具體國(guó)家進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)補(bǔ)貼大小與可再生能源消費(fèi)增速并無必然聯(lián)系。

歐盟的實(shí)證結(jié)果對(duì)中國(guó)推動(dòng)可再生能源消費(fèi)的啟示如下：一方面，合理且有效地運(yùn)用政府手段激勵(lì)能源轉(zhuǎn)型。①補(bǔ)貼的最終目的是不補(bǔ)貼，防止低效和過度補(bǔ)貼，逐漸減少政府可再生能源補(bǔ)貼，并全面退出化石能源補(bǔ)貼，減少補(bǔ)貼政策對(duì)社會(huì)凈福利帶來的損失。②完善可再生能源發(fā)展基金的管理，制定適合的可再生能源財(cái)政稅收政策，填補(bǔ)可再生能源補(bǔ)貼資金缺口，減少對(duì)政府以及私人部門投資和消費(fèi)的擠出。③增加補(bǔ)貼發(fā)放效率，優(yōu)化管理體制和補(bǔ)貼程序。另一方面，根據(jù)各地區(qū)差異，制定有差異的可再生能源政策和目標(biāo)。①優(yōu)惠政策更多地傾向于能源轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)代價(jià)較大的地區(qū)，即能源消費(fèi)強(qiáng)度較高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)。②著力突破能源消費(fèi)的路徑依賴，加強(qiáng)可再生能源輸送和上網(wǎng)的基礎(chǔ)設(shè)施和制度建設(shè)。③強(qiáng)化可再生能源發(fā)展的基礎(chǔ)條件，大力推進(jìn)可再生能源技術(shù)創(chuàng)新。

（編輯：劉照勝）

參考文獻(xiàn)（References）

[1]HUANG B N， HWANG M J， YANG C W， et al. Causal relationship between energy consumption and GDP growth revisited： a dynamic panel data approach[J]. Ecological economics， 2008， 67（1）： 41-54.

[2]LEE C C， CHANG C P. Energy consumption and GDP revisited： a panel analysis of developed and developing countries[J]. Energy economics， 2007， 29 （6）： 1206-1223.

[3]HUANG B N， HWANG M J， YANG C W， et al. Does more energy consumption bolster economic growth？ an application of the nonlinear threshold regression model[J]. Energy policy， 2008， 36（2）： 755-767.

[4]趙進(jìn)文， 范繼濤. 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)內(nèi)在依從關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2007（8）： 31-42. [ZHAO Jinwen， FAN Jitao. Empirical research on the inherent relationship between economy growth and energy consumption in China[J]. Economic research journal， 2007（8）： 31-42.]

[5]APERGIS N， PAYNE J E. Renewable and nonrenewable energy consumptiongrowth nexus： evidence from a panel error correction model[J]. Energy economics， 2012， 34（3）： 733-738.

[6]SALIM R A， HASSAN K， SHAFIEI S， et al. Renewable and nonrenewable energy consumption and economic activities： further evidence from OECD countries[J]. Energy economics， 2014， 44： 350-360.

[7]INGLESILOTZ R. The impact of renewable energy consumption to economic growth： a panel data application[J]. Energy economics， 2016， 53： 58-63.endprint

[8]王瑛. 中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間序列分析——以水電、核電、風(fēng)電為例[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2008， 27（11）： 96-99.[WANG Ying. Time series analysis of renewable energy consumption and economic growth in China：a case study of hydropower， nuclear power and wind power[J]. Journal of industrial technological economics， 2008， 27（11）： 96-99.]

[9]齊紹洲， 李楊. 可再生能源消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嗎？——基于歐盟的實(shí)證研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究， 2017（4）： 106-119. [QI Shaozhou， LI Yang. Does renewable energy consumption affect economic growth？ ： empirical evidence from European Union [J]. Word economy studies， 2017（4）： 106-119.]

[10]OCAL O， ASLAN A. Renewable energy consumptioneconomic growth nexus in Turkey[J]. Renewable and sustainable energy reviews， 2013， 28（8）： 494-499.

[11]PAYNE J E. On the dynamics of energy consumption and output in the US[J]. Applied energy， 2009， 86（4）： 575-577.

[12]MENEGAKI A N. Growth and renewable energy in Europe： a random effect model with evidence for neutrality hypothesis [J]. Energy economics， 2011， 33（2）： 257-263.

[13]ALMULALI U， FEREIDOUNI H G， LEE J Y， et al. Examining the bidirectional long run relationship between renewable energy consumption and GDP growth[J]. Renewable and sustainable energy reviews， 2013， 22（8）： 209-222.

[14]MARKANDYA A， ARTO I， GONZALEZEGUINO M， et al. Towards a green energy economy？ tracking the employment effects of lowcarbon technologies in the European Union[J]. Applied energy， 2016， 179： 1342-1350.

[15]APERGIS N， SALIM R. Renewable energy consumption and unemployment： evidence from a sample of 80 countries and nonlinear estimates[J]. Applied economics， 2015， 47（52）： 1-20.

[16]朱小會(huì)， 陸遠(yuǎn)權(quán). 環(huán)境財(cái)稅政策的治污效應(yīng)研究——基于區(qū)域和門檻效應(yīng)視角[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2017， 27（1）： 83-90.[ZHU Xiaohui， LU Yuanquan. Pollution governance effect on environmental fiscal and taxation policy[J]. China population， resources and environment， 2017， 27（1）： 83-90.]

[17]BATLLE C. A method for allocating renewable energy source subsidies among final energy consumers [J]. Energy policy， 2011， 39（5）： 2586-2595.

[18]DACHIS B， CARR J. Zapped： the high cost of Ontarios renewable electricity subsidies [R]. Toronto： C.D. Howe Institute， 2011.

[19]DAVID P A. Pathdependence： putting the past into the future of economics[M].California： Standford Unversity Press， 1988.

[20]ARTHUR W B. Increasing returns and path dependence in the economy[M]. Michigan： University of Michigan Press， 1994.

[21]UNRUH G C. Understanding carbon lockin [J]. Energy policy， 2000， 28（12）： 817-830.endprint

[22]許曉燕， 趙定濤， 洪進(jìn)， 等. 綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素分析——基于中國(guó)專利的實(shí)證研究[J]. 中南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2013， 19（2）： 29-33.[XU Xiaoyan， ZHAO Dingtao， HONG Jin， et al. The Influencing factors analysis of green technological innovation：on the basis of an empirical analysis of patents in China [J]. Journal for Central South University （social sciences edition）， 2013， 19（2）： 29-33.]

[23]ARBEX M， PEROBELLI F S. Solow meets Leontief： economic growth and energy consumption[J]. Energy economics， 2010， 32（1）： 43-53.

[24]HANSEN B E. Threshold effects in nondynamic panels： estimation， testing， and inference[J]. Journal of econometrics， 1999， 93（2）： 345-368.

[25]馮曉， 朱彥無， 楊茜， 等. 基于人力資本分布方差的中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)函數(shù)研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）， 2012， 11（2）： 559-594. [FENG Xiao， ZHU Yanwu， YANG Qian， et al. A study on Chinas national production function based on a human capital dispersion index[J]. China economic quarterly， 2012， 11（2）： 559-594.]

[26]陸旸， 蔡昉. 人口結(jié)構(gòu)變化對(duì)潛在增長(zhǎng)率的影響：中國(guó)和日本的比較[J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2014（1）： 3-29. [LU Yang，CAI Fang. The impact of population structure transformation on potential growth rates： a comparison between China and Japan [J].The journal of world economy，2014（1）：3-29.]

[27]BARRO R J， LEE J W. A new data set of educational attainment in the world， 1950-2010[J]. Journal of development economics， 2013， 104： 184-198.

[28]郭玉清. 資本積累、技術(shù)變遷與總量生產(chǎn)函數(shù)——基于中國(guó)1980-2005年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的分析[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究， 2006（3）： 79-89.[GUO Yuqing. Capital accumulation， technical change and aggregate production function： a study based on empirical data from China between 1980 and 2005[J]. Nan Kai economic studies， 2006（3）： 79-89.]

[29]GONG P Q， LI X Y. Study on the investment value and investment opportunity of renewable energies under the carbon trading system[J]. Chinese journal of population， resources and environment， 2016， 14（4）：271-281.

[30]LIU L， HUANG J B， YU S W. Prediction of primary energy demand in China based on AGAEDE optimal model[J]. Chinese journal of population， resources and environment， 2016， 14（1）：16-29.

[31]SOLOW R M. Technical change and the aggregate production function[J]. The review of economics and statistics， 1957， 39（3）： 312-320.

AbstractEnergy transformation and increasing renewable energy consumption are important energy strategies for all countries at present. Then， has energy transformation sacrificed economic growth？ Is the impact of increasing renewable energy consumption on economic growth positive or negative？ Are there any differences in the direction or magnitude of the impact among countries or regions， and what are the determinants behind them？ We apply panel threshold effect model to test threshold effects of renewable energy consumption on economic growth of EU in this paper. The empirical result shows that： ①The impact of increasing renewable energy consumption on economic growth is negative and nonlinear. ②Renewable energy consumption has significant threshold effects on economic growth. When renewable energy subsidy is higher than threshold， energy consumption intensity is stronger than threshold， and GDP per capita is lower than threshold， the economic cost of increasing renewable energy consumption rises. ③Now， the energy consumption intensity and GDP per capita of majority of EU countries are in the appropriate threshold regimes. In contrast， more and more countries in EU are in the highsubsidy group. The expansion of renewable energy consumption is mainly driven by high subsidy which sacrifices economic growth.④The average annual growth rates of renewable energy consumption showed no significant difference between highsubsidy and lowsubsidy countries from 1990 to 2014. The average annual growth rate of renewable energy consumption in Britain and Belgium rank first and second respectively， but the subsidies of both countries have never surpassed threshold. The average annual growth rate of renewable energy consumption in Netherlands， which has always been in the highsubsidy group， is smaller than that in Belgium， Ireland， Poland and the United Kingdom which have always been in the lowsubsidy group. Therefore， subsidy with higher economic cost is not the only effective means to increase renewable energy consumption.

Key wordsrenewable energy consumption； economic growth； panel threshold effect； renewable energy subsidyendprint