能源消費總量控制政策對產業結構調整的門限效應及現實影響

劉冰　孫華臣

摘要 本文采用動態面板門限模型分析能源消費對產業結構調整的門限效應，在此基礎上以京津冀魯為例模擬控制煤炭消費總量對產業結構的動態影響。研究發現：在經濟發展的不同階段，能源消費對產業結構調整的影響存在單門限效應，且這種效應會發生由負向到正向的趨向性變化。如果不考慮技術進步和能源消費結構變化的影響，實施能源消費總量控制政策，短期內不利于產業結構高級化；考慮技術沖擊和能源消費結構變化，會有利于促進產業結構高級化，但能源消費結構調整會弱化技術進步帶來的正向沖擊。

關鍵詞 能源消費總量控制；產業結構高級化；動態面板門限模型；數值模擬

中圖分類號 F062.9 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2015）11-0075-07

BP世界能源統計數據顯示：2010年，我國能源消費總量占全球能源消費總量比例達20.3%，首次超過美國，躍居世界第一。并且，能源對外依存度越來越高，據卓創資訊數據顯示，2013年我國石油進口依存度達到57.39%，天然氣對外依存度上漲至30.5%，較2012年均有明顯上升，能源供給的壓力不斷增大。此外，以霧霾頻發為典型特征的生態環境惡化，也與偏高的能源消費總量以及不盡合理的能源消費結構密切相關。為應對能源消費總量的剛性增長和資源環境約束不斷趨緊的壓力，國家“十二五”規劃明確提出“單位GDP能耗降低”和“單位GDP二氧化碳排放降低”兩大目標，并作為約束性指標納入各地經濟社會發展綜合評價和績效考核。在節能減排考核壓力和一票否決的考核評價機制下，地方政府紛紛對企業“拉閘限電”，扭曲了政策初衷[1]。新一屆政府進一步硬化節能減排考核，并試點實施能源消費總量控制政策，倒逼經濟發展方式轉變和產業結構優化升級。實施能源消費總量控制政策標志著我國能源戰略從保供給為主，向控制能源需求轉變，這必將對我國經濟社會發展，特別是產業結構調整產生重大影響[2]。在經濟發展進入新常態的大邏輯、大背景下，深入研究能源消費總量控制政策對產業結構調整的影響，對促進轉方式、調結構，打造經濟升級版具有重要的理論和現實意義。

學者們對能源消費總量與產業結構的關系進行了研究。從已有研究成果看，主要集中于產業結構調整對能源消費的影響，包括對能源消費總量和能源使用效率的影響兩個方面。研究發現，產業結構調整有利于減少能源消費總量，并且有利于提高能源消費利用效率，降低能源消費強度。如張意翔和孫涵[3]檢驗了能源消費與產業結構重型化之間的短期波動和長期均衡關系，認為產業結構重型化的形成和發展對我國能源消費具有正向促進作用，間接證實產業結構優化將會減少能源消費。FisherVanden et al.[4]對1997-1999年間中國2 500個大中型能源密集型企業進行研究，得出產業結構調整有利于中國能源消費強度下降的結論。劉佳駿等[5]從空間視角分析了產業結構變動對區域能源效率的影響，發現合理的產業結構對能源效率提高貢獻較大。

采用雙重差分、傾向得分匹配等政策評價工具評估能源消費總量控制的結構效應是行之有效的研究方法。然而，由于能源消費總量控制試點地區較少、時間較短，不能為政策效果評估提供相對可靠的條件。因此，本文的研究思路更大程度上是分析能源消費規模與產業結構之間的相關關系，未能在反事實分析框架下做出能源消費總量控制對產業結構調整影響的因果推斷，但仍是基于現實背景下一種新穎的嘗試。具體的問題是，控制能源消費總量會對產業結構調整帶來什么樣的影響，這種影響與經濟發展階段和能源消費規模變化有什么樣的關系，技術進步和能源結構調整會給這種影響帶來什么樣的沖擊。鑒于煤炭是我國的主要能源，能源消費總量控制的重點應是煤炭消費總量控制。于是，在黨的十八大明確實施能源消費總量控制政策后，選擇京津冀魯地區進行煤炭消費總量控制政策試點，能源消費總量控制與煤炭消費總量控制是內在統一的。

本文采用Kremer et al.[6]改進的動態面板門限模型，分析能源消費對產業結構調整的門限效應。進一步的，利用數值模擬技術刻畫京津冀魯這四個地區試點煤炭消費總量控制政策對產業結構調整的現實影響。

1.1 研究假設

能源消費與經濟增長密切相關，同時與產業結構存在深層次的內在聯系[7]。研究能源消費與產業結構調整的關系，無論是基于經濟發展階段，還是基于能源消費規模，其影響效應應該符合非線性邏輯。在經濟發展的不同階段，能源消費規模和能源消費結構均會發生顯著變化，隨著經濟發展動力由要素驅動、投資驅動向創新驅動、財富驅動轉變，能源消費需求應該會經歷一個先上升后下降的過程。具體而言，當經濟處于初級發展階段時，此時的能源消費著力點在于推動工業化進程，不利于產業結構的高級化（本文借鑒干春暉等[8]的做法，采用第三產業與第二產業產值之比（TS）作為產業結構高級化的度量指標）；當經濟處于高級發展階段時，能源消費是伴隨著科技進步和新能源的廣泛利用，經濟增長的重心由工業向服務業轉移，能源消費推動產業結構高級化進程。據此，提出以下假設：

假設1：在經濟發展的不同階段，能源消費對產業結構調整的影響存在門限效應，且這種效應會發生由負向到正向的結構性變化。

對能源消費規模而言，其對產業結構調整的影響也是非線性的。當能源消費總量較低時，能源消費要素的作用無關緊要，產業結構調整會自然的沿農業-工業-服務業路線演進，能源消費會提升經濟規模從而會促進向服務型經濟轉變；當能源消費總量較大時，能源的高消耗往往對應著粗放型經濟發展方式，很明顯此時的能源消費不利于產業結構優化。據此，提出以下假設：

假設2：依賴于不同的能源消費規模，能源消費對產業結構調整仍存在非線性影響，但此時的門限效應變化與研究假設1相反。

事實上能源消費總量控制政策的實質性影響尚未真正顯現。這主要是因為在保持經濟穩定增長的前提下，通過能源消費總量控制倒逼產業結構調整，需要經歷一個相對長期的過程。但隨著創新驅動發展戰略和新能源發展戰略的深化，技術進步和新能源替代的疊加效應將內化于能源消費總量控制過程，最終會促進產業結構優化。據此，提出以下假設：

假設3：單純的能源消費總量控制對產業結構調整的短期效應不明顯，但考慮到技術進步和新能源替代的疊加影響，能源消費總量控制政策會有效的促進產業結構調整。

1.2 模型及變量

Hansen[9]將Tong[10]提出的門限模型拓展到面板數據框架下，首次提出了非動態面板門限模型。在此基礎上，為了能夠考察經濟變量之間的長期關系，TsungWu[11]首次將門限模型擴展為動態面板數據模型中，將Hsiao et al.[12]提出的動態面板估計方法和Hansen[9]提出的方法相結合，對動態門限模型進行估計。然而在傳統的門限模型中，均假定變量為外生變量[13]，這就使得模型在實際應用中存在一定的障礙，同時對于動態門限模型的應用產生限制。Caner & Hansen[14]提出了門限模型的工具變量估計方法，該方法不僅可以很好的解決內生性的問題，同時對于動態門限模型的應用起到了積極的推進作用。Kremer et al.[6]在Caner & Hansen[14]的基礎上利用面板數據對動態門限模型進行改進，同時解決了內生性問題。設模型形式為：

yit=μi+yit-1+β′1zitI（qit≤γ）+β′2zitI（qit>γ）+εit

其中，εit～iid（0，σ2），yit為被解釋變量，zit為解釋變量，可能包括內生變量，也可能包括外生變量，可將zit劃分為z1it和z2it兩部分，其中z1it是外生變量，與隨機擾動項不相關，z2it為內生變量，與隨機擾動項相關。

上式中，被解釋變量本文采用產業結構高級化衡量產業結構優化。產業結構優化的度量主要包括兩個維度：一個是產業結構高級化，另一個是合理化。相比較而言，產業結構高級化更能反映產業結構優化演進的特征。現階段，我國產業結構升級的典型特征是“經濟結構服務化”，第三產業與第二產業相對比重更適合度量現階段我國產業結構高級化的主要特征。因此，本文借鑒干春暉等[8]的做法，采用第三產業與第二產業產值之比（TS）作為產業結構高級化的度量指標，其計算依據各省三次產業結構、三次產業就業結構數據。

根據研究問題，本文門限變量主要有兩個：一是反映經濟發展階段的人均GDP，為精確GDP和人均GDP均按2012年價格進行平減；二是反映能源消費規模的能源消費總量。影響產業結構的因素是多方面的，既有宏觀層面也有微觀層面的因素?？v觀已有文獻，選取的解釋變量主要集中在創新變量、對外開放變量、結構變量等。在此基礎上，本文選取的解釋變量主要有對外依存度、科技進步、資源稟賦和能源消費結構等。對外依存度是衡量開放水平的重要指標，開放水平越高，越有利于我國承接發達國家的產業轉移，同時有利于促進跨境電子商務、服務貿易等發展，其對產業結構高級化的影響需要綜合評判。達成共識的是，科技進步是促進產業結構高級化的重要因素，其影響渠道主要包括技術和人才兩個方面，技術和人才紅利最終將轉化為產業發展紅利，提升產業發展的質量和效益。資源稟賦、能源消費結構與產業結構是內在統一的，很大程度上一地區的資源稟賦和能源消費結構決定了該地區的主導產業，進而影響著本地區的產業結構。比如，煤炭、石油資源豐富的地區，往往煤炭開采加工、石油化工等產業比較發達。

對外依存度以進出口貿易總額與GDP之比計算，其中進出口貿易總額按當年人民幣兌美元平均匯價進行了折算?？萍歼M步指標借鑒Lesage et al[15]的做法，以專利授權數代表該地區的知識儲備予以衡量。資源稟賦指標采用一次能源生產量占全國能源生產量比重指標，能源消費總量與年鑒統計口徑一致。能源消費結構以煤炭能源消費占能源消費總量比重指標表示，由于統計年鑒中該指標缺失度較高，因此通過歷年《中國能源統計年鑒》中地區煤炭能源消費實物量估算各地區煤炭能源消費量（煤炭能源消費量的主要構成是原煤，因此按原煤的折標準煤系數（0.714 3標準煤/kg）將煤炭消費實物量進行折標）。由于青海和西藏兩省數據缺失較多，上海和湖南能源生產量數據因統計口徑的原因缺失嚴重，故剔除上述四地的樣本，重慶與四川的數據進行合并處理，最后樣本地區為26個。綜合考慮數據的完整程度，確定樣本時間跨度為1987-2012年。變量的描述性統計見表1。

2 模型的計量分析

為了保證變量的平穩性，我們將上述門限變量取自然對數，然后對門限變量的平穩性進行檢驗。通過LLC檢驗發現，兩個門限變量在1%的顯著性水平均為平穩過程，符合門限模型的估計要求。傳統的非動態面板回歸模型沒有考慮解釋變量的內生性問題，假定解釋變量為外生變量，會導致模型估計產生偏誤?？紤]到地區資源稟賦一方面決定了當地會依賴現有資源發展產業，直接影響產業結構，如山西省煤炭資源豐富，煤炭業是其支柱產業；另一方面，儲量相對豐富的能源會成為地區能源消費的首選，如煤炭在山西能源消費總量中的占比高達90%。因此，資源稟賦具有較強的內生性。本文采用資源稟賦的滯后期作為工具變量對模型中存在的內生性予以修正。在現實經濟環境中，產業結構調整是一個連續、動態的過程，單純采用非動態門限模型不足以刻畫產業結構優化升級的非線性路徑。因此，將資源稟賦的滯后二期作為工具變量引入到動態門限模型中，回歸結果如表2所示。

從表2中可以看出，當人均GDP作為門限變量時，能源消費對產業結構高級化的門限效應通過了顯著性檢驗，人均GDP的門限值為13 795元。當門限值小于13 795元時，能源消費對產業結構高級化的門限效應為-0.006 8，當門限值大于13 795元時，能源消費對產業結構高級化的門限效應為0.014 9，即隨著經濟發展由初級階段向高級階段演進，能源消費對產業結構調整的影響存在門限效應，且這種效應會發生由負向到正向的趨向性變化，支持了研究假設1。本文測算出的人均GDP門限值是所有地區的平均值，未能反映出地區間經濟發展階段的差異。這與選取方法本身有關，但不影響目前所有地區均已跨越經濟發展門限的判斷。當能源消費總量作為門限變量時，能源消費對產業結構高級化的門限效應出現與假設相同的結果，具有較強的趨向性變化，但未通過顯著性檢驗。

3 對京津冀魯四地的考察：模擬與校準

國家明確京津冀魯試點煤炭消費總量控制政策，為估算能源消費總量控制對產業結構調整的具體影響提供了良好契機。根據京津冀及周邊地區《落實大氣污染防治行動計劃實施細則》要求，到2017年底四地共壓減煤炭消費總量8 300萬t，各地凈削減量分別為北京市1 300萬t、天津市1 000萬t、河北省4 000萬t、山東省2 000萬t。國家《2014年能源工作指導意見》也明確要求，2014年京津冀魯分別削減原煤消費300萬t、200萬t、800萬t和400萬t，合計1 700萬t。因此，我們根據2017年底的總目標以及2014年的具體目標，對京津冀魯四地從2013年至2017年的削減計劃予以分解，并依據是否考慮技術進步和能源消費結構調整，分類預測能源消費總量控制政策對產業結構調整的影響。

數值模擬的依據是表2求解的以人均GDP作為門限變量的動態面板門限方程。模擬過程中，區分出變量與不變量，綜合各變量2013至2017年的實際變化和各自的系數差異，求解出2013年各地區的產業結構高級化水平。校準是建立在數值模擬的基礎上，其依據是2013年產業結構高級化的實際值和模擬值的差值。具體而言，2014至2017年產業結構高級化的具體值為各年度各地區產業結構高級化的模擬值±2013年兩者的差值（若低估則為+，高估為-）。

3.1 不考慮技術進步和能源消費結構變化

表3列示了不考慮技術進步和新能源替代情況下，京津冀魯四地能源消費總量控制對產業結構高級化的影響。結合總體煤炭削減計劃，我們假定北京2013年削減100萬t，2014至2017年每年削減300萬t；天津、河北、山東每年分別削減200，800，400萬t。根據表2動態面板門限模型回歸結果，煤炭消費總量下降比例乘以回歸系數β^2即得到煤炭消費總量控制對產業結構高級化的具體影響。從表3顯示數據看，實施能源消費總量控制政策，短期內不利于產業結構高級化，還將產生負向影響，落實到京津冀魯四地到2017年影響程度分別為-0.192 8，-0.129 7，-0.140 7，-0.056 5。說明在現有技術水平和能源結構條件下，能源消費總量控制政策產生的產業結構調整倒逼機制短期內不會顯現。我們必須正視這一問題，采取措施加速能源消費總量控制政策倒逼效應的顯現。

3.2 考慮技術進步和能源消費結構變化

事實上，技術進步和能源結構調整都會對產業結構調整產生影響，從表2科技進步和能源消費結構等變量的系數符號也反映出相關變量對產業結構高級化的影響。同時需進一步考慮國家實施的創新驅動戰略、新能源戰略與剛剛起步的能源消費總量控制政策交叉作用對產業轉型升級的影響。

具體方法為：計算研究區間內京津冀魯四地科技進步平均增長率，結合各地科技發展目標，將科技進步平均增長率上下浮動2個百分點，分為三種情況進行模擬。圖1、2的三維坐標軸分別表示年度區間、能源消費量變化及產業結構高級化水平，反映出從2012年至2017年京津冀魯四地受科技進步沖擊后能源消費總量變化對產業結構高級化的影響。

與表3的結果相比，科技進步對產業結構高級化產生了明顯的正向沖擊，產業結構高級化變動由負向轉為正向。這說明科技進步可以彌補能源消費總量下降產生的負面影響。

具體到地區而言，2013年北京產業結構高級化模擬值為3.56，根據《北京市2013年國民經濟和社會發展統計公報》公布數據，測算其產業結構高級化實際值為3.443 4，高估3.39%，在可接受的誤差范圍內，而天津、河北、山東三地模擬值與實際值相差較大，導致模擬值的可信度大大降低。為此，我們查閱了2013年京津冀魯四地的《國民經濟和社會發展統計公報》，計算了其產業結構高級化實際值，并以此為基準予以校準，同時結合各地新能源發展目標及能源消費結構調整目標，考慮能源消費結構變動的影響。校準后的能源消費總量控制與產業結構高級化關系如圖2所示。校準后發現，京津冀魯四地產業結構高級化變動范圍在合理的區間內，北京的產業結構高級化水平保持穩定，天津微幅上升，河北、山東產業結構高級化演進趨勢相對明顯。這種表現態勢與上述四地產業結構差異有很大的關系。目前，北京市產業結構已進入服務業主導階段，天津正處于服務業加快趕超工業的階段，河北、山東仍處于以工業為主導加快服務業發展階段。

從圖2可以看出，在考慮技術進步正向沖擊的基礎上，加入能源消費結構調整因素，產業結構高級化演進曲線變得相對平坦，說明能源消費結構調整弱化了技術進步帶來的正向沖擊。我國能源的消費結構以煤炭為主，能源消費結構調整剛性特征較為明顯，雖然各地提出了明確的新能源發展目標，降低煤炭占比的過程相對緩慢，再加上產業結構調整慢于能源消費結構調整，使得能源消費結構調整短期內沒能促進產業結構調整。但長期來看，新能源在能源消費中的比重將進一步提高，其替代效應會逐漸顯現，在技術進步的正向沖擊和新能源替代的雙重作用下，能源消費總量控制政策能夠倒逼產業結構調整，這同時驗證了研究假設3提出的觀點。

4 結論與政策建議

本文選擇經濟發展階段和能源消費總量作為門限變量，采用動態面板門限模型分析能源消費對產業結構調整的門限效應，在此基礎上以京津冀魯為例模擬控制煤炭消費總量對產業結構調整的動態影響。研究發現：當人均GDP和能源消費量分別作為門限變量時，能源消費對產業結構調整存在單門限效應，其中，人均GDP變量通過95%置信區間的顯著性檢驗，能源消費總量變量未通過95%置信區間的顯著性檢驗。對于經濟發展的不同階段，能源消費對產業結構調整的門限效應會發生由負向到正向的趨向性變化。具體而言，當人均GDP小于13 795元時，能源消費量變動1%，產業結構高級化水平變動-0.006 8；當人均GDP大于13 795元時，能源消費量變動1%，產業結構高級化水平變動0.014 9。