張錦，王政

（1. 太原理工大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，山西 太原 030024；2. 上海大學(xué) 經(jīng)濟研究中心，上海 200444）

隨著2020 年脫貧攻堅戰(zhàn)的勝利，我國的絕對貧困已全面消除。為鞏固脫貧攻堅成果并預(yù)防區(qū)域性返貧，扶貧工作重心逐漸從絕對貧困治理轉(zhuǎn)移至相對貧困治理。相對貧困廣泛存在于區(qū)域間與城鄉(xiāng)間。區(qū)域間，高度城鎮(zhèn)化地區(qū)（北京、上海）與中度城鎮(zhèn)化地區(qū)（遼寧、吉林）、低度城鎮(zhèn)化地區(qū)（貴州、云南）的農(nóng)村人均可支配收入之比在2005—2018 年間分別平均為1.97 與3.07。城鄉(xiāng)間，同期高度、中度與低度城鎮(zhèn)化地區(qū)內(nèi)部的城鄉(xiāng)人均可支配收入之比分別平均為2.37、2.43 與3.51。據(jù)此可見，我國城鄉(xiāng)間相對貧困程度比區(qū)域間相對貧困程度更為突出，而且推動城鎮(zhèn)化發(fā)展有利于緩解城鄉(xiāng)相對經(jīng)濟貧困。因此，相對貧困治理的重點目標之一應(yīng)是在未來城鎮(zhèn)化進程中，繼續(xù)深入探索城鄉(xiāng)間相對貧困的收斂路徑與措施，不斷縮小城鄉(xiāng)相對貧困。

能源貧困是一類典型的相對貧困，能源貧困既與相對經(jīng)濟貧困有關(guān)，但也不盡相同。能源貧困側(cè)重反映生活能源消費數(shù)量、品質(zhì)與支出負擔(dān)，當消費數(shù)量與品質(zhì)相對偏低或支出負擔(dān)相對偏高時，則存在能源貧困。從低層次的絕對脫貧需求到高層次的娛樂生活需求，能源從數(shù)量與品質(zhì)上全程支撐著人類需求層次的升級。因此，能源貧困既可一定程度上反映相對經(jīng)濟貧困，也是影響相對經(jīng)濟貧困的內(nèi)部核心要素之一。

然而一方面，以往能源貧困的研究視角并未正視城鄉(xiāng)間的能源貧困，而是在城鄉(xiāng)一體視角下研究區(qū)域能源貧困的發(fā)生廣度及其演化特征[1-2]，無法全面獲知農(nóng)村相對于城市的能源貧困差距；另一方面，城鄉(xiāng)間相對經(jīng)濟貧困研究已不勝枚舉，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)相對經(jīng)濟貧困的關(guān)系研究也十分普遍，但城鎮(zhèn)化與能源貧困的關(guān)系卻尚未引起重視。我國長期以來的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟體制以及城鎮(zhèn)重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，使得城鄉(xiāng)間相對貧困根深蒂固且在時空尺度上呈現(xiàn)復(fù)雜多樣的變化趨勢[3-5]。筆者認為未來相對貧困治理的重點既在于城鄉(xiāng)間相對貧困治理，也在于相對貧困內(nèi)部核心要素治理，而現(xiàn)階段城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)能源貧困之間較為割裂的研究現(xiàn)狀顯然無法支撐未來相對貧困治理的更高需求。因此，本文立足于城鄉(xiāng)間相對貧困視角，并具體到相對貧困的內(nèi)部核心要素之一即能源貧困，以城鎮(zhèn)為參照，研究農(nóng)村能源貧困在城鎮(zhèn)化進程中的發(fā)生深度及其影響因素，以此為城鄉(xiāng)間相對貧困治理提供具體措施，鞏固區(qū)域性脫貧攻堅成果。

1 文獻綜述

1.1 能源貧困研究現(xiàn)狀

能源貧困最初指人們經(jīng)濟上無法負擔(dān)足量的生活能源需求。隨著能源貧困概念的發(fā)展，研究對象從基本的生活能源需求發(fā)展到高質(zhì)量、安全與環(huán)保的生活能源需求，研究維度也從能源支出負擔(dān)的單維視角發(fā)展到包含能源支出負擔(dān)、能源服務(wù)獲取途徑缺失、能源管理能力不足等多維視角[2]。

單維視角下的能源貧困研究側(cè)重于制定能源貧困標準線，大致分為三個層次。第一層次為物質(zhì)貧困，即生活能源消費數(shù)量相對偏低，則可能存在能源貧困。如，Chaudhry & Shafiullah[6]在研究全球能源貧困與文化的相關(guān)關(guān)系時，將生活能源消費數(shù)量四分位的最低分區(qū)作為能源貧困標準線；Ampofo & Mabefam[7]在研究全球能源貧困與宗教信仰的相關(guān)關(guān)系時，直接將電力消費水平作為能源貧困的表征方式之一。第二層次為經(jīng)濟貧困，即生活能源支出的經(jīng)濟負擔(dān)。該層次最盛行的指標為10%標準線，即家庭生活能源消費支出超出家庭總收入的10%時，則存在能源貧困。有學(xué)者將該指標應(yīng)用于日本能源貧困測度，發(fā)現(xiàn)日本能源貧困發(fā)生率從2004 年的4.7%增長至2013 年的8.4%，尤其是2011 年大地震引發(fā)的福島核泄漏事件導(dǎo)致日本能源貧困發(fā)生率迅速增長[8]。然而，10%標準線是基于20 世紀30 年代的英國家庭能源消費狀況所制定，在現(xiàn)階段的適用性已有所折扣。比如，該指標完全忽略了家庭收入的差異性，又極易受到能源價格波動的影響。針對上述不足之處，國內(nèi)外對單維視角下的能源貧困標準線都做出了改進，形成了第三層次的收入貧困，主要包括MIS（minimum income standard）與LIHC（low income/high cost）。運用MIS 指標測度能源貧困時，先計算扣除住房成本與最低收入標準后的凈收入，再將凈收入與能源消費支出相比，當能源消費支出大于凈收入，則存在能源貧困。運用LIHC 指標測度能源貧困時，則包括家庭能源支出、家庭能源支出中值、家庭收入、平均家庭收入等因素，只有超過家庭能源支出中值，且扣除能源支出后的剩余家庭收入小于平均家庭收入的60%才存在能源貧困。有學(xué)者將MIS 指標和LIHC 指標同時應(yīng)用于西班牙的能源貧困測度，發(fā)現(xiàn)MIS 指標和LIHC 指標下的能源貧困發(fā)生率比10%標準線的能源貧困發(fā)生率有所降低[9]。

多維視角下的能源貧困定義已發(fā)展為獲取足量、可靠、安全的能源服務(wù)的能力缺失[10]，其測度指標具備多樣化的發(fā)展特征（表1）。一方面，從最基本的照明、烹飪等生活能源需求，發(fā)展到包含供暖、清洗、出行、教育娛樂等更廣泛的生活能源需求；另一方面，從最基本的生活能源消費量發(fā)展到生活能源消費類型、生活能源獲取能力、生活能源消費能力以及生活能源利用效率。多維能源貧困體現(xiàn)了現(xiàn)代化能源獲取途徑缺失、能源替代性低、能源支出負擔(dān)等能源貧困因素。

表1 多維能源貧困測度指標

綜上所述，單維能源貧困通過能源貧困發(fā)生率揭示能源貧困是否存在，以此測度能源貧困發(fā)生廣度；多維能源貧困通過能源消費數(shù)量偏低程度、現(xiàn)代化能源獲取途徑缺失程度、生活能源消費品質(zhì)及其多樣性不足程度、能源消費效率偏低程度等揭示能源貧困的嚴重程度，以此測度能源貧困發(fā)生深度。雖然現(xiàn)階段能源貧困在全球各國并未形成一致的測度方法，但能源貧困研究范疇正從能源貧困發(fā)生廣度向能源貧困發(fā)生深度升級，尤其是隨著能源貧困研究范疇的擴展，如今當家庭生活能源需求未得到滿足時，便被認為存在能源貧困[11]，這使得能源貧困發(fā)生深度比廣度更值得關(guān)注。然而，目前多維能源貧困主要從區(qū)域間、省際以及國際間測度能源貧困的發(fā)生深度，忽略了城鄉(xiāng)間的能源貧困深度。為此，本文將以城市為參照，從多維能源貧困視角揭示農(nóng)村能源貧困深度，以期為農(nóng)村相對貧困治理提供核心要素與重要抓手。

1.2 城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)相對貧困的影響研究現(xiàn)狀

由于目前缺乏城鎮(zhèn)化對能源貧困影響相關(guān)研究案例，本文重點綜述城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)相對經(jīng)濟貧困的影響。城鄉(xiāng)相對經(jīng)濟貧困主要采用城鄉(xiāng)居民收入差距來表征，具體量化的方法包括泰爾指數(shù)法、恩格爾系數(shù)法、基尼系數(shù)法等。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響根據(jù)研究對象、研究時段等不同而產(chǎn)生了截然不同的研究結(jié)果。

第一，城鎮(zhèn)化發(fā)展會縮小城鄉(xiāng)收入差距。這類研究普遍認為城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中不斷吸引農(nóng)村剩余勞動力，既直接增加了這部分勞動力的收入，也有利于城鎮(zhèn)先進的生產(chǎn)技術(shù)與管理技術(shù)向農(nóng)村傳導(dǎo)，從而提升農(nóng)村勞動生產(chǎn)率，而且城鎮(zhèn)勞動力供給數(shù)量增加也促使城鎮(zhèn)勞動力均衡工資水平下降，最終縮小城鄉(xiāng)收入差距。比如，董洪梅等[20]以2003—2016 年東北地區(qū)34 個地級市為研究對象，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平提升對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用；劉賽紅與朱建[21]以2001—2015 年中國31個省級行政區(qū)為研究對象，同樣發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入差距；相似的研究結(jié)果也出現(xiàn)在1985—2017 年[22]、2000—2014 年[23]、2013—2016 年[24]、2011—2018 年[25]的中國省級面板數(shù)據(jù)中。

第二，城鎮(zhèn)化發(fā)展會擴大城鄉(xiāng)收入差距。這類研究普遍認為大部分進城務(wù)工農(nóng)民缺乏一技之長，難以匹配技術(shù)含量與知識含量較高的崗位，無法獲得穩(wěn)定的勞動收入，這使得進城農(nóng)民一方面失去了務(wù)農(nóng)的經(jīng)營性收入，而工資性收入又遠遠落后于城鎮(zhèn)居民，最終會擴大城鄉(xiāng)收入差距。比如，陶源[26]利用2000—2018 年的中國省級面板數(shù)據(jù)，以工資性收入差距與經(jīng)營性收入差距為研究對象，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展會顯著加劇城鄉(xiāng)收入差距；穆紅梅[27]采用1984—2017 年的中國省級面板數(shù)據(jù)，以城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均總收入的比值表征城鄉(xiāng)居民收入差距，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率增加1%，城鄉(xiāng)收入差距則會增加0.667 9%。

第三，城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響既是非線性的，也是間接的。首先，這類研究認為城鎮(zhèn)化既會對農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)生技術(shù)外溢來縮小城鄉(xiāng)收入差距，也會由于二元經(jīng)濟體制下的偏向效應(yīng)擴大城鄉(xiāng)收入差距，正負效應(yīng)交互作用，最終使城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)非線性相關(guān)。比如，彭定贇和張飛鵬[28]采用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)1978—2016 年間的中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)“U”型關(guān)系；韋朕韜等[29]考慮到進城務(wù)工農(nóng)民的戶籍問題，以常住人口城鎮(zhèn)化率與戶籍人口城鎮(zhèn)化率之差來表征人口半城鎮(zhèn)化率，同樣發(fā)現(xiàn)人口半城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)“U”型關(guān)系。其次，這類研究同樣認為城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系是間接的，城鎮(zhèn)化與多種因素的交互作用或多種因素通過城鎮(zhèn)化的中介作用來影響城鄉(xiāng)收入差距。這些復(fù)雜因素包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、所有制結(jié)構(gòu)、工業(yè)化、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平、金融業(yè)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平等，而這些因素水平及其與城鎮(zhèn)化的交互融合水平都會影響城鄉(xiāng)收入差距[30]。

綜上所述，城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鄉(xiāng)相對貧困的影響具有時空異質(zhì)性，城鎮(zhèn)化發(fā)展既存在縮小城鄉(xiāng)相對貧困的內(nèi)在機制，也存在擴大城鄉(xiāng)相對貧困的內(nèi)在驅(qū)動力，而且城鎮(zhèn)化還會與許多復(fù)雜因素形成對城鄉(xiāng)相對貧困的交互作用。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)貧困的正負作用結(jié)果既在于研究時段與研究對象的選擇，也在于交互因素的組合。因此，異質(zhì)性是未來城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鄉(xiāng)相對貧困影響研究中必須考慮的基本前提。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 變量表征方法

基于多維能源貧困視角，從生活能源消費數(shù)量相對偏低、現(xiàn)代化能源消費份額相對偏低等兩方面體現(xiàn)農(nóng)村能源貧困。計算方法如下：

式中：EP為農(nóng)村能源貧困，無量綱，下角標1、2 分別代表兩個維度的能源貧困，其值大于1 則表示農(nóng)村相對于城鎮(zhèn)存在能源貧困，其值小于1 則表示農(nóng)村相對于城鎮(zhèn)不存在能源貧困，數(shù)值越大表示農(nóng)村能源貧困程度越深。ECQ為人均生活能源消費數(shù)量，噸標準煤/人/年，由煤炭、油品、天然氣、電力、熱力及其他能源合計而成。ECS為現(xiàn)代化能源消費份額，以電力消費量占生活能源消費量的比重來表征，其值越大，表示現(xiàn)代化能源消費份額越大。電力既是現(xiàn)代化能源的重要指示指標，其作為二次能源，電力消費份額也可表示能源消費結(jié)構(gòu)更清潔或更高級。下角標u與r分別表示城鎮(zhèn)與農(nóng)村。

農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)統(tǒng)籌能源生產(chǎn)利用規(guī)劃、能源技術(shù)經(jīng)濟政策、能源科技示范、能源產(chǎn)業(yè)開發(fā)、能源技術(shù)服務(wù)等方面在農(nóng)村地區(qū)的落地實施，具體可從能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、能源利用技術(shù)應(yīng)用、清潔能源替代等方面影響農(nóng)村能源消費。為驗證農(nóng)村能源推廣管理工作對緩解農(nóng)村能源貧困的作用，從以下三方面選取控制變量。

式中：S1、S2、S3分別代表農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員密度、農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員文化水平、農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)基層結(jié)構(gòu)，均為無量綱，其數(shù)值越大，表征推廣機構(gòu)工作力度更大和水平更高；POP為農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員數(shù)量；POR為農(nóng)村常住人口數(shù)量，萬人；POC為農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)中專及以上文化的人員數(shù)量；POD為鄉(xiāng)鎮(zhèn)級農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員數(shù)量。

在上述能源貧困、農(nóng)村能源推廣機構(gòu)水平的基礎(chǔ)上，結(jié)合人口城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟發(fā)展水平等變量，得出本文的變量組成為：被解釋變量：能源貧困（EP1）——因生活能源消費數(shù)量相對不足導(dǎo)致；能源貧困（EP2）——因現(xiàn)代化能源消費份額偏低導(dǎo)致。核心解釋變量：城鎮(zhèn)化率（U）——城鎮(zhèn)常住人口占人口總數(shù)的比重?？刂谱兞浚航?jīng)濟發(fā)展水平（P_GDP）——人均GDP；農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員密度（S1）——每1 萬名農(nóng)村居民所對應(yīng)的能源推廣管理人員數(shù)量，其值越大，表示農(nóng)村居民可獲取的能源服務(wù)潛力更大；農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員文化水平（S2）——中專及以上學(xué)歷的人員占推廣管理人員總數(shù)的比例，其值越大，表示農(nóng)村居民可獲取的能源服務(wù)質(zhì)量更高；農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)基層結(jié)構(gòu)（S3）——鄉(xiāng)鎮(zhèn)級推廣管理機構(gòu)人員數(shù)量占推廣管理人員總數(shù)的比例，其值越大，表示農(nóng)村居民可獲取的能源服務(wù)途徑更便利。

2.2 構(gòu)建面板分位回歸模型

由上述城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鄉(xiāng)相對貧困的影響綜述可知，城鎮(zhèn)化是影響城鄉(xiāng)相對貧困的關(guān)鍵因素，但這種影響隨著城鄉(xiāng)相對貧困程度不同而不同，具有時空異質(zhì)性。為此，本文采用固定效應(yīng)面板分位回歸模型，分析城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村能源貧困的影響，其基本表達式如下。

式中：EPit為第i個個體在第t時期被解釋變量（能源貧困）的觀測值；Uit為第i個個體在第t時期核心解釋變量（城鎮(zhèn)化率）的觀測值；Xit為第i個個體在第t時期控制變量（人均GDP、農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)情況）的觀測值；τ為分位點；αi為不依賴于分位數(shù)值且不被其他變量控制的個體之間的差異；μit為隨機誤差；β1、β2為核心解釋變量與控制變量的系數(shù)，隨著分位點不同而不同。

2.3 數(shù)據(jù)來源

以2005—2018 年的全國30 個省級行政區(qū)（不含西藏及港澳臺地區(qū)）組成面板數(shù)據(jù)。（1）城鎮(zhèn)與農(nóng)村生活能源消費數(shù)據(jù)以省級為單位，來源于各省份的《能源平衡表（實物表）》；（2）各省份城鎮(zhèn)化率、常住人口總數(shù)、人均GDP 等數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，并據(jù)此核算各省份城鎮(zhèn)常住人口、農(nóng)村常住人口；（3）結(jié)合（1）與（2），核算城鎮(zhèn)與農(nóng)村的人均生活能源消費數(shù)量、生活能源消費結(jié)構(gòu)，并以城鎮(zhèn)為參照，進一步獲取農(nóng)村能源貧困數(shù)據(jù)；（4）農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》，并結(jié)合（2）核算農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員密度、人員文化水平、基層結(jié)構(gòu)。以上數(shù)據(jù)查找過程結(jié)合了年鑒查詢與“CNKI 中國經(jīng)濟社會大數(shù)據(jù)研究平臺”，某地區(qū)在某年份的數(shù)據(jù)缺失將根據(jù)相鄰年份數(shù)據(jù)發(fā)展趨勢進行插值。各變量的描述性統(tǒng)計如表2 所示。

表2 變量數(shù)值的描述性統(tǒng)計

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)村能源貧困測度結(jié)果

如表3 所示，取2005—2018 年各省份的農(nóng)村能源貧困均值，將農(nóng)村能源貧困程度分為無、輕微、中等、嚴重等4 個等級。針對EP1，北京等7 個省份不存在農(nóng)村能源貧困，湖南等15 個省份的農(nóng)村能源貧困程度相對輕微，內(nèi)蒙古等5 個省份的農(nóng)村能源貧困程度為中等，而陜西等3 個省份的農(nóng)村能源貧困程度相對嚴重。針對EP2，黑龍江等17 個省份不存在農(nóng)村能源貧困，四川等11 個省份的農(nóng)村能源貧困程度相對輕微，貴州的農(nóng)村能源貧困程度為中等，上海的農(nóng)村能源貧困程度相對嚴重。30 個省份的農(nóng)村能源貧困程度從無上升至嚴重的四個等級中，消費數(shù)量維度的能源貧困組成比例分別為23.3%、50%、16.7%、10%，而在消費結(jié)構(gòu)維度的組成比例分別為56.7%、36.7%、3.3%、3.3%?？梢钥闯觯M數(shù)量維度的農(nóng)村能源貧困比消費結(jié)構(gòu)維度的農(nóng)村能源貧困的分布范圍更廣以及貧困程度也更深。

表3 農(nóng)村能源貧困分布等級

綜合消費數(shù)量維度與消費結(jié)構(gòu)維度的農(nóng)村能源貧困空間分布，北京、浙江、廣東、江蘇、河北5 個省份不存在農(nóng)村能源貧困；湖南、江西、山西、重慶、甘肅、湖北、云南、寧夏、四川9 個省份的農(nóng)村能源貧困程度皆為輕微；其余省份的農(nóng)村能源貧困程度等級在兩個維度上表現(xiàn)不一致?？梢?，城鎮(zhèn)化率處于高位的地區(qū)在消費數(shù)量維度的農(nóng)村能源貧困一般相對較低，而消費結(jié)構(gòu)維度的農(nóng)村能源貧困在城鎮(zhèn)化率處于高位、低位的地區(qū)均出現(xiàn)了較高值，這說明農(nóng)村能源貧困程度與城鎮(zhèn)化率的關(guān)系尚不明朗，存在較大的空間異質(zhì)性。

3.2 城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村能源貧困的影響

先對所有變量開展平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)EP2、城鎮(zhèn)化率（U）與經(jīng)濟發(fā)展水平（人均GDP）不平穩(wěn)，對擴大1 000 倍后的城鎮(zhèn)化率、EP2以及人均GDP 取自然對數(shù)后，所有變量均經(jīng)過了平穩(wěn)性檢驗。再分別針對EP1、EP2，在0.1、0.25、0.5、0.75、0.9 等5 個分位點條件下開展面板分位回歸，回歸結(jié)果如表4 和表5 所示。

表4 城鎮(zhèn)化率對農(nóng)村能源貧困（EP1）的影響結(jié)果

表5 城鎮(zhèn)化率對農(nóng)村能源貧困（EP2）的影響結(jié)果

城鎮(zhèn)化率對EP1的影響具有空間異質(zhì)性，在低分位下，城鎮(zhèn)化率對EP1具有顯著的負向影響；在中高分位下，城鎮(zhèn)化率對EP1具有顯著的正向影響。隨著EP1下降，城鎮(zhèn)化率對其的正向影響逐漸弱化，而負向影響逐漸強化。經(jīng)濟發(fā)展水平對EP1具有顯著的負向影響，且該負向影響隨著EP1下降而逐漸弱化。農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)情況對EP1的影響具有異質(zhì)性，在所有分位點條件下，機構(gòu)人員密度對其呈顯著的正向影響，機構(gòu)基層結(jié)構(gòu)對其呈顯著的負向影響，機構(gòu)人員文化水平對其呈顯著的正負影響。隨著EP1下降，機構(gòu)人員密度對其的正向影響逐漸弱化；機構(gòu)人員文化水平對其從正向影響過渡至負向影響，且正向影響呈弱化趨勢；機構(gòu)基層結(jié)構(gòu)對其的負向影響呈波動弱化趨勢。

城鎮(zhèn)化率對EP2的影響也具有空間異質(zhì)性，只有在最高分位條件下才對EP2產(chǎn)生顯著的正向影響，其他分位條件下均產(chǎn)生顯著的負向影響。隨著EP2下降，城鎮(zhèn)化率對其的正向影響逐漸弱化，而負向影響逐漸強化。經(jīng)濟發(fā)展水平在低分位與中分位條件下對EP2產(chǎn)生顯著的正向影響，而在高分位條件下產(chǎn)生顯著的負向影響。隨著EP2下降，經(jīng)濟發(fā)展水平對其的負向影響逐漸弱化，而正向影響逐漸強化。農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)情況對EP2的影響具有巨大的空間異質(zhì)性且影響系數(shù)呈波動變化趨勢。農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員密度只有在最高分位條件下才對EP2產(chǎn)生顯著的負向影響，而農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)人員文化水平、農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)基層結(jié)構(gòu)則只有在低分位和中分位條件下才對EP2產(chǎn)生顯著的負向影響。

城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村能源貧困存在顯著的空間異質(zhì)性影響。隨著農(nóng)村能源貧困程度下降，城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村能源貧困的負向影響呈強化趨勢，農(nóng)村能源貧困程度越輕微的地區(qū)（如表3 所示，下同），提高城鎮(zhèn)化率對降低城鄉(xiāng)能源貧困差距的效果越明顯，但在農(nóng)村能源貧困程度越嚴重的地區(qū)，提高城鎮(zhèn)化率反而會加劇城鄉(xiāng)能源貧困差距。同時，相比于消費數(shù)量維度的農(nóng)村能源貧困（EP1），城鎮(zhèn)化發(fā)展對消費結(jié)構(gòu)維度的農(nóng)村能源貧困（EP2）的緩解效應(yīng)更廣泛。

經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村能源貧困也存在顯著的空間異質(zhì)性影響。隨著農(nóng)村能源貧困程度加重，經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)村能源貧困的負向影響呈強化趨勢，農(nóng)村能源貧困越嚴重的地區(qū)，提升經(jīng)濟發(fā)展水平對降低城鄉(xiāng)能源貧困差距的效果越明顯。同時，相比于消費結(jié)構(gòu)維度的農(nóng)村能源貧困（EP2），經(jīng)濟發(fā)展對消費數(shù)量維度的農(nóng)村能源貧困（EP1）的緩解效應(yīng)更廣泛。

農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)情況對農(nóng)村能源貧困既存在顯著的空間異質(zhì)性影響，其內(nèi)部也存在顯著的因素異質(zhì)性。隨著農(nóng)村能源貧困程度下降，農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)情況對農(nóng)村能源貧困整體從正向影響向負向影響過渡，這說明農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)未在城鄉(xiāng)能源貧困差距較大的地區(qū)發(fā)揮緩解效應(yīng)。同時，農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)情況的三因素中，基層結(jié)構(gòu)因素對農(nóng)村能源貧困的緩解效應(yīng)最顯著，管理機構(gòu)人員文化水平因素次之，而管理機構(gòu)人員密度尚未起到緩解農(nóng)村能源貧困的作用。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

通過面板分組回歸來驗證城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村能源貧困相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性。與面板分位回歸將被解釋變量（能源貧困）進行分位不同，面板分組回歸是將核心解釋變量（城鎮(zhèn)化率）進行分位?；诰垲惙治鰧⑷珖?0 個省份分成三組，第一組為高度城鎮(zhèn)化地區(qū)，包括北京、上海、天津3個省份；第二組為中度城鎮(zhèn)化地區(qū)，包括山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、福建、山東、湖北、廣東、海南、重慶、寧夏14 個省份；第三組為低度城鎮(zhèn)化地區(qū)，為剩余13 個省份。面板分組回歸結(jié)果見表6。

表6 城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村能源貧困（EP2）的面板分組回歸結(jié)果

首先，所有分組條件下的城鎮(zhèn)化率與EP2均達到了顯著性相關(guān)關(guān)系，這驗證了面板分位回歸中城鎮(zhèn)化率與EP2顯著性相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性。其次，高度城鎮(zhèn)化地區(qū)的城鎮(zhèn)化率對EP2產(chǎn)生顯著的負向影響，中度與低度城鎮(zhèn)化地區(qū)的城鎮(zhèn)化率對EP2產(chǎn)生顯著的正向影響，且隨著城鎮(zhèn)化率的增長，城鎮(zhèn)化率對EP2的正向影響成弱化趨勢，逐年從正向影響過渡至負向影響，這驗證了城鎮(zhèn)化率對EP2的空間異質(zhì)性影響。

為進一步驗證城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村能源貧困的面板分組回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，將消費結(jié)構(gòu)維度農(nóng)村能源貧困（EP2）變換表征方式，以煤炭消費份額替代電力消費份額，使得EP2從現(xiàn)代化與清潔能源消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換成傳統(tǒng)與非清潔能源消費結(jié)構(gòu)的EP3。再次進行面板分組回歸，結(jié)果如表7 所示。

表7 城鎮(zhèn)化率與傳統(tǒng)能源消費結(jié)構(gòu)（EP3）的面板分組回歸結(jié)果

首先，所有分組條件下的城鎮(zhèn)化率均與EP3達到了顯著性相關(guān)關(guān)系，這驗證了面板分組回歸中城鎮(zhèn)化率與EP2的顯著性相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性。其次，高度城鎮(zhèn)化地區(qū)的城鎮(zhèn)化率對EP3產(chǎn)生顯著的正向影響，中度與低度城鎮(zhèn)化地區(qū)的城鎮(zhèn)化率對EP3產(chǎn)生顯著的負向影響，且隨著城鎮(zhèn)化率增長，城鎮(zhèn)化率對EP3的負向影響成弱化趨勢，逐年從負向影響過渡至正向影響。EP3作為EP2的對立面，面板分組結(jié)果也剛好成對立趨勢，這驗證了城鎮(zhèn)化率對EP2的面板分組回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與啟示

城鄉(xiāng)能源貧困差距視角下，我國絕大多數(shù)省份存在不同程度與不同維度的農(nóng)村能源貧困，其中消費數(shù)量維度下的農(nóng)村能源貧困比消費結(jié)構(gòu)維度下的農(nóng)村能源貧困分布更廣且程度更深，消費數(shù)量維度下農(nóng)村能源貧困應(yīng)是未來農(nóng)村能源貧困治理的重點目標。

城鎮(zhèn)化發(fā)展水平與經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村能源貧困均存在顯著的空間異質(zhì)性影響。隨著農(nóng)村能源貧困程度下降，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對農(nóng)村能源貧困的負向影響呈強化趨勢，而經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村能源貧困的負向影響呈弱化趨勢。針對農(nóng)村能源貧困程度較為嚴重的地區(qū)，如新疆、貴州等，其農(nóng)村能源貧困治理政策的制定應(yīng)重點圍繞當?shù)爻青l(xiāng)整體經(jīng)濟發(fā)展水平的提升。針對農(nóng)村能源貧困程度較為輕微的地區(qū)，如湖南、四川等，其農(nóng)村能源貧困治理政策的制定應(yīng)重點圍繞當?shù)爻擎?zhèn)化水平的提升。

農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)情況對農(nóng)村能源貧困的影響存在顯著的因素異質(zhì)性。基層結(jié)構(gòu)因素對農(nóng)村能源貧困的緩解效應(yīng)最顯著，管理機構(gòu)人員文化水平因素次之，而管理機構(gòu)人員密度尚未起到緩解農(nóng)村能源貧困的作用。為更有效治理農(nóng)村能源貧困，未來農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)應(yīng)避免單純擴張管理機構(gòu)數(shù)量與人員數(shù)量，應(yīng)加強農(nóng)村能源推廣管理機構(gòu)的基層結(jié)構(gòu)建設(shè)，如擴大鄉(xiāng)鎮(zhèn)及以下級別機構(gòu)的人員編制數(shù)量、為鄉(xiāng)鎮(zhèn)及以下級別機構(gòu)人員提供更多培訓(xùn)與再教育機會等。