城市化水平與能源消費的動態均衡關系實證研究

張優智，黨興華

(1.西安理工大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710054;2.西安石油大學 經濟管理學院，陜西 西安 710065)

城市化水平與能源消費之間的關系一直是能源經濟學研究的重要問題。Poumanyvong等通過對1975～2005年99個國家的面板數據，對人口、富裕程度、技術3個自變量和因變量之間的關系進行了研究，研究發現:城市化降低了低收入群體的能源消費，而中高收入群體卻隨著城市化進程增加了能源消費［1］。Liu研究發現，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系［2］。Wei等指出城市化對能源消費具有雙刃劍的作用:一方面，城市化進程的推進導致了經濟的增長和人們生活水平的提高，從而加大了能源消費的數量;另一方面，正是由于城市化程度的不斷提高，產業組織結構、技術結構、產品結構等得到更合理的調整、各種配置得到進一步的優化、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利用多個國家1980～1993年的數據進行分析，發現城市人口比例和人均能源消費的對數存在正相關關系［4］。Shen等認為中國的城市化水平與能源需求之間存在較強的相關關系［5］。耿海青對1953～2002年中國的煤炭、石油、天然氣消費量和城市化率進行擬合，發現相關系數都在0.9以上，城市化水平與人均能源消費也存在高度的相關性，隨著城市化水平的提高，人均能源消費水平上升［6］;梁朝暉采用1953～2007年的時間序列數據研究城市人口與能源消費之間的因果關系，發現兩者之間存在雙向因果關系［7］;劉耀彬對1978～2005年間的中國城市化與能源消費之間的動態關系進行分析，發現中國城市化水平提高是能源消費量增長的原因，而中國能源消費增長卻不是城市化水平提高的直接推動原因［8］;許冬蘭等研究發現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系，并且存在著協整關系［9］;袁曉玲等構建了測度城市化水平的綜合指標，基于1990～2009年關中城市群的時間序列數據，定量分析了陜西省不同區域城市化水平與能源消費之間具有不同的因果關系［10］;楊肅昌等研究發現:甘肅省城市化水平提高是導致能源消費增長的原因，而能源消費增長卻不是城市化水平提高的原因［11］。

各國城市化發展的規律由諾瑟姆(Northam)1975年總結為城市化發展曲線，即S型曲線。世界城市化可以分為3個階段:第一階段城市化水平小于30%。此時城市人口增長緩慢，當城市人口比重超過10%以后城市化水平才略微加快。該階段人們的生產和生活方式以農業和農村為主，以城市的生產和生活方式為輔。第二階段城市化水平在30%～70%之間。當城市人口比重超過30%，城市化進程出現加快趨勢，這種趨勢一直持續到城市化水平達到70%才會穩定下來。該階段人們的生產和生活方式也在發生深刻的變化，主要表現為由農業和農村轉變為工業和城市。第三階段城市化水平大于70%。此時社會經濟發展漸趨成熟，城市人口保持平穩。該階段人們生產方式由工業向服務業轉變，生活方式由追求數量向提高生活質量轉變［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%，農村人口和城市人口基本相當，城市化進程處于加速發展期。在這一階段，經濟發展對工業特別是資源型工業的依賴要高于城市化初級階段，這會增加能源消費量。所以城市化進程的推進所帶來的生產和生活方式的改變將會導致總體能源消費水平的上升。考慮到數據獲得的便利性，本文主要采用城鎮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的問題進行實證研究，分析兩個變量之間是否存在因果關系，研究結論可以為建立節能型城市提供決策依據。

一、研究方法、變量及數據來源

(一)研究方法

為了驗證城市化水平和能源消費之間的關系，本文采用Engle和Granger提出的協整檢驗方法(以下簡稱為E-G兩步法)進行兩者間的協整關系檢驗。將協整定義為

k 維向量時間序列 Yt=(y1t，y2t，…，ykt)'(t=1，2，…，T)的分量序列間被稱為d、b階協整，(1)若滿足Yt～I(d)，要求Yt的每個分量都是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是協整的向量，向量β又稱為協整向量。

E-G兩步法檢驗的主要步驟如下:

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

該模型估計的殘差序列^ut為

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

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

(二)變量選取及數據來源

用城鎮人口比重來衡量城市化水平，記為U。能源消費總量(萬噸標準煤)作為能源消費的測度指標，記為E。為了消除時間序列數據中存在的異方差現象，對兩個變量分別取自然對數，記為ln(U)、ln(E)，其相應的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。本研究采用的數據來源于《中國統計年鑒(2010)》，相關數據見表1。

表1 1978～2010年中國城市化水平與能源消費相關數據

二、城市化水平與能源消費的實證分析

(一)單位根檢驗

首先要對城市化水平與能源消費進行平穩性檢驗，以確定其平穩性及單整階數，檢驗結果見表2。其中檢驗形式(C，T，K)中的 C、T、K分別表示單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢項和滯后階數。0表示檢驗方差不包括常數項或時間趨勢項。由表2可知，城市化水平與能源消費2階差分序列的ADF檢驗值都小于臨界值，表明城市化水平與能源消費在經過2階差分后平穩，所以有ln(U)～I(2)，又有ln(E)～I(2)。

表2 ln(U)和ln(E)單位根的ADF檢驗表

(二)協整檢驗和誤差修正模型

1.協整檢驗

在時間序列數據分析中，每一個序列單獨來說可能是非平穩的，但序列的線性組合可能有不隨時間變化的性質，這種平穩的線性組合可以說明變量間是協整的，即這些非平穩變量之間存在長期穩定的均衡關系。因為ln(U)～I(2)，ln(E)～I(2)，滿足協整檢驗的前提，可以用E-G兩步法檢驗這兩個變量之間協整關系。協整回歸方程為

式中:R2是擬合優度檢驗，其數值越接近1，表示樣本方程對總體方程擬合程度越好;F為統計量，F值越大，表示回歸方程的整體顯著性越好。

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

表3 殘差序列的ADF檢驗結果

圖1 殘差趨勢圖

2.誤差修正模型

描述樣本期內城市化水平與能源消費的短期波動向長期均衡調整的誤差修正模型(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為隨機誤差項。AIC信息準則是衡量統計模型擬合優良性的一種標準，它為日本統計學家赤池弘次創立和發展的，因此又稱赤池信息量準則。這里IAIC=-3.936，說明模型擬合較好。

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

3.因果關系檢驗

城市化水平與能源消費之間的因果關系檢驗見表4，其中P值為結果可信程度的一個遞減指標。由表4可以觀察到:滯后期數為1、2、3、4年的城市化均是引起能源消費的原因;而能源消費構成城市化的原因并不顯著，即能源消費不是城市化進程的制約因素。

4.向量自回歸模型

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

表4 城市化水平與能源消費之間的因果關系檢驗表

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

表5 VAR模型整體檢驗結果

5.脈沖響應函數

根據向量回歸模型具有的特殊動態結構性質，脈沖響應函數可以很好地識別一個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函數曲線(在模型中把響應函數的追蹤期設定為10年)。從圖2可以看出，城市化對能源消費信息的一個標準差擾動的響應呈現出比較穩定的響應并且持續時間也比較長。這說明了城市化水平與能源消費之間存在著緊密的聯系，并且

圖2 脈沖響應函數曲線

三、結 語

(1)非平穩序列ln(U)、ln(E)在經過2階差分后平穩，所以，ln(U)、ln(E)均為2階單整，即ln(U)～I(2)，ln(E)～I(2)。協整檢驗結果表明城市化水平與能源消費之間存在長期的均衡關系，中國城市化水平每提高1%，能源消費量將增加1.734%，說明隨著城市化水平的提高，中國能源消費量也增加了。這是因為城市是中國能源消費的主體，再加之城市化使得現代城市交通運輸體系的能耗不斷增加，還有農村人口的快速城市化也會帶來能源消費量的相應增長。

(2)從誤差修正模型來看，誤差修正系數為-0.165，符合相反修正機制，兩者的短期動態均衡關系是，短期內城市化水平每提高1%，能源消費將反方向變動0.513%。

(3)因果關系檢驗表明，滯后期數為 1、2、3、4年的城市化均是引起能源消費的原因，而能源消費構成城市化的原因并不顯著，即能源消費不是城市化進程的制約因素。

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

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