長江經濟帶人與自然和諧共生關系演變：“三生”平衡視角

何強 孔芳霞 文傳浩

摘要：基于2001-2018年長江經濟帶11個省市的面板數據，采用熵值法、PVAlL、脈沖響應函數、方差分解等方法分析人與自然和諧共生關系下“三生”空間的相互關系。得到如下結論：生產空間對生態空間演進存在顯著的負相關關系，而生態空間對生產空間演進不存在顯著的影響;生活空間對生產空間的演進具有顯著的正相關關系，而生產空間對生活空間的演進不存在明顯的顯著影響;從長期來看，生活空間和生態空間兩者之間具有顯著的相互促進關系。

關鍵詞：長江經濟帶;生產空間;生活空間;生態空間;“三生”平衡

中圖分類號：F205;X24 文獻標志碼：A 文章編號：1672-626X（2020）04-0109-11

一、引言

長江經濟帶西起云南、東至上海，橫跨中國東、中、西部地區，人口和GDP均占中國的五分之二以上，國土面積占全國的近五分之一，從西往東分別囊括云南、貴州、四川、重慶、湖南、湖北、江西、安徽、浙江、江蘇和上海11個省市。深入貫徹“共抓大保護，不搞大開發”理念，推動長江經濟帶高質量發展，是關系到我國發展全局的重大戰略。十九大報告在堅持人與自然和諧共生中提到，要堅定走生產發展、生活富裕、生態良好的文明發展道路，建設美麗中國。可見生產、生活、生態這“三生”空間能否平衡發展是影響人與自然和諧共生的關鍵。

然而，長江經濟帶尤其是長江中、上游地區“三生”空間之間的失衡問題尤為突出，再加上中、上游地區產業同質化情況嚴峻，低技術、高能耗企業較多，生態資源消耗日益增加，致使整個長江經濟帶的生態環境質量逐年下降。生態空間被生活、生產空間嚴重擠占，生態空間被擠占又反過來使得生活空間處于“亞健康狀態”，“病態”的生活空間必然會傳染給生產空間，若沒有外界干預，“三生”空間之間將循環往復，最終導致人與自然這個生命共同體走向衰亡。因此，以“三生平衡為視角來研究長江經濟帶人與自然和諧共生關系具有重要的政策價值。圖1總結了短期內“三生”空間的相互影響機制。

在對人與自然和諧共生關系的研究中，大部分文獻都以倫理學、哲學和馬克思主義理念等理論分析為主，內在邏輯、運作機理以及實現機制是多數文獻研究人與自然關系的著重點。任金秋（1998）從歷史發展的角度系統梳理了人與自然的辯證復歸，總結出人與自然關系經歷了直接統一、相互分立和辯證統一三個階段。在此基礎上，鄧國天（1998）論述了當代自然正逐步過渡到以人與自然關系為中心，并從生態科學的角度研究人與自然的相互關系-引。同時，何正欣（1998）認為人與自然的關系有改造與被改造的一面，也有和諧發展的一面，在考慮好人類與大自然需求的同時，樹立人與自然的和諧發展觀。辛世俊（1998）也認為人與自然的關系表現為能動改造和能動依賴兩個方面。隨著對人與自然關系內在本質的探析，一些學者試圖從不同的學科視角研究其內在邏輯和運行機理。黃銘（1999）從生態價值和環境價值兩個方面重新確立了人與自然的關系，即自然主義和人類整體利益得到平衡發展。曹孟勤（2006）從否定人類中心論和自然中心論的角度人手，認為人與自然的本質關系是人即自然、自然即人。楊穎（2010）提出從財政的角度出發來促進人與自然和諧發展，認為估算出我國人與自然和諧共生發展的財政支出額度，再運用回歸模型模擬出其對經濟發展的貢獻率，可以解決人與自然和諧發展過程中的某些問題。而羅康隆和吳合顯（2016）認為多業態生產才是人與自然關系和諧共生的方式，多樣化的產業并存才是人類社會發展的常態，其所蘊含的生態價值正是人與自然和諧關系的有效途徑-圳。馮留建和張偉（2018）從現代化發展的新階段、新情況、新問題出發，將人與自然和諧共生視為現代化的驅動力以及核心準則，并以現代化構建人與自然和諧共生的參考框架。燕芳敏（2019）認為新時代應走人與自然和諧共生的現代化之路，從生態文明的角度出發，實施嚴格的生態文明制度，構建現代化發展新格局n”。滕祥河和文傳浩（2019）認為人與自然的關系跟冗余資源所存在的環境不確定性類似，即兩者之間充滿太多的未知因素和復雜的多面結構;韓晶等（2019）也認為應構建人與自然和諧共生的現代化，加強生態倫理道德建設，將提升生態生產力作為重中之重，推進經濟體制度改革和完善制度保障。

綜上所述，以往的文獻多數是從理論發展的角度探討人與自然和諧共生關系的運行機理，盡管也有從數理模型方面進行的研究，但多數是將人與自然和諧共生關系作為新視角來輔助研究其他主體。就目前而言，人與自然和諧共生關系的理論研究相當豐富，學者們跨視角、跨學科、跨文化對其進行了完整的理論梳理、構建以及完善。因此，本文在已有的理論研究支撐下，利用2001-2018年長江經濟帶11個省市的面板數據，運用熵值法、PVAR、脈沖響應函數、方差分解等方法，實證檢驗人與自然關系中生產、生活和生態空間的互動關系，把復雜的人與自然和諧共生關系聚焦到“三生”平衡視角，以期增強人與自然和諧共生關系的可調控性，豐富人與自然和諧共生關系領域的研究內容，對長江經濟帶自然、經濟、社會等領域可持續發展提供一定的指導意見。

二、變量、數據和評價方法

（一）數據來源與說明

本文選取2001-2018年長江經濟帶11個省市的省級面板數據作為樣本。數據來源于《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國農業統計年鑒》《中國工業統計年鑒》以及11個省市的政府統計公報和統計年鑒。為縮小數量級別和避免異方差，本文對所有的數據進行加權得分后均進行了對數化處理。

（二）變量選取

借鑒已有的人地關系評價指標體系、生態文明建設評價指標體系、綠色發展評價指標體系以及“三生”空間評價指標體系，本文從生態空間和諧、生產空間和諧和生活空間和諧三個維度來評估長江經濟帶人與自然和諧共生關系（如表1所示）。

（三）評價方法

使用熵值法對表1中基于“三生”平衡視角下的人與自然和諧共生關系評價指標體系進行賦權。熵值法是通過判斷指標的離散程度來對指標進行賦權，其度量的其實是一種不確定性。熵越大表明其所蘊含的信息量越大，不確定性也就越小;反之亦然。熵值法包括以下步驟：

三、評價結果

通過上述的評價指標體系和評價方法，本文得出2001-2018年長江經濟帶和上、中、下游地區的生態空間發展指數Is、生產空間發展指數Id、生活空間發展指數Iq的評價結果（分別見圖2～圖5）。

如圖2所示：長江經濟帶生態空間發展指數從2001年的0.3755上升到2018年的0.4575，整體上呈現“w”型的發展態勢;生產空間發展指數從2001年的0.2079上升到2018年的0.5353，整體呈現不斷上升的發展趨勢;生活空間發展指數從2001年的0.1515上升到2018年的0.5393，經歷了2001-2006年、2007-2010年、2011-2018年三個階段，增長速度呈現中一快一中的發展態勢。

從指數變化可以看出，2001-2011年，長江經濟帶生態空間存在被生產和生活空間擠占的現象，生態空間發展指數線呈現先降低后上升的“u”型特征，但仍然高于生產空間和生活空間發展指數，即生態空間>生產空間>生活空間，生態空間承載力還能夠容納生活空間和生產空間的擠占;2012-2018年，生態空間發展指數線在2012-2013年期間分別與生產和生活空間發展指數線相交，三者在這一時期達成平衡狀態，此后生產和生活空間發展指數線呈現相互糾纏的螺旋式上升特征，生態空間發展指數線則位于生產和生活空間發展指數線的下方，且呈現增長速率變緩的慢性上升特征，這表明生態空間與生產、生活空間存在失衡的發展狀態，如不及時歸還被生產和生活空間擠占的生態空間，必將導致人與自然和諧共生關系在很長一段時間處于失衡的態勢。

如圖3所示：長江上游地區生態空間發展指數從2001年的0.4574上升到2016年的0.5139，增長幅度不大，之后開始下降，2018年降低到0.4969，整體呈現“u”型發展趨勢;生產空間發展指數從2001年的0.1851增長到2018年的0.4816，整體呈現不斷上升的發展態勢，且每年增長速度均在大體上保持一致;生活空間發展指數從2001年的0.1019上升到2018年的0.4932，整體上也呈現不斷上升的趨勢，主要經歷了2001-2008年、2009-2010年、2011-2018年三個階段，增長速度呈現中一快一慢的發展態勢。

從西部大開發戰略的實施開始，資本和技術等要素開始從發達的東部沿海地區向西部地區轉移，作為西部地區的核心地域，大量的技術、資本等要素的涌人使得長江上游地區經濟生活得到長足發展，人民的物質生活條件得到明顯改善。因此，在圖3中，早期生態空間存在被生產、生活空間嚴重擠占的問題，而隨著相關環境保護政策的出臺、綠色創新技術的成熟以及人民對美好生活的追求，生態空間發展指數在一段時期的下降過后開始呈現波浪式的逐步上升態勢。生產空間發展指數與生活空間發展指數在2017年相交達到平衡狀態，生活空間發展指數與生態空間發展指數在2018年相交達到平衡狀態。這些發展變化與十九大報告中的論斷——中國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾相吻合。

如圖4所示：長江中游地區生態空間發展指數從2001年的0.3735上升到2018年的0.4682，整體上呈現先降低后上升再降低的趨勢，且下降幅度小于長江上游地區;生產空間發展指數從2001年的0.1937上升到2018年的0.5367，總體上呈現穩定增長的發展趨勢;生活空間發展指數從2001年的0.1248上升到2018年的0.5070，整體上經歷2001-2008年、2008-2009年、2009-2018年三個階段，增長速度呈現慢一陜一中的發展態勢。

分析長江中游地區生態空間、生產空間和生活空間發展指數的相關變化可以看出，2001-2006年，生產空間和生活空間通過擠占生態空間而獲得階段性的增長，這一時期由于遵循“大開發、小保護”的發展模式，導致生態空間被嚴重擠占，換取生活空間和生產空間的增長;2006-2015年，生態、生產以及生活空間均呈現同步增長的發展趨勢，且生態空間>生產空間>生活空間，這也再一次驗證了圖1中所表現的相互關系，這一階段“三生”空間均同步增長主要是因為綠色創新技術的成熟、環境保護政策的實施以及人民對美好生活的強烈追求;2015-2018年，生態和生產空間發展指數在2015年相交達到平衡，生態和生活空間發展指數在2017年重疊達成平衡，在這一階段可以明顯看出，生態空間發展指數呈現下降的發展趨勢，這主要是由于生態空間的承載力達到極限，已然不能支撐生產和生活空間擴張所帶來的生態壓力，而這一時期生產和生活空間發展指數的上升可能是由于其本身固有的發展慣性和生態空間存在的時間滯后傳導機制所致。

如圖5所示：長江下游地區生態空間發展指數從2001年的0.3091下降到2018年的0.2939，整體上呈現波浪型的發展態勢;生產空間發展指數從2001年的0.2574上升到2018年的0.6050，大體上呈現穩定增長的發展趨勢;生活空間發展指數從2001年的0.2280上升到2018年的0.6438，與長江上、中游地區一樣整體上經歷了2001-2008年、2008-2009年、2009-2018年三個階段，增長速度呈現中一快一中的發展態勢。

長江下游地區作為東部沿海發達城市，自2001年開始生態空間就存在被生產和生活空間嚴重擠占的現象，生態、生產和生活空間發展指數2003年重疊在一起，三者達到平衡狀態。生產和生活空間發展指數線2009年相交在一起，此時兩者達到平衡狀態。2001-2011年，生態空間不斷給生產和生活空間發展讓步，下游地區的生態環境壓力不斷觸及紅線，但下游地區雄厚的經濟資本、先進的科學技術以及強大的創新能力使得生產和生活空間在生態空間不斷惡化的情況下依然能夠快速增長。2011-2018年，隨著環保政策的大力實施、民眾環保意識的增強以及綠色創新技術的發展，生態空間在初期階段呈現增長趨勢，但由于下游地區還是以經濟發展為主要任務，使得生態空間發展指數線呈現倒“u”型的發展趨勢。

四、實證檢驗

（一）模型設定

（二）面板單位根檢驗

為避免出現偽回歸現象，導致分析與結果無效，同時，基于后文中脈沖響應函數的檢驗結果嚴格依賴誤差向量滿足白噪音序列向量這一假設前提的考慮，在建立PVAR分析“三生”空間之前，首先采用Fisher-ADF檢驗、Breitung檢驗、LLC檢驗、IPS檢驗和Fisher-PP檢驗五種檢驗法來檢驗本文研究數據序列的平穩性。具體結果見表2所示：lnst在原序列Fisher-ADF檢驗、Breitung檢驗、LLC檢驗和IPS檢驗下均通過了1%統計水平上的顯著性實驗，在一階差分下以1%統計水平上顯著通過了Fisher-PP檢驗;lnsc在原序列LLC檢驗下通過了1%統計水平上的顯著性實驗，在一階差分下均以1%統計水平上顯著通過了Fisher-ADF檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗和Fisher-PP檢驗;lnsh在原序列Fisher-ADF檢驗、LLC檢驗和IPS檢驗下至少通過10%統計水平上的顯著性實驗，在一階差分下均以1%統計水平上顯著通過了Breitung檢驗和Fisher-PP檢驗。

（三）格蘭杰因果檢驗

表3給出了三個變量lnst、lnsc和lnsh的格蘭杰因果關系檢驗結果，顯著性水平設定為5%。可以得出：生產空間演進與生活空間演進分別是生態空間演進的格蘭杰因果原因;生態空間演進與生活空間演進分別是生產空間演進的格蘭杰因果原因;生態空間演進與生產空間演進分別是生活空間演進的格蘭杰因果原因。

（四）PVAR的參數估計

1.PVAR的滯后階數

采用GMM方法估計PVAR時，需要先確定滯后階數p。一般來說，PVAR滯后階數的選擇標準是AIC、BIC和HQIC檢驗統計量均為最小值，以此來判斷最優滯后期數。表4顯示，檢驗結果AIC、BIC以及HQIC的統計量都顯示滯后2期為最優滯后期數。因此，GMM估計選用滯后階數為2來作為最佳滯后期數。

2.GMM估計結果分析

表5給出了生態空間演進、生產空間演進以及生活空間演進PVAR的GMM估計結果。

把生態空間演進作為被解釋變量時，生態空間演進的二階滯后項反應系數不顯著，不拒絕零系數假設，生態空間演進的二階滯后項系數對生態空間演進存在不顯著的負相關關系;生產空間演進的二階滯后項反應系數在5%的水平上對當期生態空間演進存在顯著的負相關關系，這表明從長期來看，生產空間的演進對生態空間的演進具有一定的抑制作用，主要的原因可能是，被生產空間擠占并不會馬上使得生態空間處于失衡狀態，存在一定的反應滯后階段;生活空間演進的二階滯后項反應系數在1%的水平上對當期生態空間演進存在顯著的正相關關系，這表明從長期來看，生活空間的演進對生態空間的演進具有一定的促進作用，可能的原因是，生活空間在早期盡管會存在擠占生態空間的現象，但隨著人們對美好生活的向往和追求，生活空間必然會促進生態空間和諧發展，進而將高質量的資源環境反哺給生活空間，兩者存在相輔相成的關系。

將生產空間演進作為被解釋變量時，生態空間和生產空間演進的二階滯后項反應系數不顯著，不拒絕零系數假設;生活空間演進的二階滯后項反應系數在5%的水平上對當期生產空間演進存在顯著的正相關關系，這表明從長期來看，生活空間的演進對生產空間的演進具有一定的促進作用，這是因為人類社會發展所帶來的生活空間擴大優化將促進生產空間的發展，以滿足人類各類物質精神需求。

將生活空間演進作為被解釋變量時，生產和生活空間演進的二階滯后項反應系數不顯著，不拒絕零系數假設，這可能是因為生產空間存在邊際效應遞減的發展趨勢，使得現階段生產空間的發展已經不能直接影響生活空間的發展;生態空間演進的二階滯后項反應系數在在1%的水平上對當期的生活空間演進存在顯著的正相關關系，這是因為人與自然是生命共同體，當生態環境得到改善，資源數量和質量得到擴大和優化，必然使得人們在生態系統中的生活質量得到改善和升級，因此生態空間得到優化時將促進生活空間得到升級。

（五）脈沖響應函數與方差分解結果分析

1.脈沖響應分析

PVAR與其他面板模型相比更加注重脈沖響應的使用，通過蒙特卡洛法模擬200次得到之后20期的、置信區間為95%的脈沖響應函數圖，橫坐標表示滯后期數，縱坐標表示受到沖擊后各變量的響應，具體如圖6所示。

圖6的脈沖效應分析表明，生態空間對生產空間的沖擊力為正，沖擊響應比較強烈，生產空間急劇上升，然后在第4期升至最大，隨后逐漸收斂，在第20期趨近于0，說明生態空間增加會導致生產空間的增加，但是在一段時間后，生產空間增加會逐漸趨于平穩，且影響時期較長;生態空間對生活空間的沖擊力為正，沖擊效應較為強烈，生活空間呈現先上升再下降的趨勢，在約至第3期上升至最大，隨后逐漸收斂，在第9期趨近于0，說明在一段時間內生態空間增加會導致生活空間的增加;生產空間對生態空間的沖擊力為負，沖擊效應比較大，整體上呈現先下降后上升的趨勢，且在第4期下降至最小，隨后逐漸收斂，在第20期趨近于0，說明在相當長的時間里生產空間的增加會導致生態空間的下降，且影響時期比較長;生產空間對生活空間的沖擊力為正，沖擊效應低于上述幾個沖擊效應，整體上呈現先上升后下降的趨勢，且在第2期和第3期之間上升至最大，隨后逐漸收斂，在第10期趨近于0，說明生產空間的增加會導致生活空間的上升;生活空間對生態空間的沖擊力為負，沖擊效應較大，整體上呈現先降后升的趨勢，且在第3期和第4期下降至最大，隨后逐漸收斂，在第20期趨近于0，說明在一段時間里生活空間的增加會導致生態空間的下降，且影響時期較長;生活空間對生產空間的沖擊力為正，沖擊效應較大，整體上呈現倒“√”型的趨勢，在第一期上升至最大，隨后逐漸下降，且在第20期趨近于0，說明在一定時期內生活空間的增加會導致生產空間的增加，且影響時期較長。