中国城市化与二氧化碳排放量的协整分析，本文主要内容关键词为：排放量论文,中国论文,化与论文,城市论文,二氧化论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
传统的经济增长理论与经济观念忽略了自然资源与环境的消耗对产出的贡献，一般认为资本、劳动力和生产技术是经济增长的三个重要的生产要素，自然资源与环境由于不具有投入其中的社会必要劳动时间，因而不具备价值，所以很少将其纳入经济发展的影响因素范畴考虑①。由于缺乏价值规律的约束，作为独立的投入要素，自然资源与环境被普遍认为可以无偿利用或廉价占有，经济发展过程中形成严重的资源浪费和生态环境破坏。随着经济发展对资源环境的依求程度不断提高，某些产业几乎完全依赖于资源环境，资源与环境已成为经济社会可持续发展的制约性因素。
经济发展不仅体现为绝对数量的增加，同时还表现出结构性的转化。按照刘易斯的二元经济结构理论：“城市化是伴随经济发展的经济结构变化的一个部分，将城市化与经济结构变化分离开来显得毫无意义。”持续的经济增长常常伴随着城市化过程，含碳能源（化石燃料）的消费往往带动了城市化的进程。
科学研究表明，随着工业化、城市化的发展，含碳能源的消费和生物物质的燃烧，使大气中的二氧化碳含量明显增加，导致全球气候变暖，温室效应给全球生态系统和人类社会经济活动带来巨大影响。从1972年联合国环境规划署在斯德哥尔摩召开的人类环境大会，到1987年《我们共同的未来》中明确提出可持续发展的概念，再到1997年《日本京都议定书》的通过，直至哥本哈根气候变化峰会，温室效应已成为人类共同关注的重大全球性环境问题。
改革开放以来，中国经济一直保持着良好的发展态势，据美国高盛集团预测，中国经济规模将在2027年超过美国，到2050年中国经济总量将超过美国84％。[1]中国的城市化水平在此期间也得到了前所未有的快速提升，2009年中央经济工作会议在2010年度经济工作规划中提出将城市化作为中国经济持续增长的动力，以此带动国内消费，平衡金融危机所暴露的需求结构与投资结构的偏颇，所以城市化水平仍将持续快速增长。然而，在显著提升经济总量规模、不断提高城市化水平的同时，经济增长方式粗放，资源、能源和环境的约束力加大的问题也较为突出。高盛集团预测，中国将在10年内超越美国成为世界第一大二氧化碳排放国，以年增长4％的排放速度计算，到2030年中国的二氧化碳排放量将比美国高出三成。[1]
那么城市化与二氧化碳排放量之间是一种什么关系？根据城市化的规律，城市化进程与经济发展的过程基本上是一致的，所以反映经济发展与环境关系演化的一般规律也能在很大程度上反映城市化进程与资源消耗、环境破坏强度的变化之间的相互关系。本文在已有的理论研究基础上，通过计量分析检验，旨在探讨中国城市化与含碳能源消费所发生的二氧化碳排放量之间的内在机制以及相应的政策导向。
一、文献回顾
早期城市化与资源环境的关系很少引起人们的关注，对于二者关系的研究也并不多见，随着环境污染与生态破坏问题的出现，资源环境作为影响经济增长的因素才逐渐为人们所重视。1962年卡逊在《寂静的春天》中解释了污染对生态系统的影响，强调人与自然之间必须建立起“合作协调”的关系，这一思想在世界范围内较早地引发了人类对以往经济行为的反思。1968年“罗马俱乐部”成立，1972年在一份重要报告《增长的极限》中阐明了资源环境的重要性，提醒人们重新认识人与自然、经济发展等许多问题。
格鲁斯曼（1995）提出了环境库兹涅茨曲线（EKC）的概念，揭开了研究经济发展与环境污染之间相互关系的篇章。格鲁斯曼采用全球环境检验系统的面板数据，检验了人均收入与不同环境污染指标之间（环境污染指标主要分为城市中的大气污染与水体污染两类，具体包括：城市的大气污染；河床的氧含量、河床中的排泄物残渣污染以及河床的重金属污染）简化的关系。结果发现，并没有证据表明环境质量随经济增长而逐渐恶化，相反，对于大多数的环境指标而言，经济增长最初会带来环境的恶化，随后环境质量会出现提升，经济增长与环境质量之间存在一种倒U型的曲线关系，曲线的转折点对于不同的污染物来说是不同的，但是大多数情况下，当一个国家的国民收入达到人均8000美元（以1985年美元计价）之前就会出现这一转变。对于人均收入达到10000美元的国家，“进一步的经济增长会导致环境恶化”的假设在5％的显著性水平下不成立，许多污染检测结果支持这一结论。[2]
其他的研究也有类似的结果，如世界银行发展报告（1992）提出了在二氧化硫和城市大气中固体悬浮物与人均收入之间也存在一种倒U型的曲线关系，其转折点的收入比格鲁斯曼所提出的要低。Shafik bandyopadhyay（1992）发现在国民收入与各年的森林砍伐数量之间也存在倒U型曲线关系。Selden and Song（1992）同样发现在人均收入与二氧化硫、氮氧化物、一氧化碳之间均存在一种倒U型曲线关系，但是转折点的收入比格鲁斯曼提出的要高。
对于环境库兹涅茨曲线，Galeotti（2003）有其概括性的总结，在环境恶化与人均收入之间的倒U型的曲线关系表明了规模效应所产生的对于环境的负面效应在发展的最初阶段会很普遍，但是这种现象最终会被综合的技术效果所产生的正面效应所超越，这些综合的技术效果会降低排放物的污染水平。[3]
由于城市化与经济发展之间具有高度的相关性，这一点在二元经济结构理论、经典的配第－克拉克定理中均有所体现。[4]这就为通过经济发展与资源环境的关系理论建立城市化与资源环境的关系提供了可能性。1990年泰勒·米勒提出关于人口与环境关系的三要素模式。据泰勒·米勒的分析，人口分布、各地区人口的集中程度不同，当人口和工业高度集中于城市时可能产生严重的空气污染和水污染。而且城市排放的污染物还会被带到人口较少的乡村地区。[5]
国外关于人口与环境污染之间关系的实证研究中，科莱默（1998、2001）检验了美国加利福尼亚州的人口对大气污染的影响并得出结论，人口与某些大气污染源有关，但并不是与所有的排放气体均存在相关关系。由于研究所关注的只是单一发达国家的一个州的状况，他们的研究工作对于全球其他国家或地区来说还不具有普遍的适用性。另外，科莱默（2001）关注了污染对人口的反馈效应，当然直接的效果是非常小的，因为由于污染所导致的人口死亡率是非常低的。以二氧化碳这种排放物为例，人口死亡率为零。研究表明，大气污染很有可能是影响人口净迁出或迁入的一个原因，但是，污染对人口的反馈效应还没有得到更多关注。
戴尔茨和罗瑟（1997）关注了二氧化碳的气体排放以及能源的使用问题。通过模型，他们发现，二氧化碳的弹性系数接近于1，即人口每增加1％，二氧化碳的排放量也大致增加1％。但是他们没有估计随着人口规模的变化弹性指数是如何变化的。研究仅以一年的跨国数据为基础数据。另外，数学方法也存有一定的问题，即对时间序列并没有进行平稳性检验，无法排除伪回归的可能，因此无法得到令人信服的结论。
马克莱尔（1995）和其他的研究者指出，人口水平并不是唯一影响大气排放物的人口学因素，其他的影响因素还包括不同年龄群的消费习惯与模式、工作和休闲的活动、对于环境问题的态度等。另外，较高的人口城市化水平也可以作为影响大气污染排放物的因素，因为城市中存在着更为典型的产生更多污染的行为方式。
基于前人的研究成果，国内学者盛广耀（2008）认为，经济发展与资源环境消耗之间的倒U型曲线与城市化与资源环境消耗强度变化曲线在逻辑上是一致的，是同一个过程的两种不同表达。其含义是，一般而言，城市化的速度和规模在很大程度上影响着资源环境消耗的强度和数量，这是城市化与资源环境消耗关系的一般规律。
刘耀彬（2007）提出，在城市化进程中，资源环境不仅为城市化发展提供工业经济的各种自然要素和能源资源，而且决定着城市化发展的基本形态和自然系统的基本特征。城市化与资源环境通过相互作用形成复杂的非线性的多重反馈系统，协调是二者关系调控的目标。[6]
李国柱（2007）通过建立环境污染对经济增长影响的动态优化模型，得出环境污染对经济增长具有门槛效应，当污染水平小于这个门槛时，平衡增长率小于0，但放弃或部分放弃经济发展来保护环境是不可行的，需要以环境保护来优化经济增长。[7]
黄金川、方创琳（2003）认为城市化与生态环境存在胁迫与约束的耦合机制，城市化对生态环境的胁迫主要是人口、企业和交通等活动过程中排放的污染形成的，生态环境对城市化的约束主要是通过改变人口和资本的流向引起的。[8]
以往关于经济发展、城市化、环境问题的研究既包括理论分析也不乏实证研究，可以看出，有的研究是以世界范围的数据为主，从两两的关系入手，给出二者相关程度借以判定二者的关系，但没有对二者的因果关系给出分析；有的在考虑环境库兹涅茨曲线的适用性时没有考虑到时间序列的自身特点，易产生伪回归问题。国内的大多以环境库兹涅茨曲线作为理论基础的文献多是从经济发展的角度，运用诸如人均国内生产总值、人均收入等时间序列数据考察环境库兹涅茨曲线在中国的适用性，少有从城市规模这一角度进行定量研究，而且在环境指标的选取上少有考虑含碳能源消费发生的二氧化碳排放量这一指标。有别于以往的研究，本文对变量进行平稳性检验后，运用Granger因果检验方法，从城市规模的角度，分析了城市化与二氧化碳排放量之间的相互关系。
二、指标的选取与数据说明
1.城市化水平的测度
从城市化的内涵看，城市化涉及人口、土地、经济、社会等各个方面。目前，确定城市化指标及测度的方法主要有两种，即以一种主要指标来度量的单一指标法和多种指标复合度量的综合指标法。单一指标法中的城市人口比重法，即以某地区的城市人口占当地总人口的比重来反映城市化水平。这一度量方法，由于最简明，资料容易获得，且通用性强，因而在实践中被广泛使用，本文采用这一方法来测度城市化水平。
2.环境指标
排放量的选取
由于历年的环境统计年鉴都没有的统计数据，而的排放量与各种含碳能源的使用又密切相关。所以本文选取了胡鞍钢在“考虑环境因素的省级技术效率排名”一文中所使用的计量方法，[9]对中国1978～2006年的排放量进行了测算。胡鞍钢在文中论及的目前能源消费与排放量之间的计算方法如下：
的排放量＝含碳能源消费量×碳折算系数×气化系数
含碳能源一般是指煤炭、石油和天然气等在消费过程中会释放出的能源。气化系数是指碳完全氧化成为二碳化碳之后与之前的质量之比，是一个标准量3.67（即44∶12）。目前国内碳折算系数比较通行的是三种口径，第一种是国家发改委能源研究所制定的系数0.67，第二种是美国能源部二氧化碳信息分析中心制定的系数0.69，第三种是日本能源经济研究所制定的系数0.68，本文采用了第一种口径。
本文城市化水平数据和历年“能源消费结构”数据、能源消费总量数据来自《新中国五十五年统计资料汇编》（国家统计局，2006）。计量分析过程运用Eviews5.0软件，同时为了消除时间序列数据可能存在的异方差现象，我们对变量取自然对数，得到新的变量序列分别记为
urban和 。
三、研究方法
本文所采用的方法主要是通过平稳性检验建立误差修正模型，并对变量进行Granger因果关系检验，具体分为以下几个步骤：[10]
首先，对时间序列进行平稳性检验。采用单位根检验的方法，考察时间序列是否为单整序列。如果一个时间序列均值随时间而变化，要么方差随时间而变化或二者同时在发生变化则称之为非平稳时间序列，如果序列为非平稳时间序列，可通过差分的方式检验其是否为单整序列。
其次，进行协整性检验。如果变量之间存在协整关系，进行回归，并保留残差，同时对残差进行单位根检验，如残差是单整的则证明二者存在协整关系。
第三，建立误差修正模型。由恩格尔和格兰杰研究出来的误差纠正机制，是协调经济变量短期行为及长期行为的一种手段。模型表达为：
最后，进行Granger因果关系检验。目的在于当两个变量之间暂时存在先导和滞后关系时，是否能从统计上查明其因果关系。如果因果关系已经建立了，则意味着可以用一个变量更好地预测另一变量，这种预测比简单地根据另一变量过去的历史所做出的预测更准确。
四、检验结果与分析
1.平稳性检验
中国1978～2006年城市化水平与含碳能源消费发生二氧化碳排放量的变动关系如图1和图2所示。
图1 1978～2006年中国城市化进程
图2 1978～2006年中国二氧化碳排放量
描述性统计结果表明，无论是城市化水平还是二氧化碳的排放量总体上呈现持续增长的趋势，这说明两个变量都是非平稳的变量，当用非平稳时间序列进行OLS估计时，不能简单地直接采用这些变量而必须剔除长期趋势的影响，用单位根检验的方法可以确定平稳性与否，并消除长期因素的影响。
由表1可以看出，城市化水平的对数值和二氧化碳排放量的对数值的二阶差分序列均是平稳序列，即
。可见，二者均为二阶单整序列，但它们有可能存在协整关系。
2.协整检验
协整检验结果显示：
DW值仅为0.28，说明回归模型残差序列存在自相关，采用广义差分法解决自相关得到广义差分模型② 如下：
建立广义差分模型后的残差单位根检验如表2所示。由表2可知，残差项是平稳的，说明
之间存在着协整关系。由于两个变量具有二阶协整关系，可以建立误差修正模型。首先，估计两个变量线性回归方程，由于它们具有协整关系，所以排除了伪回归的可能性。然后，把估计方程的残差带入误差修正模型中，误差修正模型的建立如下：
误差修正系数为负，符合反向修正机制。
这里需要解释的是：
（1）方程中变量Δ urban（一阶差分）的参数值经显著性检验虽并不明显，但随着所选取的样本区间临近2006年，参数值逐渐变大，概率值变小直至通过显著性检验，之所以参数值不够显著是由于数据选取范围的原因，如果排除稍久远的数据的影响，概率值将处于合理的范围内，所以认为这一误差修正模型是合理的，它在一定程度上反映了城市化与二氧化碳之间的一种“此消彼长”的趋势。
（2）对系数负值的解释。不同于对数城市化和对数二氧化碳回归时所体现的正向的相关关系，差分后的变量与此前不同。这里反映的是城市化增长率逐年递增，但二氧化碳排放量不同，总量逐年增高，但增长率却是逐年递减，也就是说增长的幅度是随时间的变化为递减的函数关系，例如1980～1990年，二氧化碳的排放量增加了0.48万亿吨，增长率为4.33％，而1991～2000年增加了0.32万亿吨，增长率为2.59％。可见，随着城市化水平的提高，中国对于二氧化碳的排放量实施了有效的环境规制，二氧化碳排放量的增长率呈逐年递减的趋势。随着环保意识的增强，中国在积极参与国际社会控制温室气体排放行动的同时，根据自身的能源资源的特点和经济发展水平，拟通过产业结构调整，能源结构调整，改进终端用能技术，加大节能减排工作力度，减少了温室气体源排放，使二氧化碳排放量增长的步伐逐渐放缓。因此可以看出，中国的城市化有其自身的特点，并不完全等同于先进的工业化国家先污染、后治理的发展模式。
3.Granger因果关系检验
基于 urban与
存在协整关系，下面用Granger因果关系方法检验二者是否存在因果关系。
表3表明滞后两期时，城市化是含碳能源消费发生二氧化碳排放量的Granger原因，但二氧化碳排放量却不是城市化增长的Granger原因。由此说明中国城市化水平的提高并不完全依赖于工业发展所发挥的带动作用，含碳能源消费的拉动是城市化进步的一个原因，但不能涵盖城市化的全部影响因素，存在其他促进城市化水平提高的影响因素。
五、结论
综合上述论证，可以得出以下结论：
1.上述对1978～2006年城市化与含碳能源消费发生二氧化碳排放量统计数据的实证分析证实， 和 urban时间序列为非平稳序列，经过二阶差分后平稳，协整关系检验结果表明城市化与二氧化碳排放量之间存在长期稳定的均衡关系，同时Granger因果关系的检验结果表明二期滞后时，城市化是二氧化碳排放量的影响因素，但后者不是前者的原因，说明不同于发达的工业化国家，中国的城市化发展与二氧化碳排放量之间，不具有理论上的双向因果关系。
2.二期滞后具有因果关系说明城市化的发展对于含碳能源消费发生二氧化碳排放量具有明显的滞后性，二期之后才有所体现。理论上来讲，一个国家的城市化水平是由经济发展水平决定的，城市化水平提高伴随着含碳能源消费的相应增长，但从分析的结果看，必须注意的是城市化的加快并不意味着城市化的发展已经达到与经济发展或工业化相同步的水平，城市化与工业化的关系尚未进入同步协调的发展状态。其原因一方面是改革开放以来，随着农村改革、城市发展、以户籍制度为主的城乡隔离制度障碍的逐步消除，农村剩余的劳动力向城市转移，在第三产业发展还相对滞后的情况下，主要吸收农村剩余劳动力的城市工业生产是以大量消耗能源为特征的，特别是对煤炭、石油和天然气的消耗增长迅速，这种粗放型的经济增长是不可持续的。人们在开发利用自然资源的同时，排出相当数量的废物，二氧化碳排放量的增加导致了环境的污染。另一方面，中国城市化的发展并非全部由工业发展所决定，而是由政治、经济等综合因素决定的，这些因素包括人口增长速度、替代能源的开发前景和世界各国能源政策等。也恰恰是这些因素导致了滞后现象的存在。20世纪90年代，我国行政建制的改革使得一大批小城镇人口迅速转变为城市人口。其实质意义在于顺应了隐性城市化发展的客观趋势，实现了隐性城市化的显性化转变。正是这些非经济因素使20世纪90年代中国的城市化水平有了较大程度的提高。
3.工业化与城市化还处于调整时期，并未进入稳定期，一些环境规制、新技术的采用往往会使二氧化碳排放量减少，使城市化与二氧化碳排放量的增长不同步。
处理好城市化与含碳能源消费发生的二氧化碳排放量之间的关系既符合我国当前节能减排的要求也是促进经济、社会协调发展的必由之路。2009年中国中央政府公布的碳减排目标——2020年中国单位GDP二氧化碳排放比2005年下降40％～45％，作为约束型指标已纳入国民经济和社会发展中长期规划。未来减排任务将使资源环境成为影响经济发展的一个生产要素。因此需要尽快改变粗放的经济增长方式，在维持能源供给量适度增长的同时，减少含碳能源的使用，提高能源的使用效率，加强可更新能源的使用，努力控制温室气体排放。
注释：
① 典型的生产函数如柯布—道格拉斯生产函数、CES生产函数（替代弹性不变的生产函数）都没有将自然资源与环境作为一种生产要素考虑。
② 简化的模型告诉我们一个变量间的净影响，可以使我们摆脱收集一些不易获得和准确性值得怀疑的数据，如污染规制和技术状态等。有些研究是人均国民生产总值与二氧化碳成二次曲线关系，这里不一定采用这种方式，选取线性关系意味着我们只是探索人口对于二氧化碳排放量更为直接的关系。
标签：城市化水平论文; 二氧化碳排放量论文; 协整检验论文; 协整关系论文; 能源消费论文; 中国资源论文; 城市中国论文; 经济增长论文; 经济论文;