我國城鎮化、產業結構與能源消費關系實證研究

■ 許 彬 郭海華 教授（暨南大學經濟學院 廣州 510632）

引言

城鎮化和產業結構升級是社會經濟發展的必然結果，我國城鎮化和產業結構調整升級正進入快速發展期。城鎮化發展及產業結構的調整，勢必帶動能源供應及消費結構的變動，對能源供應體系及能源發展提出了新的要求。城鎮化及產業結構調整的過程中，最重要的特點是，人口從農村向城鎮集聚，第一產業比重萎縮，第二產業尤其是第三產業比重增大。在城鎮化及產業結構調整進程中，勢必刺激經濟增長及人民生活水平的提高，導致能耗上升；另一方面，城鎮化及產業結構的調整，有利于資源、產品及技術結構等更合理調整優化，能源效率得以提高，從而減少能源消耗。由于城鎮化與產業結構調整對能耗兩種相反作用，如何更深入地了解城鎮化及產業結構與能源消費的關系，在不透支環境資源的前提下，積極穩妥地推進城鎮化及產業結構調整升級，以實現節能降耗，建立資源節約型社會的目標，是我國當前必須解決的重大課題。

目前關于城鎮化、產業結構調整與能源消費之間關系的討論，主要集中于兩方面，一方面只是研究能源消耗與城鎮化的關系，另一方面是研究能耗與產業結構的關系。但現實是，我國當前經濟社會轉型過程中同時伴隨著城鎮化和產業結構調整，二者對能耗的共同效應不容忽視。基于此，本文將能源消費與城鎮化、產業結構納入統一框架，運用協整理論、ECM模型等來綜合考察我國城鎮化、產業結構二者對能耗的影響，最后的格蘭杰因果檢驗時，也考慮了數據非平穩、誤差修正項及滯后期等可能給檢驗結論帶來的影響。

城鎮化、產業結構與能源消費的實證分析

（一）數據來源及說明

本文實證所涉及的變量包括常住人口城鎮化率UR，第二、三產業增加值占實際GDP比重PSI、PTI，能源消費量EC，選取《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》中1978-2013年的數據進行分析，其中能源消費量用標準煤當量計量（單位：萬噸標準煤），GDP數據換算成1978年不變價格的GDP（單位：億元人民幣），同時所有數據均對數處理，分別用lnUR、lnPSI、lnPTI、lnEC表示。

（二）單位根檢驗

本文選用穩定性檢驗的ADF法，并根據SC與AIC準則選擇滯后階數。檢驗結果見表1。

由表1 可知，lnEC、lnUR、lnPSI、lnPTI在5%顯著性水平下非平穩，但一階差分后平穩，屬于I（1）單整序列，滿足協整的條件。

（三）協整關系檢驗

協整理論認為，雖然一組變量均是非平穩的，但是其線性組合可能是平穩的，協整理論是分析時間序列變量長期均衡的有用工具。常用的協整檢驗方法有E-G兩步法和Johansen的極大似然法。本文屬于單方程協整檢驗，在此運用適用于單方程協整檢驗E-G兩步法。

首先按照E-G兩步法，對能源消費量lnEC與城鎮化率lnUR，第二、三產業比重lnPSI、lnPTI的協整回歸方程的殘差進行ADF平穩性檢驗，檢驗結果如表2所示。

從表2可以看出，殘差通過了5%顯著性水平的平穩性檢驗，說明lnEC與lnUR、lnPSI、lnPTI是協整的，其協整方程為：

從協整方程可以看出，能源消費與城鎮化、產業結構呈現出同向變動特征，城鎮化率上升1%，能耗將增加1.7%，說明我國的城鎮化進程過度依賴能源消耗，有悖于建設低碳城市的目標。在產業結構中，第二、三產業比重上升1%，能耗將分別增加2.96%與1.14%，說明我國長期以來的產業結構調整也過度依賴能源，以較大能耗為代價，我國經濟發展仍具有較明顯的粗放型特征，且第二產業比重對能耗的影響最大，這也表明在今后的產業結構調整升級進程中，適當降低能耗大的第二產業比重對拉低能耗至關重要。

表1 城鎮化率、第二、三產業比重與能源消費序列的ADF檢驗結果

表2 殘差平穩性檢驗結果

（四）誤差修正模型

根據Granger定理，具有協整關系的一組變量可以建立誤差修正模型（Error Correction Model，ECM），ECM模型揭示了時間序列長期均衡和短期調整之間的路徑。協整檢驗表明，我國能源消費量、城鎮化、產業結構之間存在著協整關系，因此建立lnEC、lnUR、lnPSI、lnPTI的誤差修正模型如下：

通過方程（2）可知，我國能耗短期波動可以分為兩部分：一部分是滯后一期的城鎮化、能源消費、第二、三產業比重的短期波動的影響；另一部分是誤差修正項的調整。具體來說，城鎮化率對能耗的短期影響系數為-0.1968，也就是說當城鎮化率變動1單位能源消費相應的變化0.1968單位，結合方程（1），可以認為城鎮化率對能源消費的長期效應為正，短期效應為負，長期效應大于短期效應，說明城鎮化短期內集聚效應降低了能耗。產業結構中第二產業比重、第三產業比重對能耗具有正向短期效應，而且第二產業比重的短期影響也大于第三產業，與長期效應的次序一致，說明第二產業無論長期抑或短期對能耗的影響均較大。誤差調整系數為-0.186，屬于反向調整作用，即誤差調整機制將以0.186的調整強度將非均衡調整到均衡。

（五）Granger因果關系檢驗

通過協整性檢驗，表明能源消費與城鎮化率、第二、三產業比重間存在著協整，但這種均衡關系能否是因果關系還有待驗證。由于Granger因果關系檢驗對變量滯后期的選取異常敏感，所以分別取滯后1、2期，對lnEC、lnUR、lnPSI、lnPTI進行格蘭杰檢驗，結果如表3所示。

從表3可以看出，在5%的顯著性水平下，滯后1、2期，城鎮化率、第二、三產業比重是能源消費量變動的Granger原因，能源消費量不是城鎮化、第二、第三產業比重的Granger原因，即能源消費與產業結構、城鎮化三者存在單方向的因果關系，城鎮化、產業結構均是能源消費變動的Granger原因。

結論與啟示

本文以1978-2013年的我國能源消費量與城鎮化率、第二、三產業比重時間序列，探究了城鎮化、產業結構與能源消費之間的關系，得到如下主要結論：

長期來看，我國城鎮化、產業結構與能源消費三者存在著協整關系，城鎮化率、第二、三產業比重的提高均對能耗上升產生較大的正向影響，即我國城鎮化與產業結構調整進程中均伴隨著過度的能耗。其中第二產業的比重對能耗的影響最大，其次是城鎮化，第三產業的比重的影響最小。

短期來看，我國城鎮化、產業結構與能源消費的長期均衡對短期波動具有一定的調整力度，且誤差修正項系數較小。其中城鎮化率對能耗的短期效應與長期效應相反，且短期效應小于長期效應；第二產業、第三產業比重對能耗的長短期效應一致，且第二產業比重對能耗的短期效應也大于第三產業。

根據格蘭杰因果關系檢驗：城鎮化率、第二、三產業比重與能源消費間均存在單向格蘭杰因果關系，即城鎮化、產業結構是能源消費變動的Granger原因。

以上結論對我國的城鎮化、產業結構升級與能源供給具有重要啟示：城鎮化“大躍進”造成能耗的急劇增加，能耗速度超過城鎮化的速度，導致能源供應壓力越來越大，有悖于建設低碳城市的目標。在今后城鎮化進程中，在追求城鎮化速度的同時更應該注重質量的提高；積極推動產業結構調整升級，遏制高能耗、高污染產業的發展，經濟發展要轉向主要依靠技術密集型等產業，注重經濟發展的質量，通過技術創新及新能源、清潔能源產業化，以確保我國能源可持續、節能減排的目標的實現；要積極調整能源消費結構，大力推進清潔能源，提高風力、水電、光伏、頁巖氣等新能源在我國能源消費中的比重。在城鎮化與產業結構調整進程中推進能源消費結構調整，改變我國的能源高投入、高污染的舊模式，積極探索低碳城市、綠色經濟的發展模式，使得我國經濟發展與資源環境相協調。

表3 Granger因果關系檢驗結果

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