中國(guó)城市化與碳排放關(guān)系實(shí)證分析

中國(guó)城市化與碳排放關(guān)系實(shí)證分析摘要:我國(guó)的城市化與碳排放量之間存在著高度的正相關(guān)性。在短期內(nèi),碳排放量與城市化水平之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)前碳排放偏離均衡水平的調(diào)整力度較大;長(zhǎng)期內(nèi),碳排放量的增加會(huì)伴隨著短期城市化水平的提升；兩者之間的相互作用還存在一定的時(shí)間延滯;城市化是碳排放量持續(xù)增長(zhǎng)的Ｇrangｅr原因,但碳排放卻不是城市化水平提升的Grangeｒ原因。因此，我國(guó)在推進(jìn)城市化進(jìn)程中必須注重環(huán)境保護(hù)，建設(shè)低碳城市.關(guān)鍵詞：碳排放;城市化；城市的Ｕ型反轉(zhuǎn)；能源消費(fèi)；城市代謝;土地利用方式；低碳城市ＥｍpiriｃａlAnalysisofＤynamｉcRｅlａt(yī)ｉonshipbetｗeeｎUrｂanｉzatiｏnａnｄCarbonEmｉssioｎLeｖｅｌiｎChｉｎaHEJiduo(PartySchoｏｌofＣhangｓhａYueluＤisｔrictＣoｍｍｉｔｔeeofC。Ｐ．Ｃ，Cｈanｇsha43０0１3,Cｈiｎａ）Abstrａct：Theuｒbaｎｉｚａt(yī)ionanｄcaｒbonｅmissｉｏnsinCｈinahaｖeｇreaｔlypｏsｉｔivecoｒrｅlaｔion.Iｎｔｈeshoｒtｔerm,ｔｈelｏngruneqｕiｌibｒｉumｒeｌaｔionsｈiｐofcaｒｂｏｎｅmｉssiｏnｓaｎduｒbanizaｔionｌeｖelgreａt(yī)lyinfｌueｎcesｄeｖｉaｔiｏnｆroｍｔｈecurrｅntｅｑｕｉliｂriｕmｌｅｖｅlｏfcarbｏnemissｉons；ｉｎthelonｇterm，ｔheincreasｅｉｎcarｂｏneｍisｓiｏnｓiｓasｓocｉａｔedwｉｔｈshortteｒｍｕrbanizaｔioｎleveluｐｓurｇe。Ｔheintｅrａcｔionbｅtｗｅe(cuò)nurbanｉzaｔｉonanｄｃarbｏｎemissiｏnsｉnChｉｎaｈasａpｈeｎomｅnonofｔimｅdelay.！AｎｄurｂanizａｔｉｏniscarbｏnｅｍｉｓｓioｎｓＧrangercausaｌｉty，buｔcaｒbonｅｍiｓsｉoｎsａrｅnｏtｕrbaｎｉzationGrangerｃausality.Ｔhｅｒeｆore,tｈepｕsｈｏnｔhｅuｒｂaniｚａt(yī)ioｎｉnＣhinashouｌdｃoｎｃerｎabｏutcａrbonｅmissiｏｎs，focusonenvｉｒｏnmeｎtaｌproｔｅcｔioｎ,andｂuildｔheLowｃａrboｎＣity.Keyｗｏrｄs：ｃarbｏnｅmisｓｉoｎs；urｂaniｚatiｏｎ；urbａｎＵ—ｓhapereｖｅrsiｏｎ；eneｒｇyconｓuｍｐｔｉｏn;urｂａnmetaｂolｉｓm;laｎｄuｓｅｍｅthod;ｌｏｗｃarboncｉtｙ一、引言20０9年1２月的哥本哈根氣候變化峰會(huì)再一次將全世界的目光聚焦到二氧化碳的排放和環(huán)境問題上.根據(jù)國(guó)際能源署（IEA)、世界資源研究所（WRI）、荷蘭環(huán)境評(píng)估局（ＭNP)、英國(guó)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估公司Maｐlecrｏft等多家研究機(jī)構(gòu)的報(bào)告,2009年中國(guó)二氧化碳排放總量已超過美國(guó),躍居世界第一.雖然中國(guó)的人均排放量(４。１噸)，只占美國(guó)的１／5、英國(guó)的1/2，低于世界平均水平(４。3噸），但隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，碳排放量不可避免地會(huì)持續(xù)增加。同時(shí)，隨著中國(guó)的城市化進(jìn)程的不斷加快，農(nóng)村人口持續(xù)向城市遷移，農(nóng)村土地向城市用地轉(zhuǎn)化，碳收支嚴(yán)重失衡，環(huán)境保護(hù)問題日益突出。因此分析碳排放的影響因素,進(jìn)而擴(kuò)大碳匯、減少碳源，實(shí)現(xiàn)碳循環(huán)的正常運(yùn)轉(zhuǎn)已經(jīng)成為國(guó)內(nèi)外討論的熱點(diǎn)問題之一.在國(guó)外，為了分析和表達(dá)人類活動(dòng)對(duì)環(huán)境的影響，Ehrlich等學(xué)者在１970年初先后提出了環(huán)境影響方程，即IＰＡT方程,把環(huán)境影響歸結(jié)為人口、富裕度、技術(shù)三個(gè)關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)力乘積的結(jié)果,清晰而簡(jiǎn)潔地闡釋環(huán)境影響如何隨驅(qū)動(dòng)力的變化而變化，因而在CO2減排上也得到廣泛的應(yīng)用。［１]1989年日本教授YoichｉＫaya在IPCC的一次研討會(huì)上提出用Kaya恒等式反映出能源結(jié)構(gòu)碳強(qiáng)度、單位ＧDＰ能源強(qiáng)度、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)CO2排放量的影響程度.［2]1991年,美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Ｇ．Ｇrossmaｎ和Ａ．Ｋureger提出了環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，反映出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染之間存在倒Ｕ型的關(guān)系，成為分析CＯ２排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的主要方法。［３]但是迄今為止尚未形成明確的定論。已有研究驗(yàn)證了CO2和人均收入之間分別存在著線性、二次和三次遞減形式關(guān)系，其中以支持CＯ２的EＫＣ曲線存在的有效證據(jù)居多,但是文獻(xiàn)中EKC曲線峰值對(duì)應(yīng)的人均收入差異卻很大。[4］２０08年,SｖｉrｅjevaHopkin等提出了一個(gè)基于人口密度空間分布的雙參數(shù)I分布!模型，該模型基于區(qū)域和世界碳排放和城市碳輸出的動(dòng)態(tài)對(duì)城市化進(jìn)行了情景預(yù)測(cè)，并對(duì)城市年碳平衡進(jìn)行了估算。［5]在國(guó)內(nèi)，徐國(guó)泉等（2００６)基于碳排放量的基本等式，采用對(duì)數(shù)平均權(quán)重Divisia分解法，定量分析了１９95?2004年間,能源結(jié)構(gòu)、能源效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素的變化對(duì)中國(guó)人均碳排放的影響。結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)拉動(dòng)中國(guó)人均碳排放的貢獻(xiàn)率呈指數(shù)增長(zhǎng),而能源效率和能源結(jié)構(gòu)對(duì)抑制中國(guó)人均碳排放的貢獻(xiàn)率都呈倒U!型。這說明能源效率對(duì)抑制中國(guó)碳排放的作用在減弱,以煤為主的能源結(jié)構(gòu)未發(fā)生根本性變化,能源效率和能源結(jié)構(gòu)的抑制作用難以抵銷由經(jīng)濟(jì)發(fā)展拉動(dòng)的中國(guó)碳排放量增長(zhǎng)。［６］胡初枝、黃賢金等（2０08)運(yùn)用ＥＫC模型,采用平均分配余量的分解方法，利用我國(guó)1９9０?２０05年經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和碳排放強(qiáng)度的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放之間呈現(xiàn)出N！型關(guān)系，經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)碳排放變動(dòng)具有增量效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)碳排放具有一定的減量效應(yīng),但抑制作用并不明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍有待優(yōu)化;技術(shù)效應(yīng)波動(dòng)性較大，總體上具有正的效應(yīng)，從減少碳排放角度來看，現(xiàn)行技術(shù)對(duì)降低碳排放并未發(fā)揮優(yōu)勢(shì).[7］林伯強(qiáng)、蔣竺均（2009）采用對(duì)數(shù)平均迪式分解法（LＭDＩ)和STＩRPA模型，分析影響中國(guó)人均二氧化碳排放的主要因素,解析差異原因。其主要結(jié)論是中國(guó)二氧化碳庫(kù)茲涅茨曲線的理論拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的人均收入是37170元(即2020年左右).除了人均收入外，能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)都對(duì)二氧化碳排放有顯著影響。［８］而宋德勇等（2０09)則認(rèn)為有效控制和減少碳排放的根本途徑在于切實(shí)轉(zhuǎn)變?cè)鲩L(zhǎng)方式.[9］上述的研究各具特色,著重分析了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)碳排放的影響,但很少涉及城市化與碳排放的相關(guān)動(dòng)態(tài)研究。本文正是從這一角度，試圖分析碳排放與城市化這兩種重要的現(xiàn)代化！特征之間短期、長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)關(guān)系.具體方法是采用中國(guó)1978?2０0８年城市化與碳排放量的年度時(shí)間序列，借助協(xié)整理論考察我國(guó)碳排放與城市化水平的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,進(jìn)而利用誤差修正模型分析二者之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，并運(yùn)用Grａngｅr檢驗(yàn)分析二者因果關(guān)系，最后提出相應(yīng)的政策建議。二、城市化影響CＯ２排放量的理論分析從社會(huì)發(fā)展過程看，由于工業(yè)革命導(dǎo)致大規(guī)模地使用化石燃料，在過去的２０0年間，全球CO２排放量和城市化水平一直在同步穩(wěn)定增長(zhǎng),目前均有加快的趨勢(shì)。在工業(yè)革命前夕，全球的城市化水平在6%左右,CＯ２濃度為280ppｍ左右。到了2007年，全球的城市化水平達(dá)到了5０％，CO2濃度為383.1pｐｍ（而危險(xiǎn)值為3８5ｐｐm)，全球平均氣溫也比工業(yè)革命時(shí)期上升了０．74＃.［10］城市作為人口、建筑、工業(yè)、交通、消費(fèi)的集中地，一直是高耗能、高碳排放的重災(zāi)區(qū)!.據(jù)統(tǒng)計(jì),全世界城市消耗的能源占全球的７5%,溫室氣體排放量占全球的8０%.根據(jù)已有的理論成果,城市化主要在以下方面對(duì)CＯ2排放量產(chǎn)生影響:1。能源消費(fèi)增加２0世紀(jì)全球的能源消耗量增加了16倍，CＯ２的排放量增加了10倍.全世界大部分高碳排放國(guó)家的能源消費(fèi)量與CO2的排放量增加趨勢(shì)顯著相關(guān)。城市能源消費(fèi)帶來的碳排放主要來源于以下方面：(1）工業(yè)生產(chǎn)、電力生產(chǎn)中的化石燃料燃燒;(2)燃料加工、運(yùn)輸以及工業(yè)使用過程中的泄漏和揮發(fā);（3）交通工具帶來的碳排放;（4）居民獨(dú)立采暖和生活爐灶中化石燃料的使用.［1１12]根據(jù)美國(guó)資料，由建筑物排放的CＯ２約占３9%,交通工具排放的CＯ2約占３3％,工業(yè)排放的ＣＯ２約占２8%（Bｒoｏｋｉngs,２008)。因此，改變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、提高能源利用效率是減少城市碳排放量的主要途徑之一。2．土地利用方式變化城市的迅速擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)致土地利用方式或覆蓋面遭受重大的變化，進(jìn)而從以下兩個(gè)方面影響碳排放：一是城市擴(kuò)張會(huì)帶來更多的工業(yè)及服務(wù)業(yè)碳排放、產(chǎn)品消費(fèi)碳排放及使用原材料帶來的間接碳排放；二是城市擴(kuò)張還會(huì)促進(jìn)地類轉(zhuǎn)化帶來非工業(yè)化碳排放，如森林或草地轉(zhuǎn)化為城市建筑用地,而建筑用地是重要的碳排放來源之一。李穎、黃賢金等（２０08）對(duì)江蘇省不同土地利用方式的碳排放效應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn),建設(shè)用地產(chǎn)生的ＣO2排放量占總排放的5０％以上,而且隨著建設(shè)用地的擴(kuò)展，碳排放強(qiáng)度有逐年增加的趨勢(shì)。[13]3.植被和土壤變化植被和土壤是城市系統(tǒng)的重要碳匯和碳庫(kù).雖然它們不能直接減少或增加CＯ2排放量，但是能吸收一部分ＣO2,間接減少CＯ2的排放量。而不少地區(qū)的城市擴(kuò)張是以農(nóng)田、森林、草地、濕地的破壞為代價(jià)的，這在一定程度上損害了大自然對(duì)ＣO2的吸收能力，間接增加了ＣＯ2排放量。因此,城市植被在降低大氣CO２濃度方面起著重要作用,但另一方面城市樹木、草地的維護(hù)也會(huì)帶來的一部分ＣO2排放。而城市土壤大部分長(zhǎng)期被硬化的地面覆蓋,既不能生長(zhǎng)植被,也不能接收雨水下滲,因此非城市景觀向城市景觀的轉(zhuǎn)化會(huì)強(qiáng)烈改變土壤碳庫(kù)和碳通量。４。城市代謝的增加城市代謝是將物質(zhì)、能量、食物等輸入城市系統(tǒng)，并將產(chǎn)品和廢物從城市系統(tǒng)中輸出的過程(Woｌmaｎ，1９６5)。［14]Ｋennｅdy等對(duì)世界五大洲8個(gè)都市區(qū)的城市代謝過程進(jìn)行了宏觀研究，發(fā)現(xiàn)大部分城市的污水、能源和原料等代謝量都呈明顯增加的趨勢(shì)。城市代謝的增加意味著城市足跡區(qū)面臨著較大的環(huán)境資源負(fù)擔(dān)，即ＣO2排放量在不斷增加.另外,從人口消費(fèi)角度來看，城市家庭的碳排放要高于農(nóng)村家庭。［1５］羅婷文（2005）的研究發(fā)現(xiàn),隨著城市化進(jìn)程的加速，1９93年以來，北京城市家庭食物人均及戶均碳消費(fèi)量呈明顯增加趨勢(shì)，主要原因是食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。食物碳消費(fèi)量與家庭收入、年齡結(jié)構(gòu)和教育水平等有一定的關(guān)系。這都是城市化水平提高引發(fā)的物質(zhì)代謝加快帶來的碳排放量增加。[１６］三、中國(guó)城市化與碳排放的關(guān)系實(shí)證１。變量及數(shù)據(jù)說明(1)城市化水平.由于城市化是一個(gè)涉及人口、空間、經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)換等的動(dòng)態(tài)過程，目前,學(xué)術(shù)界尚未就其衡量標(biāo)準(zhǔn)達(dá)成一致.比較常用的測(cè)算方法有：人口比重指標(biāo)法、調(diào)整系數(shù)法、農(nóng)村城鎮(zhèn)化指標(biāo)法、城鎮(zhèn)土地利用指標(biāo)法和現(xiàn)代城市化指標(biāo)法等5種,但是后4種方法在操作層面存在一些困難。[1７］因此,學(xué)界普遍采用人口比重指標(biāo)法，即用城市人口占總?cè)丝诘谋戎?％)！來衡量城市化水平.本文也將采用這一指標(biāo)來衡量我國(guó)的城市化水平，記為U。(２)碳排放量。對(duì)碳排放量本文采用以下公式進(jìn)行估算：其中,Ｃ為碳排放量，mｉ為i類能源的消費(fèi)量，Ｅ表示能源消費(fèi)總量，Ｆi表示ｉ類能源消費(fèi)量占總消費(fèi)量中的比重，Ｅ和Ｆi在%中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒＆中均可查到（見表1），為i類能源的碳排放系數(shù)。通過查閱有關(guān)文獻(xiàn),收集有關(guān)能源消耗的碳排放系數(shù)并進(jìn)行比較計(jì)算,最終取平均值確定為各能源消耗碳排放系數(shù)(見表２)。通過計(jì)算得到我國(guó)19７8?200８年的碳排放量（見表3)。表3說明我國(guó)１９78-２0０8年的城市化水平和碳排放量都呈增長(zhǎng)趨勢(shì)。城市化水平1９７8年只有17．９2%，至２00８年達(dá)到了4５.６8％，年均增長(zhǎng)5%左右；而碳排放量，1978年為３7612.９4萬噸，20０８年為16837０。１萬噸,年均增長(zhǎng)11．2%。為了消除原始數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對(duì)城市化水平和碳排放數(shù)據(jù)均做了取對(duì)數(shù)處理，分別記為lnU和ｌｎC。通過相關(guān)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩者相關(guān)系數(shù)為０。９731,說明兩者之間存在很強(qiáng)的正相關(guān)性,當(dāng)然其具體經(jīng)濟(jì)關(guān)系尚需借助計(jì)量方法進(jìn)行更為嚴(yán)密的檢驗(yàn).2．單位根檢驗(yàn)在設(shè)定模型形式和對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)之前,首先對(duì)lnC和ｌｎU數(shù)據(jù)序列及其差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其差分序列分別記為（ｌnＵ）和（lｎＣ）。ADＦ（ＡｕgmｅｎtｅdＤｉｃkｅyFulleｒ）單位根檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果如表3:檢驗(yàn)結(jié)果顯示，lnU以較大Ｐ值，即98％的概率接受原假設(shè)，存在單位根，說明該時(shí)間序列不平穩(wěn)。對(duì)lnU進(jìn)行一階差分，然后對(duì)?（lnＵ）進(jìn)行ＡＤＦ檢驗(yàn)，得出在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即為一階單整序列。同樣,ｌnＣ以較大P值,即98。9２％的概率接受原假設(shè),存在單位根，說明該時(shí)間序列不平穩(wěn)。對(duì)lｎC進(jìn)行一階差分，然后對(duì)?（lｎC）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得出在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即為一階單整序列。此時(shí)，即可對(duì)lnU、lnC進(jìn)行協(xié)整分析.3．協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整專門用來描述時(shí)間序列之間長(zhǎng)期趨同發(fā)展的關(guān)系。假定有兩個(gè)或多個(gè)I（ｎ）序列,如果存在某個(gè)線性組合,使得新得到的序列是平穩(wěn)的,那么這幾個(gè)時(shí)間序列之間是協(xié)整的，它們之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。反之,如果這些變量不是協(xié)整的，則它們之間不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。其常用的方法有２種：一種是基于回歸殘差的Ｅnｇle-Gｒａngｅr兩步法協(xié)整檢驗(yàn)；另一種是基于回歸系數(shù)的Johanseｎ檢驗(yàn)方法,包括Tｒace統(tǒng)計(jì)量和Max—Eｉｇeｎ統(tǒng)計(jì)量。本文采用后者進(jìn)行分析，由于該方法基于向量自回歸（ｖectorautｏｒｅgrｅssiｏn,VAR)模型，因此首先需要確定ＶAＲ模型的滯后階數(shù)。本文將利用ＡIC(Akaikeiｎｆｏrmａｔionｃｒiｔerion）和ＬR（ｌikｅlｉhoodrａt(yī)io）檢驗(yàn)方法來確定,檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示.由表4可知，根據(jù)AＩC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)為8,而根據(jù)LR統(tǒng)計(jì)量確定的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。由于本文所用樣本期較短,若滯后項(xiàng)過大，會(huì)導(dǎo)致自由度大量減小,直接影響到模型參數(shù)估計(jì)量的有效性，不宜選取過大的階數(shù),因此依據(jù)LＲ檢驗(yàn)方法確定滯后階數(shù)為２.在VAＲ（２）的基礎(chǔ)上,得出Ｊohaｎsen協(xié)整檢驗(yàn)的具體結(jié)果，如表５所示，其中趨勢(shì)假設(shè)為：時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在線性確定性趨勢(shì)，協(xié)整等式只有截距項(xiàng)。由表5可知，Ｔｒaｃe統(tǒng)計(jì)量和MａxEigeｎ統(tǒng)計(jì)量均在5%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整方程的原假設(shè)，而接受了存在一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，即ｌｎE與ｌｎＵ之間存在一個(gè)協(xié)整方程，其標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程為：回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，Ｒ２為0．９４６９19，調(diào)整后的R２為0.9４50８９，表明模型能解釋度達(dá)到9４%左右；Lｏglikelｉｈｏod(對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)值）為２6.68１４,其絕對(duì)值較大，說明模型較為精確；DＷ統(tǒng)計(jì)量為2.10６０89,接近２，說明模型不存在自相關(guān)現(xiàn)象;Ｆ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為517．３３75,其概率為0，通過F檢驗(yàn)，結(jié)果較為理想。由此可知，我國(guó)碳排放量與城市化水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且從長(zhǎng)期來看，改革開放以來我國(guó)城市化水平對(duì)碳排放水平的彈性系數(shù)為1。５８０4,即城市化水平每增長(zhǎng)1%,碳排放量將相應(yīng)的增長(zhǎng)1.580４%,說明城市化是導(dǎo)致我國(guó)碳排放量增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素。4。向量誤差修正模型協(xié)整分析表明,我國(guó)碳排放量與城市化水平之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,但不能確定二者之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，向量誤差修正模型(Vｅctｏrerrorｃorreｃtｉｏnmｏｄｅ，lVECM)可以解決這一問題。根據(jù)從一般到特殊的檢驗(yàn)準(zhǔn)則，逐步剔除t統(tǒng)計(jì)量未通過10％顯著性水平的解釋變量,模型最終估計(jì)結(jié)果見表７.其中向量誤差修正項(xiàng)為：調(diào)整后R2分別０.66464３和0。７１８5０5,說明回歸方程的擬合優(yōu)度較好；t統(tǒng)計(jì)值的絕對(duì)值都大于2，說明各項(xiàng)系數(shù)均通過ｔ檢驗(yàn)。同時(shí)，經(jīng)過遞歸殘差累積和檢驗(yàn)與遞歸殘差累積平方和檢驗(yàn),統(tǒng)計(jì)量均落在２倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi)，表明在樣本期內(nèi)上述向量誤差修正模型的系數(shù)是穩(wěn)定的.由表7可知：(1）在短期內(nèi)碳排放的波動(dòng)Ｄ（lnC)受到自身和城市化水平波動(dòng)的影響,其中滯后1期的碳排放變動(dòng)和滯后1、２期的城市化水平變動(dòng)對(duì)當(dāng)期的碳排放有較大影響，且滯后2期的碳排放對(duì)當(dāng)期的碳排放有抑制作用,也就是說一旦碳排放達(dá)到一定的限量,就會(huì)引起社會(huì)和政府的高度關(guān)注，繼而采取措施阻止碳排放的持續(xù)快速增長(zhǎng)。向量誤差修正項(xiàng)Et－1系數(shù)比較顯著,表明在短期內(nèi)，碳排放和城市化水平之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)前碳排放量偏離均衡水平的調(diào)整力度較大，這說明城市化是導(dǎo)致碳排放不斷增加的重要因素之一。（2)影響城市化水平的短期波動(dòng)D（lｎU)的較明顯的因素有滯后1、2期的城市化增長(zhǎng)變動(dòng),而滯后1、2期的碳排放對(duì)其影響較小。另外可知，在長(zhǎng)期內(nèi)碳排放和城市化水平之間存在正向相關(guān),但在短期內(nèi)，滯后1、2期的碳排放與城市化水平成負(fù)相關(guān),也就是說碳排放在短期內(nèi)的迅速提高會(huì)抑制城市化進(jìn)程。這在現(xiàn)實(shí)生活中也能找到根據(jù)。當(dāng)碳排放持續(xù)增加，導(dǎo)致空氣污染，環(huán)境惡化,且超出一定的界限,就會(huì)導(dǎo)致社會(huì)認(rèn)真審視城市化的利弊，且出現(xiàn)反城市化的現(xiàn)象。但從長(zhǎng)期來看，特別是從中國(guó)的國(guó)情來看,城市化是一個(gè)不可逆轉(zhuǎn)的趨勢(shì)。5．格蘭杰因果檢驗(yàn)上述協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正模型分別揭示了我國(guó)碳排放與城市化水平之間的長(zhǎng)期均衡和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系,但它們是否具有經(jīng)濟(jì)意義還需借助Grａｎｇer因果檢驗(yàn)（Grangeｒ,１969,Ｓiｍs,197２）.［１8］本文在向量誤差修正模型的基礎(chǔ)上運(yùn)用Ｇｒanｇｅｒ檢驗(yàn)來論證碳排放與城市化水平之間的因果關(guān)系,檢驗(yàn)結(jié)果見表8。結(jié)果表明：lｎＵ不是lnＣ的Granger原因，通過了F檢驗(yàn)，顯著水平為０.0０36，低于0．0５，即拒絕了原假設(shè)，也就是說城市化是碳排放持續(xù)增長(zhǎng)的原因；而原假設(shè)：ｌｎC不是lnU的Granger原因，沒有通過Ｆ檢驗(yàn)，所以碳排放不是城市化的推動(dòng)因素.四、主要結(jié)論及政策建議通過以上分析,本文形成以下研究結(jié)論:（１）城市化水平與碳排放量成正相關(guān),兩者的相關(guān)系數(shù)為0．9731.協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國(guó)碳排放與城市化水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且從長(zhǎng)期來看，改革開放以來我國(guó)城市化水平對(duì)碳排放水平的彈性系數(shù)為１。５8０4,說明城市化是導(dǎo)致我國(guó)碳排放量增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素.（２）誤差修正模型表明，在短期內(nèi)碳排放量是關(guān)于長(zhǎng)期參數(shù)的強(qiáng)外生變量，即碳排放量與城市化水平之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)前碳排放偏離均衡水平的調(diào)整力度較大;在長(zhǎng)期內(nèi)，碳排放量的增加會(huì)伴隨著短期城市化水平的提升.上述結(jié)論從長(zhǎng)短期角度論證了在我國(guó)推進(jìn)城市化進(jìn)程中必須關(guān)注碳排放，注重環(huán)境保護(hù)，實(shí)行良性擴(kuò)展。當(dāng)然，由于兩者之間的相互作用還存在一定的時(shí)間延滯!，因此相關(guān)部門進(jìn)行決策時(shí),既要有短期措施,更要站在戰(zhàn)略高度進(jìn)行長(zhǎng)期規(guī)劃。(3）基于誤差修正模型的Ｇraｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)表明，城市化是碳排放持續(xù)增長(zhǎng)的原因，而碳排放不是城市化的推動(dòng)因素。這一結(jié)論說明,在城市化進(jìn)程中，應(yīng)注重轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),大力發(fā)展服務(wù)業(yè)等低碳產(chǎn)業(yè),強(qiáng)力推進(jìn)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會(huì)建設(shè),在推進(jìn)城市化的同時(shí)達(dá)到節(jié)能減排的戰(zhàn)略目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)我國(guó)城市經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。(4)鑒于碳排放量和全球平均氣溫不斷增加的事實(shí)，建設(shè)低碳城市、促進(jìn)城市發(fā)展和環(huán)境保護(hù)的和諧共進(jìn)已經(jīng)日益成為全世界發(fā)展模式轉(zhuǎn)變的迫切選擇。降低碳排放,加強(qiáng)碳管理不一定會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展,［1９］完全可以在提高人們生活水平的同時(shí)通過采用低碳強(qiáng)度的交通系統(tǒng)、使用清潔能源和新能源、調(diào)節(jié)城市規(guī)劃、土地和交通基礎(chǔ)設(shè)施、塑造健康文明的消費(fèi)文化等措施來實(shí)現(xiàn)城市的Ｕ型反轉(zhuǎn),即從城市發(fā)展初期的低碳到現(xiàn)在的高碳,再到未來的去碳,[2０］最終實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展,緩解城市化對(duì)全球變暖的影響.參考文獻(xiàn)：［1］EhrlichＰＲ，EｈrlichAH．Ｐopulaｔｉon，Rｅsourcｅs,Ｅnvirｏnｍent：IssuesinHumanEcoｌｏｇy[M]。SａnFranciｓｃo：Ｆｒeeman,1970.［２]KayaYｏiｃh。iImpａctｏfＣaｒboｎDiｏｘｉdeEmｉssｉonoｎＧNＰＧrowth：InterpretatioｎofPｒｏpｏsｅdＳcｅnarｉoｓ[R］.ＰｒｅsｅnｔatioｎtoｔheEｎergyandInｄuｓtｒySuｂgroup,ＲesponｓeStrategieｓWorｋiｎgGｒoｕp，ＩＰＣC，Ｐａriｓ，1989.［3］GrｏｓsmａｎＧ,KuergerA.Ecｏnoｍｉｃ，GrｏwｔhaｎｄｔhｅEnviroｎmeｎｔ［Ｊ］．ＱｕartｅrlyJｏurnａloｆＥconoｍｉｃs,１９9５，１10（2）：３5３－37７．［4]陳劭鋒，劉揚(yáng)，等．二氧化碳排放演變驅(qū)動(dòng)力的理論與實(shí)證研究［J]．科學(xué)管理研究，201０（2)：４4－４8．[５]SvｉrejｅvaHopkｉnｓA，SｃｈｅllｎhubｅrHJ．Uｒbanｅxpaｎsｉｏnandｉtｓｃｏｎｔribuｔｉonｔothｅregiｏｎalｃaｒｂonｅmiｓsｉons:Uｓｉngthemoｄｅｌbaseｄontheｐoｐulatiｏnｄeｎsityｄistribuｔion[J］。ＥcｏloｇiｃalＭodeｌiｎg，２0０8，２16(2)：20８－２1６．［６]徐國(guó)泉，劉則淵，姜照華．中國(guó)碳排放的因素分解模型及實(shí)證分析：1９95－20０4［J].中國(guó)人口—資源與環(huán)境,2006（6）：1５8－16１．[7］胡初枝,黃賢金，鐘太洋，譚丹．中國(guó)碳排放特征及其動(dòng)態(tài)演進(jìn)分析[Ｊ］。中國(guó)人口資源與環(huán)境，２00８（３)：３8-４２.[8］林伯強(qiáng)，蔣竺均。中國(guó)二氧化碳的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線預(yù)測(cè)及影響因素分析[Ｊ]。管理世界，2０0９（4）:２7－３6.[9]宋德勇，盧忠寶.中國(guó)碳排放影響因素分解及其周期性波動(dòng)研究［J]．中國(guó)人口資源與環(huán)境，2０09（3）：19—２4．［１０］中國(guó)科學(xué)院國(guó)家科學(xué)圖書館科學(xué)研究動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)快報(bào)[R]。２0０８（17）：1１．[１１]齊玉春，董云社。中國(guó)能源領(lǐng)域溫室氣體排放現(xiàn)狀及減排對(duì)策研究［J］．地理科學(xué)，200４，24（5)：528—５３4[12］趙榮欽，等．城市系統(tǒng)碳循環(huán)與碳管理研究進(jìn)展［Ｊ]．自然資源學(xué)報(bào)，２009(10）：18４7-185９。［１３]李穎,黃賢金，甄峰.區(qū)域不同土地利用方式的碳排放效應(yīng)分析：以江蘇省為例［J]．江蘇土地,2008，1６（４）.［1４］ＷｏlｍanA．Theｍeｔabolｉｓmoｆcitiｅs［Ｊ］.ScienｔiｆicＡmｅrican，1９65，213：17919０。[１5］ＫｅｎｎedｙC，