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中国工业部门能源反弹效应研究


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# 数量经济技术经济研究? 2010 年第 11 期

中国工业部门能源反弹效应研究
国 涓
1、 2

郭崇慧

1





2

( 1 大连理工大学系统工程研究所; 2 东

北财经大学经济计量分析与预测研究中心)
摘要! 本文以超越对数成本函数为基础, 通过在能源要素份额方程中增加能 源价格的非对称影响约束, 将 M ES 模型与能源价格非对称影响结合起来, 建立了 测算能源消费反弹效应的理论分析框架, 并运用该框架和中国工业部门的能源、经 济时间序列数据, 测算了中国工业部门能源消费的反弹效应。实证研究发现, 中国 工业部门的反弹效应为 39 48% , 虽然高于发达国家的水平, 但是工业部门能源效 率的提高整体呈现出能源节约的特征。 关键词 反弹效应 F 206 替代效应 价格分解 A 能源 中图分类号 文献标识码

Estimating the Rebound Effect in China Industrial Sector Energy Consumption
Abstract: Based o n a generalized t ranslog cost funct ion and considered asym me t ry impact o f energ y price in the equat ion of ener gy shar e, t his study set s up t he theoret ical analysis f ramewo rk o f est imat ing r ebound ef f ect o f energ y consumpt ion by co mbining t he M ES and asymm et ry im pact of energ y price, and f irst ly est imat es the rebound eff ect o f energ y co nsum pt ion of China indust rial sect or using t ime se r ies dat a When allow ing fo r asy mmet ric price eff ect s t he rebound eff ect is f ound t o be appro ximat ely 39 48% f or t he China indust rial sect or, higher t han t he level of developed count ries, but t he indust rial sect o r energy ef f iciency improvement s as a w ho le has show n energy saving feat ures Key words: Rebound Ef fect ; Subst it ut io n Ef fect; Price Deco mposit ion; Energ y

一、问题的提出 反弹效应 ( Rebound Ef fect ) 是能源经济学中的一个重要命题, 反弹效应的大小可以作 为检验技术进步与其他能效调控手段配合效果的指标, 对其进行研究具有十分重要的意义。
本文得到国家自然科学基金青年项目 ( 项目号: 70901016) 、国家 社科基金项目 ( 项 目号: 05BJY 013) 、辽宁 省 创新团队项目 ( 项目号: 2007T 050) 的资助。

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在过去几十年中, 对反弹效应的性质及其重要性, 研究的主要问题是关于能源效率的提高能 否使能源需 求真正 地下 降。在能 源经济 文献 中, 最先 涉及 反弹效 应研 究的 是 Khazzoo m ( 1980) 。他首次指出能源效率提高不一定会导致能源需求下降, 而且可能会导致能源服务的 增加, 从而使能源消费的实际减少与单位能源服务所消耗能源的 减少并不是同比例变化。 Bro okes ( 1992、2000) 认为能源效率提高会导致经济增长, 经济增长反过来会使能源消费 增加, 这就是著名的 Khazzoom Br ookes 假说。 在 Khazzoom 之 后 许多 学 者 对反 弹 效 应的 经 济 机 制 进行 了 广 泛 讨 论。Greening 等 ( 2000) 在对一些实证研究进行对比、归纳分析之后得出以下结论: 反弹效应大小随实证分 析所采用方法和数据的不同而变化, 在消费部门 ( 主要是生活耗能和交通运输耗能) , 其跨 度从 0~ 50% 不等。Saunders 和 Khazzo om ( 1992) 、Saunder s ( 2000) 指出, Khazzo om 研 究的是单个能源服务的情形, 忽略了多种能源服务之间替代的可能性。他根据新古典经济增 长理论中的 C D ( 柯布 道格拉斯) 和 CES ( 不变替代效应) 生产函数, 来验证多种能源服 务存在时的 Khazzoom Brookes 假说, 发现当能源容易替代其他生产要素时, 反弹效应会提 高。Saunders 还认为能源效率的提高不仅减少能源的有效成本, 更多的是加快了经济增长 速度, 其他要素 ( 资本和劳动) 的效率增加也会增加能源消费。Ber khout 等 ( 2000) 对荷 兰的分析结果是历年反弹效应的跨度为 0~ 30% 不等, 他们认为, 技术进步确实减少了能源 消费, 但是, 节约的部分在一定程度上被由于价格下降等原因增加对能源服务的需求而抵消 了。Birol 和 Keppler ( 2000) 的研究提出, 技术进步无疑是降低能源强度、提高能源效率的 有效手段, 但因为同时也刺激了经济的增长而产生反弹效应, 因此, 充分利用价格手段调节 能源与其他要素的替代性, 促使消费者更多地选择其他要素而非能源, 才能真正实现能源的 节约。Bent zen ( 2004) 采用时间序列数据估计了美国制造业部门能源消费的反弹效应, 他 认为, 反弹效应与要素价格弹性及替代弹性联系密切。他用超越对数成本函数估计出美国制 造业能源的反弹效应大约为 24% 。Runar 等 ( 2007) 讨论了外生技术进步对能源消费和碳 排放的影响, 并证实了反弹效应的存在。 目前, 关于反弹效应的研究, 国外的研究理论多于实证、定性分析多于定量估计, 且多 数实证研究主要集中在生活部门和交通运输部门。虽然国外学者从 20 世纪 80 年代就已经关 注并开始研究能源消费的反弹效应问题, 但国内学者对能源环境方面的反弹效应研究起步较 晚且研究较少。王青、顾晓薇、郑友毅 ( 2006) 对中国 1990~ 2002 年环境压力的反弹效应 做了研究。周勇、林源源 ( 2007) 首次采用中国 1978~ 2004 年的宏观时间序列数据, 实证 检验了基于技术进步的中国能源消费的反弹效应, 发现从技术进步的角度来考虑, 在中国宏 观经济层面上能源消费的反弹效应在 30% ~ 80% 之间波动。刘源远、刘凤朝 ( 2008) 认为, 时间序列数据不能充分考虑地区之间的差异, 具有多重共线性等缺点, 于是采用中国省际面 板数据估算了基于技术进步的中国能源消费的反弹效应的大小。他们指出, 中国能源消费的 反弹效应存在下降趋势, 1986~ 2005 年中国总体的平均反弹效应为 53 68% , 西部地区的反 弹效应最大, 其次是中部, 东部最小。 上述研究对反弹效应内涵的诠释, 主要强调了技术进步对经济增长的影响所带来的能源 消费增加, 忽略了能源效率提高后, 能源实际使用成本下降所引发的效应。因此, 这些研究 主要是从宏观经济的视角研究技术进步所引起的反弹效应, 对于我国能源消费主体工业部门 的研究尚未见到。虽然有学者研究了我国工业部门能源消费的外部替代效应, 但是缺乏对效 率提高后节能实效的具体检验与测度。

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因此, 针对现有研究中的不足, 有必要完整地诠释反弹效应的内涵, 并以此建立测算反 弹效应的理论分析框架。本文根据反弹效应概念的内涵, 综合运用新古典生产函数、超越对 数成本函数、能源价格分解模型以及经济计量方法, 以 Mo rishima 替代弹性 ( M ES , Mo r ishim a Elast icit y Subst it ut ion) 模型为基础, 建立较为完整的测算反弹效应 的理论分析框 架, 并以此研究我国工业部门的反弹效应, 为制定更加合理的节能政策及我国能源价格改革 提供科学的依据。 二、反弹效应研究的数理分析框架 1 替代弹性与要素替代效应的数理分析模型 在一些文献中, 常常运用超越对数成本函数研究要素需求价格弹性和替代弹性问题。 考虑三要素生产函数: Q= Q ( K , L, E) 其中, Q 为产出, K 为资本投入量, L 为劳动投入量, E 为能源投入量。 如果要素价格和产出水平是外生决定的, 那么式 ( 1) 也可用成本函数来描述: C= C ( P K , P L , P E , Q) = Q ? c ( P K , P L , P E ) ( 2) ( 1)

其中, C 为总成本, P K 、P L 、P E 分别表示工业部门的资本、劳动和能源等投入要素的 价格, c P K , P L , P E 为要素的单位成本。 采用超越对数成本函数模型, 式 ( 2) 可写为: lnC t =
0

+ lnQ t +

%

i

lnP it + 1 2

% %

ij

lnP it lnP j t +

t

i, j = K , L , E

( 3)

根据 Shephar d 引理, 成本函数关于要素价格求微分, 得到相应要素的需求, 即 X i = C/ P i , 对上述超越对数成本函数两边关于要素价格的对数求偏导, 得到成本份额方程: S it = 其中, S it = lnCt 1 = lnP it C t
i

+

%
j

ij

lnP j t +

it

( 4)

Ct P it X it P it = , 表示第 i 种要素投入的成本在总成本中所占的 P it Ct

比例, x it 为第 i 种要素的投入数量。 考虑到技术进步的作用, 本文在成本份额方程系统中增加了时间趋势项 T 。 S it =
i

+

%
j

ij

lnP jt + !T + i

it

i, j = K , L , E

( 5)

式 ( 5) 构成了一个三方程的联立方程系统, 且满足以下条件: 加总约束: 同质性约束: 对称性约束:

%
i

i

= 1
ij

( 6)

%!=
i i

0;

%
i ij

=
ji

%
j

ij

= 0

( 7) ( 8)

=

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根据式 ( 5) 所得到的估计参数就可以计算价格弹性, 它们随成本份额而变化。 要素需求分析中的价格响应的测度是 Allen – Uzaw a 交叉替代弹性 ?ij i & j 和要素的 自价格弹性 ?ii 以及要素需求的价格弹性 ?= ij
ij ij

, 由被估计的份额方程的参数计算如下: i &j ( 9) ( 10) ( 11)

+ S iS j S iS j (
ij

?ii =

+ S2 - S i ) i Si

ij

= ?ij S j

这些弹性在每个不同的数据点都有不同的结果, 因此可以在数据的均值等中心点上进行 计算。 本文采用 M ES 模型对 Allen 替代弹性 ( AES, Allen Elast icit y Subst it ut io n) 进行了修 正, 这是因为 AES 存在着许多难以克服的缺陷, 如 Blacko rby 和 Russell ( 1989) 指出, 由 于 AES 无法提供两种要素相对比例以及等量曲线形状, 也无法通过边际替代率来解释, 因 此从整体上说, AES 并不能充分解释两种要素之间的替代率, 而 M ES 模型却能够解决区别 能源与资本劳动之间在宏观层面和微观层面的关系, 即相对替代率和绝对替代率的问题。另 外, 较之 Allen 交叉替代弹性, MES 是一种更有效的方法, 可以消除时间序列和截面数据 所得结论之间的不一致性。 MES 模型最早由 Mor ishim a ( 1967) 提出, 用于估计两种投入要素比例变化对价格变 化的反应程度, 后来 Blackorby 和 Russell ( 1989) 针对 M ES, 通过对双重成本函数的扩展, 并运用谢泼德引理实现了 H icks 边际替代率和两种以上投入要素替代率的整合, 即: ME S ij = ii

-

ij

( 12)

MES 的一个性质是不对称性。如果 M ES ij > 0, 就称要素 j 为要素 i 的 Mo rishima 替代 品; 反之, 如果 MES ij < 0, 就称要素 j 为要素 i 的 M or ishim a 互补品。 2 基于自价格弹性的反弹效应测算 反弹效应一方面是指能源价格的上涨, 提高了各国进行技术创新的强度, 使能源效率提 高, 而技术创新同时也促进了经济的增长, 经济增长又会增加对能源的需求, 最终导致因效 率提高所节约的能源被因经济快速增长带来的额外能源消耗 ( 部分地) 抵消。但另一方面, 虽然微观经济层面上能源效率的提高能够使得生产同等产出所需的能源消费减少, 但在国家 层面或宏观经济层面, 能源效率的提高会使能源的相对价格下降, 从而使得能源比其他投入 要素廉价, 人们将选择利用能源来代替昂贵的要素投入, 从而使能源消费增加。另外, 能源 效率提高使单位能源服务成本降低, 增加了相应的能源消费的福利, 引发了收入效应, 而这 种收入效应必将刺激更多的能源消费和需求。因此, 能源效率的提高, 并没有达到预期的能 源节约。 根据反弹效应概念的内涵可知, 能源效率的提高, 使得生产同等产出所需的能源消费量 减少, 提高能源效率的收益降低了能源实际的单位价格。而能源实际单位价格的降低, 必然 导致更多地使用成本较低的能源来代替成本相对较高的资本与劳动。由于替代效应的存在, 能源的消费将增加, 并部分抵消能源利用方面的最初减少。因此, 反弹效应与价格密切相 关, 更准确地说, 反弹效应与能源价格的下跌密切相关。

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为了能够准确地度量反弹效应, 需要在能源成本份额方程中, 考虑非对称能源价格的影 响。具体做法是: 把能源价格变量分成三部分, 分别为能源价格上涨 P rec 、能源价格下跌 P cut 和初始价格 P 0 。本文采用的具体分解公式为 ( H aas 和 Biermayr, 2000) : P t = P 0 + P cut , t + P rec , t P cut, t = P rec , t = ( 13) ( 14) ( 15)

i= 0 t

% min

t

0, p i - p i- 1 0, p i - p i- 1

i= 0

% max

将非对称能源价格的影响引入到超越对数模型的能源份额方程中, 一方面可以避免过度 地损失自由度, 因为只有一个方程发生了改变; 另一方面又能够使各变量有明确的经济含 义。此时, 能源份额方程为: Se =
e

+

ek

lnP k +

e l

lnp l +

ee1

lnP rec +

ee2

lnP cut + !t + e

et

( 16)

估计新的联立方程系统, 并计算要素的自价格弹性、能源份额下跌价格的自价格弹性, 即为本文基于替代效应所测算的反弹效应。 三、数据说明、搜集与处理 1 工业部门的资本存量 ( K ) 关于资本存量的测算在国内外已有大量的研究文献, 但测算工业部门资本存量的研究不 多。虽然王玲 ( 2004) 、蒋云赟和任若恩 ( 2004) 测算了我国工业部门的资本存量, 但是他 们所研究的时间段分别为 1998~ 2002 年和 1975~ 1996 年, 存在样本区间过短或与本文的样 本区间不同的问题。因此, 本文参考其研究方法, 采用永续盘存法 ( P IM, P erpetual In v ent ory M et hod) 来测算我国工业部门的资本存量。PIM 的核心假设是采用相对效率几何下 降的模式, 此时折旧率为常数, 生产性资本存量的基本估计公式可以表达为: K t = K t- 1 ( 1- #) + I t t 公式中主要涉及以下四个变量的确定: ( 1) 基期资本存量 K 。虽然资本存量理论上由无限期的累计投资形成, 但考虑到数据 的可得性, 首先需要确定一个基期的资本存量水平。黄勇峰等 ( 2002) 根据已有的中国早期 投资和 GDP 的估计数据, 推算出中国 1952 年以前的投资量, 并利用 PIM 推算出全民所有 制工业部门 1978 年的基期资本存量, 其基期建筑存量为 1410 94 亿元, 设备存量为 839 93 亿元, 合计为 2250 87 亿元。这个数据与工业统计年鉴上公布的 1978 年的工业固定资本净 值 2423 7 亿元基本一致。因此, 本文直接采用 #中国工业经济统计年鉴? 中 1978 年工业固 定资产净值的数据作为基期资本存量。 ( 2) 各年的投资数据 I 。张军、张元 ( 2003) 等采取的是将相邻两年的固定资产净增加 值作为投资额, 然后进行平减。本文基于王玲 ( 2004) 、张军和张元 ( 2003) 的研究, 利用 固定资产原值推算工业部门的固定资本形成, 即利用固定资产原值的一阶差分获得工业部门 历年的投资数据序列, 然后利用固定资产价格指数进行平减, 得到以 1978 年为不变价的历 年工业部门投资序列。 ( 17)

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( 3) 折旧率 # 。黄勇峰等 ( 2002) 分别按 40 年、16 年估计建筑类和设备类固定资产使 用年限, 估算出设备的折旧率为 18% , 建筑的折旧率为 7% 。单豪杰、师博 ( 2008) 在黄勇 峰等 ( 2002) 的基础上, 利用相同的方法, 估算了我国工业部门固定资产的综合加权折旧率 为 11 6% 。本文拟采用这一折旧率数据来估算我国工业部门的资本存量。 ( 4) 固定资产价格指数。 #中国统计年鉴? 提供了从 1991 年起的固定资产投资价格指 数, 此前没有官方的可用数据。高铁梅 ( 2006) 提供了以 1978 年为基期的 1978~ 2003 年的 固定资产投资价格指数, 2004~ 2007 年的固定资产投资价格指数我们利用 # 中国统计年鉴? 中的数据进行整理, 进而得到 1978~ 2007 年的固定资产投资价格指数序列。 2 工业部门的劳动力、劳动力成本和劳动成本份额 本文采用在岗职工的平均工资作为工业部门的劳动价格, 然后利用居民消费价格指数进 行平减, 得到以 1978 年为不变价的实际劳动价格; 利用在岗职工的平均实际工资指数作为 工业部门的实际劳动价格指数; 采用从业人员人数作为衡量劳动投入的指标 。由于年鉴中 没有提供工业部门的从业人员人数的数据, 所以本文利用第二产业的从业人员数与建筑业的 从业人员数的差值, 作为工业部门的劳动投入数据。对于缺失 1978、1979 年的建筑业从业 人员数, 笔者利用回归方法进行估计得到。用工业部门实际的劳动价格与劳动投入量相乘, 便得到了工业部 门的劳动成本额, 劳动成本额 占工业部门总 成本的比重就 是劳动成本份 额 SL 。 3 工业部门的能源、能源价格和能源成本份额 工业部门的能源消费量为终端能源消费量, 包括煤炭、石油、天然气和电力。 目前国内涉及能源价格的指标主要限于燃料、动力类的价格指数, 因此, 本文的能源价 格指数采用反映工业部门能源消耗成本的全国燃料、动力购进价格指数来近似度量, 然后求 出基年的能源价格, 这样就可以求出各年的能源价格和消费的能源成本。 因为煤炭是中国重要的基础能源, 长期以来, 在中国一次能源生产和消费结构中, 煤炭 消费所占的比例均在 70% 左右, 煤炭工业在国民经济中的基础地位, 以煤炭为主的能源消 费格局在今后较长时期内难以有较大改变, 这是由我国的国情和能源禀赋条件所决定的。而 且自 1978 年以来, 我国的能源消费中煤炭所占的比重一直都在 72% 左右的水平。因此, 本 文选取 1997~ 2007 年煤炭企业商品煤平均售价 ( 林伯强, 2007) 以及 1978~ 2007 年历年煤 炭出厂价格指数, 通过原煤和标准煤之间的转换系数继而得到能源的价格。 具体做法是: 利用已有的煤 炭价格数据和 1978~ 2007 年的煤炭出场价格 指数, 得到 1978~ 1996 年的煤炭企业商品煤平均售价, 再除以原煤与标准煤之间的折合系数, 即得到 1978~ 2007 年历年的实际能源价格数据。 能源价格与工业部门的能源消费量的乘积即为工业部门的能源成本额, 利用工业品出厂 价格指数进行缩减, 得到以 1978 年为不变价的实际能源成本, 能源成本额占工业部门总成 本的比重就是能源成本份额 S E 。 4 资本价格、资本价格指数和资本成本额 测算资本使用价格比较通用的方程主要是 Rom er ( 1999) 提出来的, 其认为影响资本
#中国统计年鉴? 和 #中国工业经济统计年鉴? 给出了 ? 在岗职工人数( 和 ? 从业人员人 数( 两个相关指 标, 从 年鉴给出的解释以及提供的数据可以看出这两者是有差别的。实 际上, 相对于 ? 在岗职 工人数( , ? 从业人 员人数( 指 标 更能准确地反映劳动投入数量。

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的使用价格除了利率以外, 还有折旧率、税率和资本自身价格的变化等因素, 因而本文通过 借鉴 Romer 的资本使用价格测算方程来估算中国工业部门的资本使用价格。 工业部门的资本存量、资本使用价格以及资本使用成本的测算方程如下: K t+ 1 = ( 1- # ) K t + I t+ 1 t
?

( 18) ( 19) ( 20)

Pk

p k ( t) ( t ) = [ r ( t ) + # ( t) ] ( 1- f ? ) p k ( t ) p k ( t) C k ( t) = P k ( t) ? K t

其中, P k ( t ) 表示 t 年工业部门资本的实际使用价格, p k ( t ) 表示 t 年资本的市场价
?

p k ( t) 格, 表示预期的资本市场价格变化率, f ? 表示公司所得税, r ( t) 表示银行的固定资 p k ( t) 产贷款利率, C k ( t) 表示资本的实际使用成本。 由于我国的资本存量是以价值形式而不是以实物形式衡量的, 所以资本的市场价格为 1, 即 p k ( t ) = 1。另外, 我国目前的公司所得税对资本的实际价格影响非常小, 而且有关 税收的数据非常难以收集, 所以这里假定 f ? = 0。同时生产者遵循理性预期假设, 预期资本
?

p k ( t) 存量价格的变化率等于实际通胀率, 即 = % ( t ) , % ( t) 为实际的通胀率。于是, 资 p k ( t) 本的实际使用价格可转化为: P k ( t ) = r ( t) + # ( t ) - % ( t) ( 21)

式中, 利率采取中国 1978 年以来的根据当年变动月份加权平均后的三年期固定资产贷 款的加权利率, 数据来源于历年 #中国金融统计年鉴?; 衡量通胀率的指标主要有以下几种: 消费价格指数 ( CPI) 、批发价格指数 ( 进入零售环节之前的商品价格) 、GDP 平减指数 ( 衡 量所有国内产品和服务的价格变化) 和生产者价格指数 ( PP I) 。由于估算的是工业部门的 资本价格, 本文采用 GDP 平减指数更为合理; 折旧率数据同前。 工业部门的资本 价格指数利用 本文所估算的 资本使用价 格进行计 算得到, 并换算为 1978 年为 100。工业部门的资本存量利用前面的估算结果。资本的价格与资本存量的乘积即 为工业部门的资本成本额, 这个成本额与工业部门的总成本之比就是资本成本份额 S K 。 本文所涉及的数据, 除上述所作的说明外, 其余数据均来自历年 #中国统计年鉴? 和中 经网统计数据库。1978~ 2007 年工业部门的资本、劳动、能源价格指数及相应的成本份额 的测算结果如表 1 所示。
表1 年份 1978 1979 1980 1981 1978~ 2007 年工 业部门的资本、劳动、能源价格指数及相应的成本份额 资本成本份额 ( Sk) 0 363 0 337 0 310 0 337 劳动成本份额 ( Sl ) 0 466 0 480 0 503 0 487 能源成本份额 ( Se) 0 171 0 183 0 187 0 175 资本价格指数 ( P k) 1 0000 0 9818 0 9653 1 0887 平均工资指数 能源价 格指数 ( Pl ) 1 0000 1 0660 1 1310 1 1175 ( Pe) 1 0000 1 0020 1 0090 1 0151

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( 续)

年份 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 资本平均 成本份额

资本成本份额 ( Sk) 0 375 0 355 0 258 0 189 0 316 0 321 0 222 0 381 0 374 0 346 0 307 0 203 0 113 0 341 0 450 0 491 0 459 0 432 0 367 0 347 0 342 0 305 0 239 0 272 0 276 0 260 0 323

劳动成本份额 ( Sl ) 0 458 0 468 0 561 0 615 0 538 0 539 0 620 0 486 0 510 0 528 0 554 0 631 0 699 0 519 0 423 0 388 0 432 0 474 0 536 0 561 0 552 0 578 0 618 0 575 0 573 0 592 劳动平均 成本份额

能源成本份额 ( Se) 0 167 0 177 0 181 0 196 0 145 0 140 0 158 0 133 0 116 0 126 0 139 0 166 0 188 0 140 0 127 0 121 0 109 0 094 0 096 0 092 0 106 0 116 0 142 0 152 0 151 0 148 0 532

资本价格指数 ( P k) 1 3179 1 2247 0 9103 0 6179 1 2374 1 1997 0 6798 1 2406 1 3405 1 1293 0 9865 0 5519 0 2561 0 8852 1 4096 1 6533 1 6385 1 5214 1 2327 1 2324 1 3182 1 1536 0 8119 1 0807 1 1172 1 0587 能源平均 成本份额

平均工资指数 能源价 格指数 ( Pl ) ( Pe) 1 1320 1 1490 1 3190 1 3889 1 5028 1 5163 1 5042 1 4320 1 5637 1 6263 1 7353 1 8585 2 0016 2 0776 2 1566 2 1803 2 3373 2 6435 2 9448 3 3924 3 9182 4 3884 4 8492 5 4699 6 1646 7 0030 0 145 1 0232 1 0334 1 0562 1 0984 1 1412 1 1823 1 3727 1 7117 1 8949 2 1393 2 4902 3 4041 4 0168 4 3663 4 8116 5 2591 5 2118 5 2587 6 0685 6 0807 6 0867 6 5371 7 1713 8 2469 9 2283 9 6251

四、实证结果分析 1 价格弹性与 Mo rishima 弹性分析 采用联立方程的似然无关回归方法估计方程系统中的未知参数, 估计结果如表 2 所示。

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表2 变量

# 数量经济技术经济研究? 2010 年第 11 期 资本份额、劳动力份额和能源份额的估计结果 SK 0 2502*** ( 6 838) SL 0 5255*** ( 11 768) - 0 1470*** ( - 17 327) 0 1139** ( 2 448) - 0 0466 ( - 1 505) - 0 0012 ( - 0 204) 0 9422 0 9296 2 021
*

SE 0 1497 * ( 1 961) - 0 0380*** ( - 7 813) - 0 0466 ( - 1 505) 0 0597 * ( 1 949) - 0 0023 ( - 0 429) 0 8838 0 8506 2 093
**

lnP K

0 1840*** ( 21 519) - 0 1470*** ( - 17 327) - 0 0380*** ( - 7 813) 0 0134*** ( 7 286) 0 9594 0 9505 1 794

lnP L

lnP E

t R2 调整 R2 D- W

注: 括号内为各参数估计值的 t 统计量 , 平上显著,
***

表示 在 10% 的显 著性水平 上显著,

表示在 5% 的 显著性 水

表示在 1% 的显著性水平上显著。

从表 2 的结果可以看出, 系统中每一个方程的拟合程度都比较高, 而且 D W 值都在 2 附近, 说明残差已不存在自相关的问题。通过对方程残差的单位根检验, 结果表明每一个方 程的残差序列都是白噪声过程 ( 见表 3) 。
表3 AD F 值 Resid _ K R esid _ L R esid _ E - 4 6996 - 3 8446 - 5 6787 各方程残差的平稳性检验 1% 临界值 - 2 6501 - 2 6607 - 2 6534 5% 临界值 - 1 9534 - 1 9550 - 1 9539 平稳性 平稳 平稳 平稳

表 4 给出了参数的 Wald 约束检验的检验结果, 结果表明各系数约束的检验无法拒绝零 假设, 各参数的估计值满足式 ( 6) 至式 ( 8) 中的约束条件, 说明本文的参数估计值是有意 义的。
表4 零假设
K

参数估计值的 Wald 约束检验 W值 = 1 = 0 = 0 0 6403 0 0147 1 4249 P 值 ( 伴随概率) 0 4236 0 9034 0 2326

+

L

+ + +

E

KK

+ +

KL

KE

KL

LL

LE

中国工业部门能源反弹效应研究

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( 续)

零假设
KE

W值 = 0 0 2740 1 0398

P 值 ( 伴随概率) 0 6006 0 3079

+

LE

+

EE

! + !+ != 0 K L E

根据本文的参数估计结果, 相关的价格弹性按照工业部门各投入要素成本份额的平均值 进行估算, 然后利用式 ( 9) 至式 ( 12) 来计算各要素的自价格弹性和 M orishima 替代弹性 系数 M ES ij , 结果如表 5 所示。
表5
ij

1978~ 2007 年工业部门要素自价格弹性和 Morishima 替代弹性 资本 ( K ) - 0 1073 0 3308 0 4707 劳动 ( L ) 0 154 - 0 2539 0 5007 能源 ( E) 0 1682 0 4645 - 0 4433

资本 ( K ) 劳动 ( L) 能源 ( E)

从上面的计算结果可以看出, 各要素的自价格弹性以及要素之间的交叉价格弹性都表现 出合理的大小。要素之间的交叉价格弹性符号为正, 说明工业部门各投入要素之间表现为替 代关系, 即我国工业部门能源与资本之间呈现很强的替代关系, 同时能源与劳动力之间也呈 现出较强的替代关系, 与鲁成军、周端明 ( 2008) 及陶小马等 ( 2009) 的研究结论基本一 致。能源价格上涨将会刺激对资本和劳动的需求, 资本、劳动、能源的自价格弹性分别为 - 0 1073、- 0 2539、- 0 4433, 相对于资本、劳动而言, 能源的需求量对价格变化的敏感 程度更高。这表明我国工业部门的能源需求量相对于资本和劳动来说更加富有弹性。这是因 为自 2002 年以后, 工业生产在面临 ? 十一五( 发展规划提出的能耗年均降低 4% 外部约束 的同时, 又要面对市场化进程的深化所导致的从以前能源价格扭曲下的低廉价格向市场价格 的过渡, 使能源需求对能源价格的敏感程度增加。此外, 随着国际化进程的深入, 一些基础 性产品与资源性产品国际价格的趋近, 也额外加大了能源需求对能源价格的敏感程度。 虽然能源自价格弹性高于资本与劳动的自价格弹性, 但能源需求量对能源价格的变化是 缺乏弹性的, 这主要是由以下几个方面的原因所决定的。首先, 能源是工业部门必需的投入 要素, 是工业部门的原材料, 是工业部门进行生产的主要动力来源, 中国重工业化形成的能 源依赖型产业结构构成了对能源价格弹性增长的消融力量。其次, 我国能源价格的定价机制 不合理, 在相当长的一段时期内, 我国的能源价格受到国家的控制, 使得我国的能源价格体 系不完善, 很大一部分能源产品价格不能完全反映能源的生产成本、消费成本和环境成本, 虽然近几年以来, 国家加大了对能源价格改革的力度, 多次调高能源价格, 但与世界上大多 数能效高的发达国家相比, 我国的能源价格依然偏低, 较低的能源价格无法反映能源资源的 稀缺程度。再次, 我国目前正处于工业化的第二个阶段 ) ) ) 重工业化阶段, 重工业是高耗能 行业, 重工业的大规模发展, 必然大规模地增加能源的需求。工业部门能源投入的重要地 位、低廉的能源价格以及我国当前以重工业化为特征的工业结构, 都是我国工业部门的能源 需求缺乏价格弹性的根本原因。 2 能源消费的反弹效应研究 根据式( 13) 至式( 15) 的能源价格分解公式, 对我国工业部门能源价格进行分解, 见图 1。

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# 数量经济技术经济研究? 2010 年第 11 期

图 1 1978~ 2007 年中国工业 部门能源价格分解

对新的联立方程系统进行估计, 本文只给出能源份额方程的估计结果 ( 见表 6) 。
表6 待估参数
ek

考虑非对称价格影响的能源份额方程参数估计 系数值 - 0 021244 0 059803 0 043323 0 211795 0 902330 0 886703
2

标准差 0 004911 0 004998 0 014648 0 029385

T 统计量 - 4 325428 11 96425 2 957533 7 207688

概率 P 0 0002 0 0000 0 0067 0 0000 97 77314 1 836897

el

ee1

ee2

R2 调整 R2

对数似然比统计量 DW

各变量在 1% 的显著性水平下显著, R = 0 9, 拟合优度较高, D W = 1 836897, 不存 在自相关。根据这一估计结果计算出工业部门的能源反弹效应为 39 48% 。这一反弹效应水 平与一些发达国家相比还是比较高的。 产生反弹效应的原因有三个: 一是要素的外部替代。由于能源强度的降低, 使得生产同 等产出所需的能源消费量减少, 提高能源效率的收益, 降低了能源的实际单位价格。由于替 代效应的存在, 能源的消费将增加, 并部分抵消能源利用方面的最初减少, 产生反弹效应。 二是我国的能源价格形成机制、调控机制不完善, 能源价格水平和定价机制都没有完全市场 化。大多数的主要能源价格都只包括内部成本, 而忽视了外部成本, 能源的内部成本和外部 成本未能反映在能源价格上。由于政府掌握着重要资源的配置, 并严格控制重要生产要素价 格, 且环境监管不到位, 稀缺生产要素的价值和资源环境的压力大多被隔离在政府层面, 经 济信号无法正常传递 ( 陈清泰, 2007) 。在 ? 有形之手( 操控之下的能源价格, 不能及时真 实地反映市场供求关系。而能源价格太低, 无形中起着鼓励过度消费能源的作用, 使能源严 重浪费, 高耗能行业和高能耗设备的改进替代缺乏经济利益的压力, 企业生产经营缺乏降低 能耗的切肤之感, 不利于促使高能耗行业企业退出市场。另外, 能源比价不合理, 煤炭价格 明显偏低, 这一方面导致煤炭行业长期亏损, 设备落后, 事故频发, 企业缺乏自我积累的能 力; 另一方面, 能源市场无形中鼓励企业向价位低、污染大的煤炭能耗倾斜, 不利于可持续

中国工业部门能源反弹效应研究

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发展。三是自 20 世纪 90 年代以来的以出口为导向的发展战略。为实施这一战略, 政府出台 了一系列价格管制政策, 不仅国内能源相对价格降低, 而且也降低了相对与国际市场的国内 能源价格。与此同时, 长期以来国家对多数生产性企业在能源价格方面实施优惠政策, 电价 和油价的补贴从更多层面鼓励了对这些能源品种的消费, 也强化了经济增长对工业品出口的 依赖。 尽管我国工业部门能源消费存在反弹效应, 但是其反弹效应是小于 1 的。因此, 我国工 业部门能源效率的提高, 从总的实效上来说是节约能源的, 但与预期的节能目标还有差距。 五、结论与政策建议 本文基于反弹效应的内涵, 在能源要素份额方程中增加能源价格的非对称影响约束, 并 通过对由超越对数函数设定的资本、劳动要素份额方程与反映能源价格的非对称影响的能源 要素份额的联立方程估计, 计算 M orishima 替代弹性, 建立了测度反弹效应的数理分析框 架。本文所建立的方法, 不仅将要素替代效应理论推广到对能源强度变动效应的理论研究上 来, 而且可据此研究能源价格对能源强度变动的影响机制, 从定量研究的角度强调能源价格 政策对实现节能目标的重要性。在能源要素份额方程中增加能源价格的非对称影响约束的做 法, 不仅可以避免联立方程估计中过度地损失自由度, 使模型中各变量具有明确的经济意 义, 而且为能源反弹效应的测算提供了一个较为精确的方法。 本文的研究得到以下结论: 第一, 通过对改革开放以来我国工业部门能源消费反弹效应 的实证研究, 测算出我国工业部门的反弹效应为 39 48% , 虽然存在着反弹效应, 但工业部 门能源效率的提高, 最终还是表现为节约能源的特征。因此, 应该把提高能源利用效率作为 自主创新和技术进步的重要目标, 依靠自主创新实现能源工业的技术进步、提高能源利用效 率, 要加强能源领域的基础研究、前沿技术研究, 使我国在工业节能等重点领域和关键环节 取得突破。从长远来看, 技术节能是提高能源效率的最优、最有效的途径, 从某种意义上来 讲, 也是节能减排的根本途径。因此, 政府要加大财政对企业自主创新的扶持力度。但是, 由于反弹效应的存在, 不能把技术创新、提高能源效率作为实现我国工业部门节能减排目标 的唯一途径。要实现我国工业节能或解决制约我国经济发展中的能源、环境约束问题, 必须 要有适当的能源价格、税收等宏观调控手段的配合。第二, 由于我国目前能源价格机制以政 府定价为主, 能源定价偏低, 不能反映能源市场的供求关系, 一定程度上弱化了能源技术创 新的动力, 势必导致能源的利用效率不高。因此, 必须在能源领域引入竞争机制, 进一步深 化能源价格改革, 充分发挥市场机制在能源价格形成中的基础性作用, 使能源价格既反映内 部成本, 又反映环境、劳动力、资源稀缺程度等外部成本, 能真正灵敏地反映市场供求关 系, 合理配置资源, 有效实现能源消费的自我选择并促进能源使用的技术创新, 提高能源效 率以实现预期的节能目标。
参考文 献

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# 数量经济技术经济研究? 2010 年第 11 期

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( 责任编辑: 彭

战; 校对: 吕小玲)


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