深圳市土地利用碳排放環(huán)境庫茲涅茨曲線協(xié)整分析

劉偉玲，張林波，龔 斌，王麗霞，張繼平，張麗麗，3

（1.中國環(huán)境科學(xué)研究院 國家環(huán)境保護區(qū)域生態(tài)過程與功能評估重點實驗室，北京100012；2.中國環(huán)境科學(xué)研究院 環(huán)境基準與風險評估國家重點實驗室，北京100012；3.西南林業(yè)大學(xué)，昆明650224）

土地利用變化是僅次于化石燃料燃燒的人類碳源。過去150 a，土地利用變化引起的碳排放占人類活動影響總排放量的1／3以上，數(shù)量達到同期工業(yè)碳排放量的一半［1－2］。全國土地利用變更調(diào)查統(tǒng)計，1998—2007年底，全國累計新增建設(shè)用地502.41 h m2，建設(shè)用地擴張一定程度上助推了工業(yè)和城市規(guī)模的不斷擴大，進而與CO2的排放相關(guān)聯(lián)［3］。另外，據(jù)估算，20世紀70年代末以來的經(jīng)濟發(fā)展累計貢獻了約86%的CO2排放增量［4］，因此，研究碳排放及其與驅(qū)動因素的關(guān)系，越來越成為一個重要的課題［5－6］。目前國內(nèi)外學(xué)者用Gr oss man和Kr ueger［7］提出的開創(chuàng)性環(huán)境庫茲涅茨曲線理論對碳排放與社會經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系進行了一些研究［8－10］，但鮮有學(xué)者在城市尺度上針對城市擴張帶來的非工業(yè)化碳排放（土地利用變化碳排放）、能源消費碳排放與社會經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系進行綜合研究。

鑒于此，本文以中國城市化快速發(fā)展的典型城市——深圳市為例，基于30 a來城市建設(shè)用地擴展的土地利用變化與能源消費碳排放量和社會經(jīng)濟發(fā)展歷史數(shù)據(jù)，利用計量經(jīng)濟學(xué)模型，借助協(xié)整理論，嘗試檢驗城市土地利用變化與能源消費碳排放環(huán)境庫茲涅茨曲線的存在性，分別確定深圳市土地利用與能源消費碳排放達到拐點的時間，以期為我國城市碳減排提供新的研究思路和科學(xué)依據(jù)。

1 研究區(qū)概況與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

深圳市地處中國廣東省南部沿海，陸域范圍東經(jīng)113°45′44″—114°37′21″，北緯22°26′59″—22°51′49″，全市陸地面積約2 000 k m2，地勢東南高、西北低，地貌以低山丘陵為主。屬南亞熱帶海洋性季風氣候，雨熱同期。全年平均氣溫為22.8℃，平均日照數(shù)為2 060 h，太陽年輻射量5 225 MJ／k m2。多年平均降雨量1 948 mm，年均降水總量34.22億m3。土壤類型分為山地黃壤、山地紅壤、赤紅壤、濱海砂土、南亞熱帶水稻土、濱海鹽漬沼澤土6類，其中以赤紅壤分布最為廣泛。地帶性植被類型為熱帶雨林型的常綠季雨林，現(xiàn)存常綠闊葉林、針闊混交林、常綠針葉林及稀樹灌叢4種類型。2010年末，深圳市常住人口達1 035.79萬人，人均GDP達91 876元，居全國大中城市之首，三次產(chǎn)業(yè)比重為0.1∶47.5∶52.4。

1.2 數(shù)據(jù)來源與處理

（1）人口數(shù)量?？?cè)丝谑侵干钲谑挟斈昴昴┑某Ｗ∪丝跀?shù)量，歷年人口數(shù)據(jù)來自1979—2009年［11］。

（2）真實GDP。用不變價格計算的GDP稱為真實GDP，是剔除了物價變動后的GDP。真實GDP計算方式如下：

其中名義GDP是沒有剔除物價變動前的GDP，來自歷年《深圳統(tǒng)計年鑒》中各年的GDP（單位：萬元人民幣）。GDP平減指數(shù)（GDP Deflator），又稱GDP縮減指數(shù)，反映一般物價水平走向，是對價格水平最宏觀的測量。

為了準確地反映GDP的增長情況，本文中采用真實GDP作為測試驗證依據(jù)。

（3）土地利用碳排放量（LC）。土地利用碳排放包括直接碳排放和間接碳排放［12］，土地利用直接碳排放主要包括：土地利用類型轉(zhuǎn)變的碳排放和土地利用類型保持的碳排放，如采伐森林、建設(shè)用地擴張等土地利用／覆被類型轉(zhuǎn)變，農(nóng)田耕作、種植制度改變等土地經(jīng)營管理方式轉(zhuǎn)變的碳排放；不包括取暖、交通用地的尾氣、工礦用地的工藝排放等間接碳排放。深圳市土地利用直接碳排放主要從植被和土壤兩方面來估算，其中植被碳儲量數(shù)據(jù)基于深圳市森林資源二類調(diào)查數(shù)據(jù)，采用材積源—生物量法進行估算［13－14］，土壤碳儲量采用0—30 c m土壤有機碳密度實測數(shù)據(jù)［15］，結(jié)合1979年的 MSS影像、1989、1995、2000年的T M影像、2003年的SPOT影像，2010年HJ-1影像解譯結(jié)果（附圖2），對1979年、1989年、1995年、2003年、2010年的深圳城市建設(shè)用地碳排放量進行估算［16］，其余年份碳排放數(shù)據(jù)，通過分段線性內(nèi)插法插值得到。

（4）能源消費碳排放量（EC）。能源消費碳排放量采用以下公式進行估算：

式中：EC——能源消費碳排放量；mi——i類能源的消費量，即歷年《深圳統(tǒng)計年鑒》、《深圳年鑒》、《深圳市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》［17－18］中各年的能源消費實際量；γi——i類能源的折算標煤參考系數(shù)；δi——i類能源的碳排放系數(shù)。各種能源的碳排放系數(shù)見表1。

表1 各種能源的碳排放系數(shù)

（5）數(shù)據(jù)計算結(jié)果。圖1表明，深圳市1979—2009年的GDP、土地利用和能源消費碳排放量都呈增長趨勢。1979年的GDP為19 638元，至2009年達到了82 012 300元，年均增長32.04%左右；而土地利用碳排放量，1979年為27 729.8 t，2010年為4 099 930 t，年均增長17.49%；能源消費碳排放量，1979年為68 401.36 t，2009 年 為 50 115 235.2 t，年 均 增 長24.59%；為了消除原始數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對土地利用碳排放和能源碳排放數(shù)據(jù)均進行取對數(shù)處理，分別記為ln G、l n LC和ln EC。通過相關(guān)檢驗，發(fā)現(xiàn)GDP和土地利用碳排放兩者相關(guān)系數(shù)為0.989 8，GDP和能源消費碳排放兩者相關(guān)系系數(shù)為0.997 1，說明GDP分別和土地利用碳排放、能源消費碳排放之間存在很強的正相關(guān)性。然而它們之間其具體經(jīng)濟關(guān)系尚需借助計量方法進行更為嚴密的檢驗。

1.3 研究方法

1.3.1 CKC模型構(gòu)建 簡單的CKC曲線描述了人均CO2和人均 GDP的關(guān)系［19］。本文選擇Shafik［20］使用的人均收入作為解釋變量的二次方程形式，并采用對數(shù)形式。碳排放庫茲涅茨模型表達式為：

式中：PCO2——人 均 CO2的 排 放 量；PY——人 均GDP；PY2——人均GDP的平方，分別對各變量取對數(shù)，分別記為ln PCO2，ln PY；α——反映個體差異的變量，表示時間效應(yīng)；ωit——隨機誤差項。

圖1 深圳市歷年GDP、土地利用和能源消費碳排放

1.3.2 檢驗方法 采用單位根檢驗方法和基于回歸殘差的E—G兩步法［21］對ln PCO2，ln PY，l n PY2進行協(xié)整檢驗，進而檢驗CKC的存在性。

本研究數(shù)據(jù)模型的計量檢驗均采用Eviews 6.0計量經(jīng)濟學(xué)軟件包處理［22］。

2 結(jié)果與分析

2.1 深圳市碳排放與GDP關(guān)系的計量分析

2.1.1 單位根檢驗 l n GDP、ln LC和ln EC數(shù)據(jù)序列的水平值A(chǔ)DF單位根檢驗結(jié)果見表2。

表2 土地利用碳排放量、能源消費碳排放量和GDP單位根檢驗

表2顯示，原數(shù)據(jù)序列在10%的顯著水平下未通過平穩(wěn)性檢驗，一階差分序 Δln GDP、Δln LC和Δl n EC都在5%的顯著性水平下通過平穩(wěn)性檢驗，即它們是Ⅰ（1）序列，可以在此基礎(chǔ)上進行協(xié)整檢驗。2.1.2 協(xié)整檢驗

（1）GDP和LC的協(xié)整關(guān)系。采用E—G兩步法進行協(xié)整關(guān)系檢驗，得到靜態(tài)回歸方程為：

從靜態(tài)回歸方程4可以看出，回歸方程的顯著性、相關(guān)系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性較優(yōu)，為了進一步證實l n GDP和l n LC之間是否具有長期協(xié)整關(guān)系，進一步對回歸殘差序列進行ADF檢驗（表3），結(jié)果表明，殘差序列通過一階差分的單位根檢驗。

表3 殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

從計算結(jié)果可以看出，殘差序列統(tǒng)計量t值為－9.840 152，顯著性水平為1%的 ADF臨界值為－4.309 824，在該顯著水平下拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明殘差項是穩(wěn)定的。因此，可以認為l n LC和ln GDP存在顯著的協(xié)整關(guān)系，說明了這兩變量間存在長期穩(wěn)定的“均衡”關(guān)系。

（2）GDP和EC的協(xié)整關(guān)系。采用E—G兩步法進行協(xié)整關(guān)系檢驗，得到：

靜態(tài)回歸方程為：

從靜態(tài)回歸方程5可以看出，回歸方程的顯著性、相關(guān)系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性較優(yōu)，為了進一步證實ln GDP和ln EC之間是否具有長期協(xié)整關(guān)系、進一步對回歸殘差序列進行ADF檢驗，結(jié)果見表4。

表4 殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

從計算結(jié)果可以看出，殘差序列統(tǒng)計量t值為－5.434 416，P 值為0.000 7，顯著性水平為1%的ADF臨界值為－4.309 824，在該顯著水平下拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明殘差項是穩(wěn)定的。因此，可以認為l n EC和l n GDP存在顯著的協(xié)整關(guān)系，說明了這兩變量間存在長期穩(wěn)定的“均衡”關(guān)系。

2.1.3 誤差修正模型

（1）GDP和LC的誤差修正模型。對于（2，1）階自回歸分布滯后模型ln LC＝4.604094＋0.635425 l n GDP，誤差修正項：ec m＝l n LC－4.604094－0.635425l n GDP，ec m解釋了因變量l n LC的短期波動Δln LC是如何被決定的，反映變量在短期波動中偏離它們之間長期均衡關(guān)系的程度。得到的誤差修正模型為：

誤差修正系數(shù)為－0.530 068，顯著小于零，符合反向修正機制，表明土地利用碳排放與城市化之間存在長期均衡關(guān)系；誤差修正系數(shù)表明53.01%的偏離均衡部分會在一年之內(nèi)得以調(diào)整，土地利用碳排放不會偏離均衡值太遠。由（6）式可得土地利用碳排放關(guān)于GDP的短期彈性為0.452 217，表明在短期內(nèi)，GDP每增加1%，土地利用碳排放增加0.452 217%。

（2）GDP和EC的誤差修正模型。對于（1，1）階自回歸分布滯后模型l n EC＝1.829281＋0.956021 ln GDP，誤差修正項：ec m＝ln EC－1.829281－0.956021l n GDP，ec m解釋了因變量l n EC的短期波動Δl n EC是如何被決定的，反映變量在短期波動中偏離它們之間長期均衡關(guān)系的程度。得到的誤差修正模型為：

誤差修正系數(shù)為－0.486 496，顯著小于零，符合反向修正機制，表明能源消費碳排放與GDP之間存在長期均衡關(guān)系；誤差修正系數(shù)表明48.65%的偏離均衡部分會在一年之內(nèi)得以調(diào)整，能源消費碳排放不會偏離均衡值太遠。由（7）式可得能源消費碳排放關(guān)于城市化的短期彈性為1.029 142，表明在短期內(nèi)，GDP每增加1%，能源消費碳排放增加1.029 142%。

2.1.4 格蘭杰因果檢驗

（1）GDP和LC的格蘭杰因果關(guān)系分析。本文應(yīng)用Granger因果檢驗來論證GDP與土地利用碳排放之間的因果關(guān)系。檢驗結(jié)果見表5。

從表5可以看出，深圳市土地利用碳排放和GDP值存在單向因果關(guān)系，拒絕ln GDP不是ln LC的Granger原因的原假設(shè)，同時接受l n LC不是l n GDP的Granger原因的原假設(shè)，也就是說，經(jīng)濟發(fā)展過程中，GDP導(dǎo)致了土地利用碳排放增加，而不是土地利用碳排放促進了GDP增長。也證明了GDP周期波動導(dǎo)致了土地利用碳排放的周期波動，而不是土地利用碳排放周期波動促進GDP周期的產(chǎn)生。

表5 1979－2009年ln GDP和ln LC的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

（2）GDP和EC碳排放的格蘭杰因果關(guān)系分析。本文應(yīng)用Granger因果檢驗來論證GDP與能源消費碳排放之間因果關(guān)系。從表6看出，深圳市能源消費碳排放和GDP值存在單向因果關(guān)系，拒絕l n GDP不是l n EC的Granger原因的原假設(shè)，接受l n EC不是l n GDP的Granger原因的原假設(shè)，也就是說，改革開放以來，深圳市經(jīng)濟發(fā)展過程中，經(jīng)濟增長導(dǎo)致能源消費增加，而不是能源消費增加促進了經(jīng)濟增長。也證明了經(jīng)濟的周期波動導(dǎo)致了能源消費的周期波動，而不是能源消費周期波動促進經(jīng)濟周期產(chǎn)生。

表6 1979－2009年ln GDP和ln EC的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

2.2 深圳市人均GDP和人均LC碳排放趨勢

圖2 深圳市1979－2009年人均GDP、土地利用碳排放量、能源消耗碳排放量變化趨勢

基于深圳市名義GDP和真實GDP，以及歷年人口統(tǒng)計資料，計算得到人均真實GDP、人均LC和人均EC（圖2）。從圖2可知，自1979年以來，實際人均GDP、人均LC和人均LC均隨著時間的推移呈增加趨勢。

2.2.1 單位根檢驗 在設(shè)定模型形式和對模型進行估計之前，首先要對ln GDP、ln LC和（ln GDP）2數(shù)據(jù)序列的水平值進行平穩(wěn)性檢驗，ADF單位根檢驗結(jié)果如表7。表7表明，ln GDP、ln LC和（ln GDP）2序列的ADF檢驗均通過了5%臨界值，均為水平平穩(wěn)序列，可以進行協(xié)整檢驗。

表7 ln GDP、ln LC、ln EC和（ln GDP）2 水平值單位根檢驗結(jié)果

2.2.2 協(xié)整檢驗

（1）人均GDP和人均LC的協(xié)整關(guān)系。本文采用E—G兩步法進行協(xié)整關(guān)系檢驗，得到靜態(tài)回歸方程為：

從靜態(tài)回歸方程8可以看出，回歸方程的顯著性、相關(guān)系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性較優(yōu)，為了進一步證實l n LC、l n GDP和（l n GDP）2之間是否具有長期協(xié)整關(guān)系。進一步對l n LC、l n GDP和（l n GDP）2的殘差序列進行一階差分的單位根進行檢驗，結(jié)果見表8。

表8 殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

從計算結(jié)果可以看出，殘差序列統(tǒng)計量t值為－11.293 10，顯著性水平為1%的 ADF臨界值為－4.309 824，在該顯著水平下拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明殘差項是穩(wěn)定的。因此，可以認為l n LC、ln GDP和（ln GDP）2存在顯著的協(xié)整關(guān)系，說明了這3個變量間存在長期穩(wěn)定的“均衡”關(guān)系。

l n LC、ln GDP和（ln GDP）2之間存在長期協(xié)整系數(shù)估計如表9所示。

表9 人均土地利用CKC協(xié)整系數(shù)估計

深圳市人均土地利用碳排放和GDP之間的協(xié)整系數(shù)的數(shù)值如表9所示，β2為負數(shù)，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，所以，深圳市存在人均土地利用CKC。由此得到深圳市人均LC處于拐點時的人均真實GDP是28 708.60元。

（2）人均GDP和人均能源消費碳排放的協(xié)整關(guān)系。采用E－G兩步法進行協(xié)整關(guān)系檢驗，得到靜態(tài)回歸方程為：

從靜態(tài)回歸方程9可以看出，回歸方程的顯著性、相關(guān)系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性較優(yōu)，為了進一步證實ln EC、ln GDP和（ln GDP）2之間是否具有長期協(xié)整關(guān)系。進一步對對l n EC、l n GDP和（l n GDP）2預(yù)測分析的殘差序列進行一階差分的單位根進行檢驗，結(jié)果見表10。

從計算結(jié)果可以看出，殘差序列統(tǒng)計量t值為－6.823 955，顯著性水平為1%的ADF臨界值為－4.323 979，在該顯著水平下拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明殘差項是穩(wěn)定的。因此，可以認為l n EC、ln GDP和（ln GDP）2存在顯著的協(xié)整關(guān)系，說明了這3個變量間存在長期穩(wěn)定的“均衡”關(guān)系。

ln EC、ln GDP和（l n GDP）2之間存在長期協(xié)整系數(shù)估計如表11所示。

表10 殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

表11 人均能源消費CKC協(xié)整系數(shù)估計

人均能源消費碳排放和GDP之間的協(xié)整系數(shù)的數(shù)值如表11所示，β2為負數(shù)，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，所以，深圳市存在人均能源消費CKC。由此得到深圳市人均能源消費碳排放量處于拐點時的人均真實GDP是59 604.89元。

2.2.3 預(yù)測分析 在不考慮國家對碳排放強度控制目標的情況下，根據(jù)拋物線的性質(zhì)和拐點理論，可以求出深圳市達到拐點時的人均真實GDP水平，并由此判斷實現(xiàn)經(jīng)濟增長和碳排放減少的雙贏發(fā)展的所需時間，結(jié)果如表12所示。

表12 深圳能源消費和土地利用CKC的拐點預(yù)測

根據(jù)表12的結(jié)果，深圳存在人均能源消費和人均土地利用CKC，當人均水平分別為59 604.89元和28 708.60元時，人均能源消費碳排放和人均土地利用碳排放分別達到最大值，而后不斷減少。按照十二五規(guī)劃人均GDP的年均增長速度7%計算，人均能源消費量與人均碳排放量達到拐點的時間分別為17.7 a和6.9 a，而后人均能源消費碳排放和人均土地利用碳排放下降。

3 結(jié)論

（1）改革開放以來，深圳市經(jīng)濟增長分別與土地利用碳排放和能源消費碳排放量成正相關(guān)，它們之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.989 8和0.997 1。深圳市的土地利用碳排放和能源消費碳排放分別與經(jīng)濟增長間存在著長期協(xié)整的均衡關(guān)系，這意味著碳排放與經(jīng)濟增長間短暫的偏離會消失，在長期內(nèi)一定會趨近于二者長期的均衡路徑。

（2）基于誤差修正模型的Granger因果檢驗表明，深圳市土地利用碳排放、能源消費碳排放分別和GDP值存在單向因果關(guān)系。經(jīng)濟增長促使城市建設(shè)用地的擴張，進而導(dǎo)致了土地利用碳排放的增加；GDP增長也促進了能源消費碳排放，說明深圳市目前的經(jīng)濟增長方式是由高碳排放推動的，是典型的粗放型經(jīng)濟增長方式，因此，無論短、長期內(nèi)，實現(xiàn)能源消費碳排放的減少必然會對深圳市的經(jīng)濟增長造成不利影響。

（3）由于深圳市存在長期協(xié)整關(guān)系的CKC曲線，所以這種長期的協(xié)整關(guān)系并不會因為短期因素的影響而發(fā)生變化。但是短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平以及出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)等可以影響這種曲線的位置和形狀。碳排放強度的降低并不能改變這種協(xié)整關(guān)系，但是，可以改變CKC曲線的拐點位置。因此，通過土地利用格局優(yōu)化，增強區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)碳匯功能，降低土地利用碳排放強度，依靠科技創(chuàng)新、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)、提高碳減排技術(shù)水平，降低碳強度，提高碳生產(chǎn)率，使深圳市人均碳排放拐點可以提前到來。

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