我國城市化與碳排放的非線性關(guān)系研究

宋杰鯤，賈江濤

（中國石油大學(xué)(華東)經(jīng)濟管理學(xué)院，山東青島 266580）

0 引言

溫室氣體排放加劇所引致的全球氣候變暖以及生態(tài)環(huán)境惡化等一系列問題越來越受到人們的關(guān)注，我國在“十二五規(guī)劃”中明確提出到2015年“單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放降低17%”，并制定《“十二五”控制溫室氣體排放工作方案》，對各省市碳排放提出了控制目標(biāo)。城市作為人類生產(chǎn)、生活的重要空間載體，與溫室氣體排放有著直接或間接的聯(lián)系，已有研究證實，源于城市的溫室氣體排放量已占全世界總排放量的75%以上，且呈上升趨勢[1]。當(dāng)前，我國及各省市正處于城市化快速發(fā)展階段，規(guī)劃到2015年我國“城鎮(zhèn)化率提高4個百分點”，即由2010年的47.5%提高至51.5%。因此，探討我國城市化與碳排放之間的相互關(guān)系，尋求二者間的作用機理，有助于我國及各省市從宏觀上協(xié)調(diào)城市化和碳排放控制的發(fā)展進程，制定科學(xué)的政策推動碳排放與城市化雙重目標(biāo)的有效實現(xiàn)。

1 模型設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

1.1 非線性格蘭杰因果檢驗

傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗考察的是變量之間的線性因果關(guān)系。設(shè){Xt}和{Yt}為兩個平穩(wěn)時間序列，記

其中，Lx和Ly為滯后階數(shù)，Lx,Ly≥1。若條件概率

則認(rèn)為Yt不是引起Xt的Wiener-Granger原因。由向量自回歸（VAR）模型：

其中，εt和ηt均為白噪聲，且相互獨立。如果{Yt}不是引起{Xt}的Granger原因，則對所有的j=1,2,…,Ly，有 βj=0。同樣地，如果{Xt}不是引起{Yt}的Granger原因，當(dāng)且僅當(dāng)對所有的j=1,2,…,Lx,，有=0。通常，最優(yōu)滯后階數(shù)Lx、Ly、Lx,和 Ly,可根據(jù) Akaike信息準(zhǔn)則（AIC）或者Schwarz貝葉斯信息準(zhǔn)則（SBC）進行確定。

當(dāng)時間序列呈現(xiàn)出一定的非線性趨勢時，VAR方法可能導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)偏差。Baek和Brock為此提出了一種非參數(shù)統(tǒng)計方法檢測變量間的非線性因果關(guān)系，Hiemstra和Jones對其進行改進，形成了修正的Baek-Brock方法。假設(shè)殘差序列和嚴(yán)格statioary和弱相關(guān)，記

其中，m為超前階數(shù)。若對某個給定的m≥1和距離變量ε＜0，有條件概率

則稱{Yt}不是引起{Xt}的Granger原因（非線性）。其中，Pr(?)為概率測度，‖·‖為向量最大模。記

由貝葉斯定理，式（4）等價于下式：

根據(jù)Baek和Brock推導(dǎo)得到的統(tǒng)計規(guī)律，給定m,Lx,Ly≥1，ε＞0，有：

所以，如果式（6）成立，則{Yt}不是引起{Xt}的Granger原因（非線性）。

1.2 狀態(tài)空間模型

狀態(tài)空間模型可以考察變量間影響機制的時變特征?；拘问饺缦拢?/p>

其中，方程（7）是測量方程（或稱信號方程），刻畫了各要素與Yt之間的關(guān)系。時變參數(shù)ai,t為狀態(tài)變量，分別表示各個時點Yt對Xi,t的敏感程度（或稱彈性系數(shù)）；ut為擾動項，服從均值為0，方差為常數(shù)的正態(tài)分布；c為常數(shù)。方程組（8）是“狀態(tài)方程”（或稱轉(zhuǎn)移方程），它詮釋了狀態(tài)變量的生成過程。ai,t雖然均為不可觀測變量，但可以表示為一階馬爾科夫過程，采用遞推形式進行定義，并可應(yīng)用卡爾曼濾波算法進行估計。

1.3 數(shù)據(jù)說明及來源

本文選擇1978～2009年我國城市化與碳排放這32年的數(shù)據(jù)展開研究。選取城鎮(zhèn)化率表示城市化水平，數(shù)據(jù)來自《2010年中國統(tǒng)計年鑒》。對于碳排放量的計算，本文采用林伯強等人的計算方法，煤炭、石油和天然氣的碳排放系數(shù)分別為1.86t/t、3.12t/t和0.00209t/m3，折標(biāo)煤系數(shù)分別為0.7143kg標(biāo)準(zhǔn)煤/kg、1.4286kg標(biāo)準(zhǔn)煤/kg、1.33kg標(biāo)準(zhǔn)煤/m3。數(shù)據(jù)來自2010年《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

2 實證分析

2.1 單位根檢驗

首先應(yīng)用ADF方法對碳排放和城市化水平進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。其中，CE、UR分別表示碳排放和城市化水平；LNCE、LNUR分別為其對數(shù)形式；檢驗類型(C,T,K)中，C表示單位根檢驗方程的常數(shù)項，T為時間趨勢項，K代表滯后階數(shù)，0代表不存在相關(guān)項或滯后階數(shù)為0，滯后階數(shù)主要參照AIC最小準(zhǔn)則確定。從表1可以看出，兩個變量的原序列均為不平穩(wěn)序列，而進行對數(shù)處理后均在5%水平下通過平穩(wěn)性檢驗。

表1 單位根檢驗結(jié)果

2.2 非線性檢驗

為了過濾城市化和碳排放之間的線性依存成分，選取VAR模型對其相互作用關(guān)系進行估計，并對經(jīng)線性過濾后的殘差序列應(yīng)用RESET方法和BDS方法進行非線性檢驗，結(jié)果如表2所示。可見，無論是基于碳排放的歸回殘差還是基于城鎮(zhèn)化的回歸殘差，兩種檢驗方法的統(tǒng)計變量均顯著拒絕了兩變量呈線性關(guān)系的原假設(shè)。由此可以確定，我國碳排放與城市化之間存在著非線性的動態(tài)相關(guān)關(guān)系。

表2 碳排放與城市化非線性關(guān)系檢驗結(jié)果

2.3 非線性格蘭杰因果關(guān)系檢驗

應(yīng)用非線性格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法對我國碳排放與城市化之間的非線性關(guān)系進行檢驗。得到檢驗結(jié)果如表3所示?？梢?，二者之間呈現(xiàn)出從城市化到碳排放的單向非線性格蘭杰因果關(guān)系，說明我國城市化對碳排放總量存在著非線性影響機制，即城市化對碳排放總量的影響具有一定的變動性。

表3 非線性格蘭杰因果檢驗結(jié)果

實際上，在不同時期，我國對于城市化的政策導(dǎo)向確實具有明顯的階段性特征，這在城市發(fā)展動力、運行機制、發(fā)展規(guī)模、住房政策、戶籍管理等方面均有所體現(xiàn)。例如，對于城市發(fā)展動力而言，我國經(jīng)歷了由農(nóng)業(yè)改革推動階段（1978～1984年）到城市改革推動階段（1985～1992年），再到市場化改革推動階段（1992～2002年），進而轉(zhuǎn)變?yōu)槟壳艾F(xiàn)行的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展階段（2003年至今），而每一次城市化發(fā)展動力的變革必然直接或間接導(dǎo)致城市生產(chǎn)、生活方式中能源利用效率及能耗總量的變動，進而引致了碳排放總量的變動。

2.4 基于狀態(tài)空間模型的進一步探究

格蘭杰因果關(guān)系檢驗只能表明變量間影響機制的存在性及其因果方向，而對于影響的正負性、程度大小以及不同時期這種影響是否具有階段性均難以考察。為此，本文采用狀態(tài)空間模型對我國城市化與碳排放之間的作用機制進行進一步分析。通常，除城市化外，影響碳排放的主要因素還包括經(jīng)濟發(fā)展水平、能源消費結(jié)構(gòu)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素，本文分別以GDP、煤炭消費比重ES及第二產(chǎn)業(yè)比重IS表示上述因素，相關(guān)數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。構(gòu)建狀態(tài)空間的基本模型如下：

LNCEt=c+αt·LNURt+βt·LNGDPt+γt·LNESt+δt·LNISt+utαt=φ1αt-1+η1t，βt=φ2βt-1+η2t，γt=φ3γt-1+η3t，δt=φ4δt-1+η4t

運用Eviews6.0對上述方程組進行估計，得到碳排放對城市化的彈性系數(shù)如圖1所示。

圖1 碳排放對城市化的彈性系數(shù)

從整體上看，城市化對碳排放的影響為正，說明城市化進程的推進加劇了溫室氣體的排放。從時間趨勢上看，不同時期城市化對碳排放的影響呈現(xiàn)出極為顯著的階段性特征，自改革開放至今，可以將其劃分為四個階段：

第一階段：1978～1991年。該階段城市化對碳排放影響程度較小，彈性系數(shù)在0.2以下。該階段我國城市化處于恢復(fù)發(fā)展時期，1984年之前城市化進程主要依靠農(nóng)村改革的推動，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制提高了農(nóng)村勞動生產(chǎn)率，農(nóng)村出現(xiàn)的剩余勞動力轉(zhuǎn)向鄉(xiāng)鎮(zhèn)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)開始崛起，出現(xiàn)了城鎮(zhèn)暫住人口。1984年開始城市改革啟動，以大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，“離土不離鄉(xiāng)，進場不進場”就地城鎮(zhèn)化模式為主要特點，并且上山下鄉(xiāng)知青和下放干部相繼返城，城鎮(zhèn)人口增長迅速。整體來看，雖然該階段我國城鎮(zhèn)人口增長較為明顯，但城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)住房建設(shè)并沒有得到相應(yīng)加強，城市生產(chǎn)、生活方式?jīng)]有得到根本性改變，城市生產(chǎn)、生活能耗增幅并不明顯，因此該階段城市化對碳排放的影響相對微弱。

第二階段：1992～1997年。該階段城市化對碳排放的影響程度迅速增長，彈性系數(shù)從0.2增長到1.7左右。該階段我國城市化處于平穩(wěn)較快發(fā)展時期，該階段城市化主要以第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)為推動力，由此導(dǎo)致的生產(chǎn)能耗增加明顯；城市居民生活條水平得到提高，家庭設(shè)備及交通等高能耗消費增長日益凸顯；同時，城市建設(shè)得到加強，城市用地增加明顯。由此引致的碳排放總量增長日益攀升。第三階段：1998～2002年。該階段城市化對碳排放的影響呈下降趨勢，彈性系數(shù)從1.7降至0.8左右。該階段我國城市化主要以第三產(chǎn)業(yè)為推動力。第三產(chǎn)業(yè)比重上升10百分點。相比第二產(chǎn)業(yè)而言，第三產(chǎn)業(yè)具有低能耗、低排放的特點，城市第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對降低溫室氣體排放起到了至關(guān)重要的作用。同時，自1996年開始，政府提出“節(jié)約與開發(fā)并舉，大力調(diào)整能源生產(chǎn)、消費結(jié)構(gòu)”等一系列措施，城市生產(chǎn)、生活用能結(jié)構(gòu)發(fā)生明顯變化，煤炭消費比重下降明顯，水電、石油比重上升，在一定程度上遏制了溫室氣體的大量排放。

第四階段：2003年至今。該階段城市化對碳排放的影響顯著且平穩(wěn)，彈性系數(shù)在0.8左右。該時期為我國統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展階段，強調(diào)“走中國特色城鎮(zhèn)化道路，按照布局合理、節(jié)約土地、功能完善、以大帶小的原則”合理推進城市化進程。合理的城市布局、有序的城市運行機制有效降低了城市運行過程中的能源消耗，進而在一定程度上有利于遏制城市溫室氣體的排放。但整體上看，城市在生產(chǎn)、生活領(lǐng)域的能源消耗遠遠大于農(nóng)村地區(qū)，因此，該階段城市化對碳排放的影響依然為正。由此看見，整體上我國城市化與碳排放之間呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系，且具有很強的階段性特征。由于城市化發(fā)展動力等因素的影響，不同時期城市化對碳排放的影響在程度及影響趨勢上體現(xiàn)出明顯的變動性，這也進一步驗證了二者之間非線性因果關(guān)系的假設(shè)。

3 結(jié)論

目前對于城市化與碳排放研究在結(jié)論上出現(xiàn)較大分歧，本文認(rèn)為造成這種分歧的主要原因是以往研究大多忽視了二者之間的非線性相關(guān)關(guān)系，沒有對不同時期二者之間影響機制的階段性特征進行有效考量。本文采用RESET方法及BDS方法對我國城市化與碳排放之間的相關(guān)關(guān)系進行檢驗，結(jié)論證實二者之間存在著非線性相關(guān)關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，采用非線性格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法探究了二者之間的非線性因果關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)二者之間存在著從城市化到碳排放的單向格蘭杰因果關(guān)系，說明我國城市化推進對碳排放總量存在著非線性影響機制，即城市化對碳排放總量的影響具有一定的變動性。繼而采用狀態(tài)空間模型對二者之間的影響機制進一步探究。研究結(jié)果證實，我國城市化對碳排放的影響基本為正向影響，即我國城市化進程推進在一定程度上引致了溫室氣體排放量的增加。同時，二者之間的作用機制呈現(xiàn)出極為明顯的階段性特征，不同階段由于我國城市化發(fā)展動力等因素的影響，城市化對碳排放總量的影響在程度及趨勢上體現(xiàn)出明顯的時間特征，這也進一步驗證了城市化與碳排放之間的非線性相關(guān)關(guān)系假設(shè)。因此，我國在以城市化為切入點尋求遏制碳排放增加時，要充分考慮二者之間影響機制的變動性特征，明確不同時期城市化要素對碳排放的影響機制，采取及時有效的針對性措施，實現(xiàn)我國經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展。

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