基于協(xié)整分析-格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入研究

中圖分類號(hào) S-9 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào) 0517-6611（2025）12-0188-05

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2025.10.041開(kāi)放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

Studyonthe Ecological Capital Incrementand Ecological InputofLand Space Basedon Corelation Co-integrationAnalysis-Grang er Causality

JI Wen-guang，ZHOUMu-qi，YUQingetal（Hebei Normal UniversityforNationalities，Chengde，Hebei 067000）

AbstractEcologicalivesmentindsacecaninceaseteiceentofcoloicalapitalinlandspacOntebasisofindepthalyis ofteuliaalalisd landspatialolocalapialemetdolicalieseinebiProvefro3t.esulsidateatse ativelystablendlablositieoelaieoicalivestdeeofolicalapialilndsacHbi Province.Icreasingivesentinladsaceeologhasignifantpromotigefctontgrowhofoloialeonndolicale vironmentcosuctiinebirov.eoelatialysiseolcalapitalicretadolgcaliptiialte ritoralspacetstellaltllutis notationelalalalutlcaltdoltl space，and provides a reliable basis for the ability of ecological construction to resist economic risks.

KeywordsCo-integrationanalysis-Grangercausality;Landspace;Ecologicalcapital increment;Ecological input

國(guó)土空間生態(tài)環(huán)境安全已成為人類密切關(guān)注的問(wèn)題。國(guó)土空間生態(tài)資本量既是基本的生態(tài)要素，又與生態(tài)安全密切相關(guān)。Wackemagel[首次對(duì)全球人們可以利用的空間以及生態(tài)所占用的空間做出了測(cè)算，得到全球每人可以利用到的生態(tài)資本增量面積，此數(shù)值就成為當(dāng)年全球人均生態(tài)資本量的閾值。并對(duì)全球52個(gè)國(guó)家進(jìn)行生態(tài)足跡測(cè)算，得出有2/3的國(guó)家存在生態(tài)赤字問(wèn)題。研究表明自然資源在全球正在被超載消耗。Hubacek等2首次用實(shí)物投人產(chǎn)出表法測(cè)算了國(guó)際貿(mào)易中的生態(tài)足跡流轉(zhuǎn)情況，從生態(tài)安全的視角來(lái)看，實(shí)物投入產(chǎn)出表法比貨幣投人產(chǎn)出表法更符合客觀實(shí)際。王耕等[3采用運(yùn)用GIS技術(shù)和InVEST模型模型對(duì)空間區(qū)域內(nèi)18年的生態(tài)承載力進(jìn)行動(dòng)態(tài)模擬。胡雪萍等[4]運(yùn)用STIRPAT模型并采用偏最小二乘法分析安徽生態(tài)資本增量的影響因素。周蘭蘭等[5]以可持續(xù)承載生態(tài)虧損額為判別指標(biāo)，進(jìn)一步構(gòu)建了土地生態(tài)可持續(xù)性定量判別準(zhǔn)則。以上研究雖然初步揭示了國(guó)土空間生態(tài)承載潛力-產(chǎn)出生態(tài)足跡-消費(fèi)生態(tài)足跡的內(nèi)涵關(guān)系，因?yàn)樵u(píng)價(jià)指標(biāo)過(guò)于單一，評(píng)價(jià)結(jié)果一方面不便于對(duì)不同研究區(qū)域的對(duì)比，另一方面缺乏及時(shí)反映產(chǎn)出足跡和生態(tài)承載潛力的內(nèi)在機(jī)理，易造成盲目提高產(chǎn)量[6]。隨著全球國(guó)土空間生態(tài)環(huán)境安全研究的深入，國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入的關(guān)系已成為生態(tài)環(huán)境科學(xué)研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一[7]。國(guó)土空間生態(tài)投人對(duì)區(qū)域生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起重要作用，如果國(guó)土空間生態(tài)改善，就會(huì)大幅度提高生態(tài)的購(gòu)買力，從而刺激生態(tài)消費(fèi)[8-9] 。

1研究思路及方法

1.1研究思路在分析國(guó)土空間生態(tài)投入效應(yīng)的基礎(chǔ)上，綜合運(yùn)用C-B模型和永續(xù)盤(pán)存法（PIM）確定國(guó)土空間生態(tài)資本增量對(duì)生態(tài)收益的貢獻(xiàn)度，并對(duì)2013—2020年河北省生態(tài)環(huán)境容量與生態(tài)投人的時(shí)間序列應(yīng)用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析-格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)[10]。

1.2 研究方法

1.2.1國(guó)土空間生態(tài)投入效應(yīng)分析。國(guó)土空間生態(tài)投入效應(yīng)是指通過(guò)國(guó)土空間生態(tài)投入作用刺激生態(tài)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。國(guó)土空間生態(tài)投入并不是簡(jiǎn)單地通過(guò)生態(tài)效益表現(xiàn)出來(lái)，它是通過(guò)國(guó)土空間生態(tài)環(huán)境資本增量對(duì)環(huán)境的貢獻(xiàn)度來(lái)體現(xiàn)，對(duì)促進(jìn)生態(tài)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了補(bǔ)償作用，對(duì)區(qū)域生態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起了重要作用。

1.2.2國(guó)土空間生態(tài)資本增量對(duì)生態(tài)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度測(cè)算。

（1）生態(tài)的資本增量測(cè)算。由于國(guó)土空間生態(tài)資本具有不可分的特性，將生態(tài)資本增量納入生產(chǎn)函數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)要比將生態(tài)資本存量納入生產(chǎn)函數(shù)更為科學(xué)。這里生態(tài)的資本增量采用永續(xù)盤(pán)存法（PIM）計(jì)算，計(jì)算公式如下：

RDK_it=（1-δ_i）RDK_i，t-1+E_it

式中， RDK_it 表示第 i 要素第 χ_t 期的生態(tài)的資本增量; RDK_i，t-1 表示第 i 要素第 _t-1 期的生態(tài)的資本增量； E_it 表示第 i 要素第 Ψ_t 期不變價(jià)的生態(tài)的資本增量； δ_i 表示第 i 要素第 _t-1 期的生態(tài)的折舊率。

（2）建立國(guó)土空間生態(tài)資本增量與各投入要素的模型。國(guó)土空間生態(tài)資本增量對(duì)生態(tài)生產(chǎn)貢獻(xiàn)度的測(cè)算包括函數(shù)選擇和測(cè)算結(jié)果兩方面內(nèi)容。

生態(tài)生產(chǎn)的產(chǎn)出量與投入要素之間并不是簡(jiǎn)單地滿足線性關(guān)系，而是以非線性的形式出現(xiàn)[11]。根據(jù) C-B 模型式建立國(guó)土空間生態(tài)資本增量與各投入要素的模型式：

y=C（1）×l44^°C（2）×r～C（3）×w^°C（4）×e^°C（5）×f^°[[1-].]

C（2）-C（3）-C（4）-C（5）]

其中， 分別表示國(guó)土空間生態(tài)資本增量、水資源增量、大氣資源增量、土地資源增量、生物資源增量、海域資源增量。

1.2.3相關(guān)性分析及單根檢驗(yàn)。對(duì)變量 y （國(guó)土空間生態(tài)資本增量）和 x （生態(tài)投入）進(jìn)行對(duì)數(shù)變化，建立模型如下：

其中： Ψ_t 為趨勢(shì)項(xiàng) σ_;ρ 為滯后項(xiàng); C 為常數(shù)項(xiàng)

如果 H₀：ε_t=0 ，即原假設(shè)被接受，說(shuō)明序列 y_t 存在單位根，是非平穩(wěn)的；否則說(shuō)明序列的單位根不存在[12] 。

1.2.4格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，

（1）引入 y （國(guó)土空間生態(tài)資本增量）的滯后期建立 y 的自回歸模型：

y_t=α₀+α₁y_t-1+α₂y_t-2+…+α_my_t-m+residual

在所有的 y 的滯后期中，根據(jù) t^- 統(tǒng)計(jì)值的 P 值來(lái)判斷，回歸分析中具有顯著性的，且根據(jù)回歸分析的 F 檢定的這期滯后期加入模型后可提高回歸模型的解釋力將被留在模型中。 m 表示 y 變量滯后期中檢定為顯著的時(shí)間上最早一個(gè)[13] 。

（2）引人 x （生態(tài)投入）的落后期建立增廣回歸模型：

y_t=α₀+α₁y_t-1+α₂y_t-2+…+α_my_t-m+b_px_t-p+…+b_qx_t-q+residu-al

所有的 x 滯后期中根據(jù) Ψ_t 檢驗(yàn)的 P 值來(lái)判斷在回歸分析中具有顯著性的，且根據(jù)回歸分析的 F 檢定這期后期加入模型后可提高回歸模型的解釋力的將被留在模型中。 q 代表 x 變量滯后期中檢定為顯著的時(shí)間上最近一個(gè)， p 代表 x 變量落后期中檢定為顯著的時(shí)間上最早一個(gè)[14]。

（3）如果沒(méi)有任何 x （生態(tài)投入）的落后期被留在模型中，無(wú)格蘭杰因果關(guān)系的零假設(shè)就成立。

1.2.5脈沖響應(yīng)分析。建立VAR模型，進(jìn)行單位圓模型穩(wěn)定性分析，得到所有的特征根均落在單位圓內(nèi)。并進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)體現(xiàn)了沖擊對(duì)某個(gè)變量在不同時(shí)期的影響效果。

y_t=c+A₁y_t-1+A₂y_t-2+…+A_py_t-p+e_t

其中， c 是 n×1 常數(shù)向量，是 n×n 矩陣。 e_t 是 n×1 誤差向量，滿足以下條件：

?E（e_t）=0? ，誤差項(xiàng)的均值為0

，誤差項(xiàng)的協(xié)方差矩陣為 一個(gè) n×n 正定矩陣

，誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)

2河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入

2.1研究區(qū)概況河北省地處華北平原，位于黃河以北。東臨渤海，西為太行山，北為燕山，內(nèi)環(huán)京津。下轄石家莊、保定、廊坊、邢臺(tái)、秦皇島等11個(gè)地級(jí)市，總面積18.88萬(wàn) km² ，河北省屬溫帶季風(fēng)氣候。是中國(guó)唯一兼有高原、平原、草原、海濱、盆地、丘陵和山地的省份。

2020年，河北省設(shè)區(qū)市平均優(yōu)良天數(shù)為 226d 。據(jù)監(jiān)測(cè)，在河北省74個(gè)國(guó)考斷面中，達(dá)到或優(yōu)于Ⅱ類（優(yōu)良）斷面比例 52.7% ，劣V類斷面比例為 8.1% 。近海海域海水水質(zhì)好轉(zhuǎn)，一類海水比例為 92.3% 。全年各類功能區(qū)噪聲晝間和夜間平均達(dá)標(biāo)率分別為 94.51% 和 82.14% ，晝間區(qū)域環(huán)境噪聲平均等效聲級(jí)為 54.6dB ;晝間道路交通噪聲平均等效聲級(jí)為 66.2dB 。河北省環(huán)境電離輻射水平處于正常天然本底范圍內(nèi)，環(huán)境電磁輻射水平低于國(guó)家規(guī)定的相應(yīng)限值。

2.2 國(guó)土空間生態(tài)投入的效應(yīng)分析

2.2.1國(guó)土空間生態(tài)投入對(duì)增加國(guó)土空間生態(tài)資本增量的作用機(jī)制。國(guó)土空間生態(tài)投人能夠?yàn)槿藗兲峁└喃@得其他商品和服務(wù)的機(jī)會(huì)以及為相關(guān)從業(yè)者提供大量就業(yè)機(jī)會(huì)，進(jìn)而增加國(guó)土空間生態(tài)資本增量，加快剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，推動(dòng)區(qū)域生態(tài)建設(shè)的發(fā)展。相關(guān)的計(jì)量分析表明，河北省國(guó)土空間生態(tài)投人在降低生態(tài)建設(shè)支出和增加國(guó)土空間生態(tài)資本增量方面具有顯著作用。國(guó)土空間生態(tài)投人建設(shè)項(xiàng)目本身能夠直接增加區(qū)域的國(guó)土空間生態(tài)資本增量，諸如修筑生態(tài)廊道、修建生態(tài)設(shè)施等項(xiàng)目能夠創(chuàng)造新的就業(yè)機(jī)會(huì)，直接增加國(guó)土空間生態(tài)資本增量。

2.2.2國(guó)土空間生態(tài)投入對(duì)刺激生態(tài)建設(shè)的作用機(jī)制。河北省生態(tài)建設(shè)可以分為依賴性建設(shè)和非依賴性建設(shè)，非依賴性建設(shè)是指生態(tài)建設(shè)在其自身?xiàng)l件范圍內(nèi)就能夠自行修復(fù)的建設(shè)，不需要過(guò)多的生態(tài)投入。依賴性建設(shè)是指生態(tài)建設(shè)必須在外部條件達(dá)到時(shí)才能實(shí)現(xiàn)的建設(shè)。生態(tài)資金的投入是實(shí)現(xiàn)依賴性建設(shè)的條件，生態(tài)資金的投入越多，依賴性建設(shè)實(shí)現(xiàn)的程度就高。發(fā)達(dá)環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施、減少工業(yè)污染源和良好的建設(shè)項(xiàng)目“三同時(shí)”是促進(jìn)生態(tài)建設(shè)的條件。如果省域內(nèi)國(guó)土空間生態(tài)改善，就會(huì)大幅度提高生態(tài)的購(gòu)買力，從而刺激生態(tài)消費(fèi)。

2.3 國(guó)土空間生態(tài)資本增量對(duì)生態(tài)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度測(cè)算

2.3.1生態(tài)的資本增量測(cè)算。根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，確定河北省主要生態(tài)增量資本為國(guó)土空間生態(tài)資本增量、水、大氣、土地、生物、海域。數(shù)據(jù)來(lái)自《河北統(tǒng)計(jì)年鑒》和《河北環(huán)境保護(hù)年鑒》。2013—2020年河北省生態(tài)資本增量采用公式（1）計(jì)算，結(jié)果見(jiàn)表1。

2.3.2生態(tài)資本增量對(duì)生態(tài)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度測(cè)算。生態(tài)資本增量對(duì)生態(tài)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度測(cè)算采用公式（2），運(yùn)用Eview統(tǒng)計(jì)軟件，測(cè)算出河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量對(duì)生態(tài)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

從參數(shù)的估計(jì)值看，水資源增量對(duì)國(guó)土空間生態(tài)資本增量的彈性系數(shù)為負(fù)。產(chǎn)生的原因可能為：隨著河北省人口增加及產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，更多的水資源轉(zhuǎn)向生態(tài)產(chǎn)業(yè)，加之水利基礎(chǔ)設(shè)施的不斷建設(shè)，造成了生態(tài)投人成本的增加。

土地資源增量對(duì)國(guó)土空間生態(tài)資本增量的貢獻(xiàn)率為負(fù)。可能的原因?yàn)椋和恋氐暮侠砝茫w現(xiàn)為土地生態(tài)環(huán)境的差異化發(fā)展階段，同時(shí)也體現(xiàn)土地生態(tài)質(zhì)量條件的改善，而單從對(duì)一般生態(tài)產(chǎn)品的產(chǎn)出而言，比起大氣以及生物資源，土地資源的促進(jìn)作用不是很明顯。因?yàn)榇龠M(jìn)作用有限，很容易被投資成本造成的影響所削弱。

大氣資源對(duì)國(guó)土空間生態(tài)資本增量的促進(jìn)作用最為明顯，說(shuō)明大氣資源投資的邊際收益水平較高，河北省應(yīng)繼續(xù)加大氣生態(tài)環(huán)境的建設(shè)力度。

生物資源對(duì)國(guó)土空間生態(tài)資本增量的貢獻(xiàn)率為正，但絕對(duì)值相對(duì)較小。事實(shí)上，生物資源除了提高國(guó)土空間生態(tài)資本增量的貢獻(xiàn)外，還有利于提高生物安全，提高生態(tài)消費(fèi)的質(zhì)量。2.4協(xié)整檢驗(yàn)分析及單位根檢驗(yàn)應(yīng)用公式（3）對(duì)2013—2020年河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)， z₁ 是河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量的對(duì)數(shù)時(shí)間序列， z₂ 是河北省國(guó)土空間生態(tài)投人的對(duì)數(shù)時(shí)間序列，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入的時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，對(duì)原序列的分析結(jié)果也已經(jīng)較為理想，無(wú)需進(jìn)行差分。表中滯后期 ρ=1 。選擇以赤池信息準(zhǔn)則（AIC）最小作為標(biāo)準(zhǔn)。ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的樣本值和顯著性水平 1%5% 以及 10% 的臨界值。由單根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，原假設(shè)被拒絕，序列不存在單位根，是較為平穩(wěn)的。

用lny和 lnx 分別表示2013—2020年河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投人對(duì)數(shù)的時(shí)間序列，回歸方程估計(jì)殘差的取值見(jiàn)圖2。

圖2表明， lny 和 lnx 具有大致相同的增長(zhǎng)和變化趨勢(shì)，說(shuō)明二者可能存在協(xié)整關(guān)系。用變量lny對(duì) lnx 進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到回歸模型的估計(jì)結(jié)果（表4），并產(chǎn)生一個(gè)殘差序列e。

由表4可以看出，擬合系數(shù)較高， F 檢驗(yàn)的相伴概率等指標(biāo)也較為理想

最后對(duì)殘差序列 e 做單位根檢驗(yàn)，滯后期為2時(shí)ADF檢驗(yàn)結(jié)果如下：ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-3.816，小于 5% 和 10% 臨界值統(tǒng)計(jì)量-3.792和-3.339。因此可認(rèn)為估計(jì)殘差 ρ_e 為平穩(wěn)序列，表明 y 和 x 具有協(xié)整關(guān)系。

3.5格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)2013—2020 年河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入進(jìn)行協(xié)整分析得到 lny 和 lnx 之間存在因果關(guān)系。為了進(jìn)一步判斷河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量（lny）與生態(tài)投入（lnx）之間因果關(guān)系是怎樣的方向，用公式（4）、（5）對(duì)河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入相關(guān)性進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5。

由表5可以看出，滯后期為1和2時(shí)，河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量都可看作是導(dǎo)致生態(tài)投入變化的格蘭杰原因，而生態(tài)投入在短期很難看作是導(dǎo)致河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量變化的格蘭杰原因，這說(shuō)明河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入之間存在單向因果關(guān)系，其原因主要是河北省較長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)進(jìn)行國(guó)土生態(tài)環(huán)境容量控制。在生態(tài)環(huán)境保護(hù)常態(tài)下，由于河北省國(guó)土空間生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策調(diào)控，生態(tài)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響發(fā)生了較大的改變。

2.6脈沖響應(yīng)分析運(yùn)用公式（6）對(duì)河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入之間的影響進(jìn)行單位圓模型穩(wěn)定性分析，并進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，確定河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投人之間的具體影響。

由圖3可以看出，當(dāng)河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量受REI的一個(gè)正向沖擊后，在短期內(nèi)保持不變，從第3期以后，國(guó)土空間生態(tài)資本增量有所增長(zhǎng)，并在到達(dá)第5期后達(dá)到峰值并且相對(duì)穩(wěn)定不變，在這期間增長(zhǎng)幅度不大[15]。這說(shuō)明生態(tài)投入在短期對(duì)國(guó)土空間生態(tài)資本增量有促進(jìn)作用，但長(zhǎng)期內(nèi)影響不大。過(guò)多的生態(tài)投入會(huì)導(dǎo)致國(guó)土空間生態(tài)資本增量增長(zhǎng)失衡。當(dāng)REI受河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量的一個(gè)正向沖擊后有所上升，在第3期左右達(dá)到峰值且相對(duì)穩(wěn)定不變，在第8＼～10期開(kāi)始逐漸下降，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因主要是由于我國(guó)的國(guó)土空間規(guī)劃紅線和出臺(tái)的生態(tài)環(huán)境保護(hù)的政策限制。生態(tài)環(huán)境產(chǎn)品的生產(chǎn)周期比一般商品要長(zhǎng)，國(guó)土空間的生態(tài)環(huán)境保護(hù)的政策效果顯現(xiàn)的周期較長(zhǎng)也是重要原因。

3結(jié)論與討論

3.1結(jié)論

（1）從相關(guān)性分析來(lái)看，河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與國(guó)土空間生態(tài)投入呈高度相關(guān)性；2013—2020年，河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量呈現(xiàn)加速上升趨勢(shì)。國(guó)土空間生態(tài)投入基本呈同步上升的趨勢(shì)，近年來(lái)河北省各級(jí)政府、部門和企業(yè)對(duì)國(guó)土空間生態(tài)投人的投資能力和投資意愿日益增強(qiáng)。海域資源增量對(duì)收人的彈性系數(shù)為負(fù)。土地資源增量對(duì)國(guó)土空間生態(tài)資本增量的貢獻(xiàn)率為負(fù)。大氣資源增量對(duì)國(guó)土空間生態(tài)資本增量的促進(jìn)作用最為明顯。生物資源增量對(duì)國(guó)土空間生態(tài)資本增量的貢獻(xiàn)率為正，但絕對(duì)值相對(duì)較小。通過(guò)河北省國(guó)土空間生態(tài)投人相關(guān)性的協(xié)整分析可知，國(guó)土空間生態(tài)投人與國(guó)土空間生態(tài)資本增量之間確實(shí)存在著較為穩(wěn)定可靠的正相關(guān)關(guān)系，加大對(duì)國(guó)土空間生態(tài)投人的投資對(duì)生態(tài)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和生態(tài)建設(shè)發(fā)展有著顯著的促進(jìn)作用。國(guó)土空間生態(tài)投入具有乘數(shù)效應(yīng)，并且通過(guò)其對(duì)增加國(guó)土空間生態(tài)資本增量的作用機(jī)制和對(duì)刺激生態(tài)消費(fèi)的作用機(jī)制表現(xiàn)出來(lái)。

（2）對(duì)2013—2020年河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)及脈沖響應(yīng)分析，河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量都可看作是導(dǎo)致生態(tài)投入變化的格蘭杰原因，而生態(tài)投入在短期很難看作是導(dǎo)致河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量變化的格蘭杰原因。當(dāng)河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量受REI的一個(gè)正向沖擊后，在短期內(nèi)保持不變，從第3期以后，國(guó)土空間生態(tài)資本增量有所增長(zhǎng)，并在到達(dá)第5期后達(dá)到峰值并且相對(duì)穩(wěn)定不變，在這期間增長(zhǎng)幅度不大。當(dāng)REI受河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量的一個(gè)正向沖擊后有所上升，在第3期左右達(dá)到峰值且相對(duì)穩(wěn)定不變，在第8＼～10期緩開(kāi)始逐漸下降[15]

3.2討論河北省國(guó)土空間生態(tài)資本增量與國(guó)土空間生態(tài)投入的關(guān)系成正相關(guān)，生態(tài)投入是導(dǎo)致國(guó)土空間生態(tài)資本增量變化的格蘭杰原因，河北省較長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)進(jìn)行國(guó)土生態(tài)環(huán)境容量控制。在生態(tài)環(huán)境保護(hù)常態(tài)下，由于河北省國(guó)土空間生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策調(diào)控，生態(tài)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響發(fā)生了較大的改變，生態(tài)環(huán)境產(chǎn)品的生產(chǎn)周期比一般商品要長(zhǎng)，國(guó)土空間的生態(tài)環(huán)境保護(hù)的政策效果顯現(xiàn)的周期較長(zhǎng)。因此，河北省需從機(jī)制體制層面、自然保障層面、生物保護(hù)層面、污染防治層面和破壞修復(fù)層面構(gòu)建國(guó)土空間生態(tài)環(huán)境治理體系。國(guó)土空間生態(tài)投人能夠?yàn)槿藗兲峁└喃@得其他商品和服務(wù)的機(jī)會(huì)以及為相關(guān)從業(yè)者提供大量就業(yè)機(jī)會(huì)，進(jìn)而增加國(guó)土空間生態(tài)資本增量，加快剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，推動(dòng)區(qū)域生態(tài)建設(shè)的發(fā)展。如果生態(tài)投人增加，就會(huì)刺激生態(tài)建設(shè)。國(guó)土空間生態(tài)投入建設(shè)項(xiàng)目本身能夠直接提高區(qū)域的國(guó)土空間生態(tài)資本增量，諸如修筑生態(tài)廊道、修建生態(tài)設(shè)施等項(xiàng)目均屬于高度密集型，加強(qiáng)其建設(shè)能夠創(chuàng)造新的就業(yè)機(jī)會(huì)，直接提高國(guó)土空間生態(tài)資本增量。

參考文獻(xiàn)

[1]WACKERNAGEL M.Ecological economics forum：Why sustainability analysesmust include biophysical assessments[J].Ecological economics，1999，29（1）：13-15.

[2]HUBACEK K，GILJUM S.Applying physical input-output analysis to esti-mateland appropriation（ecological footprints）of international trade activi-ties[J].Ecological economics，2003，44（1）：137-151.

[3］王耕，王佳雯.丹東沿海地區(qū)土地利用變化對(duì)生境質(zhì)量的影響研究[J].生態(tài)環(huán)境學(xué)報(bào)，2021，30（3）：621-630.

[4]胡雪萍，李丹青.城鎮(zhèn)化進(jìn)程中生態(tài)足跡的動(dòng)態(tài)變化及影響因素分析：以安徽省為例[J].長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，2016，25（2）：300-306.

[5]周蘭蘭，劉艷中，宋彥，等.基于生態(tài)足跡模型的區(qū)域生態(tài)可持續(xù)性判別準(zhǔn)則研究[J].環(huán)境科學(xué)與技術(shù)，2017，40（9）：183-191.

[6]陳章.基于生態(tài)足跡的土地生態(tài)安全綜合評(píng)價(jià)模型構(gòu)建及應(yīng)用[D].武漢：武漢科技大學(xué)，2019.

[7]賀瑜琦，陳良超，陳光.自然資源空間數(shù)據(jù)庫(kù)在支撐生態(tài)保護(hù)紅線優(yōu)化評(píng)估中的應(yīng)用[J].測(cè)繪通報(bào)，2020（S1）：210-213，223.

[8]GOODENBERGER J S， GOPALAKRISHNAN S，KLAIBER H A.Spreadexternalities and the implications of heterogeneous ecological capacity con-straints[J].Journal of environmental management，2O2O，27O：1-10.

[9]WU TX，SANG S，WANG SD，et al.Remote sensing assessment and spati-otemporal variations analysis of ecological carrying capacity in the Aral SeaBasin[J].Scienceofthe total environment，202O，735：1-11.

[10]季文光，張坤.京津冀協(xié)同發(fā)展視閾下河北省國(guó)土空間生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)探討[J].南方農(nóng)業(yè)，2021，15（31）：112-116.

[11]項(xiàng)英輝，溫桃.農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資影響效應(yīng)的實(shí)證分析[J].沈陽(yáng)建筑大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2011，13（3）：316-318.

[12]徐淑紅，李忠富.國(guó)家基本建設(shè)投資對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)推動(dòng)作用實(shí)證研究[J].商業(yè)研究，2009（5）：201-203.

[13]周崴.4種主要匯率波動(dòng)與油價(jià)、金價(jià)、美國(guó)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)波動(dòng)的相關(guān)性研究及實(shí)證分析[D].南京：南京大學(xué)，2016.

[14]張星.中國(guó)國(guó)債期貨市場(chǎng)與股市收益率的風(fēng)險(xiǎn)溢出效應(yīng)研究[D].長(zhǎng)沙：湖南大學(xué)，2018.

[15］劉皖青.新經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì)下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資依賴度的變化分析：基于2000—2018數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019，38（11） ：149-155.