城市化進程與碳排放關系研究

　　中國作為世界上最大的發展中國家在經濟高速增長的同時溫室氣體排放也日益增大。本研究以中國城市化率與碳排放量之間的關系為研究對象，利用1978—2009年間的統計數據，通過協整分析與格蘭杰因果檢驗對全國城市化水平與碳排放量進行定量觀察，并通過必要的數據與模型展開定量分析并提出相應的政策建議。
　　一、中國城市化與碳排放現狀
　　（一）城市化水平
　　城市化水平的測度按照不同標準一般分為人口比重法、系數調整法、農村城鎮化指標法、城鎮土地利用指標法和現代城市化指標法，但目前所普遍采用城市人口占總人口比重來衡量。本文研究考慮到數據獲得的便利性及與其他研究有所對比，仍選用城市人口比重法衡量城市化率。我國城市化水平從新中國1949年建國的10.64%到1978年的17.92%經歷了漫長的30年，而從1978年到2009年的30年間城市化率從17.92%提高到了46.59%，城市化速度明顯提高。結合圖1中所呈現的曲線可以看出，改革開放后中國的城市化進入快速上升的階段。
　?。ǘ┨寂欧帕?br/>　　本文通過公式 對碳排放量進行測算。Ni=E×Fi。C為碳排放總量，Ni為第i類能源消費總量，E為能源消費總量，Fi為第i類能源消費量占總消費量比重。δi代表第i類能源的碳排放系數。碳排放系數根據《IPCC國家溫室氣體清單指南》中能源部分所提供的基準方法由δ=C×CEF×COR×CCF計算所得。其中δ代表碳排放系數，C代表低位發熱量，CEF代表碳排放因子，COR代表碳氧化率，CCF代表碳轉換系數。
　　為了統一計量單位，將能量單位轉換為標準煤并按照《IPCC國家溫室氣體清單指南》中標注的碳排放系數計算我國1978-2009年的碳排放量。根據所得碳排放量數據繪制1978-2009年中國城市化率與碳排放總量的關系圖如下。由圖可見，我國城市化率與碳排放總量依年份逐年遞增，且城市化率與碳排放總量變化方向一致。在2002年以后，碳排放總量增長速度激增，明顯快于城市化速度。說明城市化與碳排放之間存在相關關系。
　　圖1 1978-2009年中國城市化率與碳排放總量
　　二、中國1978-2009年城市化水平與碳排放總量關系的定量分析
　?。ㄒ唬┭芯糠椒ㄅc數據處理
　　UoD04mwRBmb+iAIbcCLwvkMBA1mggQXs+1PjG7sB+vg=本研究根據中國1978-2009年間城市化與碳排放總量的變化情況，使用協整分析和Granger因果檢驗法對二者之間的相互關系和相互影響進行定量分析。所有數據來自《中國統計年鑒2009》。為了盡量避免政策等因素干擾使數據發生突變，故選取1978年以后的數據作為樣本數據。本文研究變量符號如下：UR代表城市化率，CE代表碳排放總量，為了消除原始數據可能存在的異方差，對城市化水平和碳排放總量數據均做對數化處理，分別記作lnUR和lnCE。
　　（二）單位根檢驗及協整性檢驗
　　在設定模型形式和對模型估計之前對lnCE和lnUR數據序列機器差分序列進行平穩性檢驗，其差分序列分別記為△lnCE和△lnUR。二階差分序列記為△2lnC和△2lnUR?？紤]到碳排放量與當年消耗能源有關，且能源消耗依照消費習慣存在一定滯后效應，而城市化率指標僅表示當年城市人口占總人口數量，故本研究認為在進行單位根檢驗時對碳排放指標按照SC原則最大滯后期定義為1期，對城市化率指標則滯后影響，在進行單位根檢驗時按照SC原則選擇滯后期數為0期。同時，由圖1趨勢圖可以認為在進行單位根檢驗時需要考慮截距項和時間趨勢，但在進行對數化處理以后對數據進行了平滑性處理，因此在選擇是否選擇帶截距項或者趨勢項進行檢驗時選擇不帶截距項和趨勢項。ADF單位根檢驗結果如表1顯示：lnUR與lnCE的P很大且自身值都大于臨界值，因此接受原假設，即存在單位根，說明該時間序列不平穩。對lnCE進行一階差分后再進行ADF檢驗，其值仍大于所有臨界值，但P值顯示僅有18.97%的概率接受原假設，該序列仍存在單位根。一階差分后△lnUR僅在10%的水平上通過檢驗，拒絕原假設。因此需要對lnCE和lnUR進行二階差分，再進行ADF檢驗。檢驗結果得出結論，所有變量均在1%的顯著水平下滿足二階平穩，利用PP檢驗得出同樣結論，所有變量符合I（2），滿足構造協整方程的條件。
　　以lnCE為被解釋變量lnUR為解釋變量建立一元線性回歸模型，并對殘差進行單位根檢驗，其結果如表2所示。
　　表1 lnCE與lnUR序列單位根AFD檢驗結果
　　表2 殘差單位根檢驗結果
　　表2顯示的檢驗結果表明，殘差序列t=-5.590769在所有的顯著水平上平穩的，可以認為碳排放總量與城市化水平存在長期穩定的“均衡”關系。利用OLS得到如下估計模型：LnCE=5.56+1.691nUR
　　t=（26.20） （27.08）
　　R2=0.961 R2=0.959 DW=0.222 F=733.199
　　根據顯示結果，解釋變量lnUR通過了T檢驗，并且擬合優度較好。但值得注意的是DW值很小。對于樣本容量為32，k=1，在5%的顯著水平下查DW統計量表可知，dL=1.373，du=1.502，顯然DW　　LnCE=5.84+1.611nUR+1.56AR（1）-0.71AR（2）
　　t=（10.43） （10.95） （10.62） （-4.77）
　　R2=0.9954 R2=0.9949DW=2.206 F=1887.831
　　修正后的模型顯示，回歸方程可絕系數與修正的可絕系數都很高，回歸系數均符合經濟意義且顯著。DW=2.206已落入拒絕方程存在自相關的區域。模型表明城市化水平與碳排放呈正相關關系，且存在城市化率每上升1%，碳排放總量就上升1.61%的水平增加。同時說明碳排放總量除了受到當期城市化率的影響以外，也受到前兩期城市化率因素的影響。
　?。ㄈ〨ranger因果檢驗
　　協整檢驗表明變量之間存在長期均衡關系，但尚不能確認變量之間是否具有因果關系，仍需要進一步進行檢驗。利用Granger因果檢驗對碳排放總量與城市化率進行因果檢驗，分別選取滯后期為1至4。結果如下：
　　表3 碳排放量與城市化率的Granger因果檢驗表
　　檢驗結果顯示，原假設“lnUR不是lnCE的格蘭杰原因”通過了F檢驗，三期滯后所得P值均小于0.05的顯著水平，即認為城市化是引起碳排放的格蘭杰原因。
　　三、結論與政策建議
　　（一）結論
　　1.分析結果表明，在長期，城市化率與碳排放之間存在均衡關系，且城市化水平變化引起碳排放量的變化。通過模擬的變量模型可以看出，當城市化水平每增加1%，碳排放量以高于1%的1.6%增加，這印證了圖1所顯示的自2002年以后，碳排放量增加速度超過城市化率的增長速度。
　　2.在長期，如果繼續將高城市化率作為中國現代化標志，“大躍進”式地進行城市化運動，相對于城市化率而倍增的碳排放將造成我國碳排放總量隨城市化率的逐年提高而急劇增加，有悖于我國目前大力倡導的建設低碳城市的目標，阻礙可持續發展戰略的實施和實現真正的現代化。
　　3.碳排放量除了受到當期城市化率水平的影響，還受到來自前期城市化率水平的累積影響。即前期城市化率水平體現了城市化進程，而城市化進程的加快勢必引起能源消耗的增加，而就目前中國以煤炭為主要能源結構的情況來看，能源消耗的增加又與碳排放密切相關，因此前期城市化率對當期碳排放量水平的影響通過能源消耗的慣性體現出來。
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　　1.理性對待城市化及城市化水平。發達國家的高城市化率源于長達百年的積累，若盲目以其為標準“大躍進”式地提高我國的城市化率，在沒有雄厚經濟基礎和先進技術的條件下可能在世界環境保護問題上陷于被動局面。因此將城市化率作為重要參考指標，在充分發揮中國資源優勢，將經濟軟實力上升到一定水平之后，在能源利用效率、環境治理水平都有顯著提升以后再談城市化水平向發達國家看齊。
　　2.充分考慮國情，合理做出碳減排承諾。中國的能源消費結構與傳統能源利用效率短期內難以提高?？紤]到中國近14億人口的生活耗能實際和中國在經濟發展過程中遇到的實際困難，在承擔起大國環境道德責任前提下中國不應不輕易承諾放棄自己發展的權利。
　　3.改變能源結構，開發新能源。在實際的城市化建設過程中，試圖改變以煤炭為主要能源的能源結構，開拓新能源渠道。將生物能、風能、潮汐能等新興清潔能源作為今后主要實用能源的努力方向。同時充分利用現有技術、積極創新，提高傳統能源利用效率，使單位能源使用強度得到提高。降低單位GDP和單位城市化率的碳排放水平。并通過開發低碳技術與過引進國外先進技術構造低碳生活系統，使人與城市，城市與環境良性互動，最終使經濟發展方式、社會發展方式實現從高碳到低碳的轉變。
　?。ㄗ髡邌挝唬何髂县斀洿髮W西部經濟研究中