产业结构升级、能源效率与绿色发展的影响研究

莫国伟， 李 敏， 张温馨

(南宁师范大学 经济与管理学院， 南宁 530511)

“绿色发展”是新发展理念的重要内容，是新阶段推进产业结构绿色转型升级与经济高质量发展的题中之义。中国经济发展进入新常态，在“双碳”目标背景下，经济结构战略性调整和产业结构转型升级加快推进，绿色发展水平将迈上新台阶。国家统计局数据显示，2000—2021年，中国能源消费总量从146 964万吨标准煤提升到524 000万吨标准煤，高投入、高能耗、高污染的粗放型发展模式严重制约了中国经济高质量绿色发展。针对此类问题，国家在《“十四五”规划和2035远景目标纲要》中提出发展绿色金融，支持绿色技术创新，推进清洁生产，发展环保产业，推进重点行业和重要领域绿色化改造，降低碳排放强度。这为在新发展格局背景下培育新兴产业、加快产业结构升级、以绿色发展为主的经济高质量发展指明了方向。

产业结构升级、绿色发展分别作为中国高质量经济转型发展的重要推力与必然要求，二者之间可能存在的内在联系值得探究。随着新型城镇化快速推进、西部陆海新通道与“两带一路”等区域发展战略的提出和实施，可能通过以供给侧结构性改革而推动的产业结构升级，进而影响能源利用效率的双重作用。一方面，产业结构升级伴随着各种正外部性，以绿色技术进步带动能源效率的提升，促进绿色经济发展；另一方面，产业结构升级也可能通过扩大地区生产规模及加大资源投入量，加速能源消耗与相应的非期望产出，不利于经济绿色发展。因此，中国经济高质量发展必然以推进产业结构转型升级为核心，以绿色发展作为中国经济高质量发展的必由之路与重要标志，产业结构升级与绿色发展之间可能存在的影响方向与作用机制是一个值得探究的重要问题。

1 文献综述

从现有文献的结论来看，产业结构升级对绿色发展的影响具有双重效应。一方面，产业结构升级对绿色发展具有促进效应。产业结构升级的过程中，通过正外部性、优化要素资源配置、技术溢出效应等提升了绿色全要素生产率，其主要推力来源于“生产率红利”“结构红利”。李莎、朱帮助等研究表明，产业结构优化升级显著促进绿色发展[1-2]。陈兵等研究发现，中国的产业结构升级对绿色全要素生产率存在显著的省际差异[3]。韩晶等以中国城市为样本，研究发现绿色发展存在较为明显的路径依赖特征[4]。部分研究从对外直接投资、创新、环境规制与人力资本等视角出发，均发现产业结构升级对绿色发展具有促进效应[5-8]。另一方面，产业结构升级对绿色发展具有抑制效应。产业结构升级因产业差别与地区差别的限制[9]，造成经济社会消费结构与投资结构的适应性调整，弱化“结构红利”对经济增长的贡献。王燕等研究发现，高新技术产业与生产性服务业产业协同集聚产生拥挤效应、挤占效应和回弹效应的负外部性会抑制绿色全要素生产[10]。余泳泽等研究发现，中国生产性服务业发展对提升全要素生产率起反作用[11]。刘志彪指出部分地区执着于产业结构升级的美好愿景，不断强化对产业结构升级的干预，造成供求结构错配，进而出现一定程度的“结构性减速”[12]。逯进等将中国省份划分为“领先型”“追赶型”和“落后型”模式，研究发现“落后型”模式会阻滞产业结构升级对绿色全要素生产率的正向影响[13]。同时，部分研究指出地方政府绝对竞争与相对竞争、短期内人口流动，仍抑制了绿色经济发展[14-15]。

显然，产业结构与绿色发展之间的关系具有双重效应的综合效果。部分学者通过实证发现，产业结构与绿色发展之间存在非线性关系。王兵等从产业内部视角研究发现，结构转换与绿色全要素生产率呈现倒“U”型关系[16]。任阳军等研究发现，无论在长期或短期，产业协同集聚对本市GTFP的直接影响呈倒“U”型[17]。王燕等研究发现，在正负外部效应的共同作用下产业协同对绿色全要素生产率的影响呈现出“U”型[10]。曾起艳等基于门槛模型分析后发现产业结构对全要素生产率具有非线性影响机制[18]。

伴随着绿色发展研究的深入，部分学者关注到有关产业结构升级、能源效率与绿色发展(绿色全要素生产率)三者关系的研究。刘赢时等研究发现，产业结构升级、能源效率及两者交互作用对绿色全要素生产效率具有正向推动作用[19]。周肖肖等研究发现，中国经济增长显著存在能源效率与产业结构协同效应，能源效率可通过倒逼产业结构优化促进经济增长[20]。已有研究表明能源效率的提高本质上来自技术进步，产业结构升级过程中得力于技术进步而逐步降低经济体对能源的依赖，提高能源利用效率将倒逼产业结构进一步优化升级，促进绿色发展[21]。

综上所述，既有文献对产业结构升级、能源效率与绿色发展(绿色全要素生产率)之间的关系开展了较为丰富的探讨，但仍存在不足之处，一是鲜有文献从能源效率的视角，将三者纳入同一分析框架而开展理论与实证研究，二是大部分文献从产业结构升级对绿色发展的单向研究入手，缺乏两者之间的内在逻辑关系(即非线性关系)。基于此，本文从能源效率的视角出发，将产业结构升级、能源效率和绿色发展纳入同一分析框架开展理论分析及实证检验，探究产业结构升级与绿色发展之间存在的非线性关系。

2 理论与假设

2.1 产业结构升级与绿色发展

在经济体发展的初始阶段，产业结构转型升级刚起步，产能规模快速扩张将加剧能源消耗，引起非期望产出的增加量大于由技术溢出、知识共享等正外部性所引致非期望产出的减少量。此时，城镇化水平与人力资本水平相对较低，民众环保意识较弱、对高环境质量的诉求相对较低，企业开展污染处理活动无法形成对能源消费的有效“倒逼”效应[22]，导致非期望产出持续走高。同时，在该经济发展阶段以能源密集型与高污染型重工业为主，且对外开放引起的“污染避难所”效应[23-24]，同样不利于能源效率的提高。综上，产业结构升级处于初级阶段，技术水平、环境规制与产业结构等因素均难以对非期望产出产生明显的抑制效应，因而产业结构升级对绿色发展表现出抑制效应。

在经济体发展成熟阶段，地方化经济与城市化经济规模效应凸显，产业结构升级所产生的各种溢出、共享、集中监管等外部性促进减排效果。此时绿色技术创新、合理有效的环境规制与低能耗、低排放为主的第三产业占比逐渐扩大，抑制了非期望产出，提高能源利用效率。如绿色技术溢出机制、节能减排的专业化分工机制及政策导向机制等作用机制，均可促进绿色发展，因而产业结构升级对绿色发展表现出促进效应。

由此，提出理论假说1：产业结构升级对绿色发展的影响存在“U”型关系。

2.2 能源效率与绿色发展

中国作为第一能耗大国，改善能源效率对促进节能减排、优化环境问题具有重要意义，更符合绿色的新发展理念。在产业结构升级过程中，企业向低能耗、低排放的生产方向调整，逐步推进节能增效效果，进而提升绿色全要素生产率，实现产业结构绿色升级。以绿色技术进步降低清洁能源的生产成本与市场价格，优化能源要素市场的供给，有助于推动能源消费结构的“绿色”调整[22]。随着地区经济发展水平的提高，居民对绿色环境的诉求逐渐增强，政府出台的节能减排政策推动环境管制水平的提高。基于以上因素的综合作用下，经济体中的能源利用效率提升，即相同能源消费量所产生的GDP逐渐增强，能源效率的提高对绿色全要素生产率表现出促进效应。因此，在产业结构升级过程中，绿色技术创新、建设建立节能减排政策与能源要素市场化等调整过程是提升能源效率的主要驱动力量，推动地区经济绿色转型。

由此，提出理论假说2：能源效率的提升对绿色发展具有正向的推动作用。

通过上述分析不难看出，产业结构升级、能源效率与绿色发展之间存在着密切的关联。产业结构升级对绿色发展的影响可以概括为直接机制与间接机制：一是产业结构升级可以通过各种外部性、各类溢出效应与专业化分工等途径对绿色发展产生直接影响；二是产业结构升级可通过能源集中利用的规模经济效应、绿色技术溢出达到节能减排效果等途径影响能源效率，进而对绿色发展产生间接影响。可以看出，这两种影响路径存在明显的差别。产业结构升级对绿色发展的直接影响主要体现在产业结构升级的各种外部性及溢出效应对绿色经济的影响。但产业结构升级对绿色发展的间接影响，体现在非期望产出主要源于化石能源消耗，因而产业结构升级一旦对能源利用效率产生影响，将会间接影响绿色发展。

由此，提出理论假说3：能源效率在产业结构升级对绿色发展的影响过程中具有显著的中介效应。

3 计量模型

3.1 计量模型设定

现有研究表明，绿色发展具有较强的时间滞后性[4]，如果忽略其固有的效应则很可能得到偏误的实证结果。因此，将其滞后项加入模型中，构建动态面板SYS-GMM模型：

gtfpit=α0+α1gtfpit-1+α2isit+α3sisit+α4ln eeit+α5urit+α6hrit+α7lnyit+α8ln invit+α9ln fdiit+α10dumit+εit

(1)

式中：i表示省份；t表示年份；α0表示截面效应；αi为各变量的估计系数；ε表示随机误差项；gtfpit-1表示滞后一期的绿色发展，用来控制和考察绿色发展变化的时间滞后效应。其他变量符号含义见3.2节。

3.2 样本与数据选择

选取2005—2020年中国30个省区市的面板数据样本对前文提出的3个理论假说进行验证。所用数据源于EPS数据库、国泰安数据库、国家统计局及各省市统计年鉴。其中，部分缺失数据采用插值法补齐，各类货币量指标均以2005不变价格进行了平减调整。

3.2.1 被解释变量：绿色发展(gtfp)

选用使用SBM-GML指数模型测算的绿色全要素生产率来衡量绿色发展。在考虑了投入、期望产出和非期望产出，通过SBM-GML指数计算的绿色全要素生产率来衡量绿色发展水平，以此作为核心被解释变量。绿色全要素生产率的指标体系和指标测算见表1。

表1 绿色全要素生产率的指标体系和指标测算

3.2.2 核心变量

1)产业结构升级(is)。参照已有研究方法对产业结构升级系数进行测度，公式为

is=y3/y2

(2)

式中，y3和y2分别表示第三产业和第二产业的产值，is数值越大，则表明产业结构升级越快。基于前文的理论与假说，将产业结构升级的二次项(sis)加入回归模型。

2)能源效率(ln ee)。采用GDP占能源消耗量比重的自然对数测量。通过提升能源效率推动节能减排，有利于促进地区绿色发展。

3.2.3 控制变量

考虑到影响经济绿色发展的因素众多，引入一组控制变量：①城镇化(ur)。采用城镇人口占总人口比重测度。②对外开放度(lnfdi)。采用外商直接投资的自然对数测度。③人力资本(hr)。采用高等学校平均在校生数(人)占总人口测度。④人均收入水平(lny)。采用人均GDP(y)的自然对数测度。⑤环境管制(ln inv)。用污染治理项目本年完成投资(万元)的自然对数测度。⑥节能减排政策(dum)。引入一个政策虚拟变量以对中国在“十二五”规划期间实施的节能减排政策情况进行控制，令该变量2012及以后年份取值为1，2012年之前的年份取值为0。

3.3 能源效率的中介效应模型

基于前文提出的理论假说3，产业结构升级可能通过能源效率对绿色发展产生影响。为了检验能源效率是否充当能源效率对绿色发展影响的中介变量，采用Baron和Kenny提出的逐步法并基于动态面板SYS-GMM模型开展进一步的实证考察[25]。具体的中介效应检验模型设定如下：

gtfpit=β0+β1gtfpit-1+β2isit+β3sisit+β4urit+β5hrit+β6lnyit+β7ln invit+β8ln fdiit+β9dumit+ζit

(3)

ln eeit=η0+η1ln eeit-1+η2isit+η3sisit+η4urit+η5hrit+η6lnyit+η7ln invit+η8ln fdiit+η9dumit+τit

(4)

3.4 描述性统计在数据预处理方面

在实证分析时，对部分变量数据均取自然对数以降低样本数据的离散程度。变量描述性统计见表2。

表2 变量描述性统计

4 实证结果与分析

4.1 基准回归

基于上述模型构建，回归结果见表3。由表3可知，未考虑内生性问题的模型(1)和模型(2)中产业结构升级的估计系数并不显著，从而说明不考虑内生性可能导致偏误的回归结果。因此，在下文的讨论中重点关注基于SYS-GMM得到的动态面板模型的估计结果。

表3 基准回归结果

由表3的模型(3)回归结果可知，从绿色发展提升对自身的影响看，其滞后期对自身的影响存在负向作用，即绿色发展同时具有显著的时间滞后效应。在时间维度上，非期望产出具有路径依赖，即表现出明显的“滚雪球”效应。当上一期的非期望产出处于较高水平，则下一期的非期望产出也可能处于上涨的状态，从而表现出上一期的绿色发展抑制当期的绿色发展，这说明当前减排工作压力巨大，在“双碳”目标背景下，产业结构升级工作中的减排任务相当紧迫。

产业结构升级的一次项、二次项系数分别在1%、5%水平上显著，且系数符号依次为负、正，表明产业结构升级与绿色全要素生产率之间存在显著的“U”型关系。当产业结构升级水平低于拐点值时，产业结构升级对绿色全要素生产率产生抑制效应，此时的二三次产业占比相对较低，处于经济发展和城镇化的起步阶段，可对应于中国经济“高投入、高消耗、高排放”的发展阶段。此时经济处于快速扩张期，这一阶段经济发展过度依赖能源需求，制约了绿色发展。当产业结构升级水平超过拐点值时，产业结构升级对绿色发展表现出显著的促进效应，经济活动由一产业向二三产业转变的过程中，产业转型升级的节能减排专业化分工、要素资源结构效应与各类溢出效应对绿色发展的影响效果凸显，开始对各类污染行为表现出抑制效应，进而促进绿色发展。基于上述结果表明，前文提出的理论假说1是成立的。

从能源效率来看，其系数为正且在1%的水平上显著。基于产业转型升级的特征，本文认为能源效率对经济绿色发展的作用主要取决于技术进步。产业结构升级过程中，通过溢出效应等正外部性对绿色技术进步与能源效率具有的推动作用，同时能源消费的规模经济效应使得产业结构升级所带来的能源效率改善提升了经济体绿色发展。基于上述结果表明，前文提出的理论假说2是成立的。

从控制变量来看，人力资本的估计系数为正且在5%的水平上显著，表明人力资本对绿色发展具有促进作用。当经济社会拥有足够的人力资本，有利于促进技术创新、增加知识积累和优化管理经验，进而改善绿色发展。人均收入水平的估计系数为正且在1%的水平上显著，表明人均收入水平对绿色发展具有促进作用。人均收入水平的提高会引发人们对环境问题的重视,在经济社会发展水平较高的地区，环境规制力度、绿色技术研发投入与绿色低碳消费等观念较高,进而促进绿色发展。环境管制的估计系数为负且在1%的水平上显著，这表明环境管制对绿色发展具有抑制作用。随着经济高质量发展，中国对环境管制不断加强，但环境政策的执行力度尚不理想[14]。因此，环境管制对非期望产出污染物的抑制效果有限，进而表现出环境管制抑制绿色发展。对外开放度的估计系数为负且在1%的水平上显著，表明随着中国对外开放水平不断扩大，外商投资所引起“污染避难所”效应和“碳泄漏”问题不利于绿色发展。城镇化的估计系数为负且在10%的水平上显著，表明当前中国城镇化进程对绿色发展呈抑制作用。城镇化进程会引致大量的能源消费需求[26]，从而可能引起相应的非期望产出增加，降低绿色发展水平。节能减排政策虚拟变量的估计系数为正且在1%的水平上显著，表明自“十二五”时期以来中国实施的节能减排政策达到了促进能源利用效率与绿色发展的预期效果。随着产业结构升级的制度体系不断完善，有利于发挥市场在资源配置中的决定性作用，促进要素资源的自由流动，引导资源向新兴产业、高新技术产业流动，优化产业结构升级，进而提升绿色发展水平。

4.2 能源效率的中介效应实证检验

综合式(1)、式(3)和式(4)对假说3进行实证检验，即对能源效率是否充当了产业结构升级影响绿色发展的中介变量进行实证检验(表4)。其估计结果显示，能源效率的系数为正且显著，符合预期效果，从而证明了能源效率是产业结构升级影响绿色发展的中介变量。因此，前文的理论假说3成立。

表4 基于绿色发展的能源效率中介效应检验结果

4.3 稳定性检验

为了验证基准回归结果的稳健性，采用以下3种方法进行检验。①变换解释变量。通过选取第三产业占总产值的比值表示产业结构升级，以此进行稳健性回归分析。②进行缩尾处理。为了避免可能存在的异常值的影响，对核心变量进行1%的双侧缩尾处理，将异常值替换为分位数，再进行稳健性回归分析。③缩短时间窗口。通过缩短数据样本的时间窗及样本容量，以调整样本期进行稳健性回归分析。通过各类稳健性检验的回归结果显示与基准回归结果保持一致，从而表明实证结果是稳健的。

5 结论与建议

本文构建了一个能够刻画产业结构升级、能源效率与绿色发展之间可能存在相互影响关系的计量模型，以2005—2020年中国30个省级地区的数据作为研究样本开展计量实证分析，得到如下主要结论：①产业结构升级对绿色发展的影响存在“U”型关系，即随着产业结构升级水平的提高，绿色发展会表现出下降-上升的变化趋势。②产业结构升级对绿色发展的影响机制存在直接影响和间接影响两种途径。一方面，产业结构升级通过地区产业发展逐渐由第一二产业向第三产业过渡，并产生各种正外部性直接对绿色发展产生节能减排效应；另一方面，产业结构升级还通过能源效率对绿色发展影响，即能源效率充当了其中介变量。③环境管制的政策执行力度不理想，制约绿色发展水平的提升。在环境高污染的地区，相对较高的环境管制成本在一定程度上降低了企业的竞争力，即表现出环境管制抑制经济绿色发展的现象。

针对上述结论，提出如下政策建议：

1)以供给侧结构性改革推动资源禀赋的产业结构升级,因地制宜实施节能政策。根据中国目前的产业结构分布情况，东部、中部及西部的产业发展水平存在巨大差异，西部作为后发展地区，严重依赖能耗以推动地区经济发展，在“双碳”目标的背景下，西部地区的节能减排压力进一步加大，国家应给予更多地政策倾斜，因地制宜实施差异化产业政策，加快推进不同地区产业结构升级，进一步推进经济高质量绿色发展。

2)落实节能政策与减排政策。实现节能减排的关键在于有效的技术进步，包括能效技术、减排技术与碳汇技术等创新发展。同时，制定出台有效的宏观调控政策组合，科学制定节能减排政策与能耗监管制度，预防技术进步提高能源效率而导致能源需求增加，即陷入“杰文斯悖论”困境。

3)发展新型清洁能源，优化能源消费结构。根据不同区域在自然资源禀赋、要素禀赋、区位优势等方面存在的差异，因地制宜地规划布局新型清洁能源产业，优化地区能源产业建设，带动企业优化调整能源消费结构，促进经济绿色发展。