能源轉型與工業經濟增長動能轉換*

● 李 鵬，王 蕾

（中國社會科學院 工業經濟研究所，北京 100086）

一、引言

面對日益凸顯的能源資源約束趨緊、環境保護壓力逐漸增大、溫室氣體排放增多導致的全球氣候變暖等問題，全球能源行業正在經歷一場深刻的能源轉型?；诖吮尘?，近年來我國政府積極出臺多項相關政策，推進能源生產和消費革命，促進綠色發展。黨的十九屆五中全會提出“促進經濟社會發展全面綠色轉型”“推進能源革命”。同時，全會提出的“十四五”時期經濟社會發展目標明確，生產生活方式綠色轉型成效顯著，能源資源配置更加合理、利用效率大幅提高。這彰顯了能源綠色轉型在當前以及未來經濟社會發展中的重要地位。

能源行業在全方位變革中，大力發展清潔能源。清潔能源在能源生產側和消費側的比重逐步上升，而傳統的化石能源生產和消費比重逐步下降，給全球帶來一個更加清潔的發展環境。從歷史發展的脈絡看，不同歷史發展階段對應不同的能源轉型特征，例如在公元前，能源轉型的標志是利用火來生產金屬和耐火材料；而在瓦特改良蒸汽機后，蒸汽機取代了動物原動機，煤炭取代了薪柴；現階段正經歷的能源轉型則以新能源的發電份額不斷上升、煤炭份額穩步下降為特征。由此，能源轉型本質上就是能源結構的更替和變化。能源轉型的過程中，同時也會伴隨著傳統能源產業的衰退和新產業的蓬勃興起，這也是新舊動能轉換的過程。黨的十九大以來，習近平總書記多次強調，把能源技術及其關聯產業培育成帶動我國產業升級的新增長點。

另外，當前工業部門仍是我國傳統化石能源消費占比較高的部門，在能源工業轉型過程中，工業系統變革會對能源系統提出新要求。短期內新的能源系統與舊有的工業業態不相適應，且新能源本身存在的不穩定供應和技術不成熟等特征，可能會對工業經濟產生負面影響。新能源系統不斷調整，將逐漸適應工業結構的調整，不僅能夠滿足工業總量需求，也會推動新興高端產業發展。例如，光伏、風電等高端裝備制造業將成為工業領域的新增長點。新能源系統也將逐步取代傳統能源體系，建立起與之相匹配的工業體系。由此，能源轉型具有階段性特征，在不同的工業發展階段與工業經濟之間的關系可能不同。鑒于此，有必要厘清現階段以及未來能源工業轉型與工業經濟增長之間的關系，這對于在新時代如何推動綠色發展、建設美麗中國具有重要的現實意義和理論價值。

二、研究綜述

能源轉型的本質是新舊能源的替代?，F階段，能源轉型的典型特征是傳統化石能源生產與消費占比逐步下降，可再生能源生產與消費占比逐步增加。因此，本文從可再生能源的生產與消費出發分析其對工業經濟增長的影響。

從當前的研究進展看，多數文獻傾向認為可再生能源份額的增加有助于經濟增長。Ewing 等使用月度數據和廣義方差分解方法評估了能源和就業對實際產出的相對影響，研究表明可再生能源對產出具有較大的正向影響，但影響程度不如傳統化石能源[1]。Adams 等利用1980—2012 年30 個撒哈拉以南非洲國家的面板數據，通過面板協整和誤差修正模型，也發現可再生能源和不可再生能源對經濟增長都有顯著的積極影響，不可再生能源對經濟增長的促增作用更大，可再生能源消費每增長10%，經濟增長0.27%[2]。然而，Ahmed 等利用緬甸1990—2016 年時間序列數據和自回歸分布滯后、動態OLS、全修正OLS 以及Gregory-Hansen 協整方法，考察了可再生能源和不可再生能源、二氧化碳強度與經濟增長之間的動態關系，研究發現總能源消費對經濟增長的作用非常小，進一步分析表明，可再生能源的使用才能顯著促進經濟增長，而不可再生能源則對經濟增長產生負面影響[3]。Al-mulali 等將國家分為高收入、中上收入、中低收入和低收入國家，研究了可再生能源消費與GDP 增長之間的長期雙向因果關系。結果表明，79%的國家在可再生能源消費與GDP 增長之間存在積極的長期雙向因果關系[4]。Bhmad 利用1992—2016 年巴西、俄羅斯、中國、印度和南非的數據，也發現可再生能源消費對經濟增長的影響是積極的，長期減少了碳排放量[5]。Busu 利用28 個歐盟成員國數據，研究發現風能、太陽能、生物質能、地熱能和水電能對歐盟經濟增長有積極的影響。其中，生物質能對經濟增長的影響最大，生物質能初級生產增加1% 將促進經濟增長0.15%[6]。Guney 結合40 個發達國家和73 個發展中國家的數據，研究發現可再生能源份額擴大對發達國家和發展中國家的可持續發展都有積極的、具有統計意義的影響，且可再生能源對可持續發展的影響大于不可再生能源的影響[7]。Acikgoz 等利用國別數據研究發現，可再生能源對不可再生資源豐富國家的經濟增長有較高的積極影響。這種積極影響在中低收入國家高于中高收入國家。研究結果表明，對于中低收入國家和中高收入國家，尤其是不可再生資源豐富的國家應大力發展可再生能源[8]。Tugcu 等通過分析G7 國家1980—2009 年的數據表明，從長期來看，可再生能源和不可再生能源消費對經濟增長均具有重要意義，在經典生產函數的框架下所有國家都存在雙向因果關系[9]。Shakouri 和Khoshnevis 研究了1971—2015 年南非經濟增長、可再生能源消費、能源消費、資本固定形成和貿易開放之間的關系。格蘭杰因果關系檢驗表明，可再生能源消費與經濟增長之間存在長期的雙向因果關系[10]。Salim 等利用1980—2011 年經濟與合作發展組織國家數據，發現不可再生能源和可再生能源、工業產出和經濟增長之間存在著長期的均衡關系。面板因果關系分析顯示了工業產出與可再生和不可再生能源消費之間的雙向因果關系，GDP 增長與可再生能源消費之間存在單向因果關系[11]。

從國內學者的相關研究看，郭四代等使用格蘭杰因果關系檢驗了中國長短期新能源消費與經濟增長的關系，研究發現新能源在長短期內均顯著促進了經濟發展，新能源對經濟增長的貢獻比傳統化石能源更大[12]。黃書寧利用中國數據研究發現傳統能源、可再生能源與經濟增長間均存在著短期與長期的雙向因果關系，發展新興能源可以給中國經濟帶來新的增長點[13]。王瑛發現以水電、核電、風電為代表的中國可再生能源消費與實際GDP 之間存在穩定的協整關系[14]。此外，汪曉文等發現中國新能源產業的投入產出存在顯著的空間集聚特征，技術和資本投入成為拉動中國新能源產業發展的主要因素[15]。

然而，也有文獻有不同的發現，Khoshnevis 和Shakouri 采用自回歸滯后方法和格蘭杰因果關系檢驗，研究了1979—2014 年伊朗經濟增長、可再生能源消費、能源消費、金融發展與貿易開放之間的關系。研究發現可再生能源消費在短期和長期對經濟增長有負向影響[16]。另外，Khoshnevis 和Shakouri 還利用德國1975—2014 年數據，對其二氧化碳排放和經濟增長、可再生能源消費和能源消費之間的關系進行了實證分析。研究發現，可再生能源的增加將給電力生產商帶來更高的成本，并通過增加工業消費和私人資本支出來削弱經濟增長[17]。Menegaki 和Ozturk 使用中東、北非國家1997—2009 年面板數據，采用固定效應模型考察了經濟增長與可再生能源之間的因果關系，結果表明可再生能源在長期內對GDP 增長產生負向影響[18]。齊紹洲和李楊利用歐盟數據和向量自回歸模型發現，2008 年前后歐盟可再生能源消費增長的經濟代價存在顯著的異質性，2008 年前可再生能源消費增長對經濟增長的負向影響更大。另外，還發現不同行業可再生能源消費增長對經濟增長的影響也存在顯著差異[19]。姚樹潔和張帥發現可再生能源使用率隨經濟發展呈現U型特征[20]。馬遠和駱佩基于經濟增長的約束性視角發現環境規制對能源消費的非線性效應[21]。Troster 等使用1989—2016 年美國數據，研究了可再生能源消費、油價與經濟活動之間的因果關系，考慮到分布的所有分位數，研究發現可再生能源消費的變化與分布最低尾部的經濟增長之間存在雙向因果關系[22]。Nguyen 和Kakinaka 利用1990—2013 年107 個國家的面板數據，證實了可再生能源與經濟增長之間的關系在低收入和高收入國家之間存在明顯的差異。對于低收入國家，可再生能源消費分別與碳排放和產出呈正相關和負相關；然而對于高收入國家，可再生能源消費分別與碳排放和產出呈負相關和正相關。這一結果意味著一個國家的可再生能源政策應與其發展階段高度一致[23]。

此外，還有學者發現可再生能源與經濟增長之間不存在顯著關系，例如Menegaki 以1997—2007 年27 個歐洲國家為樣本，采用隨機效應模型研究了經濟增長與可再生能源之間的因果關系，結果沒有發現可再生能源消費與GDP 之間的因果關系，協整檢驗結果表明歐洲經濟增長與可再生能源消費之間存在微弱的關系[24]。Payne 利用1949—2006 年美國年度數據，分別比較了可再生能源和不可再生能源消費與實際GDP 之間的因果關系，檢驗揭示了可再生或不可再生能源消費與實際GDP 之間缺乏格蘭杰因果關系[25]。

通過梳理，相關研究多集中于考察可再生能源與經濟增長之間的關系，得出的研究結論不一，因研究對象、樣本區間、模型選擇的不同而不同，但也為后續研究的展開提供進一步優化的空間。一是現有研究主要集中在可再生能源生產或消費與經濟增長之間的關系，而對可再生能源與工業增長關系的研究相對不足，工業是經濟結構的重要組成部分，其轉型對經濟整體的可持續發展起著舉足輕重的作用。二是在關于中國的研究中，選取的研究范圍一般為時間序列數據，對區域的考察不足。中國各區域經濟發展水平、資源稟賦等存在很大差異，忽視區域之間的異質性可能會造成研究結果的較大偏差，導致政策制定不具有針對性。三是忽視了可再生能源與經濟發展可能存在非線性關系。部分國別研究已經驗證了經濟不同發展階段中可再生能源與經濟發展之間的關系有一定差異，但目前對中國的相關研究仍然缺乏。上述三點構成了本文的研究創新。

三、能源轉型對工業經濟增長影響機理

在能源轉型過程中，需要統籌協調分析能源消費結構與經濟增長之間的關系，即將可再生能源與不可再生能源一同作為投入要素納入生產函數中?？稍偕茉磳洕鲩L的影響在理論上存在多種機制，是現有研究結論不一致的主要原因。

（一）能源多元化和替代效應

可再生能源與傳統能源的功能用途類似，都是服務于經濟發展?？稍偕茉吹脑黾?，會使得經濟系統的生產投入擺脫對單一能源的依賴，能夠避免市場上因某種能源價格上漲引致的宏觀經濟的不利沖擊。例如化石能源尤其是油氣資源是影響中國能源供給安全的重要因素，國際油價的大幅波動對中國經濟產生負面影響，而可再生能源生產或消費份額的增加有利于改善能源結構，促進經濟持續穩定增長。另外，可再生能源主要是通過替代化石能源對經濟增長產生影響。初期，可再生能源份額的增加有利于能源多元化，化解能源安全風險；但在后期隨著替代率增加，由于要素邊際替代率遞減效應的存在以及可再生能源生產不穩定、調峰和儲能技術能力不足，正向替代效應逐步減少，替代難度和成本隨之增大，此時再增加可再生能源可能對經濟產生不利影響。因此，合理的能源結構應當是可再生能源與化石能源共存，可再生能源對化石能源并不是完全替代的，此替代效應可能存在一個最優區間，在此區間內可再生能源對經濟的正向影響能夠實現最大化。

（二）資源稟賦和成本效應

可再生能源包括水能、風能、太陽能、地熱能等，主要受到一國或地區自然資源初始稟賦的制約。各國地理位置、氣候條件和自然資源蘊藏等初始豐裕度的不同直接決定了其可再生能源生產成本和價格的差異。一般而言，在同等技術水平條件下，資源豐裕區可再生能源供給具有顯著的規模經濟優勢，經濟成本相對更低。另外，已有研究表明不同可再生能源類型的成本與收益也存在差異，進而對經濟增長具有差異化影響。

（三）技術進步效應

可再生能源的開發利用受到各國政府的普遍重視，隨著可再生能源裝機容量和發電量逐年增加，其消納問題和儲能技術的短板日趨顯現?？稍偕茉磁漕~制在提升可再生能源發電市場競爭力的同時，也有助于行業資源整合，提升技術研發水平。目前，可再生能源的平穩發展還依賴于傳統化石能源的調峰能力。盡管可再生能源的發展會對傳統化石能源形成擠壓，但會促進火電和天然氣行業進一步提升調峰技術能力，對能源行業實現整體轉型具有積極效應。

（四）產業帶動效應

可再生能源行業多屬于戰略性新興產業，技術水平高，發展前景廣闊，涉及多個行業領域，其發展壯大能夠為一系列相關的高附加值行業提供更加廣闊的發展空間，如儲能、分布式能源、能源數據處理服務等。這不僅對戰略性新興產業產生明顯的技術外溢效應，也會催生更多產業的就業需求，從而對國民經濟形成有效支撐。

（五）產業政策效應

可再生能源產業政策主要指上網電價的補貼政策。根據國際能源署數據，從長期看，可再生能源發電的邊際成本更低，但發展初期固定成本和開放成本數額較大，在市場機制下無法與化石能源競爭。各國普遍的做法是對可再生能源的上網電價給予一定額度的補貼、稅收和貸款優惠等，對短期內大力促進新能源產業的發展起到了關鍵作用；但由此造成的財政負擔對政府在其他方面的支出形成擠出效應，同時也會通過價格稅收效應對下游企業和終端消費者的支出形成擠出。隨著時間推移，后期補貼退坡及后續問題產生的負面效應會逐步顯現，進而對經濟增長產生不利影響。

四、新能源對工業經濟增長影響的實證分析

（一）模型設定

首先，借鑒已有文獻，本文設定生產函數的形式為:

其中，Yit表示i地區t時期的產出，Kit、Lit、Eit分別表示資本、勞動和能源投入。

其次，進一步將能源劃分為可再生能源RwEit與不可再生能源NonEit，鑒于資本分為實物資本invesit與人力資本hsit，則方程形式變為:

再次，假定該生產函數滿足柯布-道格拉斯生產函數的形式，則有：

其中，α、β、δ、η均分別為待估的彈性參數。

最后，通過對數變換可以得到：

其中，lnpindit表示工業增加值的對數值，lnAit表示全要素生產率的對數值，lninvesit和lnhsit分別表示工業行業的固定資本投資和實際人力資本的對數值，lnRwEit和lnNonEit分別為可再生能源與不可再生能源的對數值。需要指出的是，本文主要考慮將二次能源電力分為可再生能源發電與不可再生能源發電，電力結構的變化更能夠反映能源轉型的成效。

（二）數據來源

本文研究的是省級可再生能源產業對工業經濟增長的影響①鑒于數據的可得性和統一性，本文研究樣本不包含西藏、香港、澳門、臺灣。，主要數據來源于各省歷年統計年鑒、歷年《中國能源統計年鑒》及CEIC 數據庫等。變量選取如表1 所示，給出了各變量的描述性統計。

表1 變量的描述性統計

1.被解釋變量（lnpind）

以各省份工業增加值表征，工業經濟是國民經濟的重要部分，是衡量一個地區工業化水平的主要指標。為了消除物價水平的影響，本文以1989 年為基準，使用工業出廠價格指數對工業增加值進行平減，以得到實際工業增加值。lnpind1以第二產業平減指數得到的人均實際工業增加值的對數。

2.實物資本（lninves）

參考張軍等的做法，以各省工業行業的固定資產投資為基礎數據，首先采用固定資產投資價格指數（1989 年為基期）對固定資產投資額進行平減，得到各省歷年實際固定資產投資額；其次，計算實際固定資產投資的年均增長率，設定折舊率為9.6%，獲得基期的實際資本存量；最后，采取永續盤存法得到歷年的實際資本存量[26]。

3.人力資本（lnhs）

人力資本是創新和經濟可持續發展的重要源泉，本文直接采用歷年實際人力資本額來表征人力資本，數據來源于《中國人力資本報告》；勞動力以工業行業的勞動力來表示。

4.能源相關變量

可再生能源種類較多，涉及的指標類型較為復雜，例如各省的生物質能、潮汐能、地熱能發電尚未有具體統計數據?？稍偕茉吹陌l電水平lnRwE以年各省水電、風電以及太陽能發電之和的對數值表示。lnRwEs表示lnRwE的二次項，即平方項。非可再生能源的發電水平lnNonE以非可再生能源發電量的對數值表示，非可再生能源發電量為總發電量扣除可再生能源的發電量。rewsh表示可再生能源發電量與非可再生能源發電量的比值。

5.調節變量

鑒于可再生能源多屬于新興產業，技術相對并不成熟，應用范圍有限，投資回報的不確定性較大，前期發展很難獲得銀行貸款，融資需求較大，容易受到融資約束的影響，因此市場上提供的融資渠道及融資資金越多則越有利于可再生能源的發展，進而對工業增長產生正向調節效應。金融深化credgdp以各省份金融機構年度貸款余額與GDP 的比值表示。與金融深化類似，政府支出越多，尤其是對可再生能源行業的投入越多，也會對可再生能源與工業經濟的關系產生正向調節效應。政府支出fiscgdp以各省份政府支出總額與GDP 的比值表示。地區產業結構也會影響可再生能源與工業經濟的關系，工業結構從某種程度上代表了一個地區的工業稟賦水平，能夠為可再生能源的發展提供良好的配套環境。工業結構indgdp以各省份工業增加值占GDP 的比重表示?？稍偕茉吹陌l展不少屬于高技術行業，離不開先進節能減排技術的支持，技術創新水平越高，越有利于可再生能源的發展。技術創新水平lnpat以各省份歷年人均專利申請授權量表示。

（三）方法選取

隨著數據量逐步擴大，近年來，動態面板數據相關的文獻開始關注截面觀測值N 與時間序列數T 都較大的情形，尤其是同質個體估計量（Mean Group Estimator，即MG）首先得到了應用。MG 估計量由Pesaran 和Smith 提出，假設被解釋變量與解釋變量之間的關系對所有個體而言都是同質的，該方法的思路是首先對每個個體單獨做最小二乘回歸，將各個個體的系數分別估計出來，然后對估計量再做簡單平均，獲得平均效應[27]。Martinez-Zarzoso 和Bengochea-Morancho 借 助該方法，使用經濟與合作發展組織22 個國家的面板數據估計了環境庫茲涅茨曲線[28]。然而，Pesaran等認為這種假定所有個體都是同質的前提不符合實際，更現實的情況是所有系數都可能隨個體改變，即截距項與斜率都在發生變化。這是因為各國的制度文化都表現出很大的差異，可能會同時影響截距項和斜率，此時MG 估計量捕捉不到這種差異。為了解決這一問題，Pesaran 等進一步提出了Pooled Mean Group（PMG）估計量[29]。在這一估計量下，不僅可以研究重要解釋變量對被解釋變量的短期效應，還可以研究長期效應。對于每個個體，短期效應均具有異質性，但長期效應不受個體的影響，更加符合實際。假定誤差項服從正態分布，就可以利用極大似然函數進行估計。無論重要解釋變量是否平穩，據此方法得到的估計量都是一致的和漸進正態的。鑒于獲得數據的特征、研究目標以及方法優勢，本文嘗試采用Pesaran 等提出的PMG 方法進行估計。最終的模型形式為：

另外，為了便于比較分析，本文還考慮了MG和動態固定效應（DFE）的回歸結果。

五、實證結果分析

（一）總體回歸結果

表2 列示了總體回歸結果，第（1）—（3）列分別為PMG、MG、DFE 的回歸結果?？梢钥闯?，可再生能源的發展對工業經濟增長具有長期的負向影響，系數為-0.118，且在1% 的統計水平上顯著；但短期的影響顯著為正，且同樣在1%計水平上顯著。PMG 分別與MG 和DFE 的比較結果看，Hausman 檢驗結果均表明選擇PMG 模型的回歸結果是合理的，例如PMG 與MG 的Hausman檢驗值為1.64，相應的P 值為0.802。另外，本文還在初始回歸模型中加入了可再生能源的二次項，以捕捉未來可再生能源對工業經濟增長的可能影響，如第（3）—（6）列所示。從回歸結果可以看出，可再生能源二次項的回歸系數為0.046，且在1% 的水平上顯著，說明隨著可再生能源發電量的不斷提升，其對工業經濟增長的效應由負轉正，呈現出顯著的U 型曲線特征。在可再生能源發展初期，技術水平和生產能力十分有限，且供給容易受到季節性和其他自然條件的影響，再加上可再生能源如大型水電、風電的生產成本高于傳統化石能源，因此可再生能源份額的相對擴大，對傳統化石能源形成替代，會對工業經濟發展產生負面影響。隨著工業化進程加快和技術水平不斷提升，可再生能源發電供給保持相對穩定，消納技術和儲存能力不斷發展。在突破技術瓶頸后，可再生能源發電相對于化石能源發電更具有成本優勢，其對工業經濟的正向效應逐步顯現。通過計算，可再生能源發電與工業經濟增長的U 型曲線拐點為3.793，而當前各省份均未達到，總體上仍處于U 型曲線的左側。

表2 總體回歸結果

從其他解釋變量的回歸結果看，化石能源發電量的系數為正向，且統計上十分顯著，這表明化石能源仍然是促進工業經濟增長的主要因素，且回歸系數明顯高于其他變量。實物資本的回歸系數也在1% 的統計水平上顯著，且人均資本存量每增長1%，推動工業經濟增長0.168%；然而，人力資本的回歸系數盡管為正，但在統計上不顯著，可能的原因是人力資本的結構仍存在不合理之處，其應有的正向促進效應仍未得到有效發揮。另外，從短期效應看，化石能源的系數仍然顯著為正，且系數相對較大，但資本對工業經濟增長的促進效應超過化石能源，且在10%的統計水平上顯著。此外，人力資本的短期效應為負，且統計上不顯著?？傮w而言，中國工業經濟的高速增長主要得益于實物資本拉動與傳統能源要素投資的貢獻，可再生能源與人力資本的正向效應仍未顯現。

（二）分區域回歸

由于中國具有明顯的區域差異，越發達的東部沿海地區，第三產業比重越高，而中西部地區大多仍處于工業化快速發展期。為探究各區域下可再生能源對工業經濟增長的影響，本文依照傳統的劃分方法，將中國分為東中西三大區域，分別進行回歸。表3 的第（1）—（3）列、第（4）—（6）列、第（7）—（9）列分別是東中西三大區域的回歸結果。第（1）—（3）列的結果顯示，東部地區的可再生能源的一次項回歸系數為負，二次項在10%的統計水平上顯著為正，這表明東部地區當前的可再生能源對工業經濟增長產生了明顯的負向效應，未來隨著可再生能源持續發展，其對工業經濟的正向效應逐步顯現。中部地區與東部地區的趨勢相似，不同的是，中部地區可再生能源的一次項與二次項系數均大于其他地區，這表明當前發展可再生能源對中部地區的工業增長負面影響更強，原因在于東部地區不少省份完成了工業積累，開始轉向發展先進制造業和現代服務業。例如北京、上海等已經進入了后工業化時期，發展可再生能源對該地區的沖擊不大；而中部地區仍處于工業化快速發展期，工業對能源尤其是化石能源的依賴程度較高，發展可再生能源對該地區的沖擊相對更明顯。西部地區同樣處于工業化時期，且相對于東中部地區落后，然而，該地區也是可再生能源資源豐裕區，大力發展可再生能源能夠在一定程度上抵消對西部地區工業經濟的負面影響，因此，西部地區受到的負向沖擊也較小。比較各地區的拐點可以發現，東部與西部地區率先到達拐點。此外，從其他解釋變量的長期效應看，各地區實物資本、人力資本以及化石能源發電對工業增長的影響存在顯著差異。例如東部地區實物資本的貢獻仍然十分明顯，化石能源的貢獻仍然較大。

表3 分區域回歸結果

（三）分時間段回歸

中國于“十一五”期間提倡大力發展可再生能源，有關政策密集出臺，例如2006 年1 月起中國開始實施《中華人民共和國可再生能源法》，提出了可再生能源的總量發展目標，制定了相應的中長期規劃與配套法規政策等，有力地推動了中國可再生能源的發展。因此，本文以2005 年為時間節點，將整個樣本劃分為兩個區間，考察可再生能源與工業經濟之間關系的時間異質性。表4 的回歸結果顯示，在2005 年之前，可再生能源一次項和二次項的回歸系數均為正但在統計上均不顯著；2005 年之后，可再生能源的一次項顯著為負，且系數的絕對值比2005 年之前有所增大，這表明隨著可再生能源得到政策上的大力鼓勵，其對化石能源的強制性替代對工業經濟增長造成了顯著的負向影響，同時二次項由不顯著變得更加顯著。

表4 分時間段回歸結果

（續）

從其他變量的異質性看，化石能源的回歸系數在2005 年之后變得更小，表明隨著可再生能源大力發展，中國工業經濟對化石能源的依賴程度變小，但對實物資本的依賴程度變大，在此過程中可能存在實物資本對化石能源的替代。人力資本系數在兩個階段均為負，且均不顯著，表明人力資本作為重要的生產要素，并沒有在工業經濟發展中起到應有的積極作用。

（四）穩健性檢驗

為了檢驗總體研究結論是否穩健，本文將可再生能源變量替換為可再生能源發電量與非可再生能源發電量的比值rewsh重新代入方程進行回歸。rewsh2表示rewsh的二次項。表5 結果顯示可再生能源份額的一次項系數仍然顯著為負，而二次項系數顯著為正，盡管數值比較小。Hausman 檢驗結果仍然顯示三個模型中，PMG 的回歸結果仍是最合理的。

表5 可再生能源發電量與非可再生能源發電量的比值作為可再生能源代理指標的回歸結果

（續）

本文還將以第二產業平減指數得到的人均實際工業增加值的對數lnpind1替換被解釋變量，重新回歸后，表6仍然發現可再生能源的一次項系數與二次項系數保持與總體回歸一致的方向，但統計上變得不顯著。穩健性檢驗說明，在替換重要解釋變量和被解釋變量后，不會影響本文的基本結論。

表6 以第二產業平減指數得到的人均實際工業增加值作為被解釋變量的回歸結果

（續）

（五）調節效應

表7 列出了各調節變量的回歸結果?？梢园l現，從長期效應看，第（1）列人均收入水平與可再生能源的交叉項系數為正，且在1% 的統計水平上顯著，表明人均收入水平越發達的省份，發展可再生能源有助于促進工業經濟增長；第（2）列中，工業結構與可再生能源的交叉項系數為負，但在統計上并不顯著，這反映了對于工業占GDP 比重越高的省份，可再生能源對工業經濟具有負向影響；第（3）（4）列中，金融發展和財政支出水平與可再生能源的交叉項系數也均為負，且均不顯著，這反映了當前金融發展與財政支出水平的提升并沒有對可再生能源與工業經濟的關系起到正向調節作用，從側面反映了金融發展與財政支出存在資源錯配或者扭曲現象，更多地投向了傳統的化石能源領域或者對化石能源存在更多需求的領域，而非可再生能源行業；第（5）列為技術創新作為調節變量的回歸結果，可以發現技術創新與可再生能源的交叉項顯著為正，表明促進技術創新有助于發揮可再生能源對工業經濟增長的推動作用；最后，從人力資本的調節效應看，該交叉項系數雖然為正，但并不顯著，進一步證實了人力資本對可再生能源行業的積極效應沒有充分發揮。

表7 加入調節變量的回歸結果

（續）

六、研究結論與政策啟示

本文重在探討能源工業轉型與工業經濟增長之間的關系，而能源工業轉型的突出特征是可再生能源對傳統化石能源的替代。本文首先回顧了中國傳統化石能源面臨的突出困境與可再生能源的發展現狀，分析了可再生能源和經濟增長之間關系的理論機理，并對研究現狀進行了重點回顧，在此基礎上利用省級面板數據研究了可再生能源與工業經濟增長之間的關系。研究發現，與現有文獻的研究視角和研究結論不同，總體上中國可再生能源與工業經濟呈現顯著的U 型關系，當前各省份仍處于U 型曲線的左側；可再生能源與工業經濟之間呈現明顯的區域和發展階段的異質性。通過替換重要解釋變量和被解釋變量后，結果整體上是穩健的，不會改變可再生能源對工業經濟的作用方向。調節效應結果顯示，提高人均收入、技術創新、人力資本水平均有助于促進可再生能源對工業經濟增長的正向效應，但金融發展和財政支出的正向效應仍未顯現。

在高質量發展和綠色發展理念的指引下，應堅持市場主導和政府引導相結合，繼續大力推動可再生能源產業的發展，注重區域施策的差異性。本文政策啟示：一是增強可再生能源企業的發展能力，推動碳中和示范區建設。通過鼓勵和扶持一批具有品牌優勢的骨干企業做大做強，提升可再生能源的產業配套能力，并在不同區域對加快可再生能源發展的模式進行探索，設立碳中和國家級示范區，引領碳中和技術和產業循環發展。二是完善可再生能源信貸和財稅支持政策。研究發現金融發展與財政支出并沒有發揮出應有的積極作用，需進一步完善針對可再生能源行業的稅收優惠措施，對于那些具有核心技術的可再生能源企業的研發給予直接獎勵；拓寬信貸融資支持渠道，建立可再生能源產業投融資平臺，簡化信貸程序，推動信貸支持更多地向可再生能源行業傾斜。三是強化可再生能源的技術創新能力。加大研發投入，構建國家級可再生能源技術研發平臺，通過引導與獎勵性政策鼓勵各類科研主體進行技術研發與創新實驗，更加注重基礎科學研究，從技術的需求和供給端推動可再生能源核心技術的開發與利用，真正激發技術市場的活力；加強人才隊伍建設，打造吸引優質人才的營商環境，構建可再生能源的產學研合作機制，促進產業與相關技術應用的結合；借鑒發達國家經驗和加強國際合作，建立產學研用為一體的可再生能源產業發展基地。