徐维祥，徐志雄，刘程军

(浙江工业大学 经济学院，浙江 杭州 310023)

一、引 言

改革开放以来，中国人均国民总收入(GNI)由1978年的200美元提高至2018年的9 732美元，增幅超过47倍，明显高于中等收入国家平均水平。然而，经济持续增长的奇迹在满足广大人民美好生活需求，提高国民幸福感、安全感与获得感的同时却以自然资源浪费和生态环境破坏为代价。据世界银行统计数据显示：2015年中国单位产值能源消耗约为6.69，是日本的1.79倍、美国的1.24倍；2014年二氧化碳排放总量占全球总排放量的28.48%，而日本与美国仅为中国排放量的11.65%和51.46%。尽管国家能源局与环保部披露天然气、一次电力及其他清洁能源消费占比持续提高，生态环境治理专项投入逐年增加，但能源结构、生态环境与经济发展(简称“3E”)关系的平衡仍是实现经济高质量发展所需破解的难题。对此，国家层面也给予高度重视，党的十九大报告中明确提出，切实推进能源生产和消费革命，构建清洁低碳、安全高效的能源体系；持续实施大气污染防治行动，打赢蓝天保卫战，着力解决突出环境问题。这些举措旨在探寻能源结构和生态环境合理区间，促进三者协调健康发展，增强经济发展质量与效能。

鉴于此，本文在同一理论框架下探讨能源结构与生态环境对经济发展的非线性影响，并对区域异质性问题进行深入阐明，以期为各地区经济绿色包容性发展提供科学决策的理论依据。本文的创新点主要表现为：理论层面将能源结构和生态环境引入门槛变量，用生态环境综合水平取代单一环境指标值，以提升结论的说服力；研究方法上，在加入解释变量二次项进行普通回归的基础上采用门槛方法进行实证对比分析，全面探讨不同门槛变量对经济发展的作用程度；研究结果不仅阐明了区域异质性及越过门槛省份的空间分布特征，而且引入虚拟变量回归进一步证实结论的稳健性，方法更具严谨性。

二、文献综述与门槛影响机制

(一)文献综述

积极发展清洁可再生能源，摆脱能源消费路径依赖，是改善国民人居环境质量、推动经济转型优化的重要举措。归纳梳理现有研究成果，与本研究相关的文献包括以下三个方面。

能源消费与经济发展。早在20世纪80年代，Kraft等率先将标准因果关系运用到能源与经济的实证分析中[1]。基于此，部分学者的研究发现长期内两者之间存在双向的格兰杰因果关系与协整关系，也有学者证实能源消费与经济发展则是单一因果或无因果关系。从研究结论的争议性来看，普通线性回归结果验证中国“能源库兹涅茨曲线”长期与短期的存在性[2]；非线性STR模型揭示出能源消费对经济发展的弹性系数为正，两者呈现出非线性、非对称性与阶段性的特征[3]；也有研究得出两者之间当前处于弱脱钩状态的结论[4]。总体来看，能源消费与经济发展间的因果、正负、线性关系随着研究对象、发展模式的差异暂未达成统一的共识。

环境规制与经济增长。针对两者关系，学术界存在着截然对立的观点：第一类为“遵循成本说”，即为达到环境规制目标，企业需增加环境治理投入成本，有碍于生产效率的提高，故表现为环境规制将抑制经济发展；第二类为“波特假说”，认为适度的环境规制可以倒逼企业实现技术创新，弥补环境规制的负外部性，进而推动经济增长。针对以上结论的差异性，有学者着力研究费用型与投资型两类不同的环境规制对经济发展的影响程度[5]；也有学者另辟蹊径，从“双赢论”假设的冲突性视角出发，探讨环境分权是否会影响环境规制的经济数量与经济质量效应[6]。除此之外，环境库兹涅茨曲线假说也众说纷纭。

能源消费、生态环境与经济发展。在理论层面上，国外学者大多基于内生增长模型，考察环境、能源条件约束下，两者与经济的内在联系[7]；研究方法上实现了从以空间向量自回归、空间误差修正为核心的计量模型向数据包络分析、投入产出法等多样化的方向发展；基于实践发展的现实需要，微观化地分析各地区三系统耦合协调度与冲击波动的研究蔚然成风[8]；在创新驱动高质量发展的时代背景下，少数学者在“3E”的基础上引入技术创新变量，以发掘能源、环境、R&D与经济的互动协调关系[9]。

综上所述，尽管能源结构、生态环境与经济发展三者间的关系暂无定论，但现有研究仍存在一定的改进空间。首先，能源变量多数采用能源消费总量来表征，忽略总量内部能源结构转型对经济发展的作用；以单一指标衡量环境规制不足以反映生态环境全貌；其次，运用面板门槛模型将三者置于同一理论框架下的研究略显匮乏，且结果的稳健性有待进一下考究；最后，大多数文献基于全样本分析后以同样的方法探讨区域异质性问题，尚未挖掘不同门槛区间省份的地域空间分布特征。为弥补以上不足，本文将能源结构和生态环境综合水平作为门槛变量，考察它们对经济的非线性影响，在分析地域特征的同时加以虚拟变量条件下稳健性检验。

(二)变量作用机制探讨

能源结构主要通过禀赋效应与挤出效应对经济发展产生抑制性作用，其中禀赋效应表现在清洁能源空间分布异质性与开发、消费的价格成本上。由于中国幅员辽阔且主要气区经济处于欠发达水平，因此对于经济实力雄厚、清洁能源贫乏的地区，推广天然气消费所需的输送设施设备、技术研发投入均需消耗巨额的资金；而经济发展相对滞后且资源比较富集的地区并存着开采的低成本和使用的无效率现象，故提高天然气消费比重整体上不利于经济发展[10]。就挤出效应而言，现阶段实现能源消费结构转型升级主要由政府政策导向驱动，为了突破煤炭、石油等化石燃料的消费瓶颈，政府则会通过财政倾斜提供补贴等手段进行市场调控，这一方面影响着市场作用机制，使得天然气消费的竞争力逐步强于其他能源；另一方面也削减了政府部门投资消费等领域的有效支出，所以能源结构转型以经济代价为成本[11]。

生态环境以空间溢出效应与创新补偿论为载体刺激经济的发展。相关研究表明，经济发展阶段的高级化伴随着生态环境的日趋改善，加大环境规制的强度可以促进本地区经济水平的提高[12]。受地理区位、气候条件等因素的影响，生态环境在一定程度上具有空间溢出效应，在“绿水青山就是金山银山”的发展理念引领下，各省份基于自身比较优势与绝对优势借助学习效应可以努力打造“区域环境命运共同体”，通过以点带面、以面连片的方式形成宏观层面的环境治理规模效应，进而带动经济绿色可持续发展。此外，创新补偿论则利用技术创新杠杆，在既定环境规制目标的约束下倒逼企业进行创新生产，这样有助于提高企业的生产效率，促进企业间优势互补与资源整合，充分体现创新驱动经济发展的思想理念。因此，生态环境助推经济高质量发展。

(三)门槛效应机理分析

基于以上文献综述及变量间作用机制的剖析，考虑到传统线性回归模型的结果偏差，本文认为能源结构、生态环境与经济发展间可能存在非线性关系，即随着两者作用强度的不同经济发展表现出非一致性的变化规律。结合经济学理论与相关文献，本文对门槛效应影响机制做出如下分析：

能源结构与经济发展。各类能源在消费总量中的占比，既能反映出经济发展对特定能源消费是否具有路径依赖性，还体现着能源结构的优化升级和可持续发展性。在长期“高投入、高消耗、低产出”的发展路径下，起初消费清洁的天然气可以丰富能源种类的多样性，减少化石燃料不确定性的冲击，这将对经济的发展产生正向影响[11]；随着产业结构的转型升级、低碳发展成为共识，由于天然气能源供需的空间不匹配、企业巨资的创新研发，加之化石燃料的政策路径依赖与锁定效应，使得增加天然气的消费不利于经济发展；此后，在政府的高额补贴驱动下，逐渐提高的天然气消费比重也遵循着生产过程中的边际技术替代率递减的规律，而替代率的增加可能导致边际报酬递减，对经济发展具有负向效应。由此提出本文的假设1：能源结构与经济发展间存在非线性双门槛的负向影响关系。

生态环境与经济发展。经济的发展在于各要素的有效投入，而生态环境作为绿色生产力，是经济绿色包容发展的助推剂。在做大经济总量的发展阶段，经济发达地区的可持续发展理念率先实现转变，初步小规模的环境治理投入会带来大幅度的边际产出，在此期间也有利于环境友好型企业的“引进来”，进而推动经济发展；随着环境规制强度逐步提高，生态环境质量将明显改善，但其规模报酬的递增效应会抵消企业研发投入及其污染治理的成本，故生态环境对经济发展的正向影响作用会逐步弱化[13]；而当下经济纵深发展，复杂性的污染物排放带来环境治理的困难性，更优质的生态环境需要高强度的环境规制，在边际影响递减规律的作用下，环境规制的执行成本与日俱增，最终进一步削减生态环境对经济发展的促进作用。据此，提出本文的假设2：生态环境对经济发展具有非线性双门槛的正向影响。

三、模型构建与变量选取

(一)模型构建

中国经济的发展既依赖于消费、投资、出口旧“三驾马车”的合力推动，也希冀于改革、创新、开放新“三驾马车”的活力释放，据此本文构建出如下的经济发展理论模型：

ED=f(ES，EE，HC，IS，EO，IL，TI)

(1)

根据变量间的作用机理，为粗略地验证经济发展趋势与能源结构和生态环境作用强度的关系，借鉴现有的研究思路拟建立如式(2)～(3)所示的面板回归模型：

β5ISit+β6EOit+β7ILit+β8TIit+μit

(2)

β5ISit+β6EOit+β7ILit+β8TIit+μit

(3)

结合面板回归结果，考虑到能源结构及生态环境可能所处不同区间对经济发展影响程度呈现出迥异的特征，为了进一步深入探讨各变量之间这种非线性关系的存在性，采用Hansen提出的非动态面板回归模型，分别以能源结构和生态环境为门槛变量，构建相应的单门槛模型，以捕捉解释变量的临界值，进而准确分析结构突变时非线性关系特征：

EDit=αi+β1EEit+β2HCit+β3ISit+β4EOit+

β5ILit+β6TIit+β7ESitI(ESit≤γ)+

β8ESitI(ESit>γ)+μit

(4)

EDit=αi+β1ESit+β2HCit+β3ISit+β4EOit+

β5ILit+β6TIit+β7EEitI(EEit≤δ)+

β8EEitI(EEit>δ)+μit

(5)

类似地，在单门槛模型的基础上，可以将模型扩展为双门槛情形：

EDit=αi+β1EEit+β2HCit+β3ISit+β4EOit+

β5ILit+β6TIit+β7ESitI(ESit≤γ1)+

β8ESitI(γ1

β9ESitI(ESit>γ2)+μit

(6)

EDit=αi+β1ESit+β2HCit+β3ISit+β4EOit+

β5ILit+β6TIit+β7EEitI(EEit≤δ1)+

β8EEitI(δ1

β9EEitI(EEit>δ2)+μit

(7)

其中，i表示不同的省份；t代表不同的年份；ED和ES、EE分别表征被解释变量(经济发展)和门槛变量(能源结构、生态环境)；I(·)为指示函数；αi为反映省份差异的特征值；μit为随机扰动项；γ及δ为能源结构和生态环境的门槛值；βc为各变量回归系数；HC、IS、EO、IL和TI为一组控制变量。

在估计出相应的门槛值及各变量系数后，需要着重解决γ和δ值的显著性以及门槛值的真实性问题。其中，门槛值和回归系数是根据既定门槛数下残差平方和最小求出，以P值较小则存在门槛效应为检验标准；门槛值与真实值的一致性一般通过LR统计量来识别。

(二)变量选取

经济发展(ED)。采用地区人均实际国内生产总值(GDP)来表示[14]；为消除物价对其影响，以2003年为基期，通过对各省份GDP指数进行平减求出。计算公式为：人均实际GDP=人均名义GDP/GDP折算指数。

能源结构(ES)。经济的发展以能源消费为基础，而不同类别能源消费会抑制或刺激经济的发展。在“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念的引导下，提高中国清洁能源利用效率、实现能源消费结构转型升级势在必行。据此，本研究用天然气在能源消费总量中的占比来衡量能源结构。

生态环境(EE)。优越的生态环境既是居民福利水平的象征，也是实现经济绿色发展的主要抓手。而环境规制作用的强弱直接关系到生态环境的优劣，考虑到单一指标的非代表性，故借鉴李虹等的研究思路，利用熵值法测度出生活垃圾无害处理率、污水处理率、工业二氧化硫去除率、一般工业固体废物综合利用率以及工业烟(粉)尘处理率的综合水平来度量生态环境指数[15]。

人力资本(HC)。现代经济增长理论认为，知识也是促进经济增长的源泉，而人力资本作为知识获取与传承的桥梁，具有明显的溢出效应。本文以中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心发布的各地区平均受教育年限为参照。

投资规模(IS)。投资是资本形成的前提，全社会固定资产投资可以有效地衡量各地区的投资水平。当前中国积极推进“一带一路”倡议，与沿线国家共商项目投资、共建基础设施、共享合作成果，充分实现投资成果惠及各国经济发展。

对外开放(EO)。用贸易总额与国内生产总值的比例关系进行表示，由于各国比较优势和绝对优势差异的存在，地区间专业化分工得以实现；对外开放程度越高，越有利于实现资源的合理配置，进而接触尖端的高新技术，促进地区经济的发展。

信息化水平(IL)。采用互联网普及率来表征，互联网作为大众创业、万众创新的基石，其信息技术的进步对中国经济增长具有显著的替代效应和渗透效应。各省份正极力推动互联网、大数据、人工智能和实体经济的深度融合，以此来推动经济高质量发展。

科技创新(TI)。科技创新是加快转变经济发展方式，提高中国综合国力和国际竞争力的必然要求。目前学者多通过研发经费投入、专利授权量、研发投入强度等指标度量，为剔除经济因素的影响，增强地区间的可比性，本文选取各地区专利申请量在申请总量中的占比来衡量。

(三)数据来源与说明

本文以2003—2017年中国30个省份的相关面板统计数据为研究样本。由于西藏自治区部分关键指标的缺失，故未将其纳入研究范围。相关数据均来源于《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国人力资本报告》《中国贸易外经统计年鉴》《中国固定资产投资统计年鉴》以及《中国科技统计年鉴》，针对部分年份缺失的数据运用移动平均法进行弥补。除生态环境指标外，其余变量均进行取对数处理。

四、实证分析

(一)共线性与模型选择

为避免多重共线性问题的存在，在面板回归之前对各变量的相关系数和方差膨胀因子进行分析，表1的结果显示，变量间的相关系数均处于(-0.1，0.5)内，方差膨胀因子VIF最大值为 6.410 0，满足小于10这一参考值，故解释变量和被解释变量间不存在共线性。就模型固定效应和随机效应而言，利用Stata14.0对其进行Hausman检验，发现P值在1%的显著性水平以下拒绝随机效应的假设。因此，本文采用固定效应进行回归分析。

表1 各解释变量的方差膨胀因子

(二)面板回归结果

表2反映的是固定效应拟合情况下，能源结构和生态环境对经济发展影响的初步估计结果。为揭示核心解释变量作用强弱对应变量所产生的不同作用，分别将能源结构和生态环境一次项和二次项引入回归模型。结果显示：当能源结构为核心解释变量时，在1%的显著性水平下，其二次项的系数为负，一次项的系数也为负，且二次项的系数大于一次项的系数，这表明能源结构与经济发展总体上呈倒U型关系，随着天然气消费比例的提高，能源结构对经济发展的抑制性作用有所增强；当生态环境为核心解释变量时，其一次项的系数显著为负，二次项的系数为正且通过1%的显著性水平检验，也即随着生态环境的逐步改善，经济发展将释放出源源不断的活力，但其阶段性的特征明显受到生态环境作用强度的制约。

表2 能源结构和生态环境面板回归结果

就其他控制变量而言，人力资本、对外开放、信息化以及技术创新的系数均在1%水平上显著为正，其中人力资本的回归系数最高，这体现出人力资本在宏观经济中举足轻重的地位，也符合中国经济发展由劳动密集型向知识技术型转化的现实状况；而各省份固定资产投资对经济发展的回归系数显著为负，表明在新时代驱动经济高质量发展的要素已经发生变化，以互联网、创新等为核心的新兴要素正引领中国经济稳步前行。

(三)门槛检验

由面板回归结果可知，能源结构和生态环境都对经济发展产生了显著的线性影响，但也从另一方面反映出，经济发展程度的高低明显受到能源结构和生态环境不同作用强度的制约。据此，借助Stata14.0统计软件经过300次重复抽样得到表3所示的具体F值和P值，以判断非线性关系的存在性。根据检验结果可知，能源消费和生态环境无论是单门槛还是双门槛均至少在5%的水平下显著，即P值小于等于0.05，这说明能源结构和生态环境对经济发展的影响具有显著的双门槛效应。

表3 能源结构和生态环境门槛效应检验

由表3可知，能源结构的两个门槛值为0.793 0 和 1.583 2，生态环境的两个门槛值则为 0.658 3 与 0.784 5。为进一步验证它们与真实值的一致性，借助似然比(LR)统计量绘制出能源结构(图1)和生态环境(图2)各门槛值在95%置信区间下的似然比函数图。图中LR统计量的最低点表征真实门槛值，虚线表示当α在5%的显著性水平时，该统计量的临界值为7.35。因为对应的门槛值明显低于7.35，故能源结构和生态环境的门槛值与真实值相一致。

(四)门槛回归结果

表4给出了能源结构和生态环境对经济发展的门槛回归结果。

1.能源结构门槛结果分析。总体而言，天然气消费在能源消费总量的占比对人均实际GDP的影响是负向的，原因在于相对于传统能源而言，增加清洁能源的消费尚且不具备规模优势和成本优势，政府部门的补贴可能会带来无谓损失；在此期间国家经济的发展，尤其是工业对化石能源的消费具有依赖性，技术的创新、产业的升级会付出较大的经济代价。当天然气消费占比小于0.793 0时，能源结构对经济发展具有微弱的正向作用，但是结果并不显著，因为早期在粗放式经济发展模式下，试点性的普及天然气对经济发展具有一定的促进作用；当天然气消费占比介于 0.793 0 和1.583 2之间时，能源结构对经济发展的影响明显下降且低于5%的显著性水平，这意味着当天然气消费占比提高1个百分点，人均实际GDP下降 0.029 6%。对此的解释为，在长期以煤炭为主的能源消费结构中，进一步提高天然气消费比重需要政府补贴的大量投入，产业结构的升级改造、硬件基础设施的改进完善、规模效应的形成维护均要付出较大的代价，故人均实际GDP呈下降的趋势；当能源结构跨越1.583 2这一门槛值时，影响系数继续下降到 -0.063 3，这说明现阶段更高比例的天然气消费对经济发展下行压力明显，因为实现能源消费结构转型升级是一个长期的过程，促进经济绿色包容性增长需要协调各方长远利益关系，关键技术的研发突破、科研成果的有效转化、能源利用效率的最优化等难题也亟待解决。由此可知，假设1成立。

图1 能源结构的门槛估计值与似然比函数图

图2 生态环境的门槛估计值与似然比函数图

表4 门槛模型回归结果

2.生态环境门槛结果分析。由表4的回归系数可知，生态环境在整体上促进经济的发展，因为保护环境就是保护生产力，改善环境就是发展生产力，生态环境作为人民生活的增长点，社会经济持续健康发展的支撑点，在治理污染的过程中会倒逼产业结构调整，激发科技创新活力，进而为经济发展提供动能转换。当生态环境小于0.658 3 门槛值时，对经济发展的影响系数为0.234 0，说明在竭力发展经济的初期，“高污染—低治理”的路径是实现该目标的极佳选择；当生态环境综合水平介于第一和第二门槛值中间时，综合污染治理每提高1%将会带来人均实际GDP以0.166 5个百分点的幅度增长，原因主要在于随着生态环境问题的日益凸显，环境规制的强度将不断加大，这既会激励企业转变经营方式，增加必要投资，促使其利用技术创新提高运营效率，弥补盈利下降的负面影响，又会通过“干中学”和“创新补偿效应”带动经济的发展，可见中国环境规制实践与企业承载力紧密相连，随经济的发展而逐步积累；当环境规制越过第二门槛值0.784 5时，其路径系数继续下降为0.110 6且在5%的显著性水平下，说明在实施严格的环境保护政策以改善生态环境时，巨大的适应性成本投入、国际顶尖标准的规范制约会引致直接效应小于其负面效应，故生态环境对经济发展促进程度下降，假设2得以证实。

3.控制变量结果分析。无论能源结构还是生态环境作为门槛变量，所有控制变量对经济发展的回归系数为正，且人力资本的系数最高，原因在于人才是第一资源且具有较强的空间溢出性，人均受教育年限越高，接受新理念的能力越强，对推动技术创新增强区域竞争力发挥着至关重要的作用，这在陈诗一等的研究中也得以印证[16]；信息化水平的影响次之，对此的解释为互联网作为缩小地域差距的重要载体，普及率的提高会加速数字经济的发展进程，为新常态下中国经济高质量发展注入新动能；随着中国经济对外开放和市场化程度的不断提高，世界各国的经济实现了互联互通，贸易往来自由化以及专业分工合理化有助于各自发展效率的提高和接受技术的外溢效应；而投资规模和技术创新分别在以生态环境和能源结构为门槛的模型中系数尚不显著，主要原因是在新兴要素驱动经济发展转型升级的背景下，各地区固定资产投资与专利申请量的占比呈现出收敛的特征，在一定程度上与指标的差异较小有关。

(五)讨论与分析

1.不同门槛区间省份数目变化。根据能源结构和生态环境的两个门槛值可以将样本划分为三个不同区间，以分析30个省份门槛通过情况。表5的结果显示：总体上中国能源结构和生态环境朝着优化的方向发展，两个门槛变量小于第一门槛值的省份数量都呈现出显著下降的趋势；其中能源结构跨越第一和第二门槛值的省份数目大体相当，到2017年只有广西、云南和贵州没有通过第一门槛；就生态环境而言，受经济发展方式的影响，2003年暂无省份通过第二门槛值，且大多数小于第一门槛值，随着发展理念的转变，越过门槛值的省份数目逐渐增加，第二门槛值变化尤为显著。由此可见，中国经济的发展伴随着能源消费结构的逐步优化调整和生态环境的治理保护。

表5 2003—2017年不同门槛区间内省份数量统计结果 单位：个

2.门槛地域特征。能源结构和生态环境越过门槛的省份表现出明显的地域特征，从能源结构的角度来看，2003年大于第二门槛值的省份为北京、海南、重庆、四川、陕西、青海、新疆等，对此的解释为：北京作为全国的行政中心，西气东输工程的投入使得天然气供给相对富足，陕西天然气开采量居全国前列并肩负着西气东输的使命，其余省份则处于中国四大气区，天然气的开采和使用占比较高；此后在相关能源政策的导向作用下，东部经济发达的天津、上海、广东等地相继越过第二门槛值；而中部省份受资源禀赋、产业转移等因素的限制，天然气消费占比介于两门槛值中间。

基于生态环境的视角而言，21世纪初期经济的发展在一定程度上以牺牲生态环境为代价，所以在2003年27个省份都没有越过第一门槛值，此时只有东部沿海的山东、浙江、江苏的生态环境综合水平较高，但是不同年份省份所处的门槛区间调换的频率比较频繁，天津、北京和上海先后于2004年、2005年以及2006年加入第一门槛行列；经济发展实践的深入使得环境问题逐步提上议程，在科学发展观、生态文明等宏观政策正确引导下，各地区环境治理的强度得以加大，大于第一和第二门槛的省份数量相继增加，且第二门槛仍然以东部经济发达省份为主，同一省份在不同门槛类型间互相转化，没有出现越级的增长和下降，故经济发展水平与生态环境质量大体趋势相同。

3.虚拟变量回归分析。考虑到门槛回归方法结果可能出现的有偏性及区域间的异质性问题，将全国30个省份按照两个门槛值划分为3个组别，以探究所处不同门槛区间的省份能源结构和生态环境对经济发展的影响是否具有异质性与稳健性。为确保分组的严谨与科学，将虚拟变量Di引入回归模型，所研究的分组类别相对应的核心解释变量取值为1，其余则为0；其中D1、D4分别表示能源结构和生态环境大于第二门槛值的省份，D2和D5对应表征介于两门槛值之间的地区，D3与D6则为低于第一门槛值的省份。

各组虚拟变量回归结果如表6所示。对于能源结构而言，D2与D1的系数显著为负，说明经济发展水平与天然气消费占比呈反向变动的关系，且越过第二门槛值时对经济的制约作用明显加强，这与门槛回归的结果保持一致；同理可知，在生态环境虚拟变量回归时D4、D5的影响系数为正，均通过5%的显著性水平检验，证明了生态环境也是一种生产力，即经济的发展伴随着生态环境的逐步改善。由此可以看出，能源结构、生态环境和经济发展之间并非存在线性的关系，取而代之的是折拗的非线性的表达。就公共控制变量而言，人力资本、对外开放、信息化、技术创新均对经济发展起着促进作用，投资水平回归的系数为负，总体结果相较于门槛估计没有出现较大差异，再次说明了本研究结果的稳健性。

表6 虚拟变量回归结果

五、结论与启示

(一)结论

本文在分析能源结构、生态环境对经济发展影响机制的基础上，以2003—2017年中国30个省份的面板数据为研究对象，利用门槛回归方法探讨其间的非线性关系，并引入虚拟变量进行稳健性检验，主要得出如下结论：

第一，能源结构、生态环境与经济发展间存在显著稳健的双门槛效应。当能源结构为门槛变量时，其对经济发展的影响为负向，且制约程度随着天然气消费比重的提高而加强；生态环境作为绿色生产力，其大体上与经济发展水平步趋一致，也即逐步加大的环境治理强度对人均实际GDP具有促进作用，但增幅呈现出下降的态势。

第二，总体上，中国经济的发展伴随着能源结构的优化调整和生态环境的治理保护，但各变量跨越不同门槛值的省份具有明显的地域特征。从省份数目来看，低于能源结构和生态环境第一门槛值的省份逐年减少，较高比例的天然气使用和生态环境治理成为经济发展的新特征；就地域分布而言，能源富集区及东部发达省份是跨越第二门槛的主力，中部地区省份主要处于两门槛之间的位置。

第三，稳健性检验也进一步证实了经济发展离不开人力资本、对外开放、信息化以及技术创新等要素的驱动。在新常态下，中国经济增长的动能已发生实质性转变，以知识、科技、互联网等为核心的新兴投入要素正源源不断地为经济发展释放持续活力，而传统的投资、消费的贡献率日趋下降。

(二)启示

结合中国推进能源结构转型、打赢“蓝天保卫战”、实现经济高质量发展的实践背景，本研究结论具有如下重要的政策内涵。

一是突破能源消费路径依赖，促进能源结构转型升级；完善环境治理基金管理，实现生态经济双赢局面。通过科研院校与企业间的互联互通，推动科研成果转化为实际生产力，以降低企业的生产成本，切实提高清洁能源利用效率，助推产业结构和能源结构转型；落实严格的环境保护政策，强化行业资源的重组整合，健全企业环境信息公开制度，打造经济发展与生态环境并重的体系格局。

二是科学制定能源战略规划，适时调整能源发展目标；因地制宜落实环保政策，发挥生态环境倒逼作用。以《加快推进天然气消费利用的意见》为总领，不同门槛区间的省份充分考虑自身资源禀赋和能源利用实际，极力探索适合地区经济发展的能源结构比例；贯彻落实五大发展理念，优化环境约束与激励机制，借助生态环境空间溢出效应，实现区域省份绿色协调一体化发展。

三是扩大对外开放深度广度，深化互联网+智能信息化；矫正人力资本扭曲局面，推动创新驱动经济发展。利用比较优势和绝对优势，促成产业转移与资源有效配置，学习吸收前沿研究成果，补齐信息技术软硬件设施短板；拟定高尖端人才引进政策，提高科技研发投入强度，为经济高质量发展注入生机与活力。