政府—市场协同创新与能源结构双重替代

李荣杰,李 娜,陈健强,阎 晓

(山西财经大学 资源型经济转型发展研究院，山西 太原 030006)

0 引言

当前世界经济面临气候环境恶化、能源资源受限等严峻考验。全面推进清洁、低碳、安全、高效的能源体系建设，既是新时代我国经济社会高质量发展的有力抓手，也是应对全球气候变化、履行大国责任的重要体现。2000-2020年，煤炭占我国能源消费总量的比重从68.5%降为56.8%，但煤炭消费总量仍在增长，化石能源的主导地位尚未发生根本性改变，污染控制和碳减排任务依然艰巨。加快推进“油气替代煤炭、非化石能源替代化石能源”的能源结构双重替代进程，是构建清洁低碳能源体系的必然要求和有效路径。2020年12月国务院新闻办公室发布《新时代的中国能源发展》白皮书，强调要“深入实施创新驱动发展战略，构建绿色能源技术创新体系，全面提升能源科技和装备水平”，表明我国能源发展已经步入创新驱动新阶段。那么，我国目前的技术创新能否对能源结构转型发展形成有效推动？驱动能源结构调整的创新路径能否进一步优化？上述问题对于解决我国能源环境约束、实现可持续发展至关重要。

技术创新依赖于市场主体的效用发挥，管理模式创新则需要政府治理能力提升和能源管理体制创新，只有充分发挥政府与市场的协同创新效应，才能加快能源结构双重替代进程，确保碳达峰、碳中和目标实现。为此，本文结合博弈理论，构建政府与市场(企业)互动博弈模型，从理论层面分析不同政企互动模式下创新效益最大化问题，并进一步选取2009—2019年我国内地30个省(市)面板数据，采用门限回归模型，实证检验政府—市场协同创新对能源结构替代进程的促进作用，最后提出政企协同推进能源结构转型的建议。

1 文献梳理与机制分析

长期以来，政府和市场运用 “看得见的手”与“看不见的手”对社会经济资源进行调配，二者之间既相互依赖，又相互矛盾[1]。因此，政府—市场关系一直是国内外学者研究的热点。近年来，随着全球资源日趋紧张，不少学者将研究视角转向能源领域，探究政府政策与市场行为对能源效率提升、能源结构转型的影响。

从市场角度看，市场行为具体表现为配置创新资源、激励创新主体、促进创新要素流动等主导性作用[2]。企业通过加大创新投入、提高创新产出与成果转化效率等推动社会经济节能绿色发展[3]。郭丕斌和张爱琴[4]研究指出，在内部资源压力和外部竞争压力的双重作用下，能源企业能够通过工艺和产品创新实现绿色转型升级；秦佩恒等[5]的研究表明，企业创新行为能够对企业节能技术决策产生正向作用，能源消耗高的企业在创新决策中偏好节能技术创新。但现实情况中企业往往无法拥有研发创新所需要的全部资源，需要从外部环境获取资源，而政府政策则是企业能够从外部环境获取的重要资源[6]。与此同时，能源开发利用的负外部性和知识技术的正外部性也可能导致能源创新领域的市场失灵。能源产业的自然垄断属性使其形成了较强的路径依赖，市场由少数企业主导，缺乏竞争压力导致能源技术创新激励不足，造成市场失灵[7]。

从政府角度看，政府政策主要体现为对企业创新行为的有效激励与引导[8]。一些学者基于微观企业数据分析得出，政府补贴能够通过与企业共担研发风险、降低企业融资难度以及填补企业创新资金缺口推动企业技术创新[9-10]。Ahn等[11]发现，政府研发补贴能够通过激励企业创新合作影响企业创新效率；殷秀清和张峰[12]研究发现，由环境规制引发的技术创新对制造业清洁型能源消费的冲击性作用远低于污染型能源消费，即政府政策能够通过影响企业创新推动能源结构升级。然而，相对其它领域，能源供给与市场消费具有更强的公共政策介入性，政府越位和政府缺位均会对创新活动形成阻碍[2]。同时，推动能源结构转型的创新政策干预是一个动态调整、持续演化过程。制度法规不完善、技术标准缺失、政策制定者专业知识不足均可能弱化政策实施效果，甚至产生负作用，引起制度失灵[13]。

就政府与市场的协同效应而言，陈桂生[14]基于演化经济理论认为，能源系统是一个技术-制度综合体，市场的作用在于提供技术变革和资金供给，政府的作用在于提供有效的公共政策[15]。研发补贴和有效监管可以修正市场失灵，市场机制完善则有助于避免政府失灵，当政府资源与企业资源匹配时，资源利用效用就能够产生“1+1>2”的协同效益[16]。伍世安[17]基于能源资源价格改革研究认为，市场与政府的分轨制有悖于能源资源价格形成特点，应采用“市场+政府”的合轨制；胡涛[18]提出，应从政府与市场统一视角构建我国能源管理体制。但政府与市场协同也存在失败的可能性，随着能源需求增长放缓，能源资源配置矛盾日益突出，可能同时出现政府寻租和企业寻租行为，即地方政府向上级政府寻租，并将政策租金作为调控企业的政策工具，进一步激发企业向地方政府的寻租行为[19]。在地方行政垄断与能源企业市场垄断下，垄断者难以放弃固有的比较优势，形成政府-企业寻租链并可能导致政府治理与市场机制双重失灵，进而抑制能源领域的创新活动，阻碍地区能源结构转型。我国现行的能源体制总体上介于国营和政府规制之间，存在的主要弊端是政府干预过度，未充分发挥市场机制作用[20]。以政策导向替代市场机制，不仅无法弥补市场失灵，甚至可能阻碍市场机制发挥效用，导致能源领域的创新投入虽有规模扩张但效率低下，表现为政府—市场协同创新系统失灵。

综上所述，政府与企业是能源结构调整过程中的两个重要参与者，促进政府—市场高度协同对于提升系统创新效率、加快能源结构转型具有重要意义，但总体上看，现有研究均是定性分析或基于微观企业视角，较少从宏观层面定量分析政府与企业间的互动关系。因此，本文将针对以上不足，分析政府与企业协同创新对能源结构双重替代的影响，

2 基于博弈理论的政府—市场协同创新

在分析政企协同创新影响能源结构转型前，首先需要识别政府与企业研发创新间的内在作用规律。因此，本文从创新投入视角建立政府创新投入与企业创新投入博弈模型，分析总体效益最大化的条件和影响因素。

2.1 基本假设

(1)博弈参与主体为政府(博弈方A)与企业(博弈方B)，两者皆是理性参与者，在博弈过程中始终追求各自收益最大化。其中，政府目标是社会收益最大化，采取的博弈行为包括制定补贴政策或不制定补贴政策；企业目标是自身收益最大化，会采取开展创新活动或不开展创新活动的博弈策略。

(2)由于政府与企业的创新资源存在异质性，导致创新投入获取的创新收益不同。假设当政府决定制定补贴政策时，需要消耗的资源为IA，可以获得的收益为RA(IA)。同理，当企业进行创新活动时，需要消耗的资源为IB，可以获得的收益为RB(IB)。

(3)技术创新存在外部性。当一方进行创新活动时，不可避免会存在溢出效应。假设技术溢出的比例为m，则政府投入IA资源时，对企业存在mRA(IA)的收益溢出。而企业投入IB资源时，对政府存在mRB(IB)的收益。

(4)根据徐宝达和赵树宽[21]的观点，在政府投入创新资源过程中会对企业研发投入行为产生诱导效应和挤出效应。一方面，对于一些盈利能力弱、企业拟退出的研发项目来说，在政府资源进入后，可能重新具备获利空间，激励企业重新评估并追加投资，即政府创新投入对企业创新投入具有诱导效应。另一方面，对于部分企业拟增加研发投资的项目，在政府资源进入后，企业可能选择将超出的部分资金转移至其它非研发部门，从而导致创新资源流失，即政府创新投入对企业创新投入的挤出效应。假设博弈信息不完全，政府对两类研发项目的投资均等，诱导效应和挤出效应分别为p与q，当政府投入IA资源时，企业将投入IB+(p-q)IA资源。

(5)企业能够通过政府网站了解补贴政策，并根据政府补贴政策调整下一步投资行为。同时，为简化博弈模型，本文假设博弈过程为单次静态博弈。

2.2 模型分析

根据上述假设条件，本文得出政府与企业在不同策略下的纯收益矩阵，如表1所示。

表1 政府—市场博弈的纯收益矩阵Tab.1 Net reward matrix of the government-market game

对上述矩阵进行分析，可以得到如下结论：

(1)当dRA/dIA>0，dRB/dIB>0时，RA(IA)-IA>0，RB(IB)-IB>0，即当创新投入大于创新产出的情况下，政府或者企业中的任一方不投入，则另一方一定作出投入决策。

2.3 博弈结果

依据上述博弈过程，借鉴政企互动模式研究[22]，可以将政府—市场协同创新情况划分为四类，具体如图1所示。

(1)避险守成型，表现为政府与企业创新投入“双低”。对于dRA/dIA<0，dRB/dIB<0的地区，即政府与企业创新投入并不一定带来正向收益时，政府与企业就会缺乏创新投入热情，不投入或者较少投入就会成为政府与企业的策略选择。

(2)政策引导型，表现为政府投入力度大而企业投入力度小。在这些地区，政府创新投入能够显著提升政府绩效(如政府官员政绩)，因此地方政府会率先进行创新投入，引导地区创新活动。同时，受到引导的企业会选择获取政府补贴以降低企业自身研发投入。此时，企业的技术研发由政府主导。

(3)市场推动型，表现为企业投入力度大而政府投入力度小。这些地区的企业创新能力强，能够通过自身创新投入获得较高收益。受益于本地区企业创新溢出带来的收益，地方政府制定创新补贴政策的积极性较低。此时，企业在地区创新活动中发挥主要作用。

(4)协作共谋型，表现为企业投入与政府投入“双高”。在政府创新补贴与企业创新投入高度协调的情况下，企业投入与政府投入形成良好的互促关系，此时政府创新投入对企业创新投入的诱导效应发挥到最大，而挤出效应很小或不存在。

随着经济发展、市场体制完善以及政府决策能力提升，通过调整政府创新投入与企业创新投入关系，上述4种模式也会发生一定转换。

图1 政府—市场协同创新情况Fig.1 Government-market collaborative innovation

3 模型设定与变量说明

通过对政府创新投入与企业创新投入互动关系的分析可知，政企协同创新可分为避险守成型、政策引导型、市场推动型和协作共谋型4种情形，且在不同情形下总效益不同。本文将基于2009—2019年我国内地30个省(市)面板数据，定量分析不同情形下政企协同创新对能源结构转型的影响。

3.1 模型设定

本文分别从政府创新投入、企业创新投入以及政府—市场协同创新3个方面，综合考察政府与企业行为对能源结构转型的影响。同时，为避免因遗漏变量而造成的内生性问题，适当引入与能源结构转型相关的控制变量。基准模型设定如下：

Yit=α0+α1GIit+α2EIit+α3CIit+γCit+εit

(1)

其中，Yit为被解释变量，表示衡量能源结构优化程度的能源结构替代指数；GIit、EIit、CIit为核心解释变量，分别表示政府创新投入、企业创新投入和政府—市场协同创新；Cit为控制变量，具体包括对外开放程度、市场化水平、产业结构和能源消费禀赋；εit为随机扰动项；i表示省份，t表示年份。

在政府与市场博弈过程中，伴随政府与企业创新投入力度的不断调整，政府—市场协同创新表现为避险守成、政策引导等不同形式。仅靠简单的线性模型，难以对各类情形下政府—市场协同创新影响因素进行检验。因此，本文以式(1)为基础构建门限回归模型，以检验政府—市场协同创新对能源结构转型的非线性影响[23]。

若仅存在单门限效应，回归模型可表示为：

Yit=β0+β1GIitI(Kit≤φ)+β2GIitI(Kit>φ)+β3EIitI(Kit≤φ)+β4EIitI(Kit>φ)+β5CIitI(Kit≤φ)+β6CIitI(Kit>φ)+γCit+εit

(2)

其中，Kit为门限变量，本文选取政府创新投入和企业创新投入作为门限变量；φ为门限值，以门限变量作为回归转折点，以变量大于或小于门限值表示不同回归效果。

在单门限模型基础上进行扩展，得到双门限回归模型，设定如下：

Yit=β0+β1GIitI(Kit≤φ1)+β2GIitI(φ1φ2)+β4EIitI(Kit≤φ1)+β5EIitI(φ1φ2)+β7CIitI(Kit≤φ1)+β8CIitI(φ1φ2)+γCit+εit

(3)

3.2 变量说明与数据处理

(1)被解释变量：基于“油气替代煤炭、非化石能源替代化石能源”的双重替代进程，分别构建3种能源结构替代指数衡量能源结构优化程度，具体包括油气替代煤炭指数(FE)、非化石能源替代指数(CE)以及由两者合成得到的能源结构双重替代指数(DE)。以ec、ep、eg、en分别表示煤类、油类、天然气和非化石能源消费占能源消费总量的比重，指数构建方法如下：

油气替代煤炭指数(FE)。采用石油以及天然气消费占比之和与煤炭消费占比的比值表示，反映油气替代煤炭的程度，具体可以表示为：

FE=(ep+eg)/ec

(4)

非化石能源替代指数(CE)。以非化石能源消费占比与化石能源消费占比的比值表示，反映非化石能源对化石能源的替代水平，具体可以表示为：

(5)

能源结构双重替代指数(DE)。能源结构双重替代指数通过计算油气替代煤炭和非化石能源替代化石能源两个指数的几何均值得到，具体可以表示为：

(6)

图2为2009、2012、2015和2019年各省份能源结构替代指数核密度曲线。总体来看，三类能源结构替代指数核密度曲线波峰呈现降低趋势，且峰度逐渐由陡峭转为平缓，表明在样本期内地区间的能源结构替代差距逐步扩大。非化石能源替代指数和能源结构双重替代指数的核密度曲线在2009—2019年出现明显右移趋势，表明我国各省份能源结构替代水平逐步提升，整体能源结构显著优化。油气替代煤炭指数曲线的右移趋势不明显，存在较大提升空间。

图2 能源结构替代指数核密度曲线Fig.2 Kernel density curves of energy structure replacement index

(2)核心解释变量：政府创新投入(GI)采用全社会R&D经费中政府资金与地区能源消费总量之比衡量；企业创新投入(EI)使用全社会R&D经费中企业资金与地区能源消费总量之比衡量；政府—市场协同创新(CI)则采用两者交互项衡量，在交乘前对构成交互项的变量进行去中心化处理。为便于分析，将交乘结果扩大100倍。

(3)门限变量：将核心解释变量政府创新投入水平(GI)和企业创新投入水平(EI)作为门限变量，分析各阶段能源结构替代的主要推动力。

(4)控制变量：对外开放程度(FD)采用进出口贸易总额与GDP的比值度量；市场化水平(ML)采用非国有固定资产占全社会固定资产的比重衡量；产业结构(IS)借鉴李荣杰等[24]的做法，用产业结构高级化指数衡量；能源消费禀赋结合被解释变量，分别以地区化石能源消费量(EE1)、非化石能源消费量(EE2)以及能源消费总量(EE3)衡量。

数据来源于历年《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国经济普查年鉴》以及各地区统计年鉴。样本研究期为2009—2019年，研究对象为我国内地30个省市(西藏因数据不全，未纳入统计)。对涉及价格变动的数据以2009年为基期进行平减处理。

4 回归结果分析

4.1 初步检验

首先，依据式(1)，对政府、企业创新投入、政府—市场协同创新与能源结构更替之间的线性关系进行考察。为缓解内生性问题，采用固定效应方法进行估计，结果如表2所示。其中，第(1)～(3)列仅考虑政府创新投入与企业创新投入对能源结构替代的影响，第(4)～(6)列引入政府—市场协同创新指数。

表2的回归结果显示，政府创新投入与企业研发投入对三类能源结构替代指数的回归系数基本上显著为正，表明政府创新支持力度和企业研发投入强度增大均能够有效促进能源结构双重替代、油气替代煤炭和非化石能源替代化石能源，可以认为，能源领域创新总体上体现了“有效市场”和“有为政府”。其中，政府创新投入对油气替代煤炭指数的影响在引入政府—市场协同创新指数后，由原先的不显著正向转为显著负向，而政府—市场协同创新指数显著为正，即政府创新投入的最终效果取决于政府投入与政企协同程度。政府—市场协同创新对非化石能源替代的估计系数显著为负，说明在非化石能源替代进程中政府—市场协同创新存在一定程度的系统失灵现象，原因可能是承担国家能源结构转型使命的用能企业可能对政府政策过度依赖，不利于市场发挥主导作用，也弱化了政府创新投入的预期效果。对外开放和市场化水平对能源结构双重替代的影响均显著为负，即提高对外开放度和市场化水平不利于能源结构双重替代，可能的原因是对外开放和市场化水平提高将引发以化石能源为主导的能源消费大幅增长[25]。产业结构高级化对非化石能源替代的影响显著为正，但对油气替代煤炭进程存在抑制作用，印证了陈菡彬等[26]的观点，即过度追求产业结构高级化可能导致产业结构“空心化”，进而削弱产业结构升级对能源消费的影响。能源消费禀赋对非化石能源替代指数的回归结果显著为正，表明非化石能源消费增长能够有效促进能源结构优化，而在油气替代煤炭和能源结构双重替代过程中能源消费禀赋存在负向影响。

表2 政府与企业创新投入对能源结构替代的线性影响检验结果Tab.2 Linear regression results of government and enterprise innovation input on energy structure replacement

4.2 区域异质性分析

为考察政府—市场协同创新的区域异质性，将样本按照东部、中部和西部三大区域进行分组估计，如表3所示。其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南，中部地区包括黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古。从结果来看，政府创新投入对能源结构双重替代指数和油气替代煤炭指数的估计系数在中西部地区均显著为正，且西部的回归系数大于中部，表明在西部地区政府创新投入对能源结构替代发挥重要引导作用。政府创新投入对能源结构双重替代进程的直接影响在东部地区明显为负，而政府—市场协同创新指数显著为正，表明可能存在政府创新投入过度等问题。企业创新投入的估计系数呈现东高西低特征，且西部地区的回归系数均不显著，可以认为东部地区企业创新投入对地区能源结构的影响更大。政府—市场协同创新在中西部地区的影响显著为负，尤其体现在非化石能源替代过程，在东部地区则表现为能够推动能源结构双重替代进程。总体来看，各创新变量对能源结构替代的作用在不同区域间表现出较强异质性。

表3 区域异质性回归结果Tab.3 Regression results of regional heterogeneity

4.3 门限效应检验

4.3.1 门限特征检验

为进一步检验各创新变量对能源结构替代的差异性影响，运用门限回归模型对政府、企业创新投入的门限特征进行检验。在进行门限回归分析前，首先需要确定门限值。本文采用Bootstrap方法反复抽样500次,计算F统计量和门限变量临界值，结果见表4。其中，第(1)列和第(4)列为油气替代煤炭指数的门限效应检验，第(2)列和第(5)列为门限变量对非化石能源替代指数的门限效应检验，第(3)列和第(6)列为门限变量对能源结构双重替代指数的门限效应检验。

基于以上分析可知，政府与企业创新投入对能源结构替代具有非线性影响。除第(5)列外，模型的单门限检验结果均显示P值小于0.01，即在1%的置信水平下拒绝无门限值的假设。同时，双门限检验结果显示，P值均大于0.05，即在5%的置信水平下接受不存在双门限值的假设。因此，本文认为在政府创新投入与企业创新投入两个门限变量的影响下，政府与企业创新投入对能源结构替代的单一门限效应显著，门限值分别为0.333、0.023、0.216、0.632、0.127和0.632。

表4 门限效应检验结果Tab.4 Test results of threshold effects

4.3.2 门限回归结果

表5报告了政府与企业创新投入对能源结构双重替代的门限回归结果，其中，第(1)—(3)列为以政府创新投入作为门限变量，分别对三类能源结构替代指数的估计结果，第(4)—(6)列为以企业创新投入作为门限变量的估计结果。

表5的回归结果显示，基于政府创新投入为门限变量的回归结果中，政府与企业创新投入对能源结构替代进程的影响呈反向关系。具体为：在政府创新投入低于门限值的情况下，政府创新投入对非化石能源替代过程具有抑制作用，而企业创新投入则能够显著促进非化石能源替代化石能源。原因可能是非化石能源的超前布局特征导致政府引导性投入尚未完全发挥作用。与非化石能源替代不同，政府创新投入在未越过门限值前对油气替代煤炭指数存在显著促进作用，企业创新投入的作用则不显著。当政府创新投入越过门限值后，企业创新投入增加能够促进油气替代煤炭，而政府创新投入增加则会产生负向影响。同时，无论政府创新投入是否越过门限值，政府—市场协同创新对非化石能源替代指数的回归系数始终显著为负，即在非化石能源替代化石能源的进程中，政府与企业间的配合质量较低，未能发挥“1+1>2”的组合效应。

表5 门限回归结果Tab.5 Threshold regression results

在企业创新投入小于门限值的情况下，企业创新投入每增加1个单位，油气替代煤炭指数就增加0.503个单位。而当企业创新越过门限值时，企业创新投入每增加1个单位，油气替代煤炭指数则降低0.525个单位，但非化石能源替代指数则上升0.155个单位。在两类单进程的相互作用下，企业创新投入对能源结构双重替代的影响不显著。当政府创新投入在企业创新投入未越过门限值时，对非化石能源替代表现出显著负向影响，对油气替代煤炭进程发挥显著正向作用。在企业创新投入越过门限值后，政府创新投入对三类能源结构替代指数均具有正向促进作用，且作用效力不断增强。政府—市场协同创新指数在两个阶段均具有显著负向影响。

4.3.3 稳健性检验

为了保证结果的稳健性，本文分别从两个方面对回归结果进行稳健性检验：一是剔除直辖市样本；二是考虑内生性问题。

(1)剔除直辖市样本。由于我国地域辽阔，各省份经济发展不平衡，为防止研究结论的偶然性，需要对样本数据进行稳健性检验。在我国的行政结构中，直辖市的政治经济地位较其它省份更高，对全国或局部区域发展作用复杂，可能造成回归结果存在偏差[27]。因此，本文剔除北京、天津、上海和重庆4个直辖市样本数据，对模型重新进行估计。门限效应检验结果显示，政府与企业创新投入对能源结构替代的影响均存在单一门限效应，门限回归结果如表6所示。通过与全样本估计结果比较可以看出，大部分指标的稳健性检验结果与全样本时的回归结果相差不大，表明该样本数据通过了稳健性检验。需要注意的是，当政府创新投入处于较低水平时，其对能源结构双重替代进程的影响存在双向不确定性，因此落后地区必须加大政府创新投入，尽快越过创新投入拐点，以避免可能存在的负向影响。

表6 门限回归结果(剔除直辖市样本)Tab.6 Threshold regression results (excluding municipalities directly under the Central Government)

(2)考虑内生性问题。尽管增加对外开放程度等控制变量并控制固定效应在一定程度上避免了因遗漏变量偏误所导致的内生性问题，但创新投入与能源结构转型之间可能存在反向因果关系，即能源结构优化可能导致政府与企业加大创新投入力度。倘若创新投入与能源结构转型存在上述因果关系，由前文中得到的估计结果则是有偏的。为尽可能避免存在逆向因果问题，本文采用解释变量的滞后一期进行估计，得到表7的稳健性检验结果。由表7可以看出，所有指标的回归系数在符号方向和显著性方面均与表5保持一致，表明该回归模型通过稳健性检验，回归结果可信。

表7 门限回归结果(解释变量滞后一期)Tab.7 Threshold regression results (explaining variables lagged by one period)

4.4 门限分组结果

上述政府—市场协同创新的4种情况是以门限值作为分界点进行分组的，考虑到面板数据随时间变化可能出现组间转换，借鉴余东华和张明志[28]的做法，采用样本期内所有年份均值与最大比例状态数两种方法对组间转换问题进行处理，并在计算过程中按照年份由近及远赋予一定权重。若两种方法的结论不一致，则以最大比例状态数为主。划分结果见表8。

表8 基于门限变量的分组结果Tab.8 Grouping results based on threshold variables

针对油气替代煤炭进程与能源结构双重替代进程，大多数省份仍然属于避险守成型，增加政府创新投入和企业创新投入均能有效推动能源结构替代进程。而对于处在“双高”投入的协作共谋型地区而言，政府创新投入与企业创新投入对能源结构替代过程的影响方向始终相反，说明相比创新投入程度，这些地区更应当注重政府与企业之间的协调配合。同时，作为市场推动型的江苏和广东，应当适当加大政府创新投入，配合各企业积极推进能源结构替代进程。

针对非化石能源替代化石能源进程而言，超过半数的省份均已进入协作共谋型模式，这得益于近年来我国政府发布的各项非化石能源优惠政策和鼓励措施。对于这些地区，同样需要加强政企创新联动，减少创新资源浪费。对于避险守成型的山西、内蒙古等地区，其政府创新投入对能源结构替代具有显著抑制作用，需要优化与改善政府创新投入方式和手段，以实现政府投入引导功能。同时，这些地区也能够通过加大企业创新投入促进非化石能源发展。作为市场推动型的河北也存在类似问题。对于吉林、黑龙江等政策引导型地区，政府创新投入增加有助于促进非化石能源发展，但需要鼓励企业成为创新投入主体。

5 结论与讨论

5.1 研究结论

关于创新行为对能源领域的影响，多数文献将最终目标视为能源消耗降低，然而不合理的能源结构也可能对我国经济发展甚至经济安全产生危害，尤其体现在石化能源需求与消费方面。因此，能源结构优化升级比能源消耗降低更有利于我国经济发展。无论是碳达峰、碳中和目标的实现，还是对国际能源形势的考虑，能源结构转型均是一个关键因素。政府—市场协同创新是驱动我国能源结构转型的重要手段，而政府与企业创新力量的有效协同、高效联动通过提高创新资源配置效率，有助于促进我国能源结构升级。但从已有文献看，较少关注政企协同创新对能源结构的影响。

本文通过构建政府创新投入与企业创新投入博弈模型，分析政府—市场协同创新过程中的4种情况，包括避险守成型、政策引导型、市场推动型以及协作共谋型。进一步，基于2009-2019年省级样本数据，采用门限回归模型，实证检验各阶段政府与企业创新投入对能源结构替代的影响，并以门限值为分界线，对我国内地30个省份进行分组，探讨不同政府—市场协同创新模式下的地区能源结构转型问题。研究发现：①政府创新支持和企业研发投入增大总体上对油气替代煤炭、非化石能源替代化石能源以及能源结构双重替代进程具有显著正向作用；②政府与企业创新投入对能源结构替代的作用在不同区域间表现出较强异质性，其中，中西部地区政府—市场协同创新对能源结构替代进程的影响显著为负；③随着政府与企业创新投入不断增加，政府与企业在推动能源结构转型过程中的地位不断转换，但总体上政府与企业间的协调度始终处于较低水平，未能发挥“1+1>2”的正协同效应；④在油气替代煤炭进程和能源结构双重替代进程中，大多数省份仍然属于避险守成型，政府与企业创新投入缺乏积极性。

5.2 对策建议

为进一步促进能源结构转型、提升创新系统效率，分别从政府与企业两方面提出对策建议。

(1)优化政府在创新系统中的管理职能。一方面，政府通过创新投入引导企业创新，有助于降低企业创新风险，对于形成能源结构偏向型技术创新具有积极意义。政府部门应当加快整合财政技术创新投入机制，建立健全科技研发项目评价机制。另一方面，政府创新投入可能对企业创新行为形成一定挤出效应。因此在调控过程中，各地方政府应当根据本地区发展实际，合理把握创新支持力度，既不能过度投入，造成创新资源挤出，也不能对市场失灵造成的能源结构恶化局面视而不见，要努力构建政府创新资源与企业创新资源合理自由流动的能源系统创新体系。

(2)强化企业在创新系统中的研发主体地位。一方面，建立稳定的政企协调互动关系离不开企业自身的努力。企业与社会具有互利共生性，在我国经济迈入新时代的大背景下，企业应当担负起必要的社会责任，致力于提升本企业在能源结构优化方面的技术创新水平。另一方面，政府部门可以通过实施大力度的税收优惠政策，激励各企业加大研发投入；通过完善市场竞争规制等手段，反向倒逼企业加大创新投入；加强宣传培训，鼓励各类企业积极广泛地参与碳达峰、碳中和工作。

此外，本文发现，由于我国各地政府与企业创新投入水平不同，政府—市场协同创新效应不同，其对能源结构转型的推动效果也有所差异。避险守成型省份未来应进一步加大创新投入，以更好地发挥政企协同的正向作用；市场推动型和政策引导型地区也应当结合本地区实际情况，制定具有本地特色的创新政策。

5.3 研究不足与未来研究方向

本文研究存在如下不足：①主要从静态视角考察政府—市场协同创新对能源结构替代的影响，虽然在稳健性检验部分引入滞后一期的解释变量进行讨论，但仍然缺乏从动态视角的系统考察，今后可以从上述方向进行补充完善；②创新活动参与者除企业与政府部门外，还包括高校以及科研机构，由于数据限制，本文仅从政府—市场间的互动关系入手，对政企协同创新与能源结构转型间的关系进行研究。随着政产学研合作的深入，未来可以进一步构建政府、市场、高校以科研机构四部门博弈模型，考察多部门协同创新对能源结构转型的驱动效果；③尽管本文发现政府—市场协同创新对能源结构转型具有显著影响，但该影响的具体路径与机制尚不清晰，还需要进一步探讨。