呂連菊++闞大學(xué)

摘要：運(yùn)用PSTR模型，實(shí)證研究了我國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響存在顯著的非線性特征。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和開(kāi)放程度對(duì)城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)的影響均具有雙門(mén)限的非對(duì)稱特征，處于外體制中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高與較低的省份，城鎮(zhèn)化的能源消費(fèi)效應(yīng)較小，該結(jié)論也適用于經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度這一轉(zhuǎn)換變量；其他轉(zhuǎn)換變量對(duì)城鎮(zhèn)化的能源消費(fèi)效應(yīng)影響均只存在一個(gè)位置參數(shù)，并將各省份分為高低兩個(gè)體制，高體制中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高，城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)總量；高體制中要素市場(chǎng)扭曲程度較高，城鎮(zhèn)化的能源消費(fèi)效應(yīng)較大，在技術(shù)進(jìn)步明顯、環(huán)境規(guī)制嚴(yán)格和人力資本水平高的省份，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的降低作用越大。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化；能源消費(fèi)；PSTR模型；非線性影響

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.12.08

中圖分類號(hào)：F205；F206 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-8409（2016）12-0034-04

Study on the Nonlinear Influence of Urbanization on Energy Consumption

——Based on the PSTR Model

LV Lianju， KAN Daxue

（School of Economics and Trade， Nanchang Institute of Technology， Nanchang 330099）

Abstract： The paper empirically studies on the Influence of urbanization on energy consumption by the PSTR model. Results show that the urbanization has obvious nonlinear effect on energy consumption. There are asymmetric characteristics of double threshold for effect of economic development level and economic openness degree on energy consumption effects of the urbanization， there is less for energy consumption effects of the urbanization in the higher and lower provinces of economic development level， this conclusion also applies to economic openness degree. Other conversion variables have only one position parameter， which divides provinces into two systems， the urbanization reduces total energy consumption in high industrial structure level of the high system， there is greater for energy consumption effects of the urbanization in high market factors distortion level of the high system， in the provinces for obvious technological progress， strict environmental regulation and high human capital， there is relatively great for the reduction effect of urbanization on energy consumption.

Key words： urbanization； energy consumption； PSTR model； nonlinear influence

引言

2014年，中國(guó)城鎮(zhèn)化率5477%，戶籍人口城鎮(zhèn)化率不到40%，結(jié)合世界其他發(fā)達(dá)國(guó)家城鎮(zhèn)化的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，以及城鎮(zhèn)化固有的發(fā)展規(guī)律和中國(guó)的國(guó)情，未來(lái)一二十年內(nèi)城鎮(zhèn)化將依然保持高速發(fā)展，這使得已經(jīng)出現(xiàn)的資源環(huán)境約束與能源供需矛盾將更加日益突出。那么如何在降低能源消費(fèi)總量的同時(shí)，推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)可持續(xù)發(fā)展，顯然是一個(gè)極具現(xiàn)實(shí)意義的問(wèn)題。

目前，關(guān)于城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)數(shù)量的影響，實(shí)證結(jié)果主要有正相關(guān)[1，2]、負(fù)相關(guān)[3-5]、非線性[6，7]和其他結(jié)論[8，9]。從這些研究可知：學(xué)者們多是利用線性模型實(shí)證分析，由于我國(guó)不同地區(qū)城鎮(zhèn)化與能源消費(fèi)存在明顯的異質(zhì)性，這些異質(zhì)性可能致使城鎮(zhèn)化與能源消費(fèi)之間存在非線性關(guān)系。個(gè)別文獻(xiàn)僅是采用面板門(mén)限回歸模型分析了非線性關(guān)系存在性，但該模型存在較為明顯的缺陷，即變量在閾值兩側(cè)瞬間實(shí)現(xiàn)不同狀態(tài)轉(zhuǎn)換，另上述文獻(xiàn)回歸中對(duì)于內(nèi)生性問(wèn)題，主要是利用系統(tǒng)GMM解決，但存在諸如參數(shù)估計(jì)結(jié)果有偏、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量偏大等缺陷，且系統(tǒng)GMM法要求經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)態(tài)均衡附近，這不太符合我國(guó)現(xiàn)實(shí)情況。此外，上述文獻(xiàn)在研究時(shí)均是事先按照區(qū)位因素分為東、中、西部三組，這種分組是外生分組，而非根據(jù)研究對(duì)象的異質(zhì)性信息進(jìn)行的內(nèi)生分組，可能致使分析結(jié)果出現(xiàn)偏誤。本文將基于1992～2013年29個(gè)省份面板數(shù)據(jù)①，使用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（PSTR）實(shí)證研究，允許回歸參數(shù)逐步、緩慢發(fā)生變化，能較好地刻畫(huà)截面異質(zhì)性，可以克服內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)避免外生分組所帶來(lái)的樣本量減小和分組標(biāo)準(zhǔn)武斷等不足。

2實(shí)證結(jié)果分析

21非線性檢驗(yàn)

本文利用LM和LMF統(tǒng)計(jì)量對(duì)上述PSTR模型（1）至模型（7）進(jìn)行非線性特征檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從

①其中重慶并入四川，西藏?cái)?shù)據(jù)不全，舍去。

②公式為Kit=Iit/Pit+（1-δ）Kit-1，其中Iit為第i個(gè)省份第t年的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，Pit為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（以1992年為100），δ為資本折舊率，采用國(guó)際上慣常的做法，將其設(shè)定為5%，至于初始年份1992年各省份的資本存量，本文通過(guò)下式求出Ki1992=Ii1992/（003+Zi），其中，Zi為第i個(gè)省份1992～2013年的GDP平均增長(zhǎng)率。

中可知：7個(gè)模型的LM和LMF統(tǒng)計(jì)量在H0：r=0，H1：r=1時(shí)均拒絕了不含有異質(zhì)性的線性模型假設(shè)，因此，選擇非線性PSTR模型是合適的，各轉(zhuǎn)換變量對(duì)城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)的影響存在明顯的非線性特征。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，模型（1）和模型（5）的最優(yōu)位置參數(shù)為兩個(gè)，模型（2）、模型（3）、模型（4）、模型（6）、模型（7）的最優(yōu)位置參數(shù)均為1個(gè)。

22估計(jì)結(jié)果

本文采用非線性最小二乘法（NLS）對(duì)模型（1）至模型（7）進(jìn)行估計(jì)，但估計(jì)前需運(yùn)用網(wǎng)格搜索法確定r和c的初始值，為了能確保構(gòu)造的網(wǎng)格將最優(yōu)的初始值包含在內(nèi)，首先，按照常規(guī)做法將r的初始值區(qū)間設(shè)為（0，50），再根據(jù)轉(zhuǎn)換變量數(shù)值將c的初始值區(qū)間設(shè)為（min{qit}，max{qit}）進(jìn)行網(wǎng)格搜索，如果搜索到的最優(yōu)r和c值正好在網(wǎng)格邊界上，就擴(kuò)大網(wǎng)格，重新搜索，直到搜索的最優(yōu)r和c值位于網(wǎng)格內(nèi)部，然后將其作為初始值進(jìn)行NLS估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表2所示。

從表2可知：7個(gè)模型的各變量回歸系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明城鎮(zhèn)化對(duì)各地區(qū)能源消費(fèi)存在顯著的非線性影響，各地區(qū)的異質(zhì)性使得城鎮(zhèn)化的能源消費(fèi)效應(yīng)在各省份存在明顯的差異性，轉(zhuǎn)換變量的存在使得城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)被分成了若干個(gè)體制，彈性系數(shù)在體制間平滑轉(zhuǎn)換。

（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)。從模型（1）的估計(jì)結(jié)果可知：α0和α1分別為0368和-0243，平滑參數(shù)為1311，位置參數(shù)有兩個(gè)，分別為0977和6148，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)的影響具有雙門(mén)限的非對(duì)稱特征。當(dāng)Dev位于0977～6148萬(wàn)元之間時(shí)，模型處于中間體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為0368，即城鎮(zhèn)化水平提高1個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量提高0368個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)Dev小于0977萬(wàn)元或者大于6148萬(wàn)元時(shí)，模型處于外體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為0125，即城鎮(zhèn)化水平提高1個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量提高0125個(gè)百分點(diǎn)。樣本中一半以上觀測(cè)值處于中間體制，共有357個(gè)，占觀測(cè)值總數(shù)的5595%。由于平滑參數(shù)為1311，說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化在體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1311。模型（1）的估計(jì)結(jié)果也表明，在其他條件不變情況下，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)和發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的正面影響較小，中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的正面影響則較大。以2013年為例，北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、上海、江蘇、浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，人均GDP均超過(guò)了6148萬(wàn)元，處于外體制，而其他省份均處于中間體制。說(shuō)明大部分省份亟需轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，降低能源消費(fèi)效應(yīng)。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)。從模型（2）的估計(jì)結(jié)果可知：α0和α1分別為0496和-0662，平滑參數(shù)為1122，位置參數(shù)1個(gè)，為0473，將模型分為兩個(gè)體制，當(dāng)Str小于0473時(shí)，模型處于低體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為0496，表明第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重低于0473時(shí)，城鎮(zhèn)化增加了能源消費(fèi)總量，城鎮(zhèn)化水平提高1個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量提高0496個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)Str大于0473時(shí)，模型處于高體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為-0165，表明第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重高于0473時(shí)，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生的是負(fù)面影響，城鎮(zhèn)化水平提高1個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量下降0165個(gè)百分點(diǎn)。其中樣本小部分觀測(cè)值處于高體制共有44個(gè)，占觀測(cè)值總數(shù)的690%。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1122。進(jìn)一步分析可知，2013年北京、天津、上海、浙江、廣東、海南服務(wù)業(yè)比重較高，均超過(guò)了0473，處于高體制，城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)總量，其他省份則均處于低體制，城鎮(zhèn)化提高了能源消費(fèi)總量。

（3）技術(shù)進(jìn)步與城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)。從模型（3）的估計(jì)結(jié)果可知：α0和α1分別為-0121和-0138，平滑參數(shù)為1052，位置參數(shù)為1個(gè)，C=4785，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步對(duì)城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)的影響為負(fù)，即技術(shù)進(jìn)步有助于城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)總量。位置參數(shù)c將模型分為兩個(gè)體制，當(dāng)Tec小于4785時(shí)，模型處于低體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為-0121，當(dāng)Tec大于4785時(shí)，模型處于高體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為-0258；由于平滑參數(shù)為1052，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響隨技術(shù)進(jìn)步的變化在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1052。其中小部分觀測(cè)值處于高體制，共有46個(gè)，占觀測(cè)值總數(shù)的721%。2013年北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、湖北、廣東由于研發(fā)投入較多、金融發(fā)展水平較高、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度較大，這些省份技術(shù)進(jìn)步較快，致使城鎮(zhèn)化減少能源消費(fèi)的彈性系數(shù)較大，處于高體制；其他省份技術(shù)進(jìn)步較為緩慢，城鎮(zhèn)化減少能源消費(fèi)的彈性系數(shù)較小，處于低體制。

（4）環(huán)境規(guī)制與城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)。模型（4）估計(jì)結(jié)果表明：環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)的影響為負(fù)，即環(huán)境規(guī)制有助于城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)總量。位置參數(shù)C=0001，將模型分為高低兩個(gè)體制，隨環(huán)境規(guī)制的變化，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1933。其中觀測(cè)值處于高體制共有455個(gè)，占觀測(cè)值總數(shù)的7132%。2013年北京、天津、黑龍江、上海、廣東、江西、四川、云南處于低體制，這些省份可能由于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較高，倒逼城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的企業(yè)進(jìn)行技術(shù)研發(fā)，提升產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，減少了高能耗產(chǎn)品生產(chǎn)，以及倒逼了各地方政府在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，避免本地區(qū)成為高能耗產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移場(chǎng)所，這致使城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)總量的影響較大；其他省份則處于高體制，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較弱，這些省份在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中更多地表現(xiàn)為高污染、高能耗、資源型特征，走的是高投入后節(jié)能的道路，致使各省環(huán)境規(guī)制對(duì)城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)總量的影響較小。

（5）經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度與城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)。模型（5）估計(jì)結(jié)果表明：位置參數(shù)有兩個(gè)，分別為0041和0549，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度對(duì)城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)的影響具有雙門(mén)限的非對(duì)稱特征。當(dāng)Ope位于0041～0549之間時(shí)，模型處于中間體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為0093。當(dāng)Ope小于0041或者大于0549時(shí)，模型處于外體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)影響的彈性系數(shù)為00267。其中觀測(cè)值處于中間體制和外體制的分別有533個(gè)和105個(gè)，占觀測(cè)值總數(shù)的8354%和1646%。同時(shí)由于平滑參數(shù)為1193，說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響隨經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度變化在體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1193。模型（5）的估計(jì)結(jié)果也表明，在其他條件不變情況下，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度較高和較低地區(qū)分別由于外貿(mào)外資質(zhì)量較高和金額很小，致使城鎮(zhèn)化進(jìn)程中能源消費(fèi)效應(yīng)較小，中等經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度地區(qū)外貿(mào)質(zhì)量不高，外資質(zhì)量也較低，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中多是從事低端產(chǎn)品出口和外資多進(jìn)入非技術(shù)密集型行業(yè)，致使城鎮(zhèn)化的能源消耗效應(yīng)較大。2013年，處于外體制的北京、天津、上海、江蘇、浙江、廣東的城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)較小，而其他省份均處于中間體制，城鎮(zhèn)化的能源消費(fèi)效應(yīng)較大。

（6）要素市場(chǎng)扭曲與城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)。從模型（6）估計(jì)結(jié)果可知：要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)的影響為正。位置參數(shù)C=0248，將模型分為高低兩個(gè)體制，隨要素市場(chǎng)扭曲程度的變化，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1006。其中大部分觀測(cè)值處于高體制，共有562個(gè)，占觀測(cè)值總數(shù)的8809%。2013年北京、天津、遼寧、浙江、黑龍江、山西、吉林、寧夏、甘肅、青海、云南處于低體制，要素市場(chǎng)扭曲程度較低，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)總量的提高效應(yīng)較小，其他省份處于高體制，要素市場(chǎng)扭曲程度較高，不利于城鎮(zhèn)化進(jìn)程中能源利用效率提升，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)總量的提高效應(yīng)較大。

（7）人力資本與城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)。從模型（7）的估計(jì)結(jié)果可知：α0和α1分別為-0148和-0160，平滑參數(shù)為1265，位置參數(shù)為1個(gè)，C=9013，說(shuō)明人力資本對(duì)城鎮(zhèn)化能源消費(fèi)效應(yīng)的影響為負(fù)，即人力資本有助于城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)總量。位置參數(shù)c將模型分為兩個(gè)體制，當(dāng)Hum小于9013時(shí)，模型處于低體制，城鎮(zhèn)化水平提高1個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量下降0148個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)Hum大于9013時(shí)，模型處于高體制，城鎮(zhèn)化水平提高1個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量下降0308個(gè)百分點(diǎn)。由于平滑參數(shù)為1265，說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)的影響隨人力資本的變化在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1265。其中59個(gè)觀測(cè)值處于高體制，占樣本數(shù)的925%。2013年北京、天津、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、廣東、湖北、陜西、新疆平均受教育程度較高，處于高體制，這些省份人力資本通過(guò)促進(jìn)技術(shù)研發(fā)、擴(kuò)散和溢出吸收等途徑，提高了城鎮(zhèn)化進(jìn)程中能源利用效率，致使城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)總量的降低效應(yīng)較大；其他省份處于低體制，城鎮(zhèn)化對(duì)能源消費(fèi)總量的降低效應(yīng)較小。

3政策建議

依據(jù)上述實(shí)證結(jié)論，提出以下政策建議：一是大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，在擴(kuò)大進(jìn)出口貿(mào)易和注重引進(jìn)外資數(shù)量的同時(shí)，提高外貿(mào)外資的質(zhì)量，盡快努力縮短經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度較低省份處于中間體制的時(shí)間，使中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度的省份進(jìn)入外體制中，進(jìn)而降低城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的能源消費(fèi)效應(yīng)；二是大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，使處于低體制的省份進(jìn)入高體制中，進(jìn)而達(dá)到城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)總量的作用；三是減少政府干預(yù)和管制，推進(jìn)和深化戶籍制度、檔案制度、金融制度、財(cái)稅制度、資源性產(chǎn)品價(jià)格定價(jià)機(jī)制改革，以降低勞動(dòng)力、資本、土地和資源要素市場(chǎng)扭曲程度，推進(jìn)要素市場(chǎng)市場(chǎng)化進(jìn)程，使處于高體制的省份進(jìn)入低體制中，進(jìn)而降低城鎮(zhèn)化進(jìn)程的能源消費(fèi)效應(yīng)；四是加大研發(fā)和人力資本投入，同時(shí)加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)擴(kuò)散和技術(shù)溢出吸收，使得低體制的省份進(jìn)入高體制中，同時(shí)加大宣傳，提高人們環(huán)保意識(shí)，完善并嚴(yán)格執(zhí)行環(huán)境規(guī)制，使高體制的省份進(jìn)入低體制中，從而更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化降低能源消費(fèi)的作用。

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（責(zé)任編輯：冉春紅）