李宏勛， 馬里成

（中國石油大學（華東）經(jīng)濟管理學院，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. 在我國能源結(jié)構(gòu)改革和大氣污染治理過程中，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)清潔取暖率要達到70%，替代散煤燃燒1.5億t. 從“十二五”期間我國政府陸續(xù)發(fā)布相關(guān)的“煤改氣”政策以來，北方多個地區(qū)相繼采取了煤改措施，但有些地區(qū)在政策實施過程中出現(xiàn)了與預期效果不一致的現(xiàn)象，這從側(cè)面暴露出我國“煤改氣”政策和能源產(chǎn)業(yè)中存在的問題：“煤改氣”政策究竟會取得什么樣的效果，會給我國能源消費帶來什么樣的影響？一方面，隨著“十三五”期間對環(huán)保要求進一步嚴格，我國“煤改氣”政策實施力度進一步加大，這在一定程度上促進了天然氣消費的增長和能源消費結(jié)構(gòu)的合理化；另一方面，我國天然氣儲量有限、價格偏高、資源分布不均勻和對外依存度過高等不利因素，給我國天然氣供應帶來了挑戰(zhàn)，“煤改氣”政策的實施面臨困境.

一般認為“煤改氣”政策會促進天然氣的消費，但由于天然氣在推廣時面臨的諸多問題和挑戰(zhàn)，兩者到底是一種怎樣的關(guān)系，需要進一步探討. 雙重差分法允許控制組和反事實參照組之間存在一定的固有差異，它可以通過差分的方法來剔除這種差異，然后得到政策實施的凈效應，從而可以達到政策評估的目的.

有鑒于此，本文運用雙重差分（DID）模型對“煤改氣”的政策影響進行評估，選取2005—2018年國內(nèi)30個省市的面板數(shù)據(jù)，分析實施“煤改氣”政策對天然氣消費量的影響.

1 文獻回顧

1.1 關(guān)于“煤改氣”政策的研究

“煤改氣”政策的研究是一個熱點問題，研究方面較為廣泛.“煤改氣”政策對空氣質(zhì)量的影響方面，Zhao 等［1］研究“煤改氣”政策對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”政策對綠色發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)政策對減少工業(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50～100年的氣候穩(wěn)定目標是一致的.“煤改氣”政策對天然氣供應的影響方面，Wang等［4］以農(nóng)村個人用戶和企業(yè)用戶的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，并結(jié)合“煤改氣”的特點，提出了預測冬季用氣量的新方法.“煤改氣”政策經(jīng)濟性和補貼方面，周淑慧［5］在對北方農(nóng)村地區(qū)清潔取暖方式的研究中發(fā)現(xiàn)，燃氣壁掛爐替代燃煤取暖是較為經(jīng)濟的選擇；Xu等［6］對華北地區(qū)“煤改氣”政策的可持續(xù)性和有效性進行評價，提出了相應的政策建議；Chen等［7］評估了“煤改氣”和“煤改電”政策對京津和其他26個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補貼的政策建議. 通過以上這些對“煤改氣”政策相關(guān)文獻的研究可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外關(guān)于“煤改氣”的研究主要集中在大氣環(huán)境和經(jīng)濟補貼兩個方面，考慮其對能源消費影響的研究相對較少.

1.2 關(guān)于天然氣消費影響因素的研究

影響天然氣消費的因素很多，而且因素間的相互關(guān)系比較復雜. 大量研究表明，天然氣的消費量與經(jīng)濟增長、人口數(shù)量、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)等因素有關(guān). 盧全瑩等［8］對天然氣消費需求分析及預測的研究認為，人口和城鎮(zhèn)化率是天然氣消費的主要推動因素，GDP是天然氣消費的主要限制因素；李宏勛等［9］認為，GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)、能源消耗強度的短期波動對天然氣消費量的短期波動均有影響；徐國政［10］通過對我國天然氣消費影響因素的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長是影響我國天然氣消費增長的主要因素；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)施效應和人均財富效應分別是各地區(qū)天然氣消費增加的第一、第二位驅(qū)動因素；柴建等［12］運用貝葉斯平均法構(gòu)建了一個包含常用的6個影響天然氣消費的因素基準模型，包括GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素；鄒紹輝等［13］認為，人均生活用氣量、天然氣消耗占比、經(jīng)濟增長和人口城鎮(zhèn)化率為影響天然氣消耗的4個重要因素；穆獻忠等［14］基于系統(tǒng)動力學模型研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展在促進天然氣需求量增長中起主導作用；李君臣等［15］認為，GDP與總?cè)丝跀?shù)量是影響我國天然氣消費的重要因素.

1.3 關(guān)于雙重差分法在政策影響中應用的研究

雙重差分法由于其獨特的優(yōu)勢，被廣泛應用于政策研究. 任亞運等［16］采用雙重差分法對碳交易政策的協(xié)同減排效應及作用機制進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)碳交易政策促進了試點地區(qū)的整體綠色發(fā)展；何靖［17］通過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)延付高管薪酬增強了其通過貸款損失準備進行盈余管理的動機；王朋吾等［18］使用雙重差分法檢驗國企混合所有制改革對東北地區(qū)國有企業(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)濟增長率1.3個百分點；劉曄等［20］采用PSM-DID的方法研究了國企混合所有制改革，發(fā)現(xiàn)改革后全要素生產(chǎn)率顯著提高；李成等［21］通過雙重差分模型檢驗了“營改增”改革的政策效應，發(fā)現(xiàn)改革顯著提高了試點地區(qū)企業(yè)的固定資產(chǎn)投資.

綜上所述，天然氣消費量的影響因素主要有經(jīng)濟發(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). 雖然國內(nèi)外對于“煤改氣”政策研究的方面很多，但是評估“煤改氣”政策實施效果、考慮其對天然氣消費影響的文獻較少，因此對“煤改氣”政策對天然氣消費的影響進行研究，可以為我國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

2.1 變量說明

被解釋變量為天然氣消費量、解釋變量為“煤改氣”政策的實施，在參考前人研究并保證模型簡潔性的基礎(chǔ)上選取經(jīng)濟發(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個影響天然氣消費的因素作為控制變量.

1）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）用地區(qū)生產(chǎn)總值表示. 經(jīng)濟發(fā)展水平對天然氣需求量有一定影響，不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平不一，所以將經(jīng)濟發(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”政策實施之后，許多工業(yè)企業(yè)從使用煤炭轉(zhuǎn)變?yōu)樘烊粴?，所以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對天然氣消費量也會有影響.

4）城鎮(zhèn)化水平（Ur）用城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝诒硎? 新型城鎮(zhèn)化對高效清潔天然氣的需求不斷增長，根據(jù)劉曉瑞等［22］的研究城鎮(zhèn)化對人均生活能源消費存在影響，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)天然氣管道長度表示，指從氣源廠壓縮機出口或門站出口至各類用戶之間投入使用的管道長度. 管道輸氣是最方便經(jīng)濟的一種方式，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也會影響天然氣消費量.

2.2 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2005—2018年全國30個省市的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)過對數(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年的部分數(shù)據(jù)通過皮書數(shù)據(jù)庫（https：//www.pishu.com.cn/）和石油商報（https：//center.cnpc.com.cn/）搜集得到.相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源：地區(qū)天然氣消費量來自2006年至2018年《中國能源統(tǒng)計年鑒》，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)天然氣管道長度來自2006年至2019年《中國統(tǒng)計年鑒》.

2.3 模型設(shè)定

“煤改氣”政策的實施可視為一種準自然實驗，雙重差分法的思路主要是設(shè)置或者構(gòu)造一個政策實施的實驗組和一個未實施的對照組，通過控制其他影響因素，然后將實驗組的一個具體指標在政策實施前后的平均改變量與對照組該指標在政策實施前后的平均改變量的差距視為該項政策實施的實際效果.

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

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

基本模型（1）可以有效解決樣本選擇偏差問題，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)計見表1.

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

3 回歸結(jié)果及分析

3.1 共同趨勢假設(shè)檢驗

運用DID模型的前提是必須滿足共同趨勢假設(shè)，即如果不存在“煤改氣”政策，實驗組和對照組的被解釋變量應具有同樣的變動趨勢. 如圖1，通過觀察實驗組和對照組的消費量均值逐年變化情況的折線圖，在政策實施前（2005—2010年）實驗組和對照組的平均消費量大致平行，初步判斷符合共同趨勢假設(shè)，但是需要更科學嚴格的檢驗.

圖1 天然氣消費量趨勢對比Fig.1 Comparison of natural gas consumption trends

對政策的動態(tài)效應進行檢驗，可以準確驗證是否滿足共同趨勢假設(shè). 由圖2可以看出，2011年之前政策未實施年份的交互項系數(shù)置信區(qū)間與0軸相交，說明2007—2010年政策效應為0，比較符合實際情況. 2011年政策在一些地區(qū)開始初步實施，取得的效果不明顯，2012年政策效果開始提升，但在實施過程中可能遇到一系列問題，如上游氣源供應及用氣價格問題，遭遇瓶頸，2013年效果下降. 之后，政府對環(huán)保要求進一步提高，加速推進“煤改氣”進程，政策效果逐漸明顯，天然氣消費量有了較大幅度提升.

3.2 “煤改氣”政策實施效果的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因變量的彈性大小，對非虛擬變量進行了對數(shù)化處理. 表2是運用Stata16.0進行回歸的結(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）是在控制個體效應的基礎(chǔ)上控制時間效應的模型.

由表2可以看出，在增加控制變量及固定效應的過程中，調(diào)整R2也在不斷變大，這表明模型的估計結(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來看，“煤改氣”政策對天然氣消費量的回歸系數(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”政策顯著刺激了實施地區(qū)的天然氣消費量增長. 還可以看到，控制變量中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對天然氣消費量的回歸系數(shù)為1.975，在1%水平上顯著，表明在“煤改氣”政策實施后許多工業(yè)企業(yè)的燃煤鍋爐轉(zhuǎn)變?yōu)槿細忮仩t，由此第二產(chǎn)業(yè)占比高的地區(qū)天然氣消費量增長更快. 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)促進了天然氣消費量增長. 由表2還發(fā)現(xiàn)，在加入時間固定效應之后，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對天然氣消費出現(xiàn)了不顯著的負向影響，表明同一個時期經(jīng)濟發(fā)展水平會對天然氣消費產(chǎn)生正向影響，同一個地區(qū)的不同時期經(jīng)濟發(fā)展水平與天然氣消費之間是負向關(guān)系，說明了“煤改氣”政策會對經(jīng)濟增長帶來一定的負面影響.

圖2 “煤改氣”政策對天然氣消費的動態(tài)效應Fig.2 Dynamic effect of“coal to gas”policy on natural gas consumption

表2 “煤改氣”政策對天然氣消費量的影響—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

政策實施地區(qū)和政策未實施地區(qū)出現(xiàn)的天然氣消費的差異可能是由于其他不可觀測的、不隨時間變化的因素產(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，更改窗口期的檢驗則可以考慮到政策的時效性問題. 為進一步檢驗回歸結(jié)果的可靠性，避免結(jié)論的局限性，分別采用這兩種檢驗方法.

4.1 PSM-DID穩(wěn)健性檢驗

PSM-DID是首先通過傾向得分匹配，找到與處理組具有盡可能相似的參照組，進而通過雙重差分得到政策影響的平均處理效應，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)變量估計傾向得分；然后對于處理組的每位個體i，確定與其匹配的全部控制組個體，對于處理組的每位個體i，計算其結(jié)果變量的前后變化；然后對于處理組的每位個體i，計算與其匹配的全部控制組的前后變化；最后根據(jù)公式進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)作為相應的匹配變量，值得注意的是只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這個變量匹配前P值較大，不顯著，且試驗組較對照組P值變化不明顯，因此在建模的時候可以考慮把這個變量排除，然后采用卡尺最近鄰匹配法進行樣本匹配. 為保證樣本的“干凈”，首先以“煤改氣”政策實施前年份的數(shù)據(jù)作為處理對象，將政策實施地區(qū)與未實施地區(qū)的數(shù)據(jù)進行傾向得分匹配，刪除未匹配上數(shù)據(jù)，而后與政策實施后年份數(shù)據(jù)進行縱向匹配，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

用于匹配變量的標準化差異百分比的絕對值在匹配后都在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)，通過平衡性檢驗，最后對匹配完成后的數(shù)據(jù)再進行回歸見表4. 由回歸結(jié)果可知，核心解釋變量交互項系數(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施效果.

4.2 更改窗口期穩(wěn)健性檢驗

考慮到政策前后的時效性，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“煤改氣”政策的實施對天然氣消費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)雙重差分法的實施思路建立評估模型，同時分別運用PSM-DID和更改窗口期的方法進行穩(wěn)健性檢驗，從回歸結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果中發(fā)現(xiàn)：

1）“煤改氣”政策的實施對我國天然氣消費產(chǎn)生顯著正向影響，這從側(cè)面反映了政策的實施總體上取得了較好的效果. 但在動態(tài)效應檢驗中2013年出現(xiàn)交互項系數(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，均反映了在政策實施過程中遇到的一些問題和阻礙，如氣價高和氣源不穩(wěn)定等，使得政策實施效果出現(xiàn)波動.

2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也對天然氣消費產(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)槿細猓I(yè)用氣大幅增加，由于燃氣比燃煤生產(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；輸氣管道及燃氣管道的鋪設(shè)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的發(fā)展會促進天然氣消費，“煤改氣”政策的實施促進了基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和發(fā)展，截至2019年，我國天然氣管道總里程約8.5萬km［24］，促進了天然氣的消費.

3）除以上兩點之外，研究還發(fā)現(xiàn)在加入時間固定效應之后，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對天然氣消費出現(xiàn)了負向影響，說明政府為保障“煤改氣”政策的順利實施付出了一定的經(jīng)濟代價，體現(xiàn)了國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)會有更大的發(fā)展空間.

5.2 政策建議

針對分析得到的結(jié)論并結(jié)合我國天然氣供應、基礎(chǔ)設(shè)施等實際情況，提出以下3個方面的建議：

1）繼續(xù)完善“煤改氣”政策，提高天然氣供應的穩(wěn)定性. 針對分析研究中發(fā)現(xiàn)的實施過程中效果出現(xiàn)波動的現(xiàn)象，及時總結(jié)“煤改氣”政策的經(jīng)驗教訓，發(fā)現(xiàn)其中存在的問題. 通過逐步擴大天然氣進口國家的范圍，加強國際合作，實現(xiàn)貿(mào)易方式多樣化. 同時要加快非常規(guī)天然氣的研究和勘探進程，拓展氣源種類，從而逐步解決天然氣氣源問題. 還有一方面要加強價格監(jiān)管工作，整治不合理收費現(xiàn)象，另一方面要繼續(xù)推進天然氣價格改革，完善定價體系，促進天然氣價格市場化，不斷提高天然氣供應的穩(wěn)定性.

2）完善相應配套基礎(chǔ)設(shè)施和補貼政策，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整. 在發(fā)展經(jīng)濟和深化改革的過程中，“煤改氣”政策在一定程度上促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整. 為擴大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對天然氣消費的正向影響，要繼續(xù)完善相應的配套基礎(chǔ)設(shè)施，如天然氣管網(wǎng)和儲氣庫等. 進入后“煤改氣”時代，要關(guān)注農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的運營維護和更新保障工作，考慮到農(nóng)村地區(qū)房屋分散且保暖性差，壁掛爐取暖達不到滿意的效果，應逐漸推進集體供暖，提高取暖效率. 在推進燃煤向燃氣轉(zhuǎn)變的過程中遇到的改革成本較高和企業(yè)效益受損等問題，應制定合適的補貼和鼓勵政策，加大對“煤改氣”的融資支持，有效降低取暖成本，促進管網(wǎng)等基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展，從而鞏固和深化“煤改氣”政策實施效果.

3）綜合考慮“煤改氣”政策的實施效果，促進能源結(jié)構(gòu)的合理化.“煤改氣”政策雖然短期內(nèi)會給經(jīng)濟發(fā)展帶來一定的負面影響，但相比其所產(chǎn)生的環(huán)境生態(tài)價值，這樣的付出是可接受的. 為避免政策對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生嚴重的影響，一方面要合理把控“煤改氣”的實施力度，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)天然氣消費的差異反映了我國資源分布不均勻的現(xiàn)狀，為降低其帶來的負面影響，更好地推廣清潔能源，要充分把握“西氣東輸”工程帶來的良好機遇，抓住國家油氣管網(wǎng)公司成立的良好契機，不斷促進我國東西部能源消費結(jié)構(gòu)的合理化.