我国城市化不同阶段能源消费影响因素分析※

张优智

（西安石油大学，陕西 西安 710065）

我国城市化不同阶段能源消费影响因素分析※

张优智

（西安石油大学，陕西 西安 710065）

采用协整分析与Granger因果关系检验方法，分别对1953-1978、1979-1995、1996-2011三组时间段内城市化、工业化与能源消费之间的关系进行研究，以分析我国城市化不同阶段能源消费的影响因素。研究发现：在1953-1978年间，能源消费增长主要受工业化驱动，而受城市化的影响较小；在1979-1995年间，能源消费受城市化影响很大，但是受工业化的影响较小；在1996-2011年间，城市化与工业化共同驱动能源消费的增长。

城市化；能源消费；协整检验；Granger因果检验

一、引言

1978年以来，我国城市化进程快速推进，同时工业化水平提高也很快。工业化为城市化能够奠定扎实的推进基础，但工业能耗在城市能源消费中占有重要的地位，一般来说，工业能耗在城市能耗中占比平均超过了2/3(杨建龙等，2009)。在未来几十年，随着农民市民化以及城市小汽车保有量的增加，可以预见城市对能源消费的需求量会随之增加，因而研究城市化进程中能源消费的驱动因素具有十分重要的现实意义。

表1 中国城市化发展与能源消费及生产特征

本文基于诺瑟姆城市化发展曲线的标准，以1978年与1995年为阶段分界点，把中国城市化进程可以划分为城市化曲折发展阶段、城市化初期阶段及其城市化中期阶段三个阶段。为了能清晰分析相关问题，本文在表1中列出了具体的与我国城市化发展阶段性特征相适应的能源生产及其消费特征[1]。

二、变量选取与数据来源

本文考虑到数据获得的便利性，采用市镇人口占总人口比重指标来衡量城镇化水平，记为ur。采用能源消费总量(万吨标准煤)作为能源消费的测度指标，记为ec。工业化水平用第二产业GDP比重来度量，记为in。

为了消除时间序列数据中存在的异方差现象，对3个变量分别取自然对数，记为Lnec、Lnur、Lnin，其相应的一级差分序列分别记为△Lnec、△Lnur和△Lnin。本研究采用的数据来源于《中国统计年鉴（2012）》、《中国能源统计年鉴（2012）》和《新中国六十年统计资料汇编》。研究时段为：1953年-2011年。

三、研究方法与思路

本文通过利用最小二乘法(OLS)，把1978、1995年作为两个时间分割点，分别对 1953-1978、1979-1995、1996至今三组时间段内城市化、工业化与能源消费的关系问题进行比较研究。首先，需要对各个经济变量进行数据的平稳性检验。其次，采用协整检验分析方法（E-G两步法）来研究三个变量之间是否存在协整关系。最后，通过Granger因果检验确定变量之间的因果关系。本部分通过对实证研究的结果进行对比分析后，得到研究结论[2]。

四、实证分析

（一）1953-1978年我国城市化、工业化与能源消费的实证研究：城市化曲折发展阶段

1、单位根检验

首先要对1953-1978年我国城市化、工业化与能源消费这三个变量进行平稳性检验，以确定城市化水平变量和能源消费变量以及工业化水平变量时间序列数据的平稳性和单整阶数，检验结果见表2。

表2 ADF检验表

表2说明了城市化、工业化与能源消费一阶差分序列的ADF统计值都小于临界值，所以有：Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)，即1953-1978年我国城市化、工业化与能源消费均为一阶单整序列。

2、协整检验

因Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)，这满足协整检验的前提条件，所以可以用Engle-Granger两步法来检验我国城市化、工业化与能源消费这三个变量之间是否存在协整关系。Lnec=-1.0092+0.1280Lnur +2.9594Lnin为其协整回归方程，R2=0.9305，F=153. 8818。协整回归方程发现：城市化水平每提高1%，能源消费将增加0.1280%，而工业化水平每提高1%，能源消费将增加2.9594%，说明在1953-1978年间，我国能源消费增长主要受工业化驱动，而受城市化的影响较小。

Lnec+1.0092-0.1280Lnur-2.9594Lnin为回归方程的残差。表3为残差序列的 ADF检验结果，可以发现：我国城市化、工业化与能源消费这三个变量之间存在协整关系。协整关系的存在就说明了在1953-1978年间，我国城市化、工业化与能源消费之间存在长期的均衡关系。

表3 残差序列的ADF检验

3、格兰杰因果关系检验

通过以上检验发现：在1953-1978年间，我国城市化、工业化与能源消费之间存在长期动态均衡关系，为进一步了解变量之间的关系，可以选取格兰杰因果检验法，进行Granger检验。表4表明：滞后期为3年时，城市化构成能源消费的原因不显著，而工业化与能源消费互为因果关系。同时工业化也是城市化的原因，这与协整分析的结果相符合。由于1953-1978年间，我国城市发展战略目标不清晰，从而使得我国能源消费从建国初的极低水平迅速上升的主要驱动力来自工业化，而城市化对能源消费的影响比较小[3]。

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（二）1979-1995年我国城市化、工业化与能源消费的实证研究：城市化初期阶段

1、单位根检验

首先要对1979-1995年间，我国城市化、工业化与能源消费这三个变量进行平稳性检验，以确定城市化水平变量和能源消费变量以及工业化水平变量时间序列数据的平稳性和单整阶数，检验结果见表5。表5说明了城市化、工业化和能源消费一阶差分序列的ADF统计值都小于临界值，所以有：Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)，即在1979-1995年间，我国城市化、工业化与能源消费均为一阶单整序列。

表5 ADF检验表

2、协整检验

因Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)，这满足协整检验的前提条件，所以可以用Engle-Granger两步法来检验我国城市化、工业化与能源消费这三个变量之间是否存在协整关系。其协整回归方程为：

Lngdp(1979-1995)=2.1678+2.4881Lnur+0.3147Lnin +[AR(1)=0.3667]+[AR(2)=0.1705]，R2=0.9945，F=453.2890，DW=2.2062。

表示城市化水平每提高1%，能源消费将增加2.4881%，而工业化水平每提高1%，能源消费将增加0.3147%，说明在1979-1995年间，能源消费受城市化影响很大，但是受工业化的影响较小。这是因为我国在1978年刚刚改革开放，逐步推进市场化改革，国内消费水平快速增长，大部分消费品的供不应求，当时我国技术水平低从而造成工业的能源消耗水平比国外高很多，但当时我国的重工业化特征并不是很强，家庭消费品带动了整体需求，所以说这一阶段我国工业化对能源消费的影响比较小，而城市人口增加对能源消费的影响变的比较大。

表6为残差序列的ADF检验结果，可以发现：城市化、工业化与能源消费之间存在协整关系。协整回归方程表明：在1979-1995年间，我国城市化、工业化与能源消费之间存在长期的均衡关系。

表6 残差序列的ADF检验

3、格兰杰因果关系检验

通过以上检验发现，在1979-1995年间，我国城市化、工业化与能源消费之间存在长期动态均衡关系，为进一步了解变量之间的关系，可以选取格兰杰因果检验法，进行Granger检验。表7表明：滞后期为1年时，城市化构成能源消费的原因很显著，这与协整分析的结果相符合。

表7 Granger因果关系检验表

（三）1996-2011年我国城市化、工业化与能源消费的实证研究：城市化中期阶段

1、单位根检验

首先要对1996-2011年间年我国城市化、工业化与能源消费这三个变量进行平稳性检验，以确定城市化水平变量和能源消费变量以及工业化变量时间序列数据的平稳性和单整阶数，表8为检验结果。

表8 ADF检验表

通过表8可知，城市化、工业化与能源消费一阶差分序列的ADF统计值都小于临界值，所以有Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)，即在1996-2011年间，我国城市化、工业化与能源消费均为一阶单整序列。

2、协整检验

因Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)，这满足协整检验的前提条件，所以可以用Engle-Granger两步法来检验我国城市化、工业化与能源消费这三个变量之间是否存在协整关系。协整回归方程为：

Lnec=-7.0062+1.9561Lnur+3.1174Lnin，R2=0.9762，F=266.4145。表示城市化水平每提高1%，能源消费将增加1.9561%，而工业化水平每提高1%，能源消费将增加3.1174%，说明在1996-2011年间，我国城市化与工业化共同驱动能源消费的增长。

回归方程的残差为：Lnec+7.0062-1.9561Lnur -3.1174Lnin。残差序列的ADF检验结果见表9，可以发现：城市化、工业化与能源消费之间存在协整关系。协整回归方程表明：在1996-2011年间，我国城市化、工业化与能源消费之间存在长期的均衡关系。

表9 残差序列的ADF检验

3、格兰杰因果关系检验

通过以上检验发现：在1996-2011年间，我国城市化、工业化与能源消费之间存在长期动态均衡关系，为进一步了解变量之间的关系，可以选取格兰杰因果检验法，进行Granger检验。表10表明：滞后期为3年时，城市化构成能源消费的原因显著，同时工业化与能源消费互为因果关系。

表10 Granger因果关系检验表

五、研究结论

本文通过利用最小二乘法(OLS)，把1978、1995年作为两个时间分割点，分别对1953-1978年、1979-1995年、1996-2011年三组时间段内城市化、工业化与能源消费的关系问题进行比较研究。具体研究结果如下：

（1）在1953-1978年间（城市化曲折发展阶段），我国城市化、工业化与能源消费均为一阶单整序列，即Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)。在此期间，城市化水平每提高1%，能源消费将增加0.1280%，而工业化水平每提高1%，能源消费将增加2.9594%，说明在1953-1978年间，我国能源消费增长主要受工业化驱动，而受城市化的影响较小。这是由于我国城市发展战略目标不清晰，使得我国能源消费从建国初的极低水平迅速上升的主要驱动力来自工业化，而城市化对能源消费的影响比较小。

（2）在1979-1995年（城市化初期发展阶段）间，我国城市化、工业化与能源消费也均为一阶单整序列，即Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)。在此期间，城市化水平每提高1%，能源消费将增加2.4881%，而工业化水平每提高1%，能源消费将增加0.3147%，说明1979-1995年间，能源消费受城市化影响很大，但是受工业化的影响较小。这是因为我国在1978年刚刚改革开放，逐步推进市场化改革，国内消费水平快速增长，大部分消费品的供不应求，当时我国技术水平低从而造成工业的能源消耗水平比国外高很多，但当时我国的重工业化特征并不是很强，家庭消费品带动了整体需求，所以说这一阶段我国工业化对能源消费的影响比较小，而城市人口增加对能源消费的影响变的比较大。

（3）在1996-2011年（城市化中期发展阶段）间，我国城市化、工业化与能源消费也均为一阶单整序列，即Lnec～I(1)，Lnur～I(1)，Lnin～I(1)。在此期间，城市化水平每提高1%，能源消费将增加1.9561%，而工业化水平每提高1%，能源消费将增加3.1174%，说明在1996-2011年间，城市化与工业化共同驱动能源消费的增长。在目前城市化与工业化共同推动能源消费的增长，所以，未来控制能源消费增长应在重视工业化的同时，也要关注城市人口生活方式转变造成的人均能耗大幅增加的问题。

[1]梁朝晖．城市化不同阶段能源消费的影响因素研究[J]．上海财经大学学报，2010，(5)：89-96.

[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模（第二版）[M].北京：清华大学出版社，2009：177-180.

[3]张优智，党兴华.城市化水平与能源消费的动态均衡关系实证研究[J].长安大学学报(社会科学版)，2013，15(3)：54-58.

责任编校：邓小妮

The Influencing Factors of Energy Consumption under Different Stages of Urbanization in China

ZHANG You-zhi
(Xi’an Shiyou University,Xi’an,Shanxi,710065,China)

The paper analyzes the factors affecting energy consumption in the different stages of urbanization in China,using co-integration and Granger causality test methods,studying the relationship between the three groups 1953-1978,1979-1995,1996-2011 period of urbanization,industrialization and energy consumption.

Urbanization;Energy Consumption;Co-integration;Granger Causality.

F426.2

A 文章编号:2095-7955（2015）01-0026-04

陕西省教育厅人文社科专项项目《陕西城市化与能源消费：现状、动态关联性与影响机制研究》（项目编号：2013JK0106）的阶段性研究成果。

2015-01-22

张优智（1977-），西安石油大学讲师，西安理工大学经济与管理学院博士研究生。主要研究方向：能源经济。