張　雷，樂　軍

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)政府管制研究院，浙江　杭州　310018)

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縱向分拆與價(jià)格規(guī)制對(duì)中國(guó)發(fā)電企業(yè)效率的影響

張雷，樂軍

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)政府管制研究院，浙江杭州310018)

如何激勵(lì)電力企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)效率一直是電力行業(yè)改革的核心問題。本文實(shí)證測(cè)度1999-2009年間我國(guó)數(shù)百家火力發(fā)電企業(yè)年度TFP，顯示2002年廠網(wǎng)分拆之后，火力發(fā)電企業(yè)TFP的增速較之前有明顯提升，表明市場(chǎng)化改革確實(shí)對(duì)發(fā)電企業(yè)生產(chǎn)效率的改進(jìn)起到促進(jìn)作用，但是通過銷售電價(jià)與發(fā)電企業(yè)TFP回歸分析發(fā)現(xiàn)，銷售電價(jià)下降對(duì)發(fā)電企業(yè)TFP有明顯的激勵(lì)作用，而銷售電價(jià)上升對(duì)發(fā)電企業(yè)TFP并無影響，即存在非對(duì)稱性激勵(lì)，表明銷售電價(jià)的變化信號(hào)被選擇性地向上游傳遞，僅規(guī)制銷售電價(jià)可能并不會(huì)促進(jìn)輸配電企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)效率，但發(fā)電企業(yè)受到規(guī)制轉(zhuǎn)嫁的風(fēng)險(xiǎn)卻確定性地增加了。

發(fā)電企業(yè)；全要素生產(chǎn)率；縱向分拆；價(jià)格規(guī)制

一、引言

如何激勵(lì)電力企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)效率一直是電力行業(yè)改革的核心問題。為改變電力行業(yè)縱向一體化壟斷下的低效率狀態(tài)，中國(guó)政府于1985年開始電力市場(chǎng)化改革，但直到2002年國(guó)家電力公司被拆分，上游為發(fā)電市場(chǎng)才漸漸形成競(jìng)爭(zhēng)的局面；而下游配電與輸電仍然一體，由于輸電具有自然壟斷的技術(shù)特征，在我國(guó)分區(qū)域壟斷經(jīng)營(yíng)，因而輸配電環(huán)節(jié)實(shí)質(zhì)上仍然壟斷。

發(fā)電側(cè)引入競(jìng)爭(zhēng)是否對(duì)我國(guó)發(fā)電企業(yè)效率產(chǎn)生激勵(lì)作用，學(xué)者Lam和Shiu(2004)[1]的回答是肯定的，他們使用Malmquist指數(shù)測(cè)算1995-2000年間中國(guó)不同地區(qū)火電企業(yè)全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，簡(jiǎn)稱“TFP”)，發(fā)現(xiàn)在樣本期間內(nèi)國(guó)家電力公司生產(chǎn)效率比其他獨(dú)立發(fā)電企業(yè)低，因而推測(cè)電力產(chǎn)業(yè)縱向一體化的分拆將增加發(fā)電企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而改善發(fā)電行業(yè)TFP。但由于2002年之前，國(guó)家電力公司沒有分拆，發(fā)電市場(chǎng)實(shí)質(zhì)上是一家獨(dú)大，并沒有形成真正競(jìng)爭(zhēng)的局面，Lam和Shiu囿于數(shù)據(jù)時(shí)間的限制，并未直接測(cè)算縱向分拆前后發(fā)電企業(yè)的生產(chǎn)效率，而本文將直接測(cè)算1999-2009年數(shù)百家發(fā)電TFP。

2002年中國(guó)電力行業(yè)結(jié)構(gòu)變化之后，銷售電價(jià)仍然實(shí)行政府定價(jià)，而價(jià)格亦是影響企業(yè)效率的重要因素。*價(jià)格下降迫使企業(yè)通過降低生產(chǎn)成本來增加利潤(rùn)，而降低成本的方式都可以歸結(jié)為技述進(jìn)步、管理改進(jìn)或規(guī)模經(jīng)濟(jì)，薩繆爾森(Samuelson，1949)[6]及諾德豪斯(Nordhaus，1997)[7]等學(xué)者認(rèn)為這三者正是導(dǎo)致企業(yè)TFP改變的主要因素。輸配電價(jià)等于銷售電價(jià)扣除上網(wǎng)電價(jià)、稅金、線損和政府性基金及附加，輸配電企業(yè)雖然難以影響銷售電價(jià)、稅金、線損和政府性基金及附加，但卻可以依賴自身的壟斷地位以及發(fā)電市場(chǎng)惟一購買者的身份影響上網(wǎng)電價(jià)，這在白讓讓和王小芳(2009)[2]的文章中已有證實(shí)，他們研究表明中國(guó)電力產(chǎn)業(yè)鏈上輸配電企業(yè)會(huì)依賴于自身的壟斷勢(shì)力對(duì)上游獨(dú)立發(fā)電企業(yè)進(jìn)行價(jià)格和非價(jià)格接入歧視。無論是價(jià)格還是非價(jià)格歧視都會(huì)影響發(fā)電企業(yè)的利潤(rùn)，進(jìn)而影響發(fā)電企業(yè)的TFP，因此，受規(guī)制的銷售電價(jià)直接影響輸配電企業(yè)的行為，并可能通過輸配電企業(yè)的行為間接影響上游發(fā)電企業(yè)的生產(chǎn)效率。本文亦構(gòu)建模型考察銷售電價(jià)對(duì)發(fā)電企業(yè)TFP影響的規(guī)律。

二、發(fā)電企業(yè)TFP測(cè)度

發(fā)電企業(yè)TFP的測(cè)度是本文研究基礎(chǔ)。TFP的測(cè)度方法較多，Olley和Pakes(1996)[3]提出的代理方法是其中利用生產(chǎn)函數(shù)測(cè)度TFP的方法中的一種，由于其解決了利用生產(chǎn)函數(shù)測(cè)度TFP中普遍存在的內(nèi)生性問題，并且對(duì)任何形式的生產(chǎn)函數(shù)均適用，因此，正越來越多地被學(xué)者所采用。后來學(xué)者Levinsohn和Petrin(2003)[4]以及Ackerbergetal(2007)[5]都對(duì)該方法作了改進(jìn)。本文TFP測(cè)度模型以Ackerbergetal(2007)[5]模型為基礎(chǔ)。

(一)TFP測(cè)度模型

由于柯布·道格拉斯(Cobb-Douglas)生產(chǎn)函數(shù)對(duì)制造業(yè)行業(yè)具有很好地適用性，本文假定發(fā)電企業(yè)i在時(shí)間t的生產(chǎn)函數(shù)滿足如下柯布·道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式，取對(duì)數(shù)可得：

yit=βkkit+βllit+ωit+ωit

(1)

yit、kit、lit分別表示企業(yè)產(chǎn)出Yit、資本Kit以及勞動(dòng)Lit的對(duì)數(shù)。ωit和ωit是計(jì)量學(xué)者難以觀測(cè)的，二者的區(qū)別在于，εit可以是效率波動(dòng)，也可以是測(cè)量誤差；而ωit表示生產(chǎn)效率，企業(yè)在t期做投資決策時(shí)可以觀察到，因此，t期投入可能與ωit相關(guān)，這也是內(nèi)生性問題的根源。由于發(fā)電企業(yè)中間投入數(shù)據(jù)不能獲得，而固定資產(chǎn)投資很少為0，因此，依然選擇用投資作為ωit波動(dòng)的代理，假設(shè)投資與ωit間存在如下函數(shù)關(guān)系：

iit=ft(ωit,kit,lit)

(2)

f僅有下標(biāo)t，表示投資成本隨時(shí)間而變，但是同一時(shí)間不同企業(yè)所面對(duì)的投資成本相同。式(2)表明，企業(yè)在觀察到kit、lit及其自身的生產(chǎn)效率ωit之后再?zèng)Q定投資規(guī)模。Olley和Pakes(1996)[3]認(rèn)為投資iit與ωit具有單調(diào)關(guān)系，即企業(yè)知道自己有更高的生產(chǎn)效率ωit，便會(huì)選擇更多的資本投入iit，因此，式(2)可以寫成反函數(shù)形式，即：

ωit=ft-1(iit,kit,lit)

將上式代入式(1)，得

(3)

φit(iit,kit，lit)=βkkit+βllit+ft-1(iit,kit,lit)

為了認(rèn)別βk和βl，假設(shè)ωit遵守一階馬可夫過程(First-orderMarkovprocess)，于是有：

ωit=E[ωit|Iit-1]+ξit=E[ωit|ωit-1]+ξit

(4)

Iit-1是企業(yè)在t-1期的信息集，一階馬可夫過程暗含著t-1期及其之前的信息都已經(jīng)反映在Iit-1之中，因此ωit僅僅依賴于ωit-1。ωit的一致漸近估計(jì)可以通過如下回歸獲得：

ξit一般認(rèn)為是創(chuàng)新引發(fā)的生產(chǎn)效率變動(dòng)。資本kit是動(dòng)態(tài)投入，并且與t-1期的投資iit-1及kit-1相關(guān)，滿足kit=f(kit-1,iit-1)，因此，kitIit-1，與ξit無關(guān)，即E[ξit|kit]=0，自然，kit的一階滯后項(xiàng)L.kit也與ξit無關(guān)，即E[ξit|L.kit]=0；與資本不同，勞動(dòng)lit決定于當(dāng)期，但lit-1Iit-1，即E[ξit|lit-1]=0，因而lit-1的一階滯后項(xiàng)L.lit-1也與ξit無關(guān)，即E[ξit|L.lit-1]=0。定義Zit=(kit,L.kit,lit-1,L,lit-1)T，有：

E[ξit(βk,βl)Zit]=0

(5)

(二)發(fā)電企業(yè)TFP測(cè)度

當(dāng)前火力發(fā)電仍然占居我國(guó)發(fā)電的主導(dǎo)地位，以2010年及2011年為例，2010年我國(guó)火力發(fā)電占總發(fā)電量的80.8%，2011年為82.5%，較2010年增長(zhǎng)1.7個(gè)百分點(diǎn)*數(shù)據(jù)來源：電力監(jiān)管年度報(bào)告(2011)。，不降反增?；诨鹆Πl(fā)電的主導(dǎo)地位，本文僅測(cè)度火力發(fā)電企業(yè)的TFP。

1.數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，選取其中的火力發(fā)電企業(yè)(國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)行業(yè)分類代碼：4411)時(shí)間跨度為1999-2009年的年度數(shù)據(jù)。初步篩選數(shù)據(jù)，刪除無法人代碼的企業(yè)，得到12,798條觀察值。由于異常值的存在，進(jìn)一步篩選數(shù)據(jù)：首先，刪除工業(yè)總產(chǎn)值及固定資產(chǎn)小于0的觀察值，因?yàn)檫@些數(shù)據(jù)極有可能包含統(tǒng)計(jì)誤差；其次，刪除職工人數(shù)少于8的觀察值，一般認(rèn)為這些企業(yè)缺乏可靠的會(huì)計(jì)系統(tǒng)，因而數(shù)據(jù)缺乏可信度；最后刪除投資小于0的觀察值，因?yàn)橥顿Y小于0意味著該企業(yè)會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)可能失真。投資采用永續(xù)盤存法來計(jì)算，即Iit=Kit-(1-δ)Kit-1，其中Iit表示投資,Kit為當(dāng)期資本存貨，δ為折舊率，按1994年7月1日施行的《電力工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)年折舊率表》，火電企業(yè)的折舊率約等于10%。此外，還刪除一些特殊區(qū)域的發(fā)電企業(yè)數(shù)據(jù)，包括內(nèi)蒙古東部、內(nèi)蒙古西部以及西藏自治區(qū)的發(fā)電企業(yè)，這些區(qū)域發(fā)電企業(yè)的數(shù)據(jù)存在不連續(xù)性。經(jīng)過以上步驟篩選之后，樣本觀察值減少到7078條，各年份包含的火力發(fā)電企業(yè)個(gè)數(shù)見表1。

表1　火力發(fā)電企業(yè)TFP測(cè)度樣本中各年份包含的企業(yè)個(gè)數(shù)

表2　火力發(fā)電企業(yè)TFP測(cè)度模型中變量描述統(tǒng)計(jì)

注：PPI和FPI來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》，作者以1999年為基期整理后獲得。

表2是各變量的描述統(tǒng)計(jì)，產(chǎn)出和資本的單位為千元，勞動(dòng)的單位是人。除勞動(dòng)外，產(chǎn)出、資本和投資均使用相應(yīng)的指數(shù)平減，包括勞動(dòng)在內(nèi)，各變量均取對(duì)數(shù)值。經(jīng)過處理后的變量標(biāo)準(zhǔn)差均不大，表明經(jīng)過以上的數(shù)據(jù)篩選基本上剔除了極端值。

2. 發(fā)電企業(yè)TFP測(cè)度結(jié)果

在估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)時(shí)，一般假設(shè)同行業(yè)企業(yè)擁有相同的技術(shù)參數(shù)，即同行業(yè)中企業(yè)的中間投入產(chǎn)出彈性是相同的，如Levinsohn和Petrin(2003)[4]、Petrinetal(2004)[8]以及De Locker和Warzynski(2012)[9]等。本文亦假設(shè)火力發(fā)電企業(yè)擁有相同的技術(shù)參數(shù)。

根據(jù)TFP測(cè)度理論模型，我們估計(jì)了樣本中每家火力發(fā)電企業(yè)年度TFP，限于篇幅，無法列出幾百家企業(yè)11年的TFP數(shù)據(jù)，所以在表3中，給出火力發(fā)電企業(yè)TFP的描述性統(tǒng)計(jì)。

表3　火力發(fā)電企業(yè)TFP描述性統(tǒng)計(jì)

1.觀察最大值，呈先上升后下降的趨勢(shì)，在2006年出現(xiàn)頂點(diǎn)，這表明隨著時(shí)間的推移，可能一部分高效率企業(yè)進(jìn)入發(fā)電市場(chǎng)，其后又慢慢退出該市場(chǎng)，也可能是在位企業(yè)改進(jìn)了TFP，但后來TFP又下降了，當(dāng)然，也有可能是后來幾年高效率的企業(yè)被剔除出了樣本。

2.偏度均大于0，表明大多數(shù)火力發(fā)電企的TFP都落在均值左側(cè)，樣本所包含的發(fā)電企業(yè)整體TFP水平要低于均值，因?yàn)橐恍O大值影響了均值，這在2001、2003、2004、2005及2006年表現(xiàn)得尤為突出，極大的TFP值使得偏度較大，明顯地影響了TFP均值，因此，中位數(shù)可能比均值更好地反映樣本內(nèi)發(fā)電企業(yè)整體的TFP狀態(tài)。

3.2003、2004、2005及2006年的標(biāo)準(zhǔn)差都比較大，但同時(shí)峰度值也較高，而且這些年份最大值與最小值之差都非常大，可以認(rèn)為是極值影響了標(biāo)準(zhǔn)差，因此，可推測(cè)實(shí)際上各年份絕大多數(shù)公司的TFP水平都非常接近。

圖1　樣本內(nèi)火力發(fā)電企業(yè)TFP均值與中位數(shù)趨勢(shì)圖

4.各年份及總體的峰度都大于3，進(jìn)一步表明絕大多數(shù)公司的TFP非常接近，且處在均值附近，結(jié)合偏度的分析，可以認(rèn)為樣本內(nèi)火力發(fā)電企業(yè)的整體TFP水平在中位數(shù)和均值之間，如圖1，均值和中位數(shù)雖然增長(zhǎng)幅度不大，但都有上升的趨勢(shì)，因此，可以認(rèn)為1999-2009年期間，火力發(fā)電企業(yè)TFP呈緩慢增長(zhǎng)狀態(tài)。

按中位數(shù)計(jì)算，2002年“廠網(wǎng)分開”之前，火力發(fā)電企業(yè)TFP年增長(zhǎng)率為1.5%，但2003-2009年期間年增長(zhǎng)率近2.0%，尤其是2008年和2009年，TFP增速明顯加快，平均年增長(zhǎng)率達(dá)到2.8%，可見“廠網(wǎng)分開”之后，火力發(fā)電企業(yè)TFP增速較“廠網(wǎng)分開”之前有明顯的提升*2002-2003年間中位數(shù)揭示TFP有大幅度下降，極有可能是原先效率低下的國(guó)家電力公司分拆，從而導(dǎo)致TFP的中位數(shù)數(shù)值下降。。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

本節(jié)將通過回歸考察銷售電價(jià)波動(dòng)對(duì)火力發(fā)電企業(yè)TFP的影響，價(jià)格波動(dòng)無非是上升或下降，因此，在實(shí)證中，分別就銷售電價(jià)上升和下降省份進(jìn)行回歸。

(一)實(shí)證模型

價(jià)格與TFP并非是一一對(duì)應(yīng)的關(guān)系，即單個(gè)市場(chǎng)下，價(jià)格改變會(huì)引起TFP的變化，但是，TFP的變化并非必然由價(jià)格變化所引起。任何引起技述進(jìn)步、管理改進(jìn)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)這三個(gè)因素變化的因素都可能影響TFP，因而我們?cè)阡N售電價(jià)與火力發(fā)電企業(yè)TFP回歸模型中加入控制變量組合，體現(xiàn)其他因素對(duì)TFP的影響，模型如下：

TFPit=αi+α1Pit+ΣαkXit+εit

(6)

TFPit表示發(fā)電企業(yè)i在時(shí)間t的TFP，Pit表示企業(yè)i在時(shí)間t所面對(duì)的銷售電價(jià)，αi為個(gè)體時(shí)期恒量(Individual Time-invariant Variable)，反映了不同企業(yè)差異的影響。此外α1、αk(k=2,3,…,K)為參數(shù)項(xiàng)，εit為隨機(jī)誤差，ΣαkXit為控制變量組合：

ΣαkXit=α2ageit+α3stateit+α4T+Scale_Dummy+Period_Dummy

ageit和stateit分別為發(fā)電企業(yè)i在時(shí)間t的年齡和所有權(quán)結(jié)構(gòu)，T為技術(shù)自然進(jìn)步變量，Scale_Dummy和Period_Dummy分別為規(guī)模和代際啞變量，代際啞變量體現(xiàn)了發(fā)電企業(yè)生產(chǎn)效率的代際效應(yīng)*代際效應(yīng)見代際效應(yīng)也稱年輪效應(yīng)(cohort or vintage effect)，反映了不同時(shí)間點(diǎn)進(jìn)入市場(chǎng)的企業(yè)之間所存在的差異，這種差異是企業(yè)在成立時(shí)就已經(jīng)存在的固有差異。我國(guó)學(xué)者周黎安、張維迎、顧全林和汪淼軍(2007)[10]利用中國(guó)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究了1998-2004年間中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率變動(dòng)中的代際效應(yīng)和年齡效應(yīng)。[10]。

(二)數(shù)據(jù)說明

TFPit是本文第二部分對(duì)我國(guó)火力發(fā)電企業(yè)TFP的測(cè)度值，Pit來源于2006-2009年各年的《電力監(jiān)管年度報(bào)告》中省銷售電價(jià)數(shù)據(jù)?？刂谱兞拷M合ΣαkXit中的變量數(shù)據(jù)均來自2006-2009年的《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，年齡ageit為火力發(fā)電企業(yè)觀察年份與成立年份的差；所有權(quán)結(jié)構(gòu)Stateit按企業(yè)登記注冊(cè)類型代碼劃分，110的國(guó)有企業(yè)、141的國(guó)有聯(lián)營(yíng)企業(yè)、143的國(guó)有與集體聯(lián)營(yíng)企業(yè)以及151的國(guó)有獨(dú)資公司均劃為國(guó)家所有權(quán)企業(yè)，其他類型則劃歸一類。技術(shù)自然進(jìn)步變量T即為時(shí)間變量，眾多學(xué)者都曾以時(shí)間代表企業(yè)技術(shù)自然進(jìn)步的趨勢(shì)，如Nelson(1984)[11]，陶鋒、郭建萬和楊舜賢(2008)[12]等，在無法度量技術(shù)自然進(jìn)步趨勢(shì)時(shí)，這樣做法較為合理；企業(yè)規(guī)模Scale按國(guó)家統(tǒng)計(jì)上大中小型企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行劃分；而代際Perriod的劃分標(biāo)準(zhǔn)則按中國(guó)電力改革階段及重要?dú)v史事件時(shí)間劃分，具體而言，新中國(guó)成立(1949年)之前為第一個(gè)代際，1949年到文革前(1966年)為第二個(gè)代際，文革期間(1967-1976年)為第三個(gè)代際，電力市場(chǎng)化改革之前(1976-1985年)為第四個(gè)代際，市場(chǎng)化改革初見成效(1985至1996年)為第五個(gè)代際，電力改革解決“政企合一”問題階段(1996至2002年)為第六個(gè)代際，從2002年開始“廠網(wǎng)分開，競(jìng)價(jià)上網(wǎng)”至2009年為第七個(gè)代際。企業(yè)規(guī)模和代際在回歸模型中均以啞變量的形式體現(xiàn)。

表4是發(fā)電企業(yè)TFP與銷售電價(jià)關(guān)系模型中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中銷售電價(jià)Pit是采用PPI平減后的數(shù)值，原銷售電價(jià)單位為元每兆瓦時(shí)；所有權(quán)結(jié)構(gòu)stateit為0-1變量，1表示國(guó)有企業(yè)，0表示非國(guó)有企業(yè)；企業(yè)規(guī)模用1、2、3表示，1為大型企業(yè)，2表示中型企業(yè)，3則表示小型企業(yè)；企業(yè)代際也為類型變量，分別用數(shù)字1至7表示第一代際至第七代際；此外，電力出廠價(jià)格指數(shù)PPI為省指標(biāo)，來源各省統(tǒng)計(jì)年鑒，筆者整理而得。觀察Pit數(shù)據(jù)，最大值與最小值有較大的差距，因此，在不同的時(shí)間和不同省份，銷售電價(jià)差異較大。

表4　發(fā)電企業(yè)TFP與銷售電價(jià)回歸模型中各變量描述性統(tǒng)計(jì)

注：TFP數(shù)據(jù)來源于本文火力發(fā)電企業(yè)TFP測(cè)度數(shù)據(jù)；省銷售電價(jià)數(shù)據(jù)來源于2006-2009年《電力監(jiān)管年度報(bào)告》[13]；PPI數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒；其他變量數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。

實(shí)際上在進(jìn)行發(fā)電企業(yè)TFP與銷售電價(jià)回歸時(shí)，需要區(qū)分銷售電價(jià)上升省份和銷售電價(jià)下降省份，對(duì)各省Pit趨勢(shì)圖分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省、河南省、青海省、廣東省及山西省的Pit在樣本區(qū)間內(nèi)表現(xiàn)為下降趨，其他省Pit份則為上升或基本不變的趨勢(shì)。在后文研究將分兩類省份分別回歸*銷售電價(jià)不變省份與銷售電價(jià)上升省份合為一類，事實(shí)上銷售電價(jià)不變省份歸入哪一類并不影響結(jié)果。。

(三)回歸結(jié)果及分析

根據(jù)式(6)分別進(jìn)行兩組回歸。(Ⅰ)銷售電價(jià)上升省份：發(fā)電企業(yè)TFP與銷售電價(jià)回歸；(Ⅱ)銷售電價(jià)下降省份，發(fā)電企業(yè)TFP與銷售電價(jià)回歸。

1.第Ⅰ組回歸結(jié)果分析

第Ⅰ組回歸模型實(shí)變量之間的斯皮爾曼(Spearman)相關(guān)系數(shù)均不超過0.3，且相關(guān)關(guān)系的P值均不超過0.05，無明顯不顯著的問題，可以認(rèn)為回歸模型不存在共線性問題?；羲孤?Hausman)檢驗(yàn)顯示使用固定效應(yīng)的方法進(jìn)行回歸更為合理。表5第Ⅰ組回歸給出了固定效應(yīng)回歸的結(jié)果，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量非常顯著，表明模型整體回歸結(jié)果可信。銷售電價(jià)Pit的系數(shù)為正，并不能認(rèn)為銷售電價(jià)上升，火力發(fā)電企業(yè)的TFP隨之上升，一方面前面相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)二者關(guān)系為負(fù)，與回歸結(jié)果相背離，另一方面該系數(shù)P值為0.256，表現(xiàn)為較高的不顯著性，這表明在樣本期間，銷售電價(jià)上升的省份，銷售電價(jià)對(duì)火力發(fā)電企業(yè)TFP無明顯的影響，雖然二者的斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但僅是數(shù)值上表現(xiàn)的偽相關(guān)性，實(shí)質(zhì)二者之間并無因果聯(lián)系，即銷售電價(jià)上升對(duì)火力發(fā)電企業(yè)TFP并不產(chǎn)生影響。其它控制變量在該回歸中多不顯著，可能是無關(guān)變量Pit干撓的結(jié)果。

2.第Ⅱ組回歸結(jié)果分析

江蘇省、河南省、青海省、廣東省及山西省的Pit在樣本區(qū)間內(nèi)表現(xiàn)為下降趨勢(shì)，使用這些省份的數(shù)據(jù)分析當(dāng)銷售電價(jià)下降時(shí)，其對(duì)發(fā)電企業(yè)TFP的影響。第Ⅱ組回歸模型中各實(shí)變量之間的斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)也都不超過0.3，且P值均不超過0.02，無明顯不顯著的問題，可以認(rèn)為回歸模型不存在共線性問題?；羲孤鼨z驗(yàn)顯示使用固定效應(yīng)的方法進(jìn)行回歸更為合理。表5第Ⅱ組回歸給出了固定效應(yīng)回歸的結(jié)果，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量非常顯著，表明模型整體回歸結(jié)果可信。銷售電價(jià)Pit的系數(shù)為負(fù)，且非常顯著，這表明在樣本期間，銷售電價(jià)下降的省份，銷售電價(jià)與火力發(fā)電企業(yè)TFP之間確實(shí)存負(fù)相關(guān)關(guān)系，銷售電價(jià)下降實(shí)質(zhì)上對(duì)火力發(fā)電企業(yè)產(chǎn)生激勵(lì)，刺激其改進(jìn)TFP。此外，控制變量T均顯著，年齡變量系數(shù)為正，表明火力發(fā)電企業(yè)存在“干中學(xué)”；所有權(quán)結(jié)構(gòu)變量系數(shù)為負(fù)說明非國(guó)有制企業(yè)效率更高；變量T系數(shù)為負(fù)表明樣本期間火力發(fā)電企業(yè)不存在技術(shù)自然進(jìn)步；規(guī)模啞變量系數(shù)揭示火力發(fā)電企業(yè)規(guī)模越大，TFP越高；代際啞變量系數(shù)均為正，表明年代越近，火力發(fā)電企業(yè)TFP越高。

表5　回歸結(jié)果

注：括號(hào)中是t統(tǒng)計(jì)量；“* ”表示p < 0.1、“** ”表示p < 0.05、“*** ” 表示p < 0.01；規(guī)模啞變量的基變量是scale=1，即大型規(guī)模；代際啞變量表中未列出，其基變量為period=1，即建國(guó)之前年代為基變量；第Ⅰ組回歸中代際啞變量系數(shù)為正，但均不顯著，第Ⅱ組回歸中代際啞變量系數(shù)為正，且均顯著。

四、結(jié)　論

本文實(shí)證測(cè)度了我國(guó)29個(gè)省市自治區(qū)數(shù)百家火力發(fā)電企業(yè)1999-2009年年度TFP，描述性統(tǒng)計(jì)分析揭示2002年 “廠網(wǎng)分開”之后，火力發(fā)電企業(yè)TFP增速較“廠網(wǎng)分開”之前有明顯的提升，表明電力市場(chǎng)化改革確實(shí)能激勵(lì)火力發(fā)電企業(yè)改進(jìn)效率，應(yīng)當(dāng)堅(jiān)定地執(zhí)行市場(chǎng)化改革方針。

此外，通過銷售電價(jià)與火力發(fā)電企業(yè)TFP之間的回歸分析，發(fā)現(xiàn)2006-2009年期間，在銷售電價(jià)上升的省份，銷售電價(jià)對(duì)火力發(fā)電企業(yè)TFP無影響；而在銷售電價(jià)下降的省份，銷售電價(jià)與發(fā)電企業(yè)TFP之間存在顯著負(fù)相關(guān)。這表明銷售電價(jià)對(duì)火力發(fā)電企業(yè)TFP存在非對(duì)稱激勵(lì)，即銷售電價(jià)下降能刺激火力發(fā)電企業(yè)改進(jìn)TFP，而銷售電價(jià)上升卻對(duì)火力發(fā)電企業(yè)TFP無影響。由于輸配電企業(yè)會(huì)依賴于自身的壟斷勢(shì)力對(duì)上游獨(dú)立發(fā)電企業(yè)進(jìn)行價(jià)格和非價(jià)格接入歧視，因此，銷售電價(jià)對(duì)火力發(fā)電企業(yè)TFP存在非對(duì)稱激勵(lì)，可能的原因是輸配電企業(yè)并未合理地向上游發(fā)電企業(yè)傳遞銷售電價(jià)變動(dòng)的信號(hào)，而是有選擇性的向上游傳遞，即傳遞對(duì)自身不利的價(jià)格信號(hào)，而保留對(duì)自身有利的價(jià)格信號(hào)，與發(fā)電企業(yè)分擔(dān)損失，卻不愿意分享利潤(rùn)。

因?yàn)殇N售電價(jià)對(duì)火力發(fā)電企業(yè)TFP非對(duì)稱激勵(lì)的存在，在銷售電價(jià)的規(guī)制過程中，必須審慎地決定銷售電價(jià)的提升和下降，銷售電價(jià)上漲無疑會(huì)損害消費(fèi)者福利，而又無益于改善發(fā)電企業(yè)TFP，因此，應(yīng)當(dāng)避免在當(dāng)前電力產(chǎn)業(yè)鏈結(jié)構(gòu)未發(fā)生變化的前提下，銷售電價(jià)的攀升；而期望通過銷售電價(jià)的降低刺激輸配電企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)效率，則必須意識(shí)到輸配電企業(yè)會(huì)依賴于自身的壟斷勢(shì)力向上游不對(duì)稱地傳遞價(jià)格信號(hào)，從而轉(zhuǎn)移規(guī)制壓力到上游發(fā)電企業(yè)，因此，僅依賴于價(jià)格規(guī)制難以激勵(lì)輸配電企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)效率，但發(fā)電企業(yè)承受來自下游輸配電企業(yè)轉(zhuǎn)移的規(guī)制壓力卻確定性地增加了。

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(責(zé)任編輯:風(fēng)云)

Effects of Vertical Unbundling and Price Regulation on the Performance of Power Generation Enterprises in China

ZHANG Lei, YUE Jun

(China Institute of Regulation Research, Zhejiang University of Finance & Economics, Hangzhou 310018, China)

How to motivate power enterprises to improve productivity has always been the core issue of power industry reforms. Through empirical analysis, this paper measures the annual TFP of hundreds of domestic thermal power enterprises. The results show that thermal power enterprises have enjoyed a significant boost of TFP since the separation of power generation and transmission in 2002. However, based on the regression analysis between sales price of electricity and the TFP of power generation enterprises, we find that the TFP is promoted when the sales price falls, but nothing happens to the TFP when the sales price increases. That is to say, there exists asymmetric incentives. This further suggests that changes in sales price are selectively transferred upstream, the regulation of sales price alone would not encourage the transmission and distribution enterprises to improve productivity. However, power generation enterprises are subject to increased risks of regulation transference.

power generation enterprises; total factor productivity; vertical unbundling; price regulation

2015-09-05

浙江省自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(LQ15G030005)；中國(guó)博士后科學(xué)基金第57批面上一等資助項(xiàng)目(2015M570495)；浙江省哲學(xué)社科研究基地規(guī)劃課題重點(diǎn)項(xiàng)目(15JDGZ01Z)

張雷(1984-)，男，安徽桐城人，浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)政府管制研究院助理研究員；樂軍(1990-)，女，湖北廣水人，浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)政府管制研究院碩士生。

F270.3；F421

A

1004-4892(2016)02-0097-08