本文關鍵詞：重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關系的協(xié)整分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

生 態(tài) 學 報 2010, 30( 19) : 5237 5244
Ac ta Ecologica S inica

重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關系的協(xié)整分析
肖 強 , 文禮章
1, 2 1* ,

劉

俊 ,胡

1

聃 ,李
2

鋒

2 100085)

( 1. 湖南農業(yè)大學生物科學技術學院, 長沙

410128; 2. 中國科學院生態(tài)環(huán)境研究中心城市與區(qū)域生態(tài)國家重點實驗室, 北京

摘要: 運用協(xié)整理論和誤差修正模型考察了重慶市 1978- 2007年 期間城市化 與生態(tài)環(huán) 境相互作用 的關系, 遴選出 作用于生 態(tài) 環(huán)境的 2項主要的城市化指標和影響城市化的 4項主要 的生態(tài) 環(huán)境指 標, 它 們能反 映出交 互作用 的機制。結 果發(fā)現: 19782007 年, 重慶市城市化與生態(tài)環(huán) 境之間存在長期均衡關系, 城市化 對生態(tài)環(huán)境 的正向 作用明 顯強于 生態(tài)環(huán) 境對城 市化的反 向 影響, 誤差修正系數較長期協(xié)整方程中的系數要小。從長期來看, 城市化 水平對生 態(tài)環(huán)境變化 的解釋能力 正在逐步 增強, 這 充 分證明生態(tài)環(huán)境功能的弱化是 城市化步伐推進的必然結果。就城市化對生態(tài)環(huán)境的響應效果而言, 一方面城市 化是影響 重慶 市生態(tài)環(huán)境的重要原因, 另一方面生態(tài)環(huán)境對城市化也存在著反作用。生態(tài)環(huán)境 對城市化進 程產生外 在壓力, 但這一反 饋機 制往往具有一定的滯后效應。城市化對 解釋生態(tài)環(huán)境預測方差分解起著重要作用, 然而生 態(tài)環(huán)境對城市化預測 方差的貢 獻度 較小。 關鍵詞: 城市化; 生態(tài)環(huán)境; 誤差修正; V ECM 模型

The co integration analysis of interactive relationship betw een urbanization and eco environm ent in Chongqing
XI O Q iang , WEN L izhang A
1, 2 1, *

, L IU Jun , HU D an , L I F eng

1

2

2

1 C ollege of B iosc ience and B iotechnologyH unan Ag ricu ltural U niversity, Chang sha 410128, Ch ina 2 S ta te K ey La boratory of U rban and Regiona l E cology, 100085, Ch ina Re sea rch C en ter for Eco E nvironm en ta l Sc iences , Ch ine se Acad e y of Sc iences m , Be ijing

Abstract There ex ists various contrad ict ion s and stresses bet een the urban izat ion and ecosyste s L ike the driving force : w m. of econom ic developmen t the stress on ecosyste s p lays a decis ive role in the developmen t of urban ization. T h is study , m m akes an invest igat ion for the interactive relationsh ips between urban izat ion and ecosyste s in Chongq ing C ity in Ch ina by m u sing Co in tegrat ion Theory and E rror correct ion m odel from 1978 to 2007, and the search selected 2 m ain u rb an ization ind icators exp ressing ecosyste stresses and 4 ecolog ical and env ironm ent ind icatorsthat is realted to u rban ization. T he m resu lt show s that th ere is a long term equ ilib rium relationsh ip between urban izat ion and ecosyste s and the non stat ionary m, series of u rb an ization, ecolog ical and environm en t ind icators b ecome stab le after the first order d ifferen ce wh ich are all the first order in tegrat ion p rocess and there ex ist two equat ions in the city of Chongq ing from 1978 to 2007. From the long run, , u rb an ization is n egatively correlated w ith w aste gas waste w ater and so lid wastes wh ile posit ively correlated w ith per cap ita , consum er p rice index and p er cap ita energy us ing a ount Th e co in tegration th eory ind icates that whenurban izat ion ch anges m . by on e un it the w aste gas d isch arge amoun t w aste water d ischarge amoun t and solid wastes d ischarge a ount change , , m respectively by 0. 551, 1. 479, 2. 211, and sm u ltaneou sly the per cap ita energy a ount changes b y 1. 391. Error correction i m m echan ism prevents the exp ans ion of variation of long ter relationsh ip in quan tity and scale the s ize of error correction m , parameters reflect a short ter ad justmen t that d eviates fro th e long ter equ ilib rium. W h en u rb an ization changes by 1% , m m m the ecological and env ironm ent ind icators vary at a rate of 13. 6% , 0. 5% , 16. 5% , 1. 9% in the n egative d irection, these ind icators are sm aller th an th at of the long term co in tegrated regress ion equation, wh ich show s that the long term in fluen ce
基金項目: 國家 973 資助項目 ( 2005CB724206 ); 國家科技支撐計劃課題 ( 2007BAC 28B04, 2009BADC2B03 ) 收稿日期: 2009 10 10 ; 修訂日期: 2010 03 19

* 通訊作者 C orrespond ing author E m ai: w eninsect123 yahoo. com. cn . l @

http: / /www. ecologica cn .

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of u rban ization on ecolog ical and environmen t ind icators is m uch more remark ab le and th e ecolog ical and environmen t , ind icators restrained the process of u rban ization but d id not stop it I pu lse response analys is show s that u rban ization is a . m i m portan t factor th at influences ecolog ical and en vironm en tal changes the change of ecological and env ironm enta l quality , and waste d ischarge h as a reaction on urban ization. A s far as the resu lt of response is concern ed, th e negat ive respon se of w aste d isch arge on urban ization ind icates the increase on w aste d ischarge a oun t causes th e change in the p reference of m environmen t quality wh ich cau sed external pressu re on urban izat ion tran sformation, but it takes som e certa in period s for the , feedback d elay o f ecological environmen t ind icators on urban ization. Generally speak ing , th e variance deco pos ition m analys is ind icates that u rban ization p lays a great ro le in exp lain ing the pred icted varian ce o f various ecological and environmen tal ind icators and can exp lain the p red icted variance of eco log ical and environmen tal ind icators of w aste gas , , so lid w astes and liqu id w aste at a rate of above 73% . Th is resu lt show s that the urban ization in Chongq ing C ity the energy , u tilization and the large a ount of waste d isch arge are th e m ain driving forces that p rodu ce great negative m pacts on the m i eco log ical and environmen tal ind icators Comp aratively speak ing the eco logical env ironm ent ind icators can exp lain less for . , the pred icted variance of u rb an ization, and the solid w aste w ith a h igh level of con tribut ion can also on ly exp lain by 16 74% wh ich is mu ch lower th an the con tribu tion level of urban ization on ecolog ical and environm en tal ind icaotrs . K ey W ords u rban ization; eco environm en t error correction; VECM m odel : ;

城市化是一個社會、 經濟、 文化等多種因素綜合發(fā)展的過程, 表現為人口向城市的集中, 城市地域范圍的 擴展, 經濟結構的升級, 城市生活方式、 價值觀念向農村地區(qū)的滲透、 擴散等
[ 1]

。因此, 推進城市化是絕大多

數國家實現工業(yè)化和擺脫貧困走上現代化道路的必然過程。隨著城市化的不斷推進, 現實的城市化與生態(tài)環(huán) 境之間存在著各種矛盾與脅迫。一方面城市化以生態(tài)環(huán)境為成長背景、 以資源開發(fā)為主體, 在發(fā)展過程中受 到了周圍生態(tài)環(huán)境的脅迫, 并不同程度地對其自身及生態(tài)環(huán)境造成破壞; 另一方面生態(tài)環(huán)境作為城市化成長 背景, 受到人為破壞后, 反過來又脅迫城市發(fā)展規(guī)模和空間結構優(yōu)化, 延滯城市化進程
[ 2]

。

實際上對城市化而言, 生態(tài)環(huán)境的脅迫與經濟發(fā)展的驅動力一樣, 對城市化的發(fā)展速度也起著重要的決 定性作用。在較弱的驅動力和較強的生態(tài)環(huán)境脅迫作用下, 城市化發(fā)展速度都會相應減緩, 在預定時間內達 不到城市化進程的總體目標, 因此, 生態(tài)環(huán)境因素也是城市化進程中的重要內生變量之一
[ 2]

。

現實的城市化與生態(tài)環(huán)境之間存在著各種矛盾與脅迫, 這種現象已經引起了國內外眾多學者的廣泛關 注。國外如 A l.i N iakaraa基于西非瓦拉杜古的人口調查, 研究了高血壓與城市化的空 間分異規(guī)律。 Anna. Ly tha以澳大利亞的亞熱帶海岸為例, 討論了應對環(huán)境變化的可持續(xù)政策以及氣候、 城市化與媒介傳播疾病的 關系
[ 3]

。 R. Ducrota剖析了城鄉(xiāng)結合部的自然資源管理, 農用地和水動力機制對城市化的推動作用
[ 5] [ 6]

[ 4]

。 B.

A. Portnov以巴勒斯坦 南部內 蓋夫的 土壤 沙化為 列, 研 究了 干旱 區(qū)的農 業(yè)和 城市 化的 關系 Kharabsheh對南約旦河干旱時期城市化對水質退化的影響進行了研究 約束下城市化過程及生態(tài)效應進行了探討 環(huán)境協(xié)調發(fā)展的動態(tài)耦合模型 濟增長的關系
[ 9] [ 8] [ 2]

。 A te. A l f
[ 7]

; 國內如方創(chuàng)琳對西北干旱區(qū)水資源

, 黃金川認為城市化與生態(tài)環(huán)境間的存在 雙指數曲線 ! , 劉耀
[ 1]

彬用系統(tǒng)論的微分方程組來探討城市化與生態(tài)環(huán)境耦合模式

, 喬標借助于系統(tǒng)理論建立了城市化與生態(tài)

, 杜希饒通過構建開放條件下的內生增長模型, 探討了貿易、 環(huán)境污染與經 。

。王如松認為城市是由社會、 經濟和自然 3個子系統(tǒng)構成的復合生態(tài)系統(tǒng), 城市的發(fā)展需要
[ 10 ]

憑借城市生態(tài)支持系統(tǒng)的支撐 的城市化進程
[ 11]

上述許多研究文獻都是假定城市化對生態(tài)環(huán)境惡化無任何反應, 并且生態(tài)環(huán)境惡化也未嚴重影響到未來 。實際上, 城市化和生態(tài)環(huán)境是相互作用、 相互影響的, 環(huán)境變化、 污染排放也同時影響產
[ 11 ]

出變化與消費偏好而作用于城市化。胡聃指出城市化與生態(tài)環(huán)境是互動的大系統(tǒng), 需要構建將城市化內生化 的模型探討生態(tài)環(huán)境質量與城市化間的互動關系, 研究中應重視生態(tài)環(huán)境退化或改善對城市化的反作用 。 D inda指出生態(tài)環(huán)境與城市化之間的這一雙向影響機制卻被大多數研究者所忽略, 從而導致了變量內生性偏 http: / /www. eco log ica. cn

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[ 12]

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差問題, 因為城市化本身也是由生態(tài)環(huán)境變化與其他因素所共同決定的內生變量 借此對二者之間關系的認識有所幫助。 1 研究方法

。

鑒于此, 本文運用協(xié)整和誤差修正模型來研究重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境之間的相互關系和影響, 希望

向量自回歸模型最早是由 S i s于 1980年提出。VAR模型不是以經濟理論為基礎的, 而是在模型的每一 m 個方程中用當期內生變量對模型中全部內生變量的滯后值進行回歸, 從而估計全部內生變量之間的動態(tài)關 系, 估計過程中不帶有任何事先約束條件 Yt = Yt - 1 + Yt - 2 + # +
[ 13]

。用數式表示為: t II ( 0 D , ) t = 1 2 #, T , , ( 1) 是 n

假設 Y t 是一個 n ? 1階時間序列向量, Yt = ( y it, y 2t , #, y nt ) ? 則 k 階 VAR 模型可以寫為: 。
1 2 k

Yt - k + t
1

式 ( 1)可以 VAR( k ) 表示。其中 ? n 階方差協(xié)方差矩陣。

, #,

k

都是 n ? n 階參數矩陣, t 是 n ? 1階隨機誤差列向量,

如果 Y t 中是非平穩(wěn)的元素, 上述回歸方程中的參數分布就會是非標準分布, 從而使通常的統(tǒng)計推斷程序 失效。但是, 若 VAR模型中的非平穩(wěn)變量間存在協(xié)整關系, 則可以在 VAR模型的基礎上建立向量自回歸誤 差修正模型, 使 VECM 模型的各變量都成為平穩(wěn)序列 式進行差分變換后, VAR 模型可表示為: ! t = ? 1 !Yt - 1 + ? 2 !Yt - 2 + # + ? k - 1 ! t - k + Y Y 其中, !為 1階差分算子: ?I = - I + = -I +
1 1 [ 14 ]

。這樣, 在 ( 1)式的基礎上, 假定 Yt Yt - k + t

I ( 1), 并對 ( 1) ( 2)

+ #+ +#+
k

, i

i = 1 2 #, k , , 中的稱為壓

式 ( 2)為 VECM 模型的一般表達式。從模型式 ( 1)到式 ( 2) 的變換稱為協(xié)整變換。式 ( 1) 縮矩陣 ( 或影響矩陣 ) , 它是所有參數矩陣的和減去一個單位矩陣。

VECM 本質是一個有約束的 VAR 模型, 在解釋變量中含有了協(xié)整約束關系, 當出現一個大范圍的短期波 動時, VECM 會使內生變量收斂于它們的長期協(xié)整關系 整項也被稱為誤差項。 2 數據來源 在研究生態(tài)環(huán)境質量與城市化關系的文獻中, 較多地采用以下幾類指標來度量生態(tài)環(huán)境質量: 污染集 中度、 污染物排放量、 資源開采量以及水資源擁有量。因選點為南方城市, 在幾大類限制因子中, 污染物排放 是首要指標, 考慮到數據的可獲得性, 本文采用污染物排放量, 人均能源占有量來度量生態(tài)環(huán)境質量, 其中污 染排放物又可分為 3類: 氣體污染排放物、 液體污染排放物以及固體廢棄物, 各類污染變量時序長度均為 1978 2007年, 數據來源由相應各期 %重慶市統(tǒng)計年鑒 &、 %四川省統(tǒng)計年鑒 &、 %中國環(huán)境年鑒 &整理及計算而 得。 對于城市化指標, 不能單純地采用城市化率來衡量, 其是一個綜合性指數, 衡量的指標不下幾十個�；� 數據的可獲得性, 通用性, 采用主成分分析方法, 最后選用人均 GDP, 人均消費價格指數來表征, 這 2類指標較 客觀地反映出城市化進程對生態(tài)環(huán)境質量的影響。具體數據由歷年 %重慶市統(tǒng)計年鑒 &整理而得。通過對這 幾個變量取對數, 以消除異方差, 使得變量之間的擬合效果更好: ( 1) ln ( gdp ) ( 2) ln ( cp i) ( 3) ln ( cet) ( 4) ln ( gas) ( 5) ln ( w ater) ( 6) ln ( solid ) 對數化的人均國民生產總值; 對數化的人均消費價格指數; 對數化的人均能源占用量; 對數化的廢氣排放總量; 對數化的廢水排放總量; 對數化的固體廢棄物排放總量。 http: / /www. eco log ica. cn
[ 14]

。短期部分調整可以修正長期均衡的偏離, 因此協(xié)

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城市化與生態(tài)環(huán)境協(xié)整關系的實證分析 協(xié)整關系是對非平穩(wěn)變量之間長期均衡關系的一種統(tǒng)計描述。所謂協(xié)整, 是指多個非平穩(wěn)變量的某種線

性組合存在某種程度的平穩(wěn)性, 協(xié)整分析通過檢驗非平穩(wěn)變量之間是否存在平穩(wěn)的線形組合關系, 從而發(fā)現 變量之間的協(xié)整關系
[ 15 ]

。

3 1 時間序列數據的平穩(wěn)性檢驗 . 由于直接對非平穩(wěn)的時間序列進行回歸分析, 可能會造成虛假回歸等問題, 因此需要首先判斷序列的 平穩(wěn)性。為使 6個變量在同一坐標下具有可比性, 采用了 Ev iew s6. 0 中的標準化處理, 可看出六個變量整體 上均呈現上升一致的趨勢, 可能具有非平穩(wěn)性。 為了從理論上驗證直觀觀察的結果, 并進一步確定序列平穩(wěn)的階數, 故對六個變量序列進行單整性分 析。單位根檢驗通常采用 DF 或 ADF 檢驗, 由于 DF 檢驗總是假定被檢驗模型中的隨機誤差項不存在自相 關, 但大多數經濟數據數列是不能滿足此假定的, 因此采用假定條件放寬的 ADF 檢驗方法
[ 16]

。

經過 ADF 檢驗可知, 取對數的生態(tài)環(huán)境變量與城市化變量一階差分之后在 1 和 5% 的顯著水平下都小 % 于 ADF 單位根檢驗的臨界值水平, 這說明以下各變量都是一階單整過程 I( 1), 即都是具有一個單位根且在 一次差分之后變?yōu)槠椒�(wěn)序列。檢驗結果見表 1 。
表 1 單位根檢驗結果 T able 1 R esults of unit roo t tests 變量 V ariance 對數化的人均國民生產總值 ! ln( gdp) 對數化的人均消費價格指數 ! ln( cpi ) 對數化的人均能源量 ! ln( w a ter ) 對數化的廢氣總量 ! ln( ga s) 對數化的廢水總量 ! ln( solid ) 對數化的固體廢棄物總量 ! ln( tce) C 和 T 表示常數項和趨勢項, !表示 1階差分 檢驗形式 test m ethod ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) A DF檢驗 ADF test - 3 1593 . - 2 6692 . - 6 0544 . - 4 8663 . - 6 4657 . - 3 7614 . 5% 臨界值 critical valu s - 2. 9762 - 2. 6299 - 2. 9763 - 2. 9762 - 2. 9762 - 2. 9762 1 臨界值 % critical valus - 3 6998 . - 2 9810 . - 3 6998 . - 3 6998 . - 3 6998 . - 3 6998 . 結論 C onclu sion 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn)

3 2 滯后階數的確定 . 為了保持合理的自由度使模型參數具有較強的解釋力, 同時又要消除誤差項的自相關, 因此選擇最大 滯后階數為 3 從 3階依次降至 1階來選擇 VAR 模型的最優(yōu)滯后階數。使用 A IC、 信息準則和 LR 統(tǒng)計量 , SC 做為選擇最優(yōu)滯后階數的檢驗標準, 用 Q統(tǒng)計量檢驗殘差序列有無自相關, W hite檢驗和 ARCH 統(tǒng)計量檢驗 是否存在異方差, Jarque Bera檢驗殘差的正態(tài)性, 結果表明在 5 的顯著水平上各方程回歸的殘差序列均滿 % 足正態(tài)性, 不存在自相關和異方差。因此, 滯后階數為 1的 VAR 模型各方程擬合優(yōu)度很好, 殘差序列具有平 穩(wěn)性。 3 3 協(xié)整檢驗 . 上述時間序列數據或許是不平穩(wěn)的, 可能受一些共同因素的影響, 從而在時間上表現出共同的趨勢, 即變 量之間存在一種穩(wěn)定的關系, 因此它們的某種線性組合是平穩(wěn)的。協(xié)整關系即表明這些變量之間存在著長期 均衡的關系, 而這種長期均衡的關系是在短期波動過程誤差修正機制的不斷調整下得以實現的, 防止了長期 均衡關系出現較大的誤差 析框架進行協(xié)整檢驗
[ 17 ] [ 17 ]

。在對多變量模型進行協(xié)整檢驗時, 通常采用 Johansen 的向量誤差修正模型分

。本文檢驗結果如表 2所示。

Johnsen的跡檢驗和最大特征值檢驗表明 (表 2) , 在 5 的顯著性水平下, 6個變量之間存在的協(xié)整關系 % 并且存在 2個協(xié)整方程。通常情況下, 當變量間存在 1個以上協(xié)整關系時, 第 1個協(xié)整方程比較準確地反映 了變量之間的長期關系, 所對應的長期均衡方程見表 3 。 根據表 3協(xié)整分析結果, 從長期來看, 城市化與廢氣排放量、 廢水排放量、 廢固排放量負相關, 而與人均 http: / /www. eco log ica. cn

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消費價格指數、 人均能源消耗量正相關。廢固排放量對城市化的長期彈性為 2 21 說明重慶城市化對廢固排 . , 放量還是相當敏感。城市化與人均能源占用量之間存在正向關系, 長期變動趨勢表明, 人均能源占用量的長 期彈性值為 1 39 這說明重慶城市化受能源的影響程度也是很大的。從變量系數的大小來看, 廢水的彈性最 . , 小, 只有 0 55 這可能是廢水排放的技術效應超過其規(guī)模效應, 使其總排放量減小, 彈性系數較小。 . ,
表 2 Table 2 假設協(xié)整方程個數 N o of CE( s) 沒有 至多 1個 至多 2個 至多 3個 跡統(tǒng)計值 T race statistic 132. 7742 77. 2701 41. 7484 17. 6306 Johansen檢驗

Johansen test for co integration 最大特征值 M axi u m m E igenva lue 55. 5041 35. 5217 24. 1177 11. 4452 最大特征值檢驗 M ax E igon text 5 臨界值 % C ritical value 40 0776 . 33 8769 . 27 5843 . 21 1316 . P 0 0005 . 0 0316 . 0 1307 . 0 6029 .

軌跡統(tǒng)計臨界值 T race text 5 臨界值 % Crit ical valu e 95 7536 . 69 8189 . 47 8561 . 29 7971 . P 0 0000 . 0 0113 . 0 5934 . 0 6736 .

表 3 標準化后的協(xié)整方程 T able 3 N orm alized co integrating equation 人均 GDP Per cap ita GDP 1 0000 . 人均消費價格指數 Per cap ita Con sum er Price I ex nd - 2. 0196 0. 2010 廢水排放量 W astew ater d ischarge 0 5513 . 0 4655 . 廢氣排放量 exh aust gas e ission m 1 4785 . 0 0128 . 廢固排放量 S olid w aste discharge 2. 2110 0. 4314 人均能源占用量 Per cap ita occupy of energy - 1 3907 . 0 6138 .

3 4 向量誤差修正模型 . 根據 Granger的代表性定理, 一組具有協(xié)整關系的變量可建立誤差修正模型。若變量之間存在協(xié)整關 系, 即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系, 而這種長期穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得 以維持
[ 17]

。誤差修正機制防止了長期關系的偏差在數量和規(guī)模上的擴大, 因此, 任何一組相互協(xié)整的時間序
[ 17]

列變量都存在誤差修正機制, 反映短期調節(jié)行為 ln(gdp ) ln( cp i) ln(gas) ln(w ater ) ln( so ild ) ln( cte) ln(gdp ) ln( cp i) ln(gas) ln(w ater ) ln( so ild ) ln( cte) = = 0. 508 - 0 346 . - 0 130 . 0. 133 0. 097 0. 053 - 0 0582 . 0 0283 . - 0 1361 . - 0 0046 . - 0 1654 . 0 01917 .

�；谡`差修正模型, 可以進一步了解這些變量之間的短 - 0 277 . - 0 611 . - 0 319 . - 0 241 . 0 147 . 0 654 . 0 0194 . - 0 0248 . 0 0633 . - 0 0041 . - 0 0561 . 0 0578 . 0 200 . - 0 262 . 0 068 . - 0 634 . 0 221 . 0 977 . 0 624 . - 0 192 . - 0 053 . 0 194 . - 0 412 . 1 351 . - 0 241 . 0 039 . 0 020 . 0 164 . - 0 114 . 0 170 .

期動態(tài)關系, 最終建立的向量誤差修正模型如下: 0 506 . 0 853 . 0 014 . 0 223 . - 0. 155 - 0. 086

ECT ( - 1) +

從 VEC 模型的整體檢驗結果可以看出, 模型整體的對數似然值 309 37足夠大, 同時模型的 A I 和 SC值 . C 分別為 - 18. 64和 - 16 64均較小, 說明模型整體擬合得較好, 解釋力較強。對誤差修正模型的殘差進行了 . Jarque B era正態(tài)性檢驗, 表明殘差滿足正態(tài)分布要求。序列相關 LM 檢驗和 ARCH 檢驗表明模型殘差不存 在自相關和 ARCH 效應。 http: / /www. eco log ica. cn

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3 5 基于 VEC 的脈沖響應分析 . M 基于 VAR 模型的脈沖響應函數可用來度量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對各變量當前和將來取值 的影響。它可以用來分析 VAR 模型中任意一個變量的擾動如何通過模型影響到其他變量, 最終又反饋到自 身的過程
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�？疾� 4類對數化后一階差分的生態(tài)環(huán)境指標和 2類對數化后一階差分的城市化指標之間的雙

變量系統(tǒng)響應, 得到圖 1分析結果。 ( 1) 城市化對 4類 生態(tài)環(huán)境指標 的累計響應值, 由高到 低排 序: 固廢 排放 量 ( 0 186) 、 水 排放 總 量 . 廢 ( 0 034 ) 、 氣 排 放 量 ( 0 026 ) 、 均 能 源 占 用 量 廢 . 人 ( - 0 517) 。 3類排放物指標的響應曲線軌跡都是位于 . 水平線之上, 表明隨著人均 GDP 的不斷提高, 將導致 各類排放量的持續(xù)上升。人均能源占用量為負值, 這表 明隨著經濟的技術效應和結構效應而提高了生態(tài)環(huán)境 質量。 廢水排放量在當期反應為負值, 其后第 2 期反應 值變?yōu)檎�。�?后 各期 響 應 值 大致 保 持 在 - 0 016 . 0 007的范圍內, 表明廢水排放量增加對城市化產生負 面效應。固廢排放量 的響應軌 跡大致為 有下降趨 勢的曲線, 然而廢固 排放量對 城市化的 累計響 應值為 0 186 城市化對廢固排放量的累計響應值為 - 0 215 這一結果的涵義是城市化將導致廢固排放增加, 而廢 , . , 固排放的增加反過來又會抑制城市化進程。廢氣對城市化的響應前 3期是正值, 其后為負值, 5期后為正值, 廢氣排放量的增加對城市化會產生一定的負面影響。城市化水平的提高對人均能源占用量具有負的沖擊效 果, 人均能源占用量對城市化響應呈現先增加后減少的反復變化趨勢。 ( 2) 4類生態(tài)環(huán)境因子對城市化指標的累計響應值, 由高到低排序: 依次為廢氣排放量 ( 0 010) 、 . 廢水排 放總量 ( - 0 033) 、 . 人均能源消占用量 ( - 0 042)、 . 固體廢棄物排放量 ( - 0 215) 。生態(tài)環(huán)境對城市化的負 . 值響應證實了污染排放對城市化的反作用: 隨著生態(tài)環(huán)境質量的惡化, 人們對環(huán)境質量需求偏好的改變、 產 業(yè)結構的調整都將對城市化產生外在壓力, 同時, 技術效應和結構效應在一定程度上改善了生態(tài)環(huán)境。 ( 3) 城市化對生態(tài)環(huán)境因子中的固體廢棄物響應具有明顯的滯后作用。在前 3期累積響應值幾乎為零, 隨著時期的增加, 第 5期累積響應值為 0 02, 然后響應值迅速增大, 響應效果越來越明顯。固廢排放量增加 . 對城市化的負面影響往往要在一段時期后才能得到顯著反映, 其原因可能在于環(huán)保技術采用相適應的產業(yè) 結構調整是一個較長時期的過程。 ( 4) 本文選取的 2類城市化指標體系中, 人均 GDP的響應軌跡明顯地分為四個階段, 該響應曲線反映的 階段性與生態(tài)環(huán)境指標的階段性密切相關。在城市化初期, 城市對生態(tài)環(huán)境的影響不大, 生態(tài)環(huán)境對城市化 的約束作用也幾乎為零, 因此在前 3期內, 城市化曲線迅速上升, 各類生態(tài)環(huán)境響應值也逐步達到最大, 廢水 累計響應值達 - 0 015 廢氣累計沖擊值達 - 0 012 廢固累計響應值達 - 0 0056 . , . , . 。隨著城市化的繼續(xù)推進, 生態(tài)壓力就開始顯現, 并成為城市化的瓶頸, 城市化也被迫調整減緩, 因而在 3 6期接近某一飽和水平, 響應 軌跡接近于一條水平線。從第 8 期開始, 生態(tài)環(huán)境的響應值也相應下降 ( 廢固除外 ) , 這可看成限制因子變 化, 瓶頸擴展, 容量增大, 城市化與生態(tài)環(huán)境之間的矛盾逐漸緩和, 城市化又得以快速發(fā)展, 又開始新一輪的 調整。 3 6 基于 VEC 的方差分解 . M 方差分解的基本原理是將任意一個內生變量的預測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機沖擊所做的貢 獻, 然后計算出每一個變量響應的相對重要性, 即變量的貢獻占總貢獻的比重�？衫梅讲罘纸饪煞治龈� 個變量的貢獻率, 從而可反映出每個變量的隨機沖擊在影響 VAR 系統(tǒng)變量的相對重要性 http: / /www. eco log ica. cn
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圖 1 城市化指標和生態(tài)環(huán)境指標的脈沖響應軌跡 F ig 1 . The i pulse response of urbanization index and eco m

env ironm ent index

。

19期

肖強

等: 重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關系的協(xié)整分析

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圖 2 人均 GDP 的方差分解 Fig 2 . Variance decom pos ition of per capita F ig 3 .

圖 3 固體廢棄物的方差分解 Variance decomposition o f so lid was te

圖 2 表明, 從第 4期預測起, 生態(tài)環(huán)境對人均 GDP 的影響逐步增大, 到第 7期以后占人均 GDP 預測方 差的 20 以上, 表明生態(tài)環(huán)境在長期對人均 GDP 的影響是逐步增大的, 而且逐漸成為影響城市化進程的重 % 要因素。人均 GDP 的影響從第 3期以后逐步下降, 到第 9期占預測方差 73 并趨于平穩(wěn), 說明從短期來看生 % 態(tài)環(huán)境對城市化影響不顯著, 但在長期影響比較顯著, 而且影響比例趨于穩(wěn)定。 圖 3表明, 固體廢棄物的預測方差主要來自城市化和自身的影響, 其中在前 2期預測方差中固體廢棄物 對城市化的影響一直占固體廢棄物預測方差的 57 左右, 說明固體廢棄物對城市化有重要的影響。固體廢 % 棄物明顯存在的隨時間減弱的趨勢, 最后預測方差達 28 7 。人均 GDP 在前 3期預測的預測方差逐漸減弱, . % 從第 4期起預測方差影響增強, 最后影響達 21 8 。 . % 綜合方差分解結果, 就總體而言, 城市化對解釋各類生態(tài)環(huán)境指標的預測方差起了很大的作用, 城市化 解釋了廢氣、 廢固、 廢液 3類生態(tài)環(huán)境指標 73% 以上的預測方差。這一結果說明重慶市城市化及伴隨著對資 源、 能源的開采與利用以及廢棄物的大量產生, 是生態(tài)環(huán)境破壞的關鍵原因之一。相比較而言, 生態(tài)環(huán)境對 城市化預測方差的解釋貢獻度較小, 貢獻度較高的廢固排放也只有 16 74 , 遠低于城市化對生態(tài)環(huán)境指標 . % 的預測方差貢獻。廢水排放量、 廢氣排放量的影響程度則相對較弱, 這可能是經濟發(fā)展成熟后, 重慶市加強了 廢水、 廢氣治理的原因, 也可能是統(tǒng)計口徑的原因。 4 結論 以上根據 1978 2007年的時序數據, 利用協(xié)整檢驗及方差分解模型, 對重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境之間進 行動態(tài)計量分析, 結果發(fā)現城市化與生態(tài)環(huán)境之間存在長期均衡關系, 城市化對生態(tài)環(huán)境的正向作用明顯強 于生態(tài)環(huán)境對城市化的反向影響。 ( 1) 城市化與生態(tài)環(huán)境之間存在長期的均衡關系。非平穩(wěn)序列的城市化指標、 生態(tài)環(huán)境因子經過一階差 分后變得平穩(wěn), 均為一階單整, 存在 2個協(xié)整方程。從長期來看, 城市化與廢氣、 廢水、 廢固負相關, 而與人均 消費價格指數、 人均能源占用量正相關。由協(xié)整方程可以得出, 城市化每變化一個單位, 將會促進廢氣排放 量、 廢水排放量、 廢固排放量相應變化 0 551 1 479 2 211個單位, 同時還促進人均能源占用量變化 1 391個 . , . , . . 單位。 ( 2) 誤差修正機制防止了長期關系的偏差在數量和規(guī)模上的擴大, 誤差修正系數的大小反應了短期偏離 長期均衡的調整力度。城市化短期內每變動 1 , 生態(tài)環(huán)境將反方向以 13 6 、0 5 、 . 5 、 . 9 的幅度 % . % . % 16 % 1 % 進行修正, 這些系數較長期協(xié)整回歸方程中的系數要小, 說明城市化對生態(tài)環(huán)境的長期影響更為顯著, 生態(tài)環(huán) 境抑制了城市化進程, 但不能阻止城市化步伐。 ( 3) 脈沖響應分析表明: 城市化是影響生態(tài)環(huán)境的重要原因, 生態(tài)環(huán)境質量變化、 污染排放對城市化也存 http: / /www. eco log ica. cn

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生

態(tài)

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在著反作用力。就響應效果而言, 污染排放對城市化的負值響應表明污染排放量的增加將導致人們對環(huán)境 質量需求偏好的改變, 從而對城市化進程的轉變產生外在壓力, 但生態(tài)環(huán)境對城市化的反饋效應往往需要 一定時期之后才能顯現出來。 ( 4) 方差分解結果表明, 城市化對解釋生態(tài)環(huán)境預測方差起著重要作用, 生態(tài)環(huán)境對城市化預測方差的 貢獻度較小。提醒人們, 一方面要注意緩解快速城市化對生態(tài)環(huán)境質量惡化、 污染排放增加所帶來的負面作 用, 另一方面城市化水平的提高對生態(tài)環(huán)境有一定的正面作用, 但強度不大。從長期來看, 城市化水平對生 態(tài)環(huán)境變化的解釋能力正在逐步增強, 這充分證明生態(tài)環(huán)境的弱化是城市化步伐推進的必然結果, 因此應理 性看待以城市化推動生態(tài)環(huán)境好轉的論斷。
R eferences :
[ 1] [ 2] [ 3] [ 4] [ 5] [ 6] [ 7] [ 8] [ 9] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] L iu Y B. M odel and criterion of urban izat ion and ecologica environm en t coup ling. Scient ia G eograph ica S in ica 2005 25( 4 ) : 408 414 , , . Fang C L. Theoretical study on u rban ization process and ecological effect w ith the restrict ion of w ater resou rce in arid area of n orthw est Ch ina. A rid Land G eography 2004, 27( 1) : 1 7. , Lyth A. C li ate u rban isation and vulnerab ility to vector borne d isease in subtrop ica l coastal A ustra lia: m , sustainab le policy for a changing environm ent Env ironm ental H azards 2005 16 ( 6) : 189 200. . , , Portnov B A. C ombat ing desertificat ion in th e N egev: dry land agriculture vs d ryland u r an ization Journal of A rid E nvironm ents 2004, 56 ( 1) : . b . , 659 680. D ucrota R. A rticu lating land and w ater dynam ics w ith urb an ization : Com puters Env iron en t and U rban Syste s 2004 28 ( 5) : 85 106. , m m , , A tef K harab sheh. Influence of urb an ization on w ater qual ity d eterioration during drought period s at Sou th Jordan. Journal of A rid Env iron en ts m . 2003 53 ( 5) : 619 630. , H uang J C. A nalys is of coupl ing m echan is and ru les b etw een urb an ization and eco environm ent G eograph ica l R esearch 2003, 22( 2) : 211 220. m . , Q iao B Fang C L. Th e dynam ic coupl ing m odel of the har on iou s develop en t b etw een u rban izat ion and eco environm ent and its app licat ion in , m m arid area A cta E cologica S in ica , 2005, 25 ( 11) : 3003 3009 . . Du X R. Trade env ironm ental pollu t ion and econom ic grow th A n endogenous grow th m odel in open economy. Journal of F inan ce and E conom ics , : , 2006 32 ( 12) : 106 121 , . W ang R S. Th e front iers of urban ecological research in industrial trans for at ion. A cta E colog ica S in ica, 2000 20 ( 5) : 831 840 m , . H u D. E conom ic develop en t and environm en tal qual ity: progress on the env iron en tal ku znets cu rve A cta E cologica S in ica, 2004, 24( 6) : 1259 m m . 1266 . D ind a S. Environm en tal ku znets curve hypoth es is a su rvey. E cological Econom ics 2004, ( 49) 431 455. : , Tang Z. V ector error correct ion m odel of foreign trade in Ch ina. A pp lication of Statistics and M anagem en t 2007 26 ( 3) : 391 397 , , . S lott je D. E conom ic in equality and the environm en t E nvironm ental M odelling & Soft are, 2001 ( 16) : 183 194. . w X ie B J E conom etric analys is of th e relatton sh ip b etw een urban izat ion and econom ic developm ent of H unan Province Y unnan G eograph ic . . Environm en t R esearch, 2008, 20( 4) : 54 57 . L i X S. A dem and s ide ana lysis on ch in a? s engines of econom ic grow th Q uan titat ive& T echn ical E conom ics 2005, 25( 11 ) : 27 33. . , B i Y J RM B ps Exchange rate change and comm od ity i port p rice an em p irical analys is based on V ECM. Q uan titat ive& Techn ical E conom ics . m : , 2008 28 ( 7) : 70 82 , . Peng S J Ch in a?s econ om ic grow th and env iron en tal pollu tion an em p irical test based on generalized i pu lse respon se function Ch ina I strial . m : m . ndu E conom y, 2005, 28( 5) : 15 23. an attem pt to m odel natu ral resou rces m an agem en t at the urban edge.

參考文獻:
[ 1] [ 2] [ 7] [ 8] [ 9] [ 10 ] [ 11 ] [ 13 ] [ 15 ] [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] 劉耀彬. 城市化與生態(tài)環(huán)境耦合模式及判別. 地理科學, 2005 25 ( 4) : 408 414 , . 方創(chuàng)琳. 西北干旱區(qū)水資源約束下城市化過程及生態(tài)效應研究的理論探討. 干旱區(qū)地理, 2004 27 ( 1) : 1 7 , . 黃金川. 城市化與生態(tài)環(huán)境交互耦合機制與規(guī)律性分析. 地理研究, 2003, 22 ( 2) : 211 220. 喬標. 城市化與生態(tài)環(huán)境協(xié)調發(fā)展的動態(tài)耦合模型及其在干旱區(qū)的應用. 生態(tài)學報, 2005, 25 ( 11) : 3003 3009 . 杜希饒. 貿易、 環(huán)境污染與經濟增長 胡聃. 經濟發(fā)展對環(huán)境質量的影響 基于開放經濟下的一個內生增長模型. 財經研究, 2006 32 ( 12) : 106 121 , . 環(huán)境庫茲涅茨曲線國內外研究進展. 生態(tài)學報 2004 24 ( 6) : 1259 1266. , 王如松. 轉型期城市生態(tài)學前沿研究進展. 生態(tài)學報, 2000 20 ( 5) : 831 840 , . 唐志. 中國對外貿易的向量誤差修正模型. 數理統(tǒng)計與管理, 2007, 26( 3) : 391 397. 謝伯軍. 湖南省城市化與經濟發(fā)展關系的計量分析. 云南地理環(huán)境研究, 2008 20 ( 4) : 54 57 , . 李雪松. 中國經濟增長動力的需求分析. 數量經濟技術經濟研究, 2005 25( 11 ) : 27 33. , 畢玉江. 人民幣匯率變動對中國進口商品價格的傳遞效應 彭水軍. 中國經濟增長與環(huán)境污染 基于 V ECM 的實證研究. 數量經濟技術經濟研究, 2008, 28( 7) : 70 82. 基于廣義脈沖響應函數法的實證研究. 中國工業(yè)經濟, 2005 28( 5 ): 15 23. ,

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  本文關鍵詞：重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關系的協(xié)整分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。