錢 炳

一、引言

中國的電力產業(yè)長期實行以高度縱向一體化為特征的計劃經濟管理模式,在經濟高速增長的背景下,電力短缺成為制約國民經濟發(fā)展的瓶頸,為了建立相應的電力市場,提高行業(yè)的市場績效,中國的電力行業(yè)在2003年實施了“廠網分開”的改革,將原國家電力公司拆分為5個國有發(fā)電企業(yè)和2個國有電網公司,并且成立國家電力監(jiān)管委員會,監(jiān)督電力市場的運行。政策設計部門期望通過增加“發(fā)電側”的競爭性來提高市場績效?？茖W地評估“廠網分開”改革的市場效果,具有重要的理論和現實意義:從理論角度看,電力行業(yè)由于生產和消費的技術特性,屬于自然壟斷行業(yè),而自然壟斷行業(yè)的市場化改革,在世界范圍都是一個難題,因此,深入分析這次改革的實際效果,將會對自然壟斷行業(yè)的管制提供有益的借鑒；從實際角度看,電力行業(yè)的發(fā)展事關國計民生,總結改革得失,認識不足,也將為中國電力行業(yè)進一步深化改革提供經驗。

學術界對中國電力產業(yè)改革進行了大量研究。在理論研究層面,文獻主要集中于自然壟斷產業(yè)改革的理論基礎 (唐曉華和張保勝,2001［1］；肖興志2002［2］；于良春和張偉,2010［3］)、電力產業(yè)改革的必要性 (Zhang 等,2008［4］；范合君和戚聿東2011［5］)和電力產業(yè)及配套改革等宏觀問題(林伯強,2005［6］)。在實證研究層面,陶峰等(2008)［7］的研究發(fā)現,過高的國有資產比重會損害發(fā)電行業(yè)的技術效率；張各興和夏大慰(2011)［8］發(fā)現發(fā)電行業(yè)的產權改革對于企業(yè)技術效率具有顯著的正向影響；宮汝凱(2015)［9］采用1999—2010年的中國分省份面板數據,考察了市場競爭、產權改革和管制政策對電力行業(yè)增長的影響,發(fā)現市場競爭和產權改革對電力行業(yè)增長具有顯著的正向影響。在改革效果的評價層面,學術界總體判斷是電力改革的進程緩慢,結果和預期相去甚遠(林伯強,2005［6］)。一部分學者從產業(yè)的縱向關系分析“廠網分開”的實施效果。白讓讓和王小芳(2009)［10］認為“上游競爭、下游壟斷”的縱向關系,為下游壟斷者向上游獨立發(fā)電企業(yè)實施“接入歧視”創(chuàng)造了條件。在缺乏有效規(guī)制的情況下,通過縱向拆分形成的可競爭性市場結構,反而起到了反競爭的效果,強化了下游企業(yè)的市場勢力。另一部分學者則從規(guī)制角度評價改革效果,指出規(guī)制重建滯后是導致“廠網分開”低效運營的體制性根源。白讓讓(2006［11］,2008［12］) 認為,規(guī)制缺位和規(guī)制重建滯后,是“廠網分開”低效運營的體制根源。由于缺乏一個中立的管制者的強力介入和協(xié)調,電力產業(yè)“縱向一體化”會隨著拆分而被交易雙方的機會主義行為所消耗。在缺乏有效規(guī)制的背景下,對電力產業(yè)實施等同于一般產業(yè)的“放權讓利”式的改革,為利益集團的成長提供了條件。干春暉和吳一平(2006)［13］從規(guī)制合謀的角度,認為規(guī)制機構與被規(guī)制企業(yè)之間的合謀行為降低了規(guī)制效率。電力規(guī)制分權化會導致當地規(guī)制機構與企業(yè)之間的合謀行為,這大大降低了規(guī)制制度的效率。

上述文獻對于厘清電力市場改革的制度脈絡,剖析“廠網分開”改革的得失提供了有益的視角,但也存在一些不足:首先,這些研究大都基于產業(yè)組織和管制經濟學的經典模型,進行理論研究,但缺乏實證分析；其次,由于電力企業(yè)原始數據的缺乏,在有限的實證分析中,也主要是基于簡單的時間序列分析或者截面數據分析,缺少嚴格意義上的面板數據回歸分析；第三,實證分析主要是圍繞因變量和自變量的相關關系展開,未能進行嚴謹的因果推斷,這就使得政策評價的效果大打折扣。

本文在以下方面彌補了上述研究的不足:首先,在研究對象上,引入了價格加成(Markup)作為評價市場勢力的指標,研究“廠網分開”的改革措施是否降低了發(fā)電企業(yè)的市場勢力；其次,在研究數據上,運用中國工業(yè)企業(yè)數據庫中發(fā)電企業(yè)微觀層面的面板數據,遵循 De Loecker和 Warzynshi［14］計算價格加成的方法,估計了企業(yè)層面的價格加成,這是以往研究所沒有的；第三,在研究方法上,運用倍差法(Difference-in-Difference,DID),估計了“廠網分開”對地方發(fā)電企業(yè)價格加成的具體影響。倍差法能夠幫助我們進行有效的因果識別,科學地評價電力市場化改革的政策效應。此外,在具體估計企業(yè)生產函數的產出彈性時,沒有采用科布—道格拉斯生產函數,而是采用了更為靈活的超越對數生產函數形式；在估計生產函數時,為了有效地避免Olley和 Pakes(1996)［15］方法(以下簡稱OP法)、Levinshon和Pet-rin(2003)［16］方法(以下簡稱LP法) 可能存在的共線性問題,采用Ackerberg等(2015)［17］(以下簡稱ACF法)方法使得估計結果更為穩(wěn)健。

本文運用1998年到2007年中國發(fā)電企業(yè)的面板數據,用倍差法分析了電力產業(yè)“廠網分開”的改革對企業(yè)市場勢力產生的影響及內在機制。研究發(fā)現,“廠網分開”的改革雖然在發(fā)電側建立了“可競爭”的市場結構,但“上游競爭、下游壟斷”的縱向關系,使隸屬于壟斷電網公司的地方發(fā)電企業(yè)的市場勢力得到了進一步加強,價格加成增加1.04%到1.11%。地方發(fā)電企業(yè)的市場勢力和壟斷電網對獨立發(fā)電企業(yè)實施接入價格歧視以及全要素生產率的高低有關。

本文的結構如下,第二部分是背景分析和提出研究假設；第三部分是實證分析；第四部分具體討論了市場化改革對價格加成的影響途徑和內在機制,最后是全文的簡單小結。

二、背景分析和研究假設

（一）自然壟斷中的市場勢力

電力產業(yè)被看作是典型的自然壟斷行業(yè)。自然壟斷行業(yè)是指,在一定的產出范圍內,生產函數呈規(guī)模報酬遞增狀態(tài),即生產規(guī)模越大,單位產品的成本就越小(Clarkson和 Miller,1982［18］)。因此,單個企業(yè)能比兩家或兩家以上的企業(yè)更有效率地向市場提供同樣數量的產品(Waterson,1989［19］)。電力產業(yè)的市場勢力主要來自兩方面,一是電力生產的規(guī)模經濟特性,電力產業(yè)大規(guī)模投資形成的沉淀資本構成了產業(yè)的進入壁壘,從而阻礙了其他企業(yè)的進入,某一產業(yè)內企業(yè)數量越小,市場壟斷力量就越大,壟斷企業(yè)不會按照邊際成本或平均成本制訂價格,而往往會制訂壟斷價格,從而形成市場勢力。二是電力壟斷者面臨的是缺乏價格彈性的需求曲線,其制定壟斷價格并不會明顯影響消費者對電力的需求。

一些學者認為,市場競爭機制能夠降低自然壟斷企業(yè)的市場勢力。他們認為,市場競爭機制能解決產業(yè)成本結構和價格結構問題,消費者能夠按照等于邊際成本或平均成本的價格購買產品,即市場競爭力量能促進生產效率和社會分配效率提高(Waterson,1989［19］)。Newbery(1995)［20］認為,通過合約市場建立的可競爭性的市場進入,在長期,能夠使平均價格保持在競爭性進入的水平,競爭提高了行業(yè)中期的不穩(wěn)定性和短期的經濟效率。而Primeaux(1985)［21］通過對電力產業(yè)的實證研究發(fā)現,同時存在兩個電力供應企業(yè)的城市和只存在一個電力供應企業(yè)的城市相比,競爭不僅沒有導致較高的生產經營成本,反而降低了成本水平。

從世界范圍來看,自20世紀70年代以來,美國、英國等經濟發(fā)達國家在自然壟斷產業(yè)都先后采取了放松政府管制的政策,運用市場競爭機制,允許一部分新企業(yè)進入自然壟斷產業(yè),通過培育市場競爭力量,降低壟斷企業(yè)的市場勢力,取得了顯著的成效。

（二）中國電力產業(yè)的改革歷程

中國電力產業(yè)的總體特征是高度的計劃經濟體制和高度的縱向一體化。新中國成立后,國家成立電力部,負責電力產業(yè)的發(fā)展規(guī)劃、投資、建設和管理。電力企業(yè)高度縱向一體化:企業(yè)從發(fā)電到輸電、配電、售電,由縱向整合的企業(yè)完成。高度集中的產業(yè)模式必將產生信息不對稱和激勵不足的問題,因此很難做到電力供需平衡。改革開放后,中國經濟進入高速增長的軌道,工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展使得電力供應緊張,出現嚴重短缺,無法適應經濟高速發(fā)展的要求。

為了解決嚴重的電力短缺問題,1985年,國務院頒布 《關于鼓勵集資辦電和實行多種電價的暫行規(guī)定》,允許地方政府、私人和境外投資者投資發(fā)電企業(yè),但是輸電和配電環(huán)節(jié)仍然由電力部高度壟斷。因此,在市場化改革的初期,出現了大量的發(fā)電企業(yè),呈現出“多方辦電”的格局。值得注意的是,進入90年代末期,電力產業(yè)的內部人投資加大了對市場的控制力度,在國有企業(yè)改制和“民營化”的背景下,內部人集團利用信息優(yōu)勢和交易特權,以低廉的價格對部分企業(yè)和業(yè)務實施了內部人“私有化”。

為了打破壟斷、提升效率,國家實施了以“廠網分開”和打破縱向一體化結構為目標的改革。2002年2月,國務院制定發(fā)布 《電力體制改革方案》(也稱“5號文件”)。5號文件要求實行“廠網分開、主輔分離、輸配分開、競價上網”。原國家電力公司被拆分成5家獨立的發(fā)電企業(yè)和兩家輸配售一體的壟斷電網公司。并且成立了電監(jiān)會負責制定電力市場運行規(guī)則,監(jiān)管市場運行。在發(fā)電側,發(fā)電企業(yè)主要由兩大部分組成,一部分是五大獨立發(fā)電企業(yè),國家對五大發(fā)電集團的裝機容量進行了嚴格限制,一般不超過20%。另一部分是以省級電力公司為主體的職工持股會或類似經濟實體投資或參股的發(fā)電企業(yè),這些企業(yè)隸屬于電網公司。電網公司負責輸電、配電和銷售給終端消費者(見圖1)。電力生產的技術特性和物理特性要求由下游向上游發(fā)出生產指令,因此,作為壟斷的網絡運營商會通過一定的電量分配權和“上網競價”的部分定價權向上游發(fā)電企業(yè)發(fā)出生產指令,這必然導致電網公司在一定程度上對獨立的發(fā)電企業(yè)實施接入價格歧視?！吧嫌胃偁?、下游壟斷”的縱向關系不利于對電廠和網絡運營商提供投資激勵,反而為下游壟斷者實施反競爭的“市場圈定”提供了條件,因此,在發(fā)電側建立“可競爭性”的市場結構并不可能為產業(yè)運營績效的改進提供結構性激勵?；谏鲜龇治?提出本文的研究假設。

假設:“上游競爭、下游壟斷”的市場結構為下游壟斷者提供了反競爭的條件,“廠網分開”的改革會強化隸屬于壟斷電網發(fā)電企業(yè)的市場勢力。

圖1 中國電力產業(yè)的縱向結構

三、實證研究

（一）模型設定

“廠網分開”的改革,雖然在發(fā)電側建立了“可競爭性”的市場結構,但也為“輸配售”一體的下游壟斷電網向上游獨立發(fā)電企業(yè)實施接入歧視創(chuàng)造了條件,隸屬于壟斷電網的地方發(fā)電企業(yè)將憑借壟斷地位獲得更大的市場勢力。要驗證這一假設,最理想的做法是采用控制所有解釋變量的“隨機實驗”方法,但是在社會科學的研究中,完全滿足“隨機實驗”的情形并不存在。研究中,常用DID方法,即倍差法來進行政策實施效果評估(Heckman等,1997［22］；Card,1994［23］)。倍差法的主要思路是,首先確定感興趣的關鍵變量以及影響該變量的政策干預措施,然后確定受到政策影響的實驗對象(稱作實驗組,the treatment group)和沒有受到政策影響的對象(稱作對照組,the control group),對政策實施前后關鍵變量在實驗組和對照組的變化進行比較,從而對政策有效性進行評估。

基于上述思路,我們設定了研究所感興趣的關鍵變量是企業(yè)的市場勢力,即價格加成Markup用uit表示。在“上游競爭、下游壟斷”的縱向關系下,“廠網分開”的改革對隸屬于電網公司的地方發(fā)電企業(yè)影響深遠,所以,我們設立了反映發(fā)電企業(yè)所屬的虛擬變量Provincial。Provincial＝1時,表示地方發(fā)電企業(yè),并把它們作為實驗組,Provincial＝0時,為獨立發(fā)電企業(yè),作為對照組。雖然電力改革的“5號文件”于2002年2月頒布,但實質性的“廠網分開”改革發(fā)生在2002年12月底,所以,我們設定了時間虛擬變量Post03,Post03＝1表示實施“廠網分開”改革以后,即2003年以后；Post03＝0,表示實施“廠網分開”改革之前,即2003年以前。因此,在“廠網分開”之前,地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)市場勢力之間的差異可以表示為:

在“廠網分開”之后,地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)市場勢力之間的差異可以表示為:

改革前后獨立發(fā)電企業(yè)市場勢力(markup)的真正變化就是β＝β1－β0。年度虛擬變量Post03和企業(yè)所屬虛擬變量Provincial交乘項的系數β是本研究關注的系數。如果β的系數顯著為正,那么說明“廠網分開”改革的政策強化了地方發(fā)電企業(yè)的市場勢力。我們還控制了一些反映企業(yè)特性的變量Xit,這些變量包括企業(yè)的規(guī)模、資本、勞動、企業(yè)年齡等。要使倍差法模型得以估計,需要假設給定一系列控制變量(αi,Xit),Provincial×Post03和殘差項εit不相關。即:

（二）估計價格加成

本研究最重要的因變量是企業(yè)層面的價格加成。我們主要遵循 De Loecker和 Warzynshi(2012)［14］的思路,把價格加成看成是企業(yè)可變投入要素的產出彈性和可變投入要素支出占總產出的份額之間存在的某種聯(lián)系。

1.導出價格加成的表達式。假設企業(yè)i在時期t的生產函數為:

Qit表示總產出,Kit表示資本要素投入,Lit表示勞動要素的投入,Mit表示中間要素投入。Ft表示發(fā)電企業(yè)的生產技術相同,但是隨著時間變化存在技術進步,假設發(fā)電企業(yè)遵循?？怂怪行约夹g。按照Ackerberg等(2015)［17］的方法,我們假設Mit是可變的要素投入,把Kit和Lit看作是不變的要素投入,這是因為資本和勞動的調整需要時間,而且成本比較高,比如機器設備需要購買、安裝和調試,勞動力需要招聘、培訓等。假設Mit的投入決策在時期t決定,而Kit和Lit的投入決策在時期t－1決定。生產函數的殘差項由ωit和εit兩部分組成,ωit表示企業(yè)的生產率,它對企業(yè)的中間要素投入會產生沖擊,企業(yè)家可以觀察到,并做出投資決策,但是研究者觀察不到。εit是真正意義上的獨立同分布的隨機干擾項。企業(yè)當期的資本形成由上一期的投資加上前期資本的凈值。Iit－1表示上期投資,δ表示資本的折舊率。

假設企業(yè)追求利潤最大化,生產函數是連續(xù)且二次可微的,我們可以建立拉格朗日函數,推導企業(yè)最優(yōu)的要素投入。

PK,it,PL,it和PM,it分別表示資本、勞動和中間投入的價格。通過對可變的中間要素投入求一階偏導:

對式(8)重新整理,并在等式兩邊同時乘以可得:

λit＝是企業(yè)的邊際成本,將價格加成定義為產品價格和邊際成本的比值,通過式(9)可以得到企業(yè)i在時期t的價格加成:

其中θM,it＝表示中間要素投入的產出彈性,表示中間要素投入在產出中所占的比重,要素份額根據現有的數據很容易計算,而要求得產出彈性,就需要估計生產函數。

交換機級聯(lián)從一開始就給工業(yè)環(huán)境應用帶來了挑戰(zhàn)。除了用于IT領域中的星型拓撲結構以外，自動化領域也常使用線型、環(huán)型和樹型拓撲結構。這些經過調整的拓撲結構大幅降低了以太網安裝的布線要求和成本。因此，在工業(yè)應用中，采用直通式策略的雙端口交換機被整合到現場設備中，直通式意味著數據報文在被完全接收前被轉發(fā)。

2.估計產出彈性。對生產函數的估計是經濟學研究中最重要的工作之一。經濟學家一直試圖研究生產函數這個“黑箱”(Black Box)將“投入”轉化成“產出”的內在機制。生產函數的估計中一個最為關鍵的問題是不可觀測的生產率沖擊會帶來“內生性”問題。解決這些問題的方法有尋找工具變量、GMM估計,以及控制函數方法如OP、LP、ACF等方法,由于OP、LP方法存在潛在的共線性問題,本研究采用ACF方法估計生產函數。我們將式(5)的生產函數寫成如下形式:

小寫字母表示變量的對數形式。xit是要素投入的向量形式,有kit,lit和mit,β是生產函數的待估參數,ωit是企業(yè)的生產率,εit是隨機干擾項。如果生產率ωit產生了正向的沖擊,企業(yè)家會加大中間要素投入,擴大生產規(guī)模,如果ωit產生了負向的沖擊,企業(yè)家會減少中間要素投入,縮小生產規(guī)模,因此生產率和企業(yè)的要素投入相關,會產生“內生性”問題。依據Levinsohn和Petrin［16］,中間要素投入可以表示成生產率的函數,即:

假設mit是ωit的嚴格單調函數,即生產率ωit增加,中間要素mit也增加,根據mt(·)函數的單調性,可以把生產率表示成投入要素的函數:

因此,生產函數可以寫成:

第一階段,我們可以通過三階多項式得到φit的擬合值,生產率表示為:

在第二階段,我們假設企業(yè)的生產率服從一階馬爾科夫過程:

ξit是隨機干擾項,和上一期的生產率無關,和當期的資本、勞動要素投入也無關,因此,根據矩條件:

我們采用更為靈活的超越對數(Translog)生產函數形式:

我們根據式(19)計算中間要素投入的支出份額,并以此計算價格加成。

（三）數據和變量處理

實證分析的數據來源于中國國家統(tǒng)計局發(fā)布的中國工業(yè)企業(yè)調查數據庫,樣本涵蓋了1998年至2007年10年時間,包括了年主營業(yè)務收入在500萬人民幣以上的獨立發(fā)電企業(yè)和地方發(fā)電企業(yè)的樣本(行業(yè)代碼為4411)。我們遵循了ACF以企業(yè)總產出為框架的生產函數的估計方法。為了使得名義數據可以比較,需要對產出、勞動、資本以及中間投入要素的原始數據進行平減。對于產出Y,我們用當年的生產者價格指數進行了調整；對于資本K,我們對企業(yè)的固定資產凈值用當年的投資價格指數進行了調整；對于勞動L,我們用企業(yè)的工資數據加上津貼、保險,然后用當年的消費價格指數(CPI)進行調整；對于中間投入M,我們用當年的消費者價格指數進行調整。所有的平減均以1998年為基期,平減指數來自于中國統(tǒng)計局官方網站?！皬S網分開”改革后,原來國家電力公司的發(fā)電業(yè)務剝離出來,組建了五大獨立發(fā)電企業(yè)；省級電力公司控制的發(fā)電企業(yè)、電力系統(tǒng)職工投資或參股的電力企業(yè)形成了隸屬于電網的地方發(fā)電企業(yè)。我們采用“控股類型”來區(qū)分地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè),把控股類型為“集體”、“私人”和“其他”歸屬為地方發(fā)電企業(yè),Provincial＝1；五大獨立發(fā)電企業(yè)都是國資委管理的大型國企,我們將控股類型為“國有控股”的歸屬為獨立發(fā)電企業(yè),Provincial＝0。

由于工業(yè)企業(yè)數據庫包含的指標較多,有130多個。加上數據收集和錄入過程中不可避免地存在誤差,使得相當多的指標存在異常值或者數據缺失,因此在進行計量分析前必須予以剔除。我們刪除了企業(yè)總產值、銷售和各項投入為負的值；刪除了企業(yè)固定資產原值小于固定資產凈值的觀測值；依據 Brandet等(2012)［24］的方法刪除了員工人數少于10人的企業(yè)；用李玉紅與王皓等(2008)［25］的方法對工業(yè)企業(yè)數據庫中數據缺失或者有異常值的指標進行了處理。為了減少異常值對于估計結果的干擾,我們對數據進行了2%的縮尾處理,最終得到了9 378個樣本數據。我們采用R軟件和Stata軟件編程計算。

（四）實證結果

1.主要變量的描述性統(tǒng)計。表1報告了在實施改革前2002年主要變量的描述性統(tǒng)計。在897個樣本中,地方發(fā)電企業(yè)為351家,占39.13%,獨立發(fā)電企業(yè)546家,占60.87%。地方發(fā)電企業(yè)的人均產值為67.82萬元,比獨立發(fā)電企業(yè)的人均產值高27萬元。地方發(fā)電企業(yè)的平均人數是397人,獨立發(fā)電企業(yè)的平均人數是868人,從員工人數來看,獨立發(fā)電企業(yè)的規(guī)模明顯超出地方發(fā)電企業(yè)。在人均資產方面,地方發(fā)電企業(yè)的人均凈資產比獨立發(fā)電企業(yè)高35萬元。在人均中間要素投入方面,地方發(fā)電企業(yè)比獨立發(fā)電企業(yè)高84%左右。由于獨立發(fā)電企業(yè)的員工人數明顯超過地方發(fā)電企業(yè),因此,從各項人均指標來看,獨立發(fā)電企業(yè)都低于地方發(fā)電企業(yè),這顯然會影響獨立發(fā)電企業(yè)的勞動生產率。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計 （2002年）

2.地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)的價格加成。表2報告了樣本期內地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)價格加成的平均值,發(fā)電企業(yè)的價格加成體現出四個特點:第一,不論是何種類型的發(fā)電企業(yè),價格加成都很顯著。地方發(fā)電企業(yè)的定價超過邊際成本的范圍在1.13～1.21之間,獨立發(fā)電企業(yè)的定價超過邊際成本的范圍在1.12～1.22之間。De Loecker和 Warzynshi(2012)［14］測算了1994年到2000年斯洛文尼亞制造業(yè)的價格加成,估計值在1.17～1.28之間。Lu和Yu(2015)［26］估算了1998年到 2005年中國兩位數制造業(yè)的價格加成,估計值在0.825～1.372之間。我們的估計值和上述的研究基本一致。第二,在2003年以后,地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)的市場勢力的差距反而比改革前兩年的還要大。第三,兩類企業(yè)的價格加成在政策實施之后都有明顯的下降。第四,在2005年以后,兩類企業(yè)的市場勢力又有明顯的提高。以上事實說明,“廠網分開”的改革并沒有起到預期的效果。

表2 地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)的價格加成

3.平行假設檢驗。首先,圖形檢驗。倍差估計中最重要的假設條件是政策實施之前控制組和對照組具有一致的變化趨勢,而在政策實施之后具有顯著的差異。為了說明本研究所采用的因果識別策略有效,我們首先用圖形展示了2001年到2007年地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)價格加成的變化趨勢。從圖2中可以很明顯地看到,在“廠網分開”改革前,地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)的價格加成表現出一致的變化趨勢,滿足平行假設條件。但是2004年以后,地方發(fā)電企業(yè)的市場勢力明顯高于獨立發(fā)電企業(yè),只是在2006年以后,這種趨勢才發(fā)生了相反的變化。

圖2 地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)市場勢力的變化趨勢

圖3 地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)生產效率的變化趨勢

其次,回歸檢驗。為了更準確地驗證這一假設,我們進行如下回歸分析:

Provincial和year＿2002到y(tǒng)ear＿2007都是虛擬變量,Provincial＝1是地方發(fā)電企業(yè),Provincial＝0是獨立發(fā)電企業(yè),year＿2002到y(tǒng)ear＿2007是年份虛擬變量,等于1為當年,等于0為其他年份。以改革實施的2003年為基準組,如果在2003年之前,即政策實施前,地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)的市場勢力變化趨勢一致,意味著Provincial×year＿2002的回歸系數α4不顯著,而如果政策實施產生了影響,則2004年到2007年的回歸系數α5到α8顯著。

表3 平行假設的回歸檢驗

從表3的回歸結果可以看出,在改革實施前,Provincial×year＿2002前的系數不顯著,說明改革實施前地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)市場勢力的變化趨勢一致,而在改革后Provincial×year＿2004到Provincial×year＿2007的系數都在1%的水平上顯著,平行假設的檢驗得到驗證。

4.主要結論。表4報告了主要的回歸結果,表明“廠網分開”的改革強化了地方發(fā)電企業(yè)的市場勢力。共有9 378個樣本進入了回歸。在模型1中,我們選取了所屬類型、改革時間和二者的交乘項進入回歸,對于研究所關注的變量Provincial×Post03,其系數為負,但是并不顯著。我們以企業(yè)產量取對數后作為衡量企業(yè)規(guī)模的變量,以固定資產凈值比勞動人數作為資本勞動比,以行業(yè)內產值前四位企業(yè)的產量占全行業(yè)產量的比重CR4作為衡量進入壁壘高低的指標,用統(tǒng)計年度減去企業(yè)開業(yè)時間衡量企業(yè)的年齡。模型2到模型4,我們分別加入這些控制變量研究對企業(yè)價格加成的影響,發(fā)現,Provincial×Post03的系數都在1%的水平上顯著為正,且變化范圍在1.04%到1.11%之間。說明“廠網分開”的改革不僅沒有減弱企業(yè)的市場勢力,反而強化了地方發(fā)電企業(yè)的市場勢力。在其他條件不變的情況下,企業(yè)的規(guī)模、資本勞動比都對價格加成產生了顯著的正向影響,而企業(yè)年齡卻對價格加成產生了顯著的負向影響。

5.穩(wěn)健性檢驗。為了驗證回歸結果的可靠性,我們進行了穩(wěn)健性檢驗。我們選取了相關變量的不同測量方法。我們以企業(yè)的實收資本來定義發(fā)電企業(yè)的不同類型。如果國有資本占實收資本小于50%,定義為地方發(fā)電企業(yè),即Provincial＝1；否則定義為獨立發(fā)電企業(yè),并以此變量和時間變量生成交乘項,我們以企業(yè)固定資產凈值取對數后來衡量企業(yè)規(guī)模,以行業(yè)內產值前八位企業(yè)的產量占全行業(yè)產量的比重CR8作為衡量進入壁壘高低的指標?；貧w結果(表5)顯示,模型1到模型4中的系數Provincial1×Post03都在1%的水平上顯著為正,且變化范圍在1.04%到1.27%之間,同樣說明“廠網分開”強化了下游發(fā)電企業(yè)的市場勢力。在其他條件不變的情況下,采用不同標準衡量的企業(yè)規(guī)模和資本勞動比對價格加成產生了顯著的正向影響,而企業(yè)年齡和進入壁壘卻對價格加成產生了顯著的負向影響。

以上結論表明,我們的回歸結果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

四、討論

回歸結果和穩(wěn)健性檢驗均表明“廠網分開”的改革強化了地方發(fā)電企業(yè)的市場勢力,那么,本意是通過在發(fā)電側建立“可競爭性”市場,削減發(fā)電企業(yè)市場勢力的改革措施為什么沒有起到預期效果？是什么機制和途徑增強了地方發(fā)電企業(yè)的價格加成,其背后蘊含的邏輯是什么？價格加成的定義是產品價格和邊際成本的比值,所以,如果能夠發(fā)現“廠網分開”的改革對價格和邊際成本的具體影響,就能夠揭示其背后的原因。但是,研究的難點在于:首先,基于中國工業(yè)企業(yè)的微觀數據庫,我們無法獲知發(fā)電企業(yè)的上網電價以及每個企業(yè)的邊際成本；其次,價格加成的降低或升高,涉及價格和邊際成本兩個變量的同方向或者反方向變化,機制較為復雜。比如,以價格加成的升高為例,共有四種情況會導致價格加成上升:情況一,價格不變,邊際成本下降；情況二,價格上升的同時,邊際成本下降；情況三,價格和邊際成本同時下降,但是邊際成本下降的幅度遠遠超過價格上升的幅度；情況四,價格和邊際成本同時上升,但是價格上升幅度大大超過邊際成本的上漲幅度。因此,我們必須從定價和邊際成本兩方面來進行深入分析。

（一）上游競爭、下游壟斷和接入價格歧視

發(fā)電企業(yè)的市場結構和產業(yè)的技術和物理特征形成了接入價格歧視的基礎。發(fā)電產業(yè)的運營特性要求下游向上游發(fā)出生產指令,因此,處于發(fā)電側下游的兩家電網公司就具有相當大的壟斷權力,它們既具有一定的電量分配權,也具有“上網定價”的部分定價權。以省級公司為主體的利益集團,利用產業(yè)重組和電力短缺的機會,以內部職工投資持股等形式增加對發(fā)電企業(yè)的投資,這些地方發(fā)電企業(yè)憑借電網的壟斷地位,對獨立發(fā)電企業(yè)接入電網的價格實施歧視或者收取名目繁多的“價外費”,從而獲得價格上的優(yōu)勢。表6報告了2003年度獨立發(fā)電企業(yè)和地方發(fā)電企業(yè)上網電價的情況,無論是競價上網還是計劃外電價,地方發(fā)電企業(yè)的價格均顯著高于獨立發(fā)電企業(yè),白讓讓和王小芳(2009)［10］的研究發(fā)現,獨立發(fā)電企業(yè)的上網電價比其他類型的電廠低了大約4.55%。理論和實證都表明,隸屬于電網的地方發(fā)電企業(yè)通過對獨立發(fā)電企業(yè)實施接入價格歧視獲得了價格優(yōu)勢。

表6 發(fā)電領域的價格歧視 單位:元/千千瓦時

（二）生產效率與邊際成本

在價格接受型的市場環(huán)境中,價格加成的高低主要取決于企業(yè)的邊際成本,較高的邊際成本會減弱企業(yè)的市場勢力。我們可以簡單分析一下發(fā)電企業(yè)的成本結構。中國煤炭多、油氣少的資源稟賦結構決定了發(fā)電裝機結構主要以燃煤為主,燃煤發(fā)電加水電的比例高達95%(林伯強,2005［6］)。因此,電力行業(yè)和煤炭行業(yè)存在很強的關聯(lián)性,發(fā)電企業(yè)投入要素價格將對企業(yè)的邊際成本產生非常重大的影響。由于“煤電聯(lián)動”的機制沒有得到有效的執(zhí)行,電價上調的幅度遠低于發(fā)電用煤價格上漲的幅度,如2004年,國有重點煤礦發(fā)電用煤價格上漲了15.4%,而電價的上漲只有4.5%,這使得發(fā)電企業(yè)的財務狀況出現惡化,這可能是2003年以后地方發(fā)電企業(yè)和獨立發(fā)電企業(yè)價格加成同時下降的一個重要因素。

此外,我們還關心獨立發(fā)電企業(yè)的邊際成本是否比地方發(fā)電企業(yè)高。但是,我們無法獲得企業(yè)邊際成本的數據。我們把企業(yè)的全要素生產率(TFP)作為企業(yè)邊際成本的替代變量,因為在其他條件不變的情況下,較高的全要素生產率會降低企業(yè)的邊際成本。在估計生產函數時,我們已經估計出了企業(yè)的全要素生產率,圖3反映了地方和獨立發(fā)電企業(yè)全要素生產率的變化趨勢,從圖中可以看出,在樣本期內,地方發(fā)電企業(yè)的全要素生產率一直高于獨立發(fā)電企業(yè),二者的效率在2003年后都有顯著的下降,這可能和當時燃煤價格的上漲有關,在2005年之后,二者的生產效率都有提升。生產效率提高,意味著邊際成本下降,這也可以部分地解釋兩種類型發(fā)電企業(yè)的價格加成為什么在2005年以后出現了上升的趨勢。

表7報告了企業(yè)類型和生產效率的回歸結果。我們沿用了本文主要的倍差法,只是把企業(yè)的生產效率作為因變量,在控制了其他控制變量之后,發(fā)現在“廠網分開”的改革實施后,地方發(fā)電企業(yè)比獨立發(fā)電企業(yè)的生產效率高,并且在5%的水平上顯著。企業(yè)的規(guī)模在1%的顯著性水平上和生產效率負相關,由于獨立的發(fā)電企業(yè)都是大型的國企,平均從業(yè)人數遠高于地方發(fā)電企業(yè),這也是獨立發(fā)電企業(yè)效率低于地方發(fā)電企業(yè)的重要原因。較高的生產效率會導致較低的邊際成本,導致市場勢力提升。

表7 企業(yè)類型和生產效率

（三）價格加成的分位數回歸

表8報告了“廠網分開”改革對不同分位數價格加成的影響。我們選取了 P10、P30、P50、P70、P90五個分位數點進行回歸。在控制了其他變量以后,在 P10到 P70四個分位數點上,Provincial×Post03的系數都為正且在1%的水平上顯著,在P90分位數點上,Provincial×Post03的系數為正且在10%的水平上顯著。再次驗證了電力行業(yè)“上游競爭、下游壟斷”的微觀市場結構只會加強地方發(fā)電企業(yè)市場勢力的研究假設。

表8 企業(yè)類型與價格加成變化的分位數回歸

五、結論

基于中國工業(yè)企業(yè)數據庫中1998到2007年發(fā)電企業(yè)的面板數據,運用倍差法,我們研究了2003年中國電力改革實施“廠網分開”對發(fā)電企業(yè)市場勢力的影響。研究發(fā)現,在“上游競爭、下游壟斷”的市場結構下,僅在發(fā)電側建立競爭并不會減弱發(fā)電企業(yè)的市場勢力,反而使得地方發(fā)電企業(yè)的市場勢力得到了進一步加強,價格加成增加1.04%到1.11%。

我們通過選取主要解釋變量的不同測度方法進行改革效應的穩(wěn)健性檢驗,通過選取不同分位數點進行回歸分析,得到了同樣的研究結論。

我們進一步分析了“廠網分開”的改革措施影響發(fā)電企業(yè)市場勢力的途徑,決定價格加成的兩個主要變量是價格和邊際成本。在價格方面,地方發(fā)電企業(yè)隸屬于“輸配售”一體的電網公司,電網公司利用其壟斷對接入電網的獨立發(fā)電企業(yè)實施接入價格歧視,使得獨立發(fā)電企業(yè)的上網電價低于地方發(fā)電企業(yè)；在邊際成本方面,獨立發(fā)電企業(yè)的冗員過多,全要素生產率低于地方發(fā)電企業(yè),企業(yè)的邊際成本上升。在上述兩個因素的作用下,地方發(fā)電企業(yè)獲得了更高的市場勢力。

盡管電力產業(yè)的微觀市場結構發(fā)生了深刻的變化,但由于規(guī)制體制滯后于市場結構的變化,導致這次改革的效果并不盡如人意。

電力產業(yè)下一步的改革應該以建立有效的電力市場為目標,深化“縱向拆分”的改革路徑,有序地實現“輸配售”分離,降低下游部門的壟斷勢力。另外,一個獨立、專業(yè)的規(guī)制機構對提升中國電力市場的效率至關重要。

需要指出的是,監(jiān)管部門應重點關注由于進入管制、政府保護性政策和補貼形成的市場壟斷勢力。對于企業(yè)通過創(chuàng)新、技術改造升級、提升人力資本質量、提高企業(yè)內部管理水平等措施進而提升全要素生產率而獲得的市場勢力,則應給予鼓勵。

本文的研究不足是,由于研究數據的限制,我們無法得到發(fā)電企業(yè)上網電價和邊際成本的信息,因此,更為科學和穩(wěn)健的結論還有賴于數據質量的提高和研究方法的進一步改進。

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