建設用地對碳排放的影響關系研究

杜官印

（北京大學城市與環境學院，北京 100871）

1 引言

中國始于1997年的新一輪經濟增長的主要特征是工業的強勁增長，三次產業比例從1997年的18.3︰47.5︰34.2，逐步調整為2007年的11.13︰48.50︰40.37，中國已全面進入工業化階段。但是長期以來，工業的高增長與高投資、高能耗和高排放相伴隨。改革開放期間，工業產值只占全國國內生產總值的40.1％，卻消耗了全國67.9％的能源，排放出的CO2占全國的83.1％［1］。與之相應，中國的建設用地近10年也呈現快速擴張態勢。根據全國土地利用變更調查統計，1998—2007年底，全國累計新增建設用地502.41萬hm2，建設用地快速擴張的主要原因是工業化和城市化的推進。碳排放和土地利用變化密切相關。土地利用變化可以造成直接的碳排放和間接碳排放，直接碳排放主要是由土地利用/覆被類型轉變而導致的生態系統類型更替造成的碳排放，以及土地經營管理方式轉變或生態系統碳匯所驅動的碳排放；間接碳排放主要是各土地利用類型上所承載的全部人為源碳排放，特別是工業、交通運輸、取暖等消耗化石能源造成的碳排放。

對人類活動的環境效應研究是土地科學的重要研究方向，全球環境變化的人文因素計劃（IHDP）與國際地圈生物圈計劃（IGBP）新設立的全球土地計劃（GLP），在早期的土地利用和土地覆被類型分類、驅動力分析和模型模擬研究的基礎上，擴展到對不同時間尺度和空間尺度的土地變化過程以及資源、環境、生態效應評估等方面的研究［2］。土地變化過程及其生態環境效應與調控是中國土地變化研究的優先領域［3-5］，對土地利用變化的研究已經和中國的可持續發展緊密關聯在一起［6］。

尹鋒等學者［7］認為，在非農業生產中，建設用地對生產的貢獻是間接的，但建設用地規模擴張會刺激投資增加。中國經濟長期以投資帶動經濟增長模式已帶來嚴重的土地供需矛盾，根據2006年對《全國土地利用總體規劃（1997—2010年）》實施情況的評估，截至2004年，全國實際凈增建設用地突破控制指標約32％。建設用地擴張一定程度上助推了工業和城市規模不斷擴大，進而與CO2的排放相關聯。對CO2排放和人均收入水平、人口規模、城市和農村人口的比例、工業結構和能源密度的關系研究表明，低收入國家的碳排放對城市化水平的彈性遠高于整體水平［8］。章泉［9］認為，以城市建成區面積為指標的中國城市化進程的加快會對環境質量產生顯著的負面影響。隨著中國工業化和城市化進程的加速前進，能源需求和碳排放將繼續呈現增長趨勢，如何協調工業化與控制碳排放之間的關系，如何在工業化和城市化的過程中約束建設用地的擴張是中國面臨的一個嚴峻挑戰。

本文研究建設用地擴張與碳排放的關系，在對1997—2007年中國碳排放進行估算的基礎上，將建設用地擴張作為城市化和工業化程度的直接體現，建立基于隨機形式的碳排放與人口、人均GDP和建設用地回歸分析的STIRPAT模型，測算了碳排放對三個因素的彈性系數，為科學、定量分析建設用地擴張對碳排放的影響提供可行途徑。

2 碳排放與主要驅動因素的環境影響彈性系數測定

中國經濟的快速持續發展引起了CO2排放的快速增長，據估算，20世紀70年代末以來的經濟發展累計貢獻了約86％的CO2排放增量，而人口在CO2的排放中貢獻較為穩定［10］。姜克雋等［11］對中國未來中長期的能源需求與CO2排放情景進行分析，認為中國經濟將快速增長，能源需求和相應的CO2排放也將明顯快速增加。因此，研究碳排放及其與驅動因素的關系，已經越來越成為一個十分重要的課題。國內學者［12-18］應用不同的方法研究人口、經濟、技術、制度因素對化石能源碳排放的影響，一般認為，人口和人均GDP是碳排放的增加的主要驅動因素，經濟結構的多元化和能源消費結構的多元化會導致國家從高碳燃料為主向低碳燃料為主轉變。

1997—2007年，中國居民點和獨立工礦用地占所有建設用地的比例為80％左右，且與工業化和城市化同步增長。建設用地作為工業化和城市化發展的最直接的體現，可以在一定程度上代表工業化和城市化的變化趨勢，研究建設用地擴張對碳排放的影響具有很好的指示意義。本文應用STIRPAT模型，將建設用地納入影響碳排放的因素進行定量研究，試圖分析建設用地與碳排放之間的定量關系。

2.1 STIRPAT模型

Dietz等［19-20］將IPAT方程轉變成一種隨機模型，即STIRPAT模型，通過對技術項的分解，實現了對各種類型人文驅動因素與環境影響之間的分析。該模型表達形式通常如下：

式1中，I為環境影響；P為人口；A為富裕程度；T為技術；α為標度該模型的常數項；β、γ、δ為P、A和T的指數項；e是殘差項。顯然。如果假設a=b=c=d=e=1，STIRPAT模型就還原成IPAT等式。由于當前對技術缺乏統一的測量指標，實際應用中一般將之歸于殘差項，而不是單獨估計。同時，由于式1是一個多自變量的非線性模型，為測試驅動因素對環境的影響，通常將式1轉化為對數形式：

式2的有關系數可利用回歸分析方法計算獲得，由于是取自然對數，各項系數可直接看作環境影響對驅動因素的彈性系數，也稱為人口、富裕程度和技術的生態彈性系數［20-21］。式2右側驅動因素的系數β、γ、δ表示在其他驅動因素維持不變時，相對應的人口、富裕程度和技術每變化1％引起的環境影響變化的百分比。在計算中一般將技術和殘差項合并，用來表示除人口、富裕程度以外的其他因素。應用到具體問題的研究中時，可根據需要在式1中增加其他因素，分析它們對環境的影響，但是增加的變量需要與式1的乘法形式具有概念上的一致性。

根據STIRPAT模型的具體形式和彈性系數定義可推導人口、富裕程度、技術和環境影響之間的定量關系，從而解決了實證分析中檢驗各驅動因素變化對環境變化的影響力問題，使之成為一個可以對多種人文因素的環境影響進行分析的工具。STIRPAT模型中驅動因素的估計系數與經濟學中彈性系數的解釋一致，如果估計系數等于1，說明環境影響與驅動因素存在同比例的單調變化；如果彈性系數＞1，說明增加該驅動因素引起環境影響變化的速度超過驅動因素的變化速度；如果0＜彈性系數＜1，說明增加該驅動因素引起的環境影響變化速度小于驅動因素的變化速度；如果彈性系數＜0，則說明該驅動因素具有減緩環境影響的作用。已有研究中，多數學者將人口和富裕程度作為環境影響的主導因素加以探討，而將建設用地納入驅動因素的研究尚不多見。

2.2 模型構建

本文采用STIRPAT模型，將碳排放量作為環境影響的表征，將人口、人均GDP和建設用地作為驅動因素。文中以省級行政區為研究單元，重點分析1997—2007年歷年碳排放對建設用地等驅動因素的彈性系數。基于STIRPAT模型分析碳排放驅動因素的模型表達式如下：

式3中，I為環境影響，用碳排放量表示；P為人口；A為人均GDP；S為建設用地；α為標度該模型的常數項；β、γ、δ分別為P、A和S的指數項；e為殘差項。

將式3轉化為對數形式：

對式4通過回歸分析，可以得到碳排放對人口、人均GDP和建設用地的彈性系數β、γ、δ。

2.3 數據來源

（1）碳排放量。對一個地區化石能源的碳排放量一般采用不同化石能源的消費量及其碳排放系數進行測算。本文有關化石能源數據來自1997—2008年《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》中各地區各一次能源消費量，碳排放系數依據中國科學院可持續發展戰略研究組編著的《2009中國可持續發展報告——探索中國特色的低碳道路》中的有關數據確定［22］。其中，由于西藏能源統計數據缺失較多，海南2002年和寧夏2001年和2002年個別能源項統計數據不完整，故上述3個省份不納入后續分析工作。考慮到重慶、四川歷史數據的延續性，將重慶、四川合并為一個省份考慮。碳排放量的單位為104t。

（2）人口和人均GDP。各省份人口數據采集自1998—2008年《中國統計年鑒》，單位為萬人。富裕程度用人均GDP表示，其中GDP數據來自1998—2008年的《中國統計年鑒》，并以1952年不變價進行平減，以減小價格變動的影響。人均GDP單位為元/人。

（3）建設用地。本文使用的各省份建設用地數據來自歷年全國土地利用變更調查數據，由于2002年后執行《全國土地利用分類（過渡期間適用）》標準，造成2002年前和以后年份建設用地統計上有較大差異。本文依據全國土地利用變更調查的三級地類進行重新歸類，用居民點工礦用地和交通運輸地類中口徑一致的地類總量代表建設用地，保持數據口徑一致。建設用地的單位為hm2。

2.3 計算結果

根據式4建立的碳排放與相關驅動因素的關系，利用SPSS 18.0軟件，對1997—2007年的碳排放與人口、人均GDP、建設用地逐年進行回歸分析（表1），F檢驗表明因變量與各個回歸自變量總體呈線性相關，且三個自變量的方差膨脹因子VIF均小于5，表明不存在嚴重的共線性。對人口、人均GDP和建設用地的回歸系數進行顯著性檢驗，取95％的置信度，11個年份的回歸分析全部通過顯著性檢驗，表明人口、人均GDP和建設用地與碳排放存在顯著的相關關系。11個年份中，碳排放對人口的環境影響彈性系數分布于0.375—0.568，對人均GDP的彈性系數分布于0.429—0.556，對建設用地的彈性系數分布于0.436—0.529。

3 結論與討論

根據STIRPAT模型對回歸系數的解釋，各個驅動因素的回歸系數代表了驅動因素每變化1％，環境影響變化的百分比。本文對以碳排放為環境影響指標，以人口、人均GDP和建設用地為驅動因素的分析表明：

（1）人口、人均GDP和建設用地都是碳排放的主要驅動力。1997—2007年，人口、人均GDP與建設用地對碳排放均呈現正向關系，三者的增長均會帶來碳排放的增長。從歷年的回歸結果看，人均GDP對碳排放的影響較人口和建設用地的影響更為顯著一些，在11個年份的回歸結果中，有7個年份的人均GDP的彈性系數大于人口和建設用地的彈性系數；4個年份人口的彈性系數大于人均GDP和建設用地的彈性系數。這與多數利用STIRPAT模型測算環境變化與驅動因素關系的分析基本一致。

（2）碳排放對建設用地的環境影響彈性系數表明，1997—2007年間，建設用地與碳排放之間存在穩定的正向關系，這與城市化和工業化發展是一致的。20世紀90年代，中國大中城市建設用地快速擴張，年增長率近4％。2007年，中國城市化率達到44.94％，預計2020年將達到55％。1997—2007年，中國城鎮建設用地從2.74萬km2擴大到3.93萬km2。1997—2007年，全國的獨立工礦用地面積從2.82萬km2擴大到4萬km2，占建設用地總面積的比例從9.59％上升到12.21％。相對應的是，中國工業產出從1997年的3.29×1012元擴大到2007年的11.05×1012元，成為化石能源大量消耗的重要原因。建設用地與城市化和工業化的同步增長，表明建設用地的擴張與碳排放呈現正向相關關系符合正常規律。

表1 碳排放與人口、人均GDP、建設用地的回歸分析結果Tab.1 Results of regression analysis on carbon emission with population，per capita GDP and construction land

（3）從本文構建的STIRPAT模型及實證分析看，減輕碳排放的環境影響，除控制人口、改變片面追求經濟增長速度外，調整土地利用結構也是一條重要的途徑。根據相關研究成果，合理的城市用地結構為生活居住用地占40％—50％，產業用地占20％—30％（其中工業用地占10％—15％），生產和生活兼用的各種用地、道路和其他公共設施等占20％—30％。而據全國55個城市的統計資料顯示，生產用地平均占城市用地的63％，其中工業用地占27.5％。中國城市用地在結構上除功能性城市外，普遍存在工業用地比例過大、商業用地和生活設施用地比例過小的問題［23］。調整土地利用結構，可以從以下幾個方面入手：完善土地利用總體規劃對各業用地結構的控制手段，強化土地利用的用途管制和分區管制，嚴格控制建設用地擴張占用農用地，增強農用地的碳匯能力；合理編制城鎮規劃，保持區域工業用地和其他建設用地處于合理比例；嚴格執行國家禁止和限制用地目錄，防止違反產業政策的高耗能企業上馬等，都可以起到抑制或緩解碳排放影響的作用。

（References）：

［1］陳詩一.能源消耗、二氧化碳排放與中國工業的可持續發展［J］.經濟研究，2009，（4）：41-55.

［2］石龍宇，盧新，崔勝輝.土地變化的生態效應研究進展［J］.中國土地科學，2008，22（4）：73-79.

［3］許學工，李雙成，蔡運龍.中國綜合自然地理學的近今進展與前瞻［J］.地理學報，2009，64（9）：1027-1038.

［4］蔡運龍，宋長青，冷疏影.中國自然地理學的發展趨勢與優先領域［J］.地理科學，2009，29（5）：619-626.

［5］蔡運龍，李雙成，方修琦.自然地理學研究前沿［J］.地理學報，2009，64（11）：1363-1374.

［6］劉彥隨，陳百明.中國可持續發展問題與土地利用/覆被變化研究［J］.地理研究，2002，21（3）：324-330.

［7］尹鋒，李慧中.建設用地、資本產出比率與經濟增長——基于1999—2005年中國省際面板數據的分析［J］.世界經濟文匯，2008，（2）：13-27.

［8］Inmaculada Martínez-Zarzoso.The Impact of Urbanization on CO2Emissions：Evidence from Developing Countries［EB/OL］.http://www.feem.it/userfiles/attach/Publication/NDL2008/NDL2008-050.pdf.2008.

［9］章泉.中國城市化進程對環境質量的影響——基于中國地級城市數據的實證檢驗［J］.教學與研究，2009，（3）：32-38.

［10］馮相昭，王雪臣，陳紅楓.1971—2005年中國CO2排放影響因素分析［J］.氣候變化研究進展，2008，4（1）：42-47.

［11］姜克雋，胡秀蓮，莊幸，等.中國2050年的能源需求與CO2排放情景［J］.氣候變化研究進展，2008，4（5）：296-302.

［12］主春杰，馬忠玉，王燦，等.中國能源消費導致的CO2排放量的差異特征分析［J］.生態環境，2006，15（5）：1029-1034.

［13］徐國泉，劉則淵，姜照華.中國碳排放的因素分解模型及實證分析：1995—2004［J］.中國人口·資源與環境，2006，l6（6）：158-161.

［14］劉小麗，孫紅星.中國國民經濟增長與CO2排放量的關系研究［J］.工業技術經濟，2009，28（2）：74-77.

［15］譚丹，黃賢金.中國東、中、西部地區經濟發展與碳排放的關聯分析及比較［J］.中國人口·資源與環境，2008，18（3）：54-57.

［16］宋濤，鄭挺國，佟連軍.環境污染與經濟增長之間關聯性的理論分析和計量檢驗［J］.地理科學，2007，27（2）：156-162.

［17］徐玉高，郭元，吳宗鑫.經濟發展，碳排放和經濟演化［J］.環境污染治理技術與設備，1999，7（2）：54-64.

［18］張雷.中國一次能源消費的碳排放區域格局變化［J］.地理研究，2006，25（1）：1-9.

［19］Dietz T.，Rosa E.A.Rethinking the environmental impacts of population，affluence，and technology［J］.Human Ecology Review，1994，（1）：277-300.

［20］York R.，Rosa E.A.，Dietz T.STIRPAT，IPAT and ImPACT：analytic tools for unpacking the driving forces of environmental impacts［J］.Ecological Economics，2003，46（3）：351-365.

［21］York R.，Rosa E.A.，Dietz T.Bridging environmental science with environmental policy：plasticity of population，affluence，and technology［J］.Social Science Quarterly，2002，83（1）：18-34.

［22］中國科學院可持續發展戰略研究組.2009中國可持續發展報告——探索中國特色的低碳道路［M］.北京：科學出版社，2009.

［23］黃木易，吳次芳，岳文澤.土地利用規劃在城市化用地擴張管制中的困境及對策［J］.南京林業大學學報（人文社會科學版），2008，8（1）：67-71.