臧良震，張彩虹

（北京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100083）

1 問(wèn)題的提出

近年來(lái)，隨著城市化進(jìn)程的加快和經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人類活動(dòng)所排放的溫室氣體在大氣中不斷累積和增加，使得全球溫室效應(yīng)變得越來(lái)越嚴(yán)重。據(jù)美國(guó)CO2信息分析中心估算，從2010～2011年，中國(guó)的CO2排放量由82.87億噸增加到91.10億噸，增長(zhǎng)了9.93%，遠(yuǎn)高于全球3.04%的增長(zhǎng)速度，位于世界第三位。在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，我國(guó)在碳減排方面面臨著巨大的挑戰(zhàn)，因此，研究溫室氣體減排背景下中國(guó)城市化進(jìn)程、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和碳排放之間的關(guān)系具有重要的意義。本文在已有研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用脈沖響應(yīng)等分析方法對(duì)我國(guó)城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和CO2排放量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，從而更好的反映三者之間的作用機(jī)制。

2 實(shí)證研究

2.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

城市化發(fā)展過(guò)程中最明顯的特征是城鎮(zhèn)人口數(shù)量的增加，但是由于隨著時(shí)間的推移，其總?cè)丝谝苍诓粩嘧兓虼顺擎?zhèn)人口的絕對(duì)數(shù)量并不能較好的反映城市化的發(fā)展水平，本文采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛楹饬砍鞘谢l(fā)展水平的主要指標(biāo)，記為URB。當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)快速發(fā)展的勢(shì)頭，然而長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式以數(shù)量規(guī)模擴(kuò)張為主，并且具有高積累、低消費(fèi)的特點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展主要依賴于投資，長(zhǎng)期消費(fèi)嚴(yán)重不足，因此消費(fèi)與投資之間的長(zhǎng)期失衡將不利于我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)發(fā)展。消費(fèi)支出總額占支出法計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重可以在一定程度上反映出當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)來(lái)源，因此選用該指標(biāo)作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的評(píng)價(jià)指標(biāo)，記為CON。在碳排放方面，本文選取歷年我國(guó)CO2排放總量作為衡量指標(biāo)，記為CO2。

在本研究中，城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎財(cái)?shù)據(jù)和消費(fèi)支出占GDP比重?cái)?shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1952～2004》，CO2排放量數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)CO2信息分析中心所公布的數(shù)據(jù)，但由于可獲得的最新的CO2排放量數(shù)據(jù)時(shí)間為2008年，之后年度數(shù)據(jù)主要為預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，因此，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以1952～2008年作為研究的時(shí)間跨度，共計(jì)57年。由于選取的時(shí)間較長(zhǎng)，數(shù)據(jù)會(huì)存在一定的劇烈波動(dòng)性，為在不改變時(shí)間序列數(shù)據(jù)特征的基礎(chǔ)上消除可能存在的異方差，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，分別記為lnURB、lnCON和ln CO2。

2.2 單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行VAR分析之前，首先判定城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、CO2排放量三個(gè)變量是否穩(wěn)定，若不穩(wěn)定則所建立的回歸為偽回歸，故對(duì)三個(gè)變量的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若存在單位根則說(shuō)明不平穩(wěn)。在此，選用增廣迪基—福勒檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，具體結(jié)果見(jiàn)表1。從表中可以看出，lnURB、lnCON和lnCO2的ADF值都大于5%水平下的臨界值，而經(jīng)過(guò)一階差分后△lnURB、△lnCON和△lnCO2的ADF值均小于1%水平下的臨界值，因此可以說(shuō)明，三個(gè)變量的原序列是不平穩(wěn)的，而一階差分后是平穩(wěn)的，即三個(gè)變量都是一階單整I（1）。

2.3 VAR模型滯后階數(shù)p的確定

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

在建立VAR模型之前，首先對(duì)滯后階數(shù)進(jìn)行確定，考慮到既要用足夠數(shù)目的滯后項(xiàng)來(lái)反映所建模型的動(dòng)態(tài)特征，又要保證足夠數(shù)目的自由度，在此，運(yùn)用LR、FPE、AIC、SC和HQ等幾種準(zhǔn)則來(lái)檢驗(yàn)VAR模型的最佳滯后階數(shù)，結(jié)果見(jiàn)表2所示。表2的結(jié)果顯示，在5種評(píng)價(jià)準(zhǔn)則下，最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

2.4 協(xié)整檢驗(yàn)

由于原水平序列為非平穩(wěn)序列，而各自的差分序列為I（1）的平穩(wěn)序列，因此不能用傳統(tǒng)的回歸分析進(jìn)行分析和檢驗(yàn)，故采用協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)驗(yàn)證各個(gè)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在此，本文在選取最優(yōu)滯后階數(shù)為2的條件下運(yùn)用Johansen檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表3所示。從表中可以看出，無(wú)論是跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)還是最大特征值檢驗(yàn)，均在5%的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，而接受有一個(gè)協(xié)整方程的假設(shè)，故變量lnURB、lnCON和lnCO2之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此可以表明，雖然在短期內(nèi)城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和CO2排放量之間呈現(xiàn)波動(dòng)的態(tài)勢(shì)，但是三者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

2.5 VAR模型的構(gòu)建與估計(jì)

C.A.Sims于1980年提出向量自回歸模型，它將系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型，主要用于分析各變量之間的長(zhǎng)期均衡和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。在已經(jīng)確定VAR模型最有滯后階數(shù)為2的條件下，本文構(gòu)建以下模型（VAR（2））來(lái)分析城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和CO2排放量之間的關(guān)系：

其中，t表示時(shí)間；y是3維內(nèi)生變量列向量{lnURB，lnCON，lnCO2}；3×1維矩陣Φ0和3×3維矩陣Φ1和Φ2分別表示待估計(jì)的系數(shù)矩陣；ε是3維擾動(dòng)列向量。運(yùn)用EViews6.0軟件對(duì)城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和CO2排放量的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理分析，VAR（2）的估計(jì)結(jié)果如下所示：

從VAR（2）估計(jì)結(jié)果中可以看出，城市化每變動(dòng)1%，其滯后一期項(xiàng)變動(dòng)1.24%，滯后二期項(xiàng)變動(dòng)-0.24%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式滯后一期項(xiàng)變動(dòng)-0.03%，滯后二期項(xiàng)變動(dòng)0.19%，CO2排放量滯后一期項(xiàng)變動(dòng)0.12%，滯后二期項(xiàng)變動(dòng)-0.10%。以此類推可知，城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和CO2排放量受自身滯后一階變化影響最大。為了進(jìn)一步分析三者之間的沖擊影響及長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)趨勢(shì)，本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)加以分析。

在進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，應(yīng)對(duì)建立的VAR模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文用AR根圖來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，若模型是穩(wěn)定的，則VAR模型所有根模的倒數(shù)均小于1，即全部在單位圓內(nèi)，否則模型不穩(wěn)定。從圖1可以看出，所有根模的倒數(shù)均在單位圓內(nèi)，因此本文構(gòu)建的VAR模型具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性。

圖1 VAR特征多項(xiàng)式根模倒數(shù)

2.6 脈沖響應(yīng)分析

在所構(gòu)建的城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和CO2排放量這個(gè)系統(tǒng)中，當(dāng)某一因素變動(dòng)時(shí)，每一個(gè)子系統(tǒng)不僅會(huì)受到影響，還會(huì)連帶其它子系統(tǒng)的運(yùn)行，脈沖響應(yīng)分析方法是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化或模型受到?jīng)_擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，因此本文用此方法進(jìn)一步進(jìn)行研究。圖2顯示了三者之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

圖2中的四個(gè)圖形分別反映了城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式對(duì)城市化以及兩者對(duì)CO2排放量的脈沖響應(yīng)關(guān)系。從圖中可知，在給城市化一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式從第1期開(kāi)始始終保持負(fù)向效應(yīng)，波動(dòng)性不強(qiáng)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式對(duì)城市化的脈沖響應(yīng)圖中，城市化在受到當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，在第1期的反應(yīng)零，在第2期達(dá)到負(fù)向最大值，之后負(fù)向效應(yīng)逐漸減弱，在滯后5期開(kāi)始轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)?？傮w來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式對(duì)城市化的一個(gè)沖擊使得城市化在短期內(nèi)呈現(xiàn)小幅度的波動(dòng)，之后一直保持持續(xù)的促進(jìn)作用。CO2排放量在本期受到城市化一個(gè)正沖擊之后，其反應(yīng)在第1期開(kāi)始表現(xiàn)出正向效應(yīng)并始終持續(xù)，可見(jiàn)城市化對(duì)CO2排放量具有較大的拉動(dòng)作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式在本期的一個(gè)正向沖擊會(huì)使CO2排放量在第1期產(chǎn)生較強(qiáng)的負(fù)向效應(yīng)，在第2期達(dá)到最小值，之后開(kāi)始上升，在第6期表現(xiàn)出正向效應(yīng)之后在第10期又開(kāi)始轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向效應(yīng)，始終處于0值以下。

以上這些沖擊結(jié)果與當(dāng)前中國(guó)城市化進(jìn)程的模式和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的來(lái)源密切相關(guān)。根據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)在1952年之時(shí)城鎮(zhèn)人口所占的比例僅為12.46%，而到2008年城鎮(zhèn)人口比例達(dá)到46.99%，城市人口比例的增加導(dǎo)致城市規(guī)模的不斷擴(kuò)大，從而迫使更多的資金投資于城市建設(shè)，這使得我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式仍然保持以投資拉動(dòng)為主，因此，以城市人口比例大規(guī)模增長(zhǎng)為主的城市化進(jìn)程在一定程度上不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，但是，從長(zhǎng)期來(lái)看，這種效果在逐步減弱。當(dāng)前我國(guó)的人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)是現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的一種結(jié)果和現(xiàn)象，當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式能夠推動(dòng)我國(guó)的城市化進(jìn)程，雖然從1952年到2008年消費(fèi)支出占GDP的比重由78.9%下降為48.6%，但是其仍然超過(guò)資本形成率，因此當(dāng)前的這種經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式能夠?qū)θ丝诮Y(jié)構(gòu)的變動(dòng)產(chǎn)生一定的正向傳導(dǎo)效果，但是由于比重逐步下降的原因，導(dǎo)致這種效應(yīng)影響也逐步減弱。我國(guó)人口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)會(huì)在較大程度上增加CO2的排放量，伴隨著城市化進(jìn)程，人口規(guī)模急劇膨脹，導(dǎo)致能源消費(fèi)迅速猛增，使得工業(yè)碳排放和生活碳排放逐年增加。1952年，我國(guó)的CO2排放量?jī)H有1.28億噸，然而到2008年，CO2排放量增加到70.27億噸，由此可見(jiàn)，我國(guó)CO2的排放量隨著城鎮(zhèn)人口比重的逐年提高而急劇增加，并且這種效應(yīng)具有較長(zhǎng)的持續(xù)性。當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式對(duì)我國(guó)CO2的排放量具有一定的負(fù)向效應(yīng)，在開(kāi)始之初具有很強(qiáng)反作用力，具有較強(qiáng)的CO2減排作用，然而由于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式仍然是以犧牲資源環(huán)境為代價(jià)的粗放型發(fā)展方式，消費(fèi)支出所占的比重逐年下降，因此這造成今后一段時(shí)間內(nèi)所起的作用并不明顯，這也說(shuō)明當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式不利于CO2的減排。

圖2 脈沖響應(yīng)結(jié)果

3 結(jié)論

本文基于1952～2008年中國(guó)城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和CO2排放量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了三者之間的協(xié)整關(guān)系，建立了向量自回歸模型，并運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了三者之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系，通過(guò)研究，得到如下結(jié)論：從長(zhǎng)期來(lái)看，城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和CO2排放量三者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系；城市化的發(fā)展對(duì)當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式具有負(fù)向影響，即當(dāng)前過(guò)快的城市化進(jìn)程不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變；同時(shí)，由于消費(fèi)支出在GDP中所占的比重較低，當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式雖然能夠推動(dòng)城市化進(jìn)程，但是影響效果并不明顯，影響也具有一定的滯后性；城市化進(jìn)程的變動(dòng)對(duì)CO2排放的影響較大，在長(zhǎng)期內(nèi)均保持明顯的正向沖擊，即隨著城市化進(jìn)程的加快，CO2排放量不斷增加；消費(fèi)支出占GDP比重的沖擊使得CO2排放量在短期內(nèi)保持較為明顯的負(fù)向效應(yīng)，但是長(zhǎng)期效果不明顯，即當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式對(duì)CO2的減排效果不明顯。

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