城鎮(zhèn)化碳排放論文范文

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一、江蘇省人口城鎮(zhèn)化與碳排放特征分析

1．江蘇省進入“十五”以后人口城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)快速增長新特點2001—2012年12年間，江蘇省共新增城鎮(zhèn)人口1855．36萬人，平均每年增加154．61萬人，城鎮(zhèn)化水平從42．6%增長到63．0%，年均增長率達到3．3%。2005年，江蘇人口城鎮(zhèn)化率在達到50%以后，繼續(xù)呈現(xiàn)快速增長的態(tài)勢，屬高速增長時期。2010年底，江蘇城鎮(zhèn)人口比重超過60%，達到較高水平。若依據(jù)諾瑟姆城鎮(zhèn)化三階段論(城鎮(zhèn)化水平低于30%為低速增長階段、城鎮(zhèn)化水平在30%～60%之間為高速增長階段、城鎮(zhèn)化水平高于60%為成熟的城鎮(zhèn)化社會)判斷［11］，江蘇省開始向成熟的城鎮(zhèn)化社會邁進。具體而言，2001—2005年、2006—2010年城鎮(zhèn)人口年均增長分別為158．3萬人、187．1萬人，城鎮(zhèn)化率平均每年分別提高1．8個、2．0個百分點。比較而言，“十五”、“十一五”兩個時期城鎮(zhèn)人口的增長規(guī)模以及城鎮(zhèn)化率雖然低于“九五”時期年均增長速度，但這是在城鎮(zhèn)化高水平時期的增長，表明江蘇的城鎮(zhèn)化在經(jīng)歷“八五”“九五”時期的快速增長后，城鎮(zhèn)人口增長勢頭依然強勁，城鎮(zhèn)化仍處于高速增長時期。2．江蘇人口城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)南高北低的區(qū)域差異(1)江蘇省人口城鎮(zhèn)化南北區(qū)域差異比較從城鎮(zhèn)化規(guī)模上看(圖1)，2012年蘇南地區(qū)集中了全省48．35%的城鎮(zhèn)人口，城鎮(zhèn)化水平高達72．7%，是江蘇目前城鎮(zhèn)人口最集中和城鎮(zhèn)化水平最高的地區(qū)，高于全省10個百分點和全國20．6個百分點，蘇中的城鎮(zhèn)化率與江蘇省平均水平大體持平，而蘇北的城鎮(zhèn)化率小于江蘇省平均水平。蘇北地區(qū)由于經(jīng)濟基礎薄弱，人口基數(shù)較大，導致城鎮(zhèn)化推動力明顯不足，城鎮(zhèn)人口比重仍然較低，目前該地區(qū)已經(jīng)進入了城鎮(zhèn)化發(fā)展起飛階段，預計在今后一段時間內(nèi)將和蘇中一起成為全省吸納城鎮(zhèn)人口的主要地區(qū)。從城鎮(zhèn)化水平增速來看，近10年來，蘇北、蘇中、蘇南地區(qū)人口城鎮(zhèn)化年均增速分別為5．7%、4．0%、1．4%，蘇中和蘇北地區(qū)正逐漸成為全省城鎮(zhèn)人口增長最快的地區(qū)，蘇南地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化已經(jīng)趨于平緩，城鎮(zhèn)人口增速下降。一方面由于90年代以后蘇南地區(qū)外來投資的持續(xù)高速增長帶動城鎮(zhèn)人口快速增長，而近幾年這方面有向蘇北、蘇中轉移的趨勢。另一方面，蘇南人口城鎮(zhèn)化率已經(jīng)超過諾瑟姆所劃分的大于70%的城鎮(zhèn)化發(fā)展后期的水平，由量的城鎮(zhèn)化進入質的城鎮(zhèn)化階段，今后城鎮(zhèn)化內(nèi)部結構調整和城市現(xiàn)代化是蘇南城鎮(zhèn)化的主要目標。(2)江蘇省人口城鎮(zhèn)化率居全國第7位江蘇省是近10年人口城鎮(zhèn)化水平上升最快的省份之一。在2000年第五次全國人口普查時，江蘇城鎮(zhèn)化率位列京津滬粵黑吉遼浙內(nèi)蒙之后，居全國第10位，華東地區(qū)第3位。到了2010年第六次全國人口普查時，江蘇省城鎮(zhèn)化率位列滬京津粵遼浙之后，上升至全國第7位，華東地區(qū)仍排第3位。10年間，江蘇城鎮(zhèn)化率在全國的排名上升了3位，上升速度僅次于重慶，位列第2位，大大縮小了與3個直轄市的差距，與廣東、遼寧、浙江的水平接近。(3)江蘇省1979—2012年碳排放特征從圖2可以看出，在樣本考察期內(nèi)，江蘇碳排放總量與人均碳排放量保持持續(xù)增長。1979年以來，江蘇省碳排放總量逐年增加，由1980年的874．6萬噸增至2012年的31645．7萬噸，年均增長11．87%。同期，江蘇人均碳排放總量呈逐步上升趨勢，人均碳排放量由1979年的0．11噸/人增至2012年的3．97噸/人，年均增長11．86%，兩者增長速度基本相同。由此可以得出結論:1979—2012年江蘇人口的增長速度與碳排放量的增長速度大體上是一致的。具體來看，江蘇碳排放總量和人均碳排放總量1980—2000年期間增速總體比較平穩(wěn)(除了1995年波動較大外)，但自2000年以后持續(xù)快速增長。江蘇省碳排放強度呈現(xiàn)一直下降的走勢，1980—2012年間年均降幅為4．95%。

二、模型設定與數(shù)據(jù)說明

1．模型設定1989年日本教授YoichiKaya在聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC)研討會上最先提出Kaya碳排放恒等式［12］，根據(jù)該等式，碳溫室氣體排放量主要由與人類活動相關的四個部分組成。其中，GHG代表溫室氣體排放量，TOE為能源消費總量，GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值，POP代表總人口。因此，等式右邊代表影響碳排放的四個因素:能源消費的溫室氣體排放強度、能源強度、人均GDP以及總人口數(shù)。由于使用人口總量指標不能反映城鎮(zhèn)化人口帶來的能源和碳排放影響。而人口城鎮(zhèn)化的人口集聚效應、消費升級效應以及空間擴張效應對碳排放的影響是非常明顯的，有學者研究表明，城市人口的人均能源消耗量是農(nóng)村人口的3．5～4倍［13］。為了更加清晰地表示人口城鄉(xiāng)結構對碳排放的影響，本文在Kaya恒等式的基礎上將POP修正為城鎮(zhèn)人口，這樣恒等式仍保持不變。其中，PC為能源消費碳強度，I為能源強度，A為人均GDP，U為城鎮(zhèn)化水平，u為誤差項，t代表年份。具體而言，在回歸模型中考慮了城鎮(zhèn)人口占總人口比重及其平方項，以檢驗城鎮(zhèn)化與碳排放之間是否存在非線性關系。由于環(huán)境影響在時間上有一定的延續(xù)性，之前的碳排放可能影響后面年份的環(huán)境質量，本文引入滯后一期的碳排放量主要是為了考察上一期的碳排放是否對本期產(chǎn)生影響。2．數(shù)據(jù)來源江蘇人口數(shù)和GDP來源于歷年的《江蘇統(tǒng)計年鑒》，為了消除價格因素的影響，GDP數(shù)據(jù)按照1995年的價格進行計算。城鎮(zhèn)化水平按照目前學術界普遍采用的“城鎮(zhèn)人口占總人口的比重”來表示，能源消費量則來源于《江蘇統(tǒng)計年鑒》和《中國能源統(tǒng)計年鑒》。本文關于碳排放的計算采用李國志、李宗植［14］的碳排放計算方法，根據(jù)江蘇省能源消費量及各類能源的碳排放系數(shù)進行測算。能源實物量數(shù)據(jù)的標準量折算采用《中國能源統(tǒng)計年鑒》2008所附的各種能源折算標準煤參考系數(shù)。碳排放計算中各類能源的碳排放系數(shù)采用徐國泉等［15］的研究結果。《中國能源統(tǒng)計年鑒》將最終能源消費種類劃分為9類(煤炭、汽油、柴油、天然氣、煤油、燃料油、原油、電力和焦炭)，計算二氧化碳排放量時可以采用9類能源消費總量乘以各自的排放系數(shù)。下面根據(jù)建立的計量模型采用Eviews7．0分析軟件進行實證分析。

三、模型估計結果與分析

1．單位根檢驗時間序列分析都是假定序列是平穩(wěn)的，否則采用傳統(tǒng)的OLS估計方法可能會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，為避免謬誤回歸，在最終確立計量回歸模型前，先要對所涉及的時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗，本文使用ADF檢驗進行單位根檢驗，得到單位根檢驗結果如表2所示，檢驗結果表明，所有時間序列的水平統(tǒng)計量的ADF檢驗系數(shù)在1%水平下均非平穩(wěn)，但取一階差分后ADF檢驗統(tǒng)計量均通過1%的顯著性水平檢驗，即拒絕存在單位根零假設，表明所有變量的一階差分均為平穩(wěn)序列，即所有變量一階單整，即均為I(1)。2．Johansen協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗主要有恩格爾格蘭杰(EG)兩步法和基于向量自回歸的Johansen極大似然法。而EG兩步法只能對兩變量協(xié)整檢驗，Johansen檢驗通過建立給予最大特征值的比統(tǒng)計量λ_max來判別變量間的協(xié)整關系［16］。本文盡管所有變量均為I(1)序列，但并不說明它們之間一定存在長期的協(xié)整關系，為了避免偽回歸，在回歸估計之前，我們使用Johansen協(xié)整檢驗技術對變量之間是否存在長期的協(xié)整關系進行了檢驗，依據(jù)AIC及SBC信息準則，將VAR模型中自回歸階數(shù)確定為1，表3檢驗結果均表明，其對應的原假設None(表示無協(xié)整關系)的統(tǒng)計量的值大于5%顯著性水平的臨界值，說明在95%的置性水平下拒絕了變量之間不存在協(xié)整關系的假設，因此可以進行回歸估計。3．OLS與FGLS回歸結果比較與分析在回歸過程中，如果不做進一步的模型設定檢驗如異方差檢驗和自相關檢驗，我們有可能被表4中OLS模型給出的估計結果所誤導，因為發(fā)現(xiàn)利用OLS估計方法的回歸結果存在嚴重的自相關問題，表明應該拒絕傳統(tǒng)的OLS回歸模型作為本文的分析模型，文章給出一種比OLS更有效的分析方法———可行的廣義最小二乘法(FGLS)，F(xiàn)GLS能夠糾正帶有AR(1)誤差和嚴格外生解釋變量的多元線性回歸模型。這個FGLS模型其實就是現(xiàn)代教科書中常見的帕克斯—科曼塔(Parks－Kmenta)模型［17］。帕克斯—科曼塔形式的FGLS模型和OLS模型的檢驗結果確實表明，在文章中FGLS模型確實優(yōu)于OLS模型。具體而言，能源消費碳強度、能源強度、人均GDP、和人口城鎮(zhèn)化的一次項、二次項的系數(shù)均通過顯著水平為5%的顯著性檢驗，且FGLS模型得出的系數(shù)估計值(絕對值)要小于OLS的估計值。具體回歸結果如表4所示，回歸方程1為基本估計，解釋變量僅為單位GDP能耗(能源強度)、二氧化碳排放強度、人均GDP和城鎮(zhèn)化率，回歸方程2在方程1的基礎上加入了碳排放滯后項，方程3在方程2的基礎上加入了城鎮(zhèn)化率平方項，以比較各變量對碳排放的影響。檢驗結果表明:方程1和2中，城鎮(zhèn)化水平項系數(shù)在統(tǒng)計上都不顯著，人均GDP和滯后期碳排放分別在方程1和2中僅通過10%的顯著性水平檢驗，而方程3的所有變量都通過了1%的顯著性水平檢驗，Adj－R2都比較接近1、F統(tǒng)計值較大，DW值顯示隨機誤差不存在自相關，表明加入碳排放滯后項、城鎮(zhèn)化率平方項對被解釋變量具有較高的解釋力，回歸擬合效果最好。具體如下:第一，人口城鎮(zhèn)化回歸系數(shù)為0．478，而城鎮(zhèn)化的平方項系數(shù)為－0．098，這表明城鎮(zhèn)化水平與碳排放之間存在著倒U型的非線性關系，也就是隨著城市化水平的提高，二氧化碳排放量在不斷上升，達到最高點后二氧化碳排放量會隨著城鎮(zhèn)化水平的提高而下降，人口城鎮(zhèn)化通常伴隨著人口的大規(guī)模遷移和集聚，經(jīng)濟規(guī)模的擴大，能源使用效率的提高，技術進步以及人們生產(chǎn)生活方式的改變。西方發(fā)達國家的實踐已經(jīng)證明，工業(yè)化伴隨著城鎮(zhèn)化，工業(yè)化是城市化的原動力。在城市化發(fā)展的初期，工業(yè)化，高碳化是其主要特點。1980年起，蘇南地區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)迅猛發(fā)展，造成大量污染物排放，人口城鎮(zhèn)化帶來居民生活方式消費模式的重大改變，城鎮(zhèn)化進程伴隨著碳排放的大量增加，這也是世界上發(fā)達國家普遍適用的EKC曲線的例證。同時，人口城鎮(zhèn)化也為低碳化創(chuàng)造了發(fā)展的機遇，隨著城市化的發(fā)展，清潔能源的使用，規(guī)模化的生產(chǎn)以及能源環(huán)保等新技術的使用和提高，在城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定階段后，原來的高碳化發(fā)展會逐漸改變，碳排放受到抑制。第二，碳排放的滯后項回歸系數(shù)為0．362，表明上一期的碳排放對當期的空氣質量存在著正效應，即碳排放存在著路徑依賴現(xiàn)象，這符合現(xiàn)實情況，因為當前的環(huán)境污染不一定立即在空氣質量中體現(xiàn)出來，現(xiàn)在的空氣污染是由于之前的碳排放累積到一定程度所造成。這也告訴我們，從短期來看，當前環(huán)境惡化的負面效應可能并不明顯，但我們要為此付出長期的代價，且這種代價不局限于某一地區(qū)，甚至影響到全國。第三，經(jīng)濟因素即人均GDP每變動1%將會引起碳排放同方向變動0．835%，能源消費碳強度與能源強度的估計系數(shù)為0．417和1．028，表明能源消費碳排放強度和能源強度與碳排放呈現(xiàn)顯著正相關關系，可見能源消費強度是碳排放增長的關鍵因素。也表明依靠技術進步、提高能源效率使單位能耗創(chuàng)造出更多GDP對碳排放具有很大的抑制作用。本文的研究結論與現(xiàn)有的相關文獻的結論基本一致，大多數(shù)研究肯定了經(jīng)濟增長和能源強度(GDP或人均GDP)對碳排放的主要驅動作用。

四、結論與政策建議

本文利用江蘇省1979—2012年的時間序列數(shù)據(jù)，對Kaya碳排放恒等式進行了修正，引入人表4模型比較與估計結果項目普通最小二乘法模型(OLS)可行的廣義最小二乘法模型(PGLS)方程(1)方程(2)方程(3)常數(shù)項－44．2746－15．5847＊＊＊－16．2877＊＊＊－18．3754＊＊＊LnTCO2t－1－0．0028－0．2931*0．3621＊＊＊LnPC0．86690．6334＊＊0．5362＊＊＊0．4172＊＊＊LnI1．87240．9876＊＊0．9047＊＊1．0284＊＊＊LnA1．64611．2873*1．0372＊＊0．8351＊＊＊LnU0．87380．27860．33780．4783＊＊＊(LnU)20．1754－－－0．0981＊＊＊Adj－R20．74210．78470．87780．9998F－Value5458473713872634684DW0．95471．57631．29451．6728樣本數(shù)34343434說明:*、＊＊、＊＊＊分別代表10%、5%、1%的顯著性水平。口城鎮(zhèn)化指標，運用OLS和FGLS兩種估計方法實證檢驗人口城鎮(zhèn)化對于碳排放的影響，具體研究結論如下:第一，人口城鎮(zhèn)化率與碳排放的關系呈倒“U”型。換言之，隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，碳排放水平一直是上升的，達到最高點后，碳排放水平會隨著城鎮(zhèn)化水平的提高而不斷減少。這是由于城鎮(zhèn)化的初期會增加二氧化碳的排放，而持續(xù)的城鎮(zhèn)化則會因規(guī)模效應和技術進步最終減少碳排放總量。第二，江蘇目前階段人口城鎮(zhèn)化對碳排放存在顯著的正影響，還未到達倒“U”型的拐點，城鎮(zhèn)化對碳排放指標的彈性在0．48。第三，人口城鎮(zhèn)化并非是碳排放的主要驅動因素，對碳排放影響最顯著的是能源強度與人均GDP，彈性分別達1．028和0．835，經(jīng)濟發(fā)展過程中提高能源利用效率對于抑制碳排放具有重要意義，而GDP增長是影響碳排放增長的最根本因素。第四，滯后期碳排放量對當期碳排放存在正向影響，說明區(qū)域碳排放存在路徑依賴現(xiàn)象。基于本研究對政策層面有如下建議:第一，在城鎮(zhèn)化進程中，政府部門決不能因城鎮(zhèn)化對碳排放影響呈現(xiàn)倒“U”型曲線盲目套用，成為“先污染，后治理”的借口，因為城鎮(zhèn)化進程中，環(huán)境質量隨著經(jīng)濟發(fā)展到一定階段以后才改善并不是最優(yōu)的選擇，我們并不一定要走發(fā)達國家走過的傳統(tǒng)發(fā)展模式，環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)也會有不同的形式，即使倒“U”型的EKC在許多發(fā)達國家和新興工業(yè)化國家是普遍適用的。第二，江蘇省的人均GDP還將快速增長，意味著碳排放仍將大幅增加，這是城鎮(zhèn)化進程中經(jīng)濟發(fā)展階段所決定的，而發(fā)達國家早已走完了城鎮(zhèn)化工業(yè)化階段。中國政府提出的降低單位GDP碳排放即碳強度，這與發(fā)達國家降低碳排放總量的碳減排目標是一致的，但兩者不可對比。發(fā)達國家是減少碳排放的絕對量，與GDP增長沒有直接關系，中國碳強度目標與GDP直接相關。前文分析已指出，能源強度和人均GDP是影響江蘇碳排放的主要驅動因素，綜合考慮兩個指標，由追求片面GDP向綠色GDP和生態(tài)GDP轉變，能更有效地實現(xiàn)目標。江蘇的經(jīng)濟社會發(fā)展是以保證現(xiàn)階段GDP速度和城鎮(zhèn)化進程為前提的，政府通過調控城鎮(zhèn)化速度、調整能源結構、提高能源效率來降低能源強度以減少碳排放。第三，本文驗證了區(qū)域碳排放存在的路徑依賴現(xiàn)象，即前期碳排放對當期環(huán)境質量有影響，這對目前霧霾治理具有重要指導意義，即霧霾的形成不僅僅是由于當前排放造成，在一定程度上是由于前期或更早一段時間的大量污染累積而成的，這就要求政府主管部門對待霧霾治理絕不能“頭痛醫(yī)頭腳痛醫(yī)腳”，要歷史地看待霧霾產(chǎn)生根源，而不能急于求成看眼前的治理效果。第四，人口城鎮(zhèn)化通過化石能源的燃燒、水泥制造過程中的化學分解以及土地利用的變化造成林地碳匯的減少，進而導致碳排放增長。城鎮(zhèn)化進程中，能源的生產(chǎn)性消費以工業(yè)為主，人們傳統(tǒng)的生活方式和消費模式改變使得生活性能源消費急劇增長;人口城鎮(zhèn)化導致了基礎設施建設和居民住宅需求增大，拉動了水泥產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)和消費;同時城鎮(zhèn)化還伴隨著耕地、林地的減少，使得碳匯在不斷減低。目前，江蘇城鎮(zhèn)化率高于全國平均水平，低于世界發(fā)達國家水平，在未來相當長的一段時間，江蘇人口城鎮(zhèn)化進程將會不斷加快，這無疑加大了碳排放增長壓力。如何在江蘇全面推進新型城鎮(zhèn)化建設進程中把握又好又快發(fā)展的原則，這是學者和決策者需要認真探討的問題。

作者：杜運偉黃濤珍康國定單位：南京郵電大學地理與生物信息學院河海大學公共管理學院