数字经济与能源安全：基于能源消费和能源转型速率的视角

余紫菱，马莉莉

（西北大学 经济管理学院，西安 710127）

引 言

自2021 年入冬以来，传统化石能源过早退出和可再生能源供给的不稳定性以及多方势力的交锋，直接或间接导致世界各国居民和工业用能短缺，俄乌冲突的扩大化更是牵动各国能源安全，使该危机越演越烈。 能源是建设双循环新发展格局的动力来源和基础保障，因此国务院关于《加快建设全国统一大市场》意见中提出要“在有效保障能源安全供应的前提下完成碳中和任务”。 能源安全问题已成为现阶段中国努力解决的重要问题。

能源安全最早源于第四次中东战争引发的石油危机，石油价格上升对世界经济产生剧烈冲击，世界主要原油消费国成立了国际能源署（IEA）并提出此概念：以国家能够支付的价格获得不间断的能源供给。 但早期概念的重点在能源的供应和价格，关注的种类、维度单一。 随着能源消费种类的增加、能源贸易的活跃和能源涉及面的不断延伸，能源安全的内涵也在不断扩充，不仅关注能源本身，还朝着社会、环境、气候、经济、消费端等的安全方面拓展，涵盖能源的可获得性、可持续性、能源合作和治理等多个维度。 有学者在分析36 个能源安全的定义后，认为能源安全是实现经济增长和可持续发展目标时，能源供给还可以不间断满足能源需求的过程［1］。 其注重能源供给对需求的满足并且加入了政治目标。如今能源安全的内涵在俄乌战争、多国提出“碳中和”目标、多国禁止煤炭出口、极端天气和地缘政治风险不断升级的复杂背景下再次扩展，其关乎国家安全的程度日益加深。 因此，学者们从能源安全的内涵出发，认为能源供应、能源科技、能源经济可承受、能源体制保障、能源发展可持续等是影响能源安全的重要因素［2］。

当前文献对能源安全研究成果丰富，但当前文献忽略了数字经济对能源安全的重要影响。 在数字经济纵深发展的时代，能源系统的数字化建设成为能源发展的新思路。 数字与能源系统趋于融合发展，一方面，数字经济具有高技术属性。 有助于解决能源生产端和消费端信息供需不平衡的矛盾，使能源供需精准匹配，形成定制化生产。 并且，数字经济的广泛渗透，可以对能源系统进行实时监管，从技术层面提高能源安全。 另一方面，数字经济具备高能耗属性，其能耗随着数字经济的发展呈现指数级增长的态势，将影响能源供应的稳定性，从而降低能源安全。 数字经济深入联系着能源的生产、运输、消费、技术创新等各个环节，从各方面对能源安全产生影响。

因此，相比于以往文献，本文的边际贡献在于：第一，从数字经济的角度观察其对能源安全的影响，在理论层面弥补了当前文献对能源安全影响因素研究的空白。 第二，引入非线性能源消费中介，对数字经济与能源安全的影响路径做出详细的论述。 第三，在考虑能源转型速率的情况下，探究数字经济对能源安全的影响，对中国保障能源安全具有实践指导意义。

一、研究假设

数字经济与能源系统的融合发展深刻影响着能源安全。 一方面，数字经济正向促进能源安全。首先，能源系统的数字化建设，使企业管理者和政府能够对能源生产的全过程进行监督、管理，增加了对能源系统的预警防范，同时追踪、考核、调动员工工作积极性，加快能源生产，有效控制碳排放和有害物质的产生，加强了能源系统的可获得性、稳定性和清洁性。 其次，数字化可以促进能源供需双方的快速连接，形成高效、迅速的匹配和搜寻机制，通过市场供需调节能源价格，降低能源交易成本，提高能源经济性。 最后，数字经济具有补足信息不对称和不充分的性质。 数字能源平台的建设将拓展企业获得融资的来源以及降低能源投资市场准入门槛，从而形成能源供应的多元化主体和供给方式，增加能源的可获得性和可持续性发展。 另一方面，数字经济负向抑制能源安全。 数字经济以算力为基础，而这种算力正在向暴力计算、协同计算和泛在计算转变，其快速发展伴随着大量的能源消耗，影响能源自给率，直接导致能源可得性不足。 数字经济发展导致的能源供应短缺，会影响能源市场价格并且加剧其波动，降低能源的经济性，并且能源消耗的上升将导致碳及有害物质排放量的增加，影响能源的清洁性发展。基于此，提出以下假设：

假设1：数字经济与能源安全之间存在非线性关系。

数字经济对能源消费的影响存在收入效应和替代效应［3］。 但中国数字经济的外延式发展模式以提高能源获取效率为主，能源利用效率增加较为缓慢，造成能源价格相对较低，导致能源的回弹效应会刺激能源消费主体的消费。 即数字经济所带来的替代效应也会正向推动能源消耗。 因此，数字经济会正向促进能源消费，并且随着数字经济的不断发展，其能源需求会逐渐增加，叠加替代效应，使数字经济发展能耗呈现指数级增加的趋势。 而能源消费对能源安全存在着双向的影响。 一方面，能源消费较低时，地区能源生产量可以满足自身需求，能源自保障能力较强，能源可获得性高。 同时在能源自身供给稳定的前提下，能源价格也趋向于平稳，地区对于能源获取和利用的压力较小，能源经济性较高。 另外，较低的能源消费也表明其有着较低的碳和有害物质排放量，因此能源清洁性有一定保障，同时能源存量消耗较少，天然气、煤炭和石油等燃料可开采年限较长，保证了能源持续性供给。 另一方面，能源消费过度时，其能源可获得性、经济性下降。 这是因为，能源自给率的降低，以及需要大量进口能源，受地缘政治风险的影响加剧，给外汇储备带来一定压力，同时中国能源市场价格与国际能源价格接轨后，国际能源价格会由于各种突发事件而产生较大波动，从而影响能源获取的连续性。 能源消费量的增加对环境产生明显的负向影响，面临着较为严重的温室效应和大气污染，能源可持续性也会因为矿藏的大量开采，降低可开采年限。 基于此，提出以下假设：

假设2：能源消费在数字经济与能源安全中起中介效应，适度能源消费正向影响能源安全，能源消费过度负向影响能源安全。

能源转型速率对能源消费与能源安全的调节作用表现为：一方面，能源转型速率过快有可能引致能源矿产资源供需错配、全球能源供需关系失衡，引发市场和价格周期性震荡，导致化石能源应用急剧减少。 同时，可再生能源基础设施易遭受极端天气影响，加之当前可再生能源技术并不成熟，在发电质量、储能阶段等方面仍存在挑战。 此外，地缘政治风险加剧，能源进口渠道一旦受挫，直接影响一国能源供应状态。 因此，随着能源消费的增加，能源转型速率越快，将抑制能源安全提升。 具体表现为，低阶段能源消费对能源安全的促进作用减弱，高阶段能源消费对能源安全的抑制作用增强。 另一方面，能源转型速率适度时，能源供给具有平稳性、连续性的特征，能够根据外部地缘政治风险调整能源供给，适应可再生能源的风险特征，削弱能源安全降低的风险。 具体表现为，低阶段能源安全的促进作用增强，高阶段能源消费对能源安全的抑制作用减弱。 因此，提出以下假设：

假设3：能源转型速率负向调节低阶段能源消费与能源安全之间的关系，即当能源转型速率较高时，低阶段能源消费对能源安全的促进作用减弱；能源转型速率正向调节高阶段能源消费与能源安全之间的关系，即当能源转型速率较高时，高阶段能源消费对能源安全抑制作用增强。

二、研究设计

（一）模型建立

在回归检验前，F 检验、LR 检验和Hausman检验显示，应当建立双向固定效应模型。 同时，由于数字经济与能源安全存在非线性关系，因此，引入数字经济发展水平的二次项，构建模型如下：

其中E_secit是i 城市t 年份的能源安全，由能源的可获得性、经济性、清洁性和可持续性的综合指标测算得出；Digitalit是i 城市t 年份数字经济发展水平，是数字经济发展水平的二次项，当α1为正，α2为负时，数字经济与能源安全之间存在着倒“U”型关系；Xit是控制变量；μi、νt、εit分别表示城市固定效应、时间固定效应和随机扰动项。

为了进一步研究数字经济对能源安全的作用机制，参考谢永珍、袁菲菲对非线性中介的研究［4］，构建如下模型：

其中E_conit是i 城市t 年份的能源消费量；是能源消费二次项。

为了探究能源转型速率在数字经济与能源安全传导过程中的调节作用，参考袁菲菲［5］对有调节的中介的研究，构建如下模型：

世界各国都在对土壤重金属污染修复技术进行广泛研究，其主要修复方法有：工程修复措施、化学修复措施、生物修复措施等[13-15]。

其中E_transit是i 城市t 年份的能源转型速率；E_conit×E_transit是能源转型速率与能源消费的交互项，×E_transit是能源转型速率与能源消费二次项的交互项，若δ3为正δ5为负，则说明能源转型速率越高，低阶段能源消费对能源安全的促进作用减弱，若δ4为负δ6为正，意味着能源转型速率越高，高阶段能源消费对能源安全的抑制作用增强。

由于数字经济、能源消费以及其与能源转型速率交互项均为非线性形式，因此为了验证模型的稳健性，建立面板门槛模型进行检验。 参考Seo 面板门槛模型［6］，构建如下模型：

其中x'it是时变回归量的k1×1 向量，包括数字经济、能源消费、能源消费与能源转型速率交互项、能源转型等。I（·） 是指示函数， wit是移转参数，γ是门限参数，φ1和φ2是不同门限下的斜率，εit是回归误差项。

（二）变量说明与数据来源

被解释变量：能源安全。 能源安全是一国可以用相对合理的价格使能源需求得到稳定、持续性满足的基础上，追求能源的清洁性和可持续性发展。 因此，本文参考史丹［7］的研究，从能源可得性、经济性、清洁性和可持续性对能源安全进行评估。 具体指标如表1（见下页）所示。

表1 地市级能源安全测算指标体系

解释变量：数字经济。 企业是经济发展的主体，一地区企业数字化的整体水平可以代表城市数字经济发展水平。 因此，本文使用词频统计的方法对上市公司年报中有关“数字”“区块链”等相关词语出现的频数进行统计，构造企业数字化转型程度，从而根据企业所属地加总至城市层面，尽可能精确反映城市数字经济发展水平。

中介变量：能源消费。 能源消费数据按照天然气折标准煤系数1.33／立方米、液化石油折标准煤系数1.7143 千克标准煤、电折0.1229 千克标准煤／千瓦小时之和测算得出。

调节变量：能源转型速率。 能源转型是能源系统的重大结构变化，当前能源转型是由化石能源向可再生能源过渡。 历史上，能源转型是由能源需求和可获得性推动的，但当前能源转型主要由政策因素驱动，因此能源转型速率作为调节变量，其变动是外生的，调节变量选择合理。 使用可再生能源消费占能源总消费的比例增长率作为能源转型速率。

控制变量：政府能源安全注意力，源于政府工作报告中关于能源安全的词频捕捉，其越大对能源安全的正向影响越强；能源禀赋，中国煤炭能源充裕，煤炭的可获得性较高，但能源清洁性较差，因此煤炭能源消费占比对能源安全的影响不确定；环境污染指数，为中国空气质量监控包含pm2.5、雾霾等，污染指数越高，能源清洁性越差，能源安全度越低；金融发展水平，能源与金融往往是挂钩的，各国能源进口一般使用美元结算，但随着中国金融的快速发展，已经实现和俄罗斯、伊朗等国家用人民币结算能源进口，对中国能源安全的提升具有重要作用；政府财政支出占比影响地区科技进步、公共服务、教育发展等，可提高能源效率，影响能源安全的提升；经济发展程度越高能源需求越强，越有可能产生能源供不应求的状态，威胁能源安全。 以上数据均来源于2011—2021年《中国能源统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》。

三、实证结果分析

（一）基准回归与内生性处理

表2（见下页）反映了基准回归的结果。 第（1）列为未加入控制变量的回归结果，数字经济的一次项和二次项均在1%水平下显著。 第（2）列为加入控制变量后的回归结果，数字经济一次和二次项在5%水平下显著，且一次项系数为正，二次项系数为负。 表明初期数字经济对能源安全具有正向的促进作用。 数字经济参与到能源系统的生产和消费过程中，加快了能源获取速度，保证能源的供需双方有效对接。 并且，能源企业间利用数字化平台进行技术和知识的分享交流，加快了创新，提升了绿色全要素生产率，使能源能够可持续发展。 但当数字经济深入发展时，伴随而来的是指数级增长的能源需求，降低了能源的可获得性、经济性、可持续性和清洁性，从而对能源安全产生抑制作用，验证了假设1。

表2 基准回归结果

由于数字经济的高耗能属性，能源安全越高，能源系统对数字经济发展的能源供给越稳定，将促进数字经济快速发展。 因此，有可能存在互为因果的内生性问题。 为了检验基准回归结果的可靠性，引入1984 年各城市每万人固定电话与互联网宽带接入端口的交互项和各城市滞后一期夜间灯光总辐射像元值以及当期降雨量作为工具变量。 原因有：一是选用历史固定电话与互联网宽带接入端口的交互项作为工具变量，一方面，历史上固定电话普及率较高的地区有可能是数字技术普及率较快的区域，其通信技术设施完善将促进数字经济的快速增长，满足相关性。 另一方面，固定电话普及率与宽带接入端口数是形成能源系统的数字化建设的基础，即其仅影响数字经济发展，从而对能源安全产生影响，满足排他性。 二是夜间灯光亮度与各地区电力供给程度和经济发展高度相关，数字经济优先产生在经济发达和电力供应充足的地区，夜间灯光越高的地区数字经济发展越迅速，满足相关性。 同期能源安全对滞后一期夜间灯光亮度没有影响，符合工具变量外生性假设。 三是数字经济发达地区一般距离海岸、港口和河流较近，降雨量将多，开放程度越强，对新事物的接受能力高于其他地区，满足相关性假设。降雨量作为严格外生变量由气候和地理条件决定，能源安全对降雨量没有影响，符合工具变量外生性假设。 回归结果显示，Anderson canon.corr.LM ＝69.111，Cragg-Donald Wald F ＝23.980 显著大于10%偏误水平下的23.980 临界值，过度识别检验中p 值为0.403，大于0.1，接受原假设，不存在过度识别，工具变量选择合理。 第（3）列表明数字经济一次项为正，二次项为负，同基准回归结果一致，说明回归结果具有可靠性。 后续中介效应、有调节的中介效应均在内生性处理的基础上进行回归。

第（4）列被解释变量为能源消费，数字经济的一次和二次项对能源消费的影响在1%的水平下显著，即数字经济对能源消费始终具有显著的促进作用，并且随着数字经济的不断发展，对能源的需求快速提升。 第（5）列将能源消费加入模型中，回归结果显示，能源消费的一次项和二次项均在1%水平下显著，且一次项系数为正，二次项系数为负。 这表示，低阶段能源消费对能源安全具有促进作用。 在能源消费较低时，能源自给率较高且价格稳定维持于较低水平，能源可获得性和经济性较高，同时排放的碳和有害物质较少，能源清洁性的压力较小，能源开采量较低，可开采年限较长，能源具有供给的可持续性。 随着能源消费的指数级增长，能源由自给转变为需要大量进口，给外汇储备带来压力，对国际能源市场的依赖性逐渐增强，因此引致地缘政治风险以及能源价格波动更加频繁，对能源的可获得性和经济性带来威胁，大量的能源消耗也带来了环境的污染，矿藏可开采年限也受到影响，对能源安全产生抑制作用。 验证了假设2。

（二）有调节的中介效应

表3 是有调节的中介效应回归结果。 列（1）在内生性处理的基础上反映出，能源消费为正，但能源消费与能源转型速率的交互项为负。 这表示低阶段能源消费对能源安全具有促进作用，但能源转型速率越高，该促进作用越小。 意味着，适度能源消费可以增加未来能源持续性发展，但能源转型速率越高，有可能因为国际因素或其他突发性因素导致可再生能源因技术问题无法稳定地满足能源需求，而化石能源过早停用，无法弥补能源供应不足的问题，致使能源安全降低。 能源消费二次项为负，能源消费二次项与能源转型速率的交互项为正，这说明高阶段能源消费对能源安全具有抑制作用，且能源转型速率越高，该抑制作用越强。 这表示超过限度的能源消费更易受突发事件的影响，导致能源安全降低。 能源转型在能源消费和能源安全之间的调节作用得到初步验证。为了检验该结论，第（2）列在内生性问题的处理基础上，建立门槛模型，结果同列（1）一致。

表3 有调节的中介回归结果与门槛模型检验

为了进一步验证有调节的中介效应，运用Bootstrap 方法对其进行检验，结果如表4 所示。 数字经济—能源消费—能源安全，在不同能源转型速率下，低阶段能源消费产生的间接效应存在差异，分别为0.0855、0.0444，且差异在95%的置信区间分别为［0.0019，0.1754］、［0.0308，0.1239］，不包括0。说明差异显著，有调节的中介为-0.2143，显著为负，能源转型负向调节低阶段能源消费和能源安全假设成立。 数字经济二次项—能源消费二次项—能源安全，在不同能源转型速率下，高阶段能源消费的间接效应分别为-1.7818、-2.1684、-2.5550，且95%置信区间分别为［-2.9827，-0.5225］、［-3.455，-0.9485］、［-4.0345，-1.2603］，均显著。 有调节的中介路径检验结果为1.9759，显著为正，能源转型速率正向调节高阶段能源消费与能源安全。 假设3得以验证。

表4 有调节的中介路径

结论与建议

本文通过2011—2021 年287 个地市级城市的数字、能源数据，构建数字经济影响能源安全的计量模型，实证探讨了数字经济、能源消费、能源转型速率与能源安全的关系。 研究发现，数字经济对能源安全存在倒“U”型影响；低阶段能源消费和高阶段能源消费在数字经济和能源安全中发挥着重要的传导作用；在不同能源转型速率下，能源消费对能源安全的影响存在差异。 当能源转型速率越高，低阶段能源消费对能源安全的正向促进作用不断减小，增加了能源供应链断裂的风险；高阶段能源消费对能源安全的负向抑制作用不断增大，相比低阶段能源消费其能源供应受突发事件影响更加敏感。 基于此提出以下建议：

首先，需要重视数字经济行业的有序发展。数字经济能耗指数级上升，当前以化石能源为主体的高能源消费不利于能源可获得性、清洁性和经济性的发展，将降低能源安全。 因而需要避免落入数字经济过快推动导致能源供应青黄不接的陷阱，使能源发展与数字发展速度适配。 其次，过快能源转型引致能源安全降低的后果是严重的，生产端可能出现产业停产破产，消费端居民用能受限生活负面影响不断扩大的情形。 因此，中国能源转型需要进行科学部署，避免激进的能源转型。 传统化石能源逐步退出需要建立在新能源安全可靠的替代基础上。 最后，能源转型需要立足国情，中国富煤、少气、贫油的能源结构难以改变，需要推动煤炭和可再生能源的优化组合，推进煤炭清洁高效使用，发展现代煤化工，优化煤炭产能布局，有序淘汰落后煤电，把握能源转型的速率，在保障能源安全的情况下，发展数字经济。