新疆產業結構、城市化與能源效率的動態關系——基于VAR模型的實證研究

劉懷旭（中國人民銀行蘭州中心支行，甘肅蘭州730000）

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新疆產業結構、城市化與能源效率的動態關系——基于VAR模型的實證研究

劉懷旭
（中國人民銀行蘭州中心支行，甘肅蘭州730000）

［摘要］能源效率的提高是新疆實現跨越式發展和改善生態環境的有效手段之一，文章在建立VAR模型的基礎上，運用格蘭杰因果分析、脈沖響應分析和方差分解等計量分析方法對新疆產業結構、城市化與能源效率的動態關系進行了實證研究，研究結果表明：新疆產業結構調整與能源效率之間存在單向格蘭杰因果關系。從模型結果來看，產業結構的優化有利于能源效率的提高。現階段新疆的城市化進程對能源效率的提高有一定的阻礙作用，應穩步推進并提高城市化質量。能源效率受自身變動的方差影響很大，要加快技術進步，提高能源自身利用效率，改善能源消費結構。

［關鍵詞］能源效率；產業結構；城市化；VAR模型

一、引言

改革開放以來，伴隨著中國經濟的高速增長，能源在很大程度上是一個地區經濟和社會發展的重要支撐，能源效率的提高是實現產業結構升級，實現經濟持續快速增長的重要手段之一。新疆作為一個能源富集區，同樣面臨著提高能源效率的問題，甚至比全國其他地區更為嚴重，單位能耗所生產的GDP遠低于全國平均水平，提高能源效率愿望更為迫切，能源效率的提高是新疆實現跨越式發展和改善生態環境的有效手段之一。

近年來國內外學者關于中國能源效率方面的研究成果頗豐，從影響能源效率的因素方面來看，主要觀點如下：Chunbo Ma與David I．Stern研究了促進中國1980－2003年能源效率提升的各影響因素貢獻份額，認為技術進步是中國能源效率提高的最主要動力，而產業結構的變動在一定程度上阻礙了中國能源效率的提高［1］。史丹分析了改革開放以來我國經濟快速增長條件下能源消費減緩的原因，得出對外開放、產業結構和經濟體制是影響能源利用效率的重要因素的結論［2］。楊冕、楊福霞和陳興鵬等基于VEC模型研究了中國能源效率的影響因素，結果表明產業結構與能源結構的變動在不同程度上阻礙著我國能源效率的提高，能源相對價格的提升與科技進步對我國能源效率改進具有促進作用［3］。師博和沈坤榮采用綜合徑向與非徑向DEA新技術的EBM模型分析了城市化、產業集聚與能源效率的關系，發現工業化并不是影響能源效率的主導因素，能源效率與城市化水平呈現出“U”形變動特征，通過產業集聚實現的規模經濟能夠改進能源利用效率［4］。成金華和陳軍基于面板數據對中國城市化進程中的能源消費區域差異作了實證研究，并對差異的形成因素進行了分析［5］。劉耀彬建立了向量自回歸模型并運用相關動態計量分析方法，對我國城市化和能源消費的關系作了實證研究，發現建立有助于資源節約型的城市化推進模式是中國降低能耗的根本路徑選擇和重要途徑［6］。王強、鄭穎、伍世代和李婷婷分析了中國與5個發達國家能源效率、產業結構、能源消費結構演變特征，通過建立VAR模型來揭示中國能源效率對產業結構、能源消費結構演變的響應機理［7］。

以上研究通過不同的方法分析中國能源效率的影響因素，從得出的結論中可以發現，能源效率與技術進步、產業結構和城市化水平之間有直接或間接的關系。產業結構和技術進步是能源效率的重要影響因素，而工業化是產業結構調整的重要內容，工業化必然帶來城市化，城市化進程的加快又會對能源消費提出新的要求。現有的文獻已表明產業結構升級和城市化的推進有利于能源效率的提升，能源效率的提升又會進一步加快產業結構調整和城市化進程。

對處于快速發展過程中的能源大省新疆來說，要實現跨越式發展，縮小與國內發達省份的經濟差距，必須結合自身的能源優勢，優化產業結構，并積極推進城市化建設。因此，深入探討新疆產業結構、城市化和能源效率之間相互影響的具體關系，產業結構調整和城市化水平提高是否有利于能源效率的提升等相關問題具有重要的理論和實踐意義。鑒于此，本文對新疆的產業結構、城市化和能源效率之間的關系做實證分析，深入探討三者之間的關系。由于VAR模型具有不以嚴格的經濟理論為依據，對參數不施加零約束，可在模型基礎上做格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析、方差分析等特點，因此，本文的研究建立在這一模型之上。

二、變量選取、數據說明及處理

（一）變量選取

基于數據的可得性，本文采用新疆1978－2014年的相關數據，對新疆產業結構、城市化與能源效率的動態關系進行實證分析。變量選取如下：

1．產業結構。產業結構演進的基本特征是產業結構的合理化和高度化。本文采用第二、三產業產值之和占GDP的比重來衡量產業結構的合理化程度（即產業結構優化率），記為SH；采用第三產業與第二產業產值之比來衡量產業結構的高度化程度（即產業結構升級率），記為SG。

2．城市化。城市化過程在很大程度上就是農村人口向城市轉移的過程。因此，本文采用城鎮人口數占總人口數的比重來衡量城市化率，記為UR。

3．能源效率。對能源效率的衡量可分為單指標和多指標衡量，具體有七種測度方法和指標：能源宏觀效率、能源實物效率、能源物理效率、能源要素利用效率、能源要素配置效率、能源價值效率、能源經濟效率［8］。鑒于數據的可獲得性和本文的研究目的，選取能源宏觀效率作為衡量能源效率的指標，記為EE，其計算公式為：EE＝可比價GDP／能源消費總量，即EE表示單位能耗的產值。

（二）數據說明及處理

本文所選數據涉及到的各產業產值和GDP均以1978年作為基期，通過GDP指數的換算，消除價格指數，得到各年各產業的實際產值和GDP，再經過相應計算得出所需要的變量指標。本文原始數據來源于1979－2015年《新疆統計年鑒》。

為消除異方差的影響，對各變量做對數化處理，對數化處理不影響原時間序列數據間的顯著性關系，還能使數據特性變得更好，符合相關模型的設定和檢驗。對數化后的變量分別記為lnSH、lnSG、lnUR、lnEE。

三、模型的構建及相關檢驗

（一）平穩性檢驗

用時間序列數據建立模型前，首先要保證各變量的平穩性，若變量不是平穩的，就會使所建模型產生“偽回歸”現象，導致模型結果不可信［9］。對變量的平穩性檢驗有很多種方法，本文選擇ADF單位根檢驗法。在ADF檢驗中，按照原序列、一階差分序列和二階差分序列對變量在含截距含時間趨勢、含截距無時間趨勢、不含截距無時間趨勢三種情況進行檢驗，如果所檢驗變量在上述三種情形中的某種情況下通過檢驗，就表明該變量在該種情形下為平穩序列，滯后階數由Eviews7．2軟件根據SC準則自動確定。通過Eviews7．2對變量序列lnSH、lnSG、lnUR、lnEE進行平穩性檢驗，檢驗結果見表1：

表1　ADF單位根檢驗結果

表2　VAR模型最佳滯后階數檢驗結果

表1的單位根檢驗結果表明，原序列除了lnEE平穩（ADF檢驗值小于5%的臨界值）之外，其他三組序列均為非平穩序列（ADF檢驗值大于5%的臨界值）。對非平穩序列lnSH、lnSG、lnUR一階差分后的序列DlnSH、DlnSG、DlnUR進行單位根檢驗，結果表明都是平穩的（ADF檢驗值小于5%的臨界值）。由此可知，序列lnEE是零階單整的，序列lnSH、lnSG、lnUR都是一階單整的。

協整檢驗用來考察兩個或者多個變量之間的長期均衡關系，兩個變量之間的協整關系通常采用E－G檢驗，兩個以上變量則用Johansen檢驗。做協整檢驗需要以下條件：（1）自變量需要同階單整。（2）因變量單整階數要小于自變量單整階數。（3）若只有一個自變量一個因變量則需要兩者同階單整。從表1的單位根檢驗結果可知，本文選取的四個變量是不同階單整的，因變量為零階單整，自變量為一階單整，因變量單整階數小于自變量單整階數，滿足協整檢驗條件，通過Johansen檢驗發現，變量間并不存在長期均衡關系。但由于lnEE、DlnSH、DlnSG、DlnUR均為平穩序列，故可以建立VAR模型，并通過格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應和方差分解分析來揭示變量之間的動態關系。

（二）模型最優滯后階數的確定

由于本文所選樣本為年度數據且樣本相對較少，在確定最優滯后階數時取最大滯后階數為4，運用似然比檢驗統計量（LR）、最終預測誤差（FPE）、AIC信息準則、SC信息準則、HQ信息準則等方法確定最優滯后階數選擇。從表2檢驗結果可知，五種檢驗標準中有四種選擇的最優滯后階數為1，因此，確定本文VAR模型的最優滯后階為1，建立VAR（1）模型。

（三）模型的穩定性檢驗

在確定建立VAR（1）模型后，要對模型的穩定性進行檢驗，若特征方程的特征根倒數的模小于1，即位于單位圓內，模型是穩定的，位于單位圓上或外則模型是不穩定的，模型不穩定會導致脈沖響應等后續分析不是有效的。從表3可以看出，特征根倒數的模全部小于1，所以，建立的VAR（1）模型是穩定的。

（四）模型的參數估計

由上述檢驗結果可知，所建VAR（1）模型的回歸結果統計上是可信的。根據Eviews7．2軟件的輸出結果，可將VAR（1）模型的方程寫為如下形式：

對VAR模型而言，單個參數估計值的經濟解釋是困難的，其應用除預測外，最重要的是用于結構分析的脈沖響應分析和方差分解。

表3　VAR（1）模型穩定性檢驗

表4　　存在顯著格蘭杰因果關系變量的檢驗結果

（五）格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗主要用來檢驗某個變量是否受其他變量的滯后變量的影響，如果一個變量受其他變量的滯后變量的影響，則稱它們之間具有格蘭杰因果關系，檢驗過程中變量滯后階數的選擇與所建VAR模型的滯后階數一致。由于所分析的變量較多，限于篇幅，本文僅列出了變量間存在顯著格蘭杰因果關系的檢驗結果，如表4所示：

從表4中的檢驗結果可以得出以下結論：（1）在5%的顯著性水平下，lnEE是DlnSG的Granger原因，而DlnSG不是lnEE的Granger原因，即能源效率和產業結構高度化之間在統計量上存在單向的格蘭杰因果關系。（2）在10%的顯著性水平下，DlnSH是lnEE的Granger原因，而lnEE不是DlnSH的Granger原因，即產業結構合理化和能源效率之間在統計量上存在單向的格蘭杰因果關系。（3）在5%和10%的顯著性水平下，能源效率與城市化之間都不存在明顯的格蘭杰因果關系。

（六）基于VAR（1）模型的脈沖響應函數分析

脈沖響應函數描述的是一個內生變量對殘差（新息）沖擊的反應。具體而言，它描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊（來自系統內部或外部）后對內生變量的當期值和未來值所產生的動態影響。在VAR模型中，當某一變量t期的擾動項變動時，會通過變量之間的動態聯系，對t期以后各變量產生一連串的連鎖反應，脈沖響應函數將描述系統對沖擊擾動的動態反應，并從動態反應中判斷變量間的時滯關系。

從圖1中可以看出，lnEE受自身一個標準差的沖擊時，lnEE立即作出0．033（最大值）的正向響應，其后各期以線性趨勢緩慢遞減，最后穩定在0．017附近；lnEE受DlnSG一個標準差的沖擊時，初期響應為0．017，后上升至第二期的最大值0．021轉而下降，最后穩定在0．011附近；lnEE受DlnSH一個標準差的沖擊時，初期響應較小，其后快速正向響應至第二期0．016的最大值，從第二期之后逐期線性遞減至0．009左右穩定；lnEE受DlnUR一個標準差的沖擊時，初期響應為－0．003，后迅速下降至第二期的－0．009，至第三期下降速度變緩且到達最小值－0．010，從第三期開始緩慢回升至－0．006左右穩定。

由以上分析可知，能源效率受四個變量沖擊的響應在第二至三期達到最值，之后逐期減緩至最終平穩。其中受能源效率自身、產業結構合理化和產業結構高度化三個變量沖擊的效應為正值，且受自身沖擊的正響應程度最大，受產業結構高度化沖擊的正響應程度次之，受產業結構合理化沖擊的正響應程度最小。而能源效率對城市化變量沖擊的總體響應為負值，說明現階段新疆城市化的發展對能源效率的提高有一定的阻礙作用。

（七）基于VAR（1）模型的方差分解

方差分解是用方差來評價模型中各內生變量的相對重要性，即衡量每一種結構沖擊對其他內生變量的貢獻程度。本文在前文建立的VAR （1）模型基礎上對能源效率指標進行方差分解，滯后期選擇10期，結果見表5。

從方差分解的結果來看，滯后1至10期對能源效率的變動貢獻最大的是其自身因素，但其貢獻率從滯后1期的100%逐期遞減至滯后10期的88．67%，而產業結構合理化、產業結構高度化和城市化三個變量對能源效率變動的貢獻程度則逐期增加，從滯后1期的0分別增加至滯后10期的7．73%、1．19%和2．41%。由此可見，現階段新疆能源效率的變動受其自身的影響是明顯且持久的，要提高能源效率應著重分析其自身的影響因素，而產業結構的調整和城市化程度對能源效率變動的貢獻度雖然比較小，但呈逐期增加的趨勢，應繼續調整新疆產業結構，促進產業結構向合理化和高度化的方向發展，穩步推進城市化進程，優化城市產業布局，以期提高能源效率。

圖1　lnEE對DlnSH、DlnSG、DlnUR的脈沖響應函數圖

表5　　能源效率（lnEE）變動的方差分解

四、結論及政策建議

（一）結論

本文通過建立VAR模型對新疆1978－2014年的相關數據進行分析，并在VAR模型基礎上運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析和方差分解等計量方法，對新疆產業結構調整、城市化與能源效率的動態關系進行實證研究，在此基礎上主要得出以下結論：（1）新疆產業結構合理化與能源效率提高存在單向因果關系，能源效率提高與產業結構高度化也存在單向因果關系，即產業結構合理化能促進能源效率的提高，能源效率的提高又促使產業結構向高度化的方向發展。（2）新疆能源效率受自身的影響很大，并且持續時間較長。現階段產業結構的調整對能源效率提高的貢獻率還比較小，但呈現逐期增加的趨勢，新疆產業結構的優化對未來能源效率的提高影響巨大。（3）新疆城市化對能源效率的提高短期內有一定的阻礙作用，這是由于新疆現階段正處于城市化的加速時期，城市化的發展過度依賴于能源消費，不利于能源效率的改善，導致城市化對能源效率的提高短期內有負效應。

（二）政策建議

新疆作為一個能源大省，也是我國未來戰略能源儲備基地，要實現其可持續發展和跨越式發展，能源效率的提高勢在必行。通過模型的分析對新疆經濟發展提出以下建議：

1．增加技術投入，提高能源自身利用效率。現階段新疆能源效率的提高受自身影響很大，在發展能源產業的過程中要重視技術的作用，加大技術研發的投入，提高能源行業自身的能源效率，具體體現在能源開采、儲運和加工的產業鏈過程中。其中，克拉瑪依數字油田模式是一個值得在全疆推廣的案例。

2．優化能源結構，注重清潔能源的開發利用。新疆具有獨特的地理氣候條件，除了煤、石油、天然氣儲量豐富以外，還具有豐富風能、太陽能等清潔能源。清潔能源利用率的增加不但能提高能源自身的利用效率，還能減少環境污染，有利于生態環境的保護。因此，在能源開發的過程中，要重視對清潔能源的開發，提高清潔能源在新疆能源開發總量中的比重，加大對清潔能源的投入。

3．進一步調整產業結構，加快第三產業的發展。淘汰第二產業中的落后產能，對粗放式開發利用能源的行業進行有效整治，對低水平產業鏈給予資金和政策支持，使其有條件進行技術升級，并逐漸形成一批具有集聚效應的產業集群。在這一過程中，一方面，新疆應抓住全國19省市對口援疆的機遇，引進吸收東、中部的先進技術和資金，開拓和發展適合自己的產業；另一方面，新疆作為向西開放的橋頭堡，作為絲綢之路經濟帶上的重要省份，擁有先天的地緣和文化優勢，在國際貿易中，要提高自身產業結構的轉換能力，提升出口產品質量，整體上促進產業結構的高度化和合理化，實現產業結構的優化升級，通過產業結構優化促進能源效率提升。

4．加快新疆城市化進程中要更注重城市化質量的提高。截止2014年，新疆的城市化水平約在40%左右，低于全國54%的城市化平均水平。在新疆城市化進程中，應運用循環經濟的理念穩步推進城市化進程，不但要注重城市化速度，更應該重視質量，建立有利于資源節約的城市化發展模式，防止陷入“資源詛咒”陷阱，逐步減弱城市化發展對能源的依賴程度，在改善城市環境的同時提高能源效率，實現經濟的長遠健康發展。

參考文獻

［1］Chunbo Ma，David I．Stern．China＇s changing energy intensity trend：A decomposition analysis［J］．Energy Economics，2008，30（3）：1037－1053．

［2］史丹．我國經濟增長過程中能源利用效率的改進［J］．經濟研究，2002，（9）：49－56．

［3］楊冕，楊福霞，陳興鵬．中國能源效率影響因素研究——基于VEC模型的實證檢驗［J］．資源科學，2011，（1）：163－168．

［4］師博，沈坤榮．城市化、產業集聚與EBM能源效率［J］．工業經濟研究，2012，（6）：10－16．

［5］成金華，陳軍．中國城市化進程中的能源消費區域差異——基于面板數據的實證研究［J］．經濟評論，2009，（3）：38－46．

［6］劉耀彬．中國城市化與能源消費關系的動態計量分析［J］．財經研究，2007，（11）：72－81．

［7］王強，鄭穎，伍世代，李婷婷．能源效率對產業結構及能源消費結構演變的響應［J］．地理學報，2011，（6）：741－749．

［8］魏一名，廖華．能源效率的七類測度指標及其測度方法［J］．中國軟科學，2010，（1）：21－28．

［9］高鐵梅．計量經濟分析方法與建模－Eviews應用及實例（第二版）［M］．北京：清華大學出版社，2006．

（責任編輯：黃海濤）

更正

《新疆農墾經濟》2016年第2期所刊發的《絲綢之路經濟帶背景下兵團邊境團場職工隊伍建設問題研究》一文，作者簡介部分中劉俊明的性別應為女。

特此更正

《新疆農墾經濟》編輯部2016年3月15日

［作者簡介］劉懷旭（1987－），男，甘肅張掖人，碩士研究生，現供職于中國人民銀行蘭州中心支行，研究方向：產業經濟。