中国外部能源偏向型技术进步与经济增长

傅智宏，杨先明，徐 超

(1.湖北文理学院 经济管理学院，湖北 襄阳 441053；2.云南大学 发展研究院，云南 昆明 650091)

一、引 言

燃煤蒸汽机军舰可以轻易打败帆船战舰，燃油内燃机军舰又以更高的航速打败蒸汽轮机舰队，到核动力潜艇、航母又使化石燃料的军舰相形见绌，很大程度上先进的能源和能源技术决定了胜利的主动权[1]。从蒸汽机、蒸汽汽车的诞生，到内燃机、柴油机及内燃机车的出现，当代工业制造主要代表的美国迅速发展为汽车轮子上的国度，而中国的新车销量也从2000年的200万辆迅速上升至2010年的1 700万辆的水平。当代中国的发展明显呈现从煤炭文明向燃油燃气文明方向不断进步的特征与趋势。从蒸汽机到内燃机车，基于燃油技术的水、陆、空运输技术进步与扩散，大大提升了中国经济的运行效率，不断推动中国经济高速增长，同时也增加了中国对外部能源的依赖程度。

外部能源研究涉及能源供给与价格对经济，对股市的冲击，对进出口与全球化和外部能源输入安全性的影响[2-7]。同时研究外部能源价格波动商品、金融、政治属性，区域能源强度重心演变时空分析，丝路经济带能源合作和能源国际贸易经济效率等问题[8-11]。

Hicks最早在其《工资理论》中提出偏向型技术进步概念，技术进步可以是中性的也可以是偏向性的；技术进步为中性时，技术进步对各要素的边际产出同比例改变；偏向型技术进步则推动要素边际产出之比发生变化[12]。Acemoglu在Aghion与Grossman等技术创新理论研究的基础上，提出了基于技能与非技能劳动的偏向型技术进步解释模型[13-15]。国内外学者对技能偏向型技术进步存在性与大小进行了理论与实证研究，从技能偏向型技术进步角度对劳动者收入不平等和地区收入差距问题进行深入探讨[16-19]。除技能偏向型技术进步外，还涉及其他类型的偏向型技术进步研究，比如资本偏向型技术进步、能源偏向型技术进步和节能偏向型技术进步等[20]。

能源技术进步与扩散的特征决定了当代中国石油、天然气消费增长，鉴于能源要素禀赋为煤炭的特征，中国对外部石油天然气依赖不断攀升，并于2015年成为全球最大的能源净进口国。2008年中国经济增长下行压力增大，2009年出台4万亿经济刺激措施，经济增长短暂回调后于2012年再次出现下行趋势，普遍的判断认为，2012年开始中国经济从以往高速增长下调至中高速增长的新常态阶段。然而学界普遍认为中国潜在经济增长在2007年后就已经出现下滑，潜在经济增长并未受经济刺激措施影响，那其背后减弱甚至消失的推动力量是什么呢？是否存在某种能源特征的偏向型技术进步与扩散现象，这种偏向型技术进步是否跨越了某个零界点后逐渐减弱，进而不足以支撑未来经济的高速增长呢？

因此，有必要探讨中国外部能源偏向型技术理论机制和模型扩展问题，并实证检验中国外部能源偏向型技术进步状况，结合经济增长状况，试图提出有价值的政策建议。

二、外部能源偏向型技术进步理论分析

借鉴Acemoglu 研究技能与非技能劳动要素投入的方法，本文将经济系统中能源要素投入分为外部输入能源要素量I，以及内部生产的能源要素量S，经济系统产出视为商品Y，可以看成是消费者有独特偏好商品。假设生产商品Y需要使用两种中间品YI与YS，且YI与YS替代弹性为1/(1-ρ)，同时每一期最终商品Y的价格都标准化到1，YI代表基于外部能源要素投入生产的中间品，YS表示基于内部能源要素投入生产的中间品，且抽象假定基于YI与YS生产Y时不再涉及能源消耗。所有商品的生产都直接间接需要消耗能源，而消耗能源只能分为两种：一种是进口能源，另一种是国产能源，所以抽象假设最终商品Y的生产基于YI与YS的投入是合理且易于理解。Y商品生产函数可以表示为式(1)：

(1)

两个中间品价格表示为PI与PS，商品Y生产利润最大化为式(2)：

(2)

求解式(2)得出式(3)：

P≡PI/PS=γ(YS/YI)1-ρ

(3)

中间品的生产函数为：

yk(i)=Ak(i)nk(i)β，k=I，S

(4)

部门生产中间品利润最大化为式(5)：

(5)

求解后得出部门单位能源要素成本(即能源价格)的表达式为式(6)：

(6)

则基于进口能源生产中间品的部门进口能源投入价格的表达式为式(7)：

(7)

基于国产能源生产中间品的部门的国产能源投入价格的表达式为式(8)：

(8)

进口能源价格与国产能源要素价格之比为式(9)：

(9)

将式(3)代入式(9)得式(10)：

(10)

假设部门I产出品消耗的都是外部进口能源，部门S产出品消耗的都是国内能源。根据式(4)得出部门I与S能源边际产出值为式(11)：

(11)

进口能源与国产能源的边际产出值之比为ω：

(12)

(13)

(14)

式(14)可以看出，基于外部与内部能源要素使用技术之比的变化，跟外部能源与内部能源边际产出值之比呈现同方向变化。式(13)可以看出，外部能源与内部能源要素消耗量之比的变化，跟外部与内部能源边际产出值之比呈逆向变动。

外部能源偏向型技术进步可以促进外部能源与内部能源边际产出的比值扩大；外部能源与内部能源投入比值的扩大，会减小外部能源与内部能源边际产出的比值。外部能源偏向型技术进步增加了外部能源边际产出，并不断拉大其与内部能源边际产出差距；外部能源与内部能源消耗量比值增大，又阻止外部与内部能源边际产出差距扩大。

外部能源偏向型技术进步可以促进外部能源产出溢价，从而带动外部能源要素投入比重增加，外部能源投入比重增加反过来降低外部能源产出溢价。中国不断增加的外部能源投入，其背后需要基于外部能源偏向型技术进步和外部能源产出溢价的支撑。技术进步表现为，当代中国煤炭文明与外来石油天然气文明融合带来外部能源特征的技术进步。

三、外部能源偏向型技术进步实证分析

(一)二级CES函数拓展

在已有研究的基础上[17]，本文使用二级CES生产函数，来构建生产函数模型，如式(15)：

Y=A[a(bKθ+(1-b)Iθ)ρ/θ+(1-a)Sρ]m/ρ

(15)

其中：θ，ρ<1；且m>=<1，代表规模效应未知。

借鉴李嘉图在构建谷物模型中使用人均密集化方法进行降维处理[21]，减少模型要素投入变量个数，将要素投入与产出使用人均指标，Y为人均GDP、K为人均资本存量、I为人均能源净进口量、S为人均能源生产量。I代表外部能源输入因素，S来代表内部能源供给因素，通过考察两种类型能源的边际产出之比的变化情况来度量偏向型技术进步情况。

采用泰勒展开对式(15)进行直接近似估算，取自然对数后分别在ρ=0，及θ=0处进行一、二级两阶泰勒展开，得线性方程式(16)：

(16)

对式(16)中进行变量间的相关性分析，以各自变量与因变量相关性为主、与其他变量间相关性为辅，参考显著性后，去除与因变量及其他自变量相关程度不高也不显著的两自变量(lnK-lnI)2及(lnK-lnI)4，将线性方程式简化成式(17)：

(17)

将变量系数进一步简化并引入随机误差项后得式(18)：

lnYt=β0+β1lnKt+β2lnIt+β3lnSt+β4(lnIt-lnSt)2+β5(lnIt-lnSt)(lnKt-lnIt)+β6(lnIt-lnSt)(lnKt-lnIt)2+β7(lnIt-lnSt)(lnKt-lnIt)3+εt

(18)

有别于先求解回归方程系数值，再解出生产函数参数值，最后通过生产函数求解出偏向型技术进步指数。本文采取对回归方程直接进行多重偏导求解，通过回归方程系数估值来直接求解偏向型技术进步指数，避免两次参数估值产生的误差，结果精确度更高。

即，(∂Y/∂I)=(∂lnY/∂lnI)(Y/I)

(19)

同理，(∂Y/∂S)=(∂lnY/∂lnS)(Y/S)

(20)

(21)

(二)数据来源与说明

数据来源以中国国家统计局公布结果为主，同时参考各年份《中国统计年鉴》、《中国人口与就业统计年鉴》。国家统计局官网发布的以标准煤为单位的能源数据，有各年能源消费总量，各一次能源消费量(包括：煤炭、石油、天然气、水电核电风电等，且相加等于能源消费总量)及二次能源消费量；各年能源生产分类也类似。考察期各年能源统计数据间具有完全一致可比性。

资本存量K计算，先将各年固定资本投资额通过价格指数折算成2000年可比价，取折旧率为0.096，使用永续盘存法Kt=(1-δ)Kt-1+It，当期资本存量Kt等于上一期可比价资本存量Kt-1减去折旧δKt-1，加上当期可比价固定资本投资额It，来计算可比价资本存量。各年GDP值也折算成2000年可比价。1980—2015年间中国能源净进口在1992年前为负值属于能源净输出状态，1992年开始能源净进口为正值，国内能源消耗开始出现内外部来源差异，且能源净进口保持了较稳定增长。本文以能源净进口量代表外部能源因素，国内能源生产量为内部能源因素，取1992—2015年间上述数据(注：1995年能源净进口数值为负，去除)，皆统一转换成人均水平，即：人均GDP为Y(万元/人)、人均能源净进口量I(吨标准煤/人)、人均能源生产量S(吨标准煤/人)、人均资本存量K(万元/人)。

(三)结果与解析

1.平稳性与协整检验

参考文献中对时间序列检验方法的比较[11]，平稳性检验以KPSS检验为主，得出8个变量平稳性检验结果，见表1。同时基于Johansen协整检验，得出接受的协整秩为5，滞后阶数为1阶，认为原变量间存在协整关系，可以基于原初始序列变量进行OLS估计。

表1 序列变量平稳性检验结果

2.内生性与稳健性分析

时间序列单位根过程经差分处理得出平稳序列可以进行OLS估计，为一致估计量，但差分后变量含义有别于初始变量，且含义解释比较复杂；假如原单位根变量间存在协整关系，则仍可使用原变量进行OLS参数估计，结果为排除内生性的一致估计量。为更直观探讨内生性问题，先构建因变量Y与自变量I简单回归关系，如下：

Yt=αIt+εt

(22)

It=βYt+ηt

(23)

(24)

假设存在协整关系的变量间仍可能存在内生性问题，本文在初始变量基于稳健OLS估计同时，引入自变量滞后期一期、核心自变量滞后一期分别进行稳健OLS估计[22]。其中“滞后一期(1)”为全部自变量滞后一期，“滞后一期(2)”为自变量中核心因素I、S滞后一期。同时运用工具变量(IV)不同估计方法进行估计与检验，结果见表2。基于“初始变量”与“滞后一期(1)”“滞后一期(2)” 稳健 OLS系数估计值，符号未发生变动，大小变动范围合理。考虑7个自变量中最有可能产生内生性的lnI与lnS(其余自变量可能的内生性也与其有关)，先将自变量lnI滞后一期作为工具变量使用2SLS(两阶段最小二乘法)进行估计，工具变量不可识别检验P值为0.073，只能在5%～10%的显著性水平拒绝不可识别的原假设，为稳健起见，同时引入对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)进行参数估计，结果LIML法与2SLS法系数估计值几乎完全一致，印证了“不存在弱工具变量”问题。工具变量法与原变量OLS估计结果，总体正负方向一致，但数值间变动幅度较大；而“自变量外生性”豪斯曼(Hausman)检验P值为0.131，无法拒绝“所有解释变量均为外生”原假设；DWH检验P值为0.136，也远大于0.05，同样无法拒绝“所有解释变量均外生”的原假设。表明原序列变量不存在内生性问题，也间接证明存在协整关系变量间OLS估算可得一致估计量，原变量通过OLS估计结果最准确可信。基于稳健IV-2SLS、稳健IV-LIML与IV-GMM(广义矩估计法)结果几乎完全一致，同时参照“初始变量”与“滞后一期(1)”“滞后一期(2)” 稳健 OLS估计结果，说明基于稳健标准误的OLS系数估值可以有效消除异方差影响，系数估计结果稳健。

表2 回归参数估值及工具变量法参数估值与检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

基于稳健OLS估计得出回归方程式(25)：

lnYt=0.9684-0.1530lnKt+2.3955lnIt-1.5904lnSt-0.1642(lnIt-lnSt)2-1.5980(lnIt-lnSt)(lnKt-lnIt)+0.3720(lnIt-lnSt)(lnKt-lnIt)2-0.0351(lnIt-lnSt)(lnKt-lnIt)3

(25)

3.结果解析

研究主要人均指标值Y、I、S、K数据统计性描述，见表3。将偏向型技术进步指数除以10 000、人均GDP增长率乘以10得出的数值(以左纵坐标轴数据为参照)放置于折线图中，见图1。考察期人均资本存量、人均能源生产、人均能源净进口都按固定趋势稳定增长，人均能源净进口与人均GDP值沿着一定斜率直线稳定上升，而 2007—2015年间，人均GDP增长率总体下降趋势明显，除2010年小幅反弹后，其后再次继续下跌，并进入历史最低点，经济进入新常态趋势明显。2007—2011年间，虽然人均GDP增速在下降，对比考察前期GDP增速，此间人均GDP增长率仍在可以接受的正常范围内，2011年以后人均GDP增速继续下滑，经济增长调整至中高速增长期。

表3 1992—2015年中国人均水平GDP、能源生产量、能源净进口量、资本存量统计性描述

注：人均GDP、资本存量皆以2000年可比价计，单位：万元/人；人均能源净进口及生产量单位：吨标准煤/人。

图1 1992—2015年中国人均经济、能源指标及外部能源偏向型技术进步指数图

外部能源偏向型技术进步及边际效应计算结果，见表4。2007—2008年间外部能源偏向型技术进步指数出现断崖式下跌，2008—2009年再次暴跌，其中有上一年断崖式下跌因素的延续，其后2009—2015年偏向型技术进步指数继续下跌但相对温和。人均能源净进口边际产出为较大负值，考察期人均能源净进口数值范围在0.016～0.495吨标准煤之间，年度出现1个单位变化量不太可能，可解释为在1992—1998年间，人均能源净进口量每增加0.001吨标准煤，人均GDP将减少0.483～0.106万元。2013、2014、2015年人均能源净进口边际产出效应为，人均能源净进口每增加0.001吨标准煤时，将分别减少人均GDP为0.381、0.366、0.381万元。

1992—2006年间内部能源要素投入边际产出效应为负值，人均内部能源投入每增加0.1吨标准煤，1992—2006年间将减少人均GDP量为0.001 7～0.014 2万元；2007—2015年间中国内部能源投入边际产出效应为正值，且产出效应逐渐增大，考察末期2013、2014、2015三年间，每增加0.1吨标准煤，人均内部能源投入将分别产生0.028 6、0.036 1、0.038 1万元的人均GDP增量。

表4 人均水平内外部能源边际产出及外部能源偏向型技术进步指数

考察期全部年份外部能源边际产出效应及前半程内部能源边际产出效应皆为负值，只有2007—2015年间内部能源投入产出效应为正。大部分年份内外部能源要素边际产出效应皆越过零值临界点，能源要素边际产出负效应消耗了资本、劳动和技术进步为代表的产出效应，而随着国内劳动要素成本上升，技术采纳成本上升，能源要素边际产出负效应所能挤占其他要素的边际产出下降，能源要素的边际产出值不断向零界点回调，其中国内能源边际产出则继续回调到正值水平。

考察期外部能源偏向型技术指数皆为正值，1992—2007年在波动起伏中维持了相对较高水平，也维持了中国经济相对较高增长速度。2007年这种偏向型技术进步达到了峰值，2008年则出现前所未有的断崖式下跌，从2007年13 415.126 7跌至2008年467.924 8，2009年继续跌至98.493 2，其后各年继续相对温和下降至2015年最低值3.629 1，且2013、2014年也只有个位数水平，分别为9.4521及4.727 4。

能源文明冲击与融合下的外部能源偏向型技术进步与扩散效应支撑中国经济以往的高速增长，2007年出现发展方式的零界点现象。研究结果预示出一种发展方式的结束，表现为经济较快速发展时，伴随持续的较高外部能源偏向型技术进步，当这种偏向型技术进步越大时对经济发展促进作用越大，这种推动经济增长偏向型技术进步2007年到达顶峰，其后出现断崖式下跌，2009年出台经济刺激计划，稳定了经济基本面，并未带来外部能源偏向型技术进步反弹与回升现象，对比人均GDP增速的缓慢下降的情形，预示着一种增长方式的结束。与学界普遍判断认为中国潜在经济增长在2007年后就已经急转直下的观点相吻合。

四、总 结

借鉴Acemoglu将产品生产中的中间投入品分成基于技能劳动与非技能劳动生产的中间品的研究方法，运用到能源领域的研究中，假设经济系统的产出品生产中能源消耗包含外部与内部能源两部分，来探讨基于外部能源特征的偏向型技术进步问题。结果表明中国存在外部能源偏向型技术进步，且这种偏向型技术进步支撑中国上一轮经济快速增长的证据明显，外部能源偏向型技术进步在2007年到达顶峰后出现断崖式下跌，并持续下跌至考察末期的2015年。从2008年开始这种偏向型技术进步程度已不足已支撑经济较快速增长，且2009年出台经济强刺激措施，保持总体经济基本面的稳定，也未能促使外部能源偏向型技术进步的反弹与提升。2007—2008年间这种偏向型技术进步出现零界点现象，预示出一种增长方式的结束，也与业界普遍认为的中国潜在经济增长在2007年后就已经急转直下的判断相吻合。

中国上一轮经济的高速增长，也表现为能源文明融合背景下的高速发展。改革开放带来的基于石油、天然气消耗的外部能源文明对煤炭文明的冲击，触发外部能源特征的技术进步与扩散，很大程度上支撑了中国经济高速增长。从蒸汽机车到内燃机车的广泛使用，燃油汽车、轮船、航空技术进步与扩散，基于燃油燃气消耗使用技术在交通、物流等领域的技术进步与扩散。这种能源文明的冲击带来的生产、出行、生活便利化，大大提升生产与工作效率，支撑中国经济高速增长。