中國(guó)城市化發(fā)展階段與CO2排放的關(guān)系研究

肖周燕

(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)人口經(jīng)濟(jì)研究所，北京100070)

中國(guó)城市化發(fā)展階段與CO2排放的關(guān)系研究

肖周燕

(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)人口經(jīng)濟(jì)研究所，北京100070)

目前節(jié)能減排已經(jīng)成為中國(guó)“十二五”規(guī)劃面臨的主要任務(wù)之一，相關(guān)部門(mén)在進(jìn)行決策時(shí)不能不考慮城市發(fā)展水平與CO2排放的關(guān)系。通過(guò)協(xié)整理論及修正誤差模型分析結(jié)果表明，由于中國(guó)經(jīng)歷著經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌和社會(huì)轉(zhuǎn)型，雖然1949－2007年城市化與CO2排放并不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但改革開(kāi)放前后城市化和CO2排放量都呈現(xiàn)出長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即CO2排放隨著城市化水平的提高而不斷提高，且改革開(kāi)放前后城市化水平對(duì)CO2排放影響存在差異。另外，盡管從短期來(lái)看，CO2排放不受當(dāng)年城市化變動(dòng)的影響，但從長(zhǎng)期來(lái)看，不論改革開(kāi)放前還是改革開(kāi)放以后，城市化與CO2排放之間具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。城市化對(duì)CO2排放的影響存在一定的滯后性。因此，相關(guān)政府部門(mén)在進(jìn)行決算時(shí)不能脫離城市化發(fā)展階段，即要考慮短期影響，更要在戰(zhàn)略高度進(jìn)行長(zhǎng)期規(guī)劃，可通過(guò)把握城市化的進(jìn)程來(lái)控制CO2排放增長(zhǎng)的速度。

城市化;CO2排放;改革開(kāi)放

全球氣候變化可能是人類面臨的最大挑戰(zhàn)，而氣溫升高的原因在于溫室氣體排放量的增加，尤其是CO2排放的增加。為此，為應(yīng)對(duì)全球氣候變化，大多國(guó)家做出減少CO2排放的承諾。中國(guó)作為全球最大的CO2排放國(guó)，明顯受到了國(guó)際減排壓力。溫室氣體減排成為了中國(guó)“十二五”需要面對(duì)的最重要的問(wèn)題之一。然而，在面臨減排壓力的同時(shí)，中國(guó)正在經(jīng)歷著快速城市化的過(guò)程，城市化過(guò)程的推進(jìn)不僅意味著大量人口流向一個(gè)狹小的區(qū)域，同時(shí)意味著大規(guī)模城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)需求的增長(zhǎng)，溫室氣體排放無(wú)疑持續(xù)增加。城市人口、建筑、交通、工業(yè)、物流的集中地，同時(shí)也是高能耗、高排放的集中地，是溫室氣體的主要排放源。據(jù)統(tǒng)計(jì)，全球大城市消耗的能源占全球的75%，溫室氣體的排放量占80%。城市已成為了CO2最大的排放者。不少學(xué)者開(kāi)始關(guān)注城市化過(guò)程中的溫室氣體排放相關(guān)問(wèn)題。蔡昉等指出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段變化產(chǎn)生了改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和改善環(huán)境指標(biāo)的要求，政府可更有針對(duì)性和更有效地實(shí)施減排［1］。王峰等探討了1995－2007年中國(guó)CO2排放量的驅(qū)動(dòng)因素［2］。從現(xiàn)有的研究來(lái)看，關(guān)于溫室氣體排放的研究更多側(cè)重在人類經(jīng)濟(jì)和社會(huì)活動(dòng)同溫室氣體排放的關(guān)系上，利用IPAT以及由此發(fā)展出來(lái)的隨機(jī)STIRPAT模型以及Kaya等式和LMDI分解等方法分析，分解影響溫室氣體排放的影響因素，更多探討溫室氣體排放尤其是CO2排放，與人口、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、能源消費(fèi)、技術(shù)等因素的關(guān)系［3－8］。這些文獻(xiàn)存在的一個(gè)不足就是忽略了中國(guó)發(fā)展的階段性特征，即城市化進(jìn)程對(duì)CO2排放的影響。實(shí)際上城市化不同階段特征會(huì)對(duì)CO2排放產(chǎn)生重要影響。盡管孫慧宗等和何吉多利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法論證了中國(guó)城市化與CO2排放之間的互動(dòng)關(guān)系［9－10］，林伯強(qiáng)等在論證CO2排放影響因素時(shí)考慮了城市化因素［11］，但從新中國(guó)的建立到現(xiàn)在，中國(guó)經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和社會(huì)轉(zhuǎn)軌，城市化與CO2排放是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，實(shí)行的改革開(kāi)放對(duì)二者關(guān)系帶來(lái)了何種影響，這都是值得思考的?？梢哉f(shuō)，中國(guó)的節(jié)能減排策略不能不考慮城市化的發(fā)展階段。為回答上述問(wèn)題，我們?cè)噲D對(duì)建國(guó)以來(lái)中國(guó)城市化與CO2排放之間的相互作用機(jī)制，以及改革開(kāi)放前后二者關(guān)系進(jìn)行剖析，以期為在城市化發(fā)展過(guò)程中，如何應(yīng)對(duì)環(huán)境污染和氣候變化提供參考。

1 研究方法及數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

回歸分析方法通常被用來(lái)研究變量間的相互關(guān)系，但應(yīng)用傳統(tǒng)回歸分析方法進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)存在一個(gè)重要前提條件，即所探討的相關(guān)變量必須具備平穩(wěn)的特性，否則容易產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。近年來(lái)所發(fā)展的協(xié)整理論以及在此基礎(chǔ)上建立的誤差修正模型較好地克服了這一問(wèn)題。因此，本文依據(jù)協(xié)整理論對(duì)中國(guó)城市化水平和CO2排放量的平穩(wěn)性和協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn)，并進(jìn)一步通過(guò)Engle-Granger提出的“兩步法”建立城市化對(duì)中國(guó)CO2排放影響的誤差修正模型，以此來(lái)從整體上檢驗(yàn)城市化水平對(duì)中國(guó)CO2排放量所帶來(lái)的影響，以及改革開(kāi)放前后城市化發(fā)展對(duì)中國(guó)CO2排放影響的差異。

關(guān)于城市化水平指標(biāo)的選擇。城市化的內(nèi)涵十分豐富，包括城市人口、城市規(guī)模、城市基礎(chǔ)設(shè)施、城市功能、城市質(zhì)量、城市文化等諸多方面。從不同角度出發(fā)可以有不同衡量標(biāo)準(zhǔn)，常見(jiàn)的衡量方法有綜合指標(biāo)法和單一指標(biāo)法。綜合各類指標(biāo)，本文仍選用“城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎亍保驗(yàn)檫@一指標(biāo)得到了廣泛認(rèn)可，且具有權(quán)威數(shù)據(jù)來(lái)源。由此，城市化水平可根據(jù)歷年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒計(jì)算而得。關(guān)于CO2排放量的數(shù)據(jù)，由于我國(guó)統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)沒(méi)有公布CO2排放數(shù)據(jù)，在文獻(xiàn)中一般的來(lái)源有以下四類:CO2信息分析中心(Carbon Dioxide Information Analysis Center，簡(jiǎn)稱CDIAC)公布的年度數(shù)據(jù);美國(guó)能源情報(bào)署(Energy Information Administration，簡(jiǎn)稱 EIA)公布的年度數(shù)據(jù);國(guó)際能源總署(International Energy Agency，簡(jiǎn)稱IEA)公布的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)僅有上世紀(jì)90年代后期以來(lái)的數(shù)據(jù);根據(jù)IPCC指導(dǎo)目錄和其他方法計(jì)算的數(shù)據(jù)。由于此處探討建國(guó)以來(lái)城市化與CO2排放的關(guān)系，深入剖析改革開(kāi)放前后二者關(guān)系的差異，考慮數(shù)據(jù)的完整性與可得性，選擇CDIAC公布的數(shù)據(jù)。為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)以及消除異方差的影響，對(duì)CO2排放量(CO2)和城市化指標(biāo)(URB)分別取自然對(duì)數(shù)并分別用LNCO2和LN URB表示，這種變換不會(huì)影響變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

2 中國(guó)城市化水平與CO2排放的基本態(tài)勢(shì)

中國(guó)的城市化與CO2排放之間表現(xiàn)出密切的相關(guān)性。從理論上來(lái)講，一國(guó)城市化水平是由經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定的。然而，中國(guó)城市化的發(fā)展并非全部由經(jīng)濟(jì)發(fā)展所決定，人口、政治等非經(jīng)濟(jì)因素同樣影響著中國(guó)的城市化發(fā)展。在改革開(kāi)放以前，中國(guó)推行重工業(yè)優(yōu)先的戰(zhàn)略，政府采取了統(tǒng)購(gòu)統(tǒng)銷政策，嚴(yán)格戶籍制度和人民公社體制。由于戶籍制度對(duì)農(nóng)村人口和勞動(dòng)力流動(dòng)的嚴(yán)格計(jì)劃控制，城市化水平在“文化大革命”前略有提高，但在整個(gè)“文化大革命”期間基本保持不變，到1978年只達(dá)到17．9%，比1952年僅高出大約5個(gè)百分點(diǎn)，近30年間平均增長(zhǎng)率不到0．2%。改革開(kāi)放以后，隨著發(fā)展戰(zhàn)略的調(diào)整和改革的深入，城市化水平不斷提高。1980－1989年，城市化水平從19．4%上升到26．2%，提高6．8個(gè)百分點(diǎn)。到90年代，城市化水平呈現(xiàn)出逐年上升趨勢(shì)。1990－1999年，城市化水平從26．4%上升到30．9%，提高4．5個(gè)百分點(diǎn)。2007年中國(guó)城市化水平達(dá)到44．9%。據(jù)預(yù)測(cè)，中國(guó)的城市化率在2030年達(dá)到65%。

與此同時(shí)，從新中國(guó)成立以后，CO2排放呈現(xiàn)出快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。CDIAC2007年的數(shù)據(jù)表明，改革開(kāi)放后中國(guó)能源消費(fèi)和CO2排放增長(zhǎng)迅速，雖然1996－1999年中國(guó)的能源消費(fèi)和CO2排放都逐年降低，但自2000年二者迅速反彈并快速增長(zhǎng)，2004年化石能源的CO2排放量13．8億t。1970－1996年CO2以每年5．3%的速度增長(zhǎng)，1996年化石能源消費(fèi)和水泥生產(chǎn)導(dǎo)致的CO2排放相對(duì)于1990年增加了39%?？傮w上，除1949－1970(大躍進(jìn)時(shí)期)CO2排放增長(zhǎng)平緩?fù)猓?970－2004年CO2排放量增長(zhǎng)速度較快，尤其是2002年以后，CO2排放量增長(zhǎng)尤為迅速。而且可以預(yù)見(jiàn)的是，隨著城市化進(jìn)程的加快，中國(guó)的CO2排放必然繼續(xù)增長(zhǎng)。

圖1顯示出中國(guó)城市化水平和CO2排放的綜合變化趨勢(shì)。從圖1可以看出，城市化的變化趨勢(shì)與CO2排放量大致一致，說(shuō)明兩者之間應(yīng)該存在很強(qiáng)的相關(guān)性。通過(guò)對(duì)城市化和CO2排放量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩者相關(guān)系數(shù)為0．928，且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，證明兩者之間確實(shí)存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，即城市化和CO2排放量之間可能存在相互作用。但需要指出的是，從新中國(guó)建立到現(xiàn)在，中國(guó)經(jīng)歷了巨大的變革，即由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌和由農(nóng)業(yè)社會(huì)向工業(yè)社會(huì)的轉(zhuǎn)型，城市化和CO2排放關(guān)系也隨著經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌和社會(huì)轉(zhuǎn)型也可能發(fā)生著改變。為此，我們以1978年實(shí)行改革開(kāi)放的時(shí)間為分界點(diǎn)，分別剖析改革開(kāi)放前后城市化和CO2排放之間的關(guān)系。根據(jù)相關(guān)性分析，在改革開(kāi)放前的1949－1978年間城市和CO2排放量相關(guān)系數(shù)為0．889，為高度相關(guān)，且通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn)。在改革開(kāi)放后的1979－2007年間，二者相關(guān)系數(shù)更達(dá)到為0．973，通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn)。表明城市化與CO2的相關(guān)性明顯高于改革開(kāi)放前。這在一定程度上說(shuō)明改革開(kāi)放前后，城市化和CO2排放量之間的關(guān)系可能存在不同的作用方式和類型。為客觀把握二者關(guān)系，故將其分為1949－2007年、1949－1978年及1978－2007年三個(gè)時(shí)期，運(yùn)用協(xié)整分析和修正誤差模型對(duì)城市化和CO2排放量在不同階段的關(guān)系作具體分析。

圖1 1949－2007中國(guó)城市化水平與CO2排放趨勢(shì)圖Fig．1 Trend of the urbanization and Carbon dioxide emissions for China，1949－2007

3 中國(guó)城市化發(fā)展與CO2排放關(guān)系的實(shí)證

根據(jù)現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，協(xié)整分析的前提為所分析的變量必須是平穩(wěn)序列，否則會(huì)因?yàn)槌霈F(xiàn)“虛假回歸”問(wèn)題而導(dǎo)致計(jì)量結(jié)果的可信性大大降低。因此，在進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先要對(duì)所選變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性及單整階數(shù)，判斷是否存在協(xié)整關(guān)系。如果協(xié)整關(guān)系存在，則表明中國(guó)城市化水平與CO2排放之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。隨后即可以通過(guò)建立誤差修正模型，分析城市化水平與CO2排放之間的短期波動(dòng)關(guān)系，即短期調(diào)整關(guān)系。

3．1 對(duì)LN URB、LNCO2序列做ADF單位根檢驗(yàn)

本研究力圖研究中國(guó)城市化水平與CO2排放之間的關(guān)系，同時(shí)試圖探討改革開(kāi)放前后城市化水平與CO2排放之間可能存在的不同作用方式。為此，我們先檢驗(yàn)1949－2007年期間數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，再以1978年作為分界點(diǎn)，分別驗(yàn)證1949－1978年間、1979－2007年間數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，從而判斷城市化水平和CO2排放量之間在不同時(shí)間段是否存在的不同的作用模式和機(jī)制。

對(duì)LNCO2和LN URB單位根檢驗(yàn)。通過(guò)繪制LNCO2和LN URB圖形可以看出，1949－2007年LNCO2序列明顯含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。且LN URB序列同樣明顯含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，但其一階差分序列含有截距項(xiàng)但不含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng);1949－1978年LNCO2序列含有明顯的截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，其一階差分只含有截距項(xiàng)不含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。LN URB序列只含有截距項(xiàng)不含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，其一階差分明顯不含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng);1979－2007年LNCO2和LN URB序列明顯含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，LNCO2一階差分序列含有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)但不含有截距項(xiàng)，LN URB一階差分只含有截距項(xiàng)不含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。因此，對(duì)于這兩個(gè)序列，運(yùn)用ADF檢驗(yàn)，1949－2007年采用帶截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、帶截距項(xiàng)但不帶時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的回歸模型檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。1949－1978年采用帶截距項(xiàng)但不帶時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的回歸模型檢驗(yàn)序列是否平穩(wěn)。1979－2007年采用帶截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、帶截距項(xiàng)但不帶時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的回歸模型來(lái)檢驗(yàn)相應(yīng)序列是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，1949－1978年和1979－2007年LNCO2和LN URB序列均沒(méi)有拒絕有單位根的假設(shè)，說(shuō)明兩時(shí)間序列在改革開(kāi)放前后均為非平穩(wěn)序列。但將這兩個(gè)變量經(jīng)過(guò)一階差分后，發(fā)現(xiàn)在顯著性水平5%的條件下，均能通過(guò)檢驗(yàn)，表明差分變量是平穩(wěn)的，兩個(gè)變量是一階單整的，即為I(1)。此外，從表1還可以看出，從新中國(guó)的建立到現(xiàn)在，在5%的顯著性水平下，LNCO2序列拒絕存在單位根的假設(shè)，說(shuō)明LNCO2原序列有較好的平穩(wěn)性，為零階單整，即為I(0)。而LN URB檢驗(yàn)結(jié)果顯示，1949－2007年LN URB原序列存在單位根，表明該序列不平穩(wěn)，但一階差分以后LN URB序列變得平穩(wěn)，說(shuō)明該變量是一階單整，即為I(1)。通過(guò)以上分析表明，1949－1978年和1979－2007年 LNCO2和 LN URB序列都是一階單整序列，即二者單整階數(shù)相同，因此，可以初步判定在1949－1978年和1979－2007年中國(guó)城市化水平和CO2排放之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。但由于1949－2007年LNCO2和LN URB不具有相同的單整階數(shù)，因此，1949－2007年LNCO2和LN URB二者并不具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

3．2 城市化水平和CO2排放之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系分析:協(xié)整檢驗(yàn)

前面分析表明，1949－1978年和1979－2007年兩時(shí)間段的LNCO2和LN URB由于單整階數(shù)相同，則可能具有協(xié)整關(guān)系。為確定進(jìn)一步確定1949－1978年和1979－2007年間LNCO2和LN URB是否具有長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，采用兩步檢驗(yàn)法(E－G兩步法)進(jìn)行檢驗(yàn)。通常關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)主要有兩種方法:一是Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗(yàn)的EG兩步法;二是Johansen與Juselius于1990年提出的基于向量自回歸模型的多重協(xié)整檢驗(yàn)方法，通常稱之為JJ檢驗(yàn)，主要用來(lái)進(jìn)行多變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)過(guò)程。由于本文分析的是城市化水平與CO2排放量?jī)勺兞块g的關(guān)系，故采用第一種方法。

表1 中國(guó)城市化水平與CO2排放量的ADF檢驗(yàn)Tab．1 ADF test results of the urbanization and carbon dioxide emissions

用最小二乘法(OLS)方法進(jìn)行協(xié)整回歸，得到協(xié)整方程(長(zhǎng)期均衡方程):

在1949－1978年期間，LNCO2和LN URB的線性回歸方程為:

在1949－1978年和1979－2007年期間的回歸方程中，除1949－1978年期間的回歸方程常數(shù)項(xiàng)沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)外，各參數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明1949－1978年和1979－2007年期間城市化水平的變動(dòng)引起了CO2排放量的變化，且1979－2007年方程的解釋力度達(dá)到了93．5%，高于改革開(kāi)放前的解釋力度。但需要注意的是，1949－1978年和1979－2007年期間兩回歸方程的DW值太小，方程(1)DW 值等于0．252，方程(2)DW 值等于0．274，說(shuō)明兩時(shí)段的方程都存在較為嚴(yán)重的一階自相關(guān)現(xiàn)象。如果仍然利用方程(1)和方程(2)進(jìn)行回歸分析，將會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)值雖然是無(wú)偏的，但不是有效的，顯著性檢驗(yàn)失敗等。因此，為了消除自相關(guān)性，考慮加入適當(dāng)?shù)淖曰貧w過(guò)程，得修正后的模型。

當(dāng)方程加入滯后項(xiàng)后，DW檢驗(yàn)自相關(guān)現(xiàn)象失效，需要進(jìn)行拉格朗日檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)方程的LM值。根據(jù)方程(3)和方程(4)的LM值，發(fā)現(xiàn)兩方程都通過(guò)拉格朗日檢驗(yàn)，說(shuō)明兩時(shí)段模型的自相關(guān)性得以消除。修正模型(3)和模型(4)的擬合優(yōu)度令人滿意，變量參數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，回歸方程的統(tǒng)計(jì)性良好。從1949－1978年和1979－2007年期間的修正回歸模型表明，改革開(kāi)放前后，中國(guó)城市化水平對(duì)CO2排放有正向的促進(jìn)作用。改革開(kāi)放以前，城市化水平每增加1%，CO2排放增加1．768%。改革開(kāi)放以后，城市化水平每增加1%，CO2排放量增加1．559%。說(shuō)明城市化和CO2排放存在著密切關(guān)系，即有一個(gè)推動(dòng)作用，改革開(kāi)放前城市化對(duì)CO2排放的推動(dòng)作用大于改革開(kāi)放以后。

其次，檢驗(yàn)1949－1978年和1979－2007年期間協(xié)整方程殘差序列{et}的單整性。如果殘差序列{et}為單整序列，則時(shí)間序列LNCO2和LN URB之間存在協(xié)整關(guān)系。反之，不具有協(xié)整關(guān)系。為此，對(duì)兩時(shí)段協(xié)整方程的殘差序列{et}進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。

1949－1978年期間協(xié)整方程的殘差序列單位根檢驗(yàn)，當(dāng)滯后階數(shù)為0，不含常數(shù)項(xiàng)和截距項(xiàng)的模型最適合ADF檢驗(yàn)。1979－2007年間當(dāng)滯后階數(shù)為1，不含常數(shù)項(xiàng)和截距項(xiàng)的模型同樣最適合ADF檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表2)。

從殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出1949－1978年1979－2007年ADF值絕對(duì)值都大于顯著性水平為5%的臨界值絕對(duì)值，說(shuō)明在0．05顯著水平下，可以拒絕存在單位根的原假設(shè)，即認(rèn)為殘差序列{et}是平穩(wěn)序列，表明1949－1978年和1979－2007年期間城市化水平和CO2排放量之間具有協(xié)整關(guān)系。換句話說(shuō)，在1949－1978年和1979－2007年期間LNCO2和LN URB存在著平穩(wěn)線性組合，即改革開(kāi)放前后中國(guó)城市化水平和CO2排放之間都存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2 殘差的單位根檢驗(yàn)Tab．2 Residual test results for unit Roots

3．3 城市化水平和CO2排放之間的短期波動(dòng)關(guān)系:誤差修正模型

LNCO2和LN URB的協(xié)整關(guān)系僅僅是一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，還要了解城市化水平與CO2排放之間的短期波動(dòng)關(guān)系，即短期調(diào)整關(guān)系。根據(jù)Granger定理，如果兩個(gè)變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，那么一定可以用誤差修正模型來(lái)表示。誤差修正模型是一個(gè)短期波動(dòng)模型，說(shuō)明的是如果變量之間存在著長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，這種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系是在短期波動(dòng)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以實(shí)現(xiàn)的。既然1949－1978年和1979－2007年期間中國(guó)城市化水平和CO2排放之間存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立1949－1978年和1979－2007年的誤差修正模型。

1949－1978年期間誤差修正模型的建立。根據(jù)協(xié)整方程，令 ecm=LNCO2+1．489 －4．739 ×LN URB。其中，ecm為均衡誤差，反映的是在城市化的短期波動(dòng)中偏離長(zhǎng)期均衡的程度。

以上檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在顯著性水平為5%下，方程(5)和方程(6)的殘差序列都不存在序列自相關(guān)，所估計(jì)的方程有效，1949－1978年和1979－2007年期間所建立誤差修正模型中的實(shí)際值、擬合值和殘差序列見(jiàn)圖2和圖3。從圖2和圖3可以看出，改革開(kāi)放后誤差修正模型擬合效果好于改革開(kāi)放前。這在一定程度上說(shuō)明，在改革開(kāi)放前除了城市化影響對(duì)CO2排放產(chǎn)生影響以外，其他因素對(duì)CO2排放的影響占有很大的比例，城市化水平對(duì)CO2排放量的影響能解釋20%左右。而改革開(kāi)放以后城市化對(duì)CO2排放的影響程度顯著提高，城市化水平對(duì)CO2排放量的影響解釋能力在60%以上。其實(shí)，這在某種意義上反映出城市化對(duì)CO2排放的影響總是通過(guò)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)來(lái)反映的。改革開(kāi)放前由于中國(guó)當(dāng)時(shí)受政治因素的影響，城市化的水平并不能表現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此，城市化對(duì)CO2排放的解釋能力低。但改革開(kāi)放以后，城市化水平在某種程度上代表了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因而對(duì)CO2的解釋能力增強(qiáng)。這也能與前面所指出的改革開(kāi)放前城市化與CO2排放水平的相關(guān)性明顯低于改革開(kāi)放以后相呼應(yīng)，且在一定程度上解釋了從長(zhǎng)期來(lái)看，城市化水平在改革開(kāi)放前后對(duì)CO2排放影響的差異。

圖2 1949－1978年△LNCO2的實(shí)際值、擬合值和殘差序列圖Fig．2 Sequence diagram of the actual value，the fitted value and the residuals value，1949－1978

圖3 1979－2007年△LNCO2的實(shí)際值、擬合值和殘差序列圖Fig．3 Sequence diagram of the actual value，the fitted value and the residuals value，1979－2007

通常來(lái)說(shuō)，CO2排放量的波動(dòng)可以分為兩個(gè)部分:一部分是短期城市化波動(dòng)的影響，另一部分是偏離長(zhǎng)期均衡的影響。從以上的誤差修正模型中可以看出，1949－1978年所建立的修正誤差模型(方程5所示)由于常數(shù)項(xiàng)和△LN URBt沒(méi)有通過(guò)5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明從建國(guó)到改革開(kāi)放這期間中國(guó)的城市化水平和CO2排放之間不存在短期動(dòng)態(tài)影響，城市化的短期波動(dòng)不能反映CO2排放量的波動(dòng)。這一期間的誤差修正項(xiàng)系數(shù)通過(guò)檢驗(yàn)且小于零，符合負(fù)反饋修正機(jī)制，體現(xiàn)出了長(zhǎng)期非均衡誤差對(duì)CO2排放的控制，但從誤差修正項(xiàng)的系數(shù)值來(lái)看，這種調(diào)節(jié)力度較小。

改革開(kāi)放以后，我國(guó)城市化水平與CO2排放量之間的關(guān)系顯得更為復(fù)雜，方程(6)顯示，除△LN URBt沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)外，其他各參數(shù)都通過(guò)了檢驗(yàn)。由于△LN URBt沒(méi)有通檢驗(yàn)，說(shuō)明改革開(kāi)放以后我國(guó)城市化水平和CO2排放之間同樣不存在短期動(dòng)態(tài)影響，城市化水平的短期波動(dòng)并不能反映CO2排放量的波動(dòng)。從誤差修正系數(shù)的估計(jì)值來(lái)看，系數(shù)小于零，符合負(fù)反饋修正機(jī)制，說(shuō)明當(dāng)CO2排放量的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，模型將以0．324的調(diào)整速度把非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。也就是說(shuō)，在短期內(nèi)CO2排放和城市水平之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)前CO2排放量偏離均衡水平的調(diào)整力度較大，說(shuō)明城市化是導(dǎo)致CO2排放不斷增加的重要因素之一。

此外，值得注意的是，滯后期的城市化水平對(duì)CO2排放量的增長(zhǎng)彈性為負(fù)值，這是一個(gè)令人詫異的結(jié)果，負(fù)彈性意味著城市水平的提高對(duì)于CO2排放的影響是負(fù)值，它和我們的常識(shí)相矛盾。我們認(rèn)為，造成這一統(tǒng)計(jì)結(jié)果是可以解釋的:一方面由于城市化對(duì)CO2排放影響的解釋力為60%左右，說(shuō)明還有其他因素影響著CO2的排放，如經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。滯后期的增長(zhǎng)彈性為負(fù)值表明城市化水平的提高所產(chǎn)生的CO2排放量的增加不及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的CO2排放的增加。這在一定程度上說(shuō)明我國(guó)城市化的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不是同步的，城市化對(duì)CO2排放的影響存在著一定的滯后性;另一方面，一旦碳排放達(dá)到一定的限量，會(huì)引起社會(huì)和政府的高度關(guān)注，繼而對(duì)CO2排放實(shí)施有效的環(huán)境規(guī)制，阻止CO2排放的持續(xù)快速增長(zhǎng)。目前，“十二五”規(guī)劃中都提到了采取一系列措施達(dá)到節(jié)能減排的目的就是一個(gè)例證。

4 結(jié)論與思考

本文運(yùn)用協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和修正誤差模型對(duì)中國(guó)1949－2007年城市化與CO2排放增長(zhǎng)的相互關(guān)系進(jìn)行了分析，并以實(shí)行改革開(kāi)放的時(shí)間為分界點(diǎn)，探討了改革開(kāi)放前后城市化與CO2排放之間的不同關(guān)系和作用機(jī)制，主要結(jié)論如下:

(1)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，從新中國(guó)成立到2007年中國(guó)的城市化水平和CO2排放之間并不呈現(xiàn)出長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。這可能與實(shí)現(xiàn)改革開(kāi)放政策，中國(guó)經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌和社會(huì)轉(zhuǎn)型，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和社會(huì)發(fā)展與改革開(kāi)放前后差距較大不無(wú)關(guān)系。因此，我們以1978年為界限，分析改革開(kāi)放前后城市化與CO2排放之間是否存在不同的關(guān)系和作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，改革開(kāi)放前后城市化水平和CO2排放量都呈現(xiàn)出長(zhǎng)期的穩(wěn)定的比例關(guān)系，即CO2排放隨著城市化水平的提高而不斷提高。但需要注意的是，改革開(kāi)放前后城市化對(duì)CO2排放的影響是存在差異的。改革開(kāi)放以后城市化對(duì)CO2排放的影響小于改革開(kāi)放前，究其原因在于改革開(kāi)放前后影響城市化因素不同，改革開(kāi)放前城市化水平除了受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響外，還受政治等因素的影響，城市化的發(fā)展反映出除經(jīng)濟(jì)因素影響外的其他因素，而改革開(kāi)放以后，城市化更多反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此其對(duì)CO2排放的影響表現(xiàn)出改革開(kāi)放前的影響大于改革開(kāi)放以后。這一在一定程度上解釋了協(xié)整和誤差修正模型解釋力度上的差異。

(2)誤差修正模型分析顯示，改革開(kāi)放前后城市化的短期波動(dòng)對(duì)CO2排放并不存在影響，但誤差修正項(xiàng)對(duì)CO2排放短期波動(dòng)的具有一定的修正作用，改革開(kāi)放后的修正作用明顯大于改革開(kāi)放前。換句話說(shuō)，改革開(kāi)放以后城市化水平與CO2排放量的長(zhǎng)期均衡機(jī)制對(duì)CO2排放量的變化具有較強(qiáng)的制約作用，且明顯大于改革開(kāi)放前。不僅如此，從長(zhǎng)期來(lái)看，不管是改革開(kāi)放前還是改革開(kāi)放以后，CO2排放會(huì)伴隨著短期城市化水平的提升而增長(zhǎng)。另外，誤差修正模型顯示，滯后期的城市化水平對(duì)CO2排放量的增長(zhǎng)彈性為負(fù)值不僅說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的CO2排放增長(zhǎng)可能高于城市化所帶來(lái)的CO2排放增長(zhǎng)，而且說(shuō)明政府以及公眾對(duì)環(huán)保問(wèn)題的重視，環(huán)境意識(shí)的增強(qiáng)，由此采取的政策措施有利于CO2排放量增長(zhǎng)的步伐逐步放緩。

(3)面對(duì)目前我國(guó)仍在快速城市化的發(fā)展階段，城市化對(duì)CO2排放的沖擊是明顯的。盡管從短期來(lái)看，CO2排放并不受當(dāng)年城市化變動(dòng)的影響，但從長(zhǎng)期來(lái)看，不管是改革開(kāi)放前還是改革開(kāi)放以后，城市化與CO2排放之間是具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系的。城市化對(duì)CO2排放的影響存在的一定的滯后性。因此，相關(guān)政府部門(mén)在進(jìn)行決策時(shí)不能脫離城市化發(fā)展階段，即要考慮短期影響，更要在戰(zhàn)略高度進(jìn)行長(zhǎng)期規(guī)劃，可以通過(guò)把握城市化的進(jìn)程來(lái)控制CO2排放增長(zhǎng)的速度。

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Study on the Relationship Between Urbanization and Carbon Dioxide Em issions in China

XIAO Zhou-yan
(Institute of Population and Economics，Capital University of Economics and Business，Beijing 100070，China)

Energy conservation and emissions reduction has become one of themain tasks in carrying out the Twelfth Five Year Plan currently，The relationship between urbanization and carbon dioxide emissions has to be concerned when the government designs and makes the relative policies．We find out that there is no long-run equilibrium relationship between urbanization and carbon dioxide emissions during 1949 －2007 based on the analysis using the co-integration theory and Error-correction Model，since China has taken profound changes in both society and economy．However，there are long-run and stable equilibrium relationships between them around the years of the reform and opening-up．i．e．，the amount of carbon dioxide emissions has been raised consistently with the increase of the level of urbanization．And the relationship between them around the years of reform and opening-up has significant difference．In addition，although in the short term the urbanization of the year doesn’t affect carbon dioxide emissions，in the long term there are long-run equilibrium relationships between urbanization and carbon dioxide emissions around the years of the reform and opening-up．And the effect of urbanization on carbon dioxide emissions is lagging．Therefore，the relative governments design and make polices based on the stage of urbanization．The governments should concern the short-run effectaswell as the long-run effectof urbanization on carbon dioxide emissions．And the governmentmay control the carbon dioxide emissions through controlling the process of urbanization．

urbanization:carbon dioxide emissions:reform and opening-up

N94

A

1002－2104(2011)12－0139－07

10．3969/j．issn．1002－2104．2011．12．024

2011－07－14

肖周燕，博士，副教授，主要研究方向?yàn)槿丝谫Y源與環(huán)境。

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(編號(hào):10crk002)。

(編輯:于 杰)