环境规制影响能源消费的直接效应和间接效应

奥鹏网院作业

环境规制影响能源消费的直接效应和间接效应环境规制影响能源消费的直接效应和间接效应

摘 要： 环境规制是否以及如何影响能源消费，基于2000年-2015年省级层面的面板数据，实证检验了环境规制影响能源消费的直接效应和间接效应。结果表明，我国政府制定的环境规制政策不仅能够直接降低能源消费，还能够通过倒逼技术创新、提高外资进入门槛间接降低能源消费，但环境规制通过倒逼产业结构调整并没有对降低能源消费起到积极的作用。人均收入与能源消费呈显著的“倒U型”关系，符合库兹涅茨曲线假说，目前我国大部分省份已越过“倒U型”曲线拐点，进入能源消费随人均收入增长的下降阶段；物质资本投入、外资进入、工业比重增加及城镇化率提高不利于降低能源消费，技术进步对降低能源消费的作用不显著。

关键词： 环境规制； 能源消费； 直接效应； 间接效应

一、引言

随着全球经济发展及能源、环境问题的日趋突出，如何实现经济与能源、环境的协调可持续发展已成为各国共同关注的焦点。1972年，Meadows发表了研究报告《增长的极限》，该报告将整个世界作为研究对象，指出人口没有粮食就不能增长，粮食的增长依赖于资本的增长，更多的资本需要更多的资源，被抛弃的资源成为污染，污染扰乱人口和粮食的增长。主要结论为，假定经济系统不发生重大变化，世界资源将会枯竭，人口和工业的增长最迟将在下一个世纪内会停止。发生于20世纪70年代的两次石油危机，似乎印证了Meadows等人的结论，资源、环境的有限性开始引起经济学家的高度关注，能源问题以及由此引起的环境保护和规制逐渐进入学者们的研究视野，并受到各国政府的关注与重视。我国自改革开放以来，经济已从短缺转向过剩，但粗放的增长模式使经济发展面临严峻的资源环境瓶颈约束。《世界能源统计年鉴2017》显示，2016年中国能源消费量占全球能源消费总量的23.0%，已超过美国成为全球最大的能源消费国。巨大的能源消费和不合理的能源结构引发的环境污染和生态破坏，使可持

续发展面临严峻的挑战。如何寻找实现经济发展目标与兼顾资源环境承载力之间的平衡点，已上升为迫切需要解决的战略问题。为此，我国自“九五”计划起，就强调走节约能源、保护环境的可持续发展道路；十八届三中全会提出“要用制度保护生态环境”，环境规制开始上升为政府职能的重要方面，成为两型社会建设、统筹人与自然和谐发展以及实施可持续发展的重要保障。相关研究也引起了学者们的高度关注，大量研究文献随之出现，但已有研究较多地关注了环境规制对技术创新、产业绩效以及环境污染等的影响，对于环境规制是否以及如何影响能源消费却鲜有提及。部分文献检验了环境规制与能源效率或能源强度的关系，但仅限于环境规制的直接影响，有关环境规制如何通过中介效应影响能源消费，尚缺乏理论与实证方面的深入探究。环境规制如何影响能源消费，其直接和间接影响机理及影响方向、程度如何？能否找到有利于降低能源消费的环境规制路径？对于这些问题进行深入研究，无论是对于提高能源利用效率、降低能源消费，还是对于环境规制政策的合理制定与有效实施，都具有重要的理论及现实意义。

二、文献综述

古典经济学理论认为，市场机制是最有效的资源配置方式，但在解决外部性方面，市场机制却存在着“失灵”现象。“科斯定理”以及20世纪70年代产生的规制经济学，使人们逐步认识到政府必须在“环境市场”上有所作为，通过制定相关的规制政策对经济主体的某些行为(如能源过度投入、污染排放等)加以干预，以达到保持资源环境与经济协调发展的目标。经合组织(OECD)将环境政策工具划分为命令—控制手段、经济手段和劝说式手段三种[1]；世界银行(World Bank)将其划分为利用市场、创建市场、环境管制和公众参与[2]；国内学者张坤民和温宗国等(2007)[3]将环境工具划分为命令—控制手段、市场经济手段、自愿行动和公众参与。

自环境政策工具问世以来，有关环境规制效应的研究就引起了学者们的高度关注。从研究内容看，这些文献主要关注环境规制对生产率增长、技术创新和环境污染等方面的影响，且沿两个方向展开：一是对环境规制持消极态度，二是对环境规制持积极态度。如Gray(1987)[4]的研究表明，20世纪70年代美国实行的环境管制政策使制造业生产率平均增速出现下降；Walley和Whitehead(1994)[5]、Simpson和Bradford(1996)[6]等学者的研究表明，环境规制会使企业负担加重，导致产业绩效下滑。韩超和胡浩然(2015)[7]基于产业层面的研究表明，清洁生产标准规制对企业生产率增长具有一次性的挤出效应和累积的学习效应，但累积边际效应递减；徐志伟(2016)[8]基于省际工业数据的研究表明，提高环境规制水平会加重污染排放，即环境规制的“遵循成本”效应占主导地位。相对于“遵循成本”效应，Porter和Linde(1995)[9]提出的“波特假说”认为，严格且恰当设计的环境规制能够刺激企业的创新活动，由此产生的创新“补偿效应”能够部分甚至完全抵消环境规制的成本，有利于生产率的提高。Laplante和Rilston(1996)[10]以加拿大纸浆和纸制品行业为例，研究发现环境规制确实能够起到减少企业污染排放的作用；Marconi(2012)[11]以中国和欧盟14国为例，对比分析了环境规制对废气、废水排放密集型企业的影响，发现环境规制能够显著减少污染排放。王鹏和尤济红(2016)[12]对中国环境管制的效果进行了评价，认为环境规制整体上对中国工业绿色发展具有积极作用。屈小娥(2017)[13]基于省级层面的研究认为，“十一五”以来我国政府实行的环境规制政策对促进绿色生产率增长起到了显著的作用。少数文献关注了环境规制对能源效率的影响[14-16]，但由于环境规制指标选取、能源效率测算及研究方法的不同，有限的研究并没有得出一致性的结论；并且已有文献仅关注环境规制的直接效应，对于环境规制如何通过倒逼技术创新、产业结构调整及外商直接投资等中介因素影响能源消费，已有文献尚未提及。

本文在已有研究基础上，将环境规制效应研究扩展到能源消费。首先，分析了环境规制通过中介效应影响能源消费的作用机理；其次，在指标选取上，从环境规制的人力成本、物力成本与财力成本三个方面选取6个具体指标，构建环境规制强度指数，克服了单一指标难以全面表征环境规制的缺陷；在研究内容上，本文同时从直接效应和间接效应两个方面构建计量模型，实证检验环境规制对能源消费的影响，以便于提出更加有针对性的、切实可行的政策措施。

三、环境规制影响能源消费的中介效应

环境规制对能源消费的影响主要指政府通过不同的环境规制政策对能源消费产生影响的作用过程及结果。政府一方面可以通过颁布各种环境规制法律法规、以政府行政命令的方式直接干预高耗能企业的能源消费，强制企业执行节能标准，降低能源消费；另一方面，合理设计并有效执行的环境规制能够通过影响产业结构、技术创新、外商直接投资等中介因素间接影响能源消费。虽然已有文献关注了环境规制的规制效应，但却缺乏对环境规制如何促成能源节约的真正诱导机制及其实证分析的研究。对此，本文将从以下三个方面解析环境规制通过中介效应影响能源消费的作用机理，如图1所示。

     

图1 环境规制影响能源消费的中介效应

(一)技术创新的中介效应

环境规制通过倒逼技术创新对降低能源消费既有正面的“创新补偿”效应，也有负面的“遵循成本”效应和“回弹效应”。在严厉的环境规制下，企业不得不增加节能减排投资以达到规制目标，短期内增加了企业的额外成本；同时，增加的节能减排投资会对企业的生产性投资产生“挤出效应”，影响企业生产率的提高，甚至造成生产的无效率。但长期来看，合理设计的环境标准会刺激企业进行技术创新，即产生技术创新“补偿效应”，不但能够弥补甚至超过环境规制的遵循成本，提高企业竞争力，还能够达到节能减排的目的，因此被称为是“绿色”与效率“双赢”的政府管制。但技术创新也可能会产生“回弹效应”，一方面，技术创新会促进经济增长，更快的经济增长需要更多的能源投入，因而会增大对能源的需求量；另一方面，技术创新会导致能源开支减少，降低能源的实际价格，一定程度上增加了对能源的额外需求，导致能源消费增加。总之，从中介效应看，环境规制对能源消费的影响会随着技术创新能力的变化而变化，其影响方向取决于“遵循成本”效应占主导地位，还是“创新补偿”效应占主导地位。

(二)产业结构调整的中介效应

理论与实证研究一致认为，能源消费的大幅度上升一定程度上是产业结构比例失衡的结果。一个地区高能耗产业的规模越大，其能源消费量就越大。环境规制加重了高能耗企业的“遵循成本”负担，倒逼该类企业淘汰落后产能，并选择发展技术和知识密集型的高技术产业、现代服务业等绿色清洁产业以内化其资源环境成本，或者选择将高能耗企业迁移至资源丰裕的地区。因此，合理设计并有效实施地环境标准有助于地区产业和企业群体的强制性“精洗”，从而驱动产业结构的合理化调整并降低能源消费。但对于那些资源丰裕、经济发展高度依赖资源型产业的地区而言，严厉的环境规制不仅在短期内难以起到优化产业结构的目的，还有可能会放大环境规制的“遵循成本”效应。有学者的研究表明，实现节能降耗的30%～40%依靠技术进步，而60%～70%则需要通过调整产业结构和工业内部结构、降低高能源密度行业在工业中的比重来实现[17]。因此，从中介效应看，环境规制对能源消费的影响会随着地区产业结构合理化程度的变化而变化，具有不确定性，有待于进一步的实证检验。

(三)外商直接投资的中介效应

环境规制通过影响地方政府的招商引资政策，改变外商企业的投资区位选择而影响能源消费。在开放条件下，利用外资发展经济已成为包括中国在内的发展中国家的重要选择，外资进入不仅弥补了流入地资本、资金、技术不足的问题，也为流入地带来了先进的管理理念和技术水平。此外，外资进入还可以通过技术外溢效应以及产业间的前后向关联效应影响东道国的技术创新能力。但在我国以GDP为核心的政绩考核与晋升制度下，患上“发展饥渴症”的地方政府聚集于“政治锦标赛”。为了吸引外来资本而导致的环境规制无序化“逐底竞争”和“非完全执行”等现象不断加剧，并且这种“逐底竞争”行为容易招致低质量资源消耗量大的外资企业的进入，使得流入地容易陷入环境规制的“低水平”均衡并成为发达国家资源消耗型、污染密集型企业的“避难所”。但环境规制标准趋严所吸引的高质量外商资本，也会为东道国带来先进的生产技术和管理工艺，增强了该地区的技术创新能力和溢出效应，从而凸显环境规制的节能减排效应。总之，从中介效应看，外商直接投资同时扮演着“魔鬼”与“天使”的双重角色，环境规制对能源消费的影响也会随着地区外商投资水平的变化而变化，其影响方向如何，还需要进一步的实证检验。

四、变量选取及模型设定(一)变量选取

本文研究环境规制对能源消费的影响，所选变量包括被解释变量和解释变量。被解释变量为能源消费，解释变量包括环境规制变量及其他控制变量。

1. 能源消费(lnEC)

能源消费是本文的被解释变量，用各省能源消费总量表示，单位为万吨标准煤。

(1)对比裸塔模型与全桥模型动力特性可知，全桥的振动周期比裸塔自振周期大，是由于等效单自由度体系质量与刚度之比m/k增大的结果。同时有结果可知，裸塔模型和全桥模型的前几阶主振型基本一致。

2. 环境规制(lnER)

环境规制是本文的核心解释变量。为了全面反映政府环境规制的效果，从环境规制的投入成本与和产出效果两个方面构建环境规制强度指标。在环境规制的成本指标方面，从环境规制的人力成本、物力成本和财力成本三个方面选取相关指标。其中，环境规制的人力成本指标，用环境行政主管部门的人员数(环保局人员+环境监测人员+环境监察人员)表示；环境规制的物力成本指标，用废水治理设施数与废气治理设施数之和表示；环境规制的财力成本指标，用环境污染治理投资占GDP的比重表示。在环境规制的产出指标方面，选取各地区单位“三废”排放量的经济产出，即用各省工业增加值与工业废水排放量、工业废气排放量和工业固体废弃物产生量的比值来衡量，其中工业增加值以2000年为基期平减。最后，利用熵值法将其合并为环境规制强度综合指数。

3. 控制变量

(1)经济发展水平(lnY)，用人均国内生产总值来表示，并以2000年为基期，用GDP指数平减。(2)物质资本(lnK)，用各省份人均物质资本存量来表示。物质资本存量的计算参考张军和吴桂英(2004)[18]的永续盘存法，即Kit=Kit-1(1-δit)+Iit，其中Kit、Kit-1分别是本期和上一期的资本存量，Iit是当年投资额，用固定资本形成额表示，并用固定资产投资价格指数平减。δit是经济折旧率，同样采用9.6%的折旧率。用各省物质资本存量除以年末人口数得到人均物质资本存量。(3)技术创新(lnTEC)，以万人专利授权量(项/人)来表示，具体用各省专利授权量(项)比年末人口数(万人)得到。(4)产业结构(lnINDU)，用工业总产值占地区生产总值的比重衡量。(5)对外开放度(lnOPEN)，用实际吸收外商直接投资与地区生产总值之比表示，实际吸收外商直接投资根据历年外汇比率将美元换算为人民币。(6)城镇化率(lnURBA)，用非农业人口占总人口的比重表示。

以上变量所用数据来源于中国经济与社会发展数据库、《中国环境年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国固定资产投资年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》和各省份相应年份的统计年鉴，个别缺失数据采用线性插值法补齐。变量的描述性统计指标见表1。

为从根本上破解这一困局，郝哲选择将“日光温室的引进试验研究与示范推广”作为自己工作后的第一个课题。但因日光温室在当时的榆林还是新生事物，尚无经验可供借鉴，加之自己是中专学历，又缺乏实践经验，郝哲对于即将面对的困难做好了充分的心理准备。

表1 变量的统计描述

     

变量符号均值标准差最小值最大值能源消费lnEC9.034 10.780 26.253 810.568 7环境规制lnER-3.507 70.495 6-4.892 9-2.200 0经济增长lnY8.958 90.555 67.886 710.578 0物质资本lnK7.962 51.215 04.159 710.472 0技术创新lnTEC0.336 91.363 3-3.641 33.768 4对外开放度lnOPEN0.460 51.111 8-6.564 52.684 2产业结构lnINDU 3.805 80.214 32.980 64.096 6城镇化率lnURBA3.481 80.429 42.642 64.546 0

(二)模型设定

1. 直接影响模型

根据以上变量设定，构建面板数据计量模型如下

lnECit=α1lnERit+α2lnYit+α3(lnYit)2+α4(lnYit)3+α5lnKit+α6lnTECit+α7lnOPENit+α8lnINCDUit+α9lnURBAit+μit

(1)

模型(1)中，i表示省份，t表示年份；ECit为能源消费变量；ER、Y分别表示环境规制强度与人均收入，(lnYit)2(lnYit)3分别为人均收入的平方项和立方项，目的是为了检验能源消费和人均收入之间可能存在的非线性关系。lnK、lnTEC、lnOPEN、lnINDU、lnURBA分别为物质资本、技术创新、对外开放、产业结构和城镇化率；α1-α9为各变量的回归系数；μit为随机误差项。为了减少异方差的影响，对所有变量均取自然对数，表示为ln。

2. 间接影响模型

为了研究环境规制通过中介因素对能源消费的间接影响，对直接效应模型(1)扩展，构建包含环境规制与技术创新、对外开放度和产业结构交互项的间接影响模型，如模型(2)所示

lnECit=α1lnYit+α2(lnYit)2+α3(lnYit)3+α4lnKit+α5lnURBAit+β1lnERit×lnTECit+β2lnERit×lnOPENit+β3lnERit×lnINDUit+μit

该方法根据网络的不同情况将网络进行拆分,再根据每一个部分的特点采用不同的方法进行混合预测.De[13]等人根据节点的属性和网络结构将目标网络分为两层,第一层根据节点获得的信息判断两个节点之间产生连接的可能性,第二层根据网络的结构,结合AA指标,采用协同聚类的方式获取特征值,最后通过支持向量机完成整个预测过程;Chen[14]等人提出网络稀疏化框架,通过四种不同的方法稀疏化目标网络,对稀疏化后的网络逐一训练分类器,并整合在一起进行综合预测.该方法将特定网络以特定方法分解后能有效预测网络链路,但普适性不佳.

(2)

模型(2)中，lnERit×lnTECit、lnERit×lnOPENit、lnERit×lnINDUit分别为环境规制强度与技术创新、对外开放度、产业结构的交互项；β1、β2、β3分别为交互项的回归系数；其他变量的含义与模型(1)相同。

五、实证结果及分析(一)模型检验

1. 单位根检验

单位根检验主要用来判断面板数据的稳定性，检验的方法主要有LLC、IPS、Fisher-ADF检验等。为了得到稳定的检验结果，本文分别采用以上三种方法对面板数据变量及其一阶差分变量进行单位根检验，以便于检验结果相互验证，见表2。

表2显示，所有变量都是非平稳的。但其一阶差分变量除DlnINDU在10%显著性水平下平稳外，其余变量均在1%水平下拒绝原假设，即所有变量均为一阶单整。

2. Hausman检验

Hausman检验用于判断模型中的个体影响为固定效应还是随机效应，检验的原假设为随机模型中个体影响与解释变量不相关。若不能拒绝原假设，表明应该选用随机效应模型；反之，则选用固定效应模型。检验结果表明，直接效应模型(1)中分别考虑人均收入的一次项、二次项和三次项，其Chi-sq. Statistic分别为149.17、131.77和85.98，P值均为0.000 0；表明应该拒绝原假设，选择固定效应模型。间接效应模型(2)中，分别考虑人均收入的一次项、二次项和三次项后，Chi-sq. Statistic分别为45.22、38.11和27.74，P值均为0.000 0，表明应该选择固定效应模型。因此，无论是直接效应模型还是间接效应模型，均应选择固定效应回归。

表2 单位根检验结果

     

变量LLCIPSADF统计量P值统计量P值统计量P值lnEC-22.59 90.000 0-2.824 70.002 4150.690 20.000 0DlnEC-2.893 30.001 9-5.008 20.000 0182.133 00.000 0lnER-4.176 80.000 0-0.153 80.438 967.826 00.285 3DlnER-5.507 70.000 0-8.547 30.000 0345.930 00.000 0lnY10.670 01.000 0-11.219 00.000 0490.360 00.000 0DlnY-5.158 10.000 0-12.445 00.000 0770.590 00.000 0lnK-3.855 50.000 16.538 61.000 030.820 00.999 7DlnK-6.648 30.000 0-5.802 60.000 0187.700 00.000 0lnTEC5.417 91.000 015.116 01.000 04.286 71.000 0DlnTEC-10.534 00.000 0-8.685 80.000 0313.630 00.000 0lnOPEN-5.169 30.000 0-0.906 90.182 2131.650 00.000 0DlnOPEN-12.135 00.000 0-8.031 90.000 0403.250 00.000 0lnINDU-2.570 50.005 13.692 70.999 940.877 00.982 4DlnINDU-1.392 70.081 9-3.680 70.000 1166.260 00.000 0lnURBA-6.373 60.000 0-0.910 20.181471.574 0 0.189 9DlnURBA-12.585 00.000 0-6.535 80.000 0234.810 00.000 0

注：D表示一阶差分。

(二)回归结果及分析

1. 环境规制对能源消费的直接影响

网络动态稳定性分析的常用方法是：采用节点或边移除的方法使节点或边失效，考察移除响应节点或边后网络拓扑结构或功能的变化情况[15]。在此过程中，节点或边移除主要采取随机失效(random failure)和蓄意攻击(intentional attack)两种策略。随机失效即随机选择并移除网络中的节点或边使其失效；蓄意攻击即按照节点或边重要度大小依次移除节点或边以造成其失效[8]。

以2000年-2015年我国30个省(自治区、直辖市)的能源消费为被解释变量，以环境规制及其他控制变量为解释变量，对模型(1)进行固定效应回归，结果见表3。模型1、模型2、模型3分别为依次添加人均收入一次项、二次项和三次项的回归结果。

所有的金融经营都要以占用他方的货币资源作为自身发展的基础，如银行占用客户存款、保险公司占用客户保费、基金和债券发行人要占用客户货币资金等，同时行业的发展还必须要有相关市场的发展为依托，因此从内部和外部都会对这种经营形成一定的生长约束和风险约束。

由表3可知，环境规制强度回归系数在三个模型中均为负，且系数检验1%显著，回归系数大小基本一致，即环境规制强度每提高1个百分点，能源消费量将会下降0.34个百分点。表明我国政府实行的环境规制政策对降低能源投入、缓解能源压力起到了显著的促进作用。首先，政府可以通过颁布行政命令，制定节能目标、关停并转高能耗企业等方式，直接限制企业能源的使用比例。严厉的环境规制也会迫使地区内部的高耗能企业采取迁出或提高能源利用效率的方式降低能源使用量。其次，随着环境规制强度由弱变强，会对能源的生产和消费方式产生冲击，促使企业使用更为清洁的能源或者进行能源领域的技术创新，从源头上提高了能源效率，降低了能源消费。再次，随着居民受教育水平的提高，居民的环保意识也会随之不断増强，因而更倾向于消费清洁环保的能源产品，这将倒逼企业加大对能源领域技术创新的研发投入；由创新带来的收入将会抵消甚至超过企业的环境规制成本，由此既増强了企业的技术创新能力，促进了能源利用效率的提高，也对减少能源消费起到了积极的作用。

表3 环境规制影响能源消费直接效应回归结果

     

变量模型1模型2模型3lnER-0.341 6∗∗∗(-4.342 1)-0.344 9∗∗∗(-4.301 9)-0.343 2∗∗∗(-4.255 6)lnY1.340 6∗∗∗( 4.620 8)9.674 9∗∗∗(3.068 2)-7.54 4(-0.226 9)lnY2—-0.464 0∗∗( -2.719 4)1.416 2(0.385 5)lnY3——-0.068 1(-0.512 6)lnK0.247 8∗∗∗(5.627 3)0.239 7∗∗∗(5.307 8)0.239 4∗∗∗(5.285 4)lnTEC-0.010 0(-0.253 9)-0.004 7(-0.123 9)-0.004 3(-0.108 2)lnOPEN0.003 4(0.208 6)0.003 2(0.196 7)0.002 9(0.176 5)lnINDU0.230 0∗(1.895 7)0.235 6∗(1.982 7)0.237 4∗(1.978 1)lnURBA0.426 6∗∗∗(3.692 3)0.429 6∗∗∗(3.806 4)0.425 8∗∗∗(3.763 5)cons-8.826 5∗∗∗(-3.522 5)-46.188∗∗∗(-3.188 1)6.141 4(0.064 5)R20.942 60.943 80.943 8

注：(1)分别加入环境规制的一次项、二次项和三次项进行回归，但二次项、三次项系数检验均不显著，故本文未考虑环境规制的一次项、二次项和三次项；(2)括号内为t统计值；(3)***、**、*分别表示系数检验1%、5%、10%显著。

从人均收入的回归结果看，模型1人均收入回归系数显著为正；引入二次项后，模型2中人均收入的一次项系数显著为正，二次项系数显著为负，模型3中人均收入回归系数检验均不显著，这说明目前我国经济增长与能源消费之间呈现显著的“倒U型”关系，符合库兹涅茨曲线假说。即在经济发展的早期阶段，以能源大量投入为主的粗放型发展模式占主导地位；当经济增长越过某一拐点之后，随着经济发展水平的提高，先进技术、知识和设备逐渐被广泛应用，技术进步成为经济增长的主要驱动力，这对提高能源效率产生了积极作用。随着能源利用效率的不断提高，单位经济产出的能源投入减少，能源消费量开始下降。因此，长期来看，能源消费将随经济增长呈现出一种“先上升、后下降”的变化趋势。

根据模型2的估计结果，本文计算了“倒U型”曲线的拐点，即ξ=exp(-9.674 9/2)×(-0.464 0))=33 709.63。结果表明，在人均GDP达到33 709.63元/人时，能源消费量会随经济增长而下降。根据统计数据，2011年我国人均GDP为36 403元/人，已越过拐点，目前正处在“倒U型”曲线拐点的右边，进入能源消费随经济增长的下降阶段。分省份看，2015年，除西藏(31 999元/人)、贵州(29 847元/人)、云南(28 806元/人)、甘肃(26 165元/人)四个省区外，其余省份均已越过拐点，进入能源消费随经济增长的下降阶段。

其他控制变量中，资本投入回归系数1%显著为正，三个模型中系数大小几乎一致，即资本投入每增加1%，能源消费将会上升0.24%，这和我国投资驱动型的粗放型经济增长模式密切相关。技术创新回归系数不显著为负，说明技术进步能够降低能源投入，但目前这一作用还有待于进一步加强。外商直接投资回归系数为正，表明外资进入消耗了中国的能源资源，模型(1)-(3)回归结果基本一致，但系数检验均不显著。以地区工业产值占生产总值比重表示的产业结构回归系数10%显著为正，三个模型中回归系数大小基本一致，表明以工业制造业为主的第二产业仍然是能源消费的主体，这些产业大多为钢铁、水泥、电解铝等高耗能产业，单位产值能耗多，降低难度大，因此通过产业结构调整降低能源消费还需要较长的时间。城镇化率回归系数为正，且系数检验1%显著，3个模型中系数大小几乎一致，即城镇化率每提高1%，能源消费将会增加0.43%。目前，我国正处在城市化进程快速推进，城市人口快速增长时期，而城镇居民人均能源消费远高于农村居民，因此，如何在城市化推进过程中降低能源消费是一个值得深入研究的重要问题。

2. 环境规制对能源消费的间接影响

表4为基于间接效应模型(2)的回归结果。由表4可知，环境规制与技术创新交互项回归系数为负，三个模型中回归系数检验均显著且系数大小几乎一致，表明现阶段环境规制能够通过倒逼技术创新降低能源投入。一方面，环境规制通过倒逼技术创新可以提高能源利用效率，减少能源使用量；另一方面，环境规制通过倒逼技术创新能够实现能源结构的优化，降低一次性能源消费比重。能源消费结构变动受技术水平制约已被大量事实所证明，特别是以降低能源消费、保护环境为目的绿色技术进步，能够减少对燃煤等一次性能源的使用，增大天然气、电力等清洁能源的使用比例，通过能源结构优化既提高了能源利用效率，也降低了能源投入量。同时，环境规制通过倒逼技术进步促进了传统的以高能耗、高排放为主的资源密集型企业的转型升级，在技术溢出作用下，技术进步领先地位的厂商会带动其他厂商的技术进步，从而带来整体能源利用效率的提高，降低能源使用量。因此，政府制定的各种环境规制政策措施，短期内可能会增加企业的内部成本，但从长期来看，环境规制的倒逼机制能够有效促进企业的技术创新活动，弥补创新成本，提高能源效率，降低能源消费。

环境规制与外商直接投资交互项回归系数为负，且系数大小基本一致，但系数检验不显著。表明我国政府实行的环境规制政策能够通过优化外资质量、提高外商投资企业的能源门槛间接降低能源使用量，但目前这一作用还不显著。可能的原因在于，一方面，在以GDP为核心的政绩考核机制下，为了吸引更多的外商投资企业发展本地区经济，以便于在财政乃至政治竞争中脱颖而出，地方政府对环境规制政策表现出象征性执行、选择性执行或消极执行等“非完全执行”现象[19]；环境规制的“逐底竞争”行为容易招致资源密集型的低质量外资企业的进入，不但消耗了大量能源资源，也带来严重的污染排放。另一方面，随着我国对外开放力度的加大，流入我国的外资企业越来越多，虽然目前我国涉及外商直接投资的法律法规较多，但几乎均没有涉及到能源使用方面的技术性法规措施，从而导致外商投资者难以系统清晰地了解此方面的法律法规。有关外资并购的法律法规在引导外商投资产业选择、能源使用技术要求等方面也没有提出具体要求。因此，应进一步规范外资进入的能源技术门槛及能源使用技术规范，充分发挥环境规制倒逼外资进入的节能效应。

环境规制与产业结构交互项回归系数为正，但系数检验不显著，说明目前环境规制通过倒逼产业结构调整并没有对能源的节约使用起到积极的作用。当对排污企业施加严厉的环境规制约束时，边际治污成本较低的企业就会获得“绿色”发展的比较优势，而边际治污成本较高的企业因其较差的成本上涨承受能力，导致其行业规模逐渐萎缩。因此，严厉的环境规制会淘汰污染密集型的落后产能和过剩产能，从而成为产业结构调整的新的驱动力。环境规制还可以通过培育绿色需求，促使各种生产要素从生产率较低的非清洁生产型产业转向生产率较高的清洁生产型产业，实现产业价值链向高端延伸，优化产业分工带来的规模经济利益和比较优势利益，从而提升绿色效率，达到降低能源投入的目的。因此，合理的环境规制标准有助于驱动地区产业结构的“绿色化”调整，进而降低能源消费。但与发达国家相比，我国的环境规制强度仍然偏低，且存在非正式规制手段(如公民的环保意识、环保组织等)单一等问题[20]。短期内环境规制标准的趋严不仅难以促进产业结构的优化升级，而且会放大“遵循成本效应”。因此，发挥环境规制倒逼产业结构调整的节能减排效应还需要较长的时间。其他控制变量回归结果与表3基本一致，只是回归系数大小有微弱的差别。

表4 环境规制影响能源消费间接效应回归结果

     

模型1模型2模型3lnERit×lnTECit-0.085 7∗∗(-8.213 6)-0.086 2∗∗∗(-7.922)-0.086 0∗∗∗(-8.033 2)lnERit×lnOPENit-0.001 4(-0.327 4)-0.001 4(-0.335 4)-0.001 3(-0.327 5)lnERit×lnINDUit0.008 5(0.780 6)0.006 7(0.592 8)0.006 7(0.580 3)lnY1.181 5∗∗∗(4.019 4)8.660 6∗∗(2.591 9)-7.300 2(-0.234 1)lnY2—-0.415 7∗∗(-2.312 4)1.327 2( 0.401 8)lnY3——-0.061 3(-0.534 7)lnK0.257 6∗∗∗(5.466 1)0.249 4∗∗∗(5.102 7)0.249 3∗∗∗(5.092 1)lnURBA0.442 7∗∗∗( 3.927 1)0.446 0∗∗∗(4.017 6)0.442 6∗∗∗(3.980 1 )cons-6.654 9∗∗(-2.602 5)-40.211 0∗∗(-2.602 9)8.294 7(0.095 2)R20.943 80.944 80.944 8

注：括号内为t统计值；***、**、*分别表示系数检验1%、5%、10%显著。

六、结论及建议

本文以省级经济单元为研究对象，以环境规制影响能源消费的直接效应和间接效应为研究重点，将环境规制效应研究从产业绩效、技术创新、环境污染等领域扩展到能源消费领域。首先，从理论上解析了环境规制通过中介因素影响能源消费的作用机理；其次，通过构建面板数据计量模型，实证检验了环境规制影响能源消费的直接效应和间接效应。结果表明，我国政府实行的环境规制政策不仅具有显著的直接降低能源消费的作用；还能够通过倒逼技术创新间接降低能源消费，但环境规制通过优化外资质量降低能源消费的作用不显著，通过倒逼产业结构调整的作用有限。控制变量中，人均收入与能源消费呈显著的“倒U型”关系，符合库兹涅茨曲线假说。目前我国大部分省份已越过“倒U型”曲线拐点，进入能源消费随人均收入增长的下降阶段；物质资本投入、外商直接投资、工业产值比重增加及城镇化率不利于降低能源消费；技术进步对降低能源消费的作用不显著。以上结论的重要启示如下。

(1)环境规制政策措施的制定应以产业结构的“绿色化”调整和技术创新水平提升为导向，以充分发挥结构调整及技术创新对能源节约的中介效应。本文的实证结果表明，环境规制倒逼技术创新的节能效应显著，但环境规制通过倒逼产业结构调整并没有对能源的节约使用起到积极的作用。因此，环境规制政策工具的设计及运用应以挖掘产业节能潜力，改进生产技术特别是绿色技术创新为目的，激励企业进行产品结构调整，构建节能型的产业结构、工业结构。借助政府环境规制工具，建立产业节能降耗的长效机制，加大产业结构调整力度；在质量方面，通过挖掘企业内部节能潜力，依靠技术节能降低重点用能产业能耗水平，提高产业整体的能源利用效率；在数量方面，通过调整产业之间、工业之间的比例关系，压缩高能耗产业，发展壮大低能耗产业、循环产业及高技术产业降低能源消费。在经济全球化进程中，注重培养形成具有竞争力的产业集群，从而形成国内产业结构调整和产业升级的同时，带动能源效率的提高和能源消费的降低。

(2)重视并发挥环境规制倒逼外资结构优化及质量提高的节能效应。本文的实证结果表明，环境规制能够通过倒逼外资结构调整降低能源消费，但目前这一作用并不显著。因此，在利用外资过程中，应重视政府环境政策的执行及运用，设定合理规范的能源门槛，以政府环境行政手段强制外资企业推行节能规范及能源使用技术标准。随着对外开放的深入，相关的节能降耗法律法规也应与时俱进，随时修改完善。目前我国涉及外商直接投资的法律及行政法规、部门规章、规范文件较多，但有关能源使用方面的技术性法规措施几乎没有，从而使外商投资企业难以系统了解我国能源使用方面的技术及法律法规。因此，应尽快出台针对性强、可操作的能源立法及技术规范。此外，要充分利用外资企业带来的技术、知识外溢效应和产业结构调整效应提高能源利用效率。

(3)本文的实证结果表明，技术创新、产业结构、外资进入、城镇化水平等也是影响能源消费的重要因素。结合目前我国经济发展进入提质增效新阶段的特殊性，挖掘节能减排潜力，降低能源消费，一是要鼓励企业加大对节能减排领域的技术研发投入，充分发挥技术创新在节能减排中的引领作用，大力开发太阳能、风能、水电、核电等清洁能源，实现“技术节能”。二是调整与优化产业结构、工业结构，遵循“控制增量，优化存量”的原则，协调好产业发展与资源使用的关系，指导产业结构、工业结构逐步向资源节约型、环境友好型转变。三是转变招商引资思路，提高外资进入的能源环境门槛。在引资模式上，应着重引进技术领先、研发能力强、技术及知识密集度高的外商资本；在引资结构上，应着重引进能够培育新型人力资本、提供新型研发技术，以高技术产业和先进制造业为主的外资企业。此外，在大力推进城市化进程中合理利用能源资源，转变城市经济增长方式，建立资源节约、环境友好的新型城镇化模式，对于降低城市能源消费也具有重要意义。

参考文献

[1]张世秋,李彬.经济合作与发展组织.环境管理中的经济手段[M].北京:中国环境科学出版社,1996:8-9.

[2]K.哈密尔顿等.里约后五年:环境政策的创新[M].张庆丰,张世秋,严琛译.北京:中国环境科学出版社,1998:10-11,22-31．

[3]张坤民,温宗国,彭立颖.当代中国的环境政策:形成、特点与评价[J].中国人口.资源与环境,2007,17(2):1-7.

[4]Becker G S. Crime and Punishment: An Economic Approach[J]. The Journal of Political Economy, 1968, 76(2):169-217.

[5]Walley N, Whitehead B. It was not Easy Being Green[J]. Harvard Business Review, 1994, 2(1):1-3.

[6]Simpson D R, Bradford R. Taxing Variable Cost: Environmental Regulation as Industrial Policy[J]. Journal of Environmental Economics and Management, 1996, 32(1): 58-62.

[7]韩超,胡浩然.清洁生产标准规制如何动态影响全要素生产率[J].中国工业经济,2015(5):70-82.

[8]徐志伟.工业经济发展、环境规制强度与污染减排效果[J].财经研究,2016(3):134-144.

[9]Porter M E, Der Linde C V. Toward a New Conception of the Environment Competitiveness Relationship[J]. Journal of Economic Perspectives, 1995, 9(4): 97-118.

[10]Laplante B, Rilstone P. Environmental Inspections and Emissions of the Pulp and Paper Industry in Quebec[J]. Journal of environmental Economics and Management, 1996, 31(1): 19-36.

[11]Marconi D. Environmental Regulation and Revealed Comparative Advantages in Europe: Is China a Pollution Haven?[J]. Review of International Economics, 2012, 20(3): 616-635.

[12]王鹏,尤济红.中国环境管制效果的评价研究[J].经济社会体制比较,2016(5):25-42.

[13]屈小娥.基于能源和环境约束的中国工业绿色增长效率研究[M].北京：经济科学出版社,2017.

[14]陈德敏,张瑞.环境规制对中国全要素能源效率的影响[J].经济科学,2012(4):49-65.

[15]尤济红,高志刚.政府环境规制对能源效率影响的实证研究——以新疆为例[J].资源科学,2013,35(6):1212-1219.

[16]皇慧慧.政府环境规制对中国全要素能源利用效率的影响研究[D].安徽大学,2018.

[17]晏艳阳,宋美喆.我国能源利用效率影响因素分析[J].软科学,2011,25(6):28-31.

[18]张军,吴桂英,张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952-2000[J].经济研究,2004(10):35-44．

[19]张华.地区间环境规制的策略互动研究——对环境规制非完全执行普遍性的解释[J].中国工业经济,2016(7):74-90.

[20]原毅军,谢荣辉.环境规制的产业结构调整效应研究——基于中国省际面板数据的实证检验[J].中国工业经济,2014(8):57-69.

Direct and Indirect Effects of Environmental Regulation on Energy Consumption

SUN Zao, QU Wen-bo

(School of Economics and Finance, Xi’an Jiaotong University, Xi’an 710061, China)

Abstract：Whether and how environmental regulation affects energy consumption is rarely mentioned in the literature. This article first analyzes the impact mechanism of environmental regulation on energy consumption through mediation effect. Then we builds a panel data measurement model and based on the panel data of provincial level from 2000 to 2016, we empirically tests the direct and indirect effects of environmental regulation on energy consumption. The results show that the environmental regulation policy formulated by the Chinese government can not only directly reduce energy consumption, but also indirectly reduce energy consumption by forcing technological innovation and increasing foreign investment barriers. However, environmental regulation has not played a positive role in reducing energy consumption by forcing industrial restructuring. Per capita income and energy consumption show a significant “inverted U-shaped” relationship, in line with the Kuznets curve hypothesis. At present, most of China’s provinces have crossed the “inverted U-shaped” curve inflection point, entering the stage of decline in energy consumption with per capita income growth. The input of material capital, the entry of foreign capital, the increase of industrial proportion and the increase of urbanization rate are not conducive to reducing energy consumption. The effect of technological progress on reducing energy consumption is not significant. How to play the role of environmental regulation in the sustainable use of energy should be based on the corresponding institutional arrangements, that is, we should consider the direct energy-saving effect of environmental regulation, and pay more attention to the indirect energy-saving effect of environmental regulation.

Key words：environmental regulation; energy consumption; direct effect; indirect effect