環(huán)渤海地區(qū)城鎮(zhèn)化與能源消耗量的關系分析

1、<p>　　環(huán)渤海地區(qū)城鎮(zhèn)化與能源消耗量的關系分析</p><p>　　內容摘要：本文運用面板VAR模型，基于1995-2012年的面板數據，分析了環(huán)渤海地區(qū)城鎮(zhèn)化水平與能源消耗量之間的動態(tài)關系。結果表明，城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量均是一階單整序列，且存在長期的均衡協整關系。城鎮(zhèn)化水平對能源消耗量有顯著的正向效應，并且影響程度隨著時間是逐漸增強的；而能源消耗量對城鎮(zhèn)化水平的影響存在明顯的時間差異，且兩者均不

2、顯著。城鎮(zhèn)化水平對能源消耗量產生持續(xù)顯著的沖擊效應；但能源消耗量對城鎮(zhèn)化水平沖擊效應不明顯。城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量水平的波動均主要來自于自身。本文并在實證研究的基礎上，提出了環(huán)渤海地區(qū)推進城鎮(zhèn)化進程的政策建議，以期對今后的相關研究有所助益。 </p><p>　　關鍵詞：環(huán)渤海地區(qū) 城鎮(zhèn)化 能源消耗量 面板VAR模型 </p><p><b>　　引言 </b><

3、;/p><p>　　隨著我國經濟的飛速發(fā)展，能源消耗量已經成為人們十分關注的問題。根據現有的研究，我國的能源消耗變動受到宏觀經濟水平、收入因素、人口因素、產業(yè)結構、居民消費結構、工業(yè)化和市場化程度等眾多因素的影響，同樣城市化水平也是影響我國能源消耗量的重要因素。 </p><p>　　改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化水平發(fā)展迅速，國家統計局數據顯示，截止2011年末，我國的城市人口數量首次超過農村，城

4、鎮(zhèn)人口已經從1978的17.92%上升到了51.27%。根據諾瑟姆曲線規(guī)律，當城鎮(zhèn)化水平在30%-70%之間時，表明此國家進入了城鎮(zhèn)化和現代化的高速發(fā)展時期，人均耗能和能源強度會快速上升。2010年，我國首次超過美國，成為世界上最大的能源消耗國，能源消耗量占到全球消耗量的五分之一。同時，城鎮(zhèn)化進程一方面伴隨著工業(yè)化水平的發(fā)展和城市建設投資的增加，大規(guī)模的城市基礎設施建設和城市住房建設必然會增加能源的消費量，另一方面，城鎮(zhèn)化提高了公共基礎

5、設施的使用效率，這又會降低能源消耗量，這兩種不同方向的影響使城鎮(zhèn)化和能源消費之間的關系變得很復雜，因此研究城鎮(zhèn)化與能源消費的內在依存關系，有助于保障能源安全和城鎮(zhèn)化進程的穩(wěn)步增長，對制定合理的能源政策，實現經濟增長具有重要意義。 </p><p>　　隨著我國城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)化與能源消耗量之間的關系受到學者們的廣泛關注。Poumanyvong，P.，Kaneko，S（2010）采用STIRPAT模型研究19

6、75-2005年間99個國家不同發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化對能源利用的影響，結果顯示城鎮(zhèn)化對低收入組國家人均能源消費有負向作用，對中等收入組和高收入組國家人均能源消費的影響是正向的。Dai，D.，Liu，H.（2011）利用STIRPAT模型研究了我國29個省份的城鎮(zhèn)化、能源利用、二氧化碳排放量之間的關系，結果顯示在1995-2009年間，城鎮(zhèn)化對二氧化碳排放量具有明顯的正向作用。鄭云鶴（2006）構建了回歸模型，并分析了我國能源消費水平與城市化

7、、工業(yè)化以及市場化之間的關系，研究表明，當前的城市化和工業(yè)化進程加快會促使能源消耗量的增加，而市場化進程的提高會引起能源消耗量的降低。劉耀彬（2007）運用格蘭杰因果檢驗和協整檢驗的方法實證分析了城市化與能源消耗之間的動態(tài)關系，并使用因素分解模型定量計算出城市化程度對我國能源消耗變動水平的貢獻程度，研究發(fā)現我國城市化和能源消耗量之間存在單向的格蘭杰因果關聯關系，并且兩者之間存在長期均衡的協整關</p><p>　

8、　綜上所述，現有絕大多數文獻都采用靜態(tài)的研究方法分析城鎮(zhèn)化水平與能源消耗量的單方面關系，同時，我國幅員遼闊，不同區(qū)域資源稟賦、產業(yè)結構有差異，經濟發(fā)展也存在不平衡性，各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平也不同，各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平和能源消費之間的關系可能并不遵從同一規(guī)律。環(huán)渤海地區(qū)是我國重要的經濟區(qū)域，也是能源消耗的主要區(qū)域，與此同時，環(huán)渤海地區(qū)的城市化水平也是一直處于我國的前列。研究環(huán)渤海地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平與能源消耗之間的關系，不僅對于把握環(huán)渤海地區(qū)能源戰(zhàn)

9、略方向、保證環(huán)渤海地區(qū)經濟健康持續(xù)發(fā)展具有重要現實意義，而且對于更好地理解把握我國的整體情況也有著重要的意義。因此，本文把視角具體到地區(qū)層面，以環(huán)渤海地區(qū)省市為例分析城鎮(zhèn)化水平與能源消耗量之間的動態(tài)關系，更具有微觀基礎，運用面板向量自回歸模型（Panel Vector Autoregression Model，PVAR模型），基于1995-2012年的面板數據，分析兩者之間的動態(tài)關系，以期為城鎮(zhèn)化進程中能源消耗平衡政策制定提供參考依據。

10、 </p><p><b>　　樣本選取 </b></p><p>　?。ㄒ唬┉h(huán)渤海地區(qū)概況 </p><p>　　環(huán)渤海地區(qū)是以京津冀為核心、以遼東半島和山東半島為兩翼的環(huán)渤海經濟區(qū)域，主要包括了北京市、天津市、河北省、遼寧省和山東省，也就是三省兩市的“3+2”經濟區(qū)域。面積為51.8萬平方公里；人口2.3億，占全國17.5%；地區(qū)生產總值達

11、到3.8萬億元，占全國28.2%。 </p><p><b>　?。ǘ祿碓?</b></p><p>　　本文選取1995-2012年環(huán)渤海地區(qū)北京市、天津市、河北省、遼寧省和山東省等5個省市的數據實證分析城鎮(zhèn)化水平與能源消耗量之間的相互影響關系。城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量的相關數據均來自各省市歷年的統計年鑒。其中，城鎮(zhèn)化水平用市人口和鎮(zhèn)人口占全部人口的百分比來表示

12、，用來反映人口向城市聚集的過程和聚集程度；能源消耗量是指各省市每一年度能源的消耗總量，包括市區(qū)能源消耗量和縣域能源消耗量。為了消除各變量的異方差性和數據的劇烈波動性，便于變量之間的長短期分析，本文對相關數據取對數，分別以和表示城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量的自然對數值。 </p><p><b>　　模型構建 </b></p><p>　　面板數據向量自回歸模型（即面板VAR

13、模型）的研究最早始于Chamberlain（1983），后經過Pesaran & Smith（1995）、McCoskey & Kao（1998）、Joakim（2005）等學者的不斷發(fā)展，現已經成為一個比較成熟的模型。面板VAR模型綜合了面板數據模型和向量自回歸模型的優(yōu)點，能夠把變量和處理成內生變量，能夠真實地反映變量之間的動態(tài)關系。在分析過程中，根據廣義矩陳估計系數的t統計值和脈沖響應函數的收斂情況，本文選擇使用滯后

14、2階的面板VAR模型，模型定義如下： 　　Yi，t=Γ0+Γ11（L）Yi，t-1+Γ22（L）Yi，t-2+μi，t </p><p>　　i=1，…N；t=1，T </p><p>　　其中，Yi，t={lnur、lnec}，i表示不同省市的截面?zhèn)€體，t表示不同年份，Γ0為常數系數矩陣，Γ11（L）、Γ22（L）均為2×2的待估系數矩陣。 </p><p

15、>　　面板VAR模型主要由三部分組成：一是面板矩估計模型（GMM），主要說明變量之間的回歸關系；二是脈沖響應函數，通過動態(tài)的脈沖響應函數圖，觀測各指標對沖擊效應的反應情況；三是誤差分解，說明誤差項的影響因素大小。 </p><p><b>　　實證結果與分析 </b></p><p>　　實證分析的思路主要包括四步：一是變量描述性統計和變化趨勢分析，知悉各變量的

16、基本特征；二是面板單位根檢驗，檢驗面板數據的平穩(wěn)性，為面板協整檢驗做鋪墊；三是面板協整檢驗，檢驗城鎮(zhèn)化水平與能源消耗量是否存在長期的均衡關系；四是面板VAR模型估計，考察城鎮(zhèn)化水平與能源消耗量之間的雙向動態(tài)影響關系。 </p><p>　?。ㄒ唬┳兞康慕y計特征 </p><p>　　由表1的統計結果可以看出，城鎮(zhèn)化水平的均值為3.897，中位數為4.010，表現為左偏態(tài)狀態(tài)，最大值為4.4

17、52，最小值為2.837，標準差為0.449，表明不同省市間的城鎮(zhèn)化水平存在較大的差異。能源消耗量的均值為9.033，中位數為9.122，略微呈現左偏態(tài)狀態(tài)，最大值為10.387，最小值為7.802，標準差為0.714，說明不同省市間的能源消耗量水平存在更大的差異性。 </p><p>　?。ǘ┟姘鍐挝桓鶛z驗 </p><p>　　面板數據的單位根檢驗包括LLC檢驗、Breitung檢驗

18、、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗、PP-Fisher檢驗和Hadri檢驗等六種檢驗方法。由于不同的檢驗方法都存在自身的局限性，因此，為了保證檢驗結果的穩(wěn)健性，本文同時采用上述六種方法進行檢驗，檢驗結果如表2所示。 </p><p>　　由表2可以看出，對環(huán)渤海地區(qū)省市的城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量的水平值進行檢驗時，檢驗結果表明不能完全拒絕“存在單位根”的原始假設，變量是非平穩(wěn)的；當對這兩個變量的一階差分值和二階

19、差分值分別進行檢驗時，均在5%水平下顯著地拒絕“存在單位根”的原始假設。因此，可以認為環(huán)渤海地區(qū)省市的城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量都是一階單整序列。 </p><p>　?。ㄈ┟姘鍏f整檢驗 </p><p>　　在上述面板單位根檢驗的基礎上，接下來對所選變量進行面板協整檢驗，以檢驗城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量之間是否存在長期的均衡關系。根據Pedroni提出的異質面板數據的協整檢驗方法，以回歸殘差為

20、基礎構造出七個統計量進行面板數據協整檢驗，檢驗結果如表3所示。 </p><p>　　從表3的結果可知，環(huán)渤海地區(qū)的所有統計量都通過了顯著性檢驗，所以環(huán)渤海地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量之間存在面板協整關系，兩者之間存在長期的均衡關系。 </p><p>　?。ㄋ模┟姘錠AR估計 </p><p>　　根據面板VAR模型的三個組成部分，本文依次進行檢驗，具體計算結果如

21、下所示： </p><p>　　1.面板矩估計。在進行面板矩估計時，需要消除面板VAR模型中的樣本固定效應和時間效應。本文使用前向均值差分法消除樣本的固定效應，使用橫截面的均值差分法消除時間效應。估計結果如表4所示。 </p><p>　　從上述的面板GMM估計結果可以看出：第一，環(huán)渤海地區(qū)滯后一期和滯后二期的城鎮(zhèn)化水平系數均大于0，并且在1%水平下顯著，這說明城鎮(zhèn)化水平對能源消耗量有顯著

22、的正向效應。同時，對滯后一期和滯后二期的系數大小進行比較，發(fā)現城鎮(zhèn)化水平系數隨著滯后期的推移而不斷增大，這說明環(huán)渤海區(qū)域城鎮(zhèn)化水平對能源消耗量的影響程度是逐漸增強的。第二，能源消耗量對城鎮(zhèn)化水平的影響存在明顯的時間差異，滯后一期的能源消耗量對城鎮(zhèn)化水平的影響為正，滯后二期的能源消耗量對城鎮(zhèn)化水平的影響為負，但是兩者均不顯著。通過對城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量兩者之間關系的分析，可以看出，城鎮(zhèn)化水平的提高勢必伴隨著能源消耗量的增加，而能源消耗量

23、的增加卻未必會對城鎮(zhèn)化水平有影響，也就是說能源消耗量的增加并不是城鎮(zhèn)化水平的重要影響因素之一。 </p><p>　　2.脈沖響應函數圖。脈沖響應函數是用來刻畫單位隨機擾動項μt的沖擊對其他變量路徑走勢的影響，脈沖響應函數可以直觀地觀測到變量之間的動態(tài)交互作用和效應，并從中判斷變量間的時滯關系。本文通過Monte Carlo方法模擬500次得到圖1脈沖響應函數圖，并給出了90%的置信度區(qū)間。 </p>

24、<p>　　在脈沖響應函數圖中，橫軸表示沖擊反應的響應期數，滯后期數為6期，縱軸表示變量對于沖擊反應的響應程度，中間的曲線表示受到沖擊反應后，脈沖響應函數的點估計值序列，上下兩條曲線表示90%置信水平下的上下界限。 </p><p>　　從城鎮(zhèn)化水平對能源消耗量的脈沖響應路徑可以看出，當受到城鎮(zhèn)化水平的一個標準新息沖擊后，能源消耗量偏離了原來預期的水平，這一沖擊對能源消耗量產生持續(xù)顯著的影響效應。從

25、能源消耗量對城鎮(zhèn)化水平的脈沖響應路徑可以看出，當受到能源消耗量的一個標準新息沖擊后，城鎮(zhèn)化水平降低，但是在第1期之后趨于平穩(wěn)，之后還略有上升的趨勢，影響效果不明顯。 </p><p>　　3.方差分解。為了更清楚地度量和刻畫城鎮(zhèn)化水平與能源消耗量之間的相互影響程度，本文進一步采用面板數據方差分解的方法，獲得不同方程的沖擊反應對各個變量波動的方差貢獻率情況。表5給出了第10個預測期、第20個預測期和第30個預測期的

26、方差分解結果。 </p><p>　　上述方差分解的結果可以發(fā)現：第一，對于城鎮(zhèn)化水平變量來說，10個預測期、20個預測期和30個預測期對方程分析的結果影響變化不大，說明經過10個預測期后，系統基本上達到穩(wěn)定狀態(tài)。對于能源消耗量水平變量來說，10個預測期和20個預測期相比，對方程分析的結果影響變化較大；20個預測期和30個預測期相比，對方程分析的結果影響變化較小，此時系統基本達到穩(wěn)定狀態(tài)，說明能源消耗量水平在20

27、個預測期后處于平穩(wěn)。第二，城鎮(zhèn)化水平和能源消耗量水平的波動均主要來自于自身，其中城鎮(zhèn)化水平自身波動的貢獻率水平達到97%以上；能源消耗量自身波動的貢獻率水平達到65%以上。第三，城鎮(zhèn)化水平對能源消耗量水平的影響在0.5%-2.5%之間；能源消耗量對城鎮(zhèn)化水平的影響在20%-35%之間。這說明在城鎮(zhèn)化進程中伴隨著能源消耗量的不斷增加。 　　結論 </p><p>　　綜上所述，根據實證分析結論，環(huán)渤海地區(qū)在推進城

28、鎮(zhèn)化進程中，制定能源消耗政策時，本文認為需要：第一，適度控制城鎮(zhèn)化進程。環(huán)渤海地區(qū)城鎮(zhèn)化的推進主要依賴于工業(yè)的發(fā)展，短期內城鎮(zhèn)化進程明顯加劇了能源消費，所以在城鎮(zhèn)化的發(fā)展過程中，要根據省份的能源供需情況，適當控制發(fā)展速度，合理有序的漸進推行，不能急功冒進。第二，調整能源結構。引進新的技術，開發(fā)新能源、可再生能源，使環(huán)渤海地區(qū)的能源結構多樣化、層次化，改變對于煤炭資源的過度依賴，從而降低環(huán)渤海地區(qū)能源風險，保證經濟可持續(xù)的發(fā)展。 <

29、/p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　1.張曉平.20世紀90年代以來中國能源消費的時空格局及其影響因素[J].中國人口·資源與環(huán)境，2005（2） </p><p>　　2.許冬蘭，李琰.山東省城市化和能源消耗的關系研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2010（11） </p><

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33、<p>　　9.Inessa Love， Lea Zicchino. Financial Development and Dynamic Investment Behaviour： Evidence from Panel VAR[J].The Quarterly Review of Economics and Finance，2006（46） </p><p>　　10.黃旭平，張明之.外商直接投資

34、對我國就業(yè)的影響：基于面板VAR的分析[J].中央財經大學學報，2007（1） </p><p>　　11.潘丹，應瑞瑤.中國水資源與農業(yè)經濟增長關系研究—基于面板VAR模型[J].中國人口·資源與環(huán)境，2012（1） </p><p><b>　　作者簡介： </b></p><p>　　劉露（1973-），女，天津人，管理學博士，