中國城市化進程與碳排放量關系的實證研究

周 葵 戴小文

(西南財經大學中國西部經濟研究中心，四川成都610074)

改革開放30年來，中國經濟的飛速發展是以快速城市化為特征的經濟發展。伴隨城市化水平不斷提高產生的諸多環境問題中，以CO2為代表的溫室氣體排放是一個受到普遍關注的問題。同時，在當前應對氣候變化等國際環境問題日益突出的背景下，作為最大發展中國家和新興市場國家的中國做出到2020年，將單位GDP的碳排放強度降低40%－45%的承諾。這一方面是作為大國對環境問題負責的態度，另一方面也提醒我們重新審視我們的經濟發展方式是否能夠適應新形勢下可持續發展的要求。因此，研究城市化與碳排放之間的關系，有利于探索城市化發展道路與環境保護之間是否存在不可調和的矛盾，為環境保護和經濟發展尋求一條協調發展之路;并通過對城市化進程與碳排放量關系的定量觀察，為中國未來碳排放總量控制提供可供參考的信息。基于以上背景，本研究聚焦于中國城市化率與碳排放量之間的關系研究。首先，對已有相關研究進行回顧;然后，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;最后，根據研究結果，提出相應的政策建議，并對未來需要進一步研究的問題進行討論。

1 文獻綜述

目前，關于城市化率與碳排放的研究非常活躍，國內外學者都取得了相當數量的研究成果。這些相關研究使用的分析方法多種多樣，但都有一個共同特點，即沒有專門針對城市化率與碳排放量之間關系的單純因果分析，而將經濟增長(如GDP指標)、能源消耗、居民收入、勞動力指標等因素引入了研究對象中。這樣做的好處在于，可以考察到眾多因素對城市化或者碳排放的聯合影響，一定程度上較為客觀、科學地反應了眾多自變量對因變量的真實影響。但同時也容易造成一個問題，即研究對象增加，容易造成結果解釋力降低，從而難以判斷后續決策。另外，國內外學者在利用各國甚至全球數據，運用不同方法進行實證研究時也往往得出不同的結論。如Dong和Yuan［1］基于1989－2009年間的相關數據，利用Blanchard＆Quah方法對中國城市化與碳排放做出的研究表明，城市化與溫室氣體排放之間呈倒駝峰型的關系，即U型關系，這意味著目前中國城市化伴隨著能源的節約與溫室氣體排放的減少。中國的碳減排在短期實際是以降低經濟增長速度和延緩城市化進程為代價的。與此相反，Zarzoso和 Maruoti［2］在研究了 1975－2003年發展中國家城市化對CO2排放的影響后，考慮不同國家的異質性，最后得出的結論是城市化與CO2排放之間呈倒U型關系。Poumanyvong和Shinji［3］認為城市化與碳排放之間的關系一定程度上受到經濟基礎和富裕程度的影響，即國家的富裕程度不同，經濟實力不同，城市化與碳排放之間呈現的關系也不同。該研究選取了99個國家30年的數據進行觀察，發現城市化對能源消耗以及CO2排放隨國家經濟發展水平不同而顯示出很大的差異:在低收入組國家中，城市化降低了能源消耗;而在中、高收入國家組中，城市化卻增加了能源消耗。Hossain［4］依據1971－2007年間，新工業化國家的時間序列數據分析了CO2排放、能源消耗、經濟增長、貿易開放程度以及城市化之間的動態因果關系，認為在長期，所研究的各因素之間存在因果關系;但是在短期，變量之間僅存在單向的因果關系，即貿易開放程度增加引起CO2排放增加;經濟增長引起能源消耗增加;貿易開放程度增加引起經濟增長;城市化程度增高引起經濟增長;貿易開放度增加引起城市化率提高。可以看出，城市化與CO2排放之間在短期不存在直接的因果聯系。而在長期，通過對比以能源消耗為依據的CO2排放彈性系數發現:在新工業化國家，較高的能源消耗引起了CO2排放的增加，從而高耗能成為了CO2排放增加的罪魁禍首，而由于經濟增長、開放的貿易以及不斷提高的城市化水平，在長期看來，環境質量會維持在一個較好的水平。

中國目前正處于城市化的上升階段。從中長期來看，不論國際環境如何變化，中國經濟仍有慣性上升的趨勢，同時面臨較為嚴重的資源、環境以及產業結構的限制。涂正革［5］根據我國30個省市地區要素資源投入、工業產出和污染排放數據，計算各地區環境技術效率，并對環境技術效率的差異進行了回歸分析，認為我國區域間環境、工業協調性極不平衡，實現環境與工業的協調發展，必須進行工業經濟結構的升級以及產權結構的改革。張紅鳳等［6］以山東省為例，通過對環境規制下污染密集產業的發展狀況進行實證分析和評價環境規制績效，認為嚴格而系統的環境規制政策能夠改變環境庫茲涅茨曲線的形狀和拐點位置。并指出，要想改變單位產出能耗高、污染排放總量高而導致環境規制壓力大的局面，還需要進行產業結構配置政策的調整。此外，與中國相似的眾多發展中國家由于經濟基礎薄弱和資源稟賦的約束，大多只能選擇以煤炭為主的能源消費結構，這又會造成嚴重的溫室氣體排放和環境污染。林伯強［7］通過研究中國煤炭需求的長期均衡關系，認為GDP是引導煤炭需求的原因，但煤炭需求不是引導GDP增長的原因，模擬得出的政策選擇是工業結構的調整。Parikh＆Shukla［8］利用發展中國家面板數據研究了城市化進程中的能源利用問題，并針對如何避免城市化過程中溫室氣體過量排放的問題提出了一些建議，如通過正確的技術設計降低燃料消耗以及降低能源強度系數進而實現能源節約;設計特別的政策引導城市向低能源強度的城市發展而不是一味的限制城市規模等。牛叔文等［9］以亞太地區8個國家為考察對象，分析了1971－2005年間能耗、GDP和CO2排放的關系，認為不同國家由于發達程度不同，碳排放基數和能源利用率存在很大差異，發達國家單位能耗和單位GDP的CO2排放較低，而發展中國家則較高;根據中國的實際情況認為我國應積極轉換能源結構，同時通過技術手段提升能源利用效率，促進節能減排，以便在國際氣候談判中謀得主動。

研究方法方面，為了表達人類活動對環境的影響，Ehrlich P.R.和 Ehrlich A.H.［10］提出環境影響方程，認為影響是人口、富裕程度和技術這三個關鍵驅動力乘積的結果。該方程簡潔地闡述了環境與驅動力之間的變化關系，因而在有關碳減排的研究中得到了廣泛應用。日本學者Yoichi Kaya［11］提出的Kaya恒等式反映出能源結構碳強度、單位GDP能源強度、人均國內生產總值對CO2排放量的影響程度，對定量觀察人類經濟與社會活動同溫室氣體排放之間的關系有一定貢獻。很多國外研究對此方法也都有所應用。Juan Antonio Duro ＆ Emilio Padilla［12］利用Theil指數分解法，證實Kaya因素中人均收入是引起不同國家人均碳排放差異的最重要因素，其次為能源消費碳強度與能源強度。McCollum et al.［13］、Yang et al.［14］利用Kaya恒等式分析了不同國家及部門溫室氣體減排目標實現的可能性，并給出了相應的政策建議。美國經濟學家G.M.Grossman ＆ A.B.Krueger［15］提出環境庫茲涅茨曲線，反應出經濟增長和環境污染之間存在倒U型關系，成為后來學術界分析CO2與經濟增長關系的主要方法。但如前所述，至今許多學者得出的研究結論仍然有所不同。由于傳統的Granger因果檢驗方法只關注兩個變量直接的時間先后關系，而不是通常意義上的因果關系，因此很可能得出“圣誕卡片是圣誕節的原因”這樣的結論。依據漸進理論而來的Granger因果檢驗，由于漸進理論只對平穩變量有效，因此如果遇到非平穩變量，那么只能用兩個變量的一階差分VAR模型來進行變量之間的Granger因果檢驗，這樣做會導致用來檢驗穩定性零假設的單位根檢驗對趨勢穩定具有較低推翻錯誤零假設的可能性。因此，Toda，H.Y.，Yamamoto，T.［16］提出的YT 因果檢驗方法，避免了傳統的格蘭杰因果檢驗所存在的問題。Soytas et al.［17］利用YT方法，探討了多因素之間的雙向影響關系，而非單向的因果關系。Zhang和 Cheng［18］利用YT方法考察了中國的GDP、固定資產形成、能源消耗、碳排放量和城市化之間的關系，并認為從長期來看真實GDP增長是碳排放增加的原因。

國內學者對中國現階段城市化與經濟發展過程中的碳排放問題，主要集中在對碳排放增長的預測和影響分析上。王鋒等［19］利用對數平均Divisia指數分解法研究了1995－2007年間中國CO2排放量的11種驅動因素，并得出結論，不同時期CO2排放量增長的驅動因素各有不同。林伯強等［20］采用兩種不同方法進行對比研究和預測，預測了中國CO2環境庫茲涅茨曲線及其拐點的對應人均收入。并認為能源強度、產業結構和能源消費結構都對CO2排放有顯著影響。陳詩一［21］構造了中國工業38個二位數行業的投入產出面板數據，利用超越對數分行業生產函數估算了中國工業全要素生產率變化，并利用綠色增長核算分析了能源消耗和CO2排放對中國工業增長方式轉變及可持續發展的影響。此外，由于氣候變化已經成為全球性問題，國務院發展研究中心課題組［22］利用產權理論和外部性理論，建立了一個界定各國歷史排放權和未來排放權的理論框架，并據此提出一個將各國“共同但有區別的責任”明晰化、將所有國家納入全球減排行動的后京都時代解決方案。張雷等［23］分析了我國結構節能的潛力，通過中國1952－2007年的相關數據，分時期判斷了我國產業結構與能源消費結構之間的關系。并認為產業結構演進決定了能源消費的增長基本走向，第二產業對主導產業結構演進過程極大的延緩了單位GDP能耗倒U型變化的過程，而我國以煤炭為主的能源供應結構奠定了我國碳排放增長的總體格局，因此得出結論，認為未來中國20－30年，產業結構和能源供應結構的改善對國家發展低碳經濟至關重要。劉明磊等［24］利用非參數距離函數方法研究了能源消費結構約束下的我國省級區域碳排放績效水平和CO2邊際減排成本，認為邊際碳減排成本隨地區的發達程度不同而不同;一般碳強度較低的地區，所付出的邊際成本越高，反之亦然。并且認為忽略能源消費結構的制約會低估碳排放績效水平。

上述研究各具特色，有的著重分析了能源消費與經濟發展對碳排放的影響，但是涉及到城市化與碳排放二者之間的關系研究卻相對缺乏。我們僅從城市化與碳排放之間關系進行考量，排除其他因素，考察二者之間的純粹關系。嘗試分析碳排放與城市化這兩個全球關注的問題之間短期、長期的動態關系。采用的具體方法為，利用1978－2010年城市化與碳排放量的年度時間序列，借助協整理論考察我國碳排放與城市化水平的長期均衡關系，進而利用誤差修正模型分析二者之間的短期動態關系，并運用Granger因果檢驗分析二者之間的因果關系，最后獲得定量研究結果。

2 中國城市化水平與碳排放現狀

2.1 城市化水平測度方法的確定

城市化水平的測度按照不同標準一般有5種［25］，即人口比重法、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。但由于實際的操作過程和數據的獲得方面存在一定困難，因此，就目前所知的研究來看，普遍采用城市人口占總人口比重來衡量城市化率。本文研究考慮到數據獲得的便利性以及與其他研究有所對比，仍選用城市人口占總人口的比率作為城市化率的代表，記作UR。以此方法，根據2010年《中國統計年鑒》［26］資料整理計算可得，我國城市化率從新中國1949年建國的10.64%到1978年的17.92%經歷了漫長的30年，而從1978年的17.92%到2009年的46.59%，其增幅是新中國前30年的4倍多。結合后面的圖1中所呈現的具體數據和趨勢，可以看出改革開放以來，中國的城市化水平處于一個快速上升的階段。

2.2 碳排放量的測算

本文通過下式(1)顯示的公式對碳排放量進行測算。

上式(1)中，CE代表碳排放總量，Ni代表第i類能源的消費總量，Ni=E×Fi;E表示所有能源消費總量，Fi表示第i類能源消費量占總消費量中的比重，E和Fi的數據通過《新中國60周年統計資料匯編》［27］和《中國統計年鑒》獲得，并整理為表1。δi代表第 i類能源的碳排放系數。關于碳排放系數，根據《IPCC國家溫室氣體清單指南》［28］中提供的基準計量方法，碳排放系數由式(2)表示。

上式(2)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。因為1 kg標準煤的熱值是29.27 MJ，即每噸標準煤為29 270 MJ，按照《IPCC國家溫室氣體清單指南》中標注的碳排放系數，原煤的碳排放系數為25.8 KgC/GJ，通過轉換，可得每噸原煤的碳排放系數為0.755 tC/t，同理可得原油的碳排放系數為0.585 tC/t，天然氣的碳排放系數為0.448 tC/t。通過計算可以得到我國1978－2009年的碳排放量，表2為基于表1獲得的計算結果。

表1 全國能源消費總量及其構成(1978－2009)Tab.1 Domestic energy consumption and its constituent(1978 －2009)

表2 我國城市化率與碳排放總量表(1978－2009)Tab.2 China’s urbanization rate and carbon emissions(1978－2009)

為了便于進一步地觀察，根據表2，可以獲得1978－2009年中國城市化率與碳排放總量的關系圖，其趨勢如圖1所示。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，尤其在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正的相關關系。

3 中國1978－2009年城市化水平與碳排放量關系的定量分析

3.1 研究方法與數據處理

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》和《新中國60年統計資料匯編》。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。通過簡單的相關性分析發現，城市化率與碳排放總量之間呈高度相關，二者相關系數達到0.959。當然，具體的經濟關系還需要通過計量方法來驗證。所用分析軟件為EViews5.1。

3.2 單位根檢驗及協整性檢驗

3.2.1 ADF 單位根檢驗

在設定模型形式和對模型進行估計之前，對lnCE和lnUR數據序列及其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。考慮到碳排放量與當年能源消耗有關，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。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，因此在考慮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(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗結果如表3顯示:lnUR與lnCE的P值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。檢驗結果表明所有變量均在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。表3為lnCE與lnUR序列單位根AFD檢驗結果。

圖1 年中國城市化率與碳排放總量(1978－2009)Fig.1 China’s urbanization rate and carbon emissions(1978－2009)

3.2.2 建立協整回歸模型

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4所示。

表3 lnCE與lnUR序列單位根AFD檢驗結果Tab.3 AFD test result for lnCE ＆ lnUR series

表4 殘差單位根檢驗結果Tab.4 Test result for residual unit root

根據表4顯示的檢驗結果表明，殘差序列t=－5.591在所有的顯著水平上平穩，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得到如下式(3)的估計模型。

根據顯示的結果，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。針對樣本容量為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 ＜ dL，說明模型存在自相關。利用科克倫—奧科特迭代法對原模型進行修正，再加入2個滯后變量后，模型DW值得到改善并得到拒絕存在自相關假設的DW值。修正后模型表達式如下式(4)所示。

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，也受到前兩期的城市化率因素的影響。關于這一點，我們認為可能是因為碳排放主要來源于人口對能源的消耗，尤其是城市人口，而人口對于能源消耗有一定慣性，因此當期碳排放可能會受到前期城市化所形成的能源消耗習慣的影響［29］。

3.2.3 Granger因果檢驗

前面的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、2、3、4期進行分析。檢驗結果如表5所示。

表5 碳排放量與城市化率的Granger因果檢驗表Tab.5 Granger causality test result for carbon emissions and urbanization rate

根據表5的檢驗結果，顯示原假設lnUR不是lnCE的格蘭杰原因，通過了F檢驗。3期滯后所得P值均小于0.05的顯著水平，即拒絕原假設，認為城市化是引起碳排放的格蘭杰原因。

4 結論與政策建議

通過前面的研究，本部分將獲得的研究發現進行總結和討論;最后，根據研究結果，提出相應的政策建議，并對未來需要進一步研究的問題進行討論。

4.1 結論

本研究根據1978－2009年間的統計數據，通過協整分析與格蘭杰因果檢驗，對中國城市化率與碳排放量之間的關系進行了定量觀察。綜合以上分析，獲得以下結論:

(1)通過協整性分析與Ganger因果檢驗，判斷了中國城市化率與碳排放量之間的關系。分析結果表明，在長期，城市化率與碳排放之間存在驅動關系，且城市化率的提高引起碳排放量的增加。通過模擬的變量模型可以看出，當城市化率每增加1%，碳排放量以1.61%的比率增加，高于城市化率的增加幅度，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，相對于城市化率而激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。

(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。關于這一點，我們認為可以這樣理解，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。

此外，關于在進行統計量單位根檢驗時的滯后期選擇，本研究認為，當期碳排放量會通過能源消費慣性的存在造成一定程度上的滯后，但是具體滯后多少期仍不能準確判斷。同時，由于樣本數據時間范圍較小，僅有32個，故將滯后期數設為滯后1期。對城市化率的單位根檢驗不設滯后期的理由是基于該統計量的取得形式，本研究所使用的城市化率是城市人口數量/總人口數量，因此，每一期的城市化率水平是獨立的，故在進行單位根檢驗時沒有進行滯后項的操作。

4.2 主要政策建議

基于我們的研究結果，我們提出以下主要政策建議，以期推動我國低碳城市化發展。

(1)將城市化水平作為衡量國家現代化與否的標志之一，而非唯一標準。歐美國家的高城市化率源于長達百年的積累，非旦夕之功。若以歐美為標準，“大躍進”式地提高我國的城市化率，在目前沒有足夠雄厚的經濟基礎和技術條件下，不僅不利于中國自身的可持續發展，也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)考慮中國國情，不盲目做出碳減排承諾。出于實際國情的考慮，目前中國的能源消費結構在短期內難以改變，同時由于技術上突破的困難，傳統能源利用效率難以在短時間內得以提高。另外，考慮到中國近14億人口的生活耗能等實際情況，和目前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的基礎上，中國不應輕易承諾放棄自己發展的權利。畢竟中國溫室氣體減排的門檻比歐美國家更高。因此以犧牲中國經濟利益和國民福利換取的碳減排僅在環境道德層面是無可厚非的，但是作為為了換取國際認可而抑制人類發展精神的政治手段是不值得提倡的。

(3)在進行我國城市化建設過程中，改變過去以煤炭為主要能源消耗的能源結構，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。同時充分利用技術創新，提高能源利用效率，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。

本研究聚焦于碳排放水平與城市化率之間的關系研究。當然，影響碳排放水平的因素絕不止城市化水平一項，許多其他影響因素諸如工業化水平、能源消費、對外貿易水平等在經驗上都會通過各種傳導機制影響到一國碳排放的水平。而我們試圖剔除其他影響因素單獨研究城市化水平對碳排放水平的影響，模擬得出的方程具有較好的解釋力。同時，不可否認其他進入常數項的擾動因素也可能對碳排放水平造成影響。下一步的研究將進一步對這些擾動因素間的關系及其相互影響機制進行更加深入的觀察。

(編輯:常 勇)

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