政府發(fā)展性支出、產(chǎn)業(yè)集聚與綠色能源效率

江 洪，李金萍，李秋雁

（遼寧工程技術大學工商管理學院，遼寧葫蘆島 125105）

一、引言

改革開放40 多年以來，中國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)步增長。在此過程中，為了發(fā)揮產(chǎn)業(yè)格局對經(jīng)濟增長的正外部性影響，中國區(qū)域經(jīng)濟尤其是工業(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)集聚對同一地區(qū)企業(yè)的正外部性影響主要通過技術外溢和知識擴散效應實現(xiàn)。然而，產(chǎn)業(yè)集聚并非單純的市場行為，政府在此過程中發(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)集聚過程中的技術外溢、基礎設施共享等要素可以促進區(qū)域能源效率的提升。然而，長期以來中國經(jīng)濟的高速發(fā)展卻伴隨著能源消費的激增和環(huán)境負荷的加劇，產(chǎn)業(yè)集聚并未發(fā)揮節(jié)能減排的正面作用。

理論上以利潤最大化為目標的產(chǎn)業(yè)集聚，如果在單純的市場機制調(diào)節(jié)下應該能夠實現(xiàn)優(yōu)化配置，促進經(jīng)濟增長，提升能源效率。然而，在財政分權的體制下，由于地方政府目標異化導致旨單純從地方政府利益出發(fā)而誘導企業(yè)投資行為的差異化政策租（信貸、補貼、稅收減免等）的出現(xiàn)，進而誘發(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。錢學鋒等（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，過度的政策租驅動會誘發(fā)重復建設和產(chǎn)業(yè)結構趨同，進而因資源配置扭曲導致市場分割，最終無法產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)集聚應有的技術溢出和共享效應。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）在政府干預經(jīng)濟的理論中就闡述了政府對經(jīng)濟的干預行為在實現(xiàn)國家經(jīng)濟的穩(wěn)健增長中的重要作用。后來，0orter（1990）利用鉆石理論分析了產(chǎn)業(yè)集聚過程中政府行為的雙重作用，政府的政策租行為會直接影響到鉆石體系中的生產(chǎn)要素。一方面，適當?shù)恼咦饪赡艹蔀楫a(chǎn)業(yè)發(fā)展的助力；另一方面，當環(huán)境發(fā)生變化時，政府行為可能成為產(chǎn)業(yè)集聚的阻力。

可見，過度的政府干預經(jīng)濟行為加速亦或扭曲了中國的產(chǎn)業(yè)集聚，為了實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚釋放其應有的績效，是否應該弱化政府干預，甚至讓政府徹底退出。林毅夫（2008）認為，發(fā)展中國家最重要的制度便是政府，政府以外的其他制度及其質量均受政府政策的影響。中國經(jīng)濟高速增長和產(chǎn)業(yè)集聚過程中，政府是重要的推動力，政府干預有可能帶來產(chǎn)業(yè)集聚應有的共享和外溢效應，推動能源效率的改善；但是，地方政府的目標異化及邊界條件的模糊，也可能帶來產(chǎn)業(yè)扎堆，無法發(fā)揮技術共享和外溢效應，阻礙能源效率的提升。解決政府干預與能源效率之間矛盾的最理想選擇是，協(xié)調(diào)政府行為與市場機制之間的關系，使政府目標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，是否會帶來不同質量的產(chǎn)業(yè)集聚，進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。以期進一步規(guī)范政府行為，實現(xiàn)真正意義上的產(chǎn)業(yè)集聚，發(fā)揮其技術外溢和共享效應，為區(qū)域能源效率提升提供政策啟示。

二、文獻綜述

（一）能源效率評價的研究

國內(nèi)外學者針對能源效率評價的研究主要從單要素和全要素兩個視角展開。早期學者主要從能源強度、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與經(jīng)濟增長的關系（蔣金荷，2004；史丹，2006），而忽略資本、勞動等其他投入要素。為了完善能源效率評價指標體系和方法，Hu和Wang（2006）提出了全要素能源效率指標及其評價框架。該框架基于DEA（data envelopment analysis）數(shù)據(jù)包絡分析模型，借鑒道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，將能源、勞動力、資本作為投入要素，GD0 作為產(chǎn)出要素，以能源消費實際值與目標值的比值作為能源效率的評價指標，在后來的能源效率評價研究中，該方法被廣泛應用（Hu和Kao，2007；師博和沈坤榮，2013）。經(jīng)濟發(fā)展必然伴隨著能源的消耗，而能源，尤其是傳統(tǒng)化石能源消耗的過程中，必然帶來污染物的排放，生態(tài)環(huán)境壓力日益加重。鑒于此，眾多學者嘗試將能源消費過程中產(chǎn)生的污染物排放，納入能源效率評價體系，保證能源效率的評價結果更加客觀、科學（張三峰和吉敏，2014；江洪和紀成君，2020）。為了解釋能源效率變動過程中內(nèi)部因素的影響，部分學者運用DEA-Malmquist 指數(shù)法，將能源效率分解為純技術效率、技術進步和規(guī)模效率，并進行跨時期比較（陳星星，2019）。能源效率變動不僅受內(nèi)部因素的影響，外部環(huán)境因素也不可忽略。近年來，為了探索能源效率變動究竟是歸因于內(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 方法測度能源效率，然后選取產(chǎn)業(yè)結構、人口密度、經(jīng)濟發(fā)展水平等外部環(huán)境因素，采用極大似然估計方法，對決策單元進行排序。通過調(diào)整能源的投入量，以達到?jīng)Q策單元處于同等外部環(huán)境，再用DEA 方法進行能源效率測算，最終解釋能源效率變動歸因于內(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)集聚對能源效率影響的研究

通過梳理以往的大量文獻，大部分學者認為技術進步是能源效率提升的根本動因。技術進步主要通過直接作用（潘雄鋒等，2017）和間接作用（錢娟和李金葉，2018）兩種途徑促進能源效率的提升。但也有一些學者認為短期內(nèi)技術進步雖能夠提升能源效率、促進經(jīng)濟增長，但長期看來，經(jīng)濟的快速增長將帶來更多的能源消耗，從而對效率提升帶來的延緩節(jié)約產(chǎn)生抵消作用，即技術進步的回彈效應（rebound effect）（胡秋陽，2014）。后來，部分學者開始研究產(chǎn)業(yè)結構變動對能源效率的影響。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)或部門向高水平行業(yè)或部門轉移，其在整個國民經(jīng)濟中的利用效率將得到提升，這也是“結構紅利假說”的基本思想。該思想中，產(chǎn)業(yè)結構是通過外部性作用于能源效率，與產(chǎn)業(yè)外部性密切相關的現(xiàn)象就是產(chǎn)業(yè)集聚。關于產(chǎn)業(yè)集聚的研究早在20 世紀90 年代就開始興起（Kim，1995），而外部性則被認為是產(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，包括技術外溢、嫻熟的勞動力市場及專業(yè)的服務性中間行業(yè)。以此類推，生產(chǎn)尤其是工業(yè)生產(chǎn)過程中，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)能源利用技術的影響。王海寧和陳媛媛（2010）通過實證研究，驗證了產(chǎn)業(yè)集聚的正外部性可以有效提高能源效率的假說。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、產(chǎn)業(yè)間的技術外溢及基礎設施共享，為節(jié)能減排發(fā)揮積極效應。程中華等（2017）采用動態(tài)空間面板模型分析了產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率的影響，發(fā)現(xiàn)無論是生產(chǎn)性服務業(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)，國有企業(yè)因政府有偏的干預目標而滋生道德風險，誘發(fā)地方政府和國有企業(yè)的雙重預算軟約束、導致資源錯配，并且企業(yè)研發(fā)無法產(chǎn)生技術外溢以優(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）從理論和實證兩個角度，分析了經(jīng)濟集聚對碳排放的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟集聚通過其正外部性和能源強度，分別對碳排放產(chǎn)生直接和間接影響。

綜上所述，國內(nèi)外學者正對產(chǎn)業(yè)集聚如何影響能源效率進行了廣泛的研究，并取得了豐富的成果，為本文的寫作奠定了扎實的理論基礎。然而，由于地級市層面能源消費量數(shù)據(jù)的缺失，前期關于能源效率測度的研究往往局限于省際層面；同時，能源效率影響因素研究過程中往往忽略政府行為，在財政分權和政績考核背景下，政府行為已經(jīng)成為影響資源配置的重要變量。為了彌補前期研究的不足，本文擬從以下幾個方面尋求突破：其一，運用衛(wèi)星夜間燈光數(shù)據(jù)，模擬測度地級市能源消費量，并將多種污染物作為非合意產(chǎn)出，運用SBM-Malmquist-Luenberger 指數(shù)法重新測算各地級市能源效率現(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)展性支出的門檻變量，探索政府行為在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過程中的邊界，探索市場行為和政府行為共同提升區(qū)域能源效率的適當合力。

三、理論分析與研究假說

在長期的粗放型經(jīng)濟增長方式下，地方政府往往過度重視任期內(nèi)的GD0 增速，而忽略經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的長期增長因素，導致了經(jīng)濟短期內(nèi)快速發(fā)展以過量的資源消耗和嚴重的環(huán)境負荷為代價。鑒于本文研究不同政府干預條件下產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率的影響，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，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。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?？紤]到能源效率的提升對企業(yè)產(chǎn)出的增加具有一定的滯后效應。因此，短期內(nèi)能源效率投資與產(chǎn)出呈負相關關系，即?Q/?E＜0；α表示彈性系數(shù)。

廠商獲取資本用以購買機器設備，但同時需要支付利息?？紤]到產(chǎn)業(yè)集聚正外部性中的共享效應，本文假設所有廠商共同承擔支付給設備的報酬R=G-γ Kr。同時，機器設備的運行需要消耗能源為其提供動力，令動力成本C=E-β K。則考慮資本利息和動力成本后，廠商生產(chǎn)利潤函數(shù)為

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

由公式（2）計算廠商利潤最大化的一階條件：

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

進一步分析能源效率與產(chǎn)業(yè)集聚及利率的關系可知：

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關系，由于最優(yōu)能源效率投資與能源效率也呈正相關關系，可以得到，產(chǎn)業(yè)集聚與能源效率同樣呈正相關關系。

如前文所述，地方政府GD0 博弈競爭過程中，政策租是各級地方政府“引資大戰(zhàn)”的重要工具，將政策租φ（G）納入廠商利潤函數(shù)：

經(jīng)濟發(fā)展水平直接影響市場規(guī)模，兩者一般呈正相關關系，經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后的地區(qū)往往不具備完善的市場結構和合理的市場規(guī)模，從而失去要素流動的吸引力，導致較低的產(chǎn)業(yè)集聚水平。這類地區(qū)的政府更傾向于使用政策租工具以吸引投資，拉動經(jīng)濟增長。從投資廠商的角度看，為了獲得更多的政策租支持，可能會選擇產(chǎn)業(yè)集聚水平較低的地區(qū)作為投資對象。因此，產(chǎn)業(yè)集聚可以作為內(nèi)生變量處理。根據(jù)式（9）的分析結果，采用鏈式法可以推導出政策租對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經(jīng)濟帶來的產(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致資源配置扭曲，最終抑制能源效率的改善。或者說，以短期利益為目標的政策租占據(jù)主導地位時，地方政府其更趨向于伸出“攫取之手”。

可見，在政治晉升博弈中，單純基于政績考慮提供政策租，往往帶來的不是真正意義上的“產(chǎn)業(yè)集聚”，相反，其導致的資源扭曲配置效應抑制了產(chǎn)業(yè)集聚應有的績效，無法改進能源效率。

基于此，本文提出假設1：

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

進一步分析，出于政績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，從而形成同質企業(yè)扎堆現(xiàn)象，難以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚應該發(fā)揮的真實績效，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。那么，為了發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚應有的績效，政策租數(shù)量應該控制在什么樣的合理區(qū)間范圍內(nèi)呢？本文構建政府目標函數(shù)：

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

鑒于地方政府需要同時考慮政績和財政激勵，對式（13）求偏導：

相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)在就業(yè)、養(yǎng)老等方面更具優(yōu)勢。因此，地方政府政績考量，更趨向于提高國有企業(yè)的占比。同時，地方政府為了降低其對顯性收入的依賴，更傾向于增大預算外財政收入的占比。因此，對式（14）繼續(xù)求二階導數(shù)可得：

前文式（9）表明，企業(yè)利潤與政策租呈正相關關系，企業(yè)為了獲得正常利潤以外的超額利潤，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，政府的財政盈余狀況越趨于惡化：

加入政策租變量，政府目標函數(shù)可以改寫為

為了達到政績和財政雙重激勵的均衡，地方政府可選擇的政策租數(shù)量為

對式（19）求偏導可得：

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

進一步，將政府目標函數(shù)納入式（12），求導可得：

可見，國有企業(yè)和預算外收入占比均會對能源效率產(chǎn)生負面抑制作用。為了在政治晉升博弈中取勝，地方政府提供政策租的初期，受額外利潤的誘導，不同類型的企業(yè)開始集聚，異質企業(yè)的集聚并不能發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚應有的溢出效應，能源利用效率降低；隨著政策租力度的加大，同質企業(yè)集聚數(shù)量增加，產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應顯現(xiàn)，能源效率得到提升；然而，過多的政策租將引發(fā)地方政府的財政預算約束軟化、資源配置扭曲，進而使能源效率惡化?？梢姡a(chǎn)業(yè)集聚對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、再抑制的作用路徑。

鑒于此，本文提出假說2：

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

四、計量模型和數(shù)據(jù)說明

（一）基準回歸模型

如前文所述，地方政府目標異化和邊界模糊化可能對產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生正向或負向影響，進而作用于能源效率和經(jīng)濟增長。本文首先構建靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分別從能源效率和能源強度兩個角度驗證政府發(fā)展性支出是否對產(chǎn)業(yè)集聚具有調(diào)節(jié)效應，為了減弱異方差對模型的影響，對所有變量去對數(shù)處理：

其中：i、t分別表示城市和年份；εit為隨機擾動項；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）為基準回歸模型，只分析產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率的影響。為了驗證政府發(fā)展性支出對產(chǎn)業(yè)集聚的調(diào)節(jié)效應，將模型（22）進行擴展，加入政府發(fā)展性支出與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項。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。

（二）面板門檻回歸模型

如果政府發(fā)展性支出對產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應，促進或抑制產(chǎn)業(yè)集聚應有的外溢效應，進而作用于能源效率，那么，政府發(fā)展性支出的合理區(qū)間應該如何確定。為了回答這個問題，本文構建面板門檻回歸模型，考察政府發(fā)展性支出對產(chǎn)業(yè)集聚不同調(diào)節(jié)效應的門檻值：

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

（三）變量數(shù)據(jù)說明

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)，模擬測算各地級市能源消費量，并將資本（2004 年為基期）、勞動、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，運用SBM-Malmquist-Luenberger 指數(shù)法測算得到各地級市綠色能源效率。具體計算過程如下：

鑒于本文測算的是地級市綠色能源效率，首先需要構建包含期望產(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技術構造生產(chǎn)可能性集。假設決策單元k(k=1，2，…，K)在每個時期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）的基礎上，基于產(chǎn)出導向的方向距離函數(shù)可表示為

其中：g=(gy，gb)為產(chǎn)出擴張的方向向量，由于本文測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。

運用DEA 求解方向性距離函數(shù)相當于求解如下線性規(guī)劃：

在式（27）的基礎上，借鑒Oh和Heshmati（2010）的研究，構建基于產(chǎn)出導向的SML（sequential Malmquist-Luenberger）指數(shù)并將其分解為規(guī)模效率變化指數(shù)（SEC）、技術進步變化指數(shù)（TC）和純技術效率變化指數(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表示不同時期相同投入的最優(yōu)產(chǎn)出比，TC＞1 表示生產(chǎn)技術有進步，反之，生產(chǎn)技術衰退；EC表示相鄰兩期技術效率變化對綠色能源效率的貢獻程度，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，針對產(chǎn)業(yè)集聚的研究較為豐富，產(chǎn)業(yè)集聚代理指標的選取也各有不同。鑒于制造業(yè)對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，采用區(qū)位商計算得到：

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表示全國制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)；L表示全國總就業(yè)人數(shù)。

3.門檻變量：政府發(fā)展性支出（gde）

鑒于中國地方政府在要素流通、地方基礎設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，采用非公共財政支出比重作為政府發(fā)展性支出的代理指標：地方政府非公共財政支出比重=（地方政府財政支出-教育支出-科學支出-社會保障與就業(yè)支出）/地方政府財政支出。

4.其他控制變量

技術進步水平（tpit），技術水平的提升將帶來生產(chǎn)設備的效率提高，節(jié)約生產(chǎn)過程中的能源消耗，進而直接作用于能源效率。同時，技術水平的提升有利于提高生產(chǎn)者的素質和節(jié)能意識，進而間接作用于能源效率，本文選取各地級市歷年發(fā)明專利申請數(shù)作為技術進步水平的代理指標。產(chǎn)業(yè)結構（strit），鑒于第二產(chǎn)業(yè)對能源依賴性更強，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)結構（indstrit），以限額以上工業(yè)總產(chǎn)值占GD0 比重衡量。經(jīng)濟發(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），以各地級市人口數(shù)除以行政區(qū)面積衡量，表示各城市人口活動規(guī)模的差異影響。對外開放度（openit），本文選取地區(qū)進出口貿(mào)易總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為對外開放度的代理指標。人力資本水平（hcit），理論上，受教育水平越高，節(jié)能減排的意識就越強，本文選取各地級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。

由于部分地級市新設或撤銷及相關變量數(shù)據(jù)缺失，本文選取2004—2017 年中國268 個地級市作為研究對象。同時，鑒于本文主要分析中國內(nèi)陸地區(qū)城市能源利用問題。因此，未考慮港澳臺地區(qū)的城市。本文數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2005—2018）、《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2005—2018）、《中國能源統(tǒng)計年鑒》（2005—2018）、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》（2005—2018）具體指標、數(shù)據(jù)說明及統(tǒng)計性描述見表1。

表1 變量選取及數(shù)據(jù)來源

為了避免計量分析過程中變量內(nèi)生性問題的干擾，本文在基準回歸模型驗證的基礎上選取工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）來解決內(nèi)生性問題對計量回歸結果的偏誤性影響。為了保證計量回歸結果的穩(wěn)健性和可信性，本文借鑒已有研究的基礎上，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，以檢驗基準計量模型中產(chǎn)業(yè)集聚是否存在內(nèi)生性問題。其計算公式為

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、實證結果及分析

（一）能源效率、產(chǎn)業(yè)集聚、政府干預的核密度分析

根據(jù)上文表1 中的指標說明，運用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，這說明中國各地區(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應的效率值看，樣本期內(nèi)，該值在持續(xù)右移，說明大部分地區(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，說明這段時期，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。從核密度波峰對應的產(chǎn)業(yè)集聚數(shù)值可以看出，2004—2017 年間，中國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚核密度波峰對應的產(chǎn)業(yè)集聚值呈左右微小波動變化，說明整體產(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)不嚴格的單峰或雙峰分布，說明部分地區(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)。從核密度波峰對應的政府發(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程中扮演什么樣的角色？該問題在下文的計量分析中予以解答。

（二）基準回歸結果及分析

為了解答上文提到的問題，本文構建靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分析產(chǎn)業(yè)集聚和政府發(fā)展性支出對能源效率的作用機理。根據(jù)Hausman 檢驗結果分別采用固定效應模型和隨機效應模型進行分步回歸，得到模型1～模型5，分析結果見表2。

表2 基準估計結果及分析

模型1 中未加入政府發(fā)展性支出和其他控制變量，僅檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對綠色能源效率的影響，結果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率產(chǎn)生負向抑制作用且在1%的顯著水平下通過檢驗。同理，模型2 顯示，政府發(fā)展性支出對能源效率產(chǎn)生正向促進作用，但是未通過顯著性檢驗。模型3 中加入政府發(fā)展性支出變量及二者的交互項，結果產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率的影響系數(shù)從負號變?yōu)檎?，但未通過顯著性檢驗；政府發(fā)展性支出對能源效率的作用系數(shù)從正號變?yōu)樨撎枺以?%的顯著水平下通過檢驗；政府發(fā)展性支出與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項顯著為正，且在1%的顯著水平下通過檢驗。對模型1、模型2 進行擴展，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，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，說明樣本期內(nèi)，政府發(fā)展性支出對產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了正向的調(diào)節(jié)作用。為了驗證該結論，對模型4 進行擴展，加入政府發(fā)展性支出與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項，得到模型5。從計量結果不難發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對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)展性支出對能源效率的影響系數(shù)顯著為負，但是交互項對能源效率的影響系數(shù)顯著為正，達到0.0296 且在1%的顯著水平下通過檢驗。這就驗證了模型4 的結論，也驗證了前文的理論假說1，政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過程中產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。

綜合看來，政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的過程中產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)效應，那么這種調(diào)節(jié)效應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檻變量，構建面板門檻模型，分析不同政府發(fā)展性支出水平下，產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率影響的異質性。

（三）內(nèi)生性問題討論

上述基準計量回歸結果可以看出，政府發(fā)展性支出在產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率過程中存在調(diào)節(jié)效應，盡管這種調(diào)節(jié)效應在統(tǒng)計意義上具有顯著性，但不具有穩(wěn)定的顯著性意義。仍然存在內(nèi)生性問題干擾計量回歸結果穩(wěn)健性的可能。對此，本文采用工具變量法對基準回歸結果進行計量檢驗。鑒于制造業(yè)與其他行業(yè)相比，對能源的消耗更大，對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）對模型1、模型3～模型5 進行檢驗得到模型6～模型9，結果見表3。

用工具變量法進行兩階段最小二乘（2SLS）回歸時，必須對外生工具變量的有效性進行檢驗。表3 匯報了工具變量的系列檢驗結果。首先，模型6～模型9 中，不可識別檢驗Anderson canon corr.LM 均在1%的顯著水平上拒絕原假設，表明選取的外生工具變量與內(nèi)生解釋變量相關且可識別；其次，模型6～模型9 中，弱工具變量檢驗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；再次，過度識別Sargan 檢驗結果顯示，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，所有工具變量均有效。并且，回歸結果中，核心解釋變量和各控制變量的系數(shù)大小、符號、顯著性也與基準回歸基本相符，故認為回歸結果在統(tǒng)計上不存在內(nèi)生性問題。

表3 工具變量回歸結果

（四）政府發(fā)展性支出門檻估算

借鑒Hansen（1999）的研究成果，本文采用Stata14.0 軟件進行實證研究，首先對變量門檻效應進行檢驗，結果見表4。

表4 顯示，以政府發(fā)展性支出（gdeit）作為門檻變量，在5%的顯著水平下通過了單一門檻和雙重門檻檢驗，而三重門檻沒有通過顯著性檢驗。門檻效應自抽樣檢驗之后，需要對雙門檻模型的門檻值估計結果進行檢驗，如表5 和圖2所示。

表4 門檻效應自抽樣檢驗

圖2 雙門檻估計值和置信區(qū)間

表5 顯示了兩個門檻估計值和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、清晰的理解門檻值估計和置信區(qū)間的構造過程。門檻變量的估計值為似然比檢驗統(tǒng)計量LR為零時的取值，在本文的雙重門檻模型中分別為0.2517 和0.2946。圖2 中的虛線表示兩個門檻值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)兩個門檻值將268 個地級市分為低政府發(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)三種類型，不同政府發(fā)展性支出類型中產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率的影響見表6。

表5 門檻值估計結果

表6 的回歸結果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的過程中，存在政府發(fā)展性支出水平的雙重門檻效應。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%的顯著水平下通過檢驗；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)集聚對能源效率的影響系數(shù)從負數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，其回歸系數(shù)為0.0244，且在10%的顯著水平下通過檢驗，說明產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率產(chǎn)生正向促進作用；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%的顯著水平下通過檢驗，產(chǎn)業(yè)集聚再次對能源效率產(chǎn)生負向抑制作用?？梢姡哉l(fā)展性支出作為門檻變量，產(chǎn)業(yè)集聚與能源效率存在顯著的先抑制、后促進、再抑制的倒“N”型關系，這也驗證了前文理論分析中的假說2。之所以產(chǎn)生這樣的結果，是因為產(chǎn)業(yè)集聚可能促進地區(qū)能源效率的提升，但產(chǎn)業(yè)集聚質量受地方政府發(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)濟主體在約束條件下追求目標最優(yōu)化行為所形成的集聚是由市場化引發(fā)的，少量的政策租并不能吸引技術水平尤其是節(jié)能技術水平較高的企業(yè)形成集聚。技術水平相對較低的企業(yè)形成的表面集聚并不能發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚應該發(fā)揮的技術外溢效應，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)濟主體的集聚是由市場化和政府共同引發(fā)的。對于經(jīng)濟主體而言，集聚的內(nèi)涵在于能夠借助外部性經(jīng)濟降低交易成本，使得平均成本整體下降。經(jīng)濟主體之間可以通過技術外溢和共享，提升能源利用技術，提高能源效率。同時，政府可以通過能源價格杠桿，刺激經(jīng)濟主體提升能源利用技術，推動能源要素不斷從低效率部門向高效率部門流動。因此，在此過程中，政府發(fā)展性支出行為可以促進能源效率的提升。在高政府發(fā)展性支出水平下，地方政府為了在“GD0”競賽中獲勝，產(chǎn)生依靠政府發(fā)展性支出推動經(jīng)濟增長的動機。單純以經(jīng)濟增長為目的的地方政府，更加關注投資轄區(qū)企業(yè)的規(guī)模和數(shù)量，忽略了企業(yè)之間的關聯(lián)性及投資行為的合理性，進而推出大量只處于推動經(jīng)濟增長的“政策租”。為了追逐“政策租”，不具備關聯(lián)性甚至是性質相悖的企業(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)集聚難以對能源效率產(chǎn)生正向影響，甚至產(chǎn)生負面作用：一方面，政府發(fā)展性支出誘導下企業(yè)表面上的產(chǎn)業(yè)集聚導致低水平競爭過程中的過度投資、重復建設和資源浪費，由此引發(fā)的資源配置扭曲，無法發(fā)揮真正意義上產(chǎn)業(yè)集聚應有的技術溢出效應，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，具有非競爭性和非排他性。政府加大環(huán)境規(guī)制力度則會增加企業(yè)污染治理成本，然而單純以經(jīng)濟增長為目標的政府，為了吸引企業(yè)投資，會降低對企業(yè)的環(huán)境規(guī)制力度，甚至對本地區(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)展性支出雙重門檻參數(shù)估計結果

其他控制變量的回歸結果與基準回歸結果的系數(shù)基本一致，所有變量估計結果方向和顯著性沒有顯著差異，只是具體數(shù)值發(fā)生微小變化?？梢娪嬎憬Y果是穩(wěn)健的，說明本文的實證結果具有可靠性。

六、結論和政策建議

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程中的邊界，本文以2004—2017 年中國268 個地級市為研究對象。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程中存在調(diào)節(jié)效應，伴隨著政府發(fā)展性支出的不斷增加，產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率的影響呈倒“N”型作用路徑。表明過低或過高的政府發(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)集聚應有的績效，有助于能源效率的提升。其次，通過固定效應模型和工具變量法，驗證了上述理論假說。最后，采用面板門檻模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚影響能源效率的過程中存在政府干預的雙重門檻效應，門檻值分別為0.2517 和0.2946，對政府發(fā)展性支出分組進行的計量回歸結果，也驗證產(chǎn)業(yè)集聚對能源效率的影響路徑與倒“N”型相吻合。研究表明，過高或過低的政府發(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?；谝陨涎芯拷Y論，本文提出如下政策啟示：

第一，積極營造良性的產(chǎn)業(yè)競爭環(huán)境，實現(xiàn)真正意義上的產(chǎn)業(yè)集聚。產(chǎn)業(yè)集聚需要通過技術外部性來實現(xiàn)對能源效率影響的正外部性，而良性競爭的集聚環(huán)境是技術外部性得以實現(xiàn)的前提條件。市場競爭規(guī)范性缺失，將導致產(chǎn)業(yè)過度競爭，進而抑制產(chǎn)業(yè)集聚正外部性效應的發(fā)揮。所以，各級地方政府應該通過知識產(chǎn)權、專利等措施保護創(chuàng)新成果，引導產(chǎn)業(yè)良性競爭，營造良性的產(chǎn)業(yè)集聚環(huán)境。第二，硬化地方政府財政支出約束，明確地方政府的行為邊界。地方政府建立公開透明的財政預算監(jiān)管體系，進一步完善財政預算制度。將公共支出以外的財政支出逐漸納入預算體系，規(guī)范其使用范圍，矯正公共支出以外財政支出的使用目的。從根本上規(guī)范地方政府行為，引導其指定合理的長期發(fā)展規(guī)劃。第三，遵循市場規(guī)律，減少地方政府利用“政策租”而對經(jīng)濟的直接干預。各級地方政府應有效控制針對外來企業(yè)的稅收優(yōu)惠和財政補貼，不斷增加公共產(chǎn)品（科學研究、基礎設施、人力資本培訓等）供給，尤其對于企業(yè)研發(fā)投入的財政補貼。不斷克服由于企業(yè)研發(fā)投入不足導致的技術溢出正外部性難以實現(xiàn)問題，誘發(fā)產(chǎn)業(yè)集聚的外溢和共享效應，實現(xiàn)能源效率的提升。