技術(shù)溢出視角下技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源消費(fèi)的回彈效應(yīng)研究

技術(shù)溢出視角下技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源消費(fèi)的回彈效應(yīng)研究

一、能源回彈效應(yīng)能源問(wèn)題是限制國(guó)家經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要戰(zhàn)略問(wèn)題。提高能源效率是國(guó)家政府應(yīng)對(duì)能源和氣候變化的重要舉措。近30年來(lái)我國(guó)的能源效率不斷提高,但是在控制能源消費(fèi)總量上效果卻不甚理想。我國(guó)的單位GDP能耗從1980年的13.2噸標(biāo)準(zhǔn)煤每萬(wàn)元逐年減少到2010年的3.9噸標(biāo)準(zhǔn)煤每萬(wàn)元,(1)年均下降4.1%其期間能源消費(fèi)卻以年均5.4%的速度增長(zhǎng)。也就是說(shuō),隨著能源強(qiáng)度的下降、能源效率的提高,我國(guó)能源消費(fèi)總量非但沒(méi)能實(shí)現(xiàn)預(yù)期的節(jié)能目標(biāo)反而增加,這就是所謂的回彈效應(yīng)(ReboundEffect)現(xiàn)象?；貜椥?yīng)是能源經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)嶄新課題。回彈效應(yīng)的概念由Saunders(1992)提出,其含義是通過(guò)技術(shù)進(jìn)步提高能源使用效率而節(jié)約能源消費(fèi),但技術(shù)進(jìn)步也會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并對(duì)能源產(chǎn)生新的需求,從而部分(甚至完全)抵消所節(jié)約的能源。Freire-González(2011)認(rèn)為能源效率的提高會(huì)降低能源的有效使用價(jià)格,從而增加能源的消費(fèi),這將部分抵消能源效率提高所引致的能源消費(fèi)減少量。此外,能源有效使用價(jià)格的降低將降低一系列中間產(chǎn)品與最終產(chǎn)品的價(jià)格,進(jìn)而引致經(jīng)濟(jì)體一系列的價(jià)格調(diào)整與能源需求,直至整個(gè)經(jīng)濟(jì)體達(dá)到新的均衡狀態(tài)。Taoyuan(2007)基于一般均衡理論對(duì)兩部門(mén)情況下的回彈效應(yīng)進(jìn)行了理論研究。Madlener和Alcott(2009)在對(duì)能源效率、能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間關(guān)系進(jìn)行圖解分析的基礎(chǔ)上研究了回彈效應(yīng)的形成機(jī)理。Jin(2007)以韓國(guó)3500個(gè)家庭的電力消費(fèi)數(shù)據(jù)為樣本,采用面板計(jì)量模型測(cè)算得到相應(yīng)的回彈效應(yīng)為30%。Anson和Turner(2009)利用社會(huì)核算矩陣構(gòu)建了22個(gè)部門(mén)的可計(jì)算一般均衡(CGE)模型,測(cè)算了蘇格蘭運(yùn)輸業(yè)成品油效率改善所產(chǎn)生的回彈效應(yīng)。有關(guān)中國(guó)能源消費(fèi)回彈效應(yīng)的研究還很少,Glomsrod和Taojun(2005)基于CGE模型研究了中國(guó)潔煤技術(shù)對(duì)碳減排的影響,發(fā)現(xiàn)潔煤成本的降低反而增加了能源消費(fèi),其回彈效應(yīng)為120%。周勇和林源源(2007)以我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)能源消費(fèi)數(shù)據(jù)為樣本構(gòu)造替代彈性模型進(jìn)行估算,結(jié)果顯示回彈效應(yīng)在30%-80%波動(dòng)。國(guó)涓等(2010)在超越對(duì)數(shù)成本函數(shù)的基礎(chǔ)上引入能源要素份額進(jìn)行替代彈性分析,測(cè)算得到中國(guó)工業(yè)部門(mén)能源回彈效應(yīng)為39%。劉源遠(yuǎn)和劉鳳朝(2008)基于新古典生產(chǎn)函數(shù)的面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型發(fā)現(xiàn),全國(guó)總體平均回彈效應(yīng)為53%,西部地區(qū)的能源回彈效應(yīng)最大,東部最小。目前,學(xué)術(shù)界已廣泛接受了回彈效應(yīng)的存在,但是對(duì)于技術(shù)進(jìn)步所產(chǎn)生的能源新需求與節(jié)能是否會(huì)完全抵消(即回彈效應(yīng)是否會(huì)大于100%)的問(wèn)題存在分歧,一些學(xué)者的研究結(jié)果表明回彈效應(yīng)大于100%(Semboja,1994;Glomsrod和Taojun,2005)。CGE模型主要側(cè)重于宏觀層面的回彈效應(yīng)研究,而基于生產(chǎn)函數(shù)的計(jì)量分析方法則因其直觀、便于計(jì)算而更適用于中、微觀層面的回彈效應(yīng)測(cè)算。然而,已有技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源回彈效應(yīng)的研究基本忽略了地區(qū)經(jīng)濟(jì)間的技術(shù)溢出對(duì)能源回彈效應(yīng)的影響,導(dǎo)致研究結(jié)果不夠完整、科學(xué),缺乏解釋力。為此,本文在傳統(tǒng)測(cè)算技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的索羅余值法的基礎(chǔ)上,構(gòu)建空間滯后模型測(cè)算技術(shù)因素(含技術(shù)溢出與純技術(shù)進(jìn)步)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),進(jìn)而推導(dǎo)出技術(shù)溢出視角下技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源消費(fèi)回彈效應(yīng)的測(cè)算方法,并以此對(duì)我國(guó)能源回彈效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析以檢驗(yàn)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步與其他能效調(diào)控的效果。二、傳統(tǒng)三要素新古典生產(chǎn)函數(shù)的空間誤差模型Berkhout等(2000)給出了能源回彈效應(yīng)的一般定義式:其中,RE表示回彈效應(yīng),M為理論節(jié)能量,A為實(shí)際節(jié)能量。如圖1所示,回彈效應(yīng)實(shí)際上是能源需求回彈量(R)與理論節(jié)能量(M)之比。國(guó)外對(duì)回彈效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)研究主要是通過(guò)能源服務(wù)的需求價(jià)格彈性推斷的,由于我國(guó)能源價(jià)格經(jīng)歷了計(jì)劃、雙軌和市場(chǎng)等不同階段,現(xiàn)有的能源價(jià)格體系難以客觀反映市場(chǎng)現(xiàn)實(shí)。為了能得到相對(duì)穩(wěn)健的計(jì)量結(jié)果,本文擬采用新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論估算能源效率提高所帶來(lái)的理論節(jié)能量(M)和技術(shù)進(jìn)步引致生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大所帶來(lái)的能源需求回彈量(R)。為了估算技術(shù)引致生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大所帶來(lái)的能源需求回彈量,需要先根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)估算出技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。為了刻畫(huà)地區(qū)間的技術(shù)溢出,本文在C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上,建立如下三要素新古典生產(chǎn)函數(shù)空間誤差模型:(2)其中,Yit、Kit、Lit和Eit分別為地區(qū)i在時(shí)期t的實(shí)際GDP、固定資本存量、勞動(dòng)力投入和能源消費(fèi);Ait為?？怂怪行缘募夹g(shù)進(jìn)步;α、β和γ分別為資本、勞動(dòng)和能源的產(chǎn)出彈性,并滿足α+β+γ=1,即規(guī)模報(bào)酬不變;ωij為根據(jù)地區(qū)i與地區(qū)j之間的距離(如地理上的距離、經(jīng)濟(jì)上和社會(huì)上的差距等)定義的空間權(quán)重;λ為反映技術(shù)溢出程度的空間誤差相關(guān)系數(shù);εit和εjt分別為地區(qū)i和地區(qū)j的非要素投入;μit為服從N(0,δ2)的隨機(jī)擾動(dòng)。將式(2)生產(chǎn)函數(shù)兩端關(guān)于時(shí)間求導(dǎo),可得各變量增長(zhǎng)率間的關(guān)系:由于地區(qū)j的非要素投入εjt可通過(guò)式(2)中的空間相關(guān)結(jié)構(gòu)傳遞到地區(qū)i的非要素投入εit,進(jìn)而影響地區(qū)i的產(chǎn)出Yit,式(3)的含義是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是純技術(shù)進(jìn)步、要素投入和鄰近地區(qū)的技術(shù)溢出共同作用的結(jié)果。類(lèi)似于索羅余值法,分別記gY、gK、gL和gE為產(chǎn)出、資本、勞動(dòng)和能源的增長(zhǎng)率,可得技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率:盡管從形式上看,式(4)與傳統(tǒng)的索羅余值法計(jì)算技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率相似,但由于式(2)中引入了誤差項(xiàng)的空間相關(guān),式(4)的索羅余值部分不僅包括本地區(qū)純技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),還包括鄰近地區(qū)技術(shù)溢出對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。為了區(qū)別于技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),我們把式(4)中的σ稱(chēng)為技術(shù)因素(含技術(shù)溢出因素與純技術(shù)進(jìn)步因素)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。如果式(2)中的空間誤差相關(guān)系數(shù)λ=0,則式(4)就是索羅余值法技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的傳統(tǒng)計(jì)算公式,因而我們的模型更具一般性意義。實(shí)際計(jì)算中,取gKit=(Ki,t+1-Kit)/Kit,gLit、gEit和gYit類(lèi)似計(jì)算。能源效率的提高可以減少單位產(chǎn)出所需要的能源投入,記EIit為地區(qū)i時(shí)期t的能源強(qiáng)度,(3)則有Eit=YitEIit,Ei,t+1=Yi,t+1EIi,t+1,于是能源效率的提高(或能源強(qiáng)度的下降)所獲得的理論節(jié)能量為:同時(shí),能源效率的提高也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),而經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張反過(guò)來(lái)會(huì)拉動(dòng)能源需求。記σi,t+1為地區(qū)i時(shí)期t+1的技術(shù)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率,相應(yīng)地技術(shù)因素所帶來(lái)的產(chǎn)出增長(zhǎng)為σi,t+1(Yi,t+1-Yit),從而技術(shù)因素促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的能源新需求量為:相應(yīng)地,技術(shù)溢出視角下技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源消費(fèi)的回彈效應(yīng)為:三、示范分析(一)固定資本存量估算本文采用1995-2010年中國(guó)29個(gè)省區(qū)的面板數(shù)據(jù),考慮到統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的一致性和可得性,將重慶市與四川省的數(shù)據(jù)合并計(jì)算,西藏、臺(tái)灣、香港和澳門(mén)不包括在研究樣本中。需要使用的各地區(qū)數(shù)據(jù)包括地區(qū)生產(chǎn)總值、生產(chǎn)總值指數(shù)、年末就業(yè)人數(shù)、固定資本形成總額、固定資本價(jià)格指數(shù)和能源消費(fèi)總量,其中各地區(qū)的生產(chǎn)總值、生產(chǎn)總值指數(shù)、年末就業(yè)人數(shù)、固定資本形成總額和固定資本價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù),各地區(qū)能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》,2001年海南和2001-2002年寧夏能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)采用插值法補(bǔ)全。由于沒(méi)有資本存量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),本文沿用張軍等(2004)的方法和結(jié)果估算各地區(qū)的固定資本存量,取資本折舊率為9.6%。地區(qū)生產(chǎn)總值和固定資本存量均以1995年為基年的可比價(jià)格計(jì)算?？臻g鄰接矩陣需要用到的各地區(qū)經(jīng)緯度數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家基礎(chǔ)地理信息中心。(二)面板單位根檢驗(yàn)由于大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列是非平穩(wěn)的,為避免偽回歸,先對(duì)各變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。本文采用Pesaran(2007)提出的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法。表1的檢驗(yàn)結(jié)果表明,lnY、lnK、lnL和lnE均為同階單整過(guò)程。本文進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn),采用Pedroni(1999)的協(xié)整檢驗(yàn)方法,原假設(shè)為變量間不存在協(xié)整關(guān)系,檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可見(jiàn),七個(gè)統(tǒng)計(jì)值中有五個(gè)在10%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè),即至少部分地區(qū)各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。(三)萬(wàn)有引力定律法建立空間計(jì)量模型進(jìn)行空間統(tǒng)計(jì)分析時(shí),需要用空間鄰接矩陣來(lái)反映空間相互作用。空間鄰接矩陣的常規(guī)設(shè)定有簡(jiǎn)單的二進(jìn)制鄰接、基于距離的二進(jìn)制鄰接、Rook鄰近和Queen鄰近等方法。近年來(lái),一些學(xué)者采用諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者Tingbergen(1962)提出的引力模型研究區(qū)域貿(mào)易問(wèn)題,該模型直接把地區(qū)間的距離作為解釋變量引入模型中。其思想源自物理學(xué)中的萬(wàn)有引力定律,即兩個(gè)物體之間的引力與它們的質(zhì)量乘積成正比,與它們之間的距離平方成反比。盡管引力模型已經(jīng)得到了廣泛應(yīng)用,但是基于萬(wàn)有引力定律構(gòu)造空間鄰接矩陣并不多見(jiàn)。我們認(rèn)為,技術(shù)溢出效應(yīng)是廣泛存在的,而不僅僅局限于有共同邊界的地區(qū)之間,并且兩個(gè)地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)實(shí)力越強(qiáng),技術(shù)交流與合作的吸引力往往越大,相應(yīng)的技術(shù)溢出效應(yīng)也越大。為此,本文基于萬(wàn)有引力定律構(gòu)建如下空間鄰接矩陣Π=(πij):其中,rij為地區(qū)i與地區(qū)j的地理距離,可由兩個(gè)地區(qū)的經(jīng)緯度通過(guò)Matlab軟件計(jì)算;mi為地區(qū)i的經(jīng)濟(jì)實(shí)力,本文以樣本期內(nèi)的人均實(shí)際GDP衡量。為了消除單位選取的影響,鄰接矩陣需要標(biāo)準(zhǔn)化使行元素之和為1。(四)空間誤差相關(guān)擬合結(jié)果空間相關(guān)性檢驗(yàn)是正確設(shè)定空間計(jì)量模型的基礎(chǔ),除了Moran指數(shù)檢驗(yàn)(4)外,還有拉格朗日乘子(LM)檢驗(yàn)和穩(wěn)健的拉格朗日乘子(RobustLM)檢驗(yàn)。由于LM檢驗(yàn)和RobustLM檢驗(yàn)不僅能檢驗(yàn)出空間相關(guān)性,還能對(duì)空間相關(guān)性的模型形式予以判斷,因此采用后兩種方法。表3顯示,對(duì)于空間誤差個(gè)體固定效應(yīng)模型,無(wú)論是LM檢驗(yàn)還是RobustLM檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平上拒絕了不存在空間誤差相關(guān)的原假設(shè),表明模型誤差項(xiàng)之間存在顯著的空間相關(guān)性。從參數(shù)估計(jì)結(jié)果看,空間誤差相關(guān)系數(shù)λ在1%的水平上是顯著的,也表明技術(shù)的空間溢出效應(yīng)顯著存在。根據(jù)空間相關(guān)性設(shè)定形式的不同,空間計(jì)量模型分為空間誤差模型與空間滯后模型。基于穩(wěn)健性和這兩種空間計(jì)量模型擬合效果的比較,(5)本文選擇空間誤差模型?？臻g誤差模型根據(jù)個(gè)體效應(yīng)設(shè)定的不同又可分為空間誤差個(gè)體固定效應(yīng)模型與空間誤差個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。表3中Hausman檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè),即接受空間誤差個(gè)體固定效應(yīng)模型。根據(jù)個(gè)體固定效應(yīng)是否是異質(zhì)的,空間誤差個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)又可進(jìn)一步細(xì)分為普通混合回歸與個(gè)體固定回歸。表3中似然比(LR)檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了普通混合回歸模型的原假設(shè),即接受個(gè)體固定回歸模型。表3估計(jì)結(jié)果還表明,各生產(chǎn)要素在1%的水平上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的正向影響,表明能源已經(jīng)成為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)中基本的投入要素。但是從各投入要素的系數(shù)看,勞動(dòng)力要素的系數(shù)最大,資本要素次之,能源消費(fèi)的產(chǎn)出彈性還相對(duì)較小。(五)技術(shù)進(jìn)步使得我國(guó)能源消費(fèi)成為新的方向,主要表現(xiàn)為回彈效應(yīng)根據(jù)式(5)至式(7)和表3參數(shù)估計(jì)結(jié)果,可以計(jì)算出各地區(qū)技術(shù)因素所引起的能源減量(理論節(jié)能量)、增量(回彈量)以及回彈效應(yīng)的大小,全國(guó)及東、中、西部各年的計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表4。(6)從能源強(qiáng)度下降所產(chǎn)生的理論節(jié)能量看,理論節(jié)能量大體呈現(xiàn)先增后減的趨勢(shì),這一結(jié)果與我國(guó)1995-2010年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整情況相吻合。(7)第三產(chǎn)業(yè)比重從1995年的32.9%逐年提高到2002年的41.5%,這一期間第二產(chǎn)業(yè)比重則由47.2%逐漸降至44.8%。也就是說(shuō),1995-2002年由于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度高于能源增長(zhǎng)速度,能源強(qiáng)度也逐年下降,從而能源效率提高所獲得的理論節(jié)能量也逐年增加。然而,2002-2010年第二產(chǎn)業(yè)始終占據(jù)較大的比重,基本保持在47%左右,其間第三產(chǎn)業(yè)比重則變化不大。因此,2002年以后,由于我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)進(jìn)入重工業(yè)化階段,能源需求迅速攀升,能源效率提高緩慢,理論節(jié)能量也呈下降態(tài)勢(shì)。從技術(shù)因素引致經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張所增加的能源需求量看,由于我國(guó)技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的時(shí)間波動(dòng)性大,因此,技術(shù)進(jìn)步所增加的能源需求量并沒(méi)有呈現(xiàn)出顯著的時(shí)間趨勢(shì)特征,這一結(jié)果提示我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要通過(guò)要素投入拉動(dòng),自主創(chuàng)新能力較為薄弱。但是從技術(shù)進(jìn)步所增加的能源需求量的區(qū)域分布看,大體呈現(xiàn)出東部大于中部、中部大于西部的特征,這是因?yàn)闊o(wú)論是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幅度還是技術(shù)水平,東部地區(qū)都高于中、西部地區(qū)。從平均回彈效應(yīng)看,東、中、西部在“九五”、“十五”、“十一五”三個(gè)時(shí)段的回彈效應(yīng)差異較大,東部的年均回彈效應(yīng)由“九五”期間的17.45%下降到“十一五”期間的-318.10%,中部的回彈效應(yīng)則呈現(xiàn)由負(fù)到正的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì),西部的回彈效應(yīng)始終高于東、中部的回彈效應(yīng)值。從“十一五”期間的平均回彈效應(yīng)看,全國(guó)及其中、西部地區(qū)的回彈效應(yīng)較高,其原因是我國(guó)這一時(shí)期正處于工業(yè)化與城鎮(zhèn)化發(fā)展的中期階段,中、西部地區(qū)建筑業(yè)、交通運(yùn)輸、金屬礦采選業(yè)、金屬冶煉及壓延加工業(yè)等高能耗產(chǎn)業(yè)迅速擴(kuò)張導(dǎo)致能源消費(fèi)的快速增長(zhǎng),也提升了能源消費(fèi)的回彈效應(yīng),此外,居民消費(fèi)水平的不斷提高、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的日益升級(jí)也是回彈效應(yīng)較高的重要原因。部分年份的回彈效應(yīng)大于100%表明我國(guó)及東中西部地區(qū)都存在不同情況的回火(Backfire)現(xiàn)象,即能源效率的提高不僅沒(méi)有減少反而促進(jìn)了能源消費(fèi),這一結(jié)論提示單純通過(guò)提高能源效率難以實(shí)現(xiàn)既定的節(jié)能目標(biāo)。值得注意的是,1997年與2007年全國(guó)的回彈效應(yīng)為負(fù),意味著相應(yīng)年份的技術(shù)變化最終節(jié)約了能源消費(fèi)。這是因?yàn)槭?997年與2007年金融危機(jī)與隨之而來(lái)的經(jīng)濟(jì)蕭條的影響,我國(guó)能源需求總量也隨著經(jīng)濟(jì)萎縮而驟降。然而,隨著經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇,能源消費(fèi)恢復(fù)到長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì),回彈效應(yīng)仍繼續(xù)存在。四、技術(shù)節(jié)能的根本途徑本文通過(guò)構(gòu)建空間誤差模型捕捉經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的技術(shù)溢出效應(yīng),在此基礎(chǔ)上給出了回彈效應(yīng)的估算方法,并利用我國(guó)1995-2010年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。分析結(jié)果表明:(1)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅與本地區(qū)的要素投入有關(guān),還受到來(lái)自其他地區(qū)技術(shù)的沖擊,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中存在顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)?？臻g誤差項(xiàng)系數(shù)顯著為正,這一結(jié)果表明某一個(gè)地區(qū)發(fā)生的技術(shù)沖擊會(huì)隨著誤差項(xiàng)特殊的協(xié)方差空間結(jié)構(gòu)傳遞到相鄰區(qū)域,這一傳遞形式是具有很長(zhǎng)的時(shí)間延續(xù)性并且是衰減的。因此,在研究我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題時(shí)不能忽視技術(shù)的空間溢出效應(yīng)。(2)能源要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向影響。在考慮技術(shù)空間溢出效應(yīng)的條件下,資本、勞動(dòng)力以及能源投入要素對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著良好的促進(jìn)作用,并且這些作用是顯著且穩(wěn)健的。這無(wú)疑驗(yàn)證了Beaudreau(1995)與Chaoqing等(2009)所提出的能源是基本生產(chǎn)要素的命題。(3)我國(guó)的能源產(chǎn)出彈性還處于較低的水平。在規(guī)模報(bào)酬不變的約束下,勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性高達(dá)0.6441,資本的產(chǎn)出彈性為0.2660,能源的產(chǎn)出彈性?xún)H為0.0899。這表明我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)主要依靠人力資本的投入,物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性還較低,現(xiàn)代化水平還有待提高。(4)我國(guó)的能源消費(fèi)中存在明顯的回彈效應(yīng)。結(jié)合我國(guó)“五年計(jì)劃”實(shí)施的期限,我國(guó)整體的平均回彈效應(yīng)從“九五”期間到“十一五”期間呈上升趨勢(shì),東部地區(qū)的回彈效應(yīng)呈現(xiàn)下降的趨勢(shì),中、西部在“十一五”期間的回彈效應(yīng)最高,分別達(dá)到了78.95%和82.22%。這表明西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略和中部崛起戰(zhàn)略的實(shí)施在促進(jìn)中、西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí),居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也隨