城市化进程与碳排放关系的实证探讨

　中国作为世界上最大的发展中国家在经济高速增长的同时温室气体排放也日益增大。本研究以中国城市化率与碳排放量之间的关系为研究对象，利用1978—2009年间的统计数据，通过协整分析与格兰杰因果检验对全国城市化水平与碳排放量进行定量观察，并通过必要的数据与模型展开定量分析并提出相应的政策建议。
　　一、中国城市化与碳排放现状
　　（一）城市化水平
　　城市化水平的测度按照不同标准一般分为人口比重法、系数调整法、农村城镇化指标法、城镇土地利用指标法和现代城市化指标法，但目前所普遍采用城市人口占总人口比重来衡量。本文研究考虑到数据获得的便利性及与其他研究有所对比，仍选用城市人口比重法衡量城市化率。我国城市化水平从新中国1949年建国的10.64%到1978年的17.92%经历了漫长的30年，而从1978年到2009年的30年间城市化率从17.92%提高到了46.59%，城市化速度明显提高。结合图1中所呈现的曲线可以看出，改革开放后中国的城市化进入快速上升的阶段。
　　（二）碳排放量
　　本文通过公式 对碳排放量进行测算。Ni=E×Fi。C为碳排放总量，Ni为第i类能源消费总量，E为能源消费总量，Fi为第i类能源消费量占总消费量比重。δi代表第i类能源的碳排放系数。碳排放系数根据《IPCC国家温室气体清单指南》中能源部分所提供的基准方法由δ=C×CEF×COR×CCF计算所得。其中δ 代表碳排放系数，C代表低位发热量，CEF代表碳排放因子，COR代表碳氧化率，CCF代表碳转换系数。
　　为了统一计量单位，将能量单位转换为标准煤并按照《IPCC国家温室气体清单指南》中标注的碳排放系数计算我国1978-2009年的碳排放量。根据所得碳排放量数据绘制1978-2009年中国城市化率与碳排放总量的关系图如下。由图可见，我国城市化率与碳排放总量依年份逐年递增，且城市化率与碳排放总量变化方向一致。在2002年以后，碳排放总量增长速度激增，明显快于城市化速度。说明城市化与碳排放之间存在相关关系。
　　图1 1978-2009年中国城市化率与碳排放总量
　　二、中国1978-2009年城市化水平与碳排放总量关系的定量分析
　　（一）研究方法与数据处理
　　本研究根据中国1978-2009年间城市化与碳排放总量的变化情况，使用协整分析和Granger因果检验法对二者之间的相互关系和相互影响进行定量分析。所有数据来自《中国统计年鉴2009》。为了尽量避免政策等因素干扰使数据发生突变，故选取1978年以后的数据作为样本数据。本文研究变量符号如下：UR代表城市化率，CE代表碳排放总量，为了消除原始数据可能存在的异方差，对城市化水平和碳排放总量数据均做对数化处理，分别记作lnUR和lnCE。
　　（二）单位根检验及协整性检验
　　在设定模型形式和对模型估计之前对lnCE和lnUR数据序列机器差分序列进行平稳性检验，其差分序列分别记为△lnCE和△lnUR。二阶差分序列记为△2lnC和△2lnUR。考虑到碳排放量与当年消耗能源有关，且能源消耗依照消费习惯存在一定滞后效应，而城市化率指标仅表示当年城市人口占总人口数量，故本研究认为在进行单位根检验时对碳排放指标按照SC原则最大滞后期定义为1期，对城市化率指标则滞后影响，在进行单位根检验时按照SC原则选择滞后期数为0期。同时，由图1趋势图可以认为在进行单位根检验时需要考虑截距项和时间趋势，但在进行对数化处理以后对数据进行了平滑性处理，因此在选择是否选择带截距项或者趋势项进行检验时选择不带截距项和趋势项。ADF单位根检验结果如表1显示：lnUR与lnCE的P很大且自身值都大于临界值，因此接受原假设，即存在单位根，说明该时间序列不平稳。对lnCE进行一阶差分后再进行ADF检验，其值仍大于所有临界值，但P值显示仅有18.97%的概率接受原假设，该序列仍存在单位根。一阶差分后△lnUR仅在10%的水平上通过检验，拒绝原假设。因此需要对lnCE和lnUR进行二阶差分，再进行ADF检验。检验结果得出结论，所有变量均在1%的显著水平下满足二阶平稳，利用PP检验得出同样结论，所有变量符合I（2），满足构造协整方程的条件。
　　以lnCE为被解释变量lnUR为解释变量建立一元线性回归模型，并对残差进行单位根检验，其结果如表2所示。
　　表1 lnCE与lnUR序列单位根AFD检验结果
　　表2 残差单位根检验结果
　　表2显示的检验结果表明，残差序列t=-5.590769在所有的显著水平上平稳的，可以认为碳排放总量与城市化水平存在长期稳定的“均衡”关系。利用OLS得到如下估计模型：LnCE=5.56+1.691nUR
　　t=（26.20） （27.08）
　　R2=0.961 R2=0.959 DW=0.222 F=733.199
　　根据显示结果，解释变量lnUR通过了T检验，并且拟合优度较好。但值得注意的是DW值很小。对于样本容量为32，k=1，在5%的显著水平下查DW统计量表可知，dL=1.373，du=1.502，显然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
　　修正后的模型显示，回归方程可绝系数与修正的可绝系数都很高，回归系数均符合经济意义且显著。DW=2.206已落入拒绝方程存在自相关的区域。模型表明城市化水平与碳排放呈正相关关系，且存在城市化率每上升1%，碳排放总量就上升1.61%的水平增加。同时说明碳排放总量除了受到当期城市化率的影响以外，也受到前两期城市化率因素的影响。

　（三）Granger因果检验
　　协整检验表明变量之间存在长期均衡关系，但尚不能确认变量之间是否具有因果关系，仍需要进一步进行检验。利用Granger因果检验对碳排放总量与城市化率进行因果检验，分别选取滞后期为1至4。结果如下：
　　表3 碳排放量与城市化率的Granger因果检验表
　　检验结果显示，原假设“lnUR不是lnCE的格兰杰原因”通过了F检验，三期滞后所得P值均小于0.05的显著水平，即认为城市化是引起碳排放的格兰杰原因。
　　三、结论与政策建议
　　（一）结论
　　1.分析结果表明，在长期，城市化率与碳排放之间存在均衡关系，且城市化水平变化引起碳排放量的变化。通过模拟的变量模型可以看出，当城市化水平每增加1%，碳排放量以高于1%的1.6%增加，这印证了图1所显示的自2002年以后，碳排放量增加速度超过城市化率的增长速度。
　　2.在长期，如果继续将高城市化率作为中国现代化标志，“大跃进”式地进行城市化运动，相对于城市化率而倍增的碳排放将造成我国碳排放总量随城市化率的逐年提高而急剧增加，有悖于我国目前大力倡导的建设低碳城市的目标，阻碍可持续发展战略的实施和实现真正的现代化。
　　3.碳排放量除了受到当期城市化率水平的影响，还受到来自前期城市化率水平的累积影响。即前期城市化率水平体现了城市化进程，而城市化进程的加快势必引起能源消耗的增加，而就目前中国以煤炭为主要能源结构的情况来看，能源消耗的增加又与碳排放密切相关，因此前期城市化率对当期碳排放量水平的影响通过能源消耗的惯性体现出来。
　　（二）主要政策建议
　　1.理性对待城市化及城市化水平。发达国家的高城市化率源于长达百年的积累，若盲目以其为标准“大跃进”式地提高我国的城市化率，在没有雄厚经济基础和先进技术的条件下可能在世界环境保护问题上陷于被动局面。因此将城市化率作为重要参考指标，在充分发挥中国资源优势，将经济软实力上升到一定水平之后，在能源利用效率、环境治理水平都有显著提升以后再谈城市化水平向发达国家看齐。
　　2.充分考虑国情，合理做出碳减排承诺。中国的能源消费结构与传统能源利用效率短期内难以提高。考虑到中国近14亿人口的生活耗能实际和中国在经济发展过程中遇到的实际困难，在承担起大国环境道德责任前提下中国不应不轻易承诺放弃自己发展的权利。
　　3.改变能源结构，开发新能源。在实际的城市化建设过程中，试图改变以煤炭为主要能源的能源结构，开拓新能源渠道。将生物能、风能、潮汐能等新兴清洁能源作为今后主要实用能源的努力方向。同时充分利用现有技术、积极创新，提高传统能源利用效率，使单位能源使用强度得到提高。降低单位GDP和单位城市化率的碳排放水平。并通过开发低碳技术与过引进国外先进技术构造低碳生活系统，使人与城市，城市与环境良性互动，最终使经济发展方式、社会发展方式实现从高碳到低碳的转变。
　　（作者单位：西南财经大学西部经济研究中心）