[摘要]運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型測(cè)算了城鎮(zhèn)化發(fā)展及其他影響因素對(duì)能源消費(fèi)的影響程度，并將城鎮(zhèn)化發(fā)展及其他影響因素對(duì)能源消費(fèi)的影響效應(yīng)分解為直接影響效應(yīng)與間接影響效應(yīng)。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化率水平提高1%，能夠促進(jìn)能源消費(fèi)減少0.0890%，對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)為正，帶來(lái)相鄰地區(qū)能源消費(fèi)0.1362%的增長(zhǎng)幅度。我國(guó)在推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的過程中，需要大力推動(dòng)城鎮(zhèn)化節(jié)能。

[關(guān)鍵詞]新型城鎮(zhèn)化；空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型；能源消費(fèi)；空間外溢性；影響效應(yīng)分解

[中圖分類號(hào)]F290；F224.0[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1673-0461（2014）08-0012-07

一、引言與文獻(xiàn)回顧

城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步的必然結(jié)果，我國(guó)城鎮(zhèn)化正進(jìn)入快速發(fā)展期。城鎮(zhèn)化發(fā)展方式及對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，勢(shì)必帶動(dòng)能源供應(yīng)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整，對(duì)能源供應(yīng)體系建設(shè)和能源發(fā)展提出了新的要求。城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，最重要的特點(diǎn)是人口迅速?gòu)霓r(nóng)村向城鎮(zhèn)集中，一方面，城鎮(zhèn)化是每個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)必經(jīng)的發(fā)展過程，其加速推進(jìn)必然推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，帶動(dòng)人民生活水平提高，從而加大能源消費(fèi)總量；另一方面，城鎮(zhèn)化進(jìn)程有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)等得到更合理調(diào)整、優(yōu)化，各種資源得到更合理利用，提高能源使用效率，降低單位能耗。如何深刻認(rèn)識(shí)新型城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)帶來(lái)的影響，在不透支生態(tài)環(huán)境的背景下積極穩(wěn)妥推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化節(jié)能，是我國(guó)當(dāng)前必須解決的重大課題。

關(guān)于城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響，引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。Parikha（1995）運(yùn)用發(fā)展中國(guó)家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出發(fā)展中國(guó)家城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響顯著[1]。York（2007）對(duì)14個(gè)歐盟成員國(guó)1960～2000年的數(shù)據(jù)進(jìn)行深入分析，得出城鎮(zhèn)對(duì)能源消費(fèi)的影響貢獻(xiàn)度大[2]。Poumanyvong（2010）運(yùn)用99個(gè)國(guó)家1975～2005年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建STIRPAT模型研究城市化對(duì)能源利用的影響，得出不同收入水平的國(guó)家城市化對(duì)能源利用的影響程度存在顯著差異，低收入水平的國(guó)家城市化有利于減少能源利用，而在中高收入水平國(guó)家則會(huì)增加能源利用[3]。Wei（2003）對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，得出中國(guó)城鎮(zhèn)化率每提高1%，將帶動(dòng)能源消費(fèi)總量增加1%[4]。Liu（2009）對(duì)中國(guó)能源需求與其他影響因素之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，得出城鎮(zhèn)化與能源需求之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系[5]。張傳平、周倩倩（2013）利用協(xié)整模型和誤差修正模型，實(shí)證分析了我國(guó)能源消費(fèi)與城市化水平等主要影響因素之間的長(zhǎng)期均衡和短缺波動(dòng)關(guān)系，得出我國(guó)能源消費(fèi)總量與城市化水平之間存在協(xié)整關(guān)系，且長(zhǎng)期里城市化水平變動(dòng)對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生正向影響[6]。

已有研究對(duì)理解城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響提供了廣闊的視野，但這些研究均忽視了不同區(qū)域之間能源消費(fèi)與城鎮(zhèn)化發(fā)展存在空間相關(guān)性，沒有把城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的直接影響與間接影響區(qū)分開來(lái)進(jìn)行考量。本文運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，在控制其他影響因素的情況下，測(cè)算城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響程度，并將城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響效應(yīng)分解為直接影響效應(yīng)和間接影響效應(yīng)，基于空間視角厘清城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響大小，進(jìn)而更有針對(duì)性地制定城鎮(zhèn)化節(jié)能政策。

二、城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響模型構(gòu)建

本文借鑒Ehrlish P R等（1971）、Dietz & Rosa（1994，1997）、York等（2002，2003）學(xué)者的做法[7-11]，在IPAT方程的基礎(chǔ)上，將STIRPAT模型進(jìn)行改造，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格分別引入模型，改進(jìn)后的城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響模型表達(dá)形式如式（1）：

lnEC=lna+βlnGDP+βlnUR+β3lnPSI+β4lnPTI+

βlnSEC+β6lnEP+lne=α+βlnGDP+βlnUR+βlnPSI+

βlnPTI+βlnSEC+β6lnEP+ε（1）

式中各變量定義為：

EC——能源消費(fèi)（Energy Consumption），用能源消費(fèi)總量表示，單位為萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。

GDP——經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Gross Domestic Product），用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示，單位為億元。能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是能源消費(fèi)的主要?jiǎng)恿?，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的不斷壯大，能源消費(fèi)亦會(huì)不斷增加，因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是能源消費(fèi)的重要驅(qū)動(dòng)因素之一。為保證各個(gè)地區(qū)不同年份之間的數(shù)據(jù)具有可比性，運(yùn)用各個(gè)地區(qū)的GDP指數(shù)統(tǒng)一平減為2006年不變價(jià)GDP。

UR——城鎮(zhèn)化發(fā)展水平（Urbanization Rate），用常住人口城鎮(zhèn)化率表示，單位為%。在城鎮(zhèn)化的發(fā)展過程中，往往會(huì)伴隨著生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變、生活消費(fèi)模式的改變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、經(jīng)濟(jì)總量的擴(kuò)大，能源在人類的生產(chǎn)生活中扮演著重要的角色，其消費(fèi)量必然受城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響。

PSI——第二產(chǎn)業(yè)比重（Proportion of Secondary Industry），用第二產(chǎn)業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比例表示，單位為%。我國(guó)正處于工業(yè)化快速發(fā)展階段，并且高能耗的制造業(yè)在第二產(chǎn)業(yè)中占有較大比重，所以第二產(chǎn)業(yè)比重過高在助推能源消費(fèi)增長(zhǎng)中起著重要作用。

PTI——第三產(chǎn)業(yè)比重（Proportion of tertiary industry），用第三產(chǎn)業(yè)（服務(wù)業(yè)）增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP的比例來(lái)表示，單位為%。第三產(chǎn)業(yè)是單位能源消耗相對(duì)較小的產(chǎn)業(yè)，目前我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，第三產(chǎn)業(yè)比重的增加有利于能源消費(fèi)的減少，因此第三產(chǎn)業(yè)比重偏低是能源消費(fèi)的主要因素。

SEC——能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)（Structure of Energy Consumption），用煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重表示，單位為%。受我國(guó)資源稟賦的影響，富煤、貧油、少氣的能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)決定了我國(guó)的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，隨著能源技術(shù)進(jìn)步的提高，能源效率會(huì)得到較大幅度的提高，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，有助于控制甚至減少能源消費(fèi)增加的趨勢(shì)，因此能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)是能源消費(fèi)的核心因素。

EP——能源價(jià)格（Energy Prices），用分地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)表示。從理論上來(lái)說(shuō)，能源價(jià)格的上升會(huì)抑制能源消費(fèi)增長(zhǎng)，因此能源價(jià)格亦是影響能源消費(fèi)的關(guān)鍵因素。

本文研究的樣本為2006～2012年我國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)（因西藏能源消費(fèi)數(shù)據(jù)缺失，本文研究對(duì)象暫不包括西藏），能源消費(fèi)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒2013》，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)通過分地區(qū)煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重進(jìn)行測(cè)算，其中能源消費(fèi)總量主要包括煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣等，按照能源標(biāo)準(zhǔn)量轉(zhuǎn)換系數(shù)統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣的能源標(biāo)準(zhǔn)量轉(zhuǎn)換系數(shù)分別為0.7476、0.9714、1.4286、1.4714、1.4714、1.4571、1.4286、13.3，分煤炭、焦炭、原油等能源品種的實(shí)物量數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒2013》，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、常住人口城鎮(zhèn)化率、第二產(chǎn)業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)比重、工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2013》。

三、城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響的空間效應(yīng)檢驗(yàn)

endprint

在建立城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響的空間計(jì)量模型之前，需要檢驗(yàn)是否存在空間效應(yīng)。本文運(yùn)用Anselin（2006） 提出的空間面板數(shù)據(jù)的LM檢驗(yàn)和Elhorst（2009）給出的空間面板數(shù)據(jù)模型相應(yīng)的穩(wěn)健LM檢驗(yàn)，根據(jù)其統(tǒng)計(jì)量的顯著性確定是否可以拒絕非空間模型，如果LM-ERR和LM-LAG都不顯著，則選擇傳統(tǒng)面板模型。如果顯著，則應(yīng)該采用空間計(jì)量模型來(lái)刻畫空間性。結(jié)合空間固定效應(yīng)聯(lián)合顯著性和時(shí)間固定效應(yīng)聯(lián)合顯著性似然比（LR）檢驗(yàn)來(lái)判斷選擇空間固定效應(yīng)、時(shí)期固定效應(yīng)、時(shí)空固定效應(yīng)中最合適的一種固定效應(yīng)。LM檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，在0.05的顯著性水平下，傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型中時(shí)空固定效應(yīng)的空間滯后LM檢驗(yàn)顯著，無(wú)固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)的空間滯后穩(wěn)健LM檢驗(yàn)顯著，無(wú)固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)、時(shí)空固定效應(yīng)的空間誤差LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)均顯著，因此可以完全拒絕非空間性，從空間計(jì)量的視角去研究城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響相比傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型具有更好的合理性?？臻g固定效應(yīng)聯(lián)合顯著性和時(shí)間固定效應(yīng)聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)LR檢驗(yàn)顯示，無(wú)空間固定效應(yīng)和無(wú)時(shí)間固定效應(yīng)的原假設(shè)均被拒絕，表明空間固定效應(yīng)模型或者時(shí)間固定效應(yīng)模型能夠較好地刻畫城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響。

四、城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響的空間計(jì)量實(shí)證檢驗(yàn)

由于城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響存在空間相關(guān)性，我們首先考慮建立空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型，再根據(jù)Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)判斷是否可以簡(jiǎn)化為空間滯后面板數(shù)據(jù)模型或者空間誤差面板數(shù)據(jù)模型，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響的空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型表達(dá)形式如式（2）：

lnEC=δwlnEC+lna+βlnGDP+βlnUR+

βlnPSI+βlnPTI+βlnSEC+βlnEP+θwlnGDP+θwlnUR+θwlnPSI+θwlnPTI+θwlnSEC+θwlnEP+μ+λ+lne=δwlnCS+α+

βlnGDP+βlnUR+βlnPSI+βlnPTI+βlnSEC+

βlnEP+θwlnGDP+θwlnUR+θw

lnPSI+θwlnPTI+θwlnSEC+θwlnEP+μ+λ+ε （2）

式（2）中，lnEC為區(qū)域i在t時(shí)刻能源消費(fèi)的觀測(cè)值，lnGDP、lnUR、lnPSI、lnPTI、lnSEC、lnEP為區(qū)域i在t時(shí)刻能源消費(fèi)影響因素的觀測(cè)值，α為常數(shù)項(xiàng)，θ與β類似，均為固定的K×1維未知參數(shù)向量，μ為空間固定效應(yīng)，λ為時(shí)間固定效應(yīng)。W為空間權(quán)重矩陣，目前構(gòu)建空間權(quán)重矩陣的方法較多，本文采用肖宏偉、易丹輝等（2013）構(gòu)建地理空間權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣相結(jié)合的空間權(quán)重矩陣[12]。

城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響的空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，從Wald和LR檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，時(shí)空固定效應(yīng)、時(shí)空固定效應(yīng)偏差修正（Lee & Yu，2010a）[13]、空間隨機(jī)時(shí)間固定效應(yīng)三種模型下Wald和LR檢驗(yàn)均顯著，說(shuō)明不能簡(jiǎn)化為空間滯后面板數(shù)據(jù)模型和空間誤差面板數(shù)據(jù)模型，空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型更能適合城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響的空間計(jì)量模型。同時(shí)，運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)可以得出，應(yīng)該選擇空間隨機(jī)效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)的空間杜賓模型。從模型的結(jié)果來(lái)看，空間隨機(jī)效應(yīng)杜賓模型的相關(guān)系數(shù)平方明顯高于時(shí)空固定效應(yīng)模型的相關(guān)系數(shù)平方，且所有變量的系數(shù)符號(hào)與預(yù)期一致。從而說(shuō)明空間面板數(shù)據(jù)模型選擇的合理性，空間杜賓模型能夠?qū)ξ覈?guó)能源消費(fèi)進(jìn)行客觀計(jì)量。

從表2最后一列空間隨機(jī)效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)的空間杜賓模型結(jié)果可以看出，空間效應(yīng)系數(shù)為正，且顯著，說(shuō)明區(qū)域間能源消費(fèi)存在一定的示范效應(yīng)，相鄰區(qū)域能源消費(fèi)減少1%，本區(qū)域能源消費(fèi)會(huì)減少0.4580%，表明我國(guó)把能源消費(fèi)總量控制目標(biāo)科學(xué)分解到各地區(qū)，能夠有效控制能源消費(fèi)增長(zhǎng)的勢(shì)頭，區(qū)域之間控制能源消費(fèi)總量的示范和帶頭作用對(duì)整個(gè)國(guó)家的能源消費(fèi)控制發(fā)揮著關(guān)鍵和核心作用。城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化率水平增加1%，能夠促進(jìn)能源消費(fèi)減少0.0890%，對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)為正，帶來(lái)相鄰地區(qū)能源消費(fèi)0.1362%的增長(zhǎng)幅度，但不顯著。雖然樣本期間內(nèi)城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)減少的影響不顯著，但意義重大，我國(guó)在推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的進(jìn)程中，需要大力推動(dòng)城鎮(zhèn)化節(jié)能。

其他影響能源消費(fèi)的驅(qū)動(dòng)因素的實(shí)證結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高1%，能夠顯著助推能源消費(fèi)增長(zhǎng)0.8127%，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)水平的提高對(duì)能源消費(fèi)的增長(zhǎng)存在一定的依賴性，而對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)顯著為負(fù)，能夠帶動(dòng)相鄰地區(qū)能源消費(fèi)顯著減少0.5126%，表明不同區(qū)域之間實(shí)施低碳經(jīng)濟(jì)對(duì)相鄰區(qū)域有著示范效應(yīng)，在保持經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平穩(wěn)定提高的同時(shí)實(shí)現(xiàn)能源消費(fèi)控制。第二產(chǎn)業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)比重每提高1%，能夠分別帶動(dòng)能源消費(fèi)增長(zhǎng)0.1494%和0.074%，說(shuō)明我國(guó)第二、第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的同時(shí)，相應(yīng)帶動(dòng)了我國(guó)能源消費(fèi)的高速增長(zhǎng)，目前我國(guó)正處于工業(yè)化中后期階段，第二產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展對(duì)當(dāng)期本地能源消費(fèi)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用明顯高于第三產(chǎn)業(yè)，同時(shí)對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)顯著為負(fù)，相應(yīng)會(huì)帶來(lái)相鄰地區(qū)能源消費(fèi)0.2285%和0.5026%的減少幅度，表明我國(guó)不同地區(qū)之間相互建立節(jié)約型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，減少不合理的能源消費(fèi)，第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展對(duì)相鄰地區(qū)能源消費(fèi)減少的空間溢出效應(yīng)顯著高于第二產(chǎn)業(yè)。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中煤炭消費(fèi)占比每?jī)?yōu)化1%，能夠促進(jìn)能源消費(fèi)顯著減少0.1092%，受資源環(huán)境約束趨緊，我國(guó)大力調(diào)整能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，減少煤炭在能源消費(fèi)中的比重，有效控制能源消費(fèi)，但對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)顯著為負(fù)，帶動(dòng)相鄰地區(qū)能源消費(fèi)增加0.1193%，表明不同地區(qū)受能源資源稟賦的影響，通過技術(shù)進(jìn)步開發(fā)新能源的難度較大，從而對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)為負(fù)。能源價(jià)格提高1%，能夠促進(jìn)能源消費(fèi)減少0.0122%，雖然能源價(jià)格對(duì)能源消費(fèi)減少的促進(jìn)作用不太顯著，但是隨著能源市場(chǎng)價(jià)格機(jī)制的形成，能源價(jià)格能夠有效控制能源消費(fèi)過快增長(zhǎng)，同時(shí)對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)顯著為負(fù)，能夠助推相鄰地區(qū)能源消費(fèi)減少0.1668%，表明區(qū)域之間的能源價(jià)格體系不斷完善，能夠有效促進(jìn)相鄰區(qū)域能源消費(fèi)減少。

五、城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響效應(yīng)分解

當(dāng)在傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型引入空間效應(yīng)時(shí)，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響不能只看城鎮(zhèn)化發(fā)展變量前的估計(jì)系數(shù)，而應(yīng)該考慮空間效應(yīng)，將城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響效應(yīng)分解為直接影響效應(yīng)和間接影響效應(yīng)。本文運(yùn)用LeSage & Pace（2009）提出的兩種計(jì)算方法對(duì)空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型解釋變量對(duì)能源消費(fèi)的直接影響效應(yīng)與間接影響效應(yīng)進(jìn)行分解[14]。

從表3、表4的影響效應(yīng)分解結(jié)果來(lái)看，兩種計(jì)算方法差別不大。以計(jì)算方法1為例，得益于人口、生產(chǎn)要素和產(chǎn)業(yè)活動(dòng)等向城鎮(zhèn)集聚，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平每提高1%，通過空間集聚效應(yīng)對(duì)降低能源消費(fèi)的直接作用為0.0761%，在加快推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程的同時(shí)，會(huì)間接拉動(dòng)建筑、交通、基礎(chǔ)設(shè)施等部門的空間布局，從而間接導(dǎo)致能源消費(fèi)增加0.1612%，總體上會(huì)引起能源消費(fèi)增長(zhǎng)0.0850%?！秶?guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》明確提出了積極穩(wěn)妥扎實(shí)有序推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化的要求和目標(biāo)，要求到2020年“常住人口城鎮(zhèn)化率達(dá)到60%左右，戶籍人口城鎮(zhèn)化率達(dá)到45%左右。根據(jù)空間計(jì)量模型測(cè)算，我國(guó)2020年常住人口城鎮(zhèn)化率達(dá)到60%時(shí)，相比2013年的53.5%提高11.73%，能夠直接帶動(dòng)能源消費(fèi)在2013年37.6億噸標(biāo)準(zhǔn)煤的基礎(chǔ)上減少0.8928%，但間接帶動(dòng)能源消費(fèi)在2013年的基礎(chǔ)上增加1.8912%，總體上會(huì)拉動(dòng)能源消費(fèi)在2013年的基礎(chǔ)上增加0.9972%。

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其他影響能源消費(fèi)的驅(qū)動(dòng)因素對(duì)能源消費(fèi)的直接影響效應(yīng)與間接影響效應(yīng)分解結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平每提高1%，直接帶動(dòng)能源消費(fèi)增長(zhǎng)0.7880%，間接減少能源消費(fèi)0.2371%，直接影響效應(yīng)明顯高于間接影響效應(yīng)，總體上帶動(dòng)能源消費(fèi)增長(zhǎng)0.5509%，表明經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷擴(kuò)大是拉動(dòng)能源消費(fèi)增加的主要因素。第二產(chǎn)業(yè)比重每提高1%，直接帶動(dòng)能源消費(fèi)增長(zhǎng)0.1179%，間接減少能源消費(fèi)0.2534 %，間接影響效應(yīng)明顯高于直接影響效應(yīng)，總體上促進(jìn)能源消費(fèi)減少0.1355%。第三產(chǎn)業(yè)比重每提高1%，直接帶動(dòng)能源消費(fèi)減少0.0163%，間接減少能源消費(fèi)0.7737%，間接影響效應(yīng)明顯高于直接影響效應(yīng)，總體上促進(jìn)能源消費(fèi)減少0.7901%。表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響能源消費(fèi)的重要驅(qū)動(dòng)因素之一，隨著新型工業(yè)化和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的快速推進(jìn)，通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，有利于間接減少能源消費(fèi)。煤炭在能源消費(fèi)總量中的比重每降低1%，直接帶動(dòng)能源消費(fèi)減少0.0956%，間接帶動(dòng)能源消費(fèi)增加0.1190%，總體上引起能源消費(fèi)增加0.0233%，表明我國(guó)“富煤、貧油、少氣”的能源特點(diǎn)決定了以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)短期內(nèi)難以改變，給能源消費(fèi)的控制帶來(lái)一定的挑戰(zhàn)。能源價(jià)格每提高1%，直接帶動(dòng)能源消費(fèi)減少0.0470%，間接帶動(dòng)能源消費(fèi)減少0.2944%，間接影響效應(yīng)顯著高于直接影響效應(yīng)，總體上帶動(dòng)能源消費(fèi)減少0.3414%，由于能源是生產(chǎn)生活的必需品，能源價(jià)格的上升短期內(nèi)對(duì)能源消費(fèi)的影響較小，但從長(zhǎng)期來(lái)看，能源價(jià)格的合理上漲會(huì)影響投資領(lǐng)域和生產(chǎn)生活方式的轉(zhuǎn)變，從而間接促進(jìn)能源消費(fèi)減少。

六、結(jié)論與政策建議

本文在控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格等其他能源消費(fèi)影響因素的基礎(chǔ)上，運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型測(cè)算了2006～2011年我國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)（不包括西藏）城鎮(zhèn)化發(fā)展及其他影響因素對(duì)能源消費(fèi)的影響程度，并將城鎮(zhèn)化發(fā)展及其他影響因素對(duì)能源消費(fèi)的影響效應(yīng)分解為直接影響效應(yīng)和間接影響效應(yīng)。研究結(jié)果顯示：區(qū)域間能源消費(fèi)存在一定的示范效應(yīng)，相鄰區(qū)域能源消費(fèi)減少1%，本區(qū)域能源消費(fèi)會(huì)減少0.4580%，對(duì)不同區(qū)域?qū)嵭心茉聪M(fèi)總量控制對(duì)整個(gè)國(guó)家的能源消費(fèi)控制發(fā)揮著關(guān)鍵和核心作用。城鎮(zhèn)化率水平提高1%，能夠促進(jìn)能源消費(fèi)減少0.0890%，對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)為正，帶來(lái)相鄰地區(qū)能源消費(fèi)0.1362%的增長(zhǎng)幅度，但不顯著。我國(guó)2020年城鎮(zhèn)化率達(dá)到60%時(shí)，能夠直接帶動(dòng)能源消費(fèi)在2013年37.6億噸標(biāo)準(zhǔn)煤的基礎(chǔ)上減少0.8928%，但間接帶動(dòng)能源消費(fèi)在2013年的基礎(chǔ)上增加1.8912%，總體上會(huì)拉動(dòng)能源消費(fèi)在2013年的基礎(chǔ)上增加0.9972%。我國(guó)在推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的進(jìn)程中，需要大力推動(dòng)城鎮(zhèn)化節(jié)能。

第一，提高城鎮(zhèn)化節(jié)能的約束水平。針對(duì)不同城鎮(zhèn)實(shí)施能源消費(fèi)總量和強(qiáng)度雙控制，同時(shí)針對(duì)城市重點(diǎn)耗能行業(yè)亦進(jìn)行能源消費(fèi)總量和強(qiáng)度雙控制，逐步形成兩橫兩縱的能源消費(fèi)控制格局。將節(jié)能優(yōu)先理念全面融入新型城鎮(zhèn)化發(fā)展，通過能源消費(fèi)總量和強(qiáng)度雙控制促進(jìn)向生態(tài)城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)型，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和生產(chǎn)生活模式的轉(zhuǎn)變。

第二，優(yōu)化能源空間布局，完善城鎮(zhèn)能源供應(yīng)體系結(jié)構(gòu)。《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020）》提出以城市群為推進(jìn)城鎮(zhèn)化的主體形態(tài)，目前我國(guó)城市群大部分只是區(qū)域空間分布上相對(duì)集中，其他的產(chǎn)業(yè)空間組織、能源空間布局、公共服務(wù)體系等方面未能跟上城市群建設(shè)的步伐。能源作為生產(chǎn)生活的重要組成部分，其空間布局對(duì)城鎮(zhèn)化的發(fā)展至關(guān)重要，優(yōu)化能源空間布局，為新型城鎮(zhèn)化發(fā)展提供保障。

第三，優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，針對(duì)不同城鎮(zhèn)的資源優(yōu)勢(shì)，提高新能源和可再生能源的比重。我國(guó)幅員遼闊，可再生能源豐富，內(nèi)蒙古、新疆、青海、西藏等地區(qū)風(fēng)能資源豐富，西部和西南地區(qū)蘊(yùn)含豐富的水電資源，西藏、新疆、河北、山東、遼寧、廣東、福建、海南等地太陽(yáng)能資源豐富，農(nóng)業(yè)廢棄物、城市生活垃圾等生物質(zhì)能源資源分布廣泛，在快速推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的同時(shí)，根據(jù)城市所在地可再生能源資源特色，分區(qū)域分階段推動(dòng)分布式太陽(yáng)能、風(fēng)能、生物質(zhì)能、地?zé)崮芏嘣?、?guī)模化應(yīng)用，提高新能源和可再生能源利用比例。

第四，充分挖掘新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的建筑節(jié)能和交通節(jié)能潛力。城鎮(zhèn)化發(fā)展主要表現(xiàn)為人口從農(nóng)村向城鎮(zhèn)聚集，由于城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間的生產(chǎn)生活方式不同，在建筑和交通行業(yè)的空間布局與能源消費(fèi)模式存在顯著差異，總體看來(lái)，城鎮(zhèn)人均能源消費(fèi)明顯高于農(nóng)村人均能源消費(fèi)，在新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)過程中，亟須建筑節(jié)能和交通節(jié)能。建筑節(jié)能方面，加快既有建筑節(jié)能改造，大力發(fā)展綠色節(jié)能建筑；交通節(jié)能方面，大力發(fā)展公共交通，合理控制機(jī)動(dòng)車保有量，加快以新能源、低能耗為主的汽車推廣應(yīng)用，倡導(dǎo)自行車、步行等綠色出行方式。

第五，充分發(fā)揮區(qū)域之間能源消費(fèi)的空間溢出效應(yīng)，通過區(qū)域示范效應(yīng)控制能源消費(fèi)?？臻g溢出效應(yīng)主要通過能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格等影響因素的空間滯后項(xiàng)進(jìn)行傳遞，充分發(fā)揮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格對(duì)能源消費(fèi)的直接影響效應(yīng)和間接影響效應(yīng)。通過加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)、優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、適當(dāng)合理提高能源價(jià)格等措施來(lái)實(shí)現(xiàn)區(qū)域能源消費(fèi)控制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的共贏。

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