張優(yōu)智，黨興華

(1.西安理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 西安 710054;2.西安石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710065)

城市化水平與能源消費(fèi)之間的關(guān)系一直是能源經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要問題。Poumanyvong等通過對1975～2005年99個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，對人口、富裕程度、技術(shù)3個(gè)自變量和因變量之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究發(fā)現(xiàn):城市化降低了低收入群體的能源消費(fèi)，而中高收入群體卻隨著城市化進(jìn)程增加了能源消費(fèi)［1］。Liu研究發(fā)現(xiàn)，不管是長期還是短期，只存在從城市化到能量消耗總量的單向因果關(guān)系［2］。Wei等指出城市化對能源消費(fèi)具有雙刃劍的作用:一方面，城市化進(jìn)程的推進(jìn)導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)的增長和人們生活水平的提高，從而加大了能源消費(fèi)的數(shù)量;另一方面，正是由于城市化程度的不斷提高，產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)、技術(shù)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)等得到更合理的調(diào)整、各種配置得到進(jìn)一步的優(yōu)化、各種資源得到更合理的利用，又使得能源消耗具有下降的趨勢［3］。IMAI利用多個(gè)國家1980～1993年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)城市人口比例和人均能源消費(fèi)的對數(shù)存在正相關(guān)關(guān)系［4］。Shen等認(rèn)為中國的城市化水平與能源需求之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系［5］。耿海青對1953～2002年中國的煤炭、石油、天然氣消費(fèi)量和城市化率進(jìn)行擬合，發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)都在0.9以上，城市化水平與人均能源消費(fèi)也存在高度的相關(guān)性，隨著城市化水平的提高，人均能源消費(fèi)水平上升［6］;梁朝暉采用1953～2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究城市人口與能源消費(fèi)之間的因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在雙向因果關(guān)系［7］;劉耀彬?qū)?978～2005年間的中國城市化與能源消費(fèi)之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)中國城市化水平提高是能源消費(fèi)量增長的原因，而中國能源消費(fèi)增長卻不是城市化水平提高的直接推動原因［8］;許冬蘭等研究發(fā)現(xiàn)山東省城市化和能源消耗量之間不僅存在著單向的因果聯(lián)系，并且存在著協(xié)整關(guān)系［9］;袁曉玲等構(gòu)建了測度城市化水平的綜合指標(biāo)，基于1990～2009年關(guān)中城市群的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，定量分析了陜西省不同區(qū)域城市化水平與能源消費(fèi)之間具有不同的因果關(guān)系［10］;楊肅昌等研究發(fā)現(xiàn):甘肅省城市化水平提高是導(dǎo)致能源消費(fèi)增長的原因，而能源消費(fèi)增長卻不是城市化水平提高的原因［11］。

各國城市化發(fā)展的規(guī)律由諾瑟姆(Northam)1975年總結(jié)為城市化發(fā)展曲線，即S型曲線。世界城市化可以分為3個(gè)階段:第一階段城市化水平小于30%。此時(shí)城市人口增長緩慢，當(dāng)城市人口比重超過10%以后城市化水平才略微加快。該階段人們的生產(chǎn)和生活方式以農(nóng)業(yè)和農(nóng)村為主，以城市的生產(chǎn)和生活方式為輔。第二階段城市化水平在30%～70%之間。當(dāng)城市人口比重超過30%，城市化進(jìn)程出現(xiàn)加快趨勢，這種趨勢一直持續(xù)到城市化水平達(dá)到70%才會穩(wěn)定下來。該階段人們的生產(chǎn)和生活方式也在發(fā)生深刻的變化，主要表現(xiàn)為由農(nóng)業(yè)和農(nóng)村轉(zhuǎn)變?yōu)楣I(yè)和城市。第三階段城市化水平大于70%。此時(shí)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)u趨成熟，城市人口保持平穩(wěn)。該階段人們生產(chǎn)方式由工業(yè)向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)變，生活方式由追求數(shù)量向提高生活質(zhì)量轉(zhuǎn)變［12］。

眾所周知，1978年中國城市化率只有17.92%，而2010年城市化率上升到49.95%，農(nóng)村人口和城市人口基本相當(dāng)，城市化進(jìn)程處于加速發(fā)展期。在這一階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對工業(yè)特別是資源型工業(yè)的依賴要高于城市化初級階段，這會增加能源消費(fèi)量。所以城市化進(jìn)程的推進(jìn)所帶來的生產(chǎn)和生活方式的改變將會導(dǎo)致總體能源消費(fèi)水平的上升?？紤]到數(shù)據(jù)獲得的便利性，本文主要采用城鎮(zhèn)人口比重來衡量城市化水平。本文將對中國1978～2010年城市化水平和能源消費(fèi)的問題進(jìn)行實(shí)證研究，分析兩個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系，研究結(jié)論可以為建立節(jié)能型城市提供決策依據(jù)。

一、研究方法、變量及數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

為了驗(yàn)證城市化水平和能源消費(fèi)之間的關(guān)系，本文采用Engle和Granger提出的協(xié)整檢驗(yàn)方法(以下簡稱為E-G兩步法)進(jìn)行兩者間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。將協(xié)整定義為

k 維向量時(shí)間序列 Yt=(y1t，y2t，…，ykt)'(t=1，2，…，T)的分量序列間被稱為d、b階協(xié)整，(1)若滿足Yt～I(xiàn)(d)，要求Yt的每個(gè)分量都是d階單整的向量;則記為Yt～CI(d，b);(2)若存在非零向量β=(β1，β2，…，βk)，使得 β'Yt～ I(d-b)，0 ＜ b≤d，簡稱Yt是協(xié)整的向量，向量β又稱為協(xié)整向量。

E-G兩步法檢驗(yàn)的主要步驟如下:

(1)若 k 個(gè)序列 y1t，y2t，…，ykt都是 1 階單整序列，則建立回歸方程:

該模型估計(jì)的殘差序列^ut為

(2)檢驗(yàn)殘差序列 ^ut是否平穩(wěn)，也就是判斷殘差序列^ut是否含有單位根。通常用ADF檢驗(yàn)來判斷殘差序列^ut是否平穩(wěn)。

(3)如果殘差序列 ^ut是平穩(wěn)的，則可以確定回歸方程中的k個(gè)變量(y1t，y2t，…，ykt)之間存在協(xié)整關(guān)系，并且協(xié)整向量為(1，-^β2，…，-^βk)';否則(y1t，y2t，…，ykt)'之間不存在協(xié)整關(guān)系［13］。

(二)變量選取及數(shù)據(jù)來源

用城鎮(zhèn)人口比重來衡量城市化水平，記為U。能源消費(fèi)總量(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)作為能源消費(fèi)的測度指標(biāo)，記為E。為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象，對兩個(gè)變量分別取自然對數(shù)，記為ln(U)、ln(E)，其相應(yīng)的1階差分序列記為Δln(U)、Δln(E)，其 2 階差分序列記為 Δ2ln(U)、Δ2ln(E)，Δ、Δ2分別表示1、2階差分。本研究采用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2010)》，相關(guān)數(shù)據(jù)見表1。

表1 1978～2010年中國城市化水平與能源消費(fèi)相關(guān)數(shù)據(jù)

二、城市化水平與能源消費(fèi)的實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

首先要對城市化水平與能源消費(fèi)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性及單整階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。其中檢驗(yàn)形式(C，T，K)中的 C、T、K分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)。0表示檢驗(yàn)方差不包括常數(shù)項(xiàng)或時(shí)間趨勢項(xiàng)。由表2可知，城市化水平與能源消費(fèi)2階差分序列的ADF檢驗(yàn)值都小于臨界值，表明城市化水平與能源消費(fèi)在經(jīng)過2階差分后平穩(wěn)，所以有l(wèi)n(U)～I(xiàn)(2)，又有l(wèi)n(E)～I(xiàn)(2)。

表2 ln(U)和ln(E)單位根的ADF檢驗(yàn)表

(二)協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型

1.協(xié)整檢驗(yàn)

在時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析中，每一個(gè)序列單獨(dú)來說可能是非平穩(wěn)的，但序列的線性組合可能有不隨時(shí)間變化的性質(zhì)，這種平穩(wěn)的線性組合可以說明變量間是協(xié)整的，即這些非平穩(wěn)變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因?yàn)閘n(U)～I(xiàn)(2)，ln(E)～I(xiàn)(2)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提，可以用E-G兩步法檢驗(yàn)這兩個(gè)變量之間協(xié)整關(guān)系。協(xié)整回歸方程為

式中:R2是擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，其數(shù)值越接近1，表示樣本方程對總體方程擬合程度越好;F為統(tǒng)計(jì)量，F(xiàn)值越大，表示回歸方程的整體顯著性越好。

從協(xié)整回歸方程可以發(fā)現(xiàn)，中國城市化水平每提高1%，能源消費(fèi)量將增加1.734%，說明中國隨著城市化水平的提高，能源消費(fèi)量也增加了。回歸方程的殘差為:ln(E)-5.812-1.734ln(U)。殘差序列的 ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表3，可以發(fā)現(xiàn) ln(U)和ln(E)之間存在協(xié)整關(guān)系。圖1分別顯示了殘差值、實(shí)際值與擬合值的線性趨勢，也說明了兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整回歸方程表明兩者之間存在長期的均衡關(guān)系。

表3 殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 殘差趨勢圖

2.誤差修正模型

描述樣本期內(nèi)城市化水平與能源消費(fèi)的短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型(以下簡稱ECM)為

其中，IAIC為 AIC的值;IECM為 ECM的值;IAIC=-3.936;IECMt-1=ln(E)-5.812-1.734ln(U);εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。AIC信息準(zhǔn)則是衡量統(tǒng)計(jì)模型擬合優(yōu)良性的一種標(biāo)準(zhǔn)，它為日本統(tǒng)計(jì)學(xué)家赤池弘次創(chuàng)立和發(fā)展的，因此又稱赤池信息量準(zhǔn)則。這里IAIC=-3.936，說明模型擬合較好。

從誤差修正模型來看，兩者的短期動態(tài)均衡關(guān)系是，短期內(nèi)城市化水平每提高1%，能源消費(fèi)將反方向變動0.513%。這一數(shù)值比長期協(xié)整回歸方程的要小，且為反方向變動，這說明城市化對能源消費(fèi)的長期影響更為顯著。IECMt-1的系數(shù)為-0.165，也說明能源消費(fèi)變動受到多種其他因素的影響，城市化水平與能源消費(fèi)之間的均衡關(guān)系對當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力并不是很強(qiáng)。

3.因果關(guān)系檢驗(yàn)

城市化水平與能源消費(fèi)之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)見表4，其中P值為結(jié)果可信程度的一個(gè)遞減指標(biāo)。由表4可以觀察到:滯后期數(shù)為1、2、3、4年的城市化均是引起能源消費(fèi)的原因;而能源消費(fèi)構(gòu)成城市化的原因并不顯著，即能源消費(fèi)不是城市化進(jìn)程的制約因素。

4.向量自回歸模型

可以用序列Δ2ln(U)、Δ2ln(E)的數(shù)據(jù)來建立自回歸模型(以下簡稱VAR)模型，并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對其進(jìn)行解釋。根據(jù)AIC和SC(SC是施瓦茨準(zhǔn)則，其數(shù)值越小，就代表模型擬合得越好)取值最小的準(zhǔn)則，變量的滯后區(qū)間定為1階到2階。將Δ2ln(U)、Δ2ln(E)滯后1～2期的值作為內(nèi)生變量，采用最小二乘法來估計(jì)該模型［14］。方程如下:

表4 城市化水平與能源消費(fèi)之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)表

表5說明了方程的整體擬合度較好。式(5)表明當(dāng)前的Δ2ln(E)與其自身的滯后值和Δ2ln(U)的滯后值均有較大的關(guān)聯(lián)度。式(6)表明當(dāng)前的Δ2ln(U)與其自身的滯后值和Δ2ln(E)的滯后值均有較大的關(guān)聯(lián)度。

表5 VAR模型整體檢驗(yàn)結(jié)果

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)

根據(jù)向量回歸模型具有的特殊動態(tài)結(jié)構(gòu)性質(zhì)，脈沖響應(yīng)函數(shù)可以很好地識別一個(gè)變量的擾動是如何通過模型影響其他所有變量，最終又反饋到變量自身上來的［15-17］。圖2是基于VAR(2)和漸近解析法模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線(在模型中把響應(yīng)函數(shù)的追蹤期設(shè)定為10年)。從圖2可以看出，城市化對能源消費(fèi)信息的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動的響應(yīng)呈現(xiàn)出比較穩(wěn)定的響應(yīng)并且持續(xù)時(shí)間也比較長。這說明了城市化水平與能源消費(fèi)之間存在著緊密的聯(lián)系，并且

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

三、結(jié) 語

(1)非平穩(wěn)序列l(wèi)n(U)、ln(E)在經(jīng)過2階差分后平穩(wěn)，所以，ln(U)、ln(E)均為2階單整，即ln(U)～I(xiàn)(2)，ln(E)～I(xiàn)(2)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明城市化水平與能源消費(fèi)之間存在長期的均衡關(guān)系，中國城市化水平每提高1%，能源消費(fèi)量將增加1.734%，說明隨著城市化水平的提高，中國能源消費(fèi)量也增加了。這是因?yàn)槌鞘惺侵袊茉聪M(fèi)的主體，再加之城市化使得現(xiàn)代城市交通運(yùn)輸體系的能耗不斷增加，還有農(nóng)村人口的快速城市化也會帶來能源消費(fèi)量的相應(yīng)增長。

(2)從誤差修正模型來看，誤差修正系數(shù)為-0.165，符合相反修正機(jī)制，兩者的短期動態(tài)均衡關(guān)系是，短期內(nèi)城市化水平每提高1%，能源消費(fèi)將反方向變動0.513%。

(3)因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，滯后期數(shù)為 1、2、3、4年的城市化均是引起能源消費(fèi)的原因，而能源消費(fèi)構(gòu)成城市化的原因并不顯著，即能源消費(fèi)不是城市化進(jìn)程的制約因素。

(4)基于VAR(2)的模型表明，城市化水平與能源消費(fèi)之間存在著緊密的聯(lián)系，城市化水平的提高帶動能源消費(fèi)的增加，而且這種聯(lián)系具有長期性。

［1］Poumanyvong P，Kaneko S.Does urbanization lead to less energy use and lower C02emissions?a cross-country analysis［J］.Ecological Economics，2010(70):434-444.

［2］Liu Y B.Exploring the relationship between urbanization and energy consumption in China using ARDL(Autoregressive Distributed Lag)and FDM(Factor Decomposition Model)［J］.Energy，2009(34):1846-1854.

［3］Wei B R，Yagita H，Inaba A，et al.Urbanization impact on energy demand and C02emission in China ［J］.Journal of Chongqing University，2003(2):46-50.

［4］IMAI H.The effect of urbanization on energy consumption［J］.Journal of Population Problem，1997(2):43-49.

［5］Shen L，Cheng S K，Wan H.Urbanization，sustainability and the utilization of energy and mineral resources in China cities［J］.Energy Policy，2005(4):287-302.

［6］耿海清.能源基礎(chǔ)與城市化發(fā)展的相互作用機(jī)理分析［D］.北京:中國科學(xué)院研究生院，2004.

［7］梁朝暉.城市化不同階段能源消費(fèi)的影響因素研究［J］.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010，12(5):89-96.

［8］劉耀彬.中國城市化與能源消費(fèi)關(guān)系的動態(tài)計(jì)量分析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2007，33(11):72-81.

［9］許冬蘭，李琰.山東省城市化和能源消耗的關(guān)系研究［J］.中國人口.資源與環(huán)境，2010，20(11):19-24.

［10］袁曉玲，方瑩，張寶山.能源消費(fèi)與城市化水平關(guān)系的動態(tài)計(jì)量分析:以關(guān)中城市群為例［J］.城市發(fā)展研究，2011，18(3):65-71.

［11］楊肅昌，韓君.城市化與能源消費(fèi):動態(tài)關(guān)系計(jì)量與貢獻(xiàn)度測算:基于甘肅省數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.西北人口，2012，23(4):120-125.

［12］Northam R M.Urban geography［M］.New York:John Wiley ＆ Sons，1975.

［13］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模［M］.2版.北京:清華大學(xué)出版社，2009.

［14］張優(yōu)智.財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整檢驗(yàn)［J］.科技進(jìn)步與對策，2012，29(7):11-16.

［15］張優(yōu)智.技術(shù)市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整檢驗(yàn):基于1987～2009年的數(shù)據(jù)分析［J］.大連理工大學(xué)學(xué)報(bào):社會科學(xué)版，2011，32(4):25-31.

［16］黨興華，張優(yōu)智.R＆D投入與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整檢驗(yàn):基于1988～2009年的數(shù)據(jù)分析［J］.中國管理科學(xué)，2011，19(10):776-782.

［17］張優(yōu)智.中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究［J］.價(jià)格月刊，2012，23(8):72-75.

［18］馮建國，李元峰，張茂省.煤炭基地水污染研究理論體系探討［J］.地球科學(xué)與環(huán)境學(xué)報(bào)，2010，32(3):272-276.

［19］洪增林，薛惠鋒.城市土地集約利用潛力評價(jià)指標(biāo)體系［J］.地球科學(xué)與環(huán)境學(xué)報(bào)，2006，28(1):106-110.