重庆市城市化与生态环境交互关系的协整分析

  本文关键词：重庆市城市化与生态环境交互关系的协整分析，由笔耕文化传播整理发布。

生 态 学 报 2010, 30( 19) : 5237 5244
Ac ta Ecologica S inica

重庆市城市化与生态环境交互关系的协整分析
肖 强 , 文礼章
1, 2 1* ,

刘

俊 ,胡

1

聃 ,李
2

锋

2 100085)

( 1. 湖南农业大学生物科学技术学院, 长沙

410128; 2. 中国科学院生态环境研究中心城市与区域生态国家重点实验室, 北京

摘要: 运用协整理论和误差修正模型考察了重庆市 1978- 2007年 期间城市化 与生态环 境相互作用 的关系, 遴选出 作用于生 态 环境的 2项主要的城市化指标和影响城市化的 4项主要 的生态 环境指 标, 它 们能反 映出交 互作用 的机制。结 果发现: 19782007 年, 重庆市城市化与生态环 境之间存在长期均衡关系, 城市化 对生态环境 的正向 作用明 显强于 生态环 境对城 市化的反 向 影响, 误差修正系数较长期协整方程中的系数要小。从长期来看, 城市化 水平对生 态环境变化 的解释能力 正在逐步 增强, 这 充 分证明生态环境功能的弱化是 城市化步伐推进的必然结果。就城市化对生态环境的响应效果而言, 一方面城市 化是影响 重庆 市生态环境的重要原因, 另一方面生态环境对城市化也存在着反作用。生态环境 对城市化进 程产生外 在压力, 但这一反 馈机 制往往具有一定的滞后效应。城市化对 解释生态环境预测方差分解起着重要作用, 然而生 态环境对城市化预测 方差的贡 献度 较小。 关键词: 城市化; 生态环境; 误差修正; 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
基金项目: 国家 973 资助项目 ( 2005CB724206 ); 国家科技支撑计划课题 ( 2007BAC 28B04, 2009BADC2B03 ) 收稿日期: 2009 10 10 ; 修订日期: 2010 03 19

* 通讯作者 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 : ;

城市化是一个社会、 经济、 文化等多种因素综合发展的过程, 表现为人口向城市的集中, 城市地域范围的 扩展, 经济结构的升级, 城市生活方式、 价值观念向农村地区的渗透、 扩散等
[ 1]

。因此, 推进城市化是绝大多

数国家实现工业化和摆脱贫困走上现代化道路的必然过程。随着城市化的不断推进, 现实的城市化与生态环 境之间存在着各种矛盾与胁迫。一方面城市化以生态环境为成长背景、 以资源开发为主体, 在发展过程中受 到了周围生态环境的胁迫, 并不同程度地对其自身及生态环境造成破坏; 另一方面生态环境作为城市化成长 背景, 受到人为破坏后, 反过来又胁迫城市发展规模和空间结构优化, 延滞城市化进程
[ 2]

。

实际上对城市化而言, 生态环境的胁迫与经济发展的驱动力一样, 对城市化的发展速度也起着重要的决 定性作用。在较弱的驱动力和较强的生态环境胁迫作用下, 城市化发展速度都会相应减缓, 在预定时间内达 不到城市化进程的总体目标, 因此, 生态环境因素也是城市化进程中的重要内生变量之一
[ 2]

。

现实的城市化与生态环境之间存在着各种矛盾与胁迫, 这种现象已经引起了国内外众多学者的广泛关 注。国外如 A l.i N iakaraa基于西非瓦拉杜古的人口调查, 研究了高血压与城市化的空 间分异规律。 Anna. Ly tha以澳大利亚的亚热带海岸为例, 讨论了应对环境变化的可持续政策以及气候、 城市化与媒介传播疾病的 关系
[ 3]

。 R. Ducrota剖析了城乡结合部的自然资源管理, 农用地和水动力机制对城市化的推动作用
[ 5] [ 6]

[ 4]

。 B.

A. Portnov以巴勒斯坦 南部内 盖夫的 土壤 沙化为 列, 研 究了 干旱 区的农 业和 城市 化的 关系 Kharabsheh对南约旦河干旱时期城市化对水质退化的影响进行了研究 约束下城市化过程及生态效应进行了探讨 环境协调发展的动态耦合模型 济增长的关系
[ 9] [ 8] [ 2]

。 A te. A l f
[ 7]

; 国内如方创琳对西北干旱区水资源

, 黄金川认为城市化与生态环境间的存在 双指数曲线 ! , 刘耀
[ 1]

彬用系统论的微分方程组来探讨城市化与生态环境耦合模式

, 乔标借助于系统理论建立了城市化与生态

, 杜希饶通过构建开放条件下的内生增长模型, 探讨了贸易、 环境污染与经 。

。王如松认为城市是由社会、 经济和自然 3个子系统构成的复合生态系统, 城市的发展需要
[ 10 ]

凭借城市生态支持系统的支撑 的城市化进程
[ 11]

上述许多研究文献都是假定城市化对生态环境恶化无任何反应, 并且生态环境恶化也未严重影响到未来 。实际上, 城市化和生态环境是相互作用、 相互影响的, 环境变化、 污染排放也同时影响产
[ 11 ]

出变化与消费偏好而作用于城市化。胡聃指出城市化与生态环境是互动的大系统, 需要构建将城市化内生化 的模型探讨生态环境质量与城市化间的互动关系, 研究中应重视生态环境退化或改善对城市化的反作用 。 D inda指出生态环境与城市化之间的这一双向影响机制却被大多数研究者所忽略, 从而导致了变量内生性偏 http: / /www. eco log ica. cn

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[ 12]

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差问题, 因为城市化本身也是由生态环境变化与其他因素所共同决定的内生变量 借此对二者之间关系的认识有所帮助。 1 研究方法

。

鉴于此, 本文运用协整和误差修正模型来研究重庆市城市化与生态环境之间的相互关系和影响, 希望

向量自回归模型最早是由 S i s于 1980年提出。VAR模型不是以经济理论为基础的, 而是在模型的每一 m 个方程中用当期内生变量对模型中全部内生变量的滞后值进行回归, 从而估计全部内生变量之间的动态关 系, 估计过程中不带有任何事先约束条件 Yt = Yt - 1 + Yt - 2 + # +
[ 13]

。用数式表示为: t II ( 0 D , ) t = 1 2 #, T , , ( 1) 是 n

假设 Y t 是一个 n ? 1阶时间序列向量, Yt = ( y it, y 2t , #, y nt ) ? 则 k 阶 VAR 模型可以写为: 。
1 2 k

Yt - k + t
1

式 ( 1)可以 VAR( k ) 表示。其中 ? n 阶方差协方差矩阵。

, #,

k

都是 n ? n 阶参数矩阵, t 是 n ? 1阶随机误差列向量,

如果 Y t 中是非平稳的元素, 上述回归方程中的参数分布就会是非标准分布, 从而使通常的统计推断程序 失效。但是, 若 VAR模型中的非平稳变量间存在协整关系, 则可以在 VAR模型的基础上建立向量自回归误 差修正模型, 使 VECM 模型的各变量都成为平稳序列 式进行差分变换后, VAR 模型可表示为: ! t = ? 1 !Yt - 1 + ? 2 !Yt - 2 + # + ? k - 1 ! t - k + Y Y 其中, !为 1阶差分算子: ?I = - I + = -I +
1 1 [ 14 ]

。这样, 在 ( 1)式的基础上, 假定 Yt Yt - k + t

I ( 1), 并对 ( 1) ( 2)

+ #+ +#+
k

, i

i = 1 2 #, k , , 中的称为压

式 ( 2)为 VECM 模型的一般表达式。从模型式 ( 1)到式 ( 2) 的变换称为协整变换。式 ( 1) 缩矩阵 ( 或影响矩阵 ) , 它是所有参数矩阵的和减去一个单位矩阵。

VECM 本质是一个有约束的 VAR 模型, 在解释变量中含有了协整约束关系, 当出现一个大范围的短期波 动时, VECM 会使内生变量收敛于它们的长期协整关系 整项也被称为误差项。 2 数据来源 在研究生态环境质量与城市化关系的文献中, 较多地采用以下几类指标来度量生态环境质量: 污染集 中度、 污染物排放量、 资源开采量以及水资源拥有量。因选点为南方城市, 在几大类限制因子中, 污染物排放 是首要指标, 考虑到数据的可获得性, 本文采用污染物排放量, 人均能源占有量来度量生态环境质量, 其中污 染排放物又可分为 3类: 气体污染排放物、 液体污染排放物以及固体废弃物, 各类污染变量时序长度均为 1978 2007年, 数据来源由相应各期 %重庆市统计年鉴 &、 %四川省统计年鉴 &、 %中国环境年鉴 &整理及计算而 得。 对于城市化指标, 不能单纯地采用城市化率来衡量, 其是一个综合性指数, 衡量的指标不下几十个。基于 数据的可获得性, 通用性, 采用主成分分析方法, 最后选用人均 GDP, 人均消费价格指数来表征, 这 2类指标较 客观地反映出城市化进程对生态环境质量的影响。具体数据由历年 %重庆市统计年鉴 &整理而得。通过对这 几个变量取对数, 以消除异方差, 使得变量之间的拟合效果更好: ( 1) ln ( gdp ) ( 2) ln ( cp i) ( 3) ln ( cet) ( 4) ln ( gas) ( 5) ln ( w ater) ( 6) ln ( solid ) 对数化的人均国民生产总值; 对数化的人均消费价格指数; 对数化的人均能源占用量; 对数化的废气排放总量; 对数化的废水排放总量; 对数化的固体废弃物排放总量。 http: / /www. eco log ica. cn
[ 14]

。短期部分调整可以修正长期均衡的偏离, 因此协

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城市化与生态环境协整关系的实证分析 协整关系是对非平稳变量之间长期均衡关系的一种统计描述。所谓协整, 是指多个非平稳变量的某种线

性组合存在某种程度的平稳性, 协整分析通过检验非平稳变量之间是否存在平稳的线形组合关系, 从而发现 变量之间的协整关系
[ 15 ]

。

3 1 时间序列数据的平稳性检验 . 由于直接对非平稳的时间序列进行回归分析, 可能会造成虚假回归等问题, 因此需要首先判断序列的 平稳性。为使 6个变量在同一坐标下具有可比性, 采用了 Ev iew s6. 0 中的标准化处理, 可看出六个变量整体 上均呈现上升一致的趋势, 可能具有非平稳性。 为了从理论上验证直观观察的结果, 并进一步确定序列平稳的阶数, 故对六个变量序列进行单整性分 析。单位根检验通常采用 DF 或 ADF 检验, 由于 DF 检验总是假定被检验模型中的随机误差项不存在自相 关, 但大多数经济数据数列是不能满足此假定的, 因此采用假定条件放宽的 ADF 检验方法
[ 16]

。

经过 ADF 检验可知, 取对数的生态环境变量与城市化变量一阶差分之后在 1 和 5% 的显著水平下都小 % 于 ADF 单位根检验的临界值水平, 这说明以下各变量都是一阶单整过程 I( 1), 即都是具有一个单位根且在 一次差分之后变为平稳序列。检验结果见表 1 。
表 1 单位根检验结果 T able 1 R esults of unit roo t tests 变量 V ariance 对数化的人均国民生产总值 ! ln( gdp) 对数化的人均消费价格指数 ! ln( cpi ) 对数化的人均能源量 ! ln( w a ter ) 对数化的废气总量 ! ln( ga s) 对数化的废水总量 ! ln( solid ) 对数化的固体废弃物总量 ! ln( tce) C 和 T 表示常数项和趋势项, !表示 1阶差分 检验形式 test m ethod ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) A DF检验 ADF test - 3 1593 . - 2 6692 . - 6 0544 . - 4 8663 . - 6 4657 . - 3 7614 . 5% 临界值 critical valu s - 2. 9762 - 2. 6299 - 2. 9763 - 2. 9762 - 2. 9762 - 2. 9762 1 临界值 % critical valus - 3 6998 . - 2 9810 . - 3 6998 . - 3 6998 . - 3 6998 . - 3 6998 . 结论 C onclu sion 平稳 平稳 平稳 平稳 平稳 平稳

3 2 滞后阶数的确定 . 为了保持合理的自由度使模型参数具有较强的解释力, 同时又要消除误差项的自相关, 因此选择最大 滞后阶数为 3 从 3阶依次降至 1阶来选择 VAR 模型的最优滞后阶数。使用 A IC、 信息准则和 LR 统计量 , SC 做为选择最优滞后阶数的检验标准, 用 Q统计量检验残差序列有无自相关, W hite检验和 ARCH 统计量检验 是否存在异方差, Jarque Bera检验残差的正态性, 结果表明在 5 的显著水平上各方程回归的残差序列均满 % 足正态性, 不存在自相关和异方差。因此, 滞后阶数为 1的 VAR 模型各方程拟合优度很好, 残差序列具有平 稳性。 3 3 协整检验 . 上述时间序列数据或许是不平稳的, 可能受一些共同因素的影响, 从而在时间上表现出共同的趋势, 即变 量之间存在一种稳定的关系, 因此它们的某种线性组合是平稳的。协整关系即表明这些变量之间存在着长期 均衡的关系, 而这种长期均衡的关系是在短期波动过程误差修正机制的不断调整下得以实现的, 防止了长期 均衡关系出现较大的误差 析框架进行协整检验
[ 17 ] [ 17 ]

。在对多变量模型进行协整检验时, 通常采用 Johansen 的向量误差修正模型分

。本文检验结果如表 2所示。

Johnsen的迹检验和最大特征值检验表明 (表 2) , 在 5 的显著性水平下, 6个变量之间存在的协整关系 % 并且存在 2个协整方程。通常情况下, 当变量间存在 1个以上协整关系时, 第 1个协整方程比较准确地反映 了变量之间的长期关系, 所对应的长期均衡方程见表 3 。 根据表 3协整分析结果, 从长期来看, 城市化与废气排放量、 废水排放量、 废固排放量负相关, 而与人均 http: / /www. eco log ica. cn

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消费价格指数、 人均能源消耗量正相关。废固排放量对城市化的长期弹性为 2 21 说明重庆城市化对废固排 . , 放量还是相当敏感。城市化与人均能源占用量之间存在正向关系, 长期变动趋势表明, 人均能源占用量的长 期弹性值为 1 39 这说明重庆城市化受能源的影响程度也是很大的。从变量系数的大小来看, 废水的弹性最 . , 小, 只有 0 55 这可能是废水排放的技术效应超过其规模效应, 使其总排放量减小, 弹性系数较小。 . ,
表 2 Table 2 假设协整方程个数 N o of CE( s) 没有 至多 1个 至多 2个 至多 3个 迹统计值 T race statistic 132. 7742 77. 2701 41. 7484 17. 6306 Johansen检验

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 最大特征值检验 M ax E igon text 5 临界值 % C ritical value 40 0776 . 33 8769 . 27 5843 . 21 1316 . P 0 0005 . 0 0316 . 0 1307 . 0 6029 .

轨迹统计临界值 T race text 5 临界值 % Crit ical valu e 95 7536 . 69 8189 . 47 8561 . 29 7971 . P 0 0000 . 0 0113 . 0 5934 . 0 6736 .

表 3 标准化后的协整方程 T able 3 N orm alized co integrating equation 人均 GDP Per cap ita GDP 1 0000 . 人均消费价格指数 Per cap ita Con sum er Price I ex nd - 2. 0196 0. 2010 废水排放量 W astew ater d ischarge 0 5513 . 0 4655 . 废气排放量 exh aust gas e ission m 1 4785 . 0 0128 . 废固排放量 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 向量误差修正模型 . 根据 Granger的代表性定理, 一组具有协整关系的变量可建立误差修正模型。若变量之间存在协整关 系, 即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系, 而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得 以维持
[ 17]

。误差修正机制防止了长期关系的偏差在数量和规模上的扩大, 因此, 任何一组相互协整的时间序
[ 17]

列变量都存在误差修正机制, 反映短期调节行为 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 .

。基于误差修正模型, 可以进一步了解这些变量之间的短 - 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 .

期动态关系, 最终建立的向量误差修正模型如下: 0 506 . 0 853 . 0 014 . 0 223 . - 0. 155 - 0. 086

ECT ( - 1) +

从 VEC 模型的整体检验结果可以看出, 模型整体的对数似然值 309 37足够大, 同时模型的 A I 和 SC值 . C 分别为 - 18. 64和 - 16 64均较小, 说明模型整体拟合得较好, 解释力较强。对误差修正模型的残差进行了 . Jarque B era正态性检验, 表明残差满足正态分布要求。序列相关 LM 检验和 ARCH 检验表明模型残差不存 在自相关和 ARCH 效应。 http: / /www. eco log ica. cn

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3 5 基于 VEC 的脉冲响应分析 . M 基于 VAR 模型的脉冲响应函数可用来度量来自随机扰动项的一个标准差冲击对各变量当前和将来取值 的影响。它可以用来分析 VAR 模型中任意一个变量的扰动如何通过模型影响到其他变量, 最终又反馈到自 身的过程
[ 18]

。考察 4类对数化后一阶差分的生态环境指标和 2类对数化后一阶差分的城市化指标之间的双

变量系统响应, 得到图 1分析结果。 ( 1) 城市化对 4类 生态环境指标 的累计响应值, 由高到 低排 序: 固废 排放 量 ( 0 186) 、 水 排放 总 量 . 废 ( 0 034 ) 、 气 排 放 量 ( 0 026 ) 、 均 能 源 占 用 量 废 . 人 ( - 0 517) 。 3类排放物指标的响应曲线轨迹都是位于 . 水平线之上, 表明随着人均 GDP 的不断提高, 将导致 各类排放量的持续上升。人均能源占用量为负值, 这表 明随着经济的技术效应和结构效应而提高了生态环境 质量。 废水排放量在当期反应为负值, 其后第 2 期反应 值变为正。以 后 各期 响 应 值 大致 保 持 在 - 0 016 . 0 007的范围内, 表明废水排放量增加对城市化产生负 面效应。固废排放量 的响应轨 迹大致为 有下降趋 势的曲线, 然而废固 排放量对 城市化的 累计响 应值为 0 186 城市化对废固排放量的累计响应值为 - 0 215 这一结果的涵义是城市化将导致废固排放增加, 而废 , . , 固排放的增加反过来又会抑制城市化进程。废气对城市化的响应前 3期是正值, 其后为负值, 5期后为正值, 废气排放量的增加对城市化会产生一定的负面影响。城市化水平的提高对人均能源占用量具有负的冲击效 果, 人均能源占用量对城市化响应呈现先增加后减少的反复变化趋势。 ( 2) 4类生态环境因子对城市化指标的累计响应值, 由高到低排序: 依次为废气排放量 ( 0 010) 、 . 废水排 放总量 ( - 0 033) 、 . 人均能源消占用量 ( - 0 042)、 . 固体废弃物排放量 ( - 0 215) 。生态环境对城市化的负 . 值响应证实了污染排放对城市化的反作用: 随着生态环境质量的恶化, 人们对环境质量需求偏好的改变、 产 业结构的调整都将对城市化产生外在压力, 同时, 技术效应和结构效应在一定程度上改善了生态环境。 ( 3) 城市化对生态环境因子中的固体废弃物响应具有明显的滞后作用。在前 3期累积响应值几乎为零, 随着时期的增加, 第 5期累积响应值为 0 02, 然后响应值迅速增大, 响应效果越来越明显。固废排放量增加 . 对城市化的负面影响往往要在一段时期后才能得到显著反映, 其原因可能在于环保技术采用相适应的产业 结构调整是一个较长时期的过程。 ( 4) 本文选取的 2类城市化指标体系中, 人均 GDP的响应轨迹明显地分为四个阶段, 该响应曲线反映的 阶段性与生态环境指标的阶段性密切相关。在城市化初期, 城市对生态环境的影响不大, 生态环境对城市化 的约束作用也几乎为零, 因此在前 3期内, 城市化曲线迅速上升, 各类生态环境响应值也逐步达到最大, 废水 累计响应值达 - 0 015 废气累计冲击值达 - 0 012 废固累计响应值达 - 0 0056 . , . , . 。随着城市化的继续推进, 生态压力就开始显现, 并成为城市化的瓶颈, 城市化也被迫调整减缓, 因而在 3 6期接近某一饱和水平, 响应 轨迹接近于一条水平线。从第 8 期开始, 生态环境的响应值也相应下降 ( 废固除外 ) , 这可看成限制因子变 化, 瓶颈扩展, 容量增大, 城市化与生态环境之间的矛盾逐渐缓和, 城市化又得以快速发展, 又开始新一轮的 调整。 3 6 基于 VEC 的方差分解 . M 方差分解的基本原理是将任意一个内生变量的预测均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡 献, 然后计算出每一个变量响应的相对重要性, 即变量的贡献占总贡献的比重。可利用方差分解可分析各 个变量的贡献率, 从而可反映出每个变量的随机冲击在影响 VAR 系统变量的相对重要性 http: / /www. eco log ica. cn
[ 18]

图 1 城市化指标和生态环境指标的脉冲响应轨迹 F ig 1 . The i pulse response of urbanization index and eco m

env ironm ent index

。

19期

肖强

等: 重庆市城市化与生态环境交互关系的协整分析

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

图 3 固体废弃物的方差分解 Variance decomposition o f so lid was te

图 2 表明, 从第 4期预测起, 生态环境对人均 GDP 的影响逐步增大, 到第 7期以后占人均 GDP 预测方 差的 20 以上, 表明生态环境在长期对人均 GDP 的影响是逐步增大的, 而且逐渐成为影响城市化进程的重 % 要因素。人均 GDP 的影响从第 3期以后逐步下降, 到第 9期占预测方差 73 并趋于平稳, 说明从短期来看生 % 态环境对城市化影响不显著, 但在长期影响比较显著, 而且影响比例趋于稳定。 图 3表明, 固体废弃物的预测方差主要来自城市化和自身的影响, 其中在前 2期预测方差中固体废弃物 对城市化的影响一直占固体废弃物预测方差的 57 左右, 说明固体废弃物对城市化有重要的影响。固体废 % 弃物明显存在的随时间减弱的趋势, 最后预测方差达 28 7 。人均 GDP 在前 3期预测的预测方差逐渐减弱, . % 从第 4期起预测方差影响增强, 最后影响达 21 8 。 . % 综合方差分解结果, 就总体而言, 城市化对解释各类生态环境指标的预测方差起了很大的作用, 城市化 解释了废气、 废固、 废液 3类生态环境指标 73% 以上的预测方差。这一结果说明重庆市城市化及伴随着对资 源、 能源的开采与利用以及废弃物的大量产生, 是生态环境破坏的关键原因之一。相比较而言, 生态环境对 城市化预测方差的解释贡献度较小, 贡献度较高的废固排放也只有 16 74 , 远低于城市化对生态环境指标 . % 的预测方差贡献。废水排放量、 废气排放量的影响程度则相对较弱, 这可能是经济发展成熟后, 重庆市加强了 废水、 废气治理的原因, 也可能是统计口径的原因。 4 结论 以上根据 1978 2007年的时序数据, 利用协整检验及方差分解模型, 对重庆市城市化与生态环境之间进 行动态计量分析, 结果发现城市化与生态环境之间存在长期均衡关系, 城市化对生态环境的正向作用明显强 于生态环境对城市化的反向影响。 ( 1) 城市化与生态环境之间存在长期的均衡关系。非平稳序列的城市化指标、 生态环境因子经过一阶差 分后变得平稳, 均为一阶单整, 存在 2个协整方程。从长期来看, 城市化与废气、 废水、 废固负相关, 而与人均 消费价格指数、 人均能源占用量正相关。由协整方程可以得出, 城市化每变化一个单位, 将会促进废气排放 量、 废水排放量、 废固排放量相应变化 0 551 1 479 2 211个单位, 同时还促进人均能源占用量变化 1 391个 . , . , . . 单位。 ( 2) 误差修正机制防止了长期关系的偏差在数量和规模上的扩大, 误差修正系数的大小反应了短期偏离 长期均衡的调整力度。城市化短期内每变动 1 , 生态环境将反方向以 13 6 、0 5 、 . 5 、 . 9 的幅度 % . % . % 16 % 1 % 进行修正, 这些系数较长期协整回归方程中的系数要小, 说明城市化对生态环境的长期影响更为显著, 生态环 境抑制了城市化进程, 但不能阻止城市化步伐。 ( 3) 脉冲响应分析表明: 城市化是影响生态环境的重要原因, 生态环境质量变化、 污染排放对城市化也存 http: / /www. eco log ica. cn

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生

态

学

报

30卷

在着反作用力。就响应效果而言, 污染排放对城市化的负值响应表明污染排放量的增加将导致人们对环境 质量需求偏好的改变, 从而对城市化进程的转变产生外在压力, 但生态环境对城市化的反馈效应往往需要 一定时期之后才能显现出来。 ( 4) 方差分解结果表明, 城市化对解释生态环境预测方差起着重要作用, 生态环境对城市化预测方差的 贡献度较小。提醒人们, 一方面要注意缓解快速城市化对生态环境质量恶化、 污染排放增加所带来的负面作 用, 另一方面城市化水平的提高对生态环境有一定的正面作用, 但强度不大。从长期来看, 城市化水平对生 态环境变化的解释能力正在逐步增强, 这充分证明生态环境的弱化是城市化步伐推进的必然结果, 因此应理 性看待以城市化推动生态环境好转的论断。
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.

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  本文关键词：重庆市城市化与生态环境交互关系的协整分析，由笔耕文化传播整理发布。