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技能强国范文第1篇
关键词 职业教育活动周；工匠精神；技能强国；德技并重
中图分类号 G719.2 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2016）15-0011-04
2015年，国务院决定将每年5月第二周设为“职业教育活动周”，以大力宣传职业教育，在全社会弘扬劳动光荣、技能宝贵、创造伟大的时代风尚，形成“崇尚一技之长、不唯学历凭能力”的良好氛围。首届职业教育活动周以“支撑中国制造 成就出彩人生”为主题，引起社会广泛关注，为营造职业教育改革发展良好氛围，起到了积极的推动作用。2016年5月8日，以“弘扬工匠精神，打造技能强国”为主题的第二届职业教育活动周在天津举行启动仪式。中共中央政治局委员、国务院副总理刘延东出席并发表重要讲话。启动仪式由教育部部长袁贵仁主持。
一、活动周的主题与启动仪式
“鼓励企业开展个性化定制、柔性化生产，培育精益求精的工匠精神，增品种、提品质、创品牌。”2016年全国“两会”期间，国务院总理在政府工作报告中首提“工匠精神”，引起普遍关注。全国“两会”过后，国家领导人多次在不同的场合提到工匠精神。3月29日，总理在第二届中国质量奖颁奖大会上指出，要弘扬工匠精神，勇攀质量高峰，让追求卓越、崇尚质量成为全社会、全民族的价值导向和时代精神[1]。4月24 日，总理在四川雅安市庐山县考察时寄语初三学子：工匠也可以成为大师 [2]。4 月26 日，在安徽合肥指出，“在工厂车间，就要弘扬‘工匠精神’，精心打磨每一个零部件，生产优质的产品”[3]。倡导工匠精神，已经上升为国家意志。第二届职业教育活动周紧扣国家发展战略，在“工匠精神”上作文章。
在活动周启动仪式上，刘延东副总理指出，今年的职业教育活动周主题定为“弘扬工匠精神 打造技能强国”，这是国家的需求，也是时代的呼唤。弘扬工匠精神，打造技能强国，就是要培育劳动光荣、技能宝贵、创造伟大的时代风尚，培养崇尚劳动、敬业守信、精益求精、敢于创新的技术技能人才，办好中国特色、世界水平的现代职业教育，释放出巨大的人才红利，为国家富强、民族振兴、人民幸福打下坚实基础。
刘延东强调，“十三五”时期，职业教育要按照“四个全面”战略布局，特别抓好四方面工作。
一是把职业教育摆在更加突出位置。政府的重视与支持是职业教育发展的保障。对于下一步政府的作用如何发挥，刘延东强调，各级政府要依法履责，加强组织领导和统筹规划。要把职业教育作为实现教育现代化的重要突破口，加大支持力度。要强化督导评估，狠抓贯彻落实，建立问责机制，确保中央决策部署落地生根。要重视营造全社会关心和支持的良好氛围，大力宣传职业教育。
二是进一步服务好国家战略。职业教育是与经济联系最紧密的教育类型，为经济发展提供技能人才支撑。在我国经济发展的新常态下，中国制造2025、“一带一路”建设、京津冀协同发展等一系列国家战略正在推进。对此，刘延东强调，要紧跟科技和产业发展新趋势，促进职业教育的规模、结构、层次、布局与经济社会发展的要求协调互动，加快培养发展高端制造业、现代服务业、战略性新兴产业急需的高质量技术技能人才。要进一步完善资助政策体系，统筹办好各级各类职业教育和培训，为阻断贫困代际传递、实施精准扶贫、精准脱贫作出更大贡献。
三是进一步深化改革创新。刘延东强调，要更加解放思想，加大体制机制创新力度，抓住修订《职业教育法》的契机，推进教育政策、产业政策、用人政策的衔接配套，协调好教育、经济、劳动、就业等领域联动改革的关系，健全体现职教规律和特色的各类办学标准，打好改革的“组合拳”。
四是进一步提高技术技能人才培养质量。刘延东从八个方面指出提高人才培养质量的途径：把提高职业技能和培养职业精神高度融合；坚持立德树人；提高实践教学水平和技术服务能力；教育学生崇尚劳动；教育学生敬业守信，实现可持续发展；教育学生精益求精，掌握中高端技术技能；教育学生敢于创新，提升创新思维和创造能力；为学生成长成才搭建更广阔平台。
袁贵仁在主持会议中指出，刘延东副总理所做讲话对办好今年的活动周、技能大赛和广大职业教育学生的成才与发展，提出了明确要求和殷切期望。我们要认真学习领会，全面贯彻落实，进一步深化职业教育改革创新，弘扬工匠精神，打造技能强国，努力办好具有中国特色世界水平的现代职业教育。
二、活动周的内容与形式
技能强国范文第2篇
【关键词】 能源消费强度； 能源消费结构； 技术创新； 面板数据模型； 碳排放
一、引言
我国能源总量丰富，品种齐全。但由于人口众多，人均能源分配量仅为世界平均水平的一半。从几种常用的能源来看，储量较大，煤炭储量为1.5万亿吨，居世界第三位，石油为70亿吨，居世界第六位，天然气为33.3万亿立方米，居世界第十六位，而水力资源及水电均居世界第一位。然而，随着工业的迅猛发展，能源消费总量也在逐年攀升，能源消费结构的不合理、较低的能源利用效率、清洁能源以及可再生能源的开发和利用远远不足导致的碳排放总量也已经跃居世界第一。目前我国的经济结构仍以高能耗和高碳排放产业为主，据国家统计局的数据，1990年中国重工业比重为50.6%，而2008年重工业比重已经上升到65.1%。产业结构重型化造成高能源消费倾向和碳偏好，2000—2008年我国能源消费年均增长达9.1%，其中煤、石油等化石能源消费比重超过九成，在没有发生重大技术革命的情况下，锁定效应将会导致中国未来10—15年对高能耗和高碳排放经济模式的依赖。
减少碳排放总量，合理开发利用有限能源的途径之一即提高能源利用效率，降低对化石能源的消耗。美国2008年8月公布的新能源法案中宣布将对使用节能电器和节能建材的居民减免税收，欧盟在2005年提出了节能的新目标，到2020年节约能耗20%，日本经济产业省在拟订的国家能源新战略中也提出要争取在2030年之前将GDP的能耗减少30%。途径之二即优化能源消费结构。煤炭作为主要的消费能源，是二氧化碳排放的主要来源，有必要寻求其他低碳排放能源替代煤炭。途径之三即加大技术创新投资的力度，开发利用清洁能源、可再生能源和低碳能源。
中国是仅次于美国的第二大碳排放国，控制二氧化碳排放，实现2020年的国内生产总值二氧化碳排放强度在2005年的基础上下降40%～45%的目标是中国作为签署《京都议定书》成员国之一应遵守的“共同但有区别原则”所承担的责任。本文通过对全国30个地区的碳排放影响因素进行分析，探究能源消费强度、能源消费结构以及技术创新与碳排放的关系，找出这些因素对碳排放的贡献程度以及存在的差异，从而探索一条节能减排的可行之路。
二、文献综述
纵观现有研究，国外C.Hendriks等人建立了世界主要国家包括火电、炼油、气体处理等9个行业共14 641个企业的二氧化碳的排放源数据库，并预测了2010—2012年全球二氧化碳排放状况；Nobuko（2004）分析了日本1985—1995年期间二氧化碳排放量变化的影响因素；Ang（2009）将内生经济增长理论与环境理论相结合，研究了1953—2006年中国碳排放量的影响因素，指出能源消费、收入和对外开放度与碳排放呈正向关系，研发强度、技术转移等技术因素与碳排放负相关。
国内学者田徵利（2010）用2000—2005年辽宁省的能源利用数据，分析了辽宁省的能源消费结构和能源消耗强度以及能源利用效率的变动规律；杜鸥（2011）对碳排放的影响因素进行分析，提出影响我国人均二氧化碳增长率的因素有经济效应、能源效应、结构效应和对外开放效应，通过计量经济学的方法建立协整方程和向量误差修正模型，分析了变量的长期均衡关系和短期变动；李武（2011）通过使用普通最小二乘法、平稳性检验、协整检验等方法，对中国1978—2009年碳排放总量与人均实际GDP、能源效率、能源结构的关系进行了实证研究。
综上所述，国内外文献中，理论基础基本一致，研究对象均为碳排放的影响因素，不同的是分解的因素不同，采取的分解因素的方法也不同。由于影响碳排放的因素非常复杂，如消费偏好、资源环境状况、技术水平和制度保证等，因此，对于碳排放问题必须进行更加深入的研究。
三、研究方法概述、指标选择和模型构建
（一）研究方法概述
面板数据模型是一类利用平行数量分析变量间相互关系并预测其变化趋势的计量模型，能够较充分地利用样本所包含的信息，从三维（个体、指标、时间）方向反映研究对象的变化规律和个体特征。此种特征尤其符合本文对中国30个地区6年来碳排放水平的回归分析。它克服了简单的多元回归模型不能进行时间序列分析模型的缺点，同时也通过对比不同横截面的值来发现研究对象之间的区别。为了评价回归的结果和检验滞后阶的稳健性，需要对模型回归的残差进行面板的单位根检验，如果残差不是面板单位根过程而是平稳过程，那么可以认为参数估计量不是伪回归的结果。为了获取更全面的样本信息以证明模型估计的有效性，还需要进行面板数据的协整检验，最后再进行回归分析。
1.面板数据的单位根检验
美国学者Nelson与Plosser在其研究中曾指出，多数的宏观经济时间序列都是不稳定的，只有确定了序列的平稳性才能进一步对它们进行协整性分析和因果性检验。因此，作为分析的第一步，必须对各时间序列数据进行单位根检验。面板单位根检验是基于面板数据的一阶自回归过程：
2.面板数据的协整检验
协整概念是20世纪80年代由恩格尔（Engle）和格兰杰（Granger）提出的。其基本思想是：尽管两个或者两个以上的变量每个都是非平稳的，但它们的线性组合有可能受相互抵销趋势项的影响，使该组合成为一个平稳的变量。因此，在确保时间序列数据是同阶单整的情况下，笔者运用E-G两步法来检验变量间的协整关系及长期因果关系。
首先，利用静态面板的回归残差来构建统计量：
3.面板数据的多元回归分析
面板数据经过协整检验后，方可进行回归分析，其一般形式如下：
（二）指标选择和模型构建
影响碳排放水平的因素有很多，如能源消费强度（能源利用效率）、能源消费结构、产业结构、经济发展水平、人口规模、技术创新、城市化率等，而衡量碳排放水平的指标包括碳排放总量、碳排放年比增长量、碳排放年比增长率、人均碳排放量、人均碳排放年比增长量、人均碳排放年比增长率、碳排放强度、碳生产率等，本文在做实证分析时，把中国30个地区（自治区能源数据缺失，故除外）作为研究对象进行了面板数据的回归分析，这是因为全民施行碳减排运动的时候，各行各业也在全力节能减排。如果了解了中国碳排放的大体趋势，那么在确定减排指标和部署减排任务的时候就更具说服力了。所以选取能够显著代表各地区碳排放水平的碳排放年比绝对增长值指标作为因变量，并且假设影响碳排放水平较为显著的三个变量：各地区的能源消费强度、各地区的能源消费结构、各地区的技术创新作为自变量。
能源消费强度（ECI）：各地区的能源消费总量与各地区的生产总值之比（吨标准煤/万元）。
能源消费结构（MT）：各地区主要能源煤炭的消费总量（吨）。
技术创新（R&D）：各地区科学研究与试验发展（R&D）经费支出（亿元）。
碳排放水平（TC）：因为没有直接的量化指标，本文采用科学估算的方法得出历年各地区的消费总量，然后取年比的绝对增长量作为研究指标（吨标准煤）。
参加回归分析的数据为全国30个地区2005年至2010年的能源消费强度、主要能源煤炭的消费总量、科学研究与试验发展（R&D）投资额和碳排放总量。
在确保时间序列变量同阶单整的情况下，本文运用Eviews6.0软件对能源消费强度、能源消费结构、技术创新以及碳排放分别进行单位根检验、协整检验和回归分析。首先，构建能源消费强度、能源消费结构、技术创新以及碳排放四个时间序列变量的关系模型（6）、（7）、（8）、（9）；其次，对面板模型进行回归得到残差序列εit，并对εit进行单位根检验以判断其平稳性。如果ε1it是平稳的，则说明能源消费强度和碳排放之间存在长期协整关系；如果ε2it是平稳的，则说明能源消费结构和碳排放之间存在长期协整关系；如果ε3it是平稳的，则说明技术创新与碳排放之间存在长期协整关系。
四、数据来源及实证分析
（一）数据来源
2005年至2010年，中国30个地区能源消费强度数据来自于相应年份的《中国统计年鉴》；中国30个地区能源消费结构数据来自于相应年份的《中国统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》；中国30个地区技术创新数据来自于相应年份的《中国统计年鉴——统计公报》；中国30个地区的碳排放总量则根据相关参考文献的科学测算方式通过数据代入和公式运算得来。
（二）实证分析
在进行面板数据单位根检验之前，为了消除变量之间量纲和数量级过大的影响，先使用Eviews6.0软件对面板数据进行对数处理，然后再进行单位根检验、协整检验和回归分析。结果如下：
1.单位根检验
对于普通序列单位根检验来说，ADF检验、DFGLS检验和PP检验三种方法出现得较早，在实际应用中也最为普遍。本文采用的LLC（Levin-Lin-Chu）检验、IPS（Im-Pesaran-Shin Wstat）检验、Fisher-ADF检验、Fisher-PP检验可以对面板数据的不同截面分别进行单位根检验，其最终检验在综合了各个截面检验结果的基础上，构造出统计量，对整个时间序列/截面数据是否含有单位根作出判断。本实证部分所用的软件为计量经济学分析软件Eviews6.0。全国30个地区面板数据的原序列单位根检验结果如表1所示：
由表1可知，碳排放年水平变量（TC）在LLC检验、IPS检验和Fisher-PP检验的1%的显著性水平下显著，在Fisher-ADF检验的5%的显著性水平下显著；能源消费强度（ECI）在LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验下均不显著；能源消费结构，即主要能源煤炭消费量（MT）在LLC检验的5%的显著性水平下显著，在Fisher-PP检验的10%的显著性水平下显著，在IPS检验和Fisher-ADF检验下不显著；技术创新（R&D）在LLC检验的1%的显著性水平下显著，在PS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验下均不显著。显著意味着拒绝原假设，认为原序列具有不同的单位根，表明原序列稳定；不显著意味着接受原假设，认为原序列具有相同的单位根，表明原序列不稳定。由此来看，有些变量在多种检验下不显著，即变量具有不平稳性。因此，还要对原序列的一阶差分序列进行单位根检验，以进一步判断其稳定程度。一阶差分序列单位根检验结果如表2所示：
由表2可知，碳排放年水平变量（TC）、能源消费强度（ECI）、能源消费结构即主要能源煤炭消费量（MT）和技术创新（R&D）在LLC检验的1%的显著性水平下均显著；碳排放年水平变量（TC）、能源消费结构即主要能源煤炭消费量（MT）和技术创新（R&D）在IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验的1%的显著性水平下均显著；能源消费强度（ECI）在IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验的5%的显著性水平下显著。因此，原序列的一阶差分序列是平稳的，即所有变量为一阶差分平稳变量，变量之间存在协整关系的可能性。
2.协整检验
变量在满足一阶单整的条件下，通过软件对数据进行协整检验，结果如表3。
协整检验的原假设是不存在协整关系，如果置信水平P值在10%、5%、1%的情况下，则拒绝原假设，即存在协整关系；如果P值大于10%，则接受原假设，即不存在协整关系。而表3中的结果显示，统计量的置信水P值在LLC检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验下均低于1%，说明该模型碳排放年水平变量（TC）、能源消费强度（ECI）、能源消费结构，即主要能源煤炭消费量（MT）和技术创新（R&D）四个变量间存在协整关系，即存在长期均衡关系。
3.回归分析
面板数据的单位根和面板协整关系检验显示，在设定线性趋势时，变量序列是平稳的，并且具有稳定的协整关系，能够对面板数据进行空间面板回归分析。为了确定将空间面板回归的结果与传统的面板回归结果进行对比，以及是否存在空间效应、是否需要使用空间面板回归，本文给出面板数据回归的结果，见表4。
从面板回归结果可以发现：在全国30个地区的固定效应模型中，能源消费强度（ECI）、能源消费结构，即主要能源煤炭消费量（MT）和技术创新（R&D）均通过了相应的t检验；能源消费结构，即主要能源煤炭消费量（MT）和技术创新（R&D）在1%的显著性水平下显著；能源消费强度（ECI）在10%的显著性水平下显著，表明这三者对全国各地区的碳排放水平（TC）有显著影响。其中能源消费强度（ECI）和主要能源煤炭消费量（MT）与碳排放水平（TC）呈显著正相关，对其有很强的驱动作用，而技术创新（R&D）与碳排放水平（TC）呈显著负相关，对其有抑制作用。
由此可以写出30个地区固定效应模型的表达式：
五、结论及建议
通过面板数据回归模型对我国30个地区的碳排放总量与能源消费强度、能源消费结构以及技术创新进行实证分析，得出了全国各地区碳排放总量与其影响因素的关系。面板数据的单位根检验验证了能源消费强度、能源消费结构和技术创新对碳排放量的影响较为显著，协整检验的结果证明了三者对碳排放水平具有长期均衡性，这样更便于下一步运用面板回归确定它们之间具体的关系。回归结果显示，能源消费强度促进了碳排放水平的增高，以煤炭为主要能源的消费结构也促使了碳排放水平的增高，而技术创新能力则抑制了碳排放水平的提高。根据此结论，可以从降低能源消费强度、调整能源消费结构和加大技术创新力度三个方面提出政策性建议。
（一）优化产业结构，降低能源消费强度
第二产业能源消费总量巨大，其对碳排放的影响非常明显，因此在保证经济持续稳定增长的情况下应适当优化产业结构，大力发展第三产业，增加其在三大产业中的比重。中国以第二产业为主的产业结构将在很长时期内一直保持下去，但随着信息化、知识化的浪潮席卷全球，一国经济增长可以更多地依靠人才和科技创新以及制度的改进不断提高资源配置效益和产出效益，从而促进产业结构的升级。而明显地，以服务业为主的第三产业的发展，可以大大减少对碳排放的需求，并逐步改善人们的消费需求偏好，在降低单位产值的碳排放、降低城市环境污染的同时增加就业机会。
（二）优化能源结构，降低煤炭消费总量
中国是以煤类能源消耗为主的能源消耗大国，这一方面是中国的自然社会因素造成的，另一方面与中国的能源利用技术落后有关。煤类能源对二氧化碳排放贡献率最大，每生产一单位能量所释放出的二氧化碳比石油多29%，比天然气多80%，因此减少煤类能源所占的份额，增加其他能源形式，尤其是热、电能源等清洁能源的比重，对于节能减排和改变能源结构具有非常重要的意义。
（三）加大技术创新力度，开发利用新能源
中国需要吸收国内外先进的能源利用和碳减排技术，大力发展高新节能技术，尤其是高耗能的产业和产品方面，如中国的石油燃料加工业、金属产品制造业、机械设备制造业等，应增加科研投入，创造低能耗的生产技术和产品，争取在产品的生产和使用环节都能够降低能耗，减少碳排放。开发新能源尤其是发展可再生能源，如利用中国的河流和海洋等自然资源发展太阳能、水能、潮汐能等清洁的能源形式，促进能源结构的多元化，不仅有助于减少碳排放，最为重要的是有助于能源的长期供应和能源安全。
【参考文献】
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技能强国范文第3篇
Recently, the production processes for high viscosity polyester are driven by two fast growing market segments ― the packing materials especially the PET bottles and the technical yarn production, and new solid and melt phase processes have taken a great advancement, as novel SSP process and direct high viscosity processes without SSP step have already been industrialization successfully. Compared with conventional polycondensation and standard SSP process, new solid and melt phase processes are appreciated because of the economic advantages and flexibility.
高粘度聚酯技术的研究与开发始终伴以技术经济性和加工过程成套装备投资之间的权衡。随着原材料价格的波动和能耗支出的日益上涨,高粘度聚酯生产的运转成本亦面临严峻的市场挑战。这就要求从能耗和人力成本方面降低高粘度聚酯生产的运转成本;提高单线设备的生产能力;改进生产线的弹性;减少副产物的产生(如AA或灰份);提高高粘度聚酯的品质,减少特性粘度(IV值)波动,获得比较低的结晶度产品等。
近年来,高粘度聚酯的技术开发取得了一系列进展,如新型固相聚合工艺、无SSP高粘聚酯新工艺、高粘度聚酯熔体直接成形或直接纺丝技术等均投入规模化运行。
1新型固相和液相高粘度聚酯技术追踪
1.1无SSP高粘度聚酯加工工艺
传统聚酯连续聚合工艺(CP)制得的聚合体的IV值一般为 0.55 ～ 0.62 dL/g,AA含量在 40 ～ 100 mg/kg范围内。为了满足包装材料和一般技术纺织品用纱的原料要求,获取IV值为 0.76 ～ 0.85 dL/g、AA含量 技能强国范文第4篇
国务院日前正式印发的《中国制造2025》，提出“创新驱动、质量为先、绿色发展、结构优化、人才为本”的战略布局，制定新中国成立一百年时制造业大国地位更加巩固，综合实力进入世界制造强国前列的目标。工信部部长称：“这意味着，到2025年，我国综合指数接近德国、日本实现工业化时的制造强国水平，基本实现工业化，进入世界制造业强国第二方阵。”
最新版本的“中国制造”规划，被人们形容为4.0版。中国目前被称为世界工厂，是名副其实的制造业大国。然而从制造业大国向强国前进，既是国家进步的愿景，又是实现可持续发展的必然要求。
事实上，从目前世界经济发展的趋势看，发达国家重新定义什么叫可持续发展，纷纷制定以重振制造业为核心的再工业化战略，让高端制造回流本国。而依靠低成本劳动资源优势的国家，又积极承接低端制造产业的转移。而我国制造业处在“逆水行舟，不进则退”的境况，必须向制造业强国挺进。
要成为制造业的强国，要有一个不断奋进的过程、一个工业提升具有竞争力的过程、一个重视质量提高的过程。对于中国走向制造强国的进程，《中国制造2025》提出八项战略支撑和保障，其中一个重要的战略支撑和保障，就是“健全多层次人才培养体系”。人才包含广泛，有技术人才、经营管理人才和技能人才。可以说，制造强国的源头是人才强，没有胜任的人才，就难以实现制造业的强国梦。
制造业的特点，要求重视应用人才的培养。因此《中国制造2025》提出“强化职业教育和技能培训，引导一批普通本科高等学校向应用技术类高等学校转型，建立一批实训基地，开展现代学徒制试点示范，形成一支门类齐全、技艺精湛的技术技能人才队伍”。
应该说，在4.0版的中国制造挺进的过程中，中国工人阶级依然是实现制造强国的主力军，中国的技能工人必然会在制造业强国的进程中大放异彩。
然而，技能的培养又是一个艰辛的历程，需要有良好的培养技能人才的环境。环境包括低端制造向高端制造的转移，需要低端技能向高端技能进取的环境，需要重视技能的人文文化的环境，需要激励技能人才出彩的环境。同时，一些技术性的环境也要有利于人才的培养，需要完善各业各类人才信息库，推进产学结合学以致用，对产业人才需求有较为准确的预测以免人才的浪费。
技能强国范文第5篇
关键词：能源技术；能源消费强度；空间计量模型
DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.XX.XX
中图分类号：F424.4 文献标识码： A 文章编号：1001-8409（2015）00-0000-00
Abstract： This article from the perspective of energy technology progress and its spatial spillovter effects， based on the 2002 to 2011 provincial data， using spatial econometric model discussedthe effects that the progress ofenergy technology exert on the energy consumption intensity.The results show that the provincial energy consumption intensity has more obvious geographical spatial dependence and spatial spillover effect. So regional governances of energy and environment problems play an active role in reducing the intensity of energy consumption in our country.The spatial spillover effects that internal type energy technology progresses exert much larger than exogenous type energy technology progresses do.The intramural expenditure on R&D and domestictechnology transfer have much larger influence on the direct and indirect effect of energy consumption intensity than the foreign direct investment and technology transfer abroad.
Key words： energy technology； energy consumption intensity； spatial econometric model
引言
中国作为世界能源消费和污染物排放大国，在经济发展方式上很大程度依赖于能源的高投入以及高消费，这种高投低产的方式导致了经济成本上升以及随之而来的污染物粗排粗放问题[1]。在日益严峻的发展背景下，中国政府出台了系统的能源环境政策和法律法规推进节能减排，加强生态环境治理。能源消费强度作为一个衡量经济环境质量的重要指标，其有效控制途径广受学术界关注。现有研究表明，促进能源技术进步是推进节能减排，重塑生态环境治理体系，实现经济可持续发展的核心[2]。当前，中国的经济发展、能源结构和技术水平现状对中国的节能减排目标带来巨大挑战，更凸显了能源技术要素的重要性。
1 文献综述
早在20世纪70年代初，Simon [3]和Rosenberg [4]等学者就指出技术是解决环境问题的最佳克星。政府间气候变化专门委员会（IPCC）多次重笔墨强调解决温室气体减排和气候问题中能源技术驱动的重要地位。Lee等分析了韩国长期的能源技术发展战略对该国能源环境、经济发展和商业潜力的影响[5]。Greene等探讨了推进能源技术成功率对美国实现能源目标的重要性[6]。Spyros和Marius基于2，324家瑞士企业微观数据，发现环境友好型技术具有积极的净外部效应[7]。
国内方面，齐志新和陈文颖在分析我国改革开放以来能源效率提升的影响因素时发现技术进步是能源消费强度下降的决定因素[8]。王俊松等研究发现化学原料及制品制造业等高能耗产业部门及居民消费业的技术进步是导致我国能源消费强度下降的主要原因[9]。何小钢和张耀辉测算并分解了我国36个工业行业基于绿色增长的技术进步，认为技术进步对节能减排有正向影响，其中科技进步作用最大[10]。陈夕红等发现国内技术转让与R&D人员有利于西部地区全社会能源效率的提升，东部地区的技术节能以外商直接投资为主[11]。高辉和吴昊发现技术进步不仅对本地区能源效率存在显著正向促进作用还对相邻地区的能源效率存在正向影响[12]。
上述学者对能源消费的研究主要是以国家、行业为计量单位进行度量，涉及技术进步溢出效应对省域能源消费状况阐述的文献较少。本文通过研究技术进步及其空间溢出效应对省域能源消费的影响，以期在省域层面把握能源技术进步溢出效应对能源消费强度影响状况。
2 模型设定、指标选取与数据说明
2.1 计量模型设定
本文的建模与实证思路为：首先对能源消费强度和能源技术进行空间自相关性检验，如果能源消费强度和能源技术存在明显的空间自相关，则可以在空间计量经济学理论和方法的支持下，建立相应的空间计量经济模型。
根据Burridge P的研究，由于空间滞后模型和空间误差模型均可以通过空间杜宾模型转变过来，本文构建面板数据空间杜宾模型：
其中， 是因变量； 是因变量的空间滞后项， 是空间滞后自变量， 为空间自回归系数， 为N×N阶的空间权重矩阵， 是N×K阶的自变量矩阵，参数 1反映自变量 对因变量 的影响程度， 作为其参数主要是用来衡量邻近地区的自变量对本地区因变量 的空间影响程度， 是用来度量面板数据的时间固定效应， 是用来衡量面板数据的空间固定效应， 为随机误差项向量。
2.2 指标确定和数据选取
2.2.1 指标确定
（1）因变量。本文研究的是能源技术空间溢出效应对省域能源消强度的影响，因此选取能源消费强度（EI）作为因变量，能源消费强度用单位GDP的能源消费总量表示。
（2）自变量。关于技术的空间溢出效应，Marshall在《经济学原理》中就提出外溢等同于外部性，技术扩散的外部性就是技术溢出效应。一般来说，技术溢出是非自愿发生的、非正式的和非市场化的技术转移[13]。技术来源按地域不同可分为：本地区自主开发、通过外商直接投资引入、向本国其他地区购买和向国外直接购买。其中，本地区自主开发用R&D经费内部支出（RD）表示；通过外商直接投资引入用外商直接投资额（FDI）表示；向本国其他地区购买用技术市场流向各省市的合同金额（DT）表示；国外直接购买用国外技术引进合同金额（FT）表示。
（3）控制变量。本文将产业结构和能源消费结构引入作为控制变量。其中，产业结构（IS）用第二产业增加值与第三产业增加值的比值来表示；能源消费结构（ES）用用煤炭占能源消费总量的比值来表示。
2.2.2 数据选取
本文选取2002年至2011年全国28个省市自治区（不包括重庆、和新疆）的数据来进行分析。其中，能源消费总量、煤炭消费量的数据来自于《中国能源统计年鉴》；GDP、外商直接投资额、第二和第三产业增加值数据来自于《中国统计年鉴》；R&D经费内部支出、向本国其他地区购买用技术市场流向各省市的合同金额、国外直接购买用国外技术引进合同金额等相关技术数据来自于《中国科技统计年鉴》。
3 实证分析
3.1 空间自相关分析
表1给出了EI、RD、FDI、DT和FT的 指数和 指数。
由表1 可知：EI存在很强的空间自相关性，不论是 指数还是 指数，其值均通过5%的显著性检验，且 指数大于0， 指数小于1，说明存在显著的正相关性，即相邻地区的能源消费强度越小，本地区的能源消费强度也就越小。RD的 指数和 指数均未通过10%的显著性检验，说明RD的空间自相关性不显著。另外，从表1中可以发现，RD的Moran’s I指数随着时间的推移由负变正，且有不断增大的趋势，说明RD的空间自相关性不断加强，推测未来RD的外溢效应将变得明显。绝大部分FDI的 指数通过10%的显著性检验，可认为FDI存在较强的空间自相关性，即临近拥有更多FDI的地区的技术溢出效应更大，对降低本期的能源消费强度的贡献也就越大。所有年份的DT和FT的 指数均通过10%的显著性检验，说明DT和FT都存在显著的空间自相关性。
综上分析，生成省际空间变量W*EI、W*FDI、W*DT、W*FT来表示临近地区相应空间效应和技术溢出对本地区能源消费强度的影响。得到模型：
其中， 是采用一阶邻接Rook方法构造的空间权重矩阵，对得到的空间权重矩阵做行标准化处理。
3.2 空间计量经济模型分析
运用Stata软件对2002年至2011年28个省市的相关数据建立空间计量面板数据模型，结果表2所示。
从表2可以发现，省域能源消费强度存在显著的空间效应，W*lnEI的系数为0.4239951，通过1%的显著性水平检验，说明其他地区的能源消费强度的降低会有利于本地区能源消费强度的降低，这表明我国省域能源消费强度具有全域性空间依赖关系，存在较为明显的地理空间依赖性和空间溢出效应。
从表2可知，个体固定效应和随机效应的豪斯曼检验统计量为-19.76，时间固定效应和随机效应的豪斯曼检验统计量为-83.20，个体时间双固定效应和随机效应的豪斯曼检验统计量为-58.46，均为负数，故都要接受随机效应的原假设，所以本文就随机效应模型进行分析。
由于W*lnEI的系数为0.4239951，显著大于0，不能直接用表2中的回归系数来解释各变量对能源消费强度的影响及其空间溢出效应，得到效应分解结果如表3所示。
从表3中可以看出，lnRD 的直接效应显著为负，说明lnRD 代表的R&D经费内部支出对能源消费强度存在显著的区域内溢出，直接效应为-0.0065569。lnRD 的间接效应为-0.0197824，T统计量为-2.79，通过1%的显著性检验，说明R&D经费内部支出对临近区域能源消费强度的降低起到显著的促进作用。R&D经费内部支出对能源消费强度的总效应为-0.0263393，即R&D经费内部支出每增加一个百分点，能源消费强度就会减少0.0263393个百分点。lnFDI的直接效应和间接效应均通过1%的显著性检验，具体数值分别为-0.0432249和-0.1782763，间接效应是直接效应的4倍多，说明通过外商直接投资引进的国外先进能源技术和节能经验对本地区能源消费强度的降低效果远不如周边地区外商直接投资所带来的节能技术的溢出效果显著。国内技术转让lnDT的直接效应和间接效应分别为-0.049734和-0.0857212，T统计量分别为-3.74和-2.39，分别通过1%和5%的显著性检验。可见国内技术转让不论对本区域的能源消费强度还是临近区域的能源消费强度均起到显著的抑制作用。因此，各地区之间应该加强区域合作，加强省域之间节能技术的交流和合作，促进能源消费强度的降低。国外技术引进lnFT的直接效应为-0.006249，T统计量-1.29，未通过10%的显著性检验，说明国外先进的节能技术并不能很好地解决本区域能源消费强度过高的问题。与lnFT的直接效应相反，lnFT的间接效应为0.0322925，T统计量为2.20，在5%的显著性水平下通过检验，说明国外技术引进对其他临近区域能源消费强度的提升产生促进作用。同时，lnFT对能源消费强度正的间接效应很大程度上抵消了其不显著的直接效应，从而使lnFT的总效应也是正值，为0.0260435，可见在引进国外先进的节能技术方面，不但没能很好地消化吸收，而且还没有形成良好的区域合作和信息交流。
产业结构lnIS对能源消费强度的直接效应、间接效应及总效应均为正，均通过1%的显著性检验。由于本文选取的产业结构是第二产业增加值与第三产业增加值的比值，因此，第二产业占比高的省份能源消费强度也相对较高，各省市应该加快产业结构升级的进程。能源消费结构lnES的直接效应、间接效应和总效应分别为0.0058936、0.0043183和0.0102118，均为正数，但均未通过10%的显著性检验，可见能源消费结构对能源消费强度的影响并不显著。
4 结论与启示
本文从能源技术进步及其空间溢出效应的角度出发，基于2002年至2011年全国省域数据，运用空间计量模型探讨了能源技术进步对能源消费强度的影响，得出如下两点有益结论和启示：
一是我国省域能源消费强度具有较为明显的地理空间依赖性和空间溢出效应，因而加大对能源环境问题区域协调治理对降低能源消费强度具有较强的正面促进作用。国家要积极打破节能工作中的区域行政壁垒，强化能源消费强度区域协同治理节奏，有效针对各地区能源资源丰沛程度，制定差异化省域节能减排政策，促进能源资源要素的合理流动和区际产业转移，提高区域能源资源的配置效率和能源环境政策的响应效率，拓宽提高能源效率的有效途径。
二是能源技术进步对能源消费强度存在空间溢出效应，但不同的技术来源所带来的效应不尽相同。其中，内源式能源技术进步对能源消费强度的促进作用要明显高于外源式能源技术，R&D经费内部支出和国内技术转让对能源消费强度的直接效应和间接效应要高于外商直接投资和国外技术引进。因此，国家应加大对能源技术开发和应用方面的政策保障和经费支出力度，积极引导鼓励企业和科研机构进行能源技术研究和开发，同时要加大能源技术科研成果的转化，大力推广节能技术应用，整体改善我国能源效率。
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