深圳市土地利用碳排放環境庫茲涅茨曲線協整分析

劉偉玲，張林波，龔 斌，王麗霞，張繼平，張麗麗，3

（1.中國環境科學研究院 國家環境保護區域生態過程與功能評估重點實驗室，北京100012；2.中國環境科學研究院 環境基準與風險評估國家重點實驗室，北京100012；3.西南林業大學，昆明650224）

土地利用變化是僅次于化石燃料燃燒的人類碳源。過去150 a，土地利用變化引起的碳排放占人類活動影響總排放量的1／3以上，數量達到同期工業碳排放量的一半［1－2］。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 h m2，建設用地擴張一定程度上助推了工業和城市規模的不斷擴大，進而與CO2的排放相關聯［3］。另外，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［4］，因此，研究碳排放及其與驅動因素的關系，越來越成為一個重要的課題［5－6］。目前國內外學者用Gr oss man和Kr ueger［7］提出的開創性環境庫茲涅茨曲線理論對碳排放與社會經濟發展的關系進行了一些研究［8－10］，但鮮有學者在城市尺度上針對城市擴張帶來的非工業化碳排放（土地利用變化碳排放）、能源消費碳排放與社會經濟發展的關系進行綜合研究。

鑒于此，本文以中國城市化快速發展的典型城市——深圳市為例，基于30 a來城市建設用地擴展的土地利用變化與能源消費碳排放量和社會經濟發展歷史數據，利用計量經濟學模型，借助協整理論，嘗試檢驗城市土地利用變化與能源消費碳排放環境庫茲涅茨曲線的存在性，分別確定深圳市土地利用與能源消費碳排放達到拐點的時間，以期為我國城市碳減排提供新的研究思路和科學依據。

1 研究區概況與研究方法

1.1 研究區概況

深圳市地處中國廣東省南部沿海，陸域范圍東經113°45′44″—114°37′21″，北緯22°26′59″—22°51′49″，全市陸地面積約2 000 k m2，地勢東南高、西北低，地貌以低山丘陵為主。屬南亞熱帶海洋性季風氣候，雨熱同期。全年平均氣溫為22.8℃，平均日照數為2 060 h，太陽年輻射量5 225 MJ／k m2。多年平均降雨量1 948 mm，年均降水總量34.22億m3。土壤類型分為山地黃壤、山地紅壤、赤紅壤、濱海砂土、南亞熱帶水稻土、濱海鹽漬沼澤土6類，其中以赤紅壤分布最為廣泛。地帶性植被類型為熱帶雨林型的常綠季雨林，現存常綠闊葉林、針闊混交林、常綠針葉林及稀樹灌叢4種類型。2010年末，深圳市常住人口達1 035.79萬人，人均GDP達91 876元，居全國大中城市之首，三次產業比重為0.1∶47.5∶52.4。

1.2 數據來源與處理

（1）人口數量?？側丝谑侵干钲谑挟斈昴昴┑某Ｗ∪丝跀盗?，歷年人口數據來自1979—2009年［11］。

（2）真實GDP。用不變價格計算的GDP稱為真實GDP，是剔除了物價變動后的GDP。真實GDP計算方式如下：

其中名義GDP是沒有剔除物價變動前的GDP，來自歷年《深圳統計年鑒》中各年的GDP（單位：萬元人民幣）。GDP平減指數（GDP Deflator），又稱GDP縮減指數，反映一般物價水平走向，是對價格水平最宏觀的測量。

為了準確地反映GDP的增長情況，本文中采用真實GDP作為測試驗證依據。

（3）土地利用碳排放量（LC）。土地利用碳排放包括直接碳排放和間接碳排放［12］，土地利用直接碳排放主要包括：土地利用類型轉變的碳排放和土地利用類型保持的碳排放，如采伐森林、建設用地擴張等土地利用／覆被類型轉變，農田耕作、種植制度改變等土地經營管理方式轉變的碳排放；不包括取暖、交通用地的尾氣、工礦用地的工藝排放等間接碳排放。深圳市土地利用直接碳排放主要從植被和土壤兩方面來估算，其中植被碳儲量數據基于深圳市森林資源二類調查數據，采用材積源—生物量法進行估算［13－14］，土壤碳儲量采用0—30 c m土壤有機碳密度實測數據［15］，結合1979年的 MSS影像、1989、1995、2000年的T M影像、2003年的SPOT影像，2010年HJ-1影像解譯結果（附圖2），對1979年、1989年、1995年、2003年、2010年的深圳城市建設用地碳排放量進行估算［16］，其余年份碳排放數據，通過分段線性內插法插值得到。

（4）能源消費碳排放量（EC）。能源消費碳排放量采用以下公式進行估算：

式中：EC——能源消費碳排放量；mi——i類能源的消費量，即歷年《深圳統計年鑒》、《深圳年鑒》、《深圳市國民經濟和社會發展統計公報》［17－18］中各年的能源消費實際量；γi——i類能源的折算標煤參考系數；δi——i類能源的碳排放系數。各種能源的碳排放系數見表1。

表1 各種能源的碳排放系數

（5）數據計算結果。圖1表明，深圳市1979—2009年的GDP、土地利用和能源消費碳排放量都呈增長趨勢。1979年的GDP為19 638元，至2009年達到了82 012 300元，年均增長32.04%左右；而土地利用碳排放量，1979年為27 729.8 t，2010年為4 099 930 t，年均增長17.49%；能源消費碳排放量，1979年為68 401.36 t，2009 年 為 50 115 235.2 t，年 均 增 長24.59%；為了消除原始數據可能存在的異方差，對土地利用碳排放和能源碳排放數據均進行取對數處理，分別記為ln G、l n LC和ln EC。通過相關檢驗，發現GDP和土地利用碳排放兩者相關系數為0.989 8，GDP和能源消費碳排放兩者相關系系數為0.997 1，說明GDP分別和土地利用碳排放、能源消費碳排放之間存在很強的正相關性。然而它們之間其具體經濟關系尚需借助計量方法進行更為嚴密的檢驗。

1.3 研究方法

1.3.1 CKC模型構建 簡單的CKC曲線描述了人均CO2和人均 GDP的關系［19］。本文選擇Shafik［20］使用的人均收入作為解釋變量的二次方程形式，并采用對數形式。碳排放庫茲涅茨模型表達式為：

式中：PCO2——人 均 CO2的 排 放 量；PY——人 均GDP；PY2——人均GDP的平方，分別對各變量取對數，分別記為ln PCO2，ln PY；α——反映個體差異的變量，表示時間效應；ωit——隨機誤差項。

圖1 深圳市歷年GDP、土地利用和能源消費碳排放

1.3.2 檢驗方法 采用單位根檢驗方法和基于回歸殘差的E—G兩步法［21］對ln PCO2，ln PY，l n PY2進行協整檢驗，進而檢驗CKC的存在性。

本研究數據模型的計量檢驗均采用Eviews 6.0計量經濟學軟件包處理［22］。

2 結果與分析

2.1 深圳市碳排放與GDP關系的計量分析

2.1.1 單位根檢驗 l n GDP、ln LC和ln EC數據序列的水平值ADF單位根檢驗結果見表2。

表2 土地利用碳排放量、能源消費碳排放量和GDP單位根檢驗

表2顯示，原數據序列在10%的顯著水平下未通過平穩性檢驗，一階差分序 Δln GDP、Δln LC和Δl n EC都在5%的顯著性水平下通過平穩性檢驗，即它們是Ⅰ（1）序列，可以在此基礎上進行協整檢驗。2.1.2 協整檢驗

（1）GDP和LC的協整關系。采用E—G兩步法進行協整關系檢驗，得到靜態回歸方程為：

從靜態回歸方程4可以看出，回歸方程的顯著性、相關系數以及回歸系數的顯著性較優，為了進一步證實l n GDP和l n LC之間是否具有長期協整關系，進一步對回歸殘差序列進行ADF檢驗（表3），結果表明，殘差序列通過一階差分的單位根檢驗。

表3 殘差ADF檢驗結果

從計算結果可以看出，殘差序列統計量t值為－9.840 152，顯著性水平為1%的 ADF臨界值為－4.309 824，在該顯著水平下拒絕了存在單位根的假設，表明殘差項是穩定的。因此，可以認為l n LC和ln GDP存在顯著的協整關系，說明了這兩變量間存在長期穩定的“均衡”關系。

（2）GDP和EC的協整關系。采用E—G兩步法進行協整關系檢驗，得到：

靜態回歸方程為：

從靜態回歸方程5可以看出，回歸方程的顯著性、相關系數以及回歸系數的顯著性較優，為了進一步證實ln GDP和ln EC之間是否具有長期協整關系、進一步對回歸殘差序列進行ADF檢驗，結果見表4。

表4 殘差ADF檢驗結果

從計算結果可以看出，殘差序列統計量t值為－5.434 416，P 值為0.000 7，顯著性水平為1%的ADF臨界值為－4.309 824，在該顯著水平下拒絕了存在單位根的假設，表明殘差項是穩定的。因此，可以認為l n EC和l n GDP存在顯著的協整關系，說明了這兩變量間存在長期穩定的“均衡”關系。

2.1.3 誤差修正模型

（1）GDP和LC的誤差修正模型。對于（2，1）階自回歸分布滯后模型ln LC＝4.604094＋0.635425 l n GDP，誤差修正項：ec m＝l n LC－4.604094－0.635425l n GDP，ec m解釋了因變量l n LC的短期波動Δln LC是如何被決定的，反映變量在短期波動中偏離它們之間長期均衡關系的程度。得到的誤差修正模型為：

誤差修正系數為－0.530 068，顯著小于零，符合反向修正機制，表明土地利用碳排放與城市化之間存在長期均衡關系；誤差修正系數表明53.01%的偏離均衡部分會在一年之內得以調整，土地利用碳排放不會偏離均衡值太遠。由（6）式可得土地利用碳排放關于GDP的短期彈性為0.452 217，表明在短期內，GDP每增加1%，土地利用碳排放增加0.452 217%。

（2）GDP和EC的誤差修正模型。對于（1，1）階自回歸分布滯后模型l n EC＝1.829281＋0.956021 ln GDP，誤差修正項：ec m＝ln EC－1.829281－0.956021l n GDP，ec m解釋了因變量l n EC的短期波動Δl n EC是如何被決定的，反映變量在短期波動中偏離它們之間長期均衡關系的程度。得到的誤差修正模型為：

誤差修正系數為－0.486 496，顯著小于零，符合反向修正機制，表明能源消費碳排放與GDP之間存在長期均衡關系；誤差修正系數表明48.65%的偏離均衡部分會在一年之內得以調整，能源消費碳排放不會偏離均衡值太遠。由（7）式可得能源消費碳排放關于城市化的短期彈性為1.029 142，表明在短期內，GDP每增加1%，能源消費碳排放增加1.029 142%。

2.1.4 格蘭杰因果檢驗

（1）GDP和LC的格蘭杰因果關系分析。本文應用Granger因果檢驗來論證GDP與土地利用碳排放之間的因果關系。檢驗結果見表5。

從表5可以看出，深圳市土地利用碳排放和GDP值存在單向因果關系，拒絕ln GDP不是ln LC的Granger原因的原假設，同時接受l n LC不是l n GDP的Granger原因的原假設，也就是說，經濟發展過程中，GDP導致了土地利用碳排放增加，而不是土地利用碳排放促進了GDP增長。也證明了GDP周期波動導致了土地利用碳排放的周期波動，而不是土地利用碳排放周期波動促進GDP周期的產生。

表5 1979－2009年ln GDP和ln LC的格蘭杰因果關系檢驗

（2）GDP和EC碳排放的格蘭杰因果關系分析。本文應用Granger因果檢驗來論證GDP與能源消費碳排放之間因果關系。從表6看出，深圳市能源消費碳排放和GDP值存在單向因果關系，拒絕l n GDP不是l n EC的Granger原因的原假設，接受l n EC不是l n GDP的Granger原因的原假設，也就是說，改革開放以來，深圳市經濟發展過程中，經濟增長導致能源消費增加，而不是能源消費增加促進了經濟增長。也證明了經濟的周期波動導致了能源消費的周期波動，而不是能源消費周期波動促進經濟周期產生。

表6 1979－2009年ln GDP和ln EC的格蘭杰因果關系檢驗

2.2 深圳市人均GDP和人均LC碳排放趨勢

圖2 深圳市1979－2009年人均GDP、土地利用碳排放量、能源消耗碳排放量變化趨勢

基于深圳市名義GDP和真實GDP，以及歷年人口統計資料，計算得到人均真實GDP、人均LC和人均EC（圖2）。從圖2可知，自1979年以來，實際人均GDP、人均LC和人均LC均隨著時間的推移呈增加趨勢。

2.2.1 單位根檢驗 在設定模型形式和對模型進行估計之前，首先要對ln GDP、ln LC和（ln GDP）2數據序列的水平值進行平穩性檢驗，ADF單位根檢驗結果如表7。表7表明，ln GDP、ln LC和（ln GDP）2序列的ADF檢驗均通過了5%臨界值，均為水平平穩序列，可以進行協整檢驗。

表7 ln GDP、ln LC、ln EC和（ln GDP）2 水平值單位根檢驗結果

2.2.2 協整檢驗

（1）人均GDP和人均LC的協整關系。本文采用E—G兩步法進行協整關系檢驗，得到靜態回歸方程為：

從靜態回歸方程8可以看出，回歸方程的顯著性、相關系數以及回歸系數的顯著性較優，為了進一步證實l n LC、l n GDP和（l n GDP）2之間是否具有長期協整關系。進一步對l n LC、l n GDP和（l n GDP）2的殘差序列進行一階差分的單位根進行檢驗，結果見表8。

表8 殘差ADF檢驗結果

從計算結果可以看出，殘差序列統計量t值為－11.293 10，顯著性水平為1%的 ADF臨界值為－4.309 824，在該顯著水平下拒絕了存在單位根的假設，表明殘差項是穩定的。因此，可以認為l n LC、ln GDP和（ln GDP）2存在顯著的協整關系，說明了這3個變量間存在長期穩定的“均衡”關系。

l n LC、ln GDP和（ln GDP）2之間存在長期協整系數估計如表9所示。

表9 人均土地利用CKC協整系數估計

深圳市人均土地利用碳排放和GDP之間的協整系數的數值如表9所示，β2為負數，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，所以，深圳市存在人均土地利用CKC。由此得到深圳市人均LC處于拐點時的人均真實GDP是28 708.60元。

（2）人均GDP和人均能源消費碳排放的協整關系。采用E－G兩步法進行協整關系檢驗，得到靜態回歸方程為：

從靜態回歸方程9可以看出，回歸方程的顯著性、相關系數以及回歸系數的顯著性較優，為了進一步證實ln EC、ln GDP和（ln GDP）2之間是否具有長期協整關系。進一步對對l n EC、l n GDP和（l n GDP）2預測分析的殘差序列進行一階差分的單位根進行檢驗，結果見表10。

從計算結果可以看出，殘差序列統計量t值為－6.823 955，顯著性水平為1%的ADF臨界值為－4.323 979，在該顯著水平下拒絕了存在單位根的假設，表明殘差項是穩定的。因此，可以認為l n EC、ln GDP和（ln GDP）2存在顯著的協整關系，說明了這3個變量間存在長期穩定的“均衡”關系。

ln EC、ln GDP和（l n GDP）2之間存在長期協整系數估計如表11所示。

表10 殘差ADF檢驗結果

表11 人均能源消費CKC協整系數估計

人均能源消費碳排放和GDP之間的協整系數的數值如表11所示，β2為負數，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，所以，深圳市存在人均能源消費CKC。由此得到深圳市人均能源消費碳排放量處于拐點時的人均真實GDP是59 604.89元。

2.2.3 預測分析 在不考慮國家對碳排放強度控制目標的情況下，根據拋物線的性質和拐點理論，可以求出深圳市達到拐點時的人均真實GDP水平，并由此判斷實現經濟增長和碳排放減少的雙贏發展的所需時間，結果如表12所示。

表12 深圳能源消費和土地利用CKC的拐點預測

根據表12的結果，深圳存在人均能源消費和人均土地利用CKC，當人均水平分別為59 604.89元和28 708.60元時，人均能源消費碳排放和人均土地利用碳排放分別達到最大值，而后不斷減少。按照十二五規劃人均GDP的年均增長速度7%計算，人均能源消費量與人均碳排放量達到拐點的時間分別為17.7 a和6.9 a，而后人均能源消費碳排放和人均土地利用碳排放下降。

3 結論

（1）改革開放以來，深圳市經濟增長分別與土地利用碳排放和能源消費碳排放量成正相關，它們之間的相關系數分別為0.989 8和0.997 1。深圳市的土地利用碳排放和能源消費碳排放分別與經濟增長間存在著長期協整的均衡關系，這意味著碳排放與經濟增長間短暫的偏離會消失，在長期內一定會趨近于二者長期的均衡路徑。

（2）基于誤差修正模型的Granger因果檢驗表明，深圳市土地利用碳排放、能源消費碳排放分別和GDP值存在單向因果關系。經濟增長促使城市建設用地的擴張，進而導致了土地利用碳排放的增加；GDP增長也促進了能源消費碳排放，說明深圳市目前的經濟增長方式是由高碳排放推動的，是典型的粗放型經濟增長方式，因此，無論短、長期內，實現能源消費碳排放的減少必然會對深圳市的經濟增長造成不利影響。

（3）由于深圳市存在長期協整關系的CKC曲線，所以這種長期的協整關系并不會因為短期因素的影響而發生變化。但是短期內產業結構、能源消費結構、技術水平以及出口貿易結構等可以影響這種曲線的位置和形狀。碳排放強度的降低并不能改變這種協整關系，但是，可以改變CKC曲線的拐點位置。因此，通過土地利用格局優化，增強區域生態系統碳匯功能，降低土地利用碳排放強度，依靠科技創新、轉變經濟發展方式、優化能源結構、提高碳減排技術水平，降低碳強度，提高碳生產率，使深圳市人均碳排放拐點可以提前到來。

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