傅雨凝 杜延軍

摘 要：城鎮(zhèn)化與碳排放之間的關(guān)系影響到經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、居民收入增加以及綜合國力增強(qiáng)，研究城鎮(zhèn)化與碳排放之間的關(guān)系具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。目前，我國的城鎮(zhèn)化發(fā)展平穩(wěn)有序，同時，碳排放量也急劇增加，如何在發(fā)展城鎮(zhèn)化的同時降低碳排放量是亟待解決的難題。本文以1995年至2016年省級面板數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建靜態(tài)面板STIRPAT模型和空間面板STIRPAT模型。靜態(tài)面板STIRPAT模型表明，人口規(guī)模、人均GDP以及能源消費(fèi)強(qiáng)度與碳排放之間存在正相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化與碳排放存在倒“U”型關(guān)系;空間面板STIRPAT模型在論證上述結(jié)論的基礎(chǔ)上還推導(dǎo)出相鄰省份城鎮(zhèn)化率與碳排量存在倒“U”型關(guān)系。最后，針對實(shí)證結(jié)果，提出具有針對性的建議。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化;碳排放;靜態(tài)面板STIRPAT模型;空間面板STIRPAT模型

中圖分類號：F291文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1008-4428（2019）05-0179-04

一、 研究背景和意義

經(jīng)濟(jì)的巨大進(jìn)步離不開全球化的快速發(fā)展，與此同時，環(huán)境的破壞與污染也在進(jìn)一步加劇。最具代表性的就是溫室氣體二氧化碳的排放日益增多，帶來許多不良后果，如全球氣溫升高、海平面上升、生態(tài)環(huán)境遭受破壞以及水資源失衡等等。這些不良后果直接導(dǎo)致人類生存環(huán)境遭受威脅。政府間氣候變化專門委員會在2007年的綜合報告中指出，截至2004年底，CO2的排放量占世界溫室氣體排放總量的76.7%，二氧化碳排放量過多產(chǎn)生的問題不容忽視，如何控制二氧化碳排放量是世界各國急需解決的一大難題。

中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的發(fā)展經(jīng)歷過兩個階段。2000年以前，中國的城鎮(zhèn)化進(jìn)程發(fā)展慢，較少數(shù)量的農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)居民，城市的地理范圍擴(kuò)張速度較慢。在2000年以后，中國的城鎮(zhèn)化進(jìn)程加速，大量農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)居民，城市擴(kuò)張速度與日俱增，各種城鎮(zhèn)配套設(shè)施日益完備，中國的城鎮(zhèn)化進(jìn)程在不斷加速中前進(jìn)。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加速，一方面提高了人民群眾的生活水平，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展。另一方面，城鎮(zhèn)化過程又加快了資源和化石能源的消耗，增加了二氧化碳的排放量，對環(huán)境帶來污染。因此，城鎮(zhèn)化是一把“雙刃劍”，如何利用城鎮(zhèn)化的優(yōu)勢且避免城鎮(zhèn)化帶來的負(fù)面影響，是各國亟待解決的問題。

明確城鎮(zhèn)化與二氧化碳排放的關(guān)系有利于尋找減少碳排放、加速城鎮(zhèn)化發(fā)展的有效措施。國內(nèi)外很多學(xué)者只注重在一個區(qū)域內(nèi)研究兩者之間的關(guān)系，局部片面的驗證兩者之間的關(guān)系，但是空間計量理論表明，數(shù)據(jù)間存在空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性，由此，可以認(rèn)為城鎮(zhèn)化對碳排放的影響不僅僅表現(xiàn)在局部地區(qū)，相鄰地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展也會對本地區(qū)的碳排放產(chǎn)生影響。

城鎮(zhèn)化與碳排放之間關(guān)系的研究可以以STIRPAT模型理論作為基石，加入空間計量的方法，構(gòu)建空間STIRPAT模型，這樣既可以研究本地區(qū)城鎮(zhèn)化與碳排放之間的關(guān)系，又兼顧考慮了相鄰地區(qū)與碳排放之間的關(guān)系。

二、 STIRPAT模型和碳排放研究現(xiàn)狀

（一）STIRPAT模型

Ehrlich和Holden于1971年提出IPAT模型，模型主要用來分析人文因素對碳排放的影響，得到業(yè)界認(rèn)同。但是隨著模型的使用，人們發(fā)現(xiàn)該模型存在一定的缺陷。在1994年，Dietz和Rosa對IPAT模型進(jìn)行了推廣，發(fā)展出STIRPAT模型，STIRPAT模型不僅保留了原始模型中的重要變量，并且使得該模型的運(yùn)用范圍更加廣泛，更加易于實(shí)證分析碳排放的影響因素。STIRPAT模型表達(dá)式如下：

（二） 碳排放研究現(xiàn)狀

國內(nèi)外學(xué)者對STIRPAT模型進(jìn)行了大量研究。Shi（2003）以93個國家1975—1996年的數(shù)據(jù)為樣本，研究結(jié)果表明：人口因素對發(fā)展中國家二氧化碳排放量的影響比對發(fā)達(dá)國家二氧化碳排放量的影響更加顯著。Lin.S.等（2009）以1978—2006年的數(shù)據(jù)為樣本，結(jié)合路徑分析法和STIRPAT模型，考察環(huán)境污染的影響因素，研究結(jié)果表明：人口因素對環(huán)境的影響最為顯著，城鎮(zhèn)化水平次之。

宋德勇等（2011）以1995—2008年的省市數(shù)據(jù)為樣本，采用STIRPAT模型研究省市城鎮(zhèn)二氧化碳排放量和中國整體二氧化碳排放量之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明：省市城鎮(zhèn)二氧化碳排放量與中國整體二氧化碳排放量兩者關(guān)系顯著，存在正相關(guān)關(guān)系。黃蕊（2013）以重慶市1980—2010年能源消費(fèi)的時間序列數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建STIRPAT模型，采用嶺回歸技術(shù)探討富裕程度、人口數(shù)量、產(chǎn)業(yè)布局、城鎮(zhèn)化率以及能源強(qiáng)度與二氧化碳排放量的關(guān)系，結(jié)果表明：碳排放量隨著第三產(chǎn)業(yè)比重的增加而減少，隨著人口的增加而增加，人口因素是碳排放量最大的正向影響因素。

三、 模型構(gòu)造

（一）靜態(tài)面板STIRPAT模型

基于STIRPAT研究城鎮(zhèn)化與碳排放之間的關(guān)系。由于模型1參數(shù)是非線性的，因此需要對模型兩邊取自然對數(shù)，得到線性模型如下：

模型2中沒有城鎮(zhèn)化變量，為了引入該變量，需要對人口規(guī)模進(jìn)行分解，將人口規(guī)模分解成總?cè)丝诤统擎?zhèn)化率，分別用P和U表示。居民的富裕程度用人均生產(chǎn)總值PGDP表示，技術(shù)水平用能源消費(fèi)強(qiáng)度EN表示。這樣，STIRPAT模型經(jīng)過變換可以表示為：

環(huán)境庫茲涅茲曲線表明，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，碳排放量隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而增加，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度后，碳排放量隨經(jīng)濟(jì)的發(fā)展卻減少，二者存在倒“U”型關(guān)系。由于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化之間存在正相關(guān)關(guān)系，為了研究城鎮(zhèn)化與碳排放量之間的關(guān)系，可以在式（3）中引入城鎮(zhèn)化率的平方項，表達(dá)式如下所示：

通過對人口規(guī)模的分解以及參考經(jīng)濟(jì)發(fā)展與碳排放之間的關(guān)系，構(gòu)造了模型（4），這一模型由于引入了省份以及年份信息，因此該模型是城鎮(zhèn)化與碳排放的靜態(tài)面板STIRPAT模型。

（二） 空間面板STIRPAT模型

靜態(tài)面板STIRPAT模型雖然能夠在一定程度上描述城鎮(zhèn)化與碳排放之間的關(guān)系，但不足之處在于，它們將各個省份當(dāng)作獨(dú)立對象來考察，這與現(xiàn)實(shí)并不相符。由于碳排放在空間上并不獨(dú)立，相鄰省份之間碳排放量有相似的增長或下降趨勢，這一點(diǎn)無法在靜態(tài)面板中體現(xiàn)。同時城鎮(zhèn)化空間溢出效應(yīng)的存在，即本省城鎮(zhèn)化率的高低會影響相鄰省份的碳排放量。因此，應(yīng)該構(gòu)造更加符合實(shí)際情況的模型，將碳排放的空間相關(guān)性以及城鎮(zhèn)化空間溢出效應(yīng)納入模型中，構(gòu)建空間面板STIRPAT模型。

基于空間計量理論，可設(shè)定三個空間計量模型，表達(dá)式如下所示：

其中，W表示空間權(quán)重矩陣，βi是未知參數(shù)，表示Kronecker乘積，其他變量同前。通過構(gòu)建三個空間計量模型，來考察城鎮(zhèn)化與碳排放之間的關(guān)系。

四、 變量說明與數(shù)據(jù)來源

（一）變量描述

1. 碳排放量

碳排放量無法直接得到，只能通過相關(guān)能源數(shù)據(jù)間接計算得出。獲取煤炭、柴油、汽油、煤油、原油、燃料油、焦炭和天然氣這八種能源的數(shù)據(jù)，以及相應(yīng)的碳排放系數(shù)，將能源與碳排放系數(shù)相乘求和即為碳排放量。碳排放的計算公式為：

2. 人口規(guī)模

人口規(guī)模用各省的總?cè)藬?shù)表示。

3. 城鎮(zhèn)化率

城鎮(zhèn)化率用各省的城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋壤齺肀硎尽?/p>

4. 富裕程度

富裕程度用人均GDP來表示。

5. 能源消費(fèi)強(qiáng)度

能源消費(fèi)強(qiáng)度用單位GDP能源消耗來表示。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選擇以1995年至2016年28個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本，綜合評估人口規(guī)模、人均GDP、能源消費(fèi)強(qiáng)度以及城鎮(zhèn)化對二氧化碳排放量的影響。由于存在通貨膨脹因素，因此對人均GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減。

五、 實(shí)證研究

（一）靜態(tài)面板STIRPAT模型實(shí)證

1. 單位根檢驗

由于本文使用的是時間序列數(shù)據(jù)，首先需要對變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。表1和表2表示在5%的顯著性水平下，各變量和變量經(jīng)過一階差分變換后在LLC檢驗、ADF檢驗以及 PP檢驗三種方法下的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果。

結(jié)果表明，變量在進(jìn)行一階差分變換之后，表現(xiàn)為平穩(wěn)，可繼續(xù)對模型進(jìn)行研究。

2. 模型實(shí)證

面板數(shù)據(jù)構(gòu)造模型主要有兩個選擇，一是固定效應(yīng)模型，二是隨機(jī)效應(yīng)模型。

需要采用Hausman檢驗方法確定模型形式，檢驗結(jié)果如表3所示：

Hausman檢驗的P值為0.013，在5%的顯著性水平下，可以通過檢驗，因此選擇固定效應(yīng)模型，形式如下：

以1995年至2016年的省級面板數(shù)據(jù)作為樣本，以廣義最小二乘法作為建模方法，對式（9）進(jìn)行估計，擬合參數(shù)結(jié)果如表4所示：

由表4可知，調(diào)整后的決定系數(shù)為0.862，模型的擬合效果達(dá)標(biāo)。F值為152.414，表明解釋變量總體對被解釋變量影響顯著。解釋變量的P值都小于0.05，表明全部變量都是顯著的。

LnP的系數(shù)為1.915，表明人口數(shù)量提高1%，碳排放量提高1.915%;lnPGDP的系數(shù)為1.273，表明人均GDP提高1%，碳排放量提高1.273%;lnEN的系數(shù)為1.308，表明能源消費(fèi)強(qiáng)度提高1%，碳排放量提高1.308%;U和U2系數(shù)分別為1.455和-1.996，表明城鎮(zhèn)化與碳排放存在倒“U”型關(guān)系。

由于U和U2的系數(shù)一正一負(fù)，表明城鎮(zhèn)化率和二氧化碳排放量之間存在倒“U”型關(guān)系。在城鎮(zhèn)化發(fā)展初期，二氧化碳排放量隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平提高而增加;若城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平繼續(xù)提升，二氧化碳的排放量會隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平減少。我們可以理解為，在城鎮(zhèn)化發(fā)展初期人們只顧追求經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展而忽視環(huán)境問題，化石能源的頻繁使用，產(chǎn)生大量廢氣導(dǎo)致碳排放量劇增。在城鎮(zhèn)化發(fā)展上升到某個特定水平后，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展相較之前大幅度提升，為追求高品質(zhì)的生活，人們更加注重環(huán)境保護(hù)問題，走可持續(xù)發(fā)展的道路，環(huán)保意識增強(qiáng)，在一定程度上減少了碳排放量。同時，城鎮(zhèn)化的發(fā)展也推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，技術(shù)方面更加傾向于清潔能源技術(shù)，這也降低了碳排放量。

在確定城鎮(zhèn)化與碳排放量之間存在倒“U”型關(guān)系后，為尋找城鎮(zhèn)化和二氧化碳關(guān)系發(fā)生變化的拐點(diǎn)，設(shè)定只有二氧化碳排放量和城鎮(zhèn)化這兩個變量的模型，不考慮其他因素對碳排放的影響，模型設(shè)定如下：

式（10）計算出來的拐點(diǎn)為57.21%，式（9）計算出來的拐點(diǎn)為24.88%，兩者差距較大，說明需要建立更為有效的模型，可考慮空間溢出效應(yīng)對模型的影響。

（二） 空間STIRPAT的模型實(shí)證分析

1. 空間相關(guān)性檢驗

構(gòu)建空間計量模型之前需要對變量進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗。本文采用針對全局檢驗的Moran I指數(shù)進(jìn)行檢驗，碳排放和城鎮(zhèn)化率的MoranI指數(shù)檢驗結(jié)果如表5所示：

表5和表6表明，二氧化碳排放和城鎮(zhèn)化率的MoranI指數(shù)的P值顯著為0，且值為正，表示兩者都具有正的空間相關(guān)性。

2. 模型檢驗

模型的檢驗思路為：首先檢驗?zāi)Ｐ偷目臻g性，然后判斷模型是屬于上文討論的空間滯后模型、空間誤差模型以及空間杜賓模型中的哪一個，最后，確定一個最優(yōu)的模型。為了確定模型是否存在空間性，對數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘擬合，空間滯后擬合、空間誤差擬合以及空間杜賓擬合，四種模型調(diào)整后的可決系數(shù)分別為：0.862，0.94，0.94，0.94，因此模型存在空間性。

為了在空間滯后模型、空間誤差模型以及空間杜賓模型中選擇最優(yōu)模型，對模型采取穩(wěn)健的LM檢驗和Wald檢驗，檢驗結(jié)果如表7：

表7表明，除了LM檢驗之外，Wald檢驗的P值均小于0.05，這表示空間杜賓模型是最合適的模型。