“合村并居”會減少縣域碳排放嗎？*

□ 王學淵 蘇子凡

內容提要 在國家“雙碳”目標和綠色發展戰略下，“合村并居”作為推進縣域新型城鎮化建設的重要舉措，在縣域綠色低碳發展中的作用亟待探究。本文基于2009—2017年中國縣級層面面板數據，綜合利用雙向固定效應回歸模型和工具變量方法，系統考察“合村并居”對縣域碳排放強度的影響效應，進一步從人口城鎮化、土地資源集約利用、公共財政支出有效利用、工業集聚四個方面闡釋“合村并居”影響縣域碳排放強度的作用機制。研究結果表明：（1）“合村并居”在全國范圍內顯著降低了縣域層面的單位GDP 二氧化碳排放量，分區域看，“合村并居”的縣域減碳效應在中、西部地區更為明顯，而在東部和東北部地區統計上均不顯著；（2）“合村并居”主要通過提升縣域的土地資源和公共財政支出集約有效利用程度實現減碳效應，人口城鎮化和工業集聚的中介作用并不顯著；（3）村莊數量較密集、經濟集聚水平較低區縣的“合村并居”縣域減碳效應更為顯著。本文研究表明“合村并居”的縣域減碳效應具有較強的區域異質性和一定的局限性。在“合村并居”進程中，因地制宜、分類施策、整體規劃村居綠色建設、加強土地資源的集約化利用和公共財政資源的有效投放，才能促進其在縣域綠色低碳發展中的積極作用。

一、引言

經濟結構低碳清潔轉型不僅是中國經濟綠色可持續發展的關鍵環節，更是我國向高質量發展道路邁進的主要路徑（林伯強，2018）。經過十多年的不懈努力，2018年中國單位GDP 二氧化碳排放量下降4%，相較于2005年累計下降了45.8%。①2020年9月，習近平總書記在聯合國大會上承諾中國“二氧化碳排放力爭于2030年前達到峰值，努力爭取2060年前實現碳中和”。2021年政府工作報告也明確設置了階段性目標：“十四五” 期間單位國內生產總值能耗和碳排放分別降低13.5%和18%。然而，如果能源強度僅以中低速率下降，碳排放不能保證在2030年前實現達峰，減排降碳工作仍然任重道遠（宋祺佼等，2015）。作為“十四五”期間中國新型城鎮化建設的重要陣地，縣域面積占全國90%以上，人口占全國70%以上，經濟總量占全國41%左右，縣域的綠色低碳發展將為全國范圍內推進“雙碳”目標實現奠定堅實基礎。②

縣域城鎮化作為中國梯度城鎮化的一個重要節點，對全國范圍內整體城鎮化的發展具有促進作用（張登國，2009），同時也被認為與地區的低碳發展之間存在重要關聯。城鎮化對碳排放的影響已經得到國內外學者的廣泛研究，包括國家、省級和城市層面（Du & Xia，2018；王鋒等，2017；Auffhammer et al.，2016），但是鮮有學者基于縣域視角探討這一問題，而且現有研究并未區分促進城鎮化的手段是“行政推動”抑或“市場驅動”。從既有的研究結果來看，國內外學者并未就城鎮化對碳排放的影響效應得出一致性的結論。有學者認為城鎮化會對碳排放量產生線性影響，Poumanyvong &Kaneko（2010）發現城鎮化水平的提高會顯著增加二氧化碳的排放量。但也有研究表明城市規模越大、城鎮化水平越高的地區碳排放量通常越低（Wang et al.，2021）。另一部分文獻則主張城鎮化與碳排放之間存在非線性關系，比如Zhang et al.（2017）、Xu et al.（2018）驗證了城鎮化和碳排放水平之間“倒U 型”的庫茲涅茲曲線。

“合村并居”是在新型城鎮化發展體系下，為促進縣域城鎮化而產生的行政推動型農村居住方式改造項目（陳靖，2013），涉及農民身份轉變、土地利用、公共支出、產業集聚等多個方面（馬光川和林聚任，2013；王文龍，2020；田孟，2019；佟偉銘和張平宇，2016），主要內容為將鄰近的幾個自然村重新合并為一個鄉村居民社區，故又被稱為“合村并點”、“撤村并組”或“村莊合并”。近年來，許多學者開始關注人口城鎮化、土地資源利用效率提升、財政支出有效利用和集聚效應對綠色低碳發展方面的影響。首先，在人口方面，有學者發現人口的城鎮化進程能夠發揮減碳效應，如Hu & Fan（2020）發現城市人口規模的增加能夠有效減少碳排放量，但是徐斌等（2019）卻認為人口規模的增加沒有起到顯著減少碳排放的作用。其次，一些學者也開始關注土地資源的集約利用對碳績效的影響。一方面，有研究認為土地的集約利用有利于增進碳排放效率，孫藝璇等（2020）發現城市工業用地的集約利用對碳排放效率具有顯著的正向影響。另一方面，Chuai et al.（2014）以江蘇省為例指出土地利用模式的改變將排放大量溫室氣體。再次，公共財政支出與碳排放之間的關聯吸引了學者的關注。福利性財政支出相對生產性財政支出更有利于改進環境全要素生產率，降低人均碳排放量（王藝明等，2014）。最后，在產業集聚對碳排放的影響方面，大多數學者認為集聚會惡化生態環境，韓峰和謝銳（2017）研究發現生產性服務業的專業化和多樣性集聚并未產生預期中的碳減排效應。但是，也有學者提供了工業集聚降低碳排放強度的實證證據（Chen et al.，2018）。

就上述研究來看，雖然大批學者開始關注碳排放的多方面影響因素，但是鮮見縣域層面行政推動型城鎮化進程與低碳發展關系的直接研究。而基于中國的實際情況，近年來的“合村并居”以山東為試點，在推動城鎮化進程中取得了較大進展，③并進一步對縣域內生產生活方式產生深刻影響。在這樣的背景下，“合村并居”會對縣域內碳排放水平產生何種影響？其作用機理為何？這將是本研究的核心問題。

有鑒于此，本文使用中國2009—2017年縣級二氧化碳排放數據，利用雙向固定效應模型，結合工具變量方法，就“合村并居”對縣域內碳排放的影響效應進行全面分析，并深入探討其作用機制，以期為在縣級地區加快實現“雙碳”目標提供政策啟示。較之既有文獻，本研究可能具有以下幾方面的創新點：一是研究視角聚焦于縣域層面?，F有大多數文獻關注國家、省級和城市層面的溫室氣體排放問題，縣域層面的相關研究還不多見，本文重點研究了行政推動型縣域城鎮化進程對碳排放的影響，為縣域地區踐行綠色低碳發展提供一定的經驗證據。二是不同于現有研究，本文首先構建量化指標衡量“合村并居”，其次從理論和實證兩方面檢驗了“合村并居”對縣域碳排放的影響效應和作用機制，探索補充了“合村并居”在綠色發展領域內的意義。三是本文考慮了內生性問題，并進行了一系列穩健性檢驗以保障研究結論的可靠性，為基層治理和綠色發展提供啟示和方向。

全文安排如下：第二部分是理論分析和研究假說提出，第三部分是模型設定與變量說明，第四部分是實證結果分析，最后是文章的結論與政策啟示。

二、理論分析和研究假說提出

“合村并居”有助于破除阻滯城鄉同步發展的二元體制，以行政推動的方式帶動農村轉型，加快縣域鄉村地區的城鎮化進程（Li et al.，2020）。城鎮化和農村現代化同步的要求使得農村地區再難滯留在“欠發展”的落后狀態，“合村并居”對縣域城鎮化的促進是其內在要求。而建設居民社區使農村居民集中居住，也是縣域城鎮化進程的題中之義（陳靖，2013）。進一步地，城鎮化被認為能夠發揮集聚效應，有效減少地區污染物排放水平，包括二氧化碳排放強度，起到改進環境績效的作用（陸銘和馮皓，2014；任曉松等，2020）。一方面，由于城鎮在單位面積內聚集起一定數量的公共基礎設施和企業，因而能夠發揮更加明顯的外部規模經濟效應和綠色技術溢出，并通過這種正外部性使得企業使用節能減排技術，從而有利于單位產出碳排放量的減少（邵帥等，2019）。另一方面，隨著城鎮化的深入，產業結構發生變化，低碳排放的第三產業比重逐漸提升，有利于在一定程度實現碳排放強度的降低。在此基礎上，本文提出假設H1：

H1：“合村并居”能夠降低縣域碳排放強度。

進一步地，“合村并居” 這一行政推動型城鎮化進程的減碳效應可能從人口、土地、財政和產業四個方面實現。首先，“合村并居”將村莊合并為集中度較高的居民社區，這一城鎮化進程在改善村民的居住條件和生活水平的同時，也使其生產生活方式實現現代化轉型（馬光川和林聚任，2013），變得更加綠色環保。比如，由于一些貧困地區資源稟賦條件較差，自身發展能力受到較大限制，在實施“合村并居”、居民異地扶貧搬遷后，有助于幫助貧困人口跳出發展不充分困境，同時使其生產生活方式同步升級。研究發現，落戶城鎮的轉移人口在實現職業、身份、生活方式轉變的同時，其能源消費行為和節能環保意愿也會受到城鎮生活的影響（魏楚，2017），促進節能減排目標的實現。此外，“合村并居” 進程中的人口集聚又將帶動縣域內的人口城鎮化水平。人口規模的擴大和經濟活動的空間集聚能夠提升碳排放效率，推動碳排放強度的降低（Yu et al.，2020）?；诖吮疚奶岢黾僭OH2：

H2：“合村并居”能夠通過提高人口城鎮化水平，產生減碳效應。

其次，伴隨著“合村并居”，居民社區規模的擴張將有助于整合分散地塊，實現鄉村地區土地資源的集約利用，使得土地利用從分散、低效變得集中、高效。有學者指出，土地資源的集約利用有助于增進碳排放效率（孫藝璇等，2020）。進一步地，周璟茹等（2017）提出，在土地利用相對粗放的初級階段，土地集約利用程度的提高會減少碳源地塊面積的擴張，使得碳排放強度下降。而隨著土地集約程度的進一步增加，土地集約利用模式將會逐漸從資本投入型向技術投入型轉變，帶動碳排放強度的進一步減少，發揮減碳效應?；诖耍疚奶岢黾僭OH3：

H3：“合村并居”能夠通過促進土地資源集約利用，產生減碳效應。

再次，“合村并居” 可能有助于提升公共服務的“有效性”（田孟，2019）。針對原有的分散型村莊分布模式，政府的公共服務難以實現全面覆蓋，使得公共服務的“有效性”有所欠缺。但是“合村并居”可以沖擊這一“攤大餅”式的公共財政支出模式，切實提升公共支出的有效利用。一方面，由于經濟激勵的作用，地方政府往往熱衷于投資經濟建設，而忽視環境治理。通過建立新型居民社區，實現對原先的村莊的取代后，不僅使得公共服務“有的放矢”，也能在一定程度上減少重復建設，在這個過程中實現碳減排。另一方面，“合村并居”中的新型居民社區建設力求將建筑、交通和公共設施與綠色低碳要素相結合，形成低碳環保的新型鄉村生產生活空間結構，并通過優化不同功能空間布局，使得生產生活區域之間的聯系更加緊密，這有助于縮短通勤交通距離，在降低交通能源消耗的同時減少碳排放（王玉娟等，2021）?；诖?，本文提出假設H4：

H4：“合村并居”能夠通過促進公共支出有效利用，產生減碳效應。

最后，“合村并居”帶來的基礎設施優化、交通成本降低等便利可能加快工業的集聚發展。羅必良（1999）指出村莊合并可以以整合鄉村資源、加強基礎設施建設的方式，通過建立產業結構合理的區域性經濟中心，促進經濟集聚水平的提升。佟偉銘和張平宇（2016）發現農村的新型社區化建設使得勞動力加快向二三產業轉移，帶動后者的整體增長，促進產業結構向綠色清潔的環境友好型轉型。進一步地，工業的集聚能夠發揮規模經濟性降低平均成本，同時相對集聚亦利于促進生產技術的演進，發揮碳減排效應。Chen et al.（2018）指出工業集聚降低了工業二氧化碳排放強度。據此，本文提出假設H5：

H5：“合村并居” 能夠通過促進工業集聚，發揮降低碳排放強度的作用。

傳導機制概念框架如圖1所示。

圖1 影響機制概念框架

三、模型設定與變量說明

（一）計量模型設定

本文構建計量模型（1）以分析“合村并居”對碳排放強度的影響。

本文選取碳排放強度（Carbon Emission Inten sity，CEI）作為被解釋變量。核心解釋變量magnitude 表示縣i 在年t 的“合村并居”程度，X 則是一系列控制變量，包括人口規模、外國直接投資、研發投入、產業結構和工業產值相對比重。λ 和θ 分別為縣級和時間的固定效應，最后ε 為誤差項。

為了考察“合村并居”是通過何種路徑影響碳排放強度的，本文參考邵帥等（2019）的做法采用逐步回歸法以檢驗其作用機制。

首先，對方程（2）進行回歸分析，檢驗“合村并居”對CEI 的總體影響，即考察系數c 的顯著性。其次，在系數c 顯著的前提下，再考察方程（3）和（4）中a 與b 的顯著性，如果二者均顯著，則說明存在顯著的間接效應。最后，檢驗方程（4）中c＇的顯著性，若c＇ 顯著，則表明存在部分中介效應，反之則表明存在完全中介效應。

（二）變量選取與說明

（1）被解釋變量。采用縣級碳排放量與年末縣內生產總值之比衡量縣級碳排放強度。由于能源消耗數據通常僅統計到省市級層面，因而造成相應的二氧化碳排放數據也僅僅局限于省市級。為此，本文在縣一級二氧化碳排放這一數據方面參考了Chen et al.（2020）公開的估算數據。具體而言，Chen et al.（2020）基于中國30 個省包括液化石油氣、天然氣和燃煤在內的共17 種焦化、石油和燃氣產品的消耗量，根據其燃燒花費的低熱值、碳含量和碳氧化因子計算得到了省級層面的二氧化碳排放量，進一步運用細化后的縣級燈光數據，得到中國縣級層面二氧化碳排放數據。具體計算方程為：其中為省級二氧化碳排放量，表示省i使用的第j 種燃料，表示第j 種燃料消費的低熱值，表示第j 種燃料的碳含量，表示第j 種燃料的碳氧化因子。44/12 表示二氧化碳和碳分子量之比，用于估算碳排放量。

（2）核心解釋變量。文章的核心解釋變量為“合村并居”程度（magnitude）。鑒于“合村并居”作為一種漸進式的鄉村基層行政推動型城鎮化方式，各地在實施過程中的時間節點并不清晰，因此難以基于離散二分變量采用經典政策效應評估方法進行分析。此外，“合村并居”將分布分散、人口稀少的小村莊合并成規模大、密度高的新型居民社區，涉及行政村數量的增減，因此本文采用行政村的變化程度這一連續變量衡量“合村并居”程度。④具體計算方式如下：

其中Δvillagei，t表示縣i 第t 期村莊數量與第t-1 期村莊數量的差分，村莊數量使用村委會數量衡量。取對數則是為緩解異方差問題。此外，考慮到村莊數量呈遞減趨勢，差分值為負，為了保證取對數后有意義，取其正值?？傮w而言，magnitude 為正向指標，其值越大表示村莊消失幅度越大，從而“合村并居”程度越強。

（3）機制變量。本文從人口城鎮化、土地資源集約利用、公共財政支出有效利用和工業集聚四個角度選取機制變量。首先，文章采用城鎮戶籍人口比重作為人口城鎮化（urban）的衡量指標。其次，借鑒王鋒等（2017）的做法，將單位面積固定資產投資額作為土地資源集約利用（land）的代理變量。最后，在公共支出有效利用（public）和工業集聚（agglo）方面，文章使用密度變量（單位面積公共財政支出和單位面積規模以上工業產值） 進行度量。為緩解異方差，上述機制變量在回歸中均取對數。

（4）控制變量。人口規模（population），選擇戶籍人口總量；外國直接投資（fdi），選取市級外國實際投資額作為衡量指標，并根據當年的人民幣對美元匯率對其進行調整；研發投入（tech），由于縣級層面缺乏R&D 數據和常用于衡量技術水平的專利數據，本文參考Hu & Fan（2020）的做法，選擇市級教育和科技支出之和占市級GDP 比重；產業結構（str），分別選擇縣級第一和第二產業增加值占GDP 的比重；工業產值相對比重（scale），本文采用縣級規上工業企業產值占全省規上產值的比重來衡量地方工業企業相對集聚的外部性影響。主要變量的描述性統計分析在表1中給出。

表1 主要變量的描述性統計分析

（三）數據來源

本文的研究樣本為2009—2017年全國縣級行政單位。被解釋變量為同時期全國縣級二氧化碳排放強度，同期數據來源于Chen et al.（2020）結合省級能源消耗數據和縣級燈光柵格數據測算的中國縣級二氧化碳排放量。核心解釋變量“合村并居”中的村委會數量來源于《中國統計年鑒》。機制變量和控制變量中相應縣級變量數據來源于《中國縣域統計年鑒》和《中國區域統計年鑒》，市級變量數據則來源于《中國城市統計年鑒》。同時為避免離群值影響結果穩健性，本文進行了1%層面的縮尾處理。貨幣指標以2009年不變價格水平進行核算。

四、實證結果分析

（一）初步的描述性分析

圖2中的村莊數量與縣域二氧化碳排放強度之間變化趨勢的基本描述直觀地顯示了“合村并居”與碳排放強度水平降低之間的潛在關聯?？梢钥闯?，從2009年至2017年，村莊數量的持續減少伴隨著碳排放強度的總體下降。具體地，縣平均行政村數量從2009年的約219 個減少至2017年的約193 個，而同時期縣域單位GDP 二氧化碳排放量從2009年的每百萬元3.45 噸降低至2017年的每百萬元2.54 噸。這意味著縣域離散資源整合力度越大，集聚效應越強，其碳排放強度相應越低。

圖2 碳排放強度與村莊數量變化趨勢

進一步地，本文分別考察了人口城鎮化、土地資源集約利用、公共財政支出有效利用和單位面積規模以上工業產值與村莊數量的變化趨勢。圖3中以村莊數量衡量的“合村并居”顯示出在縣域層面對上述變量的拉動作用。但是“合村并居”是否會通過上述四種方面影響縣域碳排放仍需要定量驗證。為此，本文將構建實證模型探究“合村并居”對碳排放強度影響及其傳導機制。

圖3 各機制變量與村莊數量變化趨勢

（二）基準回歸結果分析

表2第（1）至（4）列報告了在模型（1）中依次加入控制變量后的估計結果。就第（4）列的估計結果而言，“合村并居” 在1%的水平上顯著為負，表明隨著“合村并居”的推進，碳排放強度呈現出逐漸下降的趨勢。這一結果說明，“合村并居”降低了縣域碳排放強度，假設H1 得到驗證。究其原因，“合村并居”沖擊了縣域內原有的經濟布局，總體上可能有利于經濟結構綠色轉型，尤其在碳減排方面具有顯著作用，具體作用機制有待深入實證檢驗。

表2 “合村并居”對碳排放強度影響的基準回歸結果

控制變量方面，在縣級層面，人口規模越大的地區，碳排放強度越低，這表明人口集聚帶來的規模效應及生產效率提高對碳減排具有積極影響。工業產值相對比重的作用效應也與之相似，其系數在1%的水平上顯著為負，說明地方工業企業聯系越緊密，其產生的顯著正外部性會帶來明顯的規模經濟性和技術溢出性，從而凸顯其減排特征。產業結構方面，第一產業比重在1%水平上與碳排放強度呈正相關，第二產業比重系數則顯著為負。但在模型中加入工業產值相對比重后二產比重估計系數絕對值變小，這意味著二者之間對降低碳排放強度可能存在替代關系。在市級層面，研發投入和外國直接投資在其對碳排放強度的影響方面存在顯著的差異性。具體地，研發投入的系數在10%的水平上顯著為正，這表明隨著科技方面支出的增加，碳強度不降反增。與之相比，對外開放能吸引國外綠色清潔新技術，從而直接提升國內能源效率或間接引發學習效應促進國內生產效率提高，推進低碳化發展，因此外國直接投資越高的地區，其單位GDP 二氧化碳排放量相對較低。

（三）穩健性檢驗

上述基準回歸結果報告了“合村并居”對碳排放強度的影響，但這一結論可能因為受到二氧化碳排放強度或“合村并居”的度量方式差異而存在誤差。為此本文嘗試改變被解釋變量和核心解釋變量的衡量方式檢驗估計結果的穩健性。首先，在被解釋變量碳排放強度方面，文章參考邵帥等（2019）的做法，將碳排放量與非農產業增加值之比的自然對數——非農產業碳排放強度作為替代變量。其次，在核心解釋變量方面，本文將“合村并居”程度滯后一期，考察“合村并居”對縣域碳排放的滯后影響。最后，本文嘗試改變“合村并居”度量方式，將縣近郊村莊加入“合村并居”指標構建中，生成新的“合村并居”指標。表3中第（1）至（3）列的結果顯示，替換被解釋變量和核心解釋變量后，“合村并居”的估計系數均顯著為負。

表3 “合村并居”對碳排放強度影響的穩健性檢驗

進一步地，基準回歸的結果可能受到其他減排政策、區域發展水平和中央政府發展戰略的干擾?；诖?，本文首先根據全部三批國家低碳試點城市，⑤將其下屬縣級單位在回歸中進行控制；其次本文參考文雁兵等（2020）的做法共選出74 個百強縣，⑥并將其與北京、天津、上海和重慶四個直轄市下轄的縣作為發展水平突出的地區一并剔除，對余下的7875 個樣本進行回歸；最后，鑒于2012年黨的十八大提出大力推進生態文明建設，本文僅保留2012年后的樣本進行回歸。表3第（4）至（6）列的相應估計結果均在1%水平下顯著為負，驗證了此前基準回歸結果的穩健性。

（四）內生性及其處理

由于行政村數量大量減少地區往往交通運輸便利，人口較為集中，經濟較為發達，能源消耗量大，二氧化碳排放量高，因而模型可能存在一定內生性。為此，本文將縣域地形起伏度（Relief Degree of Land Surface，RDLS）作為工具變量。主要基于兩點考慮：一是村莊的數量及分布與其自然地理區位條件密切相關（李玉紅和王皓，2020）。更具體地，周揚等（2020）研究發現在坡度6°至8°等條件下村莊分布較為集中，因而“合村并居”更易展開，即地形起伏度與“合村并居”密切相關。二是地形起伏度作為地理因素，不直接影響碳排放強度，滿足外生性要求。此外，為避免完全共線性問題，本文借鑒Hu & Fan（2020）的做法，將固定效應聚類于市級層面進行估計。

表4報告了工具變量的回歸結果，其中第（1）列的結果顯示，縣級平均地形起伏度與“合村并居”之間存在顯著負向關系，而且第一階段回歸的F統計量為27.32，大于10，從經驗分析的角度判斷地形起伏度與“合村并居”相關。第（2）列中工具變量回歸的第二階段結果顯示，“合村并居” 與碳排放強度之間仍存在負向關系，且在10%水平下保持顯著。此外，Kleibergen-Paaprk Wald 統計量為12.702，大于15%的最大臨界值8.96，在一定程度上排除了弱工具變量的可能性?？梢钥闯觯?的估計結果也在一定程度上印證了本文前述內生性問題考慮的合理性。

表4 考慮內生性后“合村并居”對碳排放強度影響的估計結果

（五）機制分析

為明確具體的傳導作用機制，文章根據理論分析，從人口城鎮化、土地資源集約利用、公共財政支出有效利用和工業集聚四個角度展開實證分析。

表5第（1）列表明，“合村并居”會降低縣域人口城鎮化，回歸系數在1%的水平上顯著為負。第（2）列的結果顯示，引入中介變量人口城鎮化后，核心解釋變量“合村并居”對縣域碳排放強度的影響仍然在1%水平上顯著為負，中介變量的估計系數雖然為負，但并不顯著，中介效應不成立。究其原因，“合村并居” 帶來的鄉村社區化進程使得縣城周邊地區出現多個人口聚集的鄉村社區，可能未能起到顯著增加戶籍人口城鎮化率的作用。

表5 “合村并居”影響碳排放強度的機制分析：城鎮化和土地集約利用

此外，第（3）列的估計結果顯示，“合村并居”可以顯著提升縣級地區的土地資源集約利用，其回歸系數在1%的水平上顯著為正。將土地集約利用指標加入回歸之后，第（4）列的結果顯示，核心解釋變量 “合村并居” 的回歸系數為-0.0030，在1%的水平上顯著為負，說明“合村并居”具有顯著的減碳效應。進一步地，第（4）列中土地資源集約利用的回歸系數也顯著為負，表明土地的集約化利用能夠助推縣級地區降低碳排放強度，同時也驗證了“合村并居”進程能夠通過促進土地資源的集約化利用，進而發揮減碳作用的傳導機制，假設H3 成立。究其原因，“合村并居”將分散的村莊合并為相對集中的鄉村社區，提升了居民生產生活方式的集聚程度，使原先離散、低效率的鄉村經濟活動轉變為密集、高效的社區經濟活動，在提升土地利用效率的同時增加了經濟活動密度，產生減碳效應。

表6第（1）列的結果顯示，“合村并居”對公共財政支出有效利用率的影響在1%的水平顯著為正，表明隨著“合村并居”的推進，公共支出的針對性顯著改善。第（2）列顯示，單位面積公共支出的估計系數為-0.0532，且在1%的水平上顯著為負，說明公共支出的密集化利用，能夠相應引起碳排放強度顯著降低，具有減排的作用。由此可見，“合村并居”能夠通過優化財政支出的“有效性”，擴大公共服務的覆蓋面，發揮減碳效應，假設H4 得到驗證。究其原因，合并村莊并新建村民社區的舉動使得公共投資在區域內密集化，相比以往“大水漫灌”式的投資方式，“合村并居”后的公共支出更加“有的放矢”。

表6 “合村并居”影響碳排放強度的機制分析：公共支出和工業集聚

工業集聚方面，第（3）、（4）列的結果表明，盡管工業集聚有利于降低碳排放強度，但“合村并居” 對以單位面積規上工業產值衡量的工業集聚不具有顯著的影響，中介效應不成立。一個可能合理的解釋為：伴隨著“合村并居”的推進，鄉村基層的基礎設施條件得到一定程度的改善，加之更低的土地使用價格和更寬松的環境標準，“污染避難所”效應使得工業企業被吸引至鄉村基層，不利于工業集聚。

（六）異質性分析

首先本文考察“合村并居”影響縣域碳排放強度的地區異質性。根據我國四大經濟區域劃分，本文將全樣本分為東部、中部、西部和東北地區。⑦圖4顯示，東部、中部和西部地區村莊數量和碳排放強度均呈下降趨勢。而在東北地區，村莊數量和單位GDP 二氧化碳排放量波動較大，總體上呈“U型”，單位GDP 二氧化碳排放量自2009年開始有所下降，2012年后保持平穩，在2015年后上升趨勢明顯，而村莊數量的變化趨勢也與之相似。

圖4 分地區碳排放強度與村莊數量變化趨勢

分樣本進行“合村并居”減碳效應地區異質性考察后，表7的結果顯示，“合村并居”主要降低了中部和西部地區的縣域單位GDP 二氧化碳排放量，并且“合村并居”在西部地區的減碳效果強于中部地區。但東部和東北地區“合村并居”的估計系數不顯著，意味著在東部和東北地區，“合村并居”并不存在顯著的減碳效應。總體而言，實證結果表明“合村并居”的減碳效應具有顯著的地區異質性，主要發生在西部地區，其次是中部地區。但“合村并居”對東部和東北地區的縣域碳排放強度不存在顯著影響。

表7 “合村并居”對碳排放強度影響的地區異質性分析

基于前述機制分析，本文進一步考察中西部地區土地資源集約利用和公共財政支出有效利用的中介效應是否仍然顯著。在表8中，第（1）和（5）列的結果顯示，中西部地區的“合村并居”均在至少5%的水平上與土地集約利用率呈顯著正向相關，且西部地區的影響幅度大于中部地區。另外，第（3）和（7）列顯示中西部地區的“合村并居”均對公共財政支出的有效利用率具有顯著正向影響，而中部的影響效應更為明顯。進一步檢驗不同地區“合村并居”減碳效應的傳導作用機制，在模型中加入土地資源集約利用和公共財政支出有效利用后，第（2）和（4）列的結果顯示，中部地區“合村并居”通過促進土地集約和提升公共支出針對性，進而發揮減碳效應的中介傳導作用機制顯著。第（6）和（8）列的結果則驗證了西部地區“合村并居”減碳效應的相同機制，且“合村并居”通過這兩條路徑產生的減碳幅度在西部地區更為突出。

表8 地區異質性下“合村并居”對碳排放強度影響的機制分析

前文的結果表明，“合村并居” 有利于降低縣域二氧化碳排放強度，但是這一效應似乎存在一個前提，即“合村并居”需要將分散的村莊合并為集中度高的居民社區，才能通過提高經濟活動的密度發揮減碳效應。考慮到不同縣下轄村莊的數量存在巨大差異，“合村并居” 的減碳效應是否僅發生于村莊數量較多的縣？此外，傳導機制的相關分析說明“合村并居”通過提高經濟活動的密度進而降低了碳排放強度。那么這種效應在集聚水平較低的地區是否會更加顯著？而在集聚水平較高的地區“合村并居”是否仍能發揮減排作用？對此，本文將展開進一步分析。

本文根據各縣年均村莊數量和經濟集聚水平的平均值將樣本分組為多/少村莊數量組和高/低經濟集聚組，⑧以分別考察異質性影響。表9的第（1）和第（4）列的結果顯示，“合村并居”的估計系數均顯著為負，表明“合村并居”能夠在村莊數量較多的縣或經濟集聚水平較低的縣中發揮減碳效應，而第（2）和（3）列不顯著的估計結果則說明，在村莊數量較少或集聚水平較高的地區，“合村并居”的碳減排作用不明顯。上述結果說明，“合村并居” 的減碳效應在不同的村莊數量和經濟集聚水平下存在顯著的異質性，主要在村莊數量較多的縣和經濟集聚水平較低的縣有所體現。

表9 “合村并居”對碳排放強度影響的村莊數量和經濟集聚水平異質性分析

基于前述分析，文章進一步考察在村莊數量和經濟集聚水平異質性下“合村并居”影響縣域碳排放強度的機制。表10第（1）至（4）列的結果顯示，在村莊數量較多的縣，土地資源集約利用和公共支出有效利用兩種中介效應顯著，驗證了“合村并居”在土地和財政方面減碳效應的作用機制。而第（5）至（8）列的結果則顯示，在村莊數量較少的縣，土地集約利用和財政支出有效性的傳導機制均不明顯。原因可能在于：村莊數量較少的縣更難以在不傷害農民權益的情況下推行“合村并居”，因為其可選擇進行合并的村莊較少；而村莊數量較多的縣進行“合村并居”的選擇范圍更廣，“合村并居” 之后對土地利用效率和財政支出有效性的改善情況更為突出。

表10 村莊數量異質性下“合村并居”對碳排放強度影響的機制分析

表11第（1）至（4）列的實證結果表明在經濟集聚水平較高的縣，“合村并居”并未顯著影響土地資源集約利用和公共支出有效性，中介效應不成立。而第（5）至（8）列的結果則表明這兩個中介效應均成立?？傮w上，較之集聚程度較高地區，“合村并居”會通過密集利用公共財政投資額和土地資源以顯著降低經濟集聚水平較低地區的碳排放強度。

表11 經濟集聚水平異質性下“合村并居”對碳排放強度影響的機制分析

五、結論與政策啟示

為了應對氣候變化，實現綠色可持續發展，中國承諾實現“3060”雙碳目標。目前國內學術界在碳排放領域的研究大都集中于省市級層面，而在縣域層面卻鮮有探索?；谥袊h級碳排放數據，本文考察了“合村并居”這一行政推動型城鎮化進程對縣域碳排放強度的影響，研究結果表明：

第一，“合村并居”具有減碳效應。實證結果表明“合村并居”與縣域碳排放強度之間存在顯著的負向關系，同時這一效應主要發生在中西部地區，而在東部和東北地區并不顯著。這意味著隨著“合村并居”的推進，縣域內單位GDP 二氧化碳排放量呈現降低趨勢。在經過一系列穩健性檢驗和內生性處理后，這一結果仍然顯著。第二，“合村并居” 影響碳排放強度的機制主要為促進土地資源集約化利用和優化公共財政支出有效利用兩條路徑。一方面，“合村并居”可以通過加快土地資源的集約利用，提升土地利用效率，產生減排效應。另一方面，“合村并居” 在興建一批居民社區的過程中有助于改善以往“攤大餅”式、無突出重點的公共投資模式，使公共財政支出“有的放矢”，因而優化資源配置，降低碳排放強度。第三，“合村并居”的這一減碳效應具有明顯的異質性。具體而言，較之村莊數量較少或經濟集聚水平較高的地區，“合村并居” 在村莊數量較多或經濟集聚水平較低地區更能發揮其減排作用。

基于上述結果，政策部門可以從以下幾個方面著手：首先，在城鄉融合發展、尊重農民意愿的基礎上，統籌結合美麗鄉村建設和基層社會治理，依法依規推行“合村并居”，為縣域綠色低碳發展、加快實現“雙碳”目標奠定堅實基礎；其次，科學布局土地利用空間，完善土地利用計劃管理體制，貫徹落實土地資源的集約化利用，在加快開發利用閑置土地的基礎上積極盤活農村集體用地，提高農村地區用地效率，同時著力推進公共財政支出的有效性，以保障和改善民生的公共支出為重點，健全完善“合村并居”后的相關配套設施和服務功能建設，助力“合村并居”的碳減排效益；最后，“合村并居”應立足于當地人、地、產業等發展實際情況，統籌考慮村莊數量和經濟集聚水平，兼顧社會整體效益，因地制宜地開展“合村并居”，并積極開展綠色村民社區創建活動，包括社區服務設施綠色化升級，老舊建筑節能化改造，切實打造環保、美麗的鄉村人居環境。

注釋：

①資料來源：《中國應對氣候變化的政策與行動2019年度報告》。

②資料來源：《2019年縣域經濟高質量發展指數研究成果》。

③2008年，“合村并居”以山東德州為試點，將近六成村莊合并成居民社區試圖解決其管理成本高、治理水平低、投資難度大和空心化嚴重的問題。根據德州市統計局的數據，德州市城鎮化率由2008年的37.9%提高到2016年 的53.8%（http：//dztj.dezhou.gov.cn/n3100530/n15894752/c29193812/content.html）。

④以山東省德州市為例，其下屬平原縣2008年村委會數量為875 個，2009年為151 個，減少83.7%，可見“合村并居”是行政村數量減少的主要原因。

⑤國家發改委陸續于2010、2012、2017年公布低碳城市試點名單。截止到2017年，共有6 個省區低碳試點，78個低碳試點城市。本文根據城市被選為低碳試點的時間，構建虛擬變量將其下轄的縣級行政單位在模型中進行控制。

⑥國家統計局僅于2004 和2005年評選過“全國縣域社會經濟發展指數前100 名縣市”，隨后其他部門開始評選百強縣。本文根據“至少有2 個榜單交集且至少5 個年份入選”原則，在樣本期2009—2017年共選取了74 個百強縣。

⑦東部地區包括北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省和海南?。恢胁康貐^包括山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省和湖南省；西部地區包括內蒙古自治區、廣西壯族自治區、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區和新疆維吾爾自治區；東北地區包括吉林省、遼寧省和黑龍江?。ㄓ捎跀祿傻眯裕芯糠秶话ㄎ鞑刈灾螀^、香港特別行政區、澳門特別行政區和臺灣?。?。

⑧文獻中通常采用密度變量衡量經濟集聚水平。在本文中，為了衡量區域經濟集聚水平，采用單位面積縣級GDP 作為經濟集聚水平的衡量指標。