基于DID模型的我國(guó)“煤改氣”政策對(duì)天然氣消費(fèi)的影響

李宏勛， 馬里成

（中國(guó)石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島 266580）

“煤改氣”是指用天然氣替代煤炭以減少二氧化硫和煙塵排放，改善空氣質(zhì)量. 在我國(guó)能源結(jié)構(gòu)改革和大氣污染治理過(guò)程中，扮演著舉足輕重的角色. 政府相關(guān)政策文件要求到2021年北方地區(qū)清潔取暖率要達(dá)到70%，替代散煤燃燒1.5億t. 從“十二五”期間我國(guó)政府陸續(xù)發(fā)布相關(guān)的“煤改氣”政策以來(lái)，北方多個(gè)地區(qū)相繼采取了煤改措施，但有些地區(qū)在政策實(shí)施過(guò)程中出現(xiàn)了與預(yù)期效果不一致的現(xiàn)象，這從側(cè)面暴露出我國(guó)“煤改氣”政策和能源產(chǎn)業(yè)中存在的問(wèn)題：“煤改氣”政策究竟會(huì)取得什么樣的效果，會(huì)給我國(guó)能源消費(fèi)帶來(lái)什么樣的影響？一方面，隨著“十三五”期間對(duì)環(huán)保要求進(jìn)一步嚴(yán)格，我國(guó)“煤改氣”政策實(shí)施力度進(jìn)一步加大，這在一定程度上促進(jìn)了天然氣消費(fèi)的增長(zhǎng)和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的合理化；另一方面，我國(guó)天然氣儲(chǔ)量有限、價(jià)格偏高、資源分布不均勻和對(duì)外依存度過(guò)高等不利因素，給我國(guó)天然氣供應(yīng)帶來(lái)了挑戰(zhàn)，“煤改氣”政策的實(shí)施面臨困境.

一般認(rèn)為“煤改氣”政策會(huì)促進(jìn)天然氣的消費(fèi)，但由于天然氣在推廣時(shí)面臨的諸多問(wèn)題和挑戰(zhàn)，兩者到底是一種怎樣的關(guān)系，需要進(jìn)一步探討. 雙重差分法允許控制組和反事實(shí)參照組之間存在一定的固有差異，它可以通過(guò)差分的方法來(lái)剔除這種差異，然后得到政策實(shí)施的凈效應(yīng)，從而可以達(dá)到政策評(píng)估的目的.

有鑒于此，本文運(yùn)用雙重差分（DID）模型對(duì)“煤改氣”的政策影響進(jìn)行評(píng)估，選取2005—2018年國(guó)內(nèi)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，分析實(shí)施“煤改氣”政策對(duì)天然氣消費(fèi)量的影響.

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 關(guān)于“煤改氣”政策的研究

“煤改氣”政策的研究是一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題，研究方面較為廣泛.“煤改氣”政策對(duì)空氣質(zhì)量的影響方面，Zhao 等［1］研究“煤改氣”政策對(duì)北京周邊大氣污染的影響，發(fā)現(xiàn)該政策使2018年采暖期北京東南部地區(qū)氮氧化物顯著增加，PM2.5有所減少；李少林等［2］研究“煤改氣”和“煤改電”政策對(duì)綠色發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)政策對(duì)減少工業(yè)煙、粉塵排放量的影響顯著；Tanaka 等［3］發(fā)現(xiàn)“煤改氣”政策與未來(lái)50～100年的氣候穩(wěn)定目標(biāo)是一致的.“煤改氣”政策對(duì)天然氣供應(yīng)的影響方面，Wang等［4］以農(nóng)村個(gè)人用戶和企業(yè)用戶的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，并結(jié)合“煤改氣”的特點(diǎn)，提出了預(yù)測(cè)冬季用氣量的新方法.“煤改氣”政策經(jīng)濟(jì)性和補(bǔ)貼方面，周淑慧［5］在對(duì)北方農(nóng)村地區(qū)清潔取暖方式的研究中發(fā)現(xiàn)，燃?xì)獗趻鞝t替代燃煤取暖是較為經(jīng)濟(jì)的選擇；Xu等［6］對(duì)華北地區(qū)“煤改氣”政策的可持續(xù)性和有效性進(jìn)行評(píng)價(jià)，提出了相應(yīng)的政策建議；Chen等［7］評(píng)估了“煤改氣”和“煤改電”政策對(duì)京津和其他26個(gè)城市的建筑能源需求和排放的影響，提出了完善替代能源和社會(huì)補(bǔ)貼的政策建議. 通過(guò)以上這些對(duì)“煤改氣”政策相關(guān)文獻(xiàn)的研究可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外關(guān)于“煤改氣”的研究主要集中在大氣環(huán)境和經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼兩個(gè)方面，考慮其對(duì)能源消費(fèi)影響的研究相對(duì)較少.

1.2 關(guān)于天然氣消費(fèi)影響因素的研究

影響天然氣消費(fèi)的因素很多，而且因素間的相互關(guān)系比較復(fù)雜. 大量研究表明，天然氣的消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、人口數(shù)量、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等因素有關(guān). 盧全瑩等［8］對(duì)天然氣消費(fèi)需求分析及預(yù)測(cè)的研究認(rèn)為，人口和城鎮(zhèn)化率是天然氣消費(fèi)的主要推動(dòng)因素，GDP是天然氣消費(fèi)的主要限制因素；李宏勛等［9］認(rèn)為，GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、能源消耗強(qiáng)度的短期波動(dòng)對(duì)天然氣消費(fèi)量的短期波動(dòng)均有影響；徐國(guó)政［10］通過(guò)對(duì)我國(guó)天然氣消費(fèi)影響因素的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是影響我國(guó)天然氣消費(fèi)增長(zhǎng)的主要因素；宋杰鯤等［11］基于Shapley值分解的基本模型，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施效應(yīng)和人均財(cái)富效應(yīng)分別是各地區(qū)天然氣消費(fèi)增加的第一、第二位驅(qū)動(dòng)因素；柴建等［12］運(yùn)用貝葉斯平均法構(gòu)建了一個(gè)包含常用的6個(gè)影響天然氣消費(fèi)的因素基準(zhǔn)模型，包括GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素；鄒紹輝等［13］認(rèn)為，人均生活用氣量、天然氣消耗占比、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和人口城鎮(zhèn)化率為影響天然氣消耗的4個(gè)重要因素；穆獻(xiàn)忠等［14］基于系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)模型研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展在促進(jìn)天然氣需求量增長(zhǎng)中起主導(dǎo)作用；李君臣等［15］認(rèn)為，GDP與總?cè)丝跀?shù)量是影響我國(guó)天然氣消費(fèi)的重要因素.

1.3 關(guān)于雙重差分法在政策影響中應(yīng)用的研究

雙重差分法由于其獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)，被廣泛應(yīng)用于政策研究. 任亞運(yùn)等［16］采用雙重差分法對(duì)碳交易政策的協(xié)同減排效應(yīng)及作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)碳交易政策促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)的整體綠色發(fā)展；何靖［17］通過(guò)雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）分析了商業(yè)銀行穩(wěn)健薪酬監(jiān)管指引的政策沖擊，發(fā)現(xiàn)延付高管薪酬增強(qiáng)了其通過(guò)貸款損失準(zhǔn)備進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)；王朋吾等［18］使用雙重差分法檢驗(yàn)國(guó)企混合所有制改革對(duì)東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)活力的影響，發(fā)現(xiàn)混合所有制改革能顯著提高東北地區(qū)上市國(guó)有企業(yè)的發(fā)展活力；鄭新業(yè)等［19］發(fā)現(xiàn)，“省直管縣”政策提高了被直管縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率1.3個(gè)百分點(diǎn)；劉曄等［20］采用PSM-DID的方法研究了國(guó)企混合所有制改革，發(fā)現(xiàn)改革后全要素生產(chǎn)率顯著提高；李成等［21］通過(guò)雙重差分模型檢驗(yàn)了“營(yíng)改增”改革的政策效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)改革顯著提高了試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)的固定資產(chǎn)投資.

綜上所述，天然氣消費(fèi)量的影響因素主要有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口數(shù)量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè). 雖然國(guó)內(nèi)外對(duì)于“煤改氣”政策研究的方面很多，但是評(píng)估“煤改氣”政策實(shí)施效果、考慮其對(duì)天然氣消費(fèi)影響的文獻(xiàn)較少，因此對(duì)“煤改氣”政策對(duì)天然氣消費(fèi)的影響進(jìn)行研究，可以為我國(guó)能源替代政策和天然氣政策完善提供政策建議和決策依據(jù).

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量說(shuō)明

被解釋變量為天然氣消費(fèi)量、解釋變量為“煤改氣”政策的實(shí)施，在參考前人研究并保證模型簡(jiǎn)潔性的基礎(chǔ)上選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口數(shù)量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)5個(gè)影響天然氣消費(fèi)的因素作為控制變量.

1）地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）用地區(qū)生產(chǎn)總值表示. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)天然氣需求量有一定影響，不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一，所以將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為控制變量.

2）人口數(shù)量（Per），即年末的戶籍人口數(shù)量，用年末地區(qū)總?cè)丝诒硎? 不同地區(qū)人口數(shù)量有很大差別，天然氣主要作為生活用氣，其消費(fèi)量與人口數(shù)量密切相關(guān)，所以將人口數(shù)量作為控制變量.

3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ins）用第二產(chǎn)業(yè)占比表示.“煤改氣”政策實(shí)施之后，許多工業(yè)企業(yè)從使用煤炭轉(zhuǎn)變?yōu)樘烊粴猓援a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)天然氣消費(fèi)量也會(huì)有影響.

4）城鎮(zhèn)化水平（Ur）用城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝诒硎? 新型城鎮(zhèn)化對(duì)高效清潔天然氣的需求不斷增長(zhǎng)，根據(jù)劉曉瑞等［22］的研究城鎮(zhèn)化對(duì)人均生活能源消費(fèi)存在影響，所以將城鎮(zhèn)化水平作為控制變量.

5）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（Pel）用地區(qū)天然氣管道長(zhǎng)度表示，指從氣源廠壓縮機(jī)出口或門站出口至各類用戶之間投入使用的管道長(zhǎng)度. 管道輸氣是最方便經(jīng)濟(jì)的一種方式，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也會(huì)影響天然氣消費(fèi)量.

2.2 樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

選取2005—2018年全國(guó)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)化處理后使用. 考慮到2005年以后天然氣的使用開始普及，因此起始年份設(shè)為2005年，由于部分年鑒最新年份為2018年（即2017年的數(shù)據(jù)），故2018年的部分?jǐn)?shù)據(jù)通過(guò)皮書數(shù)據(jù)庫(kù)（https：//www.pishu.com.cn/）和石油商報(bào)（https：//center.cnpc.com.cn/）搜集得到.相關(guān)原始數(shù)據(jù)來(lái)源：地區(qū)天然氣消費(fèi)量來(lái)自2006年至2018年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、年末地區(qū)總?cè)丝凇⒌诙a(chǎn)業(yè)占比、城鎮(zhèn)人口比例、地區(qū)天然氣管道長(zhǎng)度來(lái)自2006年至2019年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》.

2.3 模型設(shè)定

“煤改氣”政策的實(shí)施可視為一種準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，雙重差分法的思路主要是設(shè)置或者構(gòu)造一個(gè)政策實(shí)施的實(shí)驗(yàn)組和一個(gè)未實(shí)施的對(duì)照組，通過(guò)控制其他影響因素，然后將實(shí)驗(yàn)組的一個(gè)具體指標(biāo)在政策實(shí)施前后的平均改變量與對(duì)照組該指標(biāo)在政策實(shí)施前后的平均改變量的差距視為該項(xiàng)政策實(shí)施的實(shí)際效果.

通過(guò)查閱相關(guān)政策文件，并參考李少林等［2］的研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)“煤改氣”政策于2011年在北京、天津、河北、山西、山東等12個(gè)省市逐步實(shí)施，因此將這12個(gè)省市作為“煤改氣”政策的實(shí)驗(yàn)組，其余18個(gè)省市作為對(duì)照組. 基于此，建立基本模型如下：

式中：CGit為天然氣消費(fèi)量；α0為常數(shù)項(xiàng)；α1為時(shí)間虛擬變量的系數(shù)；α2為地區(qū)虛擬變量的系數(shù)；α3為交乘項(xiàng)系數(shù)；i為地區(qū)；t為時(shí)間；postt為時(shí)間虛擬變量，postt=1表示t 時(shí)期實(shí)施了“煤改氣”政策，postt=0表示t時(shí)期沒有實(shí)施“煤改氣”政策；treati為地區(qū)虛擬變量，treati=1表示地區(qū)i實(shí)施了“煤改氣”政策，treati=0表示地區(qū)i未實(shí)施“煤改氣”政策；為了檢驗(yàn)“煤改氣”政策影響，設(shè)立交互項(xiàng)treati×postt，以衡量“煤改氣”政策對(duì)天然氣消費(fèi)量的影響；λi、δt分別為個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)；εit為擾動(dòng)項(xiàng). 主要關(guān)注的是交乘項(xiàng)系數(shù)α3，其代表“煤改氣”政策對(duì)天然氣消費(fèi)的影響程度.

基本模型（1）可以有效解決樣本選擇偏差問(wèn)題，但是存在遺漏變量的可能，在參考盧全瑩［8］、李宏勛［9］等研究的基礎(chǔ)上，將地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口數(shù)量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平等5個(gè)控制變量引入，得到模型（2）：

式中：Xit代表一組控制變量；其他變量的含義同模型（1），主要變量的統(tǒng)計(jì)見表1.

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)表Tab.1 Descriptive statistics of the main variables

3 回歸結(jié)果及分析

3.1 共同趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

運(yùn)用DID模型的前提是必須滿足共同趨勢(shì)假設(shè)，即如果不存在“煤改氣”政策，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的被解釋變量應(yīng)具有同樣的變動(dòng)趨勢(shì). 如圖1，通過(guò)觀察實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的消費(fèi)量均值逐年變化情況的折線圖，在政策實(shí)施前（2005—2010年）實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的平均消費(fèi)量大致平行，初步判斷符合共同趨勢(shì)假設(shè)，但是需要更科學(xué)嚴(yán)格的檢驗(yàn).

圖1 天然氣消費(fèi)量趨勢(shì)對(duì)比Fig.1 Comparison of natural gas consumption trends

對(duì)政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，可以準(zhǔn)確驗(yàn)證是否滿足共同趨勢(shì)假設(shè). 由圖2可以看出，2011年之前政策未實(shí)施年份的交互項(xiàng)系數(shù)置信區(qū)間與0軸相交，說(shuō)明2007—2010年政策效應(yīng)為0，比較符合實(shí)際情況. 2011年政策在一些地區(qū)開始初步實(shí)施，取得的效果不明顯，2012年政策效果開始提升，但在實(shí)施過(guò)程中可能遇到一系列問(wèn)題，如上游氣源供應(yīng)及用氣價(jià)格問(wèn)題，遭遇瓶頸，2013年效果下降. 之后，政府對(duì)環(huán)保要求進(jìn)一步提高，加速推進(jìn)“煤改氣”進(jìn)程，政策效果逐漸明顯，天然氣消費(fèi)量有了較大幅度提升.

3.2 “煤改氣”政策實(shí)施效果的DID模型回歸分析

為便于橫向比較各變量系數(shù)的大小，直觀地分析各變量對(duì)因變量的彈性大小，對(duì)非虛擬變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理. 表2是運(yùn)用Stata16.0進(jìn)行回歸的結(jié)果，其中，模型（1）是不含控制變量的基礎(chǔ)模型，模型（2）是增加了控制變量后的模型，模型（3）是在控制個(gè)體效應(yīng)的基礎(chǔ)上控制時(shí)間效應(yīng)的模型.

由表2可以看出，在增加控制變量及固定效應(yīng)的過(guò)程中，調(diào)整R2也在不斷變大，這表明模型的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健. 由表2 模型（3）可知，從核心解釋變量交互項(xiàng)來(lái)看，“煤改氣”政策對(duì)天然氣消費(fèi)量的回歸系數(shù)為0.486，且回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，這表明“煤改氣”政策顯著刺激了實(shí)施地區(qū)的天然氣消費(fèi)量增長(zhǎng). 還可以看到，控制變量中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)天然氣消費(fèi)量的回歸系數(shù)為1.975，在1%水平上顯著，表明在“煤改氣”政策實(shí)施后許多工業(yè)企業(yè)的燃煤鍋爐轉(zhuǎn)變?yōu)槿細(xì)忮仩t，由此第二產(chǎn)業(yè)占比高的地區(qū)天然氣消費(fèi)量增長(zhǎng)更快. 基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)系數(shù)為0.222，在10%水平顯著，表明基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)促進(jìn)了天然氣消費(fèi)量增長(zhǎng). 由表2還發(fā)現(xiàn)，在加入時(shí)間固定效應(yīng)之后，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)天然氣消費(fèi)出現(xiàn)了不顯著的負(fù)向影響，表明同一個(gè)時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)對(duì)天然氣消費(fèi)產(chǎn)生正向影響，同一個(gè)地區(qū)的不同時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與天然氣消費(fèi)之間是負(fù)向關(guān)系，說(shuō)明了“煤改氣”政策會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)一定的負(fù)面影響.

圖2 “煤改氣”政策對(duì)天然氣消費(fèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)Fig.2 Dynamic effect of“coal to gas”policy on natural gas consumption

表2 “煤改氣”政策對(duì)天然氣消費(fèi)量的影響—雙重差分法Tab.2 Influence of“coal to gas”policy on natural gas consumption by using difference-in-differences method

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

政策實(shí)施地區(qū)和政策未實(shí)施地區(qū)出現(xiàn)的天然氣消費(fèi)的差異可能是由于其他不可觀測(cè)的、不隨時(shí)間變化的因素產(chǎn)生的，而雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）可以消除這種偏差，更改窗口期的檢驗(yàn)則可以考慮到政策的時(shí)效性問(wèn)題. 為進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的可靠性，避免結(jié)論的局限性，分別采用這兩種檢驗(yàn)方法.

4.1 PSM-DID穩(wěn)健性檢驗(yàn)

PSM-DID是首先通過(guò)傾向得分匹配，找到與處理組具有盡可能相似的參照組，進(jìn)而通過(guò)雙重差分得到政策影響的平均處理效應(yīng)，這樣使得結(jié)果更加可靠［23］. 雙重差分傾向得分匹配法步驟為首先根據(jù)處理變量與協(xié)變量估計(jì)傾向得分；然后對(duì)于處理組的每位個(gè)體i，確定與其匹配的全部控制組個(gè)體，對(duì)于處理組的每位個(gè)體i，計(jì)算其結(jié)果變量的前后變化；然后對(duì)于處理組的每位個(gè)體i，計(jì)算與其匹配的全部控制組的前后變化；最后根據(jù)公式進(jìn)行傾向得分核匹配或局部線性回歸匹配.

本文的具體思路為采用Logit模型，以treat為因變量，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口數(shù)量、城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)作為相應(yīng)的匹配變量，值得注意的是只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這個(gè)變量匹配前P值較大，不顯著，且試驗(yàn)組較對(duì)照組P值變化不明顯，因此在建模的時(shí)候可以考慮把這個(gè)變量排除，然后采用卡尺最近鄰匹配法進(jìn)行樣本匹配. 為保證樣本的“干凈”，首先以“煤改氣”政策實(shí)施前年份的數(shù)據(jù)作為處理對(duì)象，將政策實(shí)施地區(qū)與未實(shí)施地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行傾向得分匹配，刪除未匹配上數(shù)據(jù)，而后與政策實(shí)施后年份數(shù)據(jù)進(jìn)行縱向匹配，并刪除匹配數(shù)據(jù)中未出現(xiàn)的地區(qū)，各控制變量的傾向得分匹配結(jié)果如表3所示.

表3 傾向得分匹配結(jié)果Tab.3 Propensity score matching results

用于匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化差異百分比的絕對(duì)值在匹配后都在10%以內(nèi)，表明在完成匹配后，兩組樣本的各個(gè)方面特征已經(jīng)非常接近，滿足傾向得分匹配的平衡性基本假設(shè)，通過(guò)平衡性檢驗(yàn)，最后對(duì)匹配完成后的數(shù)據(jù)再進(jìn)行回歸見表4. 由回歸結(jié)果可知，核心解釋變量交互項(xiàng)系數(shù)在5%水平顯著，與上述主回歸保持一致，證明回歸結(jié)果穩(wěn)健，“煤改氣”政策總體上取得了較好的實(shí)施效果.

4.2 更改窗口期穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到政策前后的時(shí)效性，該部分將樣本設(shè)為更為均衡的2008—2014年區(qū)間再次進(jìn)行穩(wěn)健性回歸，回歸結(jié)果見表5. 由表5可知，核心解釋變量交互項(xiàng)系數(shù)全部在5%及10%水平顯著，與前文主回歸保持一致，再次證明回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，即我國(guó)“煤改氣”政策的實(shí)施對(duì)天然氣消費(fèi)量具有顯著正向作用.

表4 PSM-DID回歸結(jié)果Tab.4 PSM-DID regression results

表5 更改窗口期穩(wěn)健性檢驗(yàn)Tab.5 Robustnes tests of change window period

5 研究結(jié)論與政策建議

5.1 研究結(jié)論

根據(jù)雙重差分法的實(shí)施思路建立評(píng)估模型，同時(shí)分別運(yùn)用PSM-DID和更改窗口期的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，從回歸結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果中發(fā)現(xiàn)：

1）“煤改氣”政策的實(shí)施對(duì)我國(guó)天然氣消費(fèi)產(chǎn)生顯著正向影響，這從側(cè)面反映了政策的實(shí)施總體上取得了較好的效果. 但在動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)中2013年出現(xiàn)交互項(xiàng)系數(shù)的置信區(qū)間與0軸相交現(xiàn)象和更改窗口期后出現(xiàn)政策效果的顯著性水平略有下降的現(xiàn)象，均反映了在政策實(shí)施過(guò)程中遇到的一些問(wèn)題和阻礙，如氣價(jià)高和氣源不穩(wěn)定等，使得政策實(shí)施效果出現(xiàn)波動(dòng).

2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也對(duì)天然氣消費(fèi)產(chǎn)生正向影響.“煤改氣”政策使得傳統(tǒng)工業(yè)因環(huán)保要求由燃煤轉(zhuǎn)變?yōu)槿細(xì)猓I(yè)用氣大幅增加，由于燃?xì)獗热济荷a(chǎn)成本更高，生產(chǎn)成本增加的壓力給第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來(lái)挑戰(zhàn)，但給第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了良好條件；輸氣管道及燃?xì)夤艿赖匿佋O(shè)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的發(fā)展會(huì)促進(jìn)天然氣消費(fèi)，“煤改氣”政策的實(shí)施促進(jìn)了基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和發(fā)展，截至2019年，我國(guó)天然氣管道總里程約8.5萬(wàn)km［24］，促進(jìn)了天然氣的消費(fèi).

3）除以上兩點(diǎn)之外，研究還發(fā)現(xiàn)在加入時(shí)間固定效應(yīng)之后，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)天然氣消費(fèi)出現(xiàn)了負(fù)向影響，說(shuō)明政府為保障“煤改氣”政策的順利實(shí)施付出了一定的經(jīng)濟(jì)代價(jià)，體現(xiàn)了國(guó)家推廣清潔能源和治理空氣污染的決心. 該現(xiàn)象也反映出東部和中西部天然氣消費(fèi)的差異，東部地區(qū)天然氣使用率較高，而“煤改氣”政策在中西部地區(qū)會(huì)有更大的發(fā)展空間.

5.2 政策建議

針對(duì)分析得到的結(jié)論并結(jié)合我國(guó)天然氣供應(yīng)、基礎(chǔ)設(shè)施等實(shí)際情況，提出以下3個(gè)方面的建議：

1）繼續(xù)完善“煤改氣”政策，提高天然氣供應(yīng)的穩(wěn)定性. 針對(duì)分析研究中發(fā)現(xiàn)的實(shí)施過(guò)程中效果出現(xiàn)波動(dòng)的現(xiàn)象，及時(shí)總結(jié)“煤改氣”政策的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，發(fā)現(xiàn)其中存在的問(wèn)題. 通過(guò)逐步擴(kuò)大天然氣進(jìn)口國(guó)家的范圍，加強(qiáng)國(guó)際合作，實(shí)現(xiàn)貿(mào)易方式多樣化. 同時(shí)要加快非常規(guī)天然氣的研究和勘探進(jìn)程，拓展氣源種類，從而逐步解決天然氣氣源問(wèn)題. 還有一方面要加強(qiáng)價(jià)格監(jiān)管工作，整治不合理收費(fèi)現(xiàn)象，另一方面要繼續(xù)推進(jìn)天然氣價(jià)格改革，完善定價(jià)體系，促進(jìn)天然氣價(jià)格市場(chǎng)化，不斷提高天然氣供應(yīng)的穩(wěn)定性.

2）完善相應(yīng)配套基礎(chǔ)設(shè)施和補(bǔ)貼政策，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整. 在發(fā)展經(jīng)濟(jì)和深化改革的過(guò)程中，“煤改氣”政策在一定程度上促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整. 為擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)天然氣消費(fèi)的正向影響，要繼續(xù)完善相應(yīng)的配套基礎(chǔ)設(shè)施，如天然氣管網(wǎng)和儲(chǔ)氣庫(kù)等. 進(jìn)入后“煤改氣”時(shí)代，要關(guān)注農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的運(yùn)營(yíng)維護(hù)和更新保障工作，考慮到農(nóng)村地區(qū)房屋分散且保暖性差，壁掛爐取暖達(dá)不到滿意的效果，應(yīng)逐漸推進(jìn)集體供暖，提高取暖效率. 在推進(jìn)燃煤向燃?xì)廪D(zhuǎn)變的過(guò)程中遇到的改革成本較高和企業(yè)效益受損等問(wèn)題，應(yīng)制定合適的補(bǔ)貼和鼓勵(lì)政策，加大對(duì)“煤改氣”的融資支持，有效降低取暖成本，促進(jìn)管網(wǎng)等基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展，從而鞏固和深化“煤改氣”政策實(shí)施效果.

3）綜合考慮“煤改氣”政策的實(shí)施效果，促進(jìn)能源結(jié)構(gòu)的合理化.“煤改氣”政策雖然短期內(nèi)會(huì)給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)一定的負(fù)面影響，但相比其所產(chǎn)生的環(huán)境生態(tài)價(jià)值，這樣的付出是可接受的. 為避免政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生嚴(yán)重的影響，一方面要合理把控“煤改氣”的實(shí)施力度，不同的地區(qū)要綜合考慮技術(shù)安全性、資源條件、環(huán)境效益以及政策支持力度等因素，實(shí)行差異化的“煤改氣”政策，另一方面要不斷開發(fā)新技術(shù)，提高天然氣利用效率；東西部地區(qū)天然氣消費(fèi)的差異反映了我國(guó)資源分布不均勻的現(xiàn)狀，為降低其帶來(lái)的負(fù)面影響，更好地推廣清潔能源，要充分把握“西氣東輸”工程帶來(lái)的良好機(jī)遇，抓住國(guó)家油氣管網(wǎng)公司成立的良好契機(jī)，不斷促進(jìn)我國(guó)東西部能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的合理化.