基于誤差修正模型的甘肅省生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究

【摘 要】資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在相互影響關(guān)系。本文采用協(xié)整誤差修正模型對(duì)甘肅省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與生態(tài)足跡的關(guān)系進(jìn)行了短期實(shí)證研究，研究表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)生態(tài)足跡的正影響顯著，并且在短期內(nèi)的影響力度大于長(zhǎng)期的影響力度；能源消耗對(duì)生態(tài)足跡的影響也非常顯著。這說(shuō)明甘肅省是資源消耗型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，不利于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式迫在眉睫。

【關(guān)鍵詞】生態(tài)足跡；協(xié)整；因果檢驗(yàn)；誤差修正（ECM）模型

生態(tài)足跡理論是由加拿大的Rees（1992）首先提出的，此后Rees和Wackernagel（1996）進(jìn)一步提出了它的測(cè)算方法。資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在相互影響關(guān)系。主要有以下幾方面：一是資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。在經(jīng)濟(jì)起飛階段，充足的資源是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)資源發(fā)展模式的重大保障。二是經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)資源的依靠性。在任何一個(gè)國(guó)家，它的經(jīng)濟(jì)最初起步發(fā)展都主要是依靠資源的，對(duì)資源的利用量是巨大的。三是資源又是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸。因?yàn)榻?jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)、必然面臨資源需求增長(zhǎng)、資源供給短缺和環(huán)境質(zhì)量惡化問(wèn)題。正確處理二者的關(guān)系，對(duì)于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重大意義。

一、研究的方法

（1）生態(tài)足跡。任何已知人口（某個(gè)個(gè)人，一個(gè)城市或一個(gè)國(guó)家）的生態(tài)足跡是指生產(chǎn)這些人口所消費(fèi)的所有資源和吸納這些人口所生產(chǎn)的所有廢棄物所需要的生物生產(chǎn)性土地面積。生物生產(chǎn)性面積可劃分成以下六種類(lèi)型：耕地、林地、草地、水域、化石燃料用地、建筑用地。為使這幾種生物生產(chǎn)性面積類(lèi)型具有可比性，需要乘以相應(yīng)的均衡因子，以換算成具有同等生態(tài)生產(chǎn)力的土地面積，現(xiàn)采用均衡因子分別為：耕地和建筑用地為2.8；林地和化石能源用地為1.1；草地為0.5；水域?yàn)?.2。計(jì)算公式如下：一是生物資源足跡計(jì)算公式：EF=N+ef=N×■（αα■）=N×■（C■/P■）×r■（1），（1）式中i為消費(fèi)品和投入的類(lèi)型；P■為第i種消費(fèi)品的世界平均生產(chǎn)能力（采用聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織1993年數(shù)據(jù)）；C■為第i種商品的人均消費(fèi)量；αα■為第i種交易商品折算的生物生產(chǎn)性面積；N為人口數(shù)；ef為人均生態(tài)足跡；EF為總生態(tài)足跡。二是能源性足跡計(jì)算公式：EF=N+ef=N×■（αα■）=N×■（C■×Ri/P■）×r■（2），（2）式中i為消費(fèi)品和投入的類(lèi)型；P■為第i種消費(fèi)品的世界平均生產(chǎn)能力（采用聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織1993年數(shù)據(jù)）；C■為第i種商品的人均消費(fèi)量；αα■為i種交易商品折算的生物生產(chǎn)性面積；N為人口數(shù)；ef為人均生態(tài)足跡；EF為總生態(tài)足跡；Ri為折算系數(shù)。

二、實(shí)證分析

（1）單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果的表省略，結(jié)果是，在95％的置信水平下，我們不能拒絕lnz、lngdp、lnhz、lnjz存在單位根的假設(shè)，即原序列不平穩(wěn)。但△lngdp、△lnz、△lnhz、△lnjz在95％的置信水平下，我們拒絕存在單位根的假設(shè)，即一階差分后的序列是平穩(wěn)的。（2）協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Engle—Granger兩步法（EG）估計(jì)方法，下面對(duì)lngdp、lnz、lnhz、lnjz進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果的表省略，其檢驗(yàn)結(jié)果是lngdp、lnz、lnhz三個(gè)之間存在協(xié)整關(guān)系，即他們存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。（3）因果檢驗(yàn)。本文采用格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)變量因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果的表省略，其結(jié)果是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源足跡都是生態(tài)足跡的解釋變量，并且影響是單向的。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又是能源足跡的解釋變量，影響也是單向的。（4）協(xié)整方程。協(xié)整方程是通過(guò)先找出協(xié)整關(guān)系，再做因果檢驗(yàn)找出它們影響的方向。并且因?yàn)橥ㄟ^(guò)協(xié)整檢驗(yàn)的都帶有序列相關(guān)性，所以，對(duì)變量做AR（1）剔出自相關(guān)性，最后得到協(xié)整方程。lnz=0.8618+0.706lnhz+ξ1（4）；lnz=-1.348+0.263lngdp+ξ2（5）

(17.88) (11.63) (-6.03) (7.759)

R2=0.845 D-W=2.046 R2=0.75 D-W=1.99

lnhz=-3.105+0.37lngdp+ξ3（6）

(-9.32) (7.46)

R2=0.914 D-W=1.787

（5）誤差修正（ECM）模型。根據(jù)協(xié)整理論，由于變量間存在協(xié)整關(guān)系，可以用誤差修正模型（ECM）對(duì)短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均進(jìn)行直接的描述。最常用的ECM模型的估計(jì)方法是Engle和Granger兩步法，用此方法求誤差修正模型。用協(xié)整方程殘差項(xiàng)的滯后一期和變量的一階差分來(lái)構(gòu)建誤差修正模型。一是關(guān)于lnz-lnhz的誤差修正模型：Dlnz=0.7Dlnhz+0.04Dlnzt-1-0.13Dlnhzt-1-1.2ε1t-1，移項(xiàng)后得到：△Dlnz=0.7Dlnhz-0.96(Dlnzt-1-0.591Dlnhzt-1)-1.2ε1t-1（7）。上面（7）式為誤差修正模型，波動(dòng)主要由兩部分組成：一部分是短期波動(dòng)；一部分是長(zhǎng)期波動(dòng)。在短期，能源足跡對(duì)生態(tài)足跡的影響為正，即能源足跡每增加1％，生態(tài)足跡就增加0.7％，并且糾正最近時(shí)期均衡誤差份額的比例為0.96。協(xié)整方程的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，故當(dāng)生態(tài)足跡上升時(shí)，誤差修正機(jī)制將使未來(lái)的生態(tài)足跡增長(zhǎng)率的變化下降，即對(duì)生態(tài)足跡增長(zhǎng)率的變化具有收斂作用。二是關(guān)于lnz-lngdp的誤差修正模型：Dlnz=1.44Dlngdp+0.03Dlnzt-1-1.17Dlngdpt-1-1.05ε2t-1，移項(xiàng)后得到：△Dlnz=1.44Dlngdp-0.97（Dlnzt-1-0.28Dlngdpt-1）-1.05ε2t-1（8）。上面（8）式為誤差修正模型，（1）在短期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)生態(tài)足跡的影響為正，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，生態(tài)足跡就增加1.44個(gè)百分點(diǎn)，并且糾正最近時(shí)期均衡誤差份額的比例為0.97。（2）在長(zhǎng)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)生態(tài)足跡的影響依然為正，只是比短期的影響力度小了很多。（3）協(xié)整方程的誤差修正系數(shù)為負(fù)，故當(dāng)生態(tài)足跡上升時(shí)，誤差修正機(jī)制將使未來(lái)的生態(tài)足跡增長(zhǎng)率的變化下降，即對(duì)生態(tài)足跡增長(zhǎng)率的變化具有收斂作用。三是關(guān)于lnhz-lngdp的誤差修正模型：Dlnhz=1.41Dlngdp+0.28Dlnhzt-1-1.31Dlngdpt-1-0.69ε3t-1，移項(xiàng)后得到：△Dlnhz=1.41△Dlngdp-0.72（Dlnhzt-1-0.14Dlngdpt-1）-0.69ε3t-1（9）。上面（9）式為誤差修正模型，在短期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源足跡的影響為正，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，能源足跡就增加1.41個(gè)百分點(diǎn)，并且糾正最近時(shí)期均衡誤差份額的比例為0.72。在長(zhǎng)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源足跡的影響依然為正，只是比短期的影響力度明顯的小。協(xié)整方程的誤差修正系數(shù)為負(fù)，故當(dāng)能源足跡上升時(shí)，誤差修正機(jī)制將使未來(lái)的生態(tài)足跡增長(zhǎng)率的變化下降，即對(duì)能源足跡增長(zhǎng)率的變化具有收斂作用。

總之，經(jīng)過(guò)分析甘肅省生態(tài)足跡、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源足跡之間存在協(xié)整關(guān)系。從長(zhǎng)期來(lái)看，生態(tài)足跡、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源足跡之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能影響生態(tài)足跡和能源足跡的增長(zhǎng)，能源足跡的增長(zhǎng)能顯著的影響生態(tài)足跡的增長(zhǎng)，但是這些影響都是單向的，是不可逆的。通過(guò)建立誤差修正模型，從短期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)生態(tài)足跡的影響大于能源足跡，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，生態(tài)足跡增長(zhǎng)1.44個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)要以犧牲生態(tài)資源環(huán)境為代價(jià)。能源足跡增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，生態(tài)足跡增長(zhǎng)0.7個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明能源足跡是構(gòu)成生態(tài)足跡的重要組成部分。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)能源的消耗就達(dá)到1.41個(gè)百分點(diǎn)。化石能源是不可再生資源并且儲(chǔ)存量有限，所以要想可持續(xù)發(fā)展，就必須轉(zhuǎn)變這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式，應(yīng)由能源消耗型轉(zhuǎn)為高科技技術(shù)型，只有依靠高科技技術(shù)才能使甘肅實(shí)現(xiàn)飛躍式的綠色低碳發(fā)展。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]Reese W.E.Ecological footprints and appropriated carrying capacity:what urban economics leaves out[J]．Environment and urbanization．1992（4）：121-130

[2]Wackernagel M.and Reese W.E.Our Ecological Footprint:Reducing

Human Impact on the Earth[M]．New Society Publishers．Gabriola

Island．1996

[3]甘肅省統(tǒng)計(jì)局．新中國(guó)成立60周年——甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒[S]．蘭州：甘肅統(tǒng)計(jì)出版社

[4]馬超群，儲(chǔ)慧斌，李科等．中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整與誤差修正模型的研究[J]．系程工程．2004，22（10）：47～50