能源要素价格扭曲测度及其对中国能源消费的影响

韩松岩

（1.中国社会科学院，北京 102488；2.深圳大学 中国经济特区研究中心，广东 深圳 518000）

一、引言

能源是人类社会赖以生存与可持续发展的重要物质基石，亦是国内外经济、政治以及外贸关注的重要领域[1]。如今，中国市场正处于快速工业化与城镇一体化的关键时期，对能源的刚性需求不断增加。截至2020 年，在世界十大能源损耗排行榜中，中国位居第二，国内能源消耗情况依然严峻。但较为贫瘠的能源资源禀赋[2]、非均衡化的能源投入结构[3]均为能源供给带来较大挑战。并且，超限量能源损耗导致PM2.5、二氧化碳与氮氧化合物等排放物逐渐增多，不仅给民众健康生活带来较大干扰，还对国家社会经济绿色发展产生不利影响[4]。特别是化石能源损耗以及温室气体排放，极大影响全球气候变化[5]。作为负责任大国，中国颁布《完善能源消费强度和总量双控制度方案》，并分阶段提出完成能耗双控的目标，促使能源消耗得到合理控制。

提升能源利用效率是中国积极推进温室气体减排工作、深化大气污染物治理以及解决国内供需矛盾的主要渠道[6]。按照世界能源委员会界定，能源利用效率是指降低生产生活所需要的能源损耗，减少同一等级能源服务效率。从现实实践来看，能源消耗通常采用能源消费表征，已成为评估国家经济发展与人民生活水平的重要标志[7]。长期以来，中国能源消费量持续增多。据国家能源大数据报告，2020 年，国内能源消费总量高达49 亿吨标准煤，同比增长2.2%，远低于发达国家水平。故此有学者认为，若不对加大能源消费总量的原因展开深入探讨，将无从知晓何种政策与机制对减轻国内能源问题最有效[8-10]。

从宏观经济层面来看，能源消费主要受技术进步[11]、产业发展[12]、能源要素价格[13]等因素共同影响。其中，能源要素价格因素影响最凸显[14]；完善的能源要素价格机制能够驱动关联工业以及产业转型升级，增强环保型技术推广的内生动力，故在一定程度上支配其他因素发挥作用。然而，受制于市场分割、垄断势力、政府管理等多重因素制约，中国能源要素价格存在不同程度扭曲，抑制市场资源优化配置功能的发挥[15]。尤其是受保持经济高质量发展、经济社会有序发展目标的影响，国内电力产业、天然气产业等能源价格依然采用以国家政府监管为主的手段[16]，无法全面刻画其稀缺度与市场供需之间的规律，阻碍长效节能减排工作机制形成。基于此，文章从能源要素价格扭曲角度入手，采用超越对数生产函数测度能源要素价格扭曲程度，并构建面板模型探究能源要素价格扭曲对中国能源消费的影响，以期为提升能源利用效率、持续深化能源价格改革提供参考。

二、中国能源要素价格扭曲测度

1. 方法选择

能源要素涵盖自然资源、能源金融、能源科技、能源产业等内容[17]，其中能源金融与能源科技作为实现能源产业良性发展的关键，一定程度上决定能源定价机制[18，19]。文章以能源金融与能源科技为主要要素，深入分析能源要素价格扭曲情况。

生产函数法是常用预估方法，通过计算要素边际产出与实际价格的比例，可测度得到要素价格扭曲程度[20]。故此，文章参考陈小勇和翁非(2016)[21]、王希(2012)[22]的做法，首先设计生产函数形式，借助历年能源金融、能源科技与能源产业增加值等数据计算能源金融与能源科技的边际产出；其次分别计算能源金融与能源科技的边际产出以及各自实际能源产业增加值的比例，得出两者绝对价格扭曲；最终对比两者绝对价格扭曲，计算出能源要素价格扭曲程度。其中生产函数计算方法可能因函数形式变化产生较大变动。生产函数法与超越对数生产函数法是最常用的两种方法，前者方便易用，但具有单位代替弹性相对强的假设，致使检验结果产生误差；后者利用对数二次方式，具有方便、灵活特征，被大范围应用。基于两种函数形式比较，形成较为合理的生产函数形式，具体如下：

式中，Y表示能源产业增加值，K表示能源金融储备量，L表示能源科技投入。若[Ln(Kit/Lit)]2系数β2与0 无明显差距，由此函数可以转变成C-D 生产函数，进而评价相对能源要素价格扭曲；与之相反，当β2显著不为0 时，证明利用C-D 生产函数进行测度将会产生误差，此时应借助超越多数生产函数展开检验更加合理。

对公式(1)进行回归预估，得到公式(2)，二次项系数在5%统计水平上显著，表明采用C-D 生产函数可能会产生边际产出预估结果偏差；而回归方程的拟合优度达90%以上，证明此方程可很好地解释投入与产出之间的关系。

用超越对数生产函数测度相对能源要素价格扭曲，具体为：

假设能源金融与能源科技实际价格扭曲分别为rit、ωit，那么能源金融与能源科技的绝对价格扭曲能够借助测算其边际产出和具体要素价格扭曲获得，具体如下：

其中，DESPk，it与DESPL，it分别表示能源金融与能源科技的绝对价格扭曲，如果数值等于1，不具有能源要素价格扭曲现象；若值大于1，具有能源要素价格负向扭曲。扭曲值与1 偏离得越多，则能源要素价格扭曲越严重。按照公式(6)与(7)，获得能源要素价格扭曲的计算公式，如下所示：

其中，DESPKL，it代表能源金融与能源科技价格扭曲，若数值等于1，则不存在能源金融与能源科技要素价格扭曲；若数值大于1，则能源金融的负向扭曲比能源科技严重。

2. 数据说明

研究样本为中国30 个省份（剔除西藏及港澳台地区），数据源自2001—2020 年《中国统计年鉴》与国家统计局数据库。能源金融数据来源于《中国能源统计年鉴》 《中国高技术产业统计年鉴》、Wind 数据库与科技部《中国主要科技指标数据库》统计数据。能源科技数据来源于incoPat 全球专利数据库。能源产业增加值数据来源Wind数据库、RESSET 数据库与《BP 世界能源统计年鉴》等。

3. 能源要素价格扭曲程度的测度分析

用公式(4)～(7)，测度2001—2020 年中国能源金融与能源科技的绝对价格扭曲程度，如图1 所示。据图1 可知，2001—2020 年能源金融绝对价格扭曲程度呈现出先下降后攀升趋势。但是，能源科技绝对价格扭曲程度呈现出稳定攀高趋势。并且，与能源科技扭曲相比，往年能源金融负向扭曲程度较为明显。具言之，2001—2020 年能源金融负向扭曲程度呈现减弱趋势。2009 年，能源金融负向扭曲程度达最小值，为2.78。2011年之后，能源金融负向扭曲程度呈现波动攀升趋势。与能源金融要素价格不同，2001—2004 年能源科技要素价格出现正向扭曲现象。2005 年，能源科技要素价格扭曲程度降低至最小值，为0.70。此后，能源科技要素价格负向扭曲程度不断增强，2020 年达到最大值，为1.92。这一结果与现实状况吻合。

图1 能源金融与能源科技绝对价格扭曲程度变动态势

文章将中国30 个省份划分为东、中、西三大区域，借助公式(8)，测算2001—2020 年中国总体以及三大区域能源金融与能源科技相对价格扭曲程度（见图2）。从全国来看，中国能源要素价格扭曲程度整体呈降低态势，从2001 年的7.95 降低至2020 年的2.33。由此证明，中国能源要素价格扭曲情况逐渐改善。但同时，往年中国能源要素价格扭曲程度都高于1。表明长远以来，与能源科技相比，能源金融具有严重价格不合理情况，从区分具体时间段来看，能源要素价格扭曲程度降低过程中的波动情形为：2001—2009 年为中国能源要素价格扭曲程度的下降期，该时期中国能源要素价格扭曲程度显著降低，证明在这一时期中国能源产业结构转型取得显著成效；2010—2012 年属于能源要素价格扭曲程度波动时期，且其扭曲程度呈先升后降态势。究其根源，2008 年全球金融危机爆发之后，政府为充分刺激市场投资，加大金融资本市场干预，造成能源金融与能源科技价格扭曲程度显著攀升。2013—2020 年，能源要素价格扭曲程度处于稳定期，这一阶段能源要素价格扭曲程度维持于低水平稳定状态，价格合理化进程加速。细究其因，国家出台深化能源价格机制改革行动方案，持续完善石油、天然气等领域的能源价格形成机制，推动能源要素价格合理化。从东、中、西部区域来看，中国能源要素价格扭曲程度整体呈现下降趋势。东部能源要素价格扭曲程度从2001 年的4.86 下降到2020 年的1.81；中部从2001 年的11.87 下降到2020 年的1.92；西部从2001 年的9.85 下降到2020 年的2.01；东、中、西部的降幅分别达61%、82%、76.4%。这表明样本期间三大区域能源要素价格均得到有效调节，且中部能源要素价格合理化进程取得显著成效。此外，从不同时间段来讲，三大区域能源要素价格扭曲程度差异显著。2001—2005 年，中部能源要素价格扭曲程度最高，呈现“中部＞西部＞东部”的分布特点。而2007—2020 年，西部区域能源要素价格扭曲程度最高，呈现“西部＞中部＞东部”的阶梯分布特点。以上现象证明，经济发展水平较高的东部区域由于能源要素价格更合理，能源要素价格扭曲程度总体较低；而中部、西部区域由于市场竞争中人为因素影响，导致市场机制在能源要素价格调整中的作用受限，致使能源要素价格扭曲程度总体呈现较高态势。

基于图2 全国及区域检验结果，进一步采用公式(8)，测算各省份能源要素价格扭曲程度（见表1）。从表1 可看出，与能源科技相比，考察期内各省份能源金融负向扭曲最为显著，但扭曲程度总体呈持续降低趋势。除四川、天津、云南、贵州、广西，剩余区域往年能源要素价格扭曲程度都高于1，证明多数省份均出现能源金融相对于能源科技的负向扭曲情况。从均值来看，各省份能源要素价格扭曲程度均高于1。吉林、河南、安徽、辽宁与江西都超过5；最高省份是内蒙古，为7.18；甘肃、湖南、陕西、云南和山西均处于3～5；天津最低，为1.34。从实际年份来看，2001 年，辽宁、内蒙古、江西、湖南与安徽是能源要素价格扭曲程度排名前5 的省份；福建、上海、天津、海南与新疆是能源要素价格扭曲排名后5 的省份。2020年，辽宁、山西、宁夏、甘肃和黑龙江是能源要素价格扭曲程度排名前5 的省份；四川、云南、贵州、湖南、广西是能源要素价格扭曲排名后5 位省份。由此可知，中国能源金融与能源科技价格存在整体被低估现象。其中，能源金融价格被低估程度总体上高于能源科技价格。并且，通过分析数据发现，考察期内能源要素价格扭曲程度均值排名前10 位的省份中，东部有1 个、中部有6 个、西部有3 个；能源要素价格扭曲均值排名后10 位的省份中，东部有4 个、中部有1 个、西部有5 个。2020 年，能源要素价格扭曲程度排名前10 位的省份中，东部有3 个、中部有4 个、西部有3 个；能源要素价格扭曲程度排名后10 位的省份中，东部、中部与西部分别有4 个、1 个与5个。由此可知，中国东部地区能源要素价格扭曲程度相对较低，但中部、西部地区能源要素价格扭曲现象较为严重。

图2 中国能源要素价格扭曲程度的变动趋势

表1 全国各省份2001—2020 年能源要素价格扭曲程度

三、能源要素价格扭曲对能源消费的影响

1. 模型设定、变量选取与数据来源

（1） 计量模型设定

为深入考察能源要素价格扭曲对能源消费的影响，设定面板模型如下：

其中，i表示省份，t表示时间，EC表示能源消费，DESP代表能源要素价格扭曲指数，控制变量X主要包括资源禀赋(RE)、环境质量(EQ)、政府干预程度(DGI)与国企占比(TPS)。

考量到能源有效利用需投入劳动力与资本，而当下能源利用受到前期行业发展与企业生产模式的影响较大[23]。并且，在短期内能源消耗不会出现大幅度变动情况，致使能源消费拥有较强趋势性，故引入其滞后项，构建模型如下：

（2） 变量说明

第一，被解释变量：能源消费(EC)。此变量是观测能源消费水平、结构与增长效率的重要指标。而能源消费弹性系数是反映国民经济增长与能源消费增长效率关系的关键指标，可用来表征中国能源消费情况[24]。故研究采用能源消费系数代替能源消费，具体计算公式为：能源消费弹性系数=能源消费总量平均增长速度/国民经济年均增速。

第二，解释变量：能源要素价格扭曲(DESP)。采用上述计算方式衡量能源要素价格扭曲程度。

第三，控制变量：一是资源禀赋(RE)。这一变量主要反映地区社会经济发展可利用的自然资源数量，以某一地区采掘业单位数在总单位数中的占比表示。二是环境质量(EQ)。采用居民日常生活与工业生产产生的环境污染量表示，其中生活污染以生活垃圾无害化处理率表示，工业污染利用工业废水排放量、工业二氧化碳排放量与工业烟粉尘排放量等多个指标代替。三是政府干预程度(DGI)。用财政支出占国内生产总值的比重表征。四是国企占比(TPS)。借助国有与国有控股企业产值在地区总产值中的占比测算。

（3） 数据说明

研究数据来源于中国30 个省份2001—2020 年面板数据。其中，能源消费相关原始数据源自《中国能源统计年鉴》、“CEIF 中国经济数据库”；能源要素价格扭曲的原始数据来源于上文计算数据；资源禀赋、环境质量、政府干预程度、国企占比数据源自《中国统计年鉴》。所有与价格相关的变量均平减到2001 年不变价格，部分缺失数据利用线性插值法补齐。变量描述性统计如表2 所示。

表2 变量描述性统计

2. 实证结果与分析

（1） 基准回归结果

文章进一步考察中国能源要素价格扭曲对能源消费的影响。结合所选变量，采用式(15)展开结果回归，具体如表3 所示。第(1)列没有引入任何控制变量，发现能源要素价格扭曲的系数为0.548，在1%统计水平上显著。第(2)列为引入控制变量的简单回归，能源要素价格扭曲系数为0.496，在1%统计水平上显著，表明能源要素价格扭曲与能源消费正相关，即随着能源要素价格扭曲程度的增加，能源消费也随之提高。列(3)与(4)分别控制了省份与年份效应，可看出能源要素价格扭曲系数仍为正，且在1%统计水平上显著，说明能源要素价格扭曲对能源消费具有刺激效应。第(5)列代表控制省级聚类稳定标准误，能够减少未控制省级情况下对结果产生的影响。结果显示，能源要素价格扭曲系数显著为正，并在1%统计水平上显著，进一步证明能源要素价格扭曲与能源消费间具有正相关关系。

表3 中国能源要素价格扭曲对能源消费影响的基本回归结果

从控制变量来看，资源禀赋系数为-0.191，且在1%统计水平上显著，这是由于中国能源资源总量相对丰富，如中国煤炭保有资源储量位居世界第三，且水利资源蕴藏量位列世界首位。通过有效发挥资源禀赋功能可以调控能源供给总量、优化供给结构，进而降低能源消费[25]。环境质量系数为-0.399，在1%水平上显著，即随着国内环境质量的改善，能源消费呈降低趋势。国企占比系数是0.702，且在1%统计水平上显著。细究其因，国有集团与企业聚集了众多资金与人力资源，易形成规模化效应，加之拥有自主研究与开发、科技成果转换与绿色技术创新优势，可合理应用绿色生产技术，降低能源消费。

（2） 机制检验

在能源要素价格扭曲对能源消费影响过程中，除了上述证明二者具有直接作用外，还存在诸多影响二者作用路径的客观因素，如人力资本、消费需求与企业经营。而这种客观因素的存在，可能导致能源要素价格扭曲对能源消费产生间接影响。故此，结合上述检验，将人力资本(Hc)与消费需求(CD)作为中介变量，构造中介效应检验模型，进一步验证能源要素价格扭曲与能源消费的间接影响机制，具体如下所示：

式中，i、t、M依次代表省份、时间、中间变量。中间变量包括消费需求(CD)，主要将消费者价格指数作为城乡居民消费支出平均减到2001 年不变价格后取对数获得，数据来源于不同省份历年统计年鉴；人力资本(Hc)以平均受教育年限的对数表示，数据来自于《中国人口和就业统计年鉴》。控制变量X主要包括资源禀赋(RE)、环境质量(EQ)、政府干预程度(DGI)与国企占比(TPS)。

表4 报告了中介效应结果。第(1)列中能源要素价格扭曲的回归系数为0.023，在1%统计水平上显著，表明能源要素价格扭曲对人力资本产生显著正向作用。第(2)列中能源要素价格扭曲的系数为正且显著，人力资本的系数为负且显著，说明能源要素价格扭曲可通过降低人力资本效能，刺激能源消费提高。这是由于能源要素价格扭曲造成劳动要素配置不合理，阻碍能源有效利用，最终导致能源消费显著提高。第(3)列中能源要素价格扭曲的回归系数为0.332，在1%统计水平上显著，表明能源要素价格扭曲与能源消费正相关。第(4)列中能源要素价格扭曲与消费需求的系数均为正且显著，表明能源要素价格扭曲通过释放消费需求，可能导致能源消费降低。第(5)列能源要素价格扭曲与消费需求的系数显著为正，人力资本系数显著为负。表明能源要素价格扭曲除了可直接刺激能源消费提升，还可通过刺激消费需求，间接导致能源消费提高。而人力资本则在能源要素价格扭曲与能源消费间发挥负向中介作用，能在一定程度降低能源价格扭曲与能源消费的刺激效应。

表4 中国能源要素价格扭曲对能源消费影响的机制检验

（3） 进一步检验

第一，分位数回归。分位数回归不仅能够反映解释变量对被解释变量在不同范畴与分布下的影响程度，还可在某种程度上消除各研究变量分布中的异方差，回归结果也不易受极端值影响[26]。故为检验上述结果的稳定性，采用分位数回归方式，对能源要素价格扭曲与能源消费的关系进行再检验，结果如表5 所示。表中分别报告了0.22、0.38、0.61、0.87 与0.91 五个分位点上的回归结果。各分位点上，能源要素价格扭曲的系数均为正且显著，表明能源要素价格扭曲与能源消费正相关。进一步对比分位数下能源要素价格扭曲系数得知，0.22 分位点下能源要素价格扭曲对能源消费的正向作用相对较弱，在0.87 分位点上最强。能源要素价格扭曲对能源消费的正向作用呈现先扬后抑状态。这是由于在能源消费较低的区域，经济发展相对滞后，能源要素价格扭曲对消费需求的影响不大，继而对能源消费的正向刺激作用较弱。而在能源消费较高的区域，经济较为发达，生产制造水平较高，促使能源要素价格扭曲对消费需求的影响较大，进而正向作用于能源消费。通过分位数回归检验，证明模型预估值没有受到离群点影响，研究结论成立。

表5 中国能源要素价格扭曲对能源消费影响的分位数检验

第二，内生性问题。考虑到模型中解释变量间可能存在内生性问题，且能源消费具有一定趋势性特征，故引入其滞后项，利用系统GMM 方法再次进行结果估计，结果如表6 第(1)列所示。AR(1) p 值为0.004，AR(2) p 值是0.975，Sargan 值＞0.1，证明模型选择的工具变量与滞后期数合理。滞后一期能源消费系数为0.976，在1%水平上显著，表明前期能源消费对当期具有极大影响，能源消费呈现较强趋势性。能源要素价格扭曲系数为0.048，在1%水平上显著，表明能源要素价格扭曲可显著提高能源消费，进一步验证上述结果正确性。

第三，分时段检验。考虑2008 年经济危机后，中国经济进入新发展时期，从依靠要素投入转向技术投入，这可能会影响能源要素价格扭曲对能源消费的正向作用。故以2008 年为节点，将样本划分为2001—2008 年与2009—2020 年两个时间段，依次检验能源要素价格扭曲对能源消费的影响，结果分别如表6 第(2)、(3)列所示。这两个时间段内能源要素价格扭曲的系数均为正且在1%统计水平上显著。而且2009—2020 年能源要素价格扭曲对能源消费的影响作用较小。究其根源，2009 年后，随着经济复苏，企业对合理化能源要素价格需求显著加大。这促使企业可借助绿色技术研发与生产投入降低能耗，弱化能源消费的刺激作用。

表6 中国能源要素价格扭曲对能源消费影响的进一步检验

第四，分区域检验。考虑到区域间经济发展水平的差别可能会使能源要素价格扭曲作用存在异质性。故文章参考陈勇兵等(2014)[27]做法，用人均国内生产总值衡量经济发展水平，以中位数为基准将样本划分成高、低两组，结果分别如表6 第(4)、(5)列所示。可以看出，无论是经济发展水平较高区域还是经济发展水平较低区域，能源要素价格扭曲系数均为正。进一步对比二者系数发现，经济发展水平较高区域能源要素价格扭曲对能源消费的影响作用相对较小，这是由于：经济发展水平较高地区对人才吸引力较强，在能源要素价格扭曲时，仍能调节企业技术创新与应用方式，对于能耗结构的影响相对较小，进而对能源消费提高作用较弱。

四、结论及政策建议

文章借助超越对数生产函数测度2001—2020 年中国能源要素价格扭曲程度，采用面板数据实证考察能源要素价格对能源消费的影响及作用机制，认为：第一，从能源要素价格扭曲的测度结果来看，中国能源要素价格扭曲程度总体呈先降低后攀升趋势，且存在较大差异，能源金融和能源科技要素可加大能源要素价格不稳定性；中、东、西三大区域能源要素价格扭曲程度整体表现出持续减弱态势，表明国家实施的能源市场以及能源产品定价机制发挥重要调节作用。第二，从直接影响机制看，能源要素价格扭曲程度增强会刺激能源消费不断升高；从间接影响机制看，能源要素价格扭曲能够通过刺激消费需求，提高能源消费。

文章提出如下政策建议：第一，持续优化区域能源要素价格结构。政府应加速新能源产业替代传统能源产业步伐，加快淘汰落后产能，合理调节生产要素价格。“后工业化”时期，政府应不断提高高技术产业与服务业在国民经济中的占比，激活经济绿色发展新动能，有效缓解能源要素价格对能源消费的促进作用。第二，全面发挥能源要素资本市场作用。只有能源要素资本市场信息充分、利用效率高，才能保证各能源要素价格进入合理状态，进而避免能源要素价格扭曲。各行各业应引入新型能源生产理念，不断创新能源资本，激发社会发展潜能，用以规避能源要素价格扭曲。具体而言，企业应引入创新能源商品与服务，形成创新连锁反应，促使能源要素价格更加合理化，进而减少其对能源消费的影响。第三，重视人力资本投入。鼓励企业增加对职业教育与技能培训的经费投入，保证人力资本为能源要素价格合理化调整提供动力，促使能源消费维持在可控水平。