城鎮化對建筑業碳排放影響的門檻效應分析

焦應茹　盧娜

摘要：對全國各省市建筑業碳排放進行核算，并由此分析建筑業碳排放與城鎮化之間的非線性關系，發現：1. 城鎮化對建筑業碳排放的影響存在門檻效應，門檻估計值為■=4.036。門檻值左右兩區間內建筑業碳排放對城鎮化的彈性系數分別為0.0476與-0.0139，表明低水平城鎮化使建筑業碳排放增加，而高水平城鎮化則使其減少。2. 城鎮化對建筑業碳排放的影響存在顯著的地區差異，中西部地區各省市城鎮化促進了建筑業碳排放，而東部地區大多省市則抑制了建筑業碳排放。

關鍵詞：建筑業碳排放；城鎮化；門檻效應

氣候變化問題一直以來都是全社會關注的熱點話題，導致全球變暖、海平面上升的溫室效應也已經成為社會各界不得不面對的現實問題。溫室效應是由于空氣中二氧化碳濃度增大而引起的，要解決溫室效應關鍵在于控制二氧化碳排放量。根據IPCC第五次評估報告顯示，2010年全球32%的終端能源消耗和30%的碳排放與建筑業有關，對建筑業碳排放的控制是實現整個社會碳減排的重要方面。城鎮化是經濟活動和人口在空間上的集聚，是一國經濟發展的產物，更是其實現經濟騰飛的路徑。我國正處于城鎮化率30%～70%的快速發展階段，城鎮化的發展必然帶動建筑業大發展。建筑業建造過程本身及建筑材料的生產都將消耗大量能源，從而產生碳排放。如何在城鎮化過程中實現建筑業的低碳發展是我國新型城鎮化發展的一個重要課題。城鎮化發展具有一定的階段性特征，該特征對建筑業碳排放有何影響值得深入探討，即驗證城鎮化對建筑業碳排放影響的門檻效應對于正確認識二者之間的關系以及我國在城鎮化發展過程中建筑業碳減排的實現具有指導意義。

一、國內外研究現狀與理論基礎

（一）國內外研究現狀

考察碳排放與城鎮化之間關系的研究有很多，主要分析了城鎮化與碳排放之間的非線性關系。陳艷玲采用非動態門檻面板方法，考察了城鎮化對碳排放的門檻效應。李衛東等利用省級面板數據分析城鎮化對碳排放的影響，發現二者呈倒U型關系，預計城鎮化為63.57%時達到拐點。王星等根據城鎮化發展質量水平進行分組研究，發現城鎮化質量越高，其對碳排放的驅動作用越弱。孫昌龍等考察了城市化動態演進階段與碳排放之間的相關性，發現城市化對碳排放的影響具有驅動和制動的兩重性。

相對于國家整體層面碳排放與城鎮化之間的非線性研究，關于建筑業碳排放的研究還主要集中于對建筑業碳排放的核算、建筑業碳排放與經濟發展的關系以及建筑業碳排放影響因素分析這三個方面。研究方法主要有投入產出法、環境庫茲涅茨曲線、Tapio彈性脫鉤模型、Kaya恒等式分解法以及LMDI因素分解法等。何長全等研究了我國2001～2012年建筑業碳排放與經濟增長脫鉤狀態，發現碳排放與經濟增長整體呈弱脫鉤態勢。祁神軍等運用Kaya恒等式分解了建筑業直接碳排放和隱含碳排放的變動趨勢。馮博等利用Tapio脫鉤模型分析了全國30個省份建筑業碳排放的脫鉤狀態，并運用LMDI對碳排放的影響因素進行了分解分析。杜強等建立了建筑業碳排放庫茲涅茨曲線，發現中國建筑業碳排放庫茲涅茨曲線近年來呈“U”型右側上升趨勢。

已有研究并未將城鎮化引入建筑業碳排放的影響因素研究中，只停留在城鎮化與建筑業發展關系的層面上。姜彩樓對城市化進程與建筑業發展之間關系的研究發現：建筑業發展和我國城市化進程各項指標之間存在協整關系。馮亞娟等[]則采用VAR模型對我國的人口城市化與建筑業發展這兩個變量進行了動態計量分析。綜上可知，目前還鮮少有關于城鎮化對建筑業碳排放的影響的研究，更缺乏城鎮化對建筑業碳排放的影響具有怎樣的特征以及如何實現等方面的研究?；谘芯楷F狀，本文將城鎮化引入到建筑業碳排放的影響因素分析中，深入分析城鎮化對建筑業碳排放影響的階段特征。

（二）理論基礎

城鎮化表現為經濟活動與人口在空間上的集聚，一方面，城鎮化的發展導致大量人口向城市遷移，住宅及公共基礎設施不斷興建，推動建筑業發展的同時也帶來了大量的建筑業碳排放；另一方面，城鎮化導致的人口集聚提高了住宅及其他建筑的利用效率，同時城鎮化促進要素集聚，推動科技發展，使清潔生產與建筑業碳減排的實現成為可能，這些都對建筑業碳排放產生了抑制作用。綜上可見，城鎮化對建筑業碳排放的影響具有兩重性，即使建筑業碳排放增加的促進作用和使其減少的抑制作用，在城鎮化發展過程中兩種作用同時存在，此消彼長，使城鎮化對建筑業碳排放的影響在其發展的不同階段呈現出不同的特征。當促進作用占主導時，城鎮化的發展會促進建筑業能耗和碳排放，而當抑制作用占主導時，城鎮化的發展則會帶來建筑業能耗及碳排放的降低。在城鎮化初期，其發展表現為粗放的大規模擴張，大量的住宅及公共基礎設施的建設導致建筑業碳排放的增加；而當城鎮化發展到一定階段取得質的飛躍時，城鎮化帶來的建筑利用效率的提高及科技的發展、清潔能源的使用等都會抑制建筑業碳排放。因此，可以初步推斷城鎮化對建筑業碳排放的影響具有門檻效應，當城鎮化水平低于門檻值時，城鎮化對建筑業碳排放起促進作用，跨過門檻之后，城鎮化的發展則會抑制建筑業碳排放。

二、模型構建與數據來源

（一）模型構建

本文以IPAT模型的擴展模型STIRPAT模型為基礎，結合Hansen提出的門檻模型的設定方法，構建城鎮化對建筑業碳排放影響的面板門檻模型。STIRPAT模型的基本結構如下：

Iit=αP■■A■■T■■e■（1）

其中，i和t分別表示觀測個體和時間；I為環境影響，在本文的研究中將其設定為建筑業碳排放c；P為總人口；A為財富程度，本文中用人均地區生產總值pg表示；T為技術水平，由于本文研究城鎮化對建筑業碳排放的影響，因此將其設定為城鎮化率urb。用本文研究的變量替換（1）式中的變量，并兩邊取對數，得到式（2）：

lncit=μi+b1lnpit+b2lnpgit+b3lnurbit+εit（2）

其中，μi為個體異質性；εit為獨立同分布的隨機誤差項。環境庫茲涅茨假說認為環境污染與經濟發展之間存在倒U型關系，因此本文引入收入的平方項（（lnpgit）2）來驗證建筑業碳排放與收入之間的非線性關系。此外，式（2）中反映了城鎮化與建筑業碳排放間的線性關系，而在城鎮化發展的不同階段其對建筑業碳排放的影響可能存在差異，因此本文參照Hansen對門檻模型的設定方法，將城鎮化率作為門檻變量把（2）式拓展為面板門檻模型，如下（3）式：

lncit=μi+b1lnpit+b2lnpgit+b3（lnpgit）2+b4lnurbit·I（lnurbit<γ）+b4′lnurbit·I（lnurbit≥γ）εit（3）

其中，γ為門檻值。當城鎮化水平低于門檻值γ時，城鎮化對建筑業碳排放的影響系數為b4，當城鎮化水平高于門檻值γ時，城鎮化對建筑業碳排放的影響系數為b4′。

（二）數據來源

本文的研究根據數據的可獲得性及面板模型的需要，選取2005～2013年全國30個省市（西藏，港澳臺由于數據缺失，不考慮）的相關數據作為樣本。人口、人均地區生產總值、城鎮化率均來源于《中國統計年鑒》，建筑業能源消耗數據來源于《中國能源統計年鑒》。

本文建筑業碳排放的核算參考IPCC提供的計算方法，將建筑業碳排放分為直接碳排放與間接碳排放兩部分，然后分別計算兩部分的排放量，具體計算公式見（4）～（6）式。

C=（Cd+Cin）×12/44（4）

Cd=■Ei×CSi×Cei（5）

Cin=■Qj×αj×（1-βj）（6）

式中，C、Cd、Cin分別為建筑業碳排放、直接碳排放和間接碳排放；（5）式中，Ei為第i種終端能源消耗量，Csi為第i種終端能源對應的折標煤系數，Cei為第i種終端能源對應的碳排放系數，直接碳排放核算中考慮建筑業對原煤、洗精煤、型煤、焦炭、焦爐煤氣、原油、煤油、汽油、柴油、燃料油、液化石油氣、天然氣、熱力和電力等20種能源的消耗；（6）式中Qj為第j種建材消耗量，αj為第j種建材對應的排放系數（排放系數是考慮各種建材在生產過程中產生的二氧化碳而計算得到的系數），βj為第j種建材對應的回收系數，間接碳排放計算中核算的建材包括鋼材、木材、水泥、玻璃和鋁材。各種終端能源對應的折標煤系數來源于《綜合能耗計算通則》（GB/T 2589-2008）；碳排放系數來源于《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南目錄》。各種建材所對應的排放系數參考馮博等的研究；回收系數參考李兆堅的研究。

三、實證分析

（一）面板門檻模型估計結果分析

參考Hansen對面板門檻模型的設定方法，本文將城鎮化作為門檻變量，研究建筑業碳排放與城鎮化之間的非線性關系。文中共進行了兩次門檻值的搜索，第一次為單一門檻模型門檻值的搜索，第二次為雙重門檻模型門檻值的搜索，第二次搜索的目的在于檢驗是否有其他門檻值的存在。兩次門檻值搜索的估計結果見表1。

表1中列出了兩次搜索的結果，當設定為單一門檻模型時，搜索到的門檻估計值為γ^=4.036，95%的置信區間的上下限分別為4.216和3.595，區間長度較小，反映了該門檻估計值的真實性比較高；而當設定為雙重門檻模型時，搜索到的兩個門檻估計值分別為γ^1=3.829和γ^2=4.034，這兩個門檻估計值非常接近，且與單一門檻模型的估計值也非常接近，因此可以初步判斷城鎮化對建筑業碳排放的影響至多存在一個門檻。此外，雙重門檻模型的兩個門檻估計值所對應的95%的置信區間都將單一門檻模型的估計值包含在內，再一次表明本文的研究更適合單一門檻模型，且門檻估計值為■=4.036。采用單一門檻模型回歸的結果如表2所示。

表2中（1）列表示的是常規標準誤條件下的回歸結果，（2）表示的是考慮異方差的穩健標準誤條件下的回歸結果，兩種條件下的回歸結果基本一致，本文僅對第一種回歸結果進行解釋。表2中變量lnurb_x_d1是回歸過程的中間量，其回歸系數與變量lnurb回歸系數相加的結果反映的是門檻值左側區間內城鎮化對建筑業碳排放的影響系數，而lnurb的回歸系數則反映了門檻值右側區間內兩者間的關系系數，即本文中b4及b4′的估計量分別為0.0476和-0.0139。當城鎮化水平低于門檻估計值時，城鎮化每增加1%，建筑業碳排放平均增加約0.0476%，低水平城鎮化對建筑業碳排放的促進作用大于抑制作用，表現為城鎮化過程中建筑業碳排放不斷增加；而當城鎮化水平越過門檻值時，城鎮化每上升1%，平均而言建筑業碳排放減少約0.0139%，高水平城鎮化對建筑業碳排放的抑制作用占主導，城鎮化的進程有利于建筑業碳減排的實現。

（二）假設檢驗

Hansen提出的面板門檻模型的假設檢驗包括F檢驗（Bootstrap自抽樣檢驗）與LR檢驗，其中F檢驗主要檢驗門檻是否存在，LR主要檢驗門檻值是否等于真實值，這種檢驗方法一般為門檻估計值確定一個95%的置信區間。本文的F檢驗結果見表3。

表3中，單一門檻模型的原假設為b4=b4′，即不存在門檻效應，檢驗結果為P<0.05，拒絕原假設，表明城鎮化對建筑業碳排放的影響存在門檻效應且在5%的水平下顯著成立，而雙重門檻的檢驗結果表示在任一顯著水平下，都無法拒絕只有一個門檻的原假設，因此城鎮化對建筑業碳排放的影響存在門檻效應且只存在一個門檻。

（三）地區差異分析

對樣本范圍內各地區越過門檻值的年份進行統計，即將各地區2005～2013年的城鎮化率的對數與門檻估計值γ^=4.036分別進行比較以確定樣本范圍內各地區越過門檻值的大致年份。部分統計結果如表4所示。

表4中，北京、天津、遼寧、上海以及廣東在2005年以前的年份就已越過門檻估計值，本文研究的樣本范圍目前無法判斷其具體越過年份，而表4中未列出的河北、山西、吉林、安徽、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣西、海南、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏以及新疆這19個地區在樣本范圍內還未越過門檻估計值，由于樣本數據的局限性無法判斷其各自的越過時間，其余省份越過門檻估計值的時間見表4。統計結果表明，目前我國仍有大部分地區處于粗放擴張的低水平城鎮化階段，可以預見未來幾年我國城鎮化的發展仍將對建筑業碳排放產生促進作用，同時通過對比發現東部沿海地區大多較早地越過了門檻值，進入到高水平城鎮化階段，城鎮化的發展抑制了建筑業碳排放，而中西部地區則基本還未越過門檻值，仍處于城鎮化發展的初級階段，城鎮化會促進建筑業碳排放。

四、結論與建議

（一）結論

本文首先對建筑業碳排放進行了核算，在此基礎上構建了城鎮化與建筑業碳排放的面板門檻模型，通過對模型參數的估計以及假設檢驗，驗證了城鎮化對建筑業碳排放的影響存在門檻效應，門檻估計值為■=4.036。當城鎮化水平低于門檻估計值時，城鎮化每增加1%，建筑業碳排放平均增加約0.0476%，低水平城鎮化的發展會對建筑業碳排放起到促進作用；而當城鎮化水平越過門檻值時，城鎮化每上升1%，平均而言建筑業碳排放減少約0.0139%，高水平城鎮化的發展有利于建筑業碳減排的實現。此外，城鎮化對建筑業碳排放的影響具有顯著的地區差異，東部地區城鎮化對建筑業碳排放產生抑制作用，而中西部地區則產生了促進作用。

（二）政策建議

本文的結論為我國城鎮化的發展以及城鎮化過程中建筑業碳減排的實現提供了理論基礎。首先，城鎮化對建筑業碳排放的影響具有門檻效應，因此在制定減排政策時要依據城鎮化的發展水平，不同階段應制定相適應的減排政策，而由于高水平城鎮化是城鎮化發展的成熟階段，對建筑業碳排放有抑制作用，因此，應盡量縮短低水平城鎮化的持續時間，盡早跨越門檻實現城鎮化發展質的飛躍。其次，城鎮化對建筑業碳排放的影響具有地區差異，所以各省市應按照各自的發展特點制定相應的減排政策、尋求適合自身的城鎮化道路。對于東部地區，由于其已經越過門檻值，步入到高水平城鎮化階段，因此該地區應堅持自身的城鎮化道路，努力向更高水平城鎮化邁進；而對于中西部地區，由于其仍處于低水平城鎮化階段，因此各地區應積極尋找城鎮化發展遲緩的原因，對癥下藥努力實現門檻值的跨越。

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*基金項目：江蘇省高等學校自然科學研究面上資助項目《中國建筑業碳排放效率的空間格局演變及影響因素研究》（17KJB170004）。

（作者單位：焦應茹，江蘇大學財經學院；盧娜，江蘇大學財經學院）