中國城市化、經濟增長與氮排放的關系
——基于面板數據和Granger因果關系的實證研究

呂 越, 陳忠清

(紹興文理學院 土木工程學院, 浙江 紹興 312000)

中國城市化、經濟增長與氮排放的關系
——基于面板數據和Granger因果關系的實證研究

呂 越, 陳忠清

(紹興文理學院土木工程學院,浙江紹興312000)

[目的] 研究中國31個省份在2001—2015年的城市化水平、經濟增長、氮排放三要素的相互關系，為城市環境的可持續發展提供理論支持。 [方法] 結合協整性檢驗和估算、面板單位根檢驗和Granger統計因果檢驗的方法。[結果] (1) 中國和東部、中部和西部的城市化有助于經濟增長，城市化和經濟增長均增加了排氮量。西部地區城市化對氮排放的影響大于東部和中部。經濟增長對東部氮排放量影響更大。 (2) 面板因果關系揭示了三者雙向長期因果關系，城市化對中國經濟增長有因果關系，城市化和經濟增長對氮排放有因果關系。區域層面，東部和中部土地城市化與經濟增長為雙向長期因果關系。東部和中部，從土地城市化到氮排放量、從經濟增長到氮排放均為單向短期因果關系。 [結論] 政府應通過控制經濟增長和城市化速度、調整產業結構、提高能源利用率等手段降低排氮量。

城市化; 經濟; 氮排放; Granger因果關系

文獻參數： 呂越, 陳忠清.中國城市化、經濟增長與氮排放的關系[J].水土保持通報，2017,37(4)：271-276.DOI:10.13961/j.cnki.stbctb.2017.04.046； Lü Yue, Chen Zhongqing. Urbanization, economic and N emissions in china[J]. Bulletin of Soil and Water Conservation, 2017,37(4)：271-276.DOI:10.13961/j.cnki.stbctb.2017.04.046

隨著經濟的快速增長，中國正經歷著快速城市化過程。城市化與經濟發展密切相關，二者均會增加能源消耗和氮排放量[1]。雖然城市化對于拉動中國經濟增長起到了至關重要的作用，但同時也帶來了嚴重的環境問題，為城市環境的可持續發展帶來了巨大挑戰[2]。以往關于城市化—經濟—環境的研究主要體現在3個方面： ① 經濟增長和城市化的關系。Chen等[3]的研究指出經濟增長是中國城市化的必然結果；施亞嵐等[4]研究了中國能源消耗、氮排放和經濟產出間的因果關系。 ② 城市化和氮排放的關系。高偉等[5]的研究指出中國城市化和居民生活方式的改變是氮排放量增長的重要驅動力。 ③ 經濟增長和氮排放的關系。谷保靜等[6]利用時間序列數據表明經濟增長是產生工業氮排放的重要因素。

目前，存在的不足主要有： ① 研究內容是城市化、經濟增長、氮排放中任意二者的關系，而不是三要素的相互聯系； ② 研究范圍多為一個國家，而很少考慮國家內的區域間差異。因此，中國的城市化進程、經濟增長、氮排放之間的關系仍需進一步研究。本研究的目的是通過面板數據，研究中國31個省份在2001—2015年的城市化水平、經濟增長、氮排放三要素的相互關系。

1 研究方法和數據來源

1.1 數據來源

選取城市人口、建成區面積、人均GDP和氮排放量分別作為衡量人口城市化、土地城市化、經濟和環境指標。氮排放計算方法詳見相關文獻[7—8]。

1.2 計量模型

運用面板單位根檢驗和估算、Granger統計因果檢驗相結合來研究城市化水平、經濟增長和氮排放量之間的關系。面板數據模型包括： (1) 運用參數單位根LLC和IPS[9]法、并結合非參數單位根Fisher-ADF[10]和Fisher-PP[11]法，對所有變量的單位根進行測試，以確定面板單位根的存在。 (2) 由于每個變量包含一個單位根，因此需采用Pedroni[12]異質面板協整性檢驗長期穩定關系(Pedroni異質面板協整性即結合基于維度法來協整檢驗個體面板V，RHO，PP，ADF和基于尺寸法來協整檢驗組群面板RHO，PP，ADF)。 (3) FMOLS和DOLS，通過殘差空間的自相關性進一步估算變量之間的長期穩定關系。計算公式為：

(1)

式中：Wit——內生變量；αi——截距項；βi——協整系數；i——省份；t——時間(年份)，Xi,t——解釋變量；K——滯后階數；eit——隨機誤差項。下同。

(2)

(3)

DOLS則通過正態分布和標準偏差以檢測變量是否具有相關的統計學意義，計算公式為：

(4)

式中：Zi，t=Xi,t，ΔXi,t-ki，…；ΔXi,t+k——向量。

(4) 采用VECM(向量誤差修正模型)，其實證模型為：

(5)

式中：Δ——x和y兩個變量之間的差額； K——滯后階數； i，t-1——滯后誤差修正項； u——誤差修正系數； Qit——模式殘差。

其中，(1) 基于固定效應面板模型，異質面板Granger因果分析，進一步驗證城市化、經濟增長和氮排放之間的短期Granger因果關系。

(6)

(2) 基于HNC，采用Granger非因果關系，驗證長期Granger因果關系。

(7)

式中：Wit——非因果關系的零假設下第i個截面單位個體的Wald統計量。

2中國的城市化、經濟增長和氮排放的動態變化

2001—2015年中國的土地城市化、人口城市化、GDP和氮排放變化如圖1所示。中國城市建成區面積從2001年的3.29×104km2增加到2015年的6.81×104km2，城市人口從2001年的4.71×109人增加到2015年的9.12×109人。中國迅速增加的GDP從2001年的107.14億元增加到2015年的367.33億元；大規模的工業化和城市化進程使中國的氮排放量位于世界第一，從2001年的1.05×1010t增加到2015年的2.97×1010t。

圖1 中國2001-2015年建成區面積(102 km2)、城市人口量(107)、GDP(億元)和氮排放量(108 t)變化

在進行區域劃分時，全面考慮了城市人口、建成區、人均GDP和氮排放量動態變化(圖2)，采用線性回歸法分析中國31個省份2001—2015年的數據，由分析結果可知，廣東江蘇山東河南和河北位于城市化人口增長率前5位；廣東山東江蘇浙江是建成區增長率前4位；山東省氮排放增長率最高，其次是河北、內蒙古、江蘇和河南地區。

3 城市化、經濟增長和氮排放間關系

3.1 面板數據單位根檢驗

由于使用常規最小二乘法(OLS)估算可能會導致單位根產生不穩定性，因此，在進行計量分析前，需確定所有變量單位根的存在。表1提供的面板單位根檢驗的結果表明，部分變量處于非穩定狀態，但是通過一階差分后，所有變量在5%水平上處于穩定狀態。

圖2 中國31個省份各指標在2001-2015年的平均增長率

項目 水平變量LLSIPSFisher-ADFFisher-PP建成區面積 -2.79***4.0118.66 25.56 有截距城市人口 -4.58***1.1960.09 109.98***人均GDP5.7412.19 8.994.46N排放量1.657.298.106.67建成區面積-1.47 -1.45 45.87 52.88 有截距和趨勢城市人口 -8.99***-0.29 66.21 27.71 人均GDP-10.12***-1.65** 99.21***68.89 N排放量-6.29 -2.39**89.88**76.89 項目一階差分變量LLSIPSFisher-ADFFisher-PP建成區面積 -6.26*** -4.67*** 116.09*** 221.32***有截距城市人口-11.09*** -6.65*** 150.01*** 219.56***人均GDP -4.41*** -0.35***56.56** 50.99***N排放量 -5.99*** -4.11*** 106.65*** 196.89***建成區面積 -5.43*** -1.59*** 74.35*** 201.65***有截距和趨勢城市人口-18.62*** -9.33*** 210.09*** 308.21***人均GDP -2.14***0.45* 60.99*** 106.35***N排放量 -2.62*** 0.12***52.61* 160.01***

注：LLS，IPS，Fisher-ADF和Fisher-PP的零假設用于檢驗非穩定狀態；***，**和*分別為1%，5%和10%顯著。下同。

3.2 面板數據協整估算

協整關系建立后，需對參數進行估算。表2—5提供了基于FMOLS和DOLS的估算結果(包括整個中國及其東中西部)。人口城市化與氮排放之間因缺乏協整性(見上述對面板B和面板D的分析結果)，所以，運用FMOLS和DOLS均無法估算各自的協整系數。研究表明，對于整個中國而言，當選取人均GDP、氮排放和建成區面積作為因變量時，所有估算系數均為正效應(1%水平顯著)。城市擴張對中國經濟增長和氮排放產生了積極的影響。相反，經濟增長導致了城市建成區的擴展和城市人口增加，以此增加了能耗，也產生了更多的氮排放量。具體表現為：當選取城市建成區為因變量時，城市建成區每擴大1%，意味著人均收入便增加約0.81%～0.94%；人均收入每增加1%，則有助于城市建成區擴大0.66%～0.93%。

表2 由FMOLS 和DOLS計算的中國面板協整系數

注：括號內數據為t值檢驗結果，采用固定效應面板數據模型，所有變量均做對數來處理。下同。

表3 由FMOLS 和DOLS計算的東部地區面板協整系數

表4 由FMOLS 和DOLS計算的中部地區面板協整系數

表5 由FMOLS 和DOLS計算的西部地區面板協整系數

3.3 Granger統計因果檢驗

3.3.1 基于VECM面板的Granger統計因果檢驗結果 對于中國而言，土地城市化(建成區面積擴展)、經濟快速發展(GDP)和相對應的氮排放量之間存在雙向長期因果關系。而經濟快速發展(GDP)和土地城市化(建成區面積擴展)、經濟增長和氮排放、土地城市化(建成區面積擴展)和氮排放均為單向短期因果關系，土地城市化、經濟增長和氮排放之間的關系如圖3所示。

3.3.2 異質面板Granger統計因果關系檢驗 表6提供了整個中國及其東部和中部地區的異質面板Granger統計因果關系檢驗結果。具體變現為：經濟增長和土地城市化、土地城市化和氮排放量、經濟增長和氮排放量之間的單向短期因果關系均存在于滯后1期和滯后2期中。研究進一步發現，在東部地區，土地城市化和氮排放量、經濟增長和氮排放量之間均存在單向長期因果聯系。在西部地區，土地城市化、氮排放量、經濟增長之間無Granger因果關系。

表6 中國及其東部和中部地區的異質面板Granger統計因果關系檢驗

圖3 土地城市化、經濟增長和氮排放量之間的雙向長期和單向短期因果關系

4 討論與結論

本研究基于中國31個省的面板數據，采用協整和Granger因果分析，探討了2001—2015年國家尺度和區域尺度的城市化、經濟增長、氮排放量之間的關系。結果表明，在國家層面上看，城市擴張對中國經濟增長和氮排放產生了積極的影響。相反，經濟增長導致了城市建成區的擴展和城市人口的聚集。從區域層面上看，經濟增長也促進了城市建成區的擴張。經濟發展和建成區面積擴大在區域規模上也促進了氮排放。Granger統計因果檢驗結果表明，建成區面積—經濟—氮—存在雙向長期因果關系；而經濟增長和土地城市化、土地城市化和氮排放、經濟增長和氮排放二者分別為單向短期因果關系。實證結果表明，中國和東部、中部和西部的城市化有助于經濟增長，城市化和經濟增長均增加了排氮量。西部地區城市化對氮排放的影響大于東部和中部。經濟增長對東部氮排放量影響更大。面板因果關系揭示了三者雙向長期因果關系，城市化對中國經濟增長有因果關系，城市化和經濟增長對氮排放有因果關系。綜上所述，中國的快速城市化和經濟增長對氮排放產生了積極和重要的影響，這意味著在當前經濟增長模式下，政府應適當控制經濟增長的速度和控制城市化進程的速度，并通過調整產業結構、提高能源利用率等有效的環境保護手段來降低氮排放量。

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[5] 高偉,郭懷成,后?？?中國大陸市域人類活動凈氮輸入量(NANI)評估[J].北京大學學報自然科學版,2014,50(5):951-959.

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Urbanization, Economic and N Emissions in China-AnEmpiricalStudyBasedonPanelDataandGrangerCausality

LüYue,CHENZhongqing

(SchoolofCivilEngineering,ShaoxingUniversity,Shaoxing,Zhejiang312000,China)

[Objective] Studying the relationships among issues of urbanization, economic growth and nitrogen emission in 31 provinces of China from 2001 to 2015, and to provide theoretical support for the sustainable development of urban environment. [Methods] Co-integration test, panel unit root test, and Granger statistical causality test were used jointly. [Results] (1) The urbanization of China, particularly of the western, central and eastern areas, contributed to the economy development. The urbanization and the successive economy development led to the increase of nitrogen emission. The urbanization in western area contributed more proportional than it did in central and eastern areas. In contrary, the economy development in eastern areas had lager contribution. (2) The panel causality results revealed that there were a long-run bidirectional causal relationship among urbanization, economy development and nitrogen emission. Two unidirectional links were found, one was from urbanization to economy development, another one was from urbanization and economy development to nitrogen emission. For different region, the causal relationship exhibited different direction traits. In eastern and central areas, the relationship between urbanization and economy development was long-run bidirectional. While the link from urbanization to N emission, and the link from economy development to N emission were both short-run and unidirectional. [Conclusion] The government should reduce the amount of nitrogen by controlling the speed of economic growth and urbanization, and by adjusting the industrial structure and increasing the utilization rate of energy.

urbanization;economy;Nemissions;Grangercausality

A

： 1000-288X(2017)04-0271-06

： F015

2016-10-26

：2016-12-31

紹興市公益技術應用研究計劃項目“沖擊碾壓技術加固紹興地區淺層軟土地基的應用研究”(2015B70034),“光伏技術在綠色建筑中的應用研究”(2015B70035)

呂越(1982—),女(漢族),浙江省紹興市人,博士,講師,主要從事生態經濟與可持續發展方面研究。Email:53048830@qq.com。

陳忠清(1984—),男(漢族)，浙江省紹興市人，博士,講師,主要從事土木工程專業的研究。E-mail:chenzq@usx.edu.cn。