李風(fēng)琦

（1.上海財經(jīng)大學(xué) 財經(jīng)研究所，上海 200433；2.湖南省社會科學(xué)界聯(lián)合會，長沙 410003）

城鎮(zhèn)化、信息化對農(nóng)村生活能源消費影響實證分析

李風(fēng)琦1,2

（1.上海財經(jīng)大學(xué) 財經(jīng)研究所，上海 200433；2.湖南省社會科學(xué)界聯(lián)合會，長沙 410003）

文章以城鎮(zhèn)和農(nóng)村為分析對象建立兩部門模型，結(jié)合“互聯(lián)網(wǎng)+”時代城鄉(xiāng)信息傳遞與交換的特征，利用全國29個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。通過全國、東部、中部和西部4個分析模型深入探討城鎮(zhèn)化、信息化對農(nóng)村生活消費能源的影響。實證結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)和人口因素對農(nóng)村地區(qū)生活能源消費的外溢效應(yīng)顯著，但各因素對農(nóng)村生活能源消費的影響是隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的不同而不同的，其影響方向與作用大小是變化的。隨著城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展，其對農(nóng)村生活能源消費的影響呈現(xiàn)由小到大再到小的倒U型發(fā)展軌跡。

城鎮(zhèn)化；信息化；農(nóng)村生活能源；兩部門模型

0 引言

根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，我國2014年城鎮(zhèn)化率已達(dá)到54.77%[1]。由諾瑟姆曲線理論，我國已進(jìn)入城鎮(zhèn)化中后期階段。今后，我國的城鎮(zhèn)化進(jìn)程還將進(jìn)一步加快。在此過程中，農(nóng)村地區(qū)受城鎮(zhèn)化的影響越來越大，農(nóng)村居民生活能源的消費總量、消費結(jié)構(gòu)和商品能源的獲取與利用也發(fā)生了本質(zhì)上的改變。亟待從城鎮(zhèn)化的視角下，分析城鎮(zhèn)化的相關(guān)因素對農(nóng)村生活能源消費的影響。此外，城鎮(zhèn)化發(fā)展的過程也伴隨著信息化的發(fā)展，特別是2000年以來互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的廣泛應(yīng)用以及當(dāng)前“互聯(lián)網(wǎng)+”的市場化運作模式等，都在深刻地影響著農(nóng)村生活能源消費。

但是，城鎮(zhèn)化怎樣影響著農(nóng)村生活能源的消費，是促進(jìn)或抑制，還是兩者兼有，學(xué)者們目前并未明確提出。同時，信息化在影響著農(nóng)村居民的能源消費觀念、消費結(jié)構(gòu)和消費總量等方面發(fā)揮著怎樣的作用，這些都值得進(jìn)一步研討。本文擬在這兩個問題上進(jìn)行初步的研究，將城鄉(xiāng)分為兩部門，采用面板數(shù)據(jù)模型分析城鎮(zhèn)化對農(nóng)村生活能源消費的影響。

1 模型構(gòu)建

在分析城鄉(xiāng)關(guān)系、探討城鎮(zhèn)化如何促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)發(fā)展時，一般將城鎮(zhèn)與農(nóng)村分為兩個既相互獨立又相互聯(lián)系的兩部門加以研究，并發(fā)展成二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論。本文以農(nóng)村生活能源消費為研究對象，借助二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論，將社會區(qū)分為城鄉(xiāng)兩部門，加入信息化解釋變量，構(gòu)建兩部門模型。

1.1 基本假設(shè)

為更清楚地分析城鎮(zhèn)化、信息化對農(nóng)村生活能源消費的影響，本文將全社會分為農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)地區(qū)兩個部門。令Q為農(nóng)村生活能源消費總量，Y為社會經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值，R代表農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值，U代表城鎮(zhèn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值。令KU、KR分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的資本投入，LU、LR分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的勞動力投入，AU、AR分別表示信息技術(shù)對城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的影響，a表示社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)村生活能源消費的邊際消費傾向。構(gòu)建相關(guān)結(jié)構(gòu)模型：

又Y=U+R，即：

城鄉(xiāng)差異化狀態(tài)，就是城鎮(zhèn)的資本、勞動力和信息技術(shù)等因子對城鎮(zhèn)總產(chǎn)出的影響要大于農(nóng)村地區(qū)，即：

一般地假設(shè)為：

此處，θ是城鎮(zhèn)與農(nóng)村在資本、勞動力和信息技術(shù)投入等方面的差異值，一般都為正，體現(xiàn)著農(nóng)村要落后于城鎮(zhèn)的二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)。

1.2 模型推導(dǎo)

將（5）式代入（7）式，并整理得：

在（8）式中兩邊同時除以Y，可以得到：

為分析城鎮(zhèn)U對農(nóng)村R的溢出作用，定義城鎮(zhèn)U對農(nóng)村R的彈性為e，則由彈性的定義有：

相應(yīng)的令：

其分別表示農(nóng)村中資本產(chǎn)出彈性、農(nóng)村中勞動力產(chǎn)出彈性、農(nóng)村中信息技術(shù)變動的彈性，則（8）式變成：

即：

對（13）式中的系數(shù)進(jìn)行整理，即令：

則（13）式變?yōu)椋?/p>

2 實證分析

2.1 計量模型設(shè)定

在（14）式中，考慮常數(shù)項與誤差項，則得到相應(yīng)的計量模型：

其中，i表示地區(qū)，t表示時間。

2.2 數(shù)據(jù)來源與變量定義

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和可比性，本文選取我國29個省市區(qū)（不包括西藏和海南）1997—2012年相關(guān)數(shù)據(jù)，個別缺失數(shù)據(jù)利用簡單均值填補(bǔ)法填補(bǔ)。同時考慮到我國幅員遼闊，東中西部地區(qū)差距較大，在總體分析的基礎(chǔ)上，按常用方法分為東部、中部、西部三個區(qū)域：其中東部地區(qū)有北京、天津、上海、河北、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東和廣東等10個省市；中部地區(qū)有黑龍江、吉林、山西、安徽、河南、江西、湖北和湖南等8個省；西部地區(qū)為四川、重慶、云南、廣西、貴州、青海、寧夏、陜西、甘肅、內(nèi)蒙古和新疆等11個?。ㄊ泻妥灾螀^(qū)）。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國信息年鑒》。同時，為了剔除經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值中的價格變動因素，本文利用《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》《中國統(tǒng)計年鑒》中的“生產(chǎn)總值指數(shù)”進(jìn)行平減，統(tǒng)一換算成以1997年為基期的不變價格的經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值。具體變量選取及數(shù)據(jù)獲得方法如下：

（1）農(nóng)村生活能源消費增長率（Q）：采用《中國能源統(tǒng)計年鑒》中農(nóng)村生活能源消費數(shù)據(jù)，將能源消費折合為以萬噸煤為單位。其中寧夏缺2000年至2002年相關(guān)數(shù)據(jù)，為分析的方便，利用簡單均值填補(bǔ)法進(jìn)行補(bǔ)足。最后統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成以1997年為基期的增長率。

（2）資本投入的增長率（K）：采用戈登史密斯(Goldsmith)在1951年開創(chuàng)的永續(xù)盤存法來計算各地區(qū)的資本存量，具體公式為：Kit=Kit-1(1-δit)+Iit。其中i指第i個省區(qū)市,t指第t年，K為當(dāng)年的資本存量，I為當(dāng)年的資本投入，δ為經(jīng)濟(jì)折舊率。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，取1997年為基期，根據(jù)生產(chǎn)總值指數(shù)換算成實際GDP，單位為億元，最后統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成增長率。其中1997年K值的選取，采用王友勝（2005）推算的1997年東部、中部和西部的資本產(chǎn)出比值，即東部地區(qū)資本產(chǎn)出比2.30497，中部地區(qū)資本產(chǎn)出比2.39157，西部地區(qū)資本產(chǎn)出比3.39315，分別計算各省的K值。I的選取指標(biāo)為“固定資本形成總額”，并且認(rèn)為它是衡量當(dāng)年投資I的合理指標(biāo)。折舊率δ值的選取，考慮實際情況選定折舊率為6%是比較合理的。

（3）人口增長率（L）：數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，最后統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成以1997年為基期的增長率。

（4）信息化水平的增長率（A）：數(shù)據(jù)來源于《中國信息年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒，考慮中國的電信業(yè)務(wù)總量數(shù)據(jù)比較齊全，同時也能反映城鄉(xiāng)信息化發(fā)展的水平與質(zhì)量，本文采用此指標(biāo)作為信息化水平的測度指標(biāo)，個別數(shù)據(jù)因年鑒不全，考慮到電信業(yè)務(wù)總量占郵電業(yè)務(wù)總量的九成以上，因此采用郵電業(yè)務(wù)總量來代替，最后統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成以1997年為基期的增長率。

（5）經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)（Z1）：代表城鎮(zhèn)對農(nóng)村生活能源消費的經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)，這是一種直接效應(yīng)，以城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的增長率為代表指標(biāo)。由于統(tǒng)計年鑒缺乏各省市區(qū)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，根據(jù)本文的假設(shè)，社會分成城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩大部門。因此，城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值應(yīng)從社會總產(chǎn)值中扣除農(nóng)村總產(chǎn)值，最后統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成以1997年為基期的增長率。

（6）規(guī)模溢出效應(yīng)（Z2）：代表城鎮(zhèn)對農(nóng)村生活消費的規(guī)模溢出效應(yīng)，這是一種直接效應(yīng)。其值為城鎮(zhèn)總產(chǎn)值增長率與城鎮(zhèn)總產(chǎn)值占社會總產(chǎn)值比例的乘積，利用以上相關(guān)指標(biāo)的數(shù)據(jù)計算后即可得到。

2.3 實證結(jié)果與分析

面板數(shù)據(jù)分析中，當(dāng)Hausman檢驗的p值小于0.05時，則可拒絕隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)沒有差異的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。本文采用Hausman檢驗方法，分別對全國（模型1）、東部（模型2）、中部（模型3）和西部（模型4）地區(qū)進(jìn)行檢驗，其p值分別為0.9732、0.9986、0.9963和0.8655，因此都選取隨機(jī)效應(yīng)模型。

利用Stata12.0對4個模型分別進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)分析，從面板數(shù)據(jù)分析的結(jié)果來看，整體模型都統(tǒng)計顯著，說明模型結(jié)果對樣本數(shù)據(jù)的擬合度較好。表1為模型估計結(jié)果。

表1 面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸分析

（1）從全國的面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看，資本存量增長率每上升（下降）1個單位，相應(yīng)的農(nóng)村生活能源消費率上升（下降）0.569個單位；人口總數(shù)增長率上升（下降）1個單位，則農(nóng)村生活能源消費率減少（增加）1.875個單位，其余的解釋變量不顯著，具體回歸模型方程為：

由（16）式可知，影響農(nóng)村生活消費總量的主要因素是資本投入與人口，資本投入的影響說明社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響著整個農(nóng)村，包括農(nóng)村居民的收入、消費觀念和消費結(jié)構(gòu)等，同時也影響著送往農(nóng)村的能源交通運輸能力與質(zhì)量等；人口因素與農(nóng)村生活能源消費的變化率成反向關(guān)系的，其可能原因是人口內(nèi)部城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)比例的變化引起的。即雖然總?cè)丝跀?shù)增加了，但農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口的轉(zhuǎn)化速率更快，從而出現(xiàn)農(nóng)村人口基數(shù)變化率下降而消費能源量的變化率也下降的情況。其余解釋變量不顯著，說明信息化水平、城鎮(zhèn)對農(nóng)村生活能源消費的直接影響不大，主要原因是我國幅員遼闊，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異巨大，各效應(yīng)相互間有所抵消。這一點可以從后面3個模型的情況體現(xiàn)出來。

（2）從東部地區(qū)省份面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看，只有z1、z2在10%的水平上顯著相關(guān)，影響著農(nóng)村生活能源消費，具體回歸模型方程為：

由（17）式可知，經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)、規(guī)模溢出效應(yīng)等兩解釋因素對農(nóng)村生活能源消費有顯著性影響。其中，城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的增長率上升1單位，農(nóng)村生活能源消費率上升9.915個單位，城鎮(zhèn)總產(chǎn)值增長率與社會規(guī)模乘積的效應(yīng)上升1單位，農(nóng)村生活能源消費率下隆9.732個單位。這說明城鎮(zhèn)對農(nóng)村生活能源消費的直接影響較大，間接性影響不大。這主要是東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，相對城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量和比重都很小。因此，資本、人口、信息等因素對農(nóng)村生活能源消費的影響在過去已完成，當(dāng)前無顯著性影響。

（3）從中部地區(qū)省份面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看，5個解釋變量都顯著性相關(guān)，對農(nóng)村生活能源消費的解釋力強(qiáng)。具體回歸模型方程為：

由（18）式可知，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、人口、信息、城鎮(zhèn)對農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)與規(guī)模溢出效應(yīng)等對農(nóng)村生活能源消費有顯著性影響。具體來說，資本、人口、信息化水平、經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)、規(guī)模溢出效應(yīng)每上升（下降）1個單位，相應(yīng)的農(nóng)村生活能源消費變化率上升（下降）0.287、8.459、0.041、6.021、-9.40個單位。這說明，在中部地區(qū)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)相對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)地位，引導(dǎo)著農(nóng)村生活能源消費總量、消費結(jié)構(gòu)和消費觀念的發(fā)展。由此說明中部地區(qū)城鎮(zhèn)從間接和直接兩方面都深度地影響著農(nóng)村生活能源消費。

（4）從西部地區(qū)省份面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看，前4個解釋變量都顯著性相關(guān)，對農(nóng)村生活能源消費的解釋力強(qiáng)。具體回歸模型方程為：

由（19）式可知，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、人口、信息、城鎮(zhèn)對農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)等對農(nóng)村生活能源消費有顯著性影響，規(guī)模溢出效應(yīng)不顯著。具體來說，資本、人口、信息化水平、經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)、每上升（下降）1個單位，相應(yīng)的農(nóng)村生活能源消費變化率上升（下降）1.558、-3.224、-0.018、-2.570個單位。這說明，在西部地區(qū)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)相對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響有著重要的分量，引導(dǎo)著農(nóng)村生活能源消費總量、消費結(jié)構(gòu)和消費觀念的發(fā)展。但是，因為西部的經(jīng)濟(jì)和城鎮(zhèn)化欠發(fā)達(dá)，自身城鎮(zhèn)化水平和能力不高，規(guī)模效應(yīng)無法影響到農(nóng)村中去，因此西部地區(qū)城鎮(zhèn)對農(nóng)村生活能源消費的影響方面不如中部地區(qū)，但強(qiáng)于東部地區(qū)。

總之，由4個模型的分析結(jié)果可知，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村生活能源消費的影響是多方面的，城鎮(zhèn)對農(nóng)村生活能源消費的影響也與其自身規(guī)模與輻射能力等有關(guān)。

3 結(jié)論

綜合全國與東、中、西部地區(qū)的情況，城鎮(zhèn)化影響農(nóng)村生活能源消費的間接效應(yīng)以資本投入、人口數(shù)量、信息化水平為代表的因素總體上是比較顯著的，城鎮(zhèn)化影響農(nóng)村生活能源消費的直接效應(yīng)主要體現(xiàn)在城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)正在發(fā)展中的中西部地區(qū)。具體結(jié)論如下：

（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展是影響農(nóng)村生活能源消費的主要因素。經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)村生活能源消費的影響是正向，體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平提高、促進(jìn)能源消費升級、提高商品能源的消費比重，從而提升農(nóng)村生活消費能源率的提升。

（2）人口因素是影響農(nóng)村生活能源消費的另一個主要因素，但作用方向要復(fù)雜些?；沮厔菔请S著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展，先是抑制農(nóng)村能源消費率的增長，然后是大幅度促進(jìn)消費率的增長，當(dāng)跨過一定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段后，對農(nóng)村生活能源消費又沒有顯著性影響。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因可能是，當(dāng)社會城鎮(zhèn)化水平很低，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)條件很差時，人口數(shù)量的增加加重了農(nóng)村的能源貧困，從而導(dǎo)致能源消費率的下降；當(dāng)社會城鎮(zhèn)化水平加速發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)條件有較大較快發(fā)展時，人口數(shù)量的增加會等量的提升能源消費量，也就提升了能源消費增長率；當(dāng)社會城鎮(zhèn)化水平很高，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)條件很好，城鄉(xiāng)差距很小時，人口數(shù)量的增長主要是由城鎮(zhèn)人口帶動的，農(nóng)村人口比重相對較小，對農(nóng)村能源消費就沒什么影響了。

（3）信息化水平對農(nóng)村生活能源消費的影響呈現(xiàn)出階段性。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率較低時，信息化促使農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)打工，從而總量上減少了農(nóng)村生活能源消費水平；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率快速上升時期，信息化水平促進(jìn)農(nóng)村居民收入和消費水平的提升，也提升著農(nóng)村生活能源消費水平；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率達(dá)到很高的標(biāo)準(zhǔn)時，農(nóng)村生活能源消費已達(dá)到一個穩(wěn)定的高值，城鎮(zhèn)化及信息化水平對農(nóng)村生活能源消費影響就很微弱了。

（4）城鎮(zhèn)化對農(nóng)村生活消費的直接效應(yīng)中，經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷提高，起初是抑制農(nóng)村生活能源消費水平，當(dāng)城鎮(zhèn)化達(dá)到一定水平后轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)農(nóng)村生活能源消費水平，最后到達(dá)城鎮(zhèn)化水平很高階段時，對農(nóng)村生活能源消費的影響逐步減弱。規(guī)模溢出效應(yīng)則隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷提高，從起初對農(nóng)村生活能源消費水平?jīng)]什么影響到抑制農(nóng)村生活能源消費水平的提高，這可能是由于規(guī)模效應(yīng)具有強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)吸附力，難以輻射到農(nóng)村地區(qū)并影響農(nóng)村生活能源消費。

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（責(zé)任編輯/浩 天）

F062.1

A

1002-6487（2016）23-0123-04

湖南省院士專家咨詢委員會湖南省情與決策咨詢研究課題(2014BZZ301)

李風(fēng)琦(1978—)，男，湖南安仁人，博士研究生，助理研究員，研究方向：能源經(jīng)濟(jì)與環(huán)境政策、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。