技术创新与工业节能减排效率

技术创新与工业节能减排效率

———基于ＳＤＦ方法和面板数据模型的区域差异研究ＢＭ－Ｄ

［提　要］　本文以非径向、非导向基于松弛变量的ＳＤＦ模型构建工业节能减排指数ＢＭ－Ｄ评估２００５—２０１１年我国３０个省市的工业节能减排效率，并重点分析了内生创新努力、本土创新

溢出、国外技术引进三种类型技术创新对工业节能减排效率的影响。研究发现：我国工业节能减排效率呈现“东部较高、中西部较低”的局面；内生创新努力、本土创新溢出、国外技术引进三种类型技术创新对工业节能减排效率具有显著正影响，且影响程度上，内生创新努力在东、中、西三个地区的作用都是最大；本土创新溢出在创新环境优异的东部地区更显著，而国外技术引进在开放程度相对较低的中部和西部地区作用更突出；环境规制对节能减排效率的作用有限，产业结构对节能减排效率的影响明显。

［关键词］　内生创新努力；本土创新溢出；国外技术引进；工业节能减排效率；ＳＤＦ模型ＢＭ－Ｄ［）０中图分类号］Ｆ文献标识码］Ａ［文章编号］１４２０［０００－５９６Ｘ（２０１４６－００５７－１４

济经历了持续的高速增长，但长期以来以ＧＤＰ为

一、引言

多哈气候大会对全球气候变化的激烈讨论，进一步引发了人类对生存环境的关注，可持续发展已成为世界各国共同的任务。改革开放以来，我国经

　

核心的评价考核机制使我国经济增长方式依然粗

［１］

特别在经历了二十一世纪新一轮快速工业化、放。

重工业化的过程中，工业与资源、环境、生态之间的矛盾日趋尖锐，经济发展方式已经走到了转型升

［２］

级的十字路口。２０１１年，我国工业增加值占全国

［收稿时间］　２０１３－１２－２０

［；教育部人文社会科学研究青年基金项目基金项目］　国家自然科学基金青年项目（７１２０３０１３）

（）１１ＹＪＣ７９０２７０

感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。

５７

　经济理论与经济管理ＧＤＰ的３９．８％，但能源消费总量、二氧化硫排放量、氮氧化物排放量却分别达到全国总量的７０．８％，９０．９％和７１．９％。我国工业单位产值能耗是美国、德国、日本等发达国家的数倍，比巴西、印度等其他新兴市场国家也高。

“十一五”时期，我国首次将节能减排政策列入国家发展纲要，节能减排成为我国工业发展的强制性制度安排。“十二五”时期，我国再一次提出：单位国内生产总值能源消耗降低１６％，单位国内生产总值二氧化碳排放降低１７％，主要污染物排放总量显著减少，化学需氧量、二氧化硫排放分别减少８％，氨氮、氮氧化物排放分别减少１０％，进一步确立了节能减排在我国工业可持续发展中的地位。随着节能减排工作的持续推进，如何深化节能减排成为一个重要问题。为更有针对性地在我国开展节能减排工作，提高节能减排在工业企业决策实施中的有效性，实现节能减排目标，对各地区工业进行节能减排效率评估及利用技术创新提高节能减

［３］［４］

排效率尤为重要。鉴于此，本文以非径向、非

推出的财富核算与生态系统服务估值指数（ａｎｄｔｈｅＶａｌｕａｔｉｏｎｏｆＥｃｏｓｓＷｅａｌｔｈＡｃｃｏｕｎｔｉｎ－　　　　　ｙｇ　

，ＷＡＶ）、经济合作与发展组织发ｔｅｍＳｅｒｖｉｃｅｓＥＳ　，布的绿色增长指标（ＧｒｅｅｎＧｒｏｗｔｈＩｎｄｉｃａｔｏｒｓ　　

）等。这些节能减排指数通过对人均二氧化硫ＧＧＩ排放、单位ＧＤＰ二氧化碳排放、石化能源利用效率等方面的直接评估来评价节能或减排或节能减排的效率。国内方面，比较权威的是由北京师范大学、西南财经大学和国家统计局中国经济景气监测，中心三家单位联合推出的“中国绿色发展指数”从经济增长绿化度、资源环境承载潜力、政府政策支持度三个方面评价我国３区、市）和０个省（

［５］

该指标体系包含２３１００个重点城市的绿色发展。

个节能减排指标，主要指标包括人均城镇生活消费

用电、单位地区生产总值能耗、规模以上工业增加值能耗、人均二氧化硫排放量、人均氮氧化物排放量等，全面评估了我国节能减排效率。此外，一些学者也分别从资源能源消耗、污染物排放、综合利用、无害化处理、环保治理等方面构建了指标体系

［６］

评估节能减排效率。

导向性基于松弛测度的方向距离函数（ＤＦ）ＳＢＭ－Ｄ测度２００５—２０１１年各地区工业节能减排效率，构建工业节能减排指数（ＩｎｄｕｓｔｒＥｎｅｒＳａｖｉｎａｎｄｙｇｙｇ　　　

，评估节能ＥｍｉｓｓｉｏｎＲｅｄｕｃｔｉｏｎＩｎｄｅｘ，ＩＥＳＥＲＩ）　　减排绩效，随后以面板数据模型分别分析内生创新努力、本土创新溢出、国外技术引进三种形式的技术创新对节能减排效率的影响，并提出了旨在提高工业生态文明水平，创新新型工业化，实现工业可持续发展的政策建议。

第二是以计量模型为基础，在能源、环境等自然资源的约束下计算基于全要素生产率的节能减排效率，常用方法有随机前沿分析、数据包络分析等。研究内容上，魏楚等人对我国经济全行业的节

［７］

李世祥和成金华进行了能减排绩效进行了评估，

［８］

工业方面的研究，韩一杰和刘秀丽则对具体行业［９］的节能减排绩效进行了分析。研究方法上，最初

的研究主要以随机前沿分析为主，考虑随机因素对产出的影响，根据多个周期的数据构造生产前沿评估能源生产效率。该方法更多的是评估了节能减排

［１０］

随着越中的节能部分，对减排的研究涉及甚少。

二、文献述评

目前，国内外对节能减排效率的研究主要集中在两个方面。第一是以节能减排的相关统计指标为基础，利用不同层级的子指数构建节能减排指标体系，通过对指标的无量纲处理和加权处理计算一个综合指数，从而评价基于区域或行业的节能减排绩效。具有代表性的有耶鲁大学和哥伦比亚大学等研究机构开发的环境绩效指数（ＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＰｅｒ－　

）、国际资源小组推出的资源效率ｆｏｒｍａｎｃｅＩｎｄｅｘ　）、世界银行指数（ＩｎｄｉｃａｔｏｒｓＲｅｓｏｕｒｃｅＥｆｆｉｃｉｅｎｃ　ｙ　

５８

来越多的学者将能源资源要素作为投入、环境污染作为非期望产出，以方向距离函数为主的节能减排

［１１］

由于传统的方向数据包络分析受到人们的关注。

距离函数具有投入和产出的径向性和导向性，导致测度出的效率偏离实际值，近年来学者开发出非径向、非导向性基于松弛测度的方向距离函数，这一分析工具可以更加真实地测度（ＤＦ）ＳＢＭ－Ｄ

节能减排绩效。

技术创新与节能减排效率的关系也是近年来

经济理论与经济管理学者研究的重点，目前主要有两种研究思路。一种思路是将技术创新作为因，节能减排效率作为果，研究技术创新对节能减排效率的影响机制。余泳泽将非合意性产出纳入投入和产出导向的ＤＥＡ模型，计算了我国节能减排潜力和效率，并提出在节能减排效率的影响因素中，全要素生产率对节能减排效率影响显著，其中技术进步率影响最大。王丽民等人研究了技术创新对河北省节能减排的作用，研究表明，在河北省工业化尚未完成、产业结构重化特征明显的情况下，技术

［１２］

韩一杰和创新在节能减排中发挥基础性作用。

［１１］

础，同时测度我国工业节能与三种主要污染物减排的效率，并系统地提出了一种新型的工业节能减排指数（０ＩＥＳＥＲＩ）构建与分解方法，评估我国３个省（区、市）的工业节能减排绩效①；（２）将技术创新细分为内生创新努力、本土创新溢出和国外技术引进三种形式，深度剖析技术创新对中国工业节能减排效率的影响。

三、研究方法与数据来源

（一）工业节能减排指数的构建与分解由于以不同层级子指数构建的节能减排指标体系在指标选取、无量纲处理、权重设定等方面主观性较强，测度结果的可靠性有待商榷，而以数据包络分析为代表测算生产效率的方法已得到学术界的广泛认可，研究方法日渐成熟，测算结果更为科学有效，据此，本文引入非径向、非导向性基于松弛测度的方向距离函数来测度工业节能减排效率。

数据包络分析于１９７８年由美国著名运筹学家）提出，通过对多部门切恩斯等人（Ｃｈａｒｎｅｓｅｔａｌ　　间投入产出数据的分析，确定决策单元的相对有效

［１４］

性及各决策单元的效率，即最早的ＣＣＲ模型。

刘秀丽的研究发现，技术创新是节能减排的内生机制，对节能减排绩效具有积极的作用。另一种思路是将节能减排作为因，技术创新作为果，研究节能减排效率高低对技术创新促进与抑制、深度与广度的影响。这一研究思路的本质源于２０，其认为环境规世纪９波特假说”０年代著名的“制有利于激励企业创新，推动企业技术进步，而节能减排恰好是环境规制的手段之一。这一方面，陈诗一设计了一个基于方向性距离函数的动态行为分析模型，对我国工业从２０１０年到新中国成立１００周年节能减排的损失和收益进行模拟分析，结果表明节能减排虽然在前期对技术进步有负面影响，但由于前期较高的技术效率以及后期技术进步的主导作用，工业全要素生产率在未来４０年将会保持逐年平稳小幅增长的态势。曾萍等人在对广东珠三角地区的３４８家制造业企业进行调研与实证分析的基础上指出，节能减排对企业技术创新确实有显著的拉动作用，企业降低能耗对新产品产值率有正面影响，节能先进或排

［１３］

放达标的企业有更高的新产品产值率。

［４］［９］

随着对评价部门、规模效应等要求的提高，班克等

［［１５］１６］１７］

、切恩斯等人［）又陆续提人（Ｂａｎｋｅｒｅｔａｌ　　

出基于数据包络分析的ＢＣＣ模型、ＣＣＧＳＳ模型、ＣＣＷ模型等，用于估计有效生产前沿面的技术效）率、管理效率。１９９３年，菲尔等人（Ｆｒｅｅｔａｌ　　

将生产总值作为产出，把劳动力、资本等要素作为投入，数据包络分析首次应用于资源效率分析，测

［１８］

随着全球对环境经济、度部门的全要素生产率。

总的来看，技术创新与中国工业节能减排效率的相关研究尚属较新的课题，已有的研究以全行业分析、定性分析为主，聚焦于工业、通过计量方法建模的定量分析较少，且在定量分析中对技术创新的衡量与测度也相对单一。基于此，本文将从以下几个方面对现有文献进行拓展：（１）本文以非径向、非导向性基于松弛测度的方向距离函数为基

①

可持续发展、绿色发展等问题的日益关注，不少学者将环境要素、资源要素等纳入数据包络分析框

［１９］

架，用于进行环境绩效评估、能源效率分析等。

近年来，部分学者将数据包络分析与方向距离函数相结合，将环境污染、能源消耗、生态破坏等作为要素投入或非期望产出，测度碳排放绩效、污染物

西藏因部分关键数据缺失没有纳入本次评估。

５９

　经济理论与经济管理［２０］

排放绩效，即节能减排效率。然而传统方向距离

函数是一种径向、导向性方法，当存在松弛变量时，“径向性”会使效率被高估，而“导向性”无

［２１］法同时非比例地兼顾投入与产出效率变动。２００１

Ｘ＋Ｓｎ；　　λｎ＝ｘｉｎ，

ｘ

ｔ



ｌ＝１；　　λ≥０，λ

ｘｂｙ，，ＳＳ　　Ｓｍ≥０ｎ≥０ｋ≥０



（）１

）提出非径向、非导向性基于松弛年，唐（Ｔｏｎｅ

变量的ＳＢＭ模型，生产效率被高估的问题得到解

［２２］

）此后，福山和韦伯（决。ＦｕｋｕａｍａａｎｄＷｅｂｅｒ　　ｙ

将ＳＢＭ模型与方向距离函数相结合，形成非径

本文以我国３区、市）的工业能源终０个省（端消费作为重点关注的能源投入①，以各地区就业人员、资本存量②、技术合同成交额③作为劳动、资本、技术的其他投入，以工业增加值④作为期望产出，以各地区工业废水排放总量、工业废气排放总量及工业固体废弃物排放总量三种主要污染物作、为重点关注的非期望产出，利用《中国统计年鉴》《、《、《中国能源统计年鉴》中国环境统计年鉴》中国环境统计年报》中２００５年至２０１１年的数据，求）的线性规划，即可得到ｉ地区ｔ时期工解式（１

［［２４］［２５］［２６］２７］

业生产中的无效率值。

向、非导向的基于松弛测度的方向性距离函数ＤＦ，可同时非比例变动地测度投入要素与ＳＢＭ－Ｄ

［２３］

产出要素的效率。

本文基于ＳＢＭ－ＤＤＦ模型，以各地区工业生产部门作为决策单元构造技术前沿面。ｘ表示每个测评单元的Ｎ种投入，ｘ＝（ｘｘＮ）∈Ｒ；ｙ１，…，

＊

；表示Ｍ种期望产出，ｙ＝（ｂ∈ＲＭｙｙＭ）１，…，

＊Ｎ

＊

；则表示Ｋ种非期望产出，ｂ＝（ｂｂ∈ＲＫ１，…，Ｋ）

ｔｔｔ（ｘｂｙｉ，ｉ，ｉ）为第ｉ个地区ｔ时期的投入产出数

本文根据福山和韦伯对ＳＤＦ模型的定义ＢＭ－Ｄ及王兵等人、刘瑞翔和安同良对ＳＢＭ－ＤＤＦ模型的

２１］［２３］［２８］

，对式（拓展［１）计算出的无效率值进一

据，（ｓ，ｓ，ｓ）为投ｇ，ｇ，ｇ）为方向向量，（

入和产出达到效率前沿面的松弛向量。那么，第ｉ个

ｘ

ｙ

ｂ

ｘｎ

ｙｍ

ｂｋ

地区非径向、非导向基于松弛测度的方向性距离函数定义如下：

步分解，从而获得无效率的具体来源：

→ｔｘｙ

ＩＥ＝ＳＥｖＥｖＥｂ＋Ｉ＋Ｉｖ＝Ｉｖ

（）２

Ｓ（ｘ，ｂ，ｙ，ｇ，ｇ，ｇ）

ｔ

ｉ

ｔｉ

ｔｉ

ｘ

ｙ

ｂ

ｘｂｙｎｋｍ

ａｘ∑ｘ＋∑ｙ＋∑ｂ）＝ｍ

Ｎｎ＝１ｇｎＭｍ＝１ｇｍＫｋ＝１ｇｋ３ｔｙ

ｓ．ｔ．Ｙ－Ｓｍ；λｉｍ，ｍ＝ｙｂｔ

Ｂ＋Ｓｋ；　　λｋ＝ｂｉｋ，





ｔｖ

ＮＭＫ

ｘｂｙＩＥＩＥＩＥｖ，ｖ，ｖ分别表示投入、期望产出和非期望产出的无效率值，可通过如下公式进行计算：

ｘ

ＮＳｎ

；ＩＥ＝ｘ

Ｎ∑ｎ＝１ｇｎ３　ｘ

ｖ

ｙ

Ｍｍ

；ＩＥ＝ｙｍ１＝

Ｍ∑３　ｇｍ

ｙ

ｖ

①

对于工业能源终端消费这一指标，本文以各地区能源平衡表中工业终端消费量为基础，根据当年各能源实物量及

ｔ

其对应的折算系数折算加总获得标准量：Ｅｉ＝

∑

Ｍ

ｍ＝１

ｔｔ

，ｅＥεｍｍ。其中，ｉｉ表示第ｉ个地区ｔ时期的工业能源终端消费标准量，

ｔ

，ｉ个地区ｔ时期第ｍ种能源工业终端消费实物量，ｅεｉｍ表示第ｍ表示相应的能源折算系数。

，，，１－δＫＫ②对于资本存量这一指标，本文采用永续盘存法进行估算，并在估算中进行价格平减：ｉｔ＝（ｉｔ）ｉｔ１＋－

／，，，，，Ｉｔ年的当年价工业投资，ｔ年的ＩＰＫｔ－１年的工业资本存量，Ｐｉｔ表示在１表示各地区在ｔ和ｉｔｉｔ。其中，ｉｔ和Ｋｉｔｉ．ｔ表示－

［２４］

）的研究，本文资本折旧率δ基期资本存量用哈伯格价格指数，，，ｔ年的资本折旧率。根据周（Ｃｈｏｕ％。δｉｔ表示ｉｔ取值５

（）提出的“稳定时期资本产出比不变，或物质资本增长速度等于总产出增长速度”进行估算：Ｋ，Ｈａｒｂｅｒｅｒｇｉｔ１＝－

［２５］

／（。，，，Ｉｉｔｉｔ＋δｉｔ）ｇ

③

投入产出研究中，技术创新对经济增长的促进作用最终依赖于创新成果转化，而绝大部分能够参与转化的技术来本文借鉴陈诗一、李清彬等人的研究，认为工业增加值能较好地衡量工业期望产出，不再需要使用其他指标，故

［２６］自于技术市场成交的技术成果，故本文选用技术合同成交额这一指标。

④

［［２］２７］

本文选用此指标。

６０

经济理论与经济管理ｂ

ＫＳｋ

ＩＥ＝ｂ

Ｋ∑ｋ＝１ｇｋ３　ｂ

ｖ

（）３

ｘｍａｘｍｉｎ

ｓ．ｔ．ｎ；－ｘ　ｇｎ＝ｘｎｎ，

ｍａｘｍｉｎｙ

－ｙｍｇｎｎ，ｍ＝ｙ

ＩＥＳＥＲ

由于Ｉ介于０到１之间，所以工业节能Ｅｖ

本文投入包括工业能源终端消费、劳动、资本和技

ｘ

可继续分解：术，因此投入无效率ＩＥｖ

ｘｎｅｒａｂｏｕｒａｉｔａｌｅｃｈｎｏｌｏｇｙｐｇｙ

ＩＥｖＥｅＥｌＥｃＥｔ＝Ｉ＋Ｉ＋Ｉ＋Ｉｖｖｖｖ

（）４

减排指数ＩＥＳＥＲＩ也介于０到１之间。ＩＥＳＥＲＩ值越高，则该地区工业节能减排效率越高，反之，则该地区工业节能减排效率越低。

（二）技术创新变量选择与面板数据模型构建工业节能减排效率受技术创新、环境规制、

（）５

行业结构等多种因素的影响。蔡昉等人的研究认为，节能减排政策实现的关键是其能否与地方政府发展动机及企业行为激励相容，在这种情况下，需要依靠政府对环境的管理、对行业结构的调整及对企业创新的刺激来提高节能减排效

［２９］

陈诗一提出技术是中国工业可持续发展的率。

同理，期望产出仅包括工业增加值，则：

ｎｄｕｓｔｒｙｙ

ＩＥｖＥｉ＝Ｉｖ

非期望产出包括工业废水排放总量、工业废气排放总量及工业固体废弃物排放总量，即有：

ＩＥ＝ＩＥｂ

ｖｗａｔｅｒｖＥ＋Ｉａｓｇ

ｖＥ＋Ｉｓｏｌｉｄ

ｖ（）６

）计算出的工业无效率值可最终分解为：式（１

→ｔｘｙ

ＩＥ＝ＳＥｖＥｖＥｂ＋Ｉ＋Ｉｖ＝Ｉｖ

源泉，高能耗、高排放企业仍然表现为粗放型增

Ｅ＝ＩＥ＋Ｉ

ｅｎｅｒｇｙ

ｖＥ＋Ｉｌａｂｏｕｒ

ｖｗａｔｅｒｖ

Ｅ＋Ｉｃａｉｔａｌｐ

ｖａｓｇｖ

Ｅ＋Ｉｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ

ｖ

长，须以技术创新、环境规制等改善节能减排效

［１］率。余泳泽分析了全要素生产率、产业结构调整

ｉｎｄｕｓｔｒｙ

ｖＥ＋ＩＥ＋ＩＥ＋Ｉｓｏｌｉｄ

ｖ（）７

与升级及政府激励约束机制对节能减排效率的影响，并指出全要素生产率对节能减排效率影响显著，产业结构优化对节能效率提升贡献明显，对减排效率没有显著影响，而政府的约束机制对节能减

［１１］

排的作用要大于激励机制。

本文评估的是工业节能减排绩效，因此需重点关注工业能源终端消费及工业废水排放总量、工业废气排放总量和工业固体废弃物排放总量的无效率

ｅｎｅｒｗａｔｅｒａｓｇｙ，ｇ，Ｉ值，即ＩＥＩＥＥｖｖｖ

ｏｌｉｄ

。而和ＩＥｓｖ

ａｓｅｎｅｒｗａｔｅｒｏｌｉｄｇｇｙ，，和Ｉ分别表示在生产效ＩＥＩＥＩＥＥｓｖｖｖｖ

率前沿面能源过度消耗和工业废水、工业废气、工

本文以工业节能减排指数ＩＥＳＥＲＩ为因变量，以技术创新作为重点考察的因素，同时分析环境规制、行业结构对工业节能减排效率的影响，构建下列函数：

）ＩＥＳＥＲＩ＝ｆ（ｔｅｃｈｎｏｌｏｏｔｈｅｒａｃｔｏｒｓ）（１２ｇｙ，ｆ

业固体废弃物过度排放的程度，据此可以分别获得各地区工业生产中工业节能、减排及节能减排的无

ＩＥＳＩＥＲＩＥＳＥＲ

，，即：效率值ＩＥＩＥＩＥｖ，ｖｖ

ＥＳｎｅｒｇｙ

ＩＥＩＥｅ＝Ｉｖｖ

（）８

其中，ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ表示重点考察的因素技术创新，

ＩＥＩＥＲ

ｖＥ＝Ｉｗａｔｅｒ

ｖＥ＋Ｉａｓｇ

ｖＥ＋Ｉｓｏｌｉｄ

ｖ（）９

ＥＳＥＲＥＳＥＲｎｅｒｗａｔｅｒｇｙ

ＩＥＩＥＩＥＩＥｅＥｖ＝Ｉ＋Ｉ＝Ｉ＋Ｉｖｖｖｖ

ａｓｏｌｉｄｇ（）ＥｖＥｓ１０＋Ｉ＋Ｉｖ［３］

，福山和韦伯研究ＳＢＭ－ＤＤＦ模型的定理表明２

ｏｔｈｅｒａｃｔｏｒｓ表示影响工业节能减排效率的环境规ｆ

制、产业结构等其他因素。各影响因素的具体指标选择如下：

技术创新。技术创新是工业节能减排的核１．

心因素之一，其通过全要素生产率促进自然资源的节约和循环利用，减少污染物排放，从而提高节能减排效率。已有研究表明，技术创新过程复杂且形式多样，国内外对技术创新的衡量至今仍没有统一标准。一方面，技术创新的主体是企业，企业愿意投入多少人力、资本和自然资源是技术创新成功与否的关键，因此大部分学者从投入端衡量技术创

６１

ｘｍａｘｍｉｎｍａｘｍｉｎｙ

当方向向量ｇｘｘｎ且ｇｙｙｍ＝ｎ＝ｎ－ｎ，ｎ－ｎ，

→ｔｔｔｔｘｙ，ｂ），Ｓｘｂｍ时，则有０≤ｙｇ，ｇｇ≤１ｉ，ｉ，ｉ，ｖ（ＩＥＳＩＥＲＩＥＳＥＲ

）≤１，因此，可也即：０≤（ＩＥＩＥＩＥｖ，ｖ，ｖ

依据无效率值构建工业节能减排指数，并以此评估我国工业节能减排的效率：

ＥＳＥＲ

ＩＥＳＥＲＩ＝１－ＩＥＩｖ

（）１１

　经济理论与经济管理新，如企业Ｒ＆Ｄ经费支出、企业技术改造经费支

［３０］

另一方面，鉴于技术创新的最终目的是实出等。

［３４］

境规制强度。

首先，对行政型环境规制和市场型环境规制指标进行无量纲处理，以消除指标间不可比的问题。为降低各指标内部的悬殊差异程度，使测算结果更加稳定可靠，本文选用最大最小值法进行线性无量纲处理。

／（ＳＶｉＥＲｉＥＲｊ）ＥＲｊ－ｍＥＲｊ）ｍａｘｉｎｉｎｊ＝（ｊ－ｍ

）（１３其中，ＳＶｉ地区第ｊ时期的无量纲化标准值，ｉｊ表示ａｘｉｎＥＲＥＲＥＲｉｊ表示指标的原始值，ｍｊ和ｍｊ分别

表示指标在ｊ时期的最大值和最小值。

随后，计算各指标的调整系数。由于不同地区环境投入差异较大，同一地区不同形式的环境规制也存在差别，因此，通过调整系数对行政型环境规制和市场型环境规制赋予权重，反映各地区不同环境规制的规制力度。

ｓ

／（；ＷｔＳＴＳＷｉｉｉｉｊｊ＋Ｆｊ）ｊ＝Ｔ

ｗｆ／（ＷｉＷｉＴＳＷｉｉｊ＝Ｆｊｊ＋Ｆｊ）

现经济增长、推动社会发展，因此部分学者从产出端衡量技术创新，如专利、技术合同成交额、企业

［３１］

新产品产值等。此外，还有部分学者既考虑了技

术创新投入，又考虑了技术创新产出，对技术创新

［３２］过程的评价相对全面。

本文鼓励企业通过技术创新提高节能减排绩效，尽管创新产出更能体现创新的有效性，但因其涉及创新效率问题，可能存在效率损失，信息缺失明显，故本文采用投入端指标衡量技术创新。同时，考虑到不同形式的技术创新对企业效率影响不一，且目前国内外对技术创新的衡量多以单一指标为主，复合指标相对较少，本文借鉴魏守华等人的方法，进一步将技术创新细分为内生创新努力、本土创新溢出和国外技术引进三个方面，并分别用“大中型工大中型业企业的Ｒ＆Ｄ经费内部支出”（ＥＲＤ）与“工业企业消化吸收经费支出”（ＥＡＤ）之和（ＥＲ－

购买国内技术经费ＤＡＤ）表示内生创新努力，用“支出”（引进技术经ＥＢＴ）表示本土创新溢出，用“费支出”（ＥＩＴ）表示国外技术引进，全面分析技术创新对工业节能减排绩效的影响。

３３］①［

（）１４

ｔｓｗｆ

其中，Ｗｉｊ和Ｗｉｊ分别表示ｉ地区第ｊ时期行政型

环境规制和市场型环境规制的调整系数，ＴＳ表示“三同时”制度环保投资总额原始值，ＦＷ表示排污费收入原始值。

最后，根据以上无量纲化标准值和调整系数，计算基于行政型环境规制和市场型环境规制的环境规制强度：

ｗｗｓｔｓｆｆ

ＥＲＳＶｔＶｉｉｉｊ×Ｗｉｊｊ＝Ｓｊ×Ｗｉｊ＋Ｓ

环境规制。现有研究对环境规制指标的选２．

取主要有四种类型：以环境规章制度作为虚拟变量直接衡量环境规制，从环境规制力度出发用不同形式的环境投资衡量环境规制，认为环境与能源互为镜像用能源强度或其倒数间接衡量环境规制，根据环境规制的结果用污染物去除量与去除率等衡量环境规制等。考虑到中国环境保护体制及工业发展现状，特别是在由行政和市场双调控的工业环保领域，以某单一指标来衡量环境规制比较片面，为此，本文将环境规制划分为行政型环境规制和市场型环境规制两种类型，用中国首创的“三同时”制度环保投资总额衡量行政型环境规制，用排污费收入衡量市场型环境规制，并借鉴傅京燕和李丽莎的方法以二者为基础构建环

（）１５

产业结构。现有研究衡量工业产业结构的３．

、指标主要有“重工业总产值占工业总产值比重”“高载能行业产值占工业总产值比重”等。陈诗一的研究表明，高能耗、高污染、高排放的重工业是制约我国工业可持续发展的主要原因，相较于其他产业，重工业既是节能减排最大的受益者，同时也

［４］

而高载能行业等更多是节能减排最大的影响者。

的是影响节能或减排单方面的效率，对二者兼顾的

①

“消化吸收经费支出”虽然是配合技术引进，但其实质是对引进技术的掌握、应用、再开发等，故本文将其纳入

“。“内生创新努力”进行研究，而不是“国外技术引进”购买国内技术经费支出”主要体现国内行业或区域间技术交流情。况，其实质是国内技术创新在行业或区域间的溢出与影响，故本文用其表示“本土创新溢出”６２

经济理论与经济管理行业难以确定。故本文以“重工业总产值占工业总”来衡量产业结构，分析其对节产值比重（ＨＩＰ）能减排效率的影响。

为了消除异方差，提高模型估计的准确性，本文在构建模型时对部分变量进行对数化处理。由于本文测算年份选为２００５—２０１１年，重点是分析区域差异，所以假定各系数满足时间一致性，面板模型可表示为：

、《应年份的《中国统计年鉴》中国工业经济统计年鉴》等，三种形式的技术创新数据来自于《中国科技，工业能源终端消费原始数据来自于《统计年鉴》中，并根据国家统计局公布的能源标国能源统计年鉴》

准系数计算，环境污染、环境规制数据来自于《中国。环境统计年鉴》和《中国环境统计年报》

四、实证结果与分析

ｌｎＥＩＴＥＲＳＨＩＰ＋ε３ｉｉｔ＋４ｉｉｔ＋５ｉｉｔ＋ｉｔβββ

（）１６

（一）工业节能减排指数测度结果与分析基于ＳＤＦ模型估算的２００５—２０１１年我ＢＭ－Ｄ

国各地区工业节能减排指数如表１所示。均值排名前１区、市）依次是：广东、北京、青海、０的省（江苏、浙江、天津、上海、黑龙江、海南和吉林，，其中有本文称其为“高工业节能减排效率地区”７个位于东部地区，２个位于中部地区，１个位于西部地区，这与中国省际绿色发展指数的研究结论

５］②［基本一致。排名第１１位～第２０位的依次是：

ＩＥＳＥＲＩｌｎＥＲＤＡＤｉｌｎＥＢＴｉｉｔ＝αｉ＋１ｉｔ＋２ｉｔββ

在参数不随时间变化的情况下，截距和斜率有以下两种假设：

假设１：斜率相同，但截距不同，模型为：

ＩＥＳＥＲＩｌｎＥＲＤＡＤｉｌｎＥＢＴｉｉｔ＝αｉ＋１ｔ＋２ｔββ

ｌｎＥＩＴｉＥＲＳ＋β３ｔ＋４ｉｔβ

ＩＰｉ＋βε５Ｈｔ＋ｉｔ

假设２：斜率和截距都相同，模型为：

（）１７

宁夏、甘肃、山东、内蒙古、陕西、河南、安徽、江西、云南和福建，本文称其为“中工业节能减排，其中有２个位于东部地区，３个位于效率地区”

中部地区，５个位于西部地区。排名第２１位～第３０位的依次是湖北、贵州、新疆、辽宁、四川、

湖南、重庆、广西、山西和河北，本文称其为“低，其中有２个位于东部地工业节能减排效率地区”

区，３个位于中部地区，５个位于西部地区。３０个省（区、市）工业节能减排指数都小于１，未达到工业节能减排的效率前沿。广东、北京、青海三省市指数均值超过０．９５，接近工业节能减排的效率前沿。而山西和河北指数均值低于０．５，工业节能减排效率较低。

ＩＥＳＥＲＩｌｎＥＲＤＡＤｉｌｎＥＢＴｉｉｔ＝α＋１ｔ＋２ｔββ

ｌｎＥＩＴｉＥＲＳ＋β３ｔ＋４ｉｔβ

ＩＰｉ＋βε５Ｈｔ＋ｉｔ

（）１８

具体模型的选用需要通过两个Ｆ检验进行协方差

①如果确定模型形式为式（，则各分析来确定。１６）

地区技术创新等因素对工业节能减排效率的影响不同，不能用统一的系数来表示；反之，如果模型形）或式（，就可以得到该组各影响式为式（１７１８）

因素对工业节能减排效率的影响系数。

（三）数据来源

各地区工业增加值、工业产业结构数据来自于相

／［］／［（）（）］（（ＳＳＮ－１ＫＳＳＮ－１Ｋ＋１２－１）３－１），其和假设２的检验统计量：Ｆ①　分别构造假设１的检验统计量：Ｆ１＝２＝ＳＮＴ－ＮＫ－１ＳＮＴ－ＮＫ＋１１１

）、式（）、式（）的残差平方和。在假设１和假设２的情况下，统计量Ｆ中，ＳＳＳ１６１７１８１，２，３分别代表式（１和Ｆ２服从等）于某置信度下的同分布临界值，则拒绝假设２，继续检验，找出非齐次的来源，反特定自由度的Ｆ分布。如果Ｆ２大（）拟和样本。在已确定参数存在非齐次的基础上，如果Ｆ等）于某置信度下的同分布临界值，则拒绝之，利用式（１８１大（）拟和样本，反之，用式（）拟合。假设１，用式（１６１７

②　按照我国区域的三分法，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西和内蒙古，西藏因部分关键数据缺失没有纳入本次测算。

６３

　经济理论与经济管理表１　

地区高工业节能减排效率地区

广东北京青海江苏浙江天津上海黑龙江海南吉林中工业节能减排效率地区

宁夏甘肃山东内蒙古陕西河南安徽江西云南福建低工业节能减排效率地区

湖北贵州新疆辽宁四川湖南重庆广西山西河北东部地区中部地区西部地区平均水平６４

区、市）工业节能减排指数（２００５—２０１１年我国３０个省（ＩＥＳＥＲＩ）２００５年０．９２６７　　０．９７０２　　０．９６２３　　０．９６０１　　０．９２９２　　０．９２２４　　０．９２１６　　０．９１９７　　０．８９５６　　０．８９６１　　０．８８９９　　０．８０３６　　０．８７２４　　０．８６３９　　０．８５３３　　０．８１６２　　０．８０１７　　０．７８７４　　０．７６４９　　０．７６２８　　０．７６０１　　０．７５３２　　０．５９８４　　０．７１８８　　０．６９６４　　０．６７９３　　０．６３９９　　０．６２５４　　０．６１９６　　０．５５４２　　０．５１７６　　０．４８０１　　０．４５２９　　０．８４４１　　０．７３９９　　０．７４０７　　０．７７４９　　

２００６年０．９２８２　　０．９６９７　　０．９６５６　　０．９６２８　　０．９３１７　　０．９２５５　　０．９２１４　　０．９１９３　　０．８９７４　　０．８９５５　　０．８９２９　　０．８０６８　　０．８７３６　　０．８６５１　　０．８５６４　　０．８２１２　　０．８１０３　　０．７８５９　　０．７６８２　　０．７６７０　　０．７６３７　　０．７５５９　　０．６０５９　　０．７１７０　　０．６９７１　　０．６７８６　　０．６４５８　　０．６２７８　　０．６２７０　　０．５８９３　　０．５３０５　　０．４７９５　　０．４６６０　　０．８４７３　　０．７４１９　　０．７４７３　　０．７７８８　　

２００７年０．９４０３　　０．９６７６　　０．９６３１　　０．９２３９　　０．９２３６　　０．９９６４　　０．９２１９　　０．９２２８　　０．９２５１　　０．８６５６　　０．９９２６　　０．８３２８　　０．８２９７　　０．７６８４　　０．８６８１　　０．９９９９　　０．８４８７　　０．９６０４　　０．７２８９　　０．８６３１　　０．６９０７　　０．７７０４　　０．６５２４　　０．９５３８　　０．８３７９　　０．７４０４　　０．４３７１　　０．５６１２　　０．８９４９　　０．７００５　　０．５０６８　　０．４３１６　　０．４６０１　　０．８３２３　　０．８４３８　　０．７６４４　　０．８１３５　　

２００８年０．９５２５　　０．９９６７　　０．９９０７　　０．９９９９　　０．９４９２　　０．９９６０　　０．９４８１　　０．９３８６　　０．８９７３　　０．９００７　　０．９０７５　　０．８５６５　　０．９７６８　　０．８７７０　　０．８７２２　　０．９８１０　　０．８５８８　　０．５１９７　　０．９０９８　　０．８２４７　　０．９３６０　　０．８０９１　　０．６５７６　　０．６４１７　　０．７９３２　　０．８９７１　　０．７５１４　　０．８１２６　　０．６３８４　　０．５７５８　　０．４７０９　　０．４６２９　　０．５３１７　　０．８８９４　　０．７２５２　　０．８３４５　　０．８１６４　　

２００９年０．９２４１　　０．９６９６　　０．９６２０　　０．９８６２　　０．９０６０　　０．９８５０　　０．９０１５　　０．８８９６　　０．９４２７　　０．８８０７　　０．８１７７　　０．７９１１　　０．９１１８　　０．７４１４　　０．７８４３　　０．９９９９　　０．７３４０　　０．９１８０　　０．７０９４　　０．６８５０　　０．６９４９　　０．７３１８　　０．５２３５　　０．７８１１　　０．３４７０　　０．５０４５　　０．８７９３　　０．４６４８　　０．４１０６　　０．４０５６　　０．４９２０　　０．４８６３　　０．４６３７　　０．８５９９　　０．７１８８　　０．６６２０　　０．７４６９　　

２０１０年０．９３２７　　０．９７８６　　０．９７８２　　０．９７６０　　０．９４９２　　０．７１０３　　０．９４０１　　０．９４６４　　０．９５４２　　０．９２２２　　０．９７１９　　０．７９６６　　０．８４１４　　０．９９９９　　０．９０１１　　０．５１５５　　０．７８６４　　０．６５７８　　０．７５３９　　０．７８０７　　０．８７９６　　０．８４９３　　０．６１５９　　０．６８３４　　０．７９７１　　０．７９３３　　０．５１７８　　０．６７６９　　０．６１２１　　０．４６４９　　０．７１８７　　０．４５１８　　０．４４２７　　０．８３５４　　０．７３３２　　０．７６８２　　０．７７８９　　

２０１１年０．９５１４　　０．９９５８　　９４２０．９　　８７８０．９　　０．９９０４　　９９９０．９　　０．９５５４　　５９２０．９　　２７８０．８　　６８４０．９　　０．８３５０　　１６８０．８　　０．８６８３　　９８９０．９　　０．９１６３　　６９６０．６　　８３５０．８　　３３７０．９　　０．７９９２　　４１７０．７　　０．６７７５　　７９１０．６　　３９９０．６　　０．５８５１　　７０５０．７　　１７４０．５　　０．７０３３　　８３４０．６　　３９３０．６　　０．８５９５　　２４００．５　　０．６２４７　　９１６０．４　　７９４０．８　　０．７４８３　　６７３０．７　　９８３０．７　　

均值０．９３６５　０．９７８３　０．９７３７　０．９７１０　０．９３９９　０．９３３７　０．９３００　０．９２７９　０．９０５７　０．９０４２　０．９０１１　０．８１６２　０．８８２０　０．８７３５　０．８６４５　０．８２９０　０．８１７６　０．７９４７　０．７７６３　０．７７５０　０．７７１８　０．７６４１　０．６１３４　０．７２５８　０．７０５６　０．６８７２　０．６５３５　０．６３６０　０．６３４５　０．５９２８　０．５３７２　０．４８８１　０．４７２７　０．８５５４　０．７５０２　０．７５４９　０．７８６８　

经济理论与经济管理　　从三大区来看，我国工业节能减排效率呈现东部较高而中部和西部较低的局面。东部工业节能减排指数均值在０．８５上下波动，最高达到０．８８９４，　最低时也有０．０７，．８３２３，约高于全国平均水平０　同时也高于中部和西部地区。中部和西部地区工业节能减排效率均值仅有０．７５０２和０．７５４９，低于　　全国平均水平０．０４左右，低于东部地区超过０．１，且二者呈相互交错状态，各年间相对不稳定，变动幅度较大。

我国各地区工业节能减排指数及其排名差异明显，这与各地区的发展程度及工业发展布局密不可分。一方面，经济发展水平较高的东部地区更注重经济增长与资源、环境、生态的协调发展，通过优化调整产业结构，将大部分高能耗、高污染、高排放的工业企业淘汰或转移到中部和西部地区，留下资源节约与环境友好型企业，从而工业节能减排效率较高，如北京、广东、江苏、浙江等。而中部和西部地区在追求经济发展的过程中，一定程度上引进或接收了其他地区淘汰或转移的污染消耗型企业，以牺牲环境换取经济增长的现象较为严重，比较典型的如河北接收北京和天津淘汰转移的企业等，节能减排效率当然不会太高。另一方面，北京、广东、江苏等地区位于我国绿色技术创新效率前沿，工业企业先进的生产技术水平、可持续发展管理文化及较为健全的产业体系等推动企业不断升级，同时吸引国内外清洁型企业的聚集，改善了这些地区的工业节能减排效率。而其他地区工业企业技术的落后、环保制度的缺失，对工业节能减排效率产生了一定的负面影响。此外，还有一部分资源型地区如山西、新疆，长期进行高强度、粗放式的资源开发，资源能源消耗大且生态环境破坏严重，工业节能减排效率极低。而青海、海南等生态型地区因工业规模小、工业发展程度低，对资源的消耗及对环境的污染尚在可承受的范围之内，因此节能减排效率相对较高。

从区域内部来看，２００５—２０１１年，无论是各

图２　工业ＳＯＥＳＥＲＩ２排放强度与Ｉ图１　工业能耗强度与ＩＥＳＥＲ

Ｉ

、各区域，还是全国，工业节能减排省（区、市）效率在２００７年和２００８年达到峰值，这可能与我国举办奥运会及遭遇世界金融危机两个时间节点有一定联系。２００８年北京奥运会之前，各地区大力整治环境污染，集中淘汰、关闭了一批污染型企业，工业节能减排效率短期内迅速提高。北京奥运会后，政府的监管出现松懈，部分之前停产的企业重新开始生产，节能减排效率随之降低。世界金融危机之前，受国际市场波动和绿色贸易壁垒的影响，部分出口企业被迫停产或减产，特别是一些高能耗、高污染企业，工业节能减排效率被动提高。随着金融危机的结束及经济市场的复苏，部分企业逐渐恢复生产，节能减排效率也随之降低。

与反映工业节能减排效率的传统单一统计指标相比，如工业能耗强度、工业ＳＯ２排放强度、工业

①本文测度的工业节能减排指ＣＯＤ排放强度等，

数ＩＥＳＥＲＩ与这些指标均存在较高的相关关系和区、市）各指协同关系。以２００５—２０１１年各省（标的均值为基础，得到单一强度指标与ＩＥＳＥＲＩ的相关关系图如图１～图３所示

。

①

本文工业能耗强度、工业ＳＯＯＤ排放强度基于２００５年工业增加值不变价进行测算，其中工业２排放强度和工业Ｃ

６５

。能源消费量来自于本文测算的工业能源终端消费，工业Ｓ中国环境统计年报》ＯＯＤ排放量来自于相应年份的《２和工业Ｃ

　经济理论与经济管理性和可靠性。同时可以看到，三条相关关系曲线的前半部分都比较陡峭，后半部分则相对比较平坦，表明当ＩＥＳＥＲＩ较高时，其对工业能耗强度、工业ＳＯＤ排放强度的变化较为Ｏ２排放强度、工业Ｃ敏感，较小的强度变动就会引起效率的较大变化；而当ＩＥＳＥＲＩ较低时，其对三个强度指标的变化

图３　工业ＣＯＤ排放强度与ＩＥＳＥＲＩ

则不那么敏感。可见，传统单一强度指标对ＩＥ－

由图１～图３所示，无论是工业能耗强度，还是工业ＳＯＯＤ排放强度，其与２排放强度和工业Ｃ工业节能减排指数ＩＥＳＥＲＩ的相关关系曲线都呈整体向右下方倾斜的趋势，这说明当ＩＥＳＥＲＩ较高时，工业能耗强度、工业ＳＯ２排放强度、工业ＣＯＤ排放强度则较低，反之当ＩＥＳＥＲＩ较低时，

工业能耗强度、工业ＳＯＤ排Ｏ２排放强度、工业Ｃ放强度则较高。这一结果与理论的预期是一致的，即当工业节能减排效率较高时，传统单一强度指标的表现较好，反之效率较低时，传统单一强度指标的表现较差，这进一步验证了本文效率测度的客观

表２

组别东部地区中部地区西部地区

ＳＥＲＩ的影响呈现出边际效率递减的特征。

（二）面板数据模型回归结果与分析

本文将３区、市）划分为东部、中部、０个省（西部三个区域，并重点研究内生创新努力、本土创新溢出、国外技术引进三种形式的技术创新影响我国工业节能减排效率的区域差异及区域内部差异。首先确定面板模型的影响形式，根据Ｈｕａｓｍａｎ检验结果，东部、中部和西部三组地区均应建立固定效应模型。随后通过协方差分析确定三个区域面板数据模型的具体形式，相关统计量显示东部、中部，即变截距模型，和西部三组地区均采用式（１７）

见表２。

东部、中部和西部地区面板数据模型选择的协方差分析检验

Ｓ１０．０７３７　　０．０４１０　　０．１１８９　　

Ｓ２０．２１９５　　０．４１５６　　０．６９３０　　

Ｓ３２．２４５７　　４．６６３５　　５．１４５１　　

Ｆ１０．４３５４　　２．０８７６　　１．０６２７　　

Ｆ２５．４０４９　２１．４７０９　７．７５２３　

结论

）接受假设１，采用式（１７）接受假设１，采用式（１７）接受假设１，采用式（１７

ｏｏｄｒｉｄｅ检验和ＢｒｅｕｓｃｈＰａａｎ检验结　　由于Ｗ－ｇｇ

果显示，回归方程存在显著的一阶自相关和异方差，为此，本文采用面板修正标准差法对回归方程的一阶自相关和异方差进行了修正，修正结果如表３所示。可以看到，面板模型的估计结果较好，在相应的显著性水平下各参数基本通过了显著性检验。

技术创新对工业节能减排效率的影响。１．

三种形式的技术创新对工业节能减排效率的影响系数均显著，但不同类型的技术创新其影响程度却有所不同。（１）内生创新努力ＥＲＤＡＤ的系数

均为正，这表明我国工业企业依靠内部研发自主创新推动节能减排是积极有效的。较之于本土创新溢

６６

出ＥＢＴ和国外技术引进ＥＩＴ，无论是东部地区，还是中部、西部地区，内生创新努力的影响系数在三种技术创新形式中都是最高的。这说明在技术创新提高工业节能减排效率的过程中，目前我国更依赖的是企业内部自身的创新，而不是企业外部的技术进步。此外，内生创新努力对东部地区的影响相对较小，系数仅为０．０２５３，对中部、西部地区的　影响较大，系数达到０．０５５４和０．０４７３，这说明　　在工业化程度较高的东部地区，企业自主创新的溢出效应对节能减排效率的影响存在边际递减趋势，而中部、西部地区正处于工业化高速发展阶段，企业自主创新的溢出效应不断上升，对节能减排效（率的影响也就相对较大。本土创新溢出Ｅ２）ＢＴ的

经济理论与经济管理

表３

变量ｌｎＥＲＤＡＤ

技术创新等因素对工业节能减排指数ＩＥＳＥＲＩ的估计结果

东部地区

＊

０．０２５３＊　

中部地区

＊＊

０．０５５４＊　

西部地区

＊＊＊

０．０４７３＊　

（）０．０３４６　

＊＊＊

０．０２２０＊　

（）０．１６９０　

＊＊＊

０．０１９８＊　

（）０．０９９７　

＊＊＊

０．０１８２＊　

ＥＢＴｌｎ

（）０．０２７２　

＊＊

０．００３８＊　

（）０．０８６３　

＊＊＊

０．０４６４＊　

（）０．０４１２　

＊＊＊

０．０３６９＊　

ＥＩＴｌｎ

（）０．０１４２　０．０１３１＊　（）０．０４８９　

＊＊＊

－０．００５１＊　

（）０．０９７７　

＊＊＊

－０．２０７１＊　

（）０．０５１７　

＊＊＊

－０．７９２０＊　

ＥＲＳ

（）０．６９０５　

＊＊

－０．００６３＊　

（）０．５６６６　－０．００６０＊　（）０．０５３２　１．３６１９　）（４．４２９４　０．８４３０　

ＨＩＰ

（）０．０１９５　－０．１６０７　（）１．２４１３　０．９７７６　　

（）０．０３３１　－１．３７８７　（）５．０２４２　０．８１２３　　

Ｃ

２

Ｒ

＊，＊＊，＊＊＊，＊＊＊＊

分别表示估计系数在１％，５％，１０％和２０％水平上显著；回归系数下方的数值表示其稳健性标　　说明：

准差。

系数均为正。这说明企业所处的国内技术环境对工业节能减排的效率也有重要意义。从测算结果来看，东部地区的本土创新溢出为０．０２２０，略高于　中部和西部地区，这是因为从区域的角度来讲，技术环境包括国内技术环境、三大经济区内技术环境以及各地区内部技术环境三个层面，而国内技术环境对各省（区、市）的影响是一致的，但三大经济区内的技术环境和各地区内部的技术环境却不一致。目前，东部地区尤其是北京、广东、江苏等省（区、市）的技术环境在国内位居前列，企业创新活跃，因此，技术的辐射作用在东部地区内部较高，本土创新溢出的影响也就相对较大。而中部、西部地区区域内部技术环境及各省（区、市）本身的技术水平相对较弱，技术在区域内及各省（区、市）内的辐射引领作用较小，本土创新溢出的影响）国外技术引进Ｅ也就相对较小。（ＩＴ对工业节能３减排效率也有积极的影响，其系数均为正。东部、，０中部和西部Ｅ．００３８．０４６４和ＩＴ的系数分别为０　　

，这意味着国外技术引进对东部地区的影０．０３６９　响要低于中部、西部地区。如前所述，东部地区技

术水平本身较高，其更多的是依靠企业自主创新和本土技术溢出，对国际技术的需求相对较弱。而中部、西部地区对外开放程度不如东部地区，对国外的技术、资金、管理模式等仍然有比较迫切的需求，技术引进带来的边际作用比本土创新溢出更大，对工业节能减排效率的提高更显著。

环境规制和产业结构对工业节能减排效率２．

的影响。

（）环境规制Ｅ１ＲＳ对东部地区工业节能减排效率的影响为正，对中部和西部地区的影响为负。可能的原因是，一方面，东部地区处于后工业化阶段，工业企业对经济增长速度的追求逐渐转变为对经济增长质量的追求，“波特假说”中环境规制对企业创新的激励得到体现，环境规制通过技术传导对节能减排效率产生积极作用。而中、西部地区仍处于工业化中级向高级过渡的阶段，“波特假说”的正效应没有得到体现，环境规制对节能减排效率的作用不明显，甚至产生负效应。另一方面，东部地区经济发展水平较高，其环境规制力度、效率、法规等都较中部和西部高，政府、社会对环境规制

６７

０１４　经济理论与经济管理２

的监管比较强，因此环境规制对节能减排效率的影响为正。而中部、西部地区经济发展水平相对落后，实现经济的快速增长是其首要目标，以牺牲环境换取经济发展的现象较为严重，环境规制体系不够完善，环境监管机制也相对较弱，没有发挥相应的正面作用。（ＩＰ对工业２）产业结构Ｈ

节能减排效率的影响为负，这表明重工业在工业中所占的比重越高，高污染、高能耗、高排放等企业所占比重越大，就越不利于节能减排的进行，这也证明了我国优化产业结构，淘汰或关闭“三高”企业的必要性。同时，中部、西部地区产业结构对节能减排效率的影响要略高于东部地区，这是因为近年来东部重工业往中部、西部地区迁移，导致中部、西部地区的能源消耗和污染排放比东部严重，对这些产业的调整节能减排效果更明显，效率也就更高。

响明显。

基于以上结论，为更好地推进工业节能减排，实现我国对国际社会的节能减排承诺及“十二五”）继续深入规划中的节能减排目标，本文建议：（１贯彻落实节能减排的目标责任制、地方政府问责制和“一票否决”制，着力提高我国中部和西部地区的节能减排效率。实践证明，中部和西部地区以污染环境换取经济增长的粗放型发展模式不可持续，东部地区及国际社会高污染、高能耗、高排放产业向中部和西部的迁移应该得到控制，树立绿色发展理念、推行节能减排工作、提高经济增长质量是中）创造良好部和西部地区经济发展的当务之急。（２的科研环境，加快节能减排关键技术的研发。研究表明，三种形式的技术创新都有利于提高工业节能减排效率。在当前可持续发展的趋势下，各地区应借助绿色金融等可持续发展资本，集中政府、企业和高校的科研力量，着力研发几个限制节能减排效率的关键技术，对突破现有的工业节能减排瓶颈、）加强工业激发工业节能减排潜力有重要意义。（３

本文以非径向、非导向基于松弛变量的ＳＢＭ－ＤＤＦ模型为基础，通过构建工业节能减排指数评

区、市）的工业估了２００５—２０１１年我国３０个省（节能减排效率，并重点分析了内生创新努力、本土创新溢出、国外技术引进三种类型技术创新对工业节能减排效率的影响。研究发现：我国工业节能减排效率呈现东部较高中部和西部较低的局面，北京、广东、青海三个地区位居全国前列而广西、山西、河北三个地区全国垫底；内生创新努力、本土创新溢出、国外技术引进三种类型技术创新对工业节能减排效率具有显著的正影响，且影响程度上，内生创新努力在东部、中部、西部三个地区的作用都是最大；本土创新溢出在创新环境优异的东部地区更显著，而国外技术引进则在开放程度相对较低的中部和西部地区作用更突出；环境规制对节能减排效率的作用有限，产业结构对节能减排效率的影

参考文献

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五、结论与建议

企业内生的技术创新，完善企业内部技术研发、科技进步的体制机制。相较于其他创新形式，目前我国工业节能减排效率的提高更依赖于企业内部的创新，而不是企业外部的技术进步。结合自身发展现状，企业能够更加高效地研发节能减排技术，提高）东部地区节能减排活力，深化节能减排工作。（４应着力营造更好的科研环境，重视本土创新溢出以更快地提高其工业节能减排效率。中部和西部地区则可以考虑加大其对外开放程度，结合区域发展实情引进国外清洁技术，充分发挥国外技术的引领作）加强环境规制力度，设计更好的环境规制用。（５工具与形式，完善环境规制的实施、监管机制，引导“波特假说”正效应显现。继续优化调整产业结构，降低重工业等高污染、高能耗、高排放企业在工业中所占的比重，鼓励工业循环经济与清洁生产，发展节能环保的工业产业。

　经济理论与经济管理［］Ａ．］３０Ｂ．Ｊａｆｆｅ．ＲｅａｌＥｆｆｅｃｔｓｏｆＡｃａｄｅｍｉｃＲｅｓｅａｒｃｈ［Ｊ．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９８９，５．　　　　　　

［］官建成，陈凯华．我国高技术产业技术创新效率的测度［］）３１Ｊ．数量经济技术经济研究，２００９，（１０．［］首都科技发展战略研究院．２０１２首都科技创新发展报告［３２Ｍ］．北京：科学出版社，２０１２．

［］魏守华，姜宁，吴贵生．］内生创新努力、本土技术溢出与长三角高技术产业创新绩效［３３Ｊ．中国工业经济，２００９，

（）２．

［］傅京燕，李丽莎．环境规制、要素禀赋与产业国际竞争力的实证研究［］）３４Ｊ．管理世界，２０１０，（１０．

（责任编辑：刘舫舸）

ＴＥＣＨＮＯＬＯＧＹＩＮＮＯＶＡＴＩＯＮＡＮＤＣＨＩＮＡＳＩＮＤＵＳＴＲＹ　　　　

ＥＮＥＲＧＹＳＡＶＩＮＧＡＮＤＥＭＩＳＳＩＯＮＲＥＤＵＣＴＩＯＮＥＦＦＩＣＩＥＮＣＹ　　　　　

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