光伏市場拉動研發(fā)創(chuàng)新的國際研究

霍沫霖 張希良 王仲穎

(1．清華大學核能與新能源研究院能源環(huán)境經(jīng)濟研究所，北京100084;2．國家發(fā)展改革委員會宏觀經(jīng)濟研究院能源研究所，北京100038)

在能源供應安全與氣候變化等問題日益突出的背景下，發(fā)展可再生能源被認為是必由之路［1］。光伏技術是其中一種受到許多國家重視的技術。2003－2008年全球年裝機的平均年增長率為60．63%。但是，高成本仍然阻礙了光伏的大規(guī)模應用。

研發(fā)創(chuàng)新被認為是提高光伏經(jīng)濟性的重要途徑［3］。政府如何促進光伏研發(fā)創(chuàng)新呢?科技對創(chuàng)新的推動作用和市場對技術創(chuàng)新的拉動作用常常分別作為研發(fā)政策和市場政策的重要性的理論依據(jù)。由于光伏市場拉動創(chuàng)新的規(guī)律受市場政策決策者的關注，同時對其作用機理的認識和對作用大小的定量分析較缺乏，而且數(shù)據(jù)獲取可行性比研發(fā)補貼更大，因此本文將分析市場的作用。

Neuhoff［4］指出穩(wěn)定持續(xù)的市場政策由于提高了企業(yè)對市場擴大的信心，提高企業(yè)對創(chuàng)新回報規(guī)模增加及其確定性的預期，從而可以拉動企業(yè)的研發(fā)投資。Taylor［5］以美國加利福利亞州為案例，定性分析不同類型的光伏市場政策對光伏研發(fā)創(chuàng)新行為的影響途徑和優(yōu)缺點。Colatat［6］根據(jù)美國光伏產(chǎn)業(yè)的歷史情況，提出光伏市場規(guī)模過于小或市場發(fā)展的不確定性可以引起企業(yè)不愿意投入研發(fā)創(chuàng)新?？傊?，目前對該問題的認識較少，定量的經(jīng)驗分析缺乏。

光伏市場與創(chuàng)新具有自身的特點，比如市場需求和市場規(guī)模受到政府主導，產(chǎn)品、設備和技術的國際貿(mào)易頻繁發(fā)生。本文結合對光伏產(chǎn)業(yè)的復雜性和特殊性的認識，分析光伏市場拉動創(chuàng)新的機理，在此基礎上利用20個國家的歷史數(shù)據(jù)進行檢驗。

1 研究假設

1．1 光伏市場拉動研發(fā)創(chuàng)新

市場拉動研發(fā)創(chuàng)新的理論基礎是技術創(chuàng)新學中的需求拉動力，即企業(yè)對市場需求規(guī)模的期望增加時，企業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新收益的預期增加，于是引起企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入增加。

從對光伏制造商和設備供應商的訪談得知，企業(yè)可以通過研發(fā)創(chuàng)新提高技術水平或促進設備國產(chǎn)化，從而在產(chǎn)品或技術的銷售中擴大市場份額或提高利潤率，獲得遠超過研發(fā)投入的利潤回報。因此，結合光伏產(chǎn)業(yè)實際情況和需求拉動理論，本研究提出光伏市場需求規(guī)模擴大可以促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投資。

1．2 市場發(fā)展態(tài)勢對市場拉動創(chuàng)新的影響

下面分析不同發(fā)展態(tài)勢下市場對研發(fā)創(chuàng)新的拉動作用。

1．2．1 市場規(guī)模持續(xù)過小的制約影響

市場規(guī)模制約著企業(yè)生產(chǎn)和銷售規(guī)模。市場規(guī)模制約技術創(chuàng)新投資，因為技術創(chuàng)新若要盈利，必須有相當大的市場需求規(guī)模以攤薄研發(fā)的巨額固定成本［9］。同時，企業(yè)規(guī)模可以制約企業(yè)風險性研發(fā)計劃的金融支持獲取。

在光伏技術擴散初期，有的國家光伏市場規(guī)模持續(xù)過小，可能因為在經(jīng)濟性、技術等因素影響下政府認為尚未到支持利用規(guī)模逐步擴大的時機，或者在資源和其他替代技術影響下光伏發(fā)電技術在該國的戰(zhàn)略性不明顯。此時市場回報不足以攤薄實驗設備、研究人員、實驗室土建等研發(fā)投資，同時企業(yè)對未來市場規(guī)模擴大的期望低，缺乏投資研發(fā)創(chuàng)新的動力。而在光伏技術擴散初期，如果在政府持續(xù)支持下光伏市場逐漸擴大，則企業(yè)可以期望獲得足夠的回報以補償高額的研發(fā)投入，于是此時光伏市場的逐漸擴大將引起創(chuàng)新增加。因此，本研究提出在光伏技術擴散初期時市場規(guī)模持續(xù)過小的情況下，市場對創(chuàng)新的拉動作用不顯著，而在市場逐漸擴大的情況下，市場拉動作用顯著。

1．2．2 市場規(guī)模過快增長的制約影響

當市場規(guī)?？焖俚財U大時，市場需求相對于供應能力增加得更快，各企業(yè)都有擴大產(chǎn)能的空間，都可以從快速增長的市場中獲取較高的利潤，此時行業(yè)內(nèi)競爭相對不激烈。在這種供不應求的情況下，企業(yè)更傾向于擴大產(chǎn)能、提高市場占有率，而缺乏追求技術創(chuàng)新的動機。因此，光伏市場規(guī)模過快增長將大大限制或弱化市場需求對技術創(chuàng)新行為的激勵作用。相反，在市場相對飽和的情況下，企業(yè)為了爭取更高的市場占有率，容易發(fā)生價格戰(zhàn)及促銷戰(zhàn)［10］。因此，當市場規(guī)模增長速度比較平穩(wěn)時，企業(yè)要想在激烈的市場競爭中生存和發(fā)展，就必須借助技術創(chuàng)新提高市場競爭力。一些國家的光伏市場在短時間內(nèi)擴大非常急劇，可能是因為市場政策的制定受政府短期目標驅(qū)動，或者因為政策制定缺乏預見性或科學性，比如說西班牙在2007年和2008年為光伏利用提供了世界上利潤最高的補貼，即100kW以下的光伏系統(tǒng)可以獲得當時銷售電價575%的上網(wǎng)電價［11］，這導致西班牙市場的增長率大于400%。因此，本研究提出在光伏擴散加速期市場規(guī)模過快增長可以大大限制或弱化市場對技術創(chuàng)新行為的拉動作用。

2 數(shù)據(jù)樣本與研究方法

2．1 變量選取

本文結合光伏產(chǎn)業(yè)特點，借鑒同類實證文獻對市場需求規(guī)模和研發(fā)創(chuàng)新的表征方法。Scherer［12］在研究需求拉動制造業(yè)創(chuàng)新時，用制造產(chǎn)品購買量來表征市場需求規(guī)模。徐俠［13］在分析新產(chǎn)品市場需求對企業(yè)研發(fā)支出的影響時，用新產(chǎn)品銷售收入表征市場需求。在光伏政策同時影響市場需求規(guī)模和市場規(guī)模的情況下，市場規(guī)模變化可以反映市場需求規(guī)模變化，選擇這一指標的好處在于直接、易于識別、現(xiàn)實涵義明確。專利申請或授予是研發(fā)創(chuàng)新的產(chǎn)出之一，數(shù)據(jù)的定義穩(wěn)定、客觀，而且相對容易獲得。Watanabe［14］在研究研發(fā)投入和知識儲備對光伏創(chuàng)新影響時，用專利申請量表征光伏創(chuàng)新。因此本文用國家專利局授予的光伏專利量表征被拉動的研發(fā)創(chuàng)新。

各個國家及其代碼分別是德國DE，西班牙ES，日本JP，美國 US，意大利 IT，韓國 KR，法國 FR，中國 CN，澳大利亞AU，葡萄牙PT，加拿大CA，瑞士CH，荷蘭NL，奧地利AT，英國GB，墨西哥MX，瑞典SE，挪威NO，土耳其TR，丹麥DK。各國市場規(guī)模變量用“國家代碼+M”表示，各國研發(fā)創(chuàng)新規(guī)模變量用“國家代碼+R”表示。

2．2 數(shù)據(jù)來源

1993－2009年國外年裝機量數(shù)據(jù)基本來自世界能源署(IEA)2008年的出版物［15］，除了1995－2009年澳大利亞、奧地利、加拿大、瑞士、德國、葡萄牙和美國的年裝機量數(shù)據(jù)是來自IEA2009年的出版物［16］。1992－2003年我國年裝機量數(shù)據(jù)是來自《中國光伏產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究報告》［17］，2004－2006年的數(shù)據(jù)是來自《中國光伏發(fā)展報告》［18］，2007－2009年的數(shù)據(jù)是來自歐洲光伏行業(yè)組織(EPIA)的出版物［19］。美國和日本的光伏專利授予量數(shù)據(jù)是來自CambridgeIP的數(shù)據(jù)庫，其他國家的光伏專利授予量數(shù)據(jù)是來自歐洲專利局(EPO)的數(shù)據(jù)庫。澳大利亞、奧地利、加拿大、瑞士、德國、丹麥、西班牙、英國、意大利、日本、荷蘭、瑞典、美國、墨西哥的屋頂面積數(shù)據(jù)和墻面面積數(shù)據(jù)來自于 IEA2002 年的出版物［20］。

2．3 因果檢驗方法

本文用Granger因果檢驗方法對市場需求與研發(fā)創(chuàng)新的因果關系進行檢驗，考察二者的因果關系是否顯著。格蘭杰(非)因果關系分析法的基本原理在于如果變量Y的過去值有助于解釋變量X的變化，那么就說存在Y到X的因果關系。

對于兩個不都是平穩(wěn)的時間序列，建立向量自回歸模型很可能得到殘差序列是非平穩(wěn)序列的偽回歸，不能可靠地反映自變量和因變量之間的關系。因此，對于同階單整的兩個時間序列，先檢驗是否存在協(xié)整關系。單方程的協(xié)整檢驗的常用方法是Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的E－G兩步檢驗法。若檢驗ln M與ln R是否存在協(xié)整關系，首先用最小二乘法估計長期均衡方程

然后對估計殘差εt做ADF單位根檢驗。如果εt為平穩(wěn)序列，則認為ln M與ln R存在協(xié)整關系，反之，不存在協(xié)整關系。

根據(jù)Engle和Granger的協(xié)整理論，如果時序變量之間存在協(xié)整關系，則一定存在一個相對應的誤差修正模型(VECM)來描述不斷調(diào)整的短期動態(tài)過程。建立誤差修正模型

其中引入了長期均衡方程所產(chǎn)生的殘差序列Zt－1

檢驗統(tǒng)計量為

其中RRS1和RSS0分別表示VECM估計的殘差平方和，和VECM在非因果關系的原假設下估計的殘差平方和，n為在原假設H0下滯后項的個數(shù)，N為樣本容量。當統(tǒng)計量F的值大于在顯著性水平α下F分布的臨界值Fα(n，N－2n－1)，則在1－α的置信度下拒絕原假設，即認為D ln M是D ln R的原因。

對于非同階單整的兩個時間序列，和不存在協(xié)整關系的同階單整的兩個時間序列，可以進行一階差分變換。如果一階差分變量平穩(wěn)，對一階差分變量建立向量自回歸模型(VAR)模型檢驗因果關系。若檢驗D ln M是否是D ln R的原因，建立向量自回歸模型:

其中p和q分別為D ln R和D ln M的滯后期長度。同樣以F統(tǒng)計量判斷是否拒絕非因果關系的原假設。

檢驗結果對最大滯后階數(shù)敏感，VECM模型檢驗和VAR模型檢驗都采取AIC準則選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。為了保證檢驗結果的穩(wěn)健度，我們對各國都選取約17個樣本數(shù)，當出現(xiàn)市場不顯著拉動研發(fā)創(chuàng)新的檢驗結果時，可能是市場規(guī)模過小和市場規(guī)模增長過快中的任一因素或者兩個因素同時引起的。我們把“不存在因果關系”檢驗結果謹慎地解釋為不顯著存在因果關系，而不是做出更強的判斷，比如判斷不存在因果關系。

2．4 趨勢分析方法

本文采取趨勢分析方法對市場規(guī)模的變化進行定量描述。趨勢分析所用的函數(shù)曲線有直線、多項式曲線、指數(shù)曲線、Logistic(增加)曲線、Bass 模型等。Lund［21］發(fā)現(xiàn)11種新能源技術在全球或者某國的市場擴散趨勢可以用logistic模型描述，其中光伏擴散包括在全球、在德國和在芬蘭的。Guidolin［22］發(fā)現(xiàn)在2005年以前11個國家的光伏市場變化趨勢分別可以用Bass模型描述。由于Logistic模型其實是Bass模型的特殊情況(p=0，q＞0)，本文考慮Bass模型。

Bass模型假設任何時刻的采用者的數(shù)量與此時潛在采用者的數(shù)量直接相關，這可以用數(shù)學模型表示為:

其中n(t)是t時刻采用者數(shù)或當時的市場規(guī)模，N(t)為到t時刻的累積采用者總數(shù)，M為潛在采用者總數(shù)，p為創(chuàng)新系數(shù)，q為模仿系數(shù)。n(t)描述了擴散規(guī)模隨時間的演化情況，即擴散曲線。p增加意味著在技術擴散初期時擴散曲線的斜度和厚度增加，q增加意味著在擴散加速期時速度增加［23］。

若誤差平方和與均方差的比值越小，則說明實際觀察值與擬合值越接近，曲線擬合的越好。假設實際測得的值為n，其平均值為，擬合曲線所求得的擬合值為 ni，誤差平方和為RSS，均方差為TSS，則曲線的擬合優(yōu)度R2為

本文基于Matlab編程軟件應用lsqcurvefit函數(shù)進行非線性最小二乘擬合，并應用最優(yōu)化方法，以減少對M、p和q三個參數(shù)初值的要求。p和q初值對模型參數(shù)估計的影響較小，因此參照其他經(jīng)驗研究的取值。Talukdar對31個國家CD機、微波爐、傳真機等6種產(chǎn)品的分析表明，新產(chǎn)品的創(chuàng)新系數(shù)p平均值介于0．000 7－0．03之間;模仿系數(shù)q平均值介于0．38－0．53之間。Guidolin對11個國家的光伏市場的分析表明，創(chuàng)新系數(shù)取值范圍為0．000 007 －0．003 5，模仿系數(shù)取值范圍為 0．05 －0．46。

Guidolin對一些國家市場潛力判斷過小。比如說他認為日本、英國、德國在2005年－2006年已經(jīng)達到市場擴散最快的時期，市場規(guī)模將從2006年起減少。事實上日本、德國、英國2009年的新裝機量分別是2006年的1．7倍、4．6倍、2．1倍。Guidolin沒有給出其提出潛在裝機量初值的方法學。由于本文實證分析需求拉動創(chuàng)新的時間段是屬于政府主導技術擴散的階段，因此假設該階段的市場潛力是政府將支持的總裝機量。一些國家公布了2020或2030支持目標，我們發(fā)現(xiàn)這些目標略小于利用該國屋頂面積和墻面面積的5%。屆時光伏預計可以參與市場競爭［24］，并且重復采納者尚比較少，因此本文以屋頂和墻面面積的5%作為各國市場潛力初值。對于屋頂采用晶體硅組件的典型面積密度141．14Wp/m2;對于墻面采用非晶硅薄膜組件的典型面積密度63．13Wp/m2，因為它在低光照射條件下，如臨近建筑物遮擋，也能有穩(wěn)定電力輸出，并且它有更佳的視覺效果。

3 計量檢驗結果

3．1 光伏市場需求拉動研發(fā)創(chuàng)新

丹麥、土耳其、瑞典、挪威和意大利一直存在一定的光伏市場規(guī)模，但本國政府專利授予量在較長時間里近似為零，因此即使不建立計量模型，也可知他們的市場需求對研發(fā)創(chuàng)新的拉動作用不顯著。下文對其他15個國家進行定量檢驗。

3．1．1 平穩(wěn)檢驗結果

表1列出各變量拒絕不平穩(wěn)原假設時的部分統(tǒng)計量，其中臨界值是在5%顯著性水平下的。表中列出的基本全是ADF方法的檢驗結果，除了PP或者ERS檢驗有更好顯著性的極少數(shù)情況。根據(jù)統(tǒng)計結果，lnCNM、lnDER、lnESR、lnGBR、lnMXM、lnUSR、lnNLM、lnNLR、lnCHR 是平穩(wěn)時間序列，其他變量都是一階單整時間序列I(1)。

3．1．2 同階單整變量之間的協(xié)整與誤差修正模型檢驗

檢驗結果表明每一對同階單整時間序列都存在協(xié)整關系。由于篇幅有限，省略列出各長期均衡方程估計殘差的水平檢驗結果。對于每一對的誤差修正模型，AIC和SC最小時的F統(tǒng)計量和顯著水平的如表2所示。對于從需求到研發(fā)創(chuàng)新的因果關系，澳大利亞存在長期因果關系，加拿大存在長期和短期因果關系，日本存在短期因果關系。短期因果關系指被解釋變量的短期波動由解釋變量的短期波動決定。長期因果關系指被解釋變量的短期波動由長期均衡關系的誤差修正項決定，即由兩者向均衡靠攏的趨勢決定。

表1 平穩(wěn)檢驗結果Tab．1 Results of the unit root tests

表2 誤差修正模型的檢驗結果Tab．2 Wald F －test statistics from VEC estimation

Schmookler發(fā)現(xiàn)專利授予通常在市場規(guī)模擴大的兩年后發(fā)生。技術研發(fā)需要一段時間，專利申請到公開至少需要一年半到兩年時間，盡管企業(yè)可能提前掌握的市場政策信息從而有針對地投入研發(fā)創(chuàng)新，專利授予量增大應該晚于裝機量擴大一年半以上。因此我們認為法國不存在市場需求拉動研發(fā)創(chuàng)新，因為滯后期為一年以內(nèi)不合理。

3．1．3 平穩(wěn)變量之間的向量自回歸模型檢驗

對于兩個平穩(wěn)變量、或非同階單整變量一階差分后的兩個平穩(wěn)變量，我們建立VAR模型來檢驗因果關系。檢驗結果如表3所示，由于篇幅有限，僅列舉AIC和SC最小時的F統(tǒng)計量和顯著水平。在德國、英國和美國，年裝機量的變化都引起了年專利授予量的變化。

表3 向量自回歸模型的檢驗結果Tab．3 Wald F-test statistics from VAR estimation

3．2 市場發(fā)展態(tài)勢對市場拉動創(chuàng)新的制約

墨西哥、土耳其的年裝機量分別一直為1MW左右，瑞典、挪威、丹麥三個北歐國家的年裝機量一直在1MW以下，可能因為該國尚未開始大力發(fā)展它或者太陽能輻射資源匱乏。由于這5個國家市場仍然非常小，不適合進行擴散曲線擬合。根據(jù)上文檢驗結果，這5個國家的市場都不顯著拉動創(chuàng)新，這與本文的理論假設一致。下面對其他15個國家的年裝機情況進行擴散曲線擬合。為了進行國別比較，將這15個國家分為兩組，A組是6個市場顯著拉動創(chuàng)新國家，B組是9個市場不顯著拉動創(chuàng)新國家。

圖1 A組國家年裝機量的趨勢擬合圖Fig．1 Fittings of annual installation in countries of group A

表4 參數(shù)估計值和擬合優(yōu)度Tab．4 Parameter estimation and adequacy of the model

由于篇幅有限，圖1僅展示了A組國家的擴散曲線擬合結果。A組國家的市場規(guī)模在擴散初期持續(xù)增大，在加速期平穩(wěn)增大，這與該國對光伏技術戰(zhàn)略性的重視和有效持續(xù)的政策支持有關。這六個國家具有科技發(fā)達、對可再生能源重視度較高、經(jīng)濟發(fā)展水平較高、光伏發(fā)展歷史較長等特點。B組國家在市場發(fā)展的初期市場規(guī)模在較長時間里保持非常小的規(guī)模，在加速擴散期里市場規(guī)模擴大的速度非常快，這可能與對光伏技術的支持缺乏長期戰(zhàn)略有關。而且實證結果表明可以通過指標p和q對這些市場發(fā)展態(tài)勢進行判斷。由表4可知，A組國家的p值相對更大，算術平均值為0．000 068，B組國家的p值相對更小，算術平均值為0．000 002 8。A組國家的q值相對更小，算術平均值為0．31，B組國家的q值相對更大，算術平均值為1．0。綜上，市場規(guī)模過小或者增長過快的制約影響比較顯著，并且p和q可以作為表征該市場發(fā)展態(tài)勢的指標。

4 結論

在德國、英國、日本、澳大利亞、美國、加拿大6個國家市場規(guī)模的擴大都顯著地拉動技術創(chuàng)新的增加，而在西班牙、中國、法國、韓國、葡萄牙、瑞士、荷蘭、奧地利、意大利、墨西哥、土耳其、瑞典、挪威和丹麥這14個國家市場擴大都沒有顯著拉動研發(fā)創(chuàng)新。市場拉動研發(fā)創(chuàng)新的六個國家在2009年累積裝機量為14 421．6MW，占文中20個國家的70%，可見大多數(shù)光伏市場發(fā)揮了拉動研發(fā)創(chuàng)新的作用。于是相對于已有研究對光伏需求拉動的理論分析，本文提供了基于20個國家歷史數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析結果。

市場顯著拉動創(chuàng)新的國家的p值相對更大，市場不顯著拉動創(chuàng)新的國家的p值相對更小，這說明市場規(guī)模逐漸擴大與市場顯著拉動創(chuàng)新有關聯(lián)，而持續(xù)過小與市場拉動創(chuàng)新不顯著有關聯(lián)。

市場顯著拉動創(chuàng)新的國家的q值相對更小，市場不顯著拉動創(chuàng)新的國家的q值相對更大，這說明市場規(guī)模擴大平穩(wěn)與市場顯著拉動創(chuàng)新有關聯(lián)，而擴大急劇與市場拉動創(chuàng)新不顯著有關聯(lián)。這驗證了本文提出的理論假說之一，即如果光伏市場規(guī)模擴大急劇，市場需求遠大于供應能力，此時企業(yè)更傾向于擴大產(chǎn)能，缺乏追求技術創(chuàng)新的壓力，而如果光伏市場規(guī)模擴大平穩(wěn)，此時市場相對飽和，市場競爭壓力迫使企業(yè)投資技術創(chuàng)新。

為了促進光伏技術創(chuàng)新及成本降低，我國光伏市場政策應主導市場需求平穩(wěn)持續(xù)地擴大，避免其相對于供應能力過快地增長。平穩(wěn)持續(xù)發(fā)展態(tài)勢可以用技術擴散模型中p和q指標進行判斷，這為政策制定提供指標參考。我國應制定關于光伏成本下降的長期戰(zhàn)略，從技術創(chuàng)新、市場等方面給與持續(xù)的引導和支持，避免在短期目標驅(qū)動下的決策行為。

(編輯:田 紅)

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