韓松巖

（1.中國社會科學院，北京 102488；2.深圳大學 中國經(jīng)濟特區(qū)研究中心，廣東 深圳 518000）

一、引言

能源是人類社會賴以生存與可持續(xù)發(fā)展的重要物質(zhì)基石，亦是國內(nèi)外經(jīng)濟、政治以及外貿(mào)關(guān)注的重要領(lǐng)域[1]。如今，中國市場正處于快速工業(yè)化與城鎮(zhèn)一體化的關(guān)鍵時期，對能源的剛性需求不斷增加。截至2020 年，在世界十大能源損耗排行榜中，中國位居第二，國內(nèi)能源消耗情況依然嚴峻。但較為貧瘠的能源資源稟賦[2]、非均衡化的能源投入結(jié)構(gòu)[3]均為能源供給帶來較大挑戰(zhàn)。并且，超限量能源損耗導致PM2.5、二氧化碳與氮氧化合物等排放物逐漸增多，不僅給民眾健康生活帶來較大干擾，還對國家社會經(jīng)濟綠色發(fā)展產(chǎn)生不利影響[4]。特別是化石能源損耗以及溫室氣體排放，極大影響全球氣候變化[5]。作為負責任大國，中國頒布《完善能源消費強度和總量雙控制度方案》，并分階段提出完成能耗雙控的目標，促使能源消耗得到合理控制。

提升能源利用效率是中國積極推進溫室氣體減排工作、深化大氣污染物治理以及解決國內(nèi)供需矛盾的主要渠道[6]。按照世界能源委員會界定，能源利用效率是指降低生產(chǎn)生活所需要的能源損耗，減少同一等級能源服務效率。從現(xiàn)實實踐來看，能源消耗通常采用能源消費表征，已成為評估國家經(jīng)濟發(fā)展與人民生活水平的重要標志[7]。長期以來，中國能源消費量持續(xù)增多。據(jù)國家能源大數(shù)據(jù)報告，2020 年，國內(nèi)能源消費總量高達49 億噸標準煤，同比增長2.2%，遠低于發(fā)達國家水平。故此有學者認為，若不對加大能源消費總量的原因展開深入探討，將無從知曉何種政策與機制對減輕國內(nèi)能源問題最有效[8-10]。

從宏觀經(jīng)濟層面來看，能源消費主要受技術(shù)進步[11]、產(chǎn)業(yè)發(fā)展[12]、能源要素價格[13]等因素共同影響。其中，能源要素價格因素影響最凸顯[14]；完善的能源要素價格機制能夠驅(qū)動關(guān)聯(lián)工業(yè)以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，增強環(huán)保型技術(shù)推廣的內(nèi)生動力，故在一定程度上支配其他因素發(fā)揮作用。然而，受制于市場分割、壟斷勢力、政府管理等多重因素制約，中國能源要素價格存在不同程度扭曲，抑制市場資源優(yōu)化配置功能的發(fā)揮[15]。尤其是受保持經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、經(jīng)濟社會有序發(fā)展目標的影響，國內(nèi)電力產(chǎn)業(yè)、天然氣產(chǎn)業(yè)等能源價格依然采用以國家政府監(jiān)管為主的手段[16]，無法全面刻畫其稀缺度與市場供需之間的規(guī)律，阻礙長效節(jié)能減排工作機制形成?；诖耍恼聫哪茉匆貎r格扭曲角度入手，采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)測度能源要素價格扭曲程度，并構(gòu)建面板模型探究能源要素價格扭曲對中國能源消費的影響，以期為提升能源利用效率、持續(xù)深化能源價格改革提供參考。

二、中國能源要素價格扭曲測度

1. 方法選擇

能源要素涵蓋自然資源、能源金融、能源科技、能源產(chǎn)業(yè)等內(nèi)容[17]，其中能源金融與能源科技作為實現(xiàn)能源產(chǎn)業(yè)良性發(fā)展的關(guān)鍵，一定程度上決定能源定價機制[18，19]。文章以能源金融與能源科技為主要要素，深入分析能源要素價格扭曲情況。

生產(chǎn)函數(shù)法是常用預估方法，通過計算要素邊際產(chǎn)出與實際價格的比例，可測度得到要素價格扭曲程度[20]。故此，文章參考陳小勇和翁非(2016)[21]、王希(2012)[22]的做法，首先設計生產(chǎn)函數(shù)形式，借助歷年能源金融、能源科技與能源產(chǎn)業(yè)增加值等數(shù)據(jù)計算能源金融與能源科技的邊際產(chǎn)出；其次分別計算能源金融與能源科技的邊際產(chǎn)出以及各自實際能源產(chǎn)業(yè)增加值的比例，得出兩者絕對價格扭曲；最終對比兩者絕對價格扭曲，計算出能源要素價格扭曲程度。其中生產(chǎn)函數(shù)計算方法可能因函數(shù)形式變化產(chǎn)生較大變動。生產(chǎn)函數(shù)法與超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)法是最常用的兩種方法，前者方便易用，但具有單位代替彈性相對強的假設，致使檢驗結(jié)果產(chǎn)生誤差；后者利用對數(shù)二次方式，具有方便、靈活特征，被大范圍應用。基于兩種函數(shù)形式比較，形成較為合理的生產(chǎn)函數(shù)形式，具體如下：

式中，Y表示能源產(chǎn)業(yè)增加值，K表示能源金融儲備量，L表示能源科技投入。若[Ln(Kit/Lit)]2系數(shù)β2與0 無明顯差距，由此函數(shù)可以轉(zhuǎn)變成C-D 生產(chǎn)函數(shù)，進而評價相對能源要素價格扭曲；與之相反，當β2顯著不為0 時，證明利用C-D 生產(chǎn)函數(shù)進行測度將會產(chǎn)生誤差，此時應借助超越多數(shù)生產(chǎn)函數(shù)展開檢驗更加合理。

對公式(1)進行回歸預估，得到公式(2)，二次項系數(shù)在5%統(tǒng)計水平上顯著，表明采用C-D 生產(chǎn)函數(shù)可能會產(chǎn)生邊際產(chǎn)出預估結(jié)果偏差；而回歸方程的擬合優(yōu)度達90%以上，證明此方程可很好地解釋投入與產(chǎn)出之間的關(guān)系。

用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)測度相對能源要素價格扭曲，具體為：

假設能源金融與能源科技實際價格扭曲分別為rit、ωit，那么能源金融與能源科技的絕對價格扭曲能夠借助測算其邊際產(chǎn)出和具體要素價格扭曲獲得，具體如下：

其中，DESPk，it與DESPL，it分別表示能源金融與能源科技的絕對價格扭曲，如果數(shù)值等于1，不具有能源要素價格扭曲現(xiàn)象；若值大于1，具有能源要素價格負向扭曲。扭曲值與1 偏離得越多，則能源要素價格扭曲越嚴重。按照公式(6)與(7)，獲得能源要素價格扭曲的計算公式，如下所示：

其中，DESPKL，it代表能源金融與能源科技價格扭曲，若數(shù)值等于1，則不存在能源金融與能源科技要素價格扭曲；若數(shù)值大于1，則能源金融的負向扭曲比能源科技嚴重。

2. 數(shù)據(jù)說明

研究樣本為中國30 個省份（剔除西藏及港澳臺地區(qū)），數(shù)據(jù)源自2001—2020 年《中國統(tǒng)計年鑒》與國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫。能源金融數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》 《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、Wind 數(shù)據(jù)庫與科技部《中國主要科技指標數(shù)據(jù)庫》統(tǒng)計數(shù)據(jù)。能源科技數(shù)據(jù)來源于incoPat 全球?qū)＠麛?shù)據(jù)庫。能源產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源Wind數(shù)據(jù)庫、RESSET 數(shù)據(jù)庫與《BP 世界能源統(tǒng)計年鑒》等。

3. 能源要素價格扭曲程度的測度分析

用公式(4)～(7)，測度2001—2020 年中國能源金融與能源科技的絕對價格扭曲程度，如圖1 所示。據(jù)圖1 可知，2001—2020 年能源金融絕對價格扭曲程度呈現(xiàn)出先下降后攀升趨勢。但是，能源科技絕對價格扭曲程度呈現(xiàn)出穩(wěn)定攀高趨勢。并且，與能源科技扭曲相比，往年能源金融負向扭曲程度較為明顯。具言之，2001—2020 年能源金融負向扭曲程度呈現(xiàn)減弱趨勢。2009 年，能源金融負向扭曲程度達最小值，為2.78。2011年之后，能源金融負向扭曲程度呈現(xiàn)波動攀升趨勢。與能源金融要素價格不同，2001—2004 年能源科技要素價格出現(xiàn)正向扭曲現(xiàn)象。2005 年，能源科技要素價格扭曲程度降低至最小值，為0.70。此后，能源科技要素價格負向扭曲程度不斷增強，2020 年達到最大值，為1.92。這一結(jié)果與現(xiàn)實狀況吻合。

圖1 能源金融與能源科技絕對價格扭曲程度變動態(tài)勢

文章將中國30 個省份劃分為東、中、西三大區(qū)域，借助公式(8)，測算2001—2020 年中國總體以及三大區(qū)域能源金融與能源科技相對價格扭曲程度（見圖2）。從全國來看，中國能源要素價格扭曲程度整體呈降低態(tài)勢，從2001 年的7.95 降低至2020 年的2.33。由此證明，中國能源要素價格扭曲情況逐漸改善。但同時，往年中國能源要素價格扭曲程度都高于1。表明長遠以來，與能源科技相比，能源金融具有嚴重價格不合理情況，從區(qū)分具體時間段來看，能源要素價格扭曲程度降低過程中的波動情形為：2001—2009 年為中國能源要素價格扭曲程度的下降期，該時期中國能源要素價格扭曲程度顯著降低，證明在這一時期中國能源產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型取得顯著成效；2010—2012 年屬于能源要素價格扭曲程度波動時期，且其扭曲程度呈先升后降態(tài)勢。究其根源，2008 年全球金融危機爆發(fā)之后，政府為充分刺激市場投資，加大金融資本市場干預，造成能源金融與能源科技價格扭曲程度顯著攀升。2013—2020 年，能源要素價格扭曲程度處于穩(wěn)定期，這一階段能源要素價格扭曲程度維持于低水平穩(wěn)定狀態(tài)，價格合理化進程加速。細究其因，國家出臺深化能源價格機制改革行動方案，持續(xù)完善石油、天然氣等領(lǐng)域的能源價格形成機制，推動能源要素價格合理化。從東、中、西部區(qū)域來看，中國能源要素價格扭曲程度整體呈現(xiàn)下降趨勢。東部能源要素價格扭曲程度從2001 年的4.86 下降到2020 年的1.81；中部從2001 年的11.87 下降到2020 年的1.92；西部從2001 年的9.85 下降到2020 年的2.01；東、中、西部的降幅分別達61%、82%、76.4%。這表明樣本期間三大區(qū)域能源要素價格均得到有效調(diào)節(jié)，且中部能源要素價格合理化進程取得顯著成效。此外，從不同時間段來講，三大區(qū)域能源要素價格扭曲程度差異顯著。2001—2005 年，中部能源要素價格扭曲程度最高，呈現(xiàn)“中部＞西部＞東部”的分布特點。而2007—2020 年，西部區(qū)域能源要素價格扭曲程度最高，呈現(xiàn)“西部＞中部＞東部”的階梯分布特點。以上現(xiàn)象證明，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部區(qū)域由于能源要素價格更合理，能源要素價格扭曲程度總體較低；而中部、西部區(qū)域由于市場競爭中人為因素影響，導致市場機制在能源要素價格調(diào)整中的作用受限，致使能源要素價格扭曲程度總體呈現(xiàn)較高態(tài)勢。

基于圖2 全國及區(qū)域檢驗結(jié)果，進一步采用公式(8)，測算各省份能源要素價格扭曲程度（見表1）。從表1 可看出，與能源科技相比，考察期內(nèi)各省份能源金融負向扭曲最為顯著，但扭曲程度總體呈持續(xù)降低趨勢。除四川、天津、云南、貴州、廣西，剩余區(qū)域往年能源要素價格扭曲程度都高于1，證明多數(shù)省份均出現(xiàn)能源金融相對于能源科技的負向扭曲情況。從均值來看，各省份能源要素價格扭曲程度均高于1。吉林、河南、安徽、遼寧與江西都超過5；最高省份是內(nèi)蒙古，為7.18；甘肅、湖南、陜西、云南和山西均處于3～5；天津最低，為1.34。從實際年份來看，2001 年，遼寧、內(nèi)蒙古、江西、湖南與安徽是能源要素價格扭曲程度排名前5 的省份；福建、上海、天津、海南與新疆是能源要素價格扭曲排名后5 的省份。2020年，遼寧、山西、寧夏、甘肅和黑龍江是能源要素價格扭曲程度排名前5 的省份；四川、云南、貴州、湖南、廣西是能源要素價格扭曲排名后5 位省份。由此可知，中國能源金融與能源科技價格存在整體被低估現(xiàn)象。其中，能源金融價格被低估程度總體上高于能源科技價格。并且，通過分析數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，考察期內(nèi)能源要素價格扭曲程度均值排名前10 位的省份中，東部有1 個、中部有6 個、西部有3 個；能源要素價格扭曲均值排名后10 位的省份中，東部有4 個、中部有1 個、西部有5 個。2020 年，能源要素價格扭曲程度排名前10 位的省份中，東部有3 個、中部有4 個、西部有3 個；能源要素價格扭曲程度排名后10 位的省份中，東部、中部與西部分別有4 個、1 個與5個。由此可知，中國東部地區(qū)能源要素價格扭曲程度相對較低，但中部、西部地區(qū)能源要素價格扭曲現(xiàn)象較為嚴重。

圖2 中國能源要素價格扭曲程度的變動趨勢

表1 全國各省份2001—2020 年能源要素價格扭曲程度

三、能源要素價格扭曲對能源消費的影響

1. 模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（1） 計量模型設定

為深入考察能源要素價格扭曲對能源消費的影響，設定面板模型如下：

其中，i表示省份，t表示時間，EC表示能源消費，DESP代表能源要素價格扭曲指數(shù)，控制變量X主要包括資源稟賦(RE)、環(huán)境質(zhì)量(EQ)、政府干預程度(DGI)與國企占比(TPS)。

考量到能源有效利用需投入勞動力與資本，而當下能源利用受到前期行業(yè)發(fā)展與企業(yè)生產(chǎn)模式的影響較大[23]。并且，在短期內(nèi)能源消耗不會出現(xiàn)大幅度變動情況，致使能源消費擁有較強趨勢性，故引入其滯后項，構(gòu)建模型如下：

（2） 變量說明

第一，被解釋變量：能源消費(EC)。此變量是觀測能源消費水平、結(jié)構(gòu)與增長效率的重要指標。而能源消費彈性系數(shù)是反映國民經(jīng)濟增長與能源消費增長效率關(guān)系的關(guān)鍵指標，可用來表征中國能源消費情況[24]。故研究采用能源消費系數(shù)代替能源消費，具體計算公式為：能源消費彈性系數(shù)=能源消費總量平均增長速度/國民經(jīng)濟年均增速。

第二，解釋變量：能源要素價格扭曲(DESP)。采用上述計算方式衡量能源要素價格扭曲程度。

第三，控制變量：一是資源稟賦(RE)。這一變量主要反映地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展可利用的自然資源數(shù)量，以某一地區(qū)采掘業(yè)單位數(shù)在總單位數(shù)中的占比表示。二是環(huán)境質(zhì)量(EQ)。采用居民日常生活與工業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生的環(huán)境污染量表示，其中生活污染以生活垃圾無害化處理率表示，工業(yè)污染利用工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化碳排放量與工業(yè)煙粉塵排放量等多個指標代替。三是政府干預程度(DGI)。用財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表征。四是國企占比(TPS)。借助國有與國有控股企業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)總產(chǎn)值中的占比測算。

（3） 數(shù)據(jù)說明

研究數(shù)據(jù)來源于中國30 個省份2001—2020 年面板數(shù)據(jù)。其中，能源消費相關(guān)原始數(shù)據(jù)源自《中國能源統(tǒng)計年鑒》、“CEIF 中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫”；能源要素價格扭曲的原始數(shù)據(jù)來源于上文計算數(shù)據(jù)；資源稟賦、環(huán)境質(zhì)量、政府干預程度、國企占比數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計年鑒》。所有與價格相關(guān)的變量均平減到2001 年不變價格，部分缺失數(shù)據(jù)利用線性插值法補齊。變量描述性統(tǒng)計如表2 所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

2. 實證結(jié)果與分析

（1） 基準回歸結(jié)果

文章進一步考察中國能源要素價格扭曲對能源消費的影響。結(jié)合所選變量，采用式(15)展開結(jié)果回歸，具體如表3 所示。第(1)列沒有引入任何控制變量，發(fā)現(xiàn)能源要素價格扭曲的系數(shù)為0.548，在1%統(tǒng)計水平上顯著。第(2)列為引入控制變量的簡單回歸，能源要素價格扭曲系數(shù)為0.496，在1%統(tǒng)計水平上顯著，表明能源要素價格扭曲與能源消費正相關(guān)，即隨著能源要素價格扭曲程度的增加，能源消費也隨之提高。列(3)與(4)分別控制了省份與年份效應，可看出能源要素價格扭曲系數(shù)仍為正，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明能源要素價格扭曲對能源消費具有刺激效應。第(5)列代表控制省級聚類穩(wěn)定標準誤，能夠減少未控制省級情況下對結(jié)果產(chǎn)生的影響。結(jié)果顯示，能源要素價格扭曲系數(shù)顯著為正，并在1%統(tǒng)計水平上顯著，進一步證明能源要素價格扭曲與能源消費間具有正相關(guān)關(guān)系。

表3 中國能源要素價格扭曲對能源消費影響的基本回歸結(jié)果

從控制變量來看，資源稟賦系數(shù)為-0.191，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，這是由于中國能源資源總量相對豐富，如中國煤炭保有資源儲量位居世界第三，且水利資源蘊藏量位列世界首位。通過有效發(fā)揮資源稟賦功能可以調(diào)控能源供給總量、優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)，進而降低能源消費[25]。環(huán)境質(zhì)量系數(shù)為-0.399，在1%水平上顯著，即隨著國內(nèi)環(huán)境質(zhì)量的改善，能源消費呈降低趨勢。國企占比系數(shù)是0.702，且在1%統(tǒng)計水平上顯著。細究其因，國有集團與企業(yè)聚集了眾多資金與人力資源，易形成規(guī)?；?，加之擁有自主研究與開發(fā)、科技成果轉(zhuǎn)換與綠色技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢，可合理應用綠色生產(chǎn)技術(shù)，降低能源消費。

（2） 機制檢驗

在能源要素價格扭曲對能源消費影響過程中，除了上述證明二者具有直接作用外，還存在諸多影響二者作用路徑的客觀因素，如人力資本、消費需求與企業(yè)經(jīng)營。而這種客觀因素的存在，可能導致能源要素價格扭曲對能源消費產(chǎn)生間接影響。故此，結(jié)合上述檢驗，將人力資本(Hc)與消費需求(CD)作為中介變量，構(gòu)造中介效應檢驗模型，進一步驗證能源要素價格扭曲與能源消費的間接影響機制，具體如下所示：

式中，i、t、M依次代表省份、時間、中間變量。中間變量包括消費需求(CD)，主要將消費者價格指數(shù)作為城鄉(xiāng)居民消費支出平均減到2001 年不變價格后取對數(shù)獲得，數(shù)據(jù)來源于不同省份歷年統(tǒng)計年鑒；人力資本(Hc)以平均受教育年限的對數(shù)表示，數(shù)據(jù)來自于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》?？刂谱兞縓主要包括資源稟賦(RE)、環(huán)境質(zhì)量(EQ)、政府干預程度(DGI)與國企占比(TPS)。

表4 報告了中介效應結(jié)果。第(1)列中能源要素價格扭曲的回歸系數(shù)為0.023，在1%統(tǒng)計水平上顯著，表明能源要素價格扭曲對人力資本產(chǎn)生顯著正向作用。第(2)列中能源要素價格扭曲的系數(shù)為正且顯著，人力資本的系數(shù)為負且顯著，說明能源要素價格扭曲可通過降低人力資本效能，刺激能源消費提高。這是由于能源要素價格扭曲造成勞動要素配置不合理，阻礙能源有效利用，最終導致能源消費顯著提高。第(3)列中能源要素價格扭曲的回歸系數(shù)為0.332，在1%統(tǒng)計水平上顯著，表明能源要素價格扭曲與能源消費正相關(guān)。第(4)列中能源要素價格扭曲與消費需求的系數(shù)均為正且顯著，表明能源要素價格扭曲通過釋放消費需求，可能導致能源消費降低。第(5)列能源要素價格扭曲與消費需求的系數(shù)顯著為正，人力資本系數(shù)顯著為負。表明能源要素價格扭曲除了可直接刺激能源消費提升，還可通過刺激消費需求，間接導致能源消費提高。而人力資本則在能源要素價格扭曲與能源消費間發(fā)揮負向中介作用，能在一定程度降低能源價格扭曲與能源消費的刺激效應。

表4 中國能源要素價格扭曲對能源消費影響的機制檢驗

（3） 進一步檢驗

第一，分位數(shù)回歸。分位數(shù)回歸不僅能夠反映解釋變量對被解釋變量在不同范疇與分布下的影響程度，還可在某種程度上消除各研究變量分布中的異方差，回歸結(jié)果也不易受極端值影響[26]。故為檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)定性，采用分位數(shù)回歸方式，對能源要素價格扭曲與能源消費的關(guān)系進行再檢驗，結(jié)果如表5 所示。表中分別報告了0.22、0.38、0.61、0.87 與0.91 五個分位點上的回歸結(jié)果。各分位點上，能源要素價格扭曲的系數(shù)均為正且顯著，表明能源要素價格扭曲與能源消費正相關(guān)。進一步對比分位數(shù)下能源要素價格扭曲系數(shù)得知，0.22 分位點下能源要素價格扭曲對能源消費的正向作用相對較弱，在0.87 分位點上最強。能源要素價格扭曲對能源消費的正向作用呈現(xiàn)先揚后抑狀態(tài)。這是由于在能源消費較低的區(qū)域，經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，能源要素價格扭曲對消費需求的影響不大，繼而對能源消費的正向刺激作用較弱。而在能源消費較高的區(qū)域，經(jīng)濟較為發(fā)達，生產(chǎn)制造水平較高，促使能源要素價格扭曲對消費需求的影響較大，進而正向作用于能源消費。通過分位數(shù)回歸檢驗，證明模型預估值沒有受到離群點影響，研究結(jié)論成立。

表5 中國能源要素價格扭曲對能源消費影響的分位數(shù)檢驗

第二，內(nèi)生性問題?？紤]到模型中解釋變量間可能存在內(nèi)生性問題，且能源消費具有一定趨勢性特征，故引入其滯后項，利用系統(tǒng)GMM 方法再次進行結(jié)果估計，結(jié)果如表6 第(1)列所示。AR(1) p 值為0.004，AR(2) p 值是0.975，Sargan 值＞0.1，證明模型選擇的工具變量與滯后期數(shù)合理。滯后一期能源消費系數(shù)為0.976，在1%水平上顯著，表明前期能源消費對當期具有極大影響，能源消費呈現(xiàn)較強趨勢性。能源要素價格扭曲系數(shù)為0.048，在1%水平上顯著，表明能源要素價格扭曲可顯著提高能源消費，進一步驗證上述結(jié)果正確性。

第三，分時段檢驗。考慮2008 年經(jīng)濟危機后，中國經(jīng)濟進入新發(fā)展時期，從依靠要素投入轉(zhuǎn)向技術(shù)投入，這可能會影響能源要素價格扭曲對能源消費的正向作用。故以2008 年為節(jié)點，將樣本劃分為2001—2008 年與2009—2020 年兩個時間段，依次檢驗能源要素價格扭曲對能源消費的影響，結(jié)果分別如表6 第(2)、(3)列所示。這兩個時間段內(nèi)能源要素價格扭曲的系數(shù)均為正且在1%統(tǒng)計水平上顯著。而且2009—2020 年能源要素價格扭曲對能源消費的影響作用較小。究其根源，2009 年后，隨著經(jīng)濟復蘇，企業(yè)對合理化能源要素價格需求顯著加大。這促使企業(yè)可借助綠色技術(shù)研發(fā)與生產(chǎn)投入降低能耗，弱化能源消費的刺激作用。

表6 中國能源要素價格扭曲對能源消費影響的進一步檢驗

第四，分區(qū)域檢驗?？紤]到區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展水平的差別可能會使能源要素價格扭曲作用存在異質(zhì)性。故文章參考陳勇兵等(2014)[27]做法，用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，以中位數(shù)為基準將樣本劃分成高、低兩組，結(jié)果分別如表6 第(4)、(5)列所示?？梢钥闯?，無論是經(jīng)濟發(fā)展水平較高區(qū)域還是經(jīng)濟發(fā)展水平較低區(qū)域，能源要素價格扭曲系數(shù)均為正。進一步對比二者系數(shù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平較高區(qū)域能源要素價格扭曲對能源消費的影響作用相對較小，這是由于：經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)對人才吸引力較強，在能源要素價格扭曲時，仍能調(diào)節(jié)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與應用方式，對于能耗結(jié)構(gòu)的影響相對較小，進而對能源消費提高作用較弱。

四、結(jié)論及政策建議

文章借助超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)測度2001—2020 年中國能源要素價格扭曲程度，采用面板數(shù)據(jù)實證考察能源要素價格對能源消費的影響及作用機制，認為：第一，從能源要素價格扭曲的測度結(jié)果來看，中國能源要素價格扭曲程度總體呈先降低后攀升趨勢，且存在較大差異，能源金融和能源科技要素可加大能源要素價格不穩(wěn)定性；中、東、西三大區(qū)域能源要素價格扭曲程度整體表現(xiàn)出持續(xù)減弱態(tài)勢，表明國家實施的能源市場以及能源產(chǎn)品定價機制發(fā)揮重要調(diào)節(jié)作用。第二，從直接影響機制看，能源要素價格扭曲程度增強會刺激能源消費不斷升高；從間接影響機制看，能源要素價格扭曲能夠通過刺激消費需求，提高能源消費。

文章提出如下政策建議：第一，持續(xù)優(yōu)化區(qū)域能源要素價格結(jié)構(gòu)。政府應加速新能源產(chǎn)業(yè)替代傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)步伐，加快淘汰落后產(chǎn)能，合理調(diào)節(jié)生產(chǎn)要素價格?！昂蠊I(yè)化”時期，政府應不斷提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與服務業(yè)在國民經(jīng)濟中的占比，激活經(jīng)濟綠色發(fā)展新動能，有效緩解能源要素價格對能源消費的促進作用。第二，全面發(fā)揮能源要素資本市場作用。只有能源要素資本市場信息充分、利用效率高，才能保證各能源要素價格進入合理狀態(tài)，進而避免能源要素價格扭曲。各行各業(yè)應引入新型能源生產(chǎn)理念，不斷創(chuàng)新能源資本，激發(fā)社會發(fā)展?jié)撃?，用以?guī)避能源要素價格扭曲。具體而言，企業(yè)應引入創(chuàng)新能源商品與服務，形成創(chuàng)新連鎖反應，促使能源要素價格更加合理化，進而減少其對能源消費的影響。第三，重視人力資本投入。鼓勵企業(yè)增加對職業(yè)教育與技能培訓的經(jīng)費投入，保證人力資本為能源要素價格合理化調(diào)整提供動力，促使能源消費維持在可控水平。