城鎮化背景下省域環境壓力與環境響應關系研究
——以浙江為例

鄒 非，朱慶華，王 菁

●華東經濟

城鎮化背景下省域環境壓力與環境響應關系研究
——以浙江為例

鄒 非1，2，朱慶華3，王 菁4

（1.大連理工大學管理與經濟學部，遼寧大連116024；2.浙江東方職業技術學院，浙江溫州325011；3.上海交通大學安泰經濟與管理學院，上海200030；4.浙江工業大學經貿管理學院，浙江杭州310014）

隨著浙江城鎮化水平的不斷提高，環境壓力逐漸增大，環境響應對于紓緩環境壓力有重要作用。文章構建了環境壓力指數和環境響應指數，進行了ADF單位根檢驗和協整檢驗，結果顯示兩者存在長期均衡關系，建立了向量誤差修正（VEC）模型；估計了VAR模型并對其進行診斷和預測，分析了脈沖響應函數并進行方差分解。提出了浙江省應大力貫徹和實施綠色發展理念、降低工業“三廢”排放、增強環境響應的建議。

城鎮化；環境壓力；環境響應；VAR脈沖響應

一、引言

隨著國家城鎮化策略的不斷推進，經濟水平發展的不斷提高，環境壓力也越來越大。城鎮化過程中的人的活動、土地用途的變更、產業結構的調整等會導致環境隨之變化，環境壓力也隨之變化。相對于環境壓力變化，人們會采取各種措施進行應對，所采取的這些措施就是環境響應。

在城鎮化的進程中，學者們運用各種方法對環境壓力與環境響應的關系進行了多角度的探討。

第一，探索城鎮化進程中環境政策對環境壓力的響應。Button和Pearce（1989）關注的是發展政策，即在刺激城市經濟發展的同時，不要造成對環境的次優的損害，政府應該采取組合政策去保護環境［1］。Oueslati（2015）研究了環境稅制改革和公共支出政策對經濟增長和福利的影響［2］。遲妍妍等（2015）基于京津冀地區城市化過程中嚴峻的生態環境形勢，提出了對京津冀地區自然生態保護區、生態功能調節區、農產品環境安全保障區、環境風險防范區、環境優化區等五類環境功能區分區管理的對策［3］。

第二，研究了個人或者公司對環境壓力的響應。Ahmad等（2016）根據計劃行為理論和理性行動理論對230名大學生的回收行為進行了調查，對收集的數據采用結構方程建模技術進行了評價，結果表明人的態度在很大程度上是受道德觀念和自己的社會一般規范的約束；同時，個人的知識和對環境的認識也在很大程度上決定了他對回收的態度；此外，個人的過去回收經歷對他未來的態度有影響［4］。Cor?deiro和Tewari（2015）利用事件研究法，研究了投資者對《新聞周刊》所羅列的美國最大500家公司綠色排行榜的反應，結果發現投資者根據短期和長期（12個月）收益對原生態的公司和行業內的綠色績效排名反應積極，而且，投資者的反應明顯受企業規模和企業市場的合法性等情景變量影響［5］。Murillo-Luna等（2008）從利益相關者角度出發，分析了公司對環境壓力所采取的策略，尤其是不同壓力的機構或投資人對適應環境要求或期望主動程度的影響［6］。

第三，探索了區域環境壓力與環境響應的關系。Grossman和Krueger（1994）探討了經濟增長與環境的關系，提出了環境庫茲涅茨倒“U”曲線［7］。Gandy（2012）研究了水對城市環境的影響［8］。Galler等（2016）通過案例分析，認為從區域環境規劃到實施過程中，區域規模的規劃和治理對于生態系統服務（ES）概念的應用是一個有力之舉，同時也提出了一些生態系統服務整合的路徑與面臨的挑戰［9］。郭慶賓等（2016）以武漢城市圈為例，研究了城鎮化發展與生態環境間的關系，發現該城市圈生態環境對城鎮化的響應總體趨勢是由負響應向正響應轉化，但城市圈中各個城市之間有一定差異［10］。成艾華等（2015）對湖北省的環境壓力與環境響應之間的關系進行了分析，認為產業結構調整、技術進步、環境保護投資均對環境壓力有所響應，其中環境保護投資對環境壓力的響應效應最大［11］。譚俊濤等（2015）研究了吉林省城鎮化和生態環境綜合發展水平之間的耦合關系，城鎮化與生態環境協調度逐步改善，達到較高水平，但生態環境滯后于城鎮化發展水平［12］。唐志強等（2014）以張掖市為例研究了干旱區生態環境與城市化的響應關系，生態環境與城市化之間存在兩種趨勢：一是兩者互相促進，二是城市化造成生態水平退化進而限制了城市化的進一步發展［13］。劉艷軍等（2013）研究認為中國區域開發強度與資源環境水平的耦合程度不斷提高，中國區域開發強度不斷增長對資源環境水平演變產生明顯的“脅迫”影響，但脅迫程度逐漸減?。?4］。路春燕等（2012）探討了延安市生態環境壓力與城市化水平之間的關系，結果顯示城市化水平與城市生態環境壓力之間是負相關關系［15］。

綜上所述，雖然學者們從不同角度對環境壓力和環境響應之間的關系進行了討論，但以省域作為研究對象的文獻還很少，本文將以浙江為例對兩者關系進行探討。浙江經濟發達，尤其是改革開放以后經濟發展速度一直居全國前列，其城鎮化水平發展較快。伴隨著城鎮化水平的不斷提高，浙江環境壓力越來越大，采取的各項應對措施不斷增加。那么，浙江的環境壓力和環境響應之間究竟存在何種關系？環境響應究竟多大程度緩解了環境壓力？本研究將試圖回答上述問題。

二、數據來源和數據處理

（一）數據來源

借鑒文獻［11，16］，本文采用熵值法確定各指標的權重。環境壓力指標由工業“三廢”排放數據加權所得，結果稱為環境壓力指數，用Y來表示，為因變量。環境響應指標由環境污染治理投資總額（億元）、工業重復用水率（%）、工業固體廢物綜合利用量、單位能耗產值（萬元GDP/噸標準煤）、環境保護人員數（人）加權所得，稱為環境響應指數，用X表示，為自變量，其中“環境污染治理投資總額”代表資金投入，“工業重復用水率（%）、工業固體廢物綜合利用量、單位能耗產值（萬元GDP/噸標準煤）”三個指標代表技術水平，“環境保護人員數”則代表環保的人員投入。數據來源于2001-2014歷年《浙江統計年鑒》和《中國環境統計年鑒》，處理結果見表1所列。

表1 環境壓力和環境響應指標

（二）單位根檢驗

在ADF單位根檢驗前，本文通過變量的時間序列趨勢圖（圖1）判斷X、Y時間序列需要選擇有常數項但無趨勢項。

圖1 x、y時間序列

對時間序列進行分析的前提是保證序列的平穩性，采用ADF法對單位根進行檢驗，結果見表2所列。

表2 單位根檢驗結果

由于本文采用的是年度數據，最大滯后期一般選擇1或者2，同時默認選擇施瓦茨準則來判斷時間序列的最佳滯后期。首先對原序列Y進行平穩性檢驗，最優滯后長度是2期，由于3.311 26>-2.717 51，ADF值大于1%的臨界值且概率P大于0.01，因此原序列存在單位根，即非平穩序列，說明Y原序列1%水平下存在單位根，是不平穩的序列。根據上面的結果，必須對序列Y進行一階差分，結果發現序列Y進行一階差分后仍然是不平穩的。接下來對序列Y進行二階差分，結果發現序列Y二階差分后達到平穩。同理，對X序列二階差分后亦達到平穩，事實上，本研究中的X序列是一階平穩時間序列。由于要求VAR系統穩定，因此本文如無特殊聲明在VAR系統內全部采用X、Y指數的二階差分序列進行相關計算，所產生的序列分別記為DX2、DY2。

（三）協整檢驗

若時間序列X1t,X2t,…,XKt都是d 階單整序列，那么存在一個向量α=(α1,α2,…,αk)，使得其中，則時間序列X1t,X2t,…,XKt是(d,b)階協整，記為Xt:CI(d,b), α為協整向量。對DX2、DY2序列，本文采用Johansen協整檢驗，滯后期選1期，輸出結果見表3-5所列，其中包括跡（Trace）統計量檢驗和最大特征值（Max-Ei?gen），用來判斷檢驗水平0.05下的變量之間協整關系的個數。

表3 跡（Trace）統計量檢驗

表4 最大特征根檢驗（Max-Eigen）

表5 標準化的協整向量

根據表3的輸出結果，跡（Trace）統計量檢驗有20.595 890>15.494 710，6.294 650>3.841 466；原假設沒有協整關系，計算的跡（Trace）統計量的概率P值為0.007 8，可以拒絕該原假設，認為至少存在一個協整關系；第二個原假設“At most 1”下的跡（Trace）統計量P值為0.012 1，拒絕該原假設，至少存在二個以上協整關系。

根據表4的輸出結果，最大特征值統計量檢驗14.301 240>14.264 600，6.294 650>3.841 466，所以序列X、Y存在協整關系。通過跡（Trace）統計量可以判斷，序列Y和X之間存在兩個協整關系，最大特征值（Max-Eigen）的判斷規則與跡（Trace）統計量相同。

表5是標準化的協整向量輸出結果，協整向量可以寫成：

DX2=52.831 50DY2，即

通過該協整關系式，可以得到X、Y是長期均衡關系：環境響應變化一個單位，環境壓力將相應變化0.018 928個單位。

本研究中的D（DX2）方程的調整系數為-0.014 102，D（DY2）的調整系數為0.026 041，如果該調整系數為負，說明偏離非均衡誤差將會得到修正；反之則說明偏離非均衡誤差得不到修正，且誤差會更大。

（四）誤差修正模型

協整關系確定后，需建立誤差修正（VEC）模型，這是因為協整關系式并沒有明確環境壓力和環境響應之間的關系，VEC模型的輸出結果見表6所列。

表6 向量誤差修正（VEC）模型參數

上面輸出結果是VEC中協整關系式的展示，表達成誤差修正項的形式：

CointEq1=X（-1）-0.870 102Y（-1）-0.132 798（2）

通過這個公式計算的誤差修正項就是誤差修正模型中的CointEq1變量。本研究估計的VEC模型可以寫成：

其中，誤差修正項CointEq1的系數估計值的含義是：第一個系數-0.860 479表示，在Y不變的情況下，X在第t期的變化D（X（-1））=X-X（-1）可以消除前一期86.047 9%的非均衡誤差；第二個系數0.669 487表示，在X不變的情況下，Y在第t期的變化D（Y（-1））= Y-Y（-1）增加前一期66.948 7%的非均衡誤差。

（五）格蘭杰因果檢驗

協整檢驗后，對X、Y序列進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果見表7所列。結果顯示，環境響應X不是環境壓力Y的格蘭杰原因被拒絕，即環境響應X是環境壓力Y的格蘭杰原因；環境壓力Y不是環境響應X的格蘭杰原因P值不顯著，說明環境壓力Y不是環境響應X的格蘭杰原因。

表7 X、Y序列的格蘭杰因果檢驗

（六）VAR模型的估計

通過X、Y的時間序列圖1，兩個序列明顯存在某種均衡關系，初步判斷可以建立VAR系統。建立VAR系統，選擇VAR估計的類型，本文選擇非限制性向量自回歸，設定滯后期間隙為“1 2”，即使用內生變量滯后第1期至第2期來估計系統中的（DX2 DY2）變量，把DX2和DY2作為內生變量序列，同時把常數C作為一個外生變量，建立VAR系統。

（七）VAR模型的診斷

（1）確定VAR模型滯后期。根據數據的頻率來確定一個最大滯后期數，按照多數原則進行穩健性檢驗，本研究的輸出結果見表8所列。5個評價指標全部認為應建立VAR（1）模型，則確立建立VAR（1）模型。

表8 VAR模型滯后期選擇結果

（2）VAR模型殘差檢驗。采用相關圖法對模型有效性進行檢驗，選擇滯后期4，輸出結果如圖2所示，各變量間殘差沒有交叉相關的情況。

圖2 VAR模型估計的殘差交叉相關情況

（3）VAR模型平穩性檢驗。VAR模型全部特征根均在單位圓內，可以判斷VAR系統是平穩的。反之，估計的結果可能無效。本研究的特征根分布如圖3所示，均在單位圓內，故這個VAR系統是穩定的。

圖3 AR根圖

（八）脈沖響應與方差分解

（1）脈沖響應。本研究定義相應函數的追蹤期數為10期，輸出采用組合圖形式，計算脈沖響應函數標準誤的方法為漸進解析法，結果如圖4所示。

圖4-1顯示的是環境響應指數X對自身的脈沖響應，該圖顯示，環境響應指數X對自身的一個標準差信息立刻有了較強反映，迅速下降，影響周期到第八期基本回到原來水平。

圖4-2顯示的是環境壓力指數Y變動一個標準差對環境響應指數X的脈沖響應，環境響應指數X受到環境壓力指數Y的一個正向沖擊后，到第二期達到正向峰值，之后迅速回落，到第三期達到負向峰值，然后沖擊作用開始下降，直到第四期將近0?？梢耘袛啵h境壓力指數Y對環境響應指數x在初期有正向沖擊作用，在3年左右（第三期）達到沖擊的峰值，但隨后逐漸減弱。

圖4-3顯示的是環境響應指數X變動一個標準差對環境壓力指數Y的脈沖響應，環境壓力指數Y受到環境響應指數X的一個反向沖擊后，到第二期達到負向峰值，之后迅速回升，到第三期達到正向峰值，然后沖擊作用開始下降，直到第五期將近0?？梢钥闯?，環境響應指數X對環境壓力指數Y有負向沖擊作用，在1年左右（第二期）達到沖擊的峰值，但隨后逐漸減弱。

圖4-4顯示的是環境壓力指數Y對自身的脈沖響應，沖擊開始的時候環境壓力指數Y對自身的一個標準差信息立刻有了較強反映，迅速下降，影響周期到第九期基本回到原來水平。

圖4 脈沖響應

（2）VAR方差分解。VAR方差分解能夠給出隨機新息（殘差）的相對重要性信息，表9是含有DX2、DY2兩個變量的VAR跨時為10的方差分解。

圖5-1顯示的是環境響應指數X變動方差由自身變動導致的部分。

圖5-2顯示了環境響應指數X變動方差由環境壓力指數Y變動導致的部分。第一期環境響應指數X變動方差由自身變動解釋的部分達到100%，之后隨著期數的增加，環境響應指數X變動方差由自身變動解釋的部分小幅下降，而由環境壓力指數Y變動解釋的部分則小幅增加，在第十期達到峰值，約20.5%的環境響應指數X變動方差由環境壓力指數Y變動可以解釋。

表9 方差分解

圖5-3顯示了環境壓力指數Y變動方差由環境響應指數X變動導致的部分。第一期環境壓力指數Y變動方差由自身變動解釋的部分是99.4%，環境響應指數X變動解釋的部分為0.6%，隨后各期環境壓力指數Y變動方差由自身變動解釋的部分逐漸下降，而由環境響應指數X變動解釋的部分逐漸增加，在第十期達到峰值，即大約51.7%的環境壓力指數Y變動方差由環境響應指數X變動可以解釋。

圖5-4顯示的是環境壓力指數Y變動方差由自身變動導致的部分。

圖5 VAR方差分解

三、結論與建議

（一）結論

通過對浙江省環境壓力與環境響應之間動態關系的研究，可以得出以下結論：

（1）浙江省環境壓力指數和環境響應指數之間存在長期均衡關系。環境響應變化一個單位，環境壓力將相應變化0.018 928個單位。環境響應X是環境壓力Y的格蘭杰原因，環境壓力Y不是環境響應X的格蘭杰原因。

（2）環境壓力指數和環境響應指數形成了穩定的VAR系統。環境響應指數X對環境壓力指數Y有負向沖擊作用，且能夠在1年左右（第二期）達到沖擊的峰值，但隨后逐漸減弱。在3年左右（第三期）達到沖擊的峰值，但隨后逐漸減弱。

（3）方差分解顯示環境壓力指數和環境響應指數之間互有影響。達到十期時，即大約51.7%的環境壓力指數Y變動方差由環境響應指數X變動可以解釋。達到十期時，大約20.5%的環境響應指數X變動方差由環境壓力指數Y變動可以解釋。環境響應對環境壓力的影響程度遠大于環境壓力對環境響應的影響程度。

（二）建議

根據上述研究結果，本文建議如下：

（1）浙江省應大力貫徹和實施綠色發展理念。近年來，國家層面已經把綠色發展作為國家戰略提出，浙江省也在不斷貫徹執行，但宣傳和貫徹力度還有待加強。綠色理念多停留在相關政府部門、學者以及少數社會責任履行較好的企業，大多數中小企業和個人對綠色概念有一定了解但具體實施缺乏必要的指導，其主觀意愿也不強。因此，有必要創造各種形式的活動宣傳綠色理念，采取多種形式推進綠色行動，如加強新聞媒體的宣傳、報道，在各種大型活動中植入綠色環保元素等，使綠色理念深入人心。在城鎮化成為發展方向的今天，只有全民行動起來，增加環境響應力度，環境壓力才會得到緩解。

（2）降低工業“三廢”排放，增強環境響應。治理環境是綜合性、系統性、長期性工程，必須事前控制、事中控制和事后控制相結合，重點在事前控制上下功夫，牢牢把握其中的重點治理領域。工業“三廢”對環境會產生直接的污染，其中廢氣的排放還是霧霾產生的重要原因，一直以來是治理的重點。各相關方面要主動控制“三廢”排放，力求“慎獨”。同時，在環境投資、技術進步、環境保護人員等方面加大投入力度，其中先進技術在生產經營中進行推廣應用是降低環境污染的關鍵。對做得好的企業，政府大張旗鼓地進行表彰，對知法犯法、明知故犯的企業要采取重罰手段。大力發展現代服務業，對重污染的企業堅決進行整治?！熬G水青山就是金山銀山”，只有全社會共同努力，綠色浙江才能夠變為現實。

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［4］Ahmad M S，Bazmi A A，Bhutto A W，et al.Students’re?sponses to improve environmental sustainability through re?cycling：quantitatively improving qualitative model［J］.Ap?plied Research in Quality of Life，2016，11（1）：253-270.

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［16］許和連，鄧玉萍.外商直接投資導致了中國的環境污染嗎？［J］.管理世界，2012（2）：36-49.

A Study on Provincial Environmental Pressure and Environmental Response in the Context of Urbanization—Evidence from Zhejiang Province

ZOU Fei1,2,ZHU Qing-hua3,WANG Jing4
(1.Faculty of Management and Economics,Dalian University of Technology,Dalian 116024,China; 2.Zhejiang Dongfang Vocational and Technical College,Wenzhou 325011,China; 3.Antai College of Economics&Management,Shanghai Jiao Tong University,Shanghai 200030,China; 4.College of Economics and Management,Zhejiang University of Technology,Hangzhou 310014,China)

With the continuous improvement of the level of urbanization in Zhejiang province,environmental pressure gradually increases and environmental response plays an important role to ease the pressure on the environment.The paper constructs environmental pressure index and environmental response index and carries out the ADF unit root test and cointegration test.The result shows that there is a longrun equilibrium relationship between environmental presswre and environmental response.The paper establishes a vector error correction (VEC)model,estimates the VAR model,makes the diagnosis and prediction,and analyzes the pulse impulse response function and vari?ance decomposition,Finally,the paper puts forward some suggestions that Zhejiang province should vigorously carry out and implement green development concept,reduce the discharge of industrial“waste water,waste gas,solid waste”and enhance environmental response.

urbanization;environmental pressure;environmental response;VAR impulse response

F127；F205

A

1007-5097（2017）02-0012-07

［責任編輯：余志虎］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.02.002

2016-08-11

國家自然科學基金重點項目（71632007）；浙江省高等教育教學改革項目（jg2015356）；溫州市哲學社會科學規劃課題（16wsk180）

鄒非（1973-），男，遼寧遼陽人，副教授，博士研究生，研究方向：環境管理；

朱慶華（1970-），女，江蘇太倉人，教授，博士生導師，研究方向：綠色供應鏈管理及生態設計；

王菁（1983-），女，上海人，講師，博士，研究方向：公司治理。