Science & Technology Development Journal: Economics- Law & Management

An official journal of University of Economics and Law, Viet Nam National University Ho Chi Minh City, Viet Nam

Skip to main content Skip to main navigation menu Skip to site footer

 Research article

HTML

7

Total

6

Share

The effect of urbanization on CO2 emissions in Vietnam - Approached by the autoresgressive distributed lag model (ARDL)






 Open Access

Downloads

Download data is not yet available.

Abstract

This paper examines the effect of urbanization on CO2 emissions in Vietnam from 1986 to 2021. By applying the Autoregressive Distributed Lag model (ARDL) to co-aggregation, the study analyzes both short-run and long-term relationship between urbanization and emissions. The research is based on time series data collected from reputable organizations around the world (World Bank - WB, World Energy Analysis Agency - IEA). Two control variables, average GDP per capita and technological progress (measured through the total number of patent applications by residents and non-residents) are included in the analysis model. The results show that there is a cointegration relationship between the variables. Urbanization increases emissions in both the short and long term. In addition, GDP per capita and the number of patent registrations (representing the technological innovation variable) are found to change the degree of impact of urbanization on CO2 emissions in both the short and long run. Thereby, the findings provide implications in increasing the level of urbanization associated with sustainable economic development based on the application of green technology in the economy.

Giới thiệu

Trong những thập kỷ gần đây, quá trình chuyển đổi từ sinh sống ở các thị trấn nhỏ sang các khu đô thị đông đúc đang diễn ra với tốc độ nhanh chóng trên phạm vi toàn thế giới. Do vậy, những cuộc tranh luận về ảnh hưởng của đô thị hóa đến tính bền vững của môi trường nhận được nhiều sự quan tâm của nhiều học giả. Liệu đô thị hóa có gây tổn hại đến chất lượng môi trường hay không; mức độ ảnh hưởng như thế nào được rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm giải đáp. Phát thải khí nhà kính đặc biệt là khí thải carbon dioxide (CO 2 ) do hoạt động con người gây ra, được công nhận là tác nhân lớn nhất gây ra biến đổi khí hậu toàn cầu. Một số nghiên cứu đã phát hiện ra rằng sự gia tăng số lượng người sinh sống ở các khu vực đô thị là một yếu tố góp phần đáng kể vào việc phát thải khí nhà kính 1 , 2 . Hoạt động kinh tế ở các khu vực thành thị làm gia tăng mức độ di cư đến các khu vực này, dẫn đến quá trình đô thị hóa diễn ra trên quy mô lớn, thúc đẩy tiêu thụ năng lượng toàn cầu, lượng khí thải CO 2 tăng lên, chất lượng môi trường đi xuống 2 , 3 , 4 , 5 , 6 . Hơn nữa, việc đô thị sử dụng năng lượng từ nhiên liệu hóa thạch dẫn đến hiện tượng ấm lên toàn cầu gây ra những lo ngại nghiêm trọng về tính bền vững của môi trường. Quá trình đô thị hóa nhanh chóng đã được xác định là một trong những mối đe dọa toàn cầu tiềm năng nhất đối với nhân loại trong thế kỷ XXI 7 .

Việt Nam là một trong những quốc gia có tốc độ đô thị hóa nhanh nhất ở khu vực Châu Á. Tốc độ đô thị hóa hàng năm trong 10 năm gần của Việt Nam trung bình tăng 3.02% mỗi năm trong khi đó của Trung Quốc là 2,62%; của Thái Lan là 1,89%; của Malaysia là 2,16%; của Ấn Độ là 2,32% 8 . Đồng thời khu vực đô thị đã thực sự trở thành động lực, đầu tàu phát triển kinh tế xã hội của các vùng và cả nước, đóng góp khoảng 70% GDP cả nước, chiếm tỷ trọng chi phối trong thu ngân sách, xuất khẩu, sản xuất công nghiệp 9 . Tuy nhiên, đi liền với mức độ đô thị hóa diễn ra nhanh chóng đã gây ra những hậu quả nặng nề đối với môi trường, đặc biệt là sự gia tăng nhanh chóng lượng phát thải CO 2 . Theo kết quả công bố của Ngân hàng thế giới năm 2022 8 , Việt Nam không phải là quốc gia có lượng phát thải CO 2 lớn nhất thế giới nhưng tốc độ tăng phát thải lại đứng trong những quốc gia hàng đầu. Năm 2021 lượng phát thải của Việt Nam vượt mức hơn 330.000 kt CO 2 tăng 0,18% so với năm 2019, đứng thứ 2 trên thế giới về tốc độ gia tăng phát thải và cao nhất ở khu vực Châu Á. Do đó, điều quan trọng là phải hiểu được sự phát triển đô thị ở Việt Nam – một nền kinh tế mới nổi có liên quan như thế nào với lượng khí thải CO 2 .

Mặc dù đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới sử dụng các mô hình kinh tế lượng để tìm hiểu mối quan hệ giữa mức độ đô thị hóa và lượng khí thải CO 2 2 , 10 , 11 , 12 , 13 , 14 , 15 , 16 , 17 . Tuy nhiên, mối quan hệ này chưa được chú ý nhiều trong các nghiên cứu ở Việt Nam. Trong quá trình xem xét tài liệu, có ba nghiên cứu 17 , 18 , 19 đã phân tích ảnh hưởng của mức độ đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 ở Việt Nam trong mối quan hệ với các biến số kinh tế vĩ mô khác nhưng đi đến kết quả không thống nhất. Nghiên cứu của Nguyễn Anh Quân và cộng sự 20 sử dụng dữ liệu bảng cấp tỉnh trong giai đoạn từ năm 2010 – 2013 ở Việt Nam với phương pháp ước tính hiệu ứng cố định (FE) và mô hình động cố định (FE) và mô hình Prais-Winsten (PW) đã khẳng định đô thị hóa ảnh hưởng đến lượng phát thải CO 2 tùy thuộc vào mức thu nhập. Ở những tỉnh có thu nhập thấp, đô thị hóa làm gia tăng lượng phát thải nhưng kết quả này ngược lại ở những tỉnh có thu nhập cao. Theo nghiên cứu này, tác động của đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 chịu sự chi phối của các biến vĩ mô khác như tiêu thụ năng lượng, mức thu nhập bình quân đầu người. Trong nghiên cứu của Bùi Hoàng Ngọc và cộng sự 19 khi xem xét tác động kiểm soát của biến đô thị hóa đối với tăng trưởng kinh tế, sự phát triển nông nghiệp đến lượng phát thải ở Việt Nam giai đoạn 1986 – 2018 bằng phương pháp Wavelet đã xác nhận, trong ngắn hạn tăng mức độ đô thị hóa sẽ làm tăng lượng phát thải nhưng trong dài hạn đô thị hóa lại có tác dụng cải thiện chất lượng môi trường. Sử dụng mô hình hồi quy phân phối trễ ARDL để nghiên cứu tác động của toàn cầu hóa, công nghiệp hóa, tiêu thụ năng lượng, đô thị hóa và GDP bình quân/người đến lượng phát thải CO 2 ở Việt Nam giai đoạn 1985 – 2018, Lê Hoàng Phong và cộng sự 18 lại cho rằng đô thị hóa chỉ làm tăng lượng phát thải CO 2 trong ngắn hạn. Do đó, cần có thêm nghiên cứu mới để khẳng định lại mối quan hệ này ở Việt Nam. Nghiên cứu này bổ sung cho các nghiên cứu trước ở Việt Nam trên các mặt sau: Thứ nhất , dữ liệu chuỗi thời gian có sẵn mới nhất được sử dụng; Thứ hai, áp dụng phương pháp kinh tế lượng phù hợp với dữ liệu chuỗi thời gian là mô hình tự hồi quy phân phối trễ ARDL; Thứ ba , phân tích ảnh hưởng của mức độ đô thị hóa và lượng phát thải CO 2 trong mối quan hệ với GDP bình quân đầu người và tiến bộ công nghệ dựa trên mô hình STIRPAT mà các nghiên cứu trước ở Việt Nam chưa đề cập đến. Dựa trên những phát hiện này, các hàm ý chính sách quan trọng được đề xuất cho chính phủ và các nhà hoạch định chính sách hướng tới mục tiêu phát triển bền vững.

Cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm

Cơ sở lý thuyết

Theo Shahbaz và cộng 14 , đô thị hóa là quá trình tập hợp số lượng lớn cư dân sinh sống trong các khu vực nhỏ vừa phải và kết quả là hình thành các đô thị đông đúc. Đô thị hóa là sự di cư của người dân từ khu vực nông nghiệp sang khu vực phi nông nghiệp. Sự tích lũy vật chất của người dân ở các khu vực đô thị làm tăng đáng kể chi phí, chênh lệch xã hội và tác động tiêu cực đến môi trường. Quá trình đô thị hóa hơn nữa có ảnh hưởng rộng rãi đến mức tiêu thụ năng lượng do tỷ lệ nhà ở tăng cao, tốc độ tăng trưởng đầu tư và công nghiệp hóa cùng các yếu tố khác.

Ảnh hưởng của quá trình đô thị hóa đến môi trường tự nhiên được dẫn dắt bởi ba lý thuyết: (1) Hiện đại hóa sinh thái xem đô thị hóa là quá trình biến đổi xã hội, một chỉ báo quan trọng cho quá trình hiện đại hóa; (2) Chuyển đổi môi trường đô thị- khi xã hội chuyển từ giai đoạn phát triển thấp sang giai đoạn phát triển cao hơn, các vấn đề môi trường có thể gia tăng trong giai đoạn đầu khi tăng trưởng kinh tế được ưu tiên hơn phát triển bền vững; (3) Thành phố nén – khi xã hội tiếp tục phát triển đến một giai đoạn cao hơn, các thiệt hại về môi trường trở nên nghiêm trọng hơn và các quốc gia phải tìm cách để hướng tới mục tiêu phát triển bền vững 2 .

Tổng quan tình hình nghiên cứu

Kết quả của các nghiên cứu thực nghiệm hiện có về đô thị hóa và suy thoái môi trường (đo lường qua lượng phát thải CO 2 ) chủ yếu được chia thành ba loại. Thứ nhất , tồn tại mối quan hệ tuyến tính theo chiều tương quan thuận giữa đô thị hóa và và lượng phát thải CO 2 . Đô thị hóa làm tăng mức tiêu thụ năng lượng và làm xấu đi chất lượng môi trường. Du và Xia 21 đã phân tích mối quan hệ giữa đô thị hóa và phát thải khí nhà kính đối với nhóm 60 quốc gia và đi đến kết luận về mối quan hệ giữa tỷ lệ đô thị hóa và phát thải nhà kính luôn đồng biến, đô thị hóa chắc chắn sẽ dẫn đến gia tăng phát thải, bất kể tỷ lệ đô thị hóa cao như thế nào. Kết quả tương tự cũng được tìm thấy trong nghiên cứu của Ngong và cộng sự 5 khi nghiên cứu về các nước ở Trung Phi, Nosheen và cộng sự 22 đối với trường hợp các nước Châu Á, khẳng định của Mignamissi và Djeufack 23 trong trường hợp các nước Châu Phi; nghiên cứu của Su và cộng sự 24 đối với trường hợp của Trung Quốc. Bằng cách thêm các biến kiểm soát là tăng trưởng kinh tế và đầu tư trực tiếp nước ngoài trong mô hình, Ahmed và cộng sự 25 đã khẳng định đô thị hóa và đầu tư trực tiếp nước ngoài có tác động làm gia tăng mức độ suy thoái ở Pakistan. Nghiên cứu của Bùi Hoàng Ngọc và cộng sự 19 cũng xác nhận đô thị hóa bên cạnh quá trình phát triển nông nghiệp làm gia tăng nhanh chóng lượng phát thải ở Việt Nam.

Thứ hai tồn tại mối quan hệ tuyến tính theo chiều tương quan nghịch giữa mức độ đô thị hóa và CO2 cũng. Yao và cộng sự 26 đã sử dụng mô hình hồi quy ngưỡng và mô hình hiệu ứng trung gian để điều tra tác động và cơ chế của quá trình đô thị hóa đối với lượng phát thải CO 2 ở Trung Quốc. Kết quả cho thấy đô thị hóa có thể góp phần làm giảm quy mô phát thải CO 2 , lượng khí thải CO 2 bình quân đầu người và cường độ CO 2 . Đồng thời, nghiên cứu cho thấy mức độ ảnh hưởng của đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 được điều chỉnh bởi bốn biến trung gian, tức là tiến bộ công nghệ, cơ cấu công nghiệp, cơ cấu tiêu thụ năng lượng và đầu tư trực tiếp nước ngoài. Như vậy, đô thị hóa có tác động lan tỏa về mặt không gian, có lợi đối với việc giảm thiểu phát thải cả trong ngắn hạn và dài hạn 27 . Đô thị hóa hiệu quả có thể giảm 60% lượng phát thải nhà kính, so với trường hợp đô thị hóa tràn lan với biện pháp hạn chế cư trú ở các thành phố lớn 28 . Đô thị hóa có tác dụng làm giảm lượng phát thải CO 2 trong cả ngắn hạn và dài hạn đối với các quốc gia có thu nhập trung bình 29 . Ở khu vực Châu Phi, nghiên cứu của Effiong; Raheem và Ogebe 30 , 31 cũng khẳng định vai trò quan trọng của quá trình đô thị hóa trong việc góp phần làm giảm tình trạng suy thoái môi trường.

Nhóm nghiên cứu thứ ba cho rằng mối quan hệ giữa đô thị hóa và lượng phát thải là phi tuyến hoặc bất cân xứng. Về mối quan hệ phi tuyến, đô thị hóa làm tăng lượng khí thải CO 2 , nhưng sau khi đạt được một mức độ nhất định thì phản ứng ngược lại, tức là gia tăng mức độ đô thị hóa lại có tác dụng làm giảm lượng phát thải, như vậy tồn tại mối quan hệ hình chữ U ngược giữa đô thị hóa và phát thải CO 2 đối với trường hợp của Trung Quốc trong các nghiên cứu của Li và cộng sự; Zhu và cộng sự, Ahmed và cộng sự, Xu và cộng sự 16 , 32 , 33 , 34 . Kết quả tương tự được khẳng định đối với trường hợp của Thổ Nhĩ Kỳ giai đoạn 1960 – 2016 trong nghiên cứu của Kirikkaleli và Kalmaz 35 . Tuy nhiên, Xu và cộng sự 36 cho rằng, mối quan hệ hình chữ U ngược giữa mức độ đô thị hóa và lượng phát thải CO 2 chỉ ở khía cạnh đô thị hóa trên đất liền và đô thị hóa kinh tế, còn đối với đô thị hóa dân số hầu như tác động không đáng kể đến lượng phát thải CO 2 . Shahbaz và cộng sự 14 lại tìm thấy mối quan hệ hình chữ U giữa CO2 và đô thị hóa ở Malaysia. Mối quan hệ này cũng được tìm thấy trong nghiên cứu của Shah và cộng sự 37 khi nghiên cứu về Pakistan.

Bằng chứng về ảnh hưởng bất cân xứng của đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 được tìm thấy trong một số nghiên cứu. McGee và York 38 sử dụng dữ liệu bảng về mối quan hệ giữa lượng khí thải CO 2 và tỷ lệ phần trăm cá nhân sống ở khu vực đô thị, ở các quốc gia kém phát triển từ năm 1960–2010, để đánh giá thực nghiệm liệu tác động của tăng trưởng dân số đô thị với lượng khí thải có đối xứng với tác động của sự suy giảm đô thị hóa đến lượng phải thải hay không. Các phát hiện chỉ ra rằng tác động của tăng/giảm dân số đô thị đối với lượng khí thải CO 2 là không đối xứng, trong đó sự suy giảm đô thị hóa làm giảm lượng khí thải ở mức độ lớn hơn nhiều so với quá trình đô thị hóa làm tăng lượng khí thải. Nguyên nhân là do quá trình đô thị hóa có liên quan đến sự gián đoạn trong sản xuất, phân phối hàng hóa và dịch vụ hoặc khả năng tiếp cận điện và các nguồn năng lượng khác. Kết quả tương tự cũng được tìm thấy trong nghiên cứu của Dey và cộng sự 39 khi nghiên cứu về 137 quốc gia trong giai đoạn 1961 – 2019. Ở góc độ toàn cầu, sự bất đối xứng của quá trình đô thị hóa đối với lượng khí thải CO 2 rõ nét hơn mức tiêu thụ năng lượng đến lượng phát thải. Đối với các nền kinh tế có thu nhập thấp, quá trình đô thị hóa không thể hiện bất kỳ tác động đáng kể nào đến lượng khí thải CO 2 . Đối với các nền kinh tế có thu nhập trung bình thấp, mức độ đô thị hóa thấp hơn có tác động lớn hơn đến lượng khí thải CO 2 so với mức tăng đô thị hóa. Như vậy, sự khác biệt giữa các khu vực về thu nhập có thể ảnh hưởng đến tác động của quá trình đô thị hóa đối với lượng khí thải CO 2 và mối quan hệ này thay đổi theo các khía cạnh khác nhau của quá trình đô thị hóa 40 .

Từ các kết quả tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm trên cho thấy mối quan hệ giữa đô thị hóa và môi trường thông qua lượng phát thải chưa đạt đến sự đồng thuận. Nguyên nhân có thể là do sự khác nhau về phương pháp nghiên cứu, giai đoạn nghiên cứu, không gian nghiên cứu. Do đó, mục đích của nghiên cứu này là xác nhận lại chiều hướng ảnh hưởng của mức độ đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 trong điều kiện thực tiễn ở Việt Nam hiện nay.

Mô hình, dữ liệu và phương pháp nghiên cứu

Mô hình nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng mô hình STIRPAT do York và cộng sự 41 đề xuất về tác động ngẫu nhiên của các yếu tố đối với ô nhiễm môi trường nhằm cung cấp một khung định lượng để phân tích ảnh hưởng của các yếu tố đó đến môi trường. Theo mô hình này, các biến số ảnh hưởng đến chất lượng môi trường (I) bao gồm dân số (P), sự sung túc (A), công nghệ (T). Do đó, trong nghiên cứu này, để phân tích ảnh hưởng của đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 những biến kiểm soát như tăng trưởng kinh tế (đại diện cho sự sung túc), biến tiến bộ công nghệ cũng được xem xét đưa vào để có sự đánh giá toàn diện hơn mức độ ảnh hưởng này. Định nghĩa các biến được giải thích chi tiết như trong Table 1 .

Table 1 Khai báo các biến trong mô hình

Mô hình nghiên cứu được dựa trên mô hình tác động ngẫu nhiên theo hồi quy về dân số, sự sung túc và công nghệ (STIRPAT) được sử dụng để phân tích mối quan hệ giữa đô thị hóa và lượng khí thải CO 2 trong nhiều nghiên cứu 2 , 41 , 42 , 43 , 48 , 52 . Mô hình STIRPAT có dạng như sau:

Trong đó biểu thị hệ số không đổi của mô hình là tham số được đánh giá và là sai số thống kê. Trong nghiên cứu này, mô hình STIRPAT đã được điều chỉnh sao cho phù hợp với mục tiêu nghiên cứu, biến chất lượng môi trường I được thể hiện thông qua lượng phát thải CO 2 . Sau khi lấy logarit cơ số tự nhiên hai vế, mô hình (1) dùng trong nghiên cứu này như sau:

Trong đó: δ 1 ; δ 2 ; δ 3 là các hệ số hồi quy trong dài hạn của các biến độc lập

εt là sai số thống kê

CO 2t : lượng phát thải CO 2 bình quân đầu người năm t; URB t : tỷ lệ dân số đô thị so với tổng dân số ở năm t; GDP t : GDP bình quân/người ở năm t; TI t : tiến bộ công nghệ ở năm t

Tuy nhiên mô hình (2) là mô hình cung cấp ước lượng chỉ xảy ra trong dài hạn. Do đó, để nhận được các kết quả ước tính trong ngắn hạn, nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL do Pesaran và cộng sự 53 đề xuất. Mô hình biểu diễn dưới dạng mô hình sai số ECM (Error Correction Model) cụ thể như sau:

Trong đó:

: là các hệ số hồi quy trong ngắn hạn của các biến độc lập.

m, n, p, q: độ trễ tối ưu của các biến

Mô hình (3) mô tả mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa lượng phát thải CO 2 và mức độ đô thị hóa. So với các mô hình đồng liên kết cổ điển, mô hình ARDL có một số ưu điểm như sau: Đầu tiên, mô hình hoạt động tốt hơn để xác định các mối quan hệ đồng liên kết trong các mẫu nhỏ 54 . Thứ hai, chúng có thể được áp dụng bất kể các biến hồi quy dừng ở sai phân bậc gốc hay ở sai phân bậc 1 (tức là I(0) hoặc I(1)). Tuy nhiên, chúng không thể được áp dụng nếu các biến hồi quy dừng ở sai phân bậc 2 (I(2)). Với các ưu điểm trên của ARDL, mô hình này phù hợp với nghiên cứu này để đánh giá mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn, phát hiện ra sự đồng liên kết ẩn giữa mức độ đô thị hóa và lượng phát thải.

Dữ liệu nghiên cứu

Nghiên cứu này điều tra mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa mức độ đô thị hóa và phát thải CO 2 ở Việt Nam với dữ liệu chuỗi thời gian giai đoạn từ năm 1986 đến năm 2021. Dữ liệu các biến thường xuyên được thống kê theo năm bởi Ngân hàng thế giới. Dữ liệu sau khi được làm sạch và lấy logarit cơ số tự nhiên cho tất cả các biến (để loại bỏ phương sai thay đổi) sẽ được đưa vào mô hình để phân tích. Thống kê mô tả các biến được thể hiện chi tiết trong Table 2 .

Table 2 Thống kê mô tả các biến

Table 2 cho thấy hầu hết các biến sau khi lấy logarit đã có độ phân tán đều và tập trung, do đó dữ liệu phù hợp cho mô hình nghiên cứu đề xuất ở phần tiếp theo.

Phương pháp nghiên cứu

Mô hình đồng liên kết ARDL được tiến hành theo các bước sau: (i) Kiểm tra sự tồn tại đồng liên kết giữa các biến trong dài hạn. Với mục đích này, chúng ta cần kiểm tra ý nghĩa chung của các biến bằng cách áp dụng kiểm định đường bao (Bounds Testing) do Pesaran và cộng sự đề xuất 53 . Nếu giá trị F-statistic lớn hơn các giá trị của đường bao trên (Upper Bounds) thì chúng ta có thể xác nhận sự hiện diện của đồng liên kết giữa các biến dài hạn. Trong trường hợp ngược lại, khi các giá trị tới hạn không đáng kể, thực hiện một thử nghiệm khác về đồng liên kết được gọi là mô hình sửa lỗi (ECM) sẽ được thực hiện. Một ưu điểm khác của phương pháp ARDL là các giá trị tới hạn mà nghiên cứu xem xét có thể giải thích cho các thuộc tính tích hợp của các biến. Do đó, có thể sử dụng các biến có thứ tự sai phân bậc 0 hoặc 1 hoặc kết hợp cả hai. Vì vậy, để xác nhận rằng không có biến nào là sai phân bậc 2 (I(2)), nghiên cứu đã thực hiện các kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP).; (ii) Xác định độ trễ tối ưu của các biến thông qua các tiêu chí thông tin the Akaike Information Criterion (AIC) hoặc the Schwarz-Bayesian Criterion (SBC). (iii) Nghiên cứu áp dụng kỹ thuật ARDL để kiểm tra xem ảnh hưởng của mức độ đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 trong ngắn hạn và dài hạn, đây là mô hình đã được sử dụng bởi nhiều học giả về kinh tế môi trường như Aslam và cộng sự, McGee và York, Usman và cộng sự 38 , 55 , 56 .

Kết quả nghiên cứu và thảo luận

Kiểm định tính dừng

Nelson và Plosser 57 cho rằng hầu hết các chuỗi thời gian là không dừng tại bậc I(0), cho nên trước khi phân tích cần phải kiểm định xem chuỗi thời ADF (Augment Dickey and Fuller), kết quả kiểm định ADF được trình bày trong Table 3 .

Table 3 Kết quả kiểm định tính dừng theo ADF và PP

Kết quả trong Table 3 trình bày kết quả kiểm định tính dừng theo hai phương pháp ADF và PP cho thấy hầu hết các biến số đều là chuỗi dừng sai phân bậc gốc – hay còn gọi là chuỗi I(0), trong đó chỉ có biến lnCO 2 dừng ở sai phân bậc 1. Do vậy dữ liệu phù hợp để thực hiện xem xét quan hệ ngắn hạn và dài hạn bằng mô hình ARDL.

Kiểm định đồng liên kết và xác định độ trễ tối ưu

Sau khi kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu, để xem xét các biến trong mô hình có mối liên hệ trong dài hạn hay không, nghiên cứu tiến hành kiểm tra tính đồng liên kết giữa các biến. Kết quả kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết được thể hiện ở Table 4 .

Table 4 Kết quả kiểm định đồng liên kết

Kết quả Table 4 trên cho thấy giá trị F tính toán từ kiểm định lớn hơn giá trị tới hạn của giới hạn trên I(1) với mức ý nghĩa 5% và 10% đồng thời kiểm định t cũng cho thấy giá trị kiểm định t nhỏ hơn giá trị tới hạn của giới hạn trên I(1) với cả ba mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Như vậy kết quả kiểm định đồng liên kết xác nhận sự tồn tại mối liên hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình. Xét về ý nghĩa kinh tế có nghĩa là tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa mức độ đô thị hóa, tăng trưởng kinh tế và tiến bộ công nghệ và lượng phát thải CO 2 ở Việt Nam.

Table 5 Kết quả xác định độ trễ tối ưu

Xác định độ trễ tối ưu cho dữ liệu chuỗi thời gian khi sử dụng mô hình ARDL giúp xác định các biến số đưa vào trong mô hình không xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi và không bị hiện tượng tự tương quan. Kết quả Table 5 cho thấy, mô hình có độ trễ tối ưu là 4 dựa trên tiêu chí thông tin AIC nhỏ nhất. Đối với mô hình có số quan sát nhỏ, dựa trên tiêu chí thông tin SBIC sẽ cho kết quả tốt hơn và có tính ổn định hơn 58 . Do vậy, để phù hợp với nghiên cứu này tiêu chí thông tin SBIC sẽ được sử dụng để xác định độ trễ tối ưu của các biến trong mô hình. Độ trễ tối ưu của các biến LnCO 2 ; LnURB; LnTI; LnGDP lần lượt là 3,2,1,4.

Thảo luận kết quả nghiên cứu

Từ bảng kết quả ở Table 5 cho thấy mô hình 1 không xảy ra hiện tượng tự tương quan, không có phương sai thay đổi. Với hệ số R square của mô hình ARDL bằng 0,6035 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho thấy lượng phát thải CO 2 được giải thích bởi 60,35% các biến độc lập trong mô hình đề xuất Do đó, mô hình 1 với sự xuất hiện của biến kiểm soát GDP, TI sẽ giải thích tốt hơn cho tác động của mức độ đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 ở Việt Nam và sẽ được lựa chọn trong nghiên cứu này. Kết quả kiểm định CUSUMQ và CUSUM ở Figure 1 cho thấy đường gấp khúc không nằm ngoài giới hạn của đường thẳng, do đó mô hình đưa vào nghiên cứu về ảnh hưởng của mức độ đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 ở Việt Nam là tương đối ổn định.

Figure 1 . Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ (Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu)

Kết quả thực nghiệm trong Table 6 chỉ ra rằng mức độ đô thị hóa có ảnh hưởng theo chiều tương quan thuận đến lượng phát thải CO 2 trong cả ngắn hạn và dài hạn. Khi tỷ lệ dân số đô thị tăng lên 1% sẽ làm gia tăng lượng phát thải trong ngắn hạn tăng thêm 1,77% (trong ngắn hạn) và 4,52% (trong dài hạn). Mặc dù trong ngắn hạn hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê nhưng điều đó cũng khẳng định sự gia tăng mức độ đô thị hóa ảnh hưởng tiêu cực đến chất lượng môi trường. Kết quả nghiên cứu này hoàn toàn phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nihayah và cộng sự 59 trong trường hợp của Indonesia; nghiên cứu của Al – mulali 60 trong trường hợp các nước MENA (các quốc gia Trung Đông và Bắc Phi); nghiên cứu của Ali và cộng sự 61 trong trường hợp Pakistan; nghiên cứu của Fan và cộng sự 62 đối với trường hợp của Việt Nam. Tuy nhiên, trong dài hạn khi tăng trưởng kinh tế và những phát minh mới được tạo ra lại thúc đẩy mạnh hơn quá trình gây ra suy thoái môi trường đến từ khu vực đô thị (cụ thể khi không chịu sự kiểm soát của biến GDP và TI, trong dài hạn nếu dân số đô thị tăng thêm 1% trong tổng dân số làm cho lượng phát thải chỉ gia tăng 3,78%). Đô thị hóa nhanh chóng ở Việt Nam bắt đầu từ sau thời kỳ đổi mới và đến năm 2021 dân số tập trung ở khu vực đô thị chiếm 38% tổng dân số. Người dân di cư đến các khu vực đô thị như Hà Nội, Thành phố Hồ Chí Minh, Đà Nẵng để tìm cơ hội việc làm tốt hơn tạo áp lực lớn lên các thành phố này do không đáp ứng yêu cầu kịp thời về cơ sở hạ tầng giao thông, nhà ở và do đó ảnh hưởng đến môi trường. Việt Nam cũng đã chứng kiến tốc độ tăng trưởng kinh tế nhanh trong một thời gian dài để thực hiện mục tiêu đến năm 2030 trở thành nước công nghiệp theo hướng hiện đại, do đó đô thị hóa gián tiếp làm suy giảm chất lượng môi trường thông qua quá trình đẩy mạnh hoạt động công nghệ phục vụ cho quá trình công nghiệp hóa. Về lâu dài đô thị hóa sẽ làm cho môi trường ở Việt Nam trầm trọng hơn. Kết quả này khẳng định lý thuyết “chuyển đổi môi trường đô thị” và “thành phố nén” của Poumanyvong và Kaneko 2 , nhưng Bùi Hoàng Ngọc và cộng sự 19 lại cho rằng khi thu nhập bình quân đầu người tăng cao thì sự gia tăng của mức độ đô thị hóa lại có tác dụng cải thiện chất lượng môi trường thông qua qua trình làm giảm phát thải.

Table 6 Ảnh hưởng của mức độ đô thị hóa đến lượng phát thải CO 2 trong ngắn hạn và dài hạn

Tăng trưởng kinh tế và tiến bộ công nghệ được xem là một trong những yếu tố quan trọng quyết định đến lượng phát thải CO 2 ở các nền kinh tế mới nổi như Việt Nam. Do vậy, nghiên cứu này xem xét như các biến kiểm soát để tránh sai lệch trong kết quả phân tích. Kết quả Table 6 cho thấy, về lâu dài, sự gia tăng số lượng đăng ký bằng phát minh sáng chế làm gia tăng lượng phát thải (khi số lượng đăng ký bằng phát minh sáng chế tăng 1% sẽ làm tăng lượng phát thải thêm 0,18%). Kết quả này hoàn toàn phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đó của Abbasi và cộng sự; Chishti và Sinha; Adebayo và cộng sự; Suki và cộng sự 48 , 49 , 50 , 51 đối với những quốc gia có điều kiện kinh tế - xã hội tương tự như Việt Nam và sử dụng cùng tiêu chí đo lường về tiến bộ công nghệ. Trong khi đó, tăng GDP bình quân đầu người trong ngắn hạn sẽ làm gia tăng lượng phát thải nhưng trong dài hạn lại có tác dụng làm giảm lượng phát thải, mặc dù kết quả không có ý nghĩa về mặt thống kê (do nghiên cứu sử dụng biến này dưới dạng hàm tuyến tính). Kết quả nghiên cứu này cũng đã được khẳng định trong các nghiên cứu trước đó về việc xác nhận mối quan hệ phi tuyến (hình chữ U ngược -ủng hộ giả thuyết đường cong môi trường EKC; hình chữ U, hình chữ N) giữa tăng trưởng kinh tế và lượng phát thải 45 , 46 , 47 .

Kết luận và hàm ý chính sách

Suy thoái môi trường là trở thành mối quan tâm hàng đầu trong giai đoạn hiện nay ở mỗi quốc gia và các nhà nghiên cứu đã phân tích các yếu tố khác nhau ảnh hưởng đến môi trường thông qua lượng phát thải CO 2 . Sự mở rộng nhanh chóng của các thành phố trên khắp thế giới đặt ra những mối đe dọa nghiêm trọng đối với môi trường toàn cầu khi nhiều minh chứng cho thấy rằng sự gia tăng mức độ đô thị hóa những thập kỷ gần đây thúc đẩy lượng khí thải CO 2 nhiều hơn. Trong tài liệu báo cáo của Ngân hàng thế giới năm 2020 về biến đổi khí hậu ở Việt Nam, chiến lược phát triển kinh tế xã hội giai đoạn 2011 – 2020 đã xác định đô thị hóa là cần thiết để thúc đẩy các mục tiêu công nghiệp hóa, hiện đại hóa đất nước, do vậy tốc độ tăng trưởng đô thị hóa của Việt Nam được duy trì ở mức cao so với các nước trong khu vực và trên thế giới (trung bình 10 năm gần đây tăng trưởng 3.02% - lớn hơn hầu hết các quốc gia trong khu vực). Kết quả phân tích định lượng ở trên cho thấy rằng, trong dài hạn sự gia tăng dân số đô thị lên 1% sẽ khiến cho lượng phát thải tăng lên rất cao (4,52%). Trong ngắn hạn, ảnh hưởng của mức độ đô thị hóa đối với lượng khí thải CO 2 cũng tồn tại ở Việt Nam. Hơn nữa, trong mối quan hệ với các biến kiểm soát là GDP bình quân đầu người và số lượng đăng ký bằng phát minh sáng chế cũng sẽ làm thay đổi mức độ ảnh hưởng từ đô thị hóa đến phát thải CO 2 . Tuy nhiên, tất cả các trường hợp đều xác nhận, sự gia tăng mức độ đô thị hóa ảnh hưởng bất lợi đến môi trường ở Việt Nam. Do đó để quá trình đô thị hóa được bền vững, nhóm tác giả đề xuất các giải pháp như sau:

Thứ nhất , thực hiện quá trình đô thị hóa phải gắn liền với phát triển kinh tế đặc biệt là thực hiện chiến lược trong dài hạn. Quy mô dân số đô thị phải được đảm bảo bằng hệ thống cơ sở hạ tầng phù hợp thông qua xây dựng hệ thống giao thông phục vụ cho nhu cầu đi lại ngày càng tăng cao của người dân. Có cơ chế cụ thể hơn nữa trong việc khuyến khích người dân sử dụng phương tiện giao thông công cộng, hạn chế phương tiện giao thông cá nhân. Điều này một mặt giúp giảm lượng phát thải ra ngoài môi trường mặt khác giảm tình trạng ùn tắc giao thông (vấn đề nhức nhối ở đô thị lớn Việt Nam hiện nay đặc biệt là thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội).

Thứ hai , đô thị hóa là quá trình tất yếu đi liền với sự phát triển kinh tế do đó không thể giảm lượng phát thải CO 2 bằng cách giảm dân số đô thị. Thực hiện mục tiêu phát triển kinh tế một cách bền vững từ đó giúp giải quyết được mối quan hệ giữa đô thị hóa và môi trường.

Thứ ba , khuyến khích đầu tư phát triển công nghệ đặc biệt trong lĩnh vực sản xuất. Cần có cơ chế khuyến khích, ưu đãi cho doanh nghiệp sử dụng công nghệ mới thân thiện với môi trường và công nghệ sử dụng ít nguồn năng lượng hơn sẽ góp phần giảm đáng kể lượng phát thải CO 2 .

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

ARDL: Autoregressive Distributed Lag (Mô hình tự hồi quy phân phối trễ)

CO 2 : Carbon dioxide emissions (Khí thải Cacbon dioxide)

WB: World Bank (Ngân hàng thế giới)

IEA: International Energy Agency (Cơ quan năng lượng quốc tế)

XUNG ĐỘT LỢI ÍCH

Không có bất kỳ xung đột lợi ích nào trong nghiên cứu này

ĐÓNG GÓP TÁC GIẢ

Tác giả Hạ Thị Thiều Dao chịu trách nhiệm về nội dung: tổng quan nghiên cứu, cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu.

Tác giả Nguyễn Thị Quý chịu trách nhiệm về nội dung: phương pháp nghiên cứu, phân tích dữ liệu và hình thức trình bày.

References

  1. Jorgenson AK, Clark B. Societies consuming nature: A panel study of the ecological footprints of nations, 1960-2003. Soc Sci Res. 2011 Jan 1;40(1):226-44. . ;:. Google Scholar
  2. Poumanyvong P, Kaneko S. Does urbanization lead to less energy use and lower CO2 emissions? A cross-country analysis. Ecol Econ. 2010;70(2):434-44. . ;:. Google Scholar
  3. Apergis N, Li J. Population and lifestyle trend changes in China: implications for environmental quality. Appl Econ. 2016 Nov 19;48(54):5246-56. . ;:. Google Scholar
  4. Gnangoin TY, Kassi DF, Kongrong O. Urbanization and CO2 emissions in Belt and Road Initiative economies: analyzing the mitigating effect of human capital in Asian countries. Environ Sci Pollut Res Int. 2023 Apr 1;30(17):50376-91. . ;:. PubMed Google Scholar
  5. Ngong CA, Bih D, Onyejiaku C, Onwumere JUJ. Urbanization and carbon dioxide (CO2) emission nexus in the CEMAC countries [international journal]. MEQ. 2022 Jan 1;33(3):657-73. . ;:. Google Scholar
  6. Wang Q, Wu S, Zeng Y, Wu B. Exploring the relationship between urbanization, energy consumption, and CO2 emissions in different provinces of China. Renew Sustain Energy Rev. 2016 Feb 1;54:1563-79. . ;:. Google Scholar
  7. Meyfroidt P, Roy Chowdhury R, de Bremond A, Ellis EC, Erb K-H, Filatova T, et al. Middle-range theories of land system change. Glob Environ Change. 2018 Nov 1;53:52-67. . ;:. Google Scholar
  8. World Bank open data [internet]. World Bank Open Data. [cited Apr 28 2023]. . ;:. Google Scholar
  9. Available from: baochinhphu.vn. Cả nước có 862 đô thị, đóng góp 70% GDP; 2020. Available from: baochinhphu.vn [cited Oct 7 2022]. . ;:. Google Scholar
  10. Bai Y, Deng X, Gibson J, Zhao Z, Xu H. How does urbanization affect residential CO2 emissions? An analysis on urban agglomerations of China. J Cleaner Prod. 2019 Feb 1;209:876-85. . ;:. Google Scholar
  11. Martinez-Zarzoso I. The impact of urbanization on CO2 emissions: evidence from developing countries. 2008. . ;:. Google Scholar
  12. Ouyang X, Lin B. Carbon dioxide (CO2) emissions during urbanization: A comparative study between China and Japan. J Cleaner Prod. 2017 Feb 1;143:356-68. . ;:. Google Scholar
  13. Sadorsky P. The effect of urbanization on CO2 emissions in emerging economies. Energy Econ. 2014;41:147-53. . ;:. Google Scholar
  14. Shahbaz M, Loganathan N, Muzaffar AT, Ahmed K, Ali Jabran MA. How urbanization affects CO2 emissions in Malaysia? The application of STIRPAT model. Renew Sustain Energy Rev. 2016;57:83-93. . ;:. Google Scholar
  15. Wang Y, Li X, Kang Y, Chen W, Zhao M, Li W. Analyzing the impact of urbanization quality on CO2 emissions: what can geographically weighted regression tell us? Renew Sustain Energy Rev. 2019 Apr 1;104:127-36. . ;:. Google Scholar
  16. Zhu HM, You WH, Zeng Z. Urbanization and CO2 emissions: A semiparametric panel data analysis. Econ Lett. 2012 Dec 1;117(3):848-50. . ;:. Google Scholar
  17. Zi C, Jie W, Hong-Bo C. CO2 emissions and urbanization correlation in China based on threshold analysis. Ecol Indic. 2016 Feb 1;61:193-201. . ;:. Google Scholar
  18. Van DT, Bao HH. The role of globalization on CO2 emission in Vietnam incorporating industrialization, urbanization, GDP per capita and energy use. Int J Energy Econ Policy. 2018;8(6):275. . ;:. Google Scholar
  19. Ngọc BH, Liệu PT, Minh N Hà. Mối quan hệ giữa tỷ lệ đô thị hóa, tăng trưởng kinh tế, phát triển nông nghiệp và lượng khí thái CO2 ở Việt Nam. 2022 Mar 30;3:60-71. . ;:. Google Scholar
  20. Quan N, Kakinaka M, Kotani K. How does urbanization affect energy and CO2 emission intensities in Vietnam? Evidence from province-level data [working papers] [internet] [cited May 3 2023]; 2017 Jun. . ;:. Google Scholar
  21. Du WC, Xia XH. How does urbanization affect GHG emissions? A cross-country panel threshold data analysis. Appl Energy. 2018 Nov 1;229:872-83. . ;:. Google Scholar
  22. Nosheen M, Abbasi MA, Iqbal J. Analyzing extended STIRPAT model of urbanization and CO2 emissions in Asian countries. Environ Sci Pollut Res Int. 2020 Dec 1;27(36):45911-24. . ;:. PubMed Google Scholar
  23. Mignamissi D, Djeufack A. Urbanization and CO 2 emissions intensity in Africa. J Environ Plan Manag. 2022 Jul 29;65(9):1660-84. . ;:. Google Scholar
  24. Su Y, Wu J, Ciais P, Zheng B, Wang Y, Chen X, et al. Differential impacts of urbanization characteristics on city-level carbon emissions from passenger transport on road: evidence from 360 cities in China. Build Environ. 2022 Jul 1;219:109165. . ;:. Google Scholar
  25. Ahmed N, Ahmad M, Ahmed M. Combined role of industrialization and urbanization in determining carbon neutrality: empirical story of Pakistan. Environ Sci Pollut Res Int. 2022 Mar 1;29(11):15551-63. . ;:. PubMed Google Scholar
  26. Yao X, Kou D, Shao S, Li X, Wang W, Zhang C. Can urbanization process and carbon emission abatement be harmonious? New evidence from China. Environ Impact Assess Rev. 2018 Jul 1;71:70-83. . ;:. Google Scholar
  27. Zhou Z. Urbanization's short- and long-term effects on CO2 emissions: evidence from China. J Phys Conf Ser. 2019 Oct 1;1324(1):012105. . ;:. Google Scholar
  28. Zhang Q, Liu S, Wang T, Dai X, Baninla Y, Nakatani J, et al. Urbanization impacts on greenhouse gas (GHG) emissions of the water infrastructure in China: trade-offs among sustainable development goals (SDGs). J Cleaner Prod. 2019 Sep 20;232:474-86. . ;:. Google Scholar
  29. Lv Z, Xu T. Trade openness, urbanization and CO2 emissions: dynamic panel data analysis of middle-income countries. J Int Trade Econ Dev. 2019;28(3):317-30. . ;:. Google Scholar
  30. Effiong EL. On the urbanization-pollution nexus in Africa: a semiparametric analysis. Qual Quant. 2018 Jan 1;52(1):445-56. . ;:. Google Scholar
  31. Raheem ID, Ogebe JO. CO2 emissions, urbanization and industrialization: evidence from a direct and indirect heterogeneous panel analysis [international journal]. MEQ. 2017 Jan 1;28(6):851-67. . ;:. Google Scholar
  32. Li J, Huang X, Kwan MP, Yang H, Chuai X. The effect of urbanization on carbon dioxide emissions efficiency in the Yangtze River Delta, China. J Cleaner Prod. 2018 Jul 1;188:38-48. . ;:. PubMed Google Scholar
  33. Ahmed Z, Wang Z, Ali S. Investigating the non-linear relationship between urbanization and CO2 emissions: an empirical analysis. Air Qual Atmos Health. 2019;12(8):945-53. . ;:. Google Scholar
  34. Xu F, Huang Q, Yue H, He C, Wang C, Zhang H. Reexamining the relationship between urbanization and pollutant emissions in China based on the STIRPAT model. J Environ Manage. 2020 Nov 1;273:111134. . ;:. PubMed Google Scholar
  35. Kirikkaleli D, Kalmaz DB. Testing the moderating role of urbanization on the environmental Kuznets curve: empirical evidence from an emerging market. Environ Sci Pollut Res Int. 2020 Oct 1;27(30):38169-80. . ;:. PubMed Google Scholar
  36. Xu Q, Dong Y, Yang R. Urbanization impact on carbon emissions in the Pearl River Delta region: Kuznets curve relationships. J Cleaner Prod. 2018 Apr 10;180:514-23. . ;:. Google Scholar
  37. Shah SAR, Naqvi SAA, Anwar S. Exploring the linkage among energy intensity, carbon emission and urbanization in Pakistan: fresh evidence from ecological modernization and environment transition theories. Environ Sci Pollut Res Int. 2020 Nov 1;27(32):40907-29. . ;:. PubMed Google Scholar
  38. McGee JA, York R. Asymmetric relationship of urbanization and CO2 emissions in less developed countries. PLOS ONE thg 12;13(12):e0208388. 2018;13(12):e0208388. . ;:. PubMed Google Scholar
  39. Dey SR, Sultana T, Sharmin M. Modelling the asymmetric relationship between urbanization, energy consumption and CO2 emissions: A study of income classified economies. Environ Urb ASIA. 2022 Sep 1;13(2):333-55. . ;:. Google Scholar
  40. Zhou C, Wang S, Wang J. Examining the influences of urbanization on carbon dioxide emissions in the Yangtze River Delta, China: Kuznets curve relationship. Sci Total Environ. 2019 Jul 20;675:472-82. . ;:. PubMed Google Scholar
  41. York R, Rosa EA, Dietz T. A rift in modernity? assessing the anthropogenic sources of global climate change with the STIRPAT model. Int J Sociol Soc Policy. 2003 Jan 1;23(10):31-51. . ;:. Google Scholar
  42. Abbasi KR, Hussain K, Haddad AM, Salman A, Ozturk I. The role of Financial Development and Technological Innovation towards Sustainable Development in Pakistan: fresh insights from consumption and territory-based emissions. Technol Forecasting Soc Change. 2022 Mar 1;176:121444. . ;:. Google Scholar
  43. Chishti MZ, Sinha A. Do the shocks in technological and financial innovation influence the environmental quality? Evidence from BRICS economies. Technol Soc. 2022 Feb 1;68:101828. . ;:. Google Scholar
  44. Does interaction between technological innovation and natural resource rent impact environmental degradation in newly industrialized countries? New evidence from method of moments quantile regression. SpringerLink [internet] [cited Jun 17 2023]. . ;:. Google Scholar
  45. Suki NM, Suki NM, Sharif A, Afshan S, Jermsittiparsert K. The role of technology innovation and renewable energy in reducing environmental degradation in Malaysia: A step towards sustainable environment. Renew Energy. 2022 Jan 1;182:245-53. . ;:. Google Scholar
  46. Beşe E, Kalayci S. Environmental Kuznets curve (EKC): empirical relationship between economic growth, energy consumption, and CO2 emissions: evidence from 3 developed countries. Panoeconomicus. 2021;00(4):4-. . ;:. Google Scholar
  47. Isik C, Ongan S, Özdemir D. The economic growth/development and environmental degradation: evidence from the US state-level EKC hypothesis. Environ Sci Pollut Res Int. 2019 Oct 1;26(30):30772-81. . ;:. PubMed Google Scholar
  48. Vo DH, Ho CM. Foreign investment, economic growth, and environmental degradation since the 1986 "Economic Renovation" in Vietnam. Environ Sci Pollut Res Int. 2021 Jun 1;28(23):29795-805. . ;:. PubMed Google Scholar
  49. Liddle B, Lung S. Age-structure, urbanization, and climate change in developed countries: revisiting STIRPAT for disaggregated population and consumption-related environmental impacts. Popul Environ. 2010 May;31(5):317-43. . ;:. Google Scholar
  50. Azam M, Khan AQ. Urbanization and environmental degradation: evidence from four SAARC countries-Bangladesh, India, Pakistan, and Sri Lanka. Environ Prog Sustain Energy. 2016 May;35(3):823-32. . ;:. Google Scholar
  51. Martínez-Zarzoso I, Maruotti A. The impact of urbanization on CO2 emissions: evidence from developing countries. Ecol Econ. 2011 May 15;70(7):1344-53. . ;:. Google Scholar
  52. Zhang S, Li Z, Ning X, Li L. Gauging the impacts of urbanization on CO2 emissions from the construction industry: evidence from China. J Environ Manage. 2021 Jun 15;288:112440. . ;:. PubMed Google Scholar
  53. Pesaran MH, Shin Y, Smith RJ. Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. J Appl Econ. 2001;16(3):289-326. . ;:. Google Scholar
  54. Romilly P, Song H, Liu X. Car ownership and use in Britain: a comparison of the empirical results of alternative cointegration estimation methods and forecasts. Appl Econ. 2001 Nov 1;33(14):1803-18. . ;:. Google Scholar
  55. Aslam B, Hu J, Majeed MT, Andlib Z, Ullah S. Asymmetric macroeconomic determinants of CO2 emission in China and policy approaches. Environ Sci Pollut Res Int. 2021;28(31):41923-36. . ;:. PubMed Google Scholar
  56. Usman A, Ozturk I, Ullah S, Hassan A. Does ICT have symmetric or asymmetric effects on CO2 emissions? Evidence from selected Asian economies. Technol Soc. 2021 Nov 1;67:101692. . ;:. Google Scholar
  57. Nelson CR, Plosser CR. Trends and random walks in macroeconmic time series. J Monet Econ. 1982 Jan 1;10(2):139-62. . ;:. Google Scholar
  58. Liew G, Wang JJ, Cheung N, Zhang YP, Hsu W, Lee ML, et al. The retinal vasculature as a fractal: methodology, reliability, and relationship to blood pressure. Ophthalmology. 2008 Nov 1;115(11):1951-6. . ;:. PubMed Google Scholar
  59. Nihayah DM, Mafruhah I, Hakim L, Suryanto S. CO2 emissions in Indonesia: the role of urbanization and economic activities towards net zero carbon. Economies. 2022 Apr;10(4):72. . ;:. Google Scholar
  60. Al-mulali U, Fereidouni HG, Lee JYM, Sab CNBC. Exploring the relationship between urbanization, energy consumption, and CO2 emission in MENA countries. Renew Sustain Energy Rev. 2013 Jul 1;23:107-12. . ;:. Google Scholar
  61. Ali R, Bakhsh K, Yasin MA. Impact of urbanization on CO2 emissions in emerging economy: evidence from Pakistan. Sustain Cities Soc. 2019 Jul 1;48:101553. . ;:. Google Scholar
  62. Fan P, Ouyang Z, Nguyen DD, Nguyen TTH, Park H, Chen J. Urbanization, economic development, environmental and social changes in transitional economies: Vietnam after Doimoi. Landsc Urban Plan. 2019 Jul 1;187:145-55. . ;:. Google Scholar


Author's Affiliation
Article Details

Issue: Vol 7 No 4 (2023)
Page No.: 4969-4980
Published: Dec 31, 2023
Section: Research article
DOI: https://doi.org/10.32508/stdjelm.v7i4.1273

 Copyright Info

Creative Commons License

Copyright: The Authors. This is an open access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License CC-BY 4.0., which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original author and source are credited.

 How to Cite
Nguyen, Q., & Thieu, D. (2023). The effect of urbanization on CO2 emissions in Vietnam - Approached by the autoresgressive distributed lag model (ARDL). Science & Technology Development Journal: Economics- Law & Management, 7(4), 4969-4980. https://doi.org/https://doi.org/10.32508/stdjelm.v7i4.1273

 Cited by



Article level Metrics by Paperbuzz/Impactstory
Article level Metrics by Altmetrics

 Article Statistics
HTML = 7 times
PDF   = 6 times
XML   = 0 times
Total   = 6 times