高迎春，佟連軍，馬延吉

1.中國科學院東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所，吉林 長春 130012 2.中國科學院研究生院，北京 100049

吉林省經(jīng)濟增長和環(huán)境變化的動態(tài)關系

高迎春1，2，佟連軍1*，馬延吉1

1.中國科學院東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所，吉林 長春 130012 2.中國科學院研究生院，北京 100049

以吉林省為例，采用無殘差完全分解方法和柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，分別提取環(huán)境變化和經(jīng)濟增長的驅(qū)動因子，在分析共同影響因子對環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟系統(tǒng)作用差異的基礎上，應用異速生長模型分析經(jīng)濟子系統(tǒng)和環(huán)境子系統(tǒng)的相對變化關系.結(jié)果表明：經(jīng)濟增長和環(huán)境變化具有不同的增長維度，環(huán)境變化中的規(guī)模效應依賴于經(jīng)濟系統(tǒng)中資源要素的投入水平，而驅(qū)動經(jīng)濟增長的技術變化因子僅僅是引起環(huán)境變化技術效應的一個方面，環(huán)境系統(tǒng)的技術變化具有一定的獨立性;經(jīng)濟增長和環(huán)境變化既有關聯(lián)性也有差異性，經(jīng)濟系統(tǒng)主導形成二者倒“U”型的數(shù)量關系，而環(huán)境系統(tǒng)影響因子進一步?jīng)Q定了在何種污染程度上穿越環(huán)境高山;環(huán)境變化和經(jīng)濟增長的相對速率具有廣義分維性質(zhì)，環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟系統(tǒng)的負異速生長是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展環(huán)境目標的根本途徑.

經(jīng)濟增長;環(huán)境變化;分維;異速生長;吉林省

經(jīng)濟增長在推動社會物質(zhì)生產(chǎn)大發(fā)展的同時，也暴露出了許多負面效應，環(huán)境污染和生態(tài)環(huán)境惡化等已經(jīng)對人類的生存和發(fā)展構(gòu)成了嚴重威脅，區(qū)域發(fā)展正面臨著發(fā)展經(jīng)濟和保護環(huán)境的雙重任務［1］.環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)假設反映了經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量之間倒U型的曲線關系［2］，從宏觀尺度上為研究經(jīng)濟增長和環(huán)境質(zhì)量的關系提供了有益的經(jīng)驗性探索［3］.對此，國內(nèi)外學者依據(jù)各類環(huán)境數(shù)據(jù)，采用不同數(shù)理模型［4］，在不同地區(qū)尺度上對EKC的有效性、應用和測度進行了大量研究［5］，但并未達成一致性結(jié)論［6］，一些實證分析并不支持EKC假設［7-9］.也有學者認為，EKC本質(zhì)上是一種經(jīng)驗現(xiàn)象［10］，而不是一個必然規(guī)律［11］.針對環(huán)境庫茲涅茨曲線在描述經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量關系時的不足，GROSSMAN［12］將環(huán)境質(zhì)量的變化分解為規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應和技術效應，有助于揭示環(huán)境壓力和不同驅(qū)動因子之間的關系，以及進一步探索經(jīng)濟增長對環(huán)境變化的作用過程.筆者在認識環(huán)境變化驅(qū)動因子和經(jīng)濟增長驅(qū)動因子的基礎上，對比環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟系統(tǒng)的變化維度，以及相應驅(qū)動因子的作用差異，進而應用異速生長模型從經(jīng)濟-環(huán)境系統(tǒng)整體視角分析經(jīng)濟系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)的相對變化關系，以期為認識經(jīng)濟增長與環(huán)境變化的相互關系，指導環(huán)境保護政策的制定和實施提供科學依據(jù).

1 環(huán)境變化影響因子

1.1 數(shù)據(jù)來源

以吉林省9個市州為地區(qū)單元，選用地區(qū)生產(chǎn)總值(2000年不變價)表示經(jīng)濟規(guī)模;污染治理成本在一定程度上可以反映經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的影響程度，以工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵、工業(yè)廢水和城鎮(zhèn)生活污水中COD等5類污染物的排放量作為基礎數(shù)據(jù)，依照我國《排污費征收標準管理辦法》附件《排污費征收標準及計算方法》中關于各類污染物的折算系數(shù)和當量收費標準，分類計算污染物的污染當量數(shù)，并按照當量收費標準換算為排污費，加和匯總后反映各地區(qū)環(huán)境質(zhì)量水平.基礎數(shù)據(jù)源于相應年份的《吉林省環(huán)境質(zhì)量報告書》和《吉林統(tǒng)計年鑒》.

1.2 環(huán)境變化效應分解

完全分解模型將殘差項中忽略的影響效果精確分配到計算結(jié)果中，消除了分解結(jié)果中的估計誤差［13］.根據(jù)完全分解模型計算公式［14］，將 2000—2007年吉林省歷年及分時段的環(huán)境變化(△W)分解為經(jīng)濟規(guī)模(Q)、經(jīng)濟空間結(jié)構(gòu)(S)和排污強度(I)影響下的3種不同變化效應，即規(guī)模效應(WQ)、結(jié)構(gòu)效應(WS)和技術效應(WI)，結(jié)果見表1.

1.3 環(huán)境變化影響因子分析

環(huán)境變化主要受到經(jīng)濟總量及其增長速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其變化幅度、排污強度及其進步水平的影響，并以規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應和技術效應的形式表現(xiàn).由表1可知，規(guī)模效應均為正值，發(fā)揮增量作用;技術效應在多數(shù)時段中為負值，主要表現(xiàn)為減量作用;而結(jié)構(gòu)效應增減作用差異較大，作用趨勢并不明顯.從相關性來看，規(guī)模效應和經(jīng)濟總量變化的相關系數(shù)為0.961，且在0.01水平上通過顯著性檢驗，規(guī)模效應的增量作用主要源于經(jīng)濟增長.結(jié)構(gòu)效應和技術效應與環(huán)境變化總量的相關系數(shù)分別為0.826和0.936，分別在0.05和0.01水平上通過顯著性檢驗，環(huán)境變化趨勢主要受到技術效應和結(jié)構(gòu)效應的影響.

表1 環(huán)境變化效應分解Table 1 Effect decomposition of environmental changes 104元

彈性反映了隨自變量的變化因變量變化幅度的大小，也是因變量對自變量變化反應的強烈程度或靈敏度［15］.引入環(huán)境變化彈性的概念，進一步分析單位經(jīng)濟增長引發(fā)的環(huán)境變化，以及不同分解組分對經(jīng)濟變化的敏感性.由圖1可知，規(guī)模效應彈性大于0，技術效應彈性在多數(shù)年份都小于0，而結(jié)構(gòu)效應彈性在0附近波動，經(jīng)濟增長主要通過規(guī)模效應和技術效應作用環(huán)境變化.環(huán)境變化總量彈性和環(huán)境變化總量的相關系數(shù)為0.954，結(jié)構(gòu)效應彈性和結(jié)構(gòu)效應的相關系數(shù)為和0.994，二者都在0.01水平上通過了顯著性檢驗.環(huán)境變化總量和結(jié)構(gòu)效應對經(jīng)濟增長的反應較為平緩.規(guī)模效應彈性和規(guī)模效應的相關系數(shù)為-0.687，技術效應彈性和技術效應的相關系數(shù)為0.645，二者均未通過顯著性檢驗，彈性變化和絕對量變化發(fā)生較大偏離.規(guī)模效應和技術效應對經(jīng)濟增長較為敏感，環(huán)境變化總量彈性主要受到規(guī)模效應彈性和技術效應彈性的影響.變化幅度以技術效應最大，規(guī)模效應和結(jié)構(gòu)效應較小，對比之下技術效應具有較強活力，可望在降低環(huán)境污染方面發(fā)揮更大作用.值得注意的是，規(guī)模效應變化和規(guī)模效應彈性變化方向相反，也從另一側(cè)面反映了經(jīng)濟變化對于規(guī)模效應的影響.

圖1 環(huán)境變化分解及其彈性對比Fig.1 Decomposition of environment changes and their elasticity

2 經(jīng)濟增長驅(qū)動因子

2.1 數(shù)據(jù)來源

鑒于經(jīng)濟增長模型中以資源、資本、勞動作為3個要素投入已為眾多學者所采用［16］，故筆者以在崗職工工資總額為勞動投入;以固定資產(chǎn)投資為資本投入;以全年用電量按1元/(kW·h)折算后值為資源投入;以地區(qū)生產(chǎn)總值(2000年不變價)為經(jīng)濟產(chǎn)出.為縮小各決策單元間因轄區(qū)規(guī)模等帶來的影響，采用人均投入和人均產(chǎn)出作為最終取值.基礎數(shù)據(jù)來源于2001—2008年的《吉林統(tǒng)計年鑒》.

2.2 經(jīng)濟增長分量構(gòu)成

借鑒柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(Cobb-Douglas Production Function)和 Malmquist指數(shù)模型，計算不同生產(chǎn)要素生產(chǎn)率及全要素生產(chǎn)率(TFP)，以此反映不同驅(qū)動因子對經(jīng)濟增長的作用差異.對柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)兩側(cè)同時取對數(shù)，建立勞動、資本和資源3種生產(chǎn)要素與地區(qū)生產(chǎn)總值的多元回歸模型，可得：

式中，y為經(jīng)濟產(chǎn)出，104元;x1，x2，x3分別為勞動要素(104元)、資本要素(104元)和資源要素(104元);a為生產(chǎn)效率系數(shù);α，η，γ分別為勞動要素、資本要素和資源要素投入的彈性系數(shù)，反映單位生產(chǎn)要素投入產(chǎn)生的經(jīng)濟產(chǎn)出增減幅度;μ為干擾項.ln a與μ的和大致對應于索洛意義上的 TFP.采用Malmquist指數(shù)識別 TFP變化，其包括技術變化(TC)和效率變化(EC)［17］，其中效率變化又可分為凈效率變化(PEC)和規(guī)模效率變化(SEC)［18］.

為增加統(tǒng)計樣本數(shù)量，以吉林省各市州為樣本單元，選用 2000—2003年，2001—2004年，2002—2005年，2003—2006年，2004—2007年 5組數(shù)據(jù)分別進行回歸，通過不同組別間相應回歸系數(shù)的差異反映全要素生產(chǎn)率與單要素生產(chǎn)率的變化，回歸結(jié)果(見表2)顯示式(1)的擬合度較好，模型和系數(shù)在0.05水平都通過了顯著性檢驗.對2000—2007年包括市州和全省在內(nèi)的10個決策單元進行Malmquist指數(shù)計算［19］，獲得效率變化、技術變化、凈效率變化、規(guī)模效率變化和TFP變化 (見表3).

表2 各組方程回歸系數(shù)Table 2 The coefficients of regression equations

2.3 經(jīng)濟增長驅(qū)動因子分析

經(jīng)濟增長的驅(qū)動因子主要為勞動、資本、資源等生產(chǎn)要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率.從表2來看，全要素生產(chǎn)率(對應于常數(shù)項)呈上升態(tài)勢，增幅較大;勞動要素生產(chǎn)率先下降再上升，波動性較大;資本要素生產(chǎn)率趨向下降，也說明在投資拉動戰(zhàn)略背景下，資本要素對吉林省經(jīng)濟增長的制約得以緩解;而資源要素對經(jīng)濟增長的影響呈下降態(tài)勢，變化較為規(guī)律，區(qū)域經(jīng)濟增長去物質(zhì)化初顯成效.全要素生產(chǎn)率的進步依賴于生產(chǎn)前沿面的推進，以及實現(xiàn)生產(chǎn)前沿面的組織、管理、協(xié)作水平的提高.技術變化和效率變化在很大程度上取決于資本投入和勞動者素質(zhì)的質(zhì)量.效率變化和技術變化的相關系數(shù)與勞動要素生產(chǎn)率和資本要素生產(chǎn)率的相關系數(shù)較為相近，且二者都在0.05水平上通過顯著性檢驗，也從側(cè)面反映了效率變化與勞動要素生產(chǎn)率變化，以及技術變化與資本要素生產(chǎn)率變化的對應聯(lián)系.對比之下，資源要素投入與其他經(jīng)濟增長驅(qū)動因子的聯(lián)系較弱.

表3 TFP及其分解組分變化Table 3 Changes of TFP index and its decomposition fractions

由表3可知，除2001—2002年外，其余年份全要素生產(chǎn)率都大于1，呈上升趨勢，而效率變化和技術變化表現(xiàn)出較大波動.從相關性上來看，全要素生產(chǎn)率變化與技術變化和效率變化的相關系數(shù)都較低;技術變化和效率變化為負相關，且在0.01水平上通過顯著性檢驗;效率變化與凈效率變化呈正相關，在0.05水平上通過顯著性檢驗.由此可見，全要素生產(chǎn)率變化主要受到技術變化和效率變化的共同作用，而效率變化主要受到凈效率變化的驅(qū)動，規(guī)模效率變化的影響作用較小.從方差來看，全要素生產(chǎn)率變化歷年差異最小，而效率變化和技術變化的差異相近，二者相乘并沒有造成全要素生產(chǎn)率變化差異的進一步擴大，表現(xiàn)出一定的相互補償作用.

3 經(jīng)濟增長與環(huán)境變化影響因子對比分析

經(jīng)濟增長和環(huán)境變化有著不同的影響因子，也決定了經(jīng)濟系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)在增長維數(shù)和變化途徑方面的差異.為進一步認識經(jīng)濟增長和環(huán)境變化的關系，將經(jīng)濟增長和環(huán)境變化作為生產(chǎn)活動中2種不同的產(chǎn)出結(jié)果，通過共同影響因子建立經(jīng)濟系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)之間的聯(lián)系，并以共同影響因子的不同作用方向來細致刻劃經(jīng)濟增長對環(huán)境變化的作用關系.

經(jīng)濟發(fā)展需要更多的資源投入，從而會推動污染物排放量的增長.但是，資源要素對單位經(jīng)濟增長的貢獻率(即彈性系數(shù))呈下降趨勢，提高資源效率，將使由單位經(jīng)濟增長引發(fā)的環(huán)境變化規(guī)模效應呈縮減趨勢.資源要素貢獻率和規(guī)模效應彈性呈較強的正相關性，相關系數(shù)為0.970，且在0.01水平上通過顯著性檢驗，表明規(guī)模效應的變化更依賴于資源投入水平，取決于經(jīng)濟發(fā)展的減物質(zhì)化效果.

結(jié)構(gòu)效應主要通過作用生產(chǎn)要素組織方式來影響環(huán)境變化，其作用機制可以對應于全要素生產(chǎn)率中的效率變化.研究發(fā)現(xiàn)，結(jié)構(gòu)效應與效率變化和凈效率變化的相關系數(shù)分別為0.010和0.524，均未通過顯著性檢驗，與規(guī)模效率變化的相關系數(shù)為-0.702，且在0.05水平上通過顯著性檢驗.可見，規(guī)模經(jīng)濟有利于降低環(huán)境污染.由于凈效率變化的影響因素較為復雜，短期內(nèi)環(huán)境變化的結(jié)構(gòu)效應可以進一步歸因為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的專業(yè)化和規(guī)?；?

全要素生產(chǎn)率中技術變化與環(huán)境變化技術效應的相關系數(shù)為0.465，未通過顯著性檢驗.環(huán)境變化技術效應的主要影響因子為排污強度(環(huán)境產(chǎn)出與經(jīng)濟產(chǎn)出的比值)，可以分解為單位資源的環(huán)境產(chǎn)出與單位資源的經(jīng)濟產(chǎn)出的比值.由此可見，單位經(jīng)濟產(chǎn)出對應的環(huán)境產(chǎn)出不僅依賴于資源的經(jīng)濟效率，還取決于單位資源的環(huán)境產(chǎn)出，作為經(jīng)濟增長驅(qū)動因子的技術變化僅僅是引起環(huán)境變化技術效應的一個方面，二者并不具有直接的對應性，環(huán)境系統(tǒng)的技術變化具有一定的獨立性.在單位資源環(huán)境產(chǎn)出不變的條件下，隨著資源要素生產(chǎn)率的提高，單位經(jīng)濟產(chǎn)出對應的環(huán)境產(chǎn)出呈降低趨勢，單位經(jīng)濟增量引發(fā)的環(huán)境變化技術效應仍然可能出現(xiàn)負值，在減量效應大于增量效應的同時驅(qū)動環(huán)境庫茲涅茨曲線越過拐點.從物質(zhì)流角度來看，生產(chǎn)活動中的物質(zhì)投入與物質(zhì)輸出遵從質(zhì)量守恒定律，隨著廢物的減量化、再利用和資源化，其排放量相應降低，這樣資源在生產(chǎn)過程中的經(jīng)濟產(chǎn)出和環(huán)境產(chǎn)出雙向分離也就成為經(jīng)濟系統(tǒng)驅(qū)動環(huán)境污染呈倒“U”型走勢的直接依據(jù).

從資源要素的貢獻度和環(huán)境變化的規(guī)模效應，以及技術變化和技術效應的對應關系來看，經(jīng)濟產(chǎn)出與環(huán)境產(chǎn)出的關系符合環(huán)境庫茲涅茨曲線走向.但是，倒“U”型曲線僅僅是經(jīng)濟增長和環(huán)境變化比例關系的反映，污染排放量的根本降低并不能從單一的經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)部得到答案，實現(xiàn)環(huán)境目標需要統(tǒng)籌利用、充分發(fā)揮經(jīng)濟系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)不同驅(qū)動因子的積極作用.經(jīng)濟系統(tǒng)與環(huán)境系統(tǒng)具有關聯(lián)性，在一定范圍內(nèi)經(jīng)濟系統(tǒng)中的技術變化在促進經(jīng)濟增長的同時也推動了環(huán)境污染排放的降低.經(jīng)濟系統(tǒng)與環(huán)境系統(tǒng)也存在著差異性，環(huán)境系統(tǒng)除受到經(jīng)濟系統(tǒng)的影響外，在技術方面還表現(xiàn)出一定的獨立性.應注意的是，被動性并不是環(huán)境系統(tǒng)的全部特征，通過對經(jīng)濟系統(tǒng)的反饋作用還可以表現(xiàn)出其主動性的一面，經(jīng)濟系統(tǒng)主導形成倒“U”型的數(shù)量關系，而環(huán)境系統(tǒng)影響因子進一步?jīng)Q定了在何種污染程度上穿越環(huán)境高山，及越過拐點后環(huán)境質(zhì)量如何持續(xù)改善.經(jīng)濟系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)相互作用、相互影響形成復雜的耦合系統(tǒng)，二者具有統(tǒng)一性，經(jīng)濟增長降低環(huán)境污染并不是必然性趨勢，實踐中的環(huán)境庫茲涅茨曲線目標需要經(jīng)濟系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)的共同努力.

4 經(jīng)濟和環(huán)境的異速生長分析

4.1 經(jīng)濟-環(huán)境系統(tǒng)的分維特征

1.3 節(jié)引入了環(huán)境變化彈性系數(shù)來定量描述經(jīng)濟變量波動時對環(huán)境產(chǎn)出的影響的敏感程度.比較分維和彈性的表達式，可以發(fā)現(xiàn)彈性具有分維的性質(zhì)［20-21］.由于驅(qū)動因子構(gòu)成及作用方式的差異，經(jīng)濟增長和環(huán)境變化的速率也不相同.在理論上可認為，系統(tǒng)要素的廣義維數(shù)之比在原則上等于它們的相對增長率之比，只要標度因子不為整數(shù)或整數(shù)之比，就可認為系統(tǒng)具有分形性質(zhì)［22］.

4.2 經(jīng)濟和環(huán)境的異速生長

將經(jīng)濟系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)看作是經(jīng)濟-環(huán)境耦合系統(tǒng)的2個子系統(tǒng)，應用異速生長法則可為理解經(jīng)濟產(chǎn)出和環(huán)境產(chǎn)出之間的相對增長關系提供更為有效的判斷.若視環(huán)境污染排放量(P)為尺度，其相對增長速率為ai;經(jīng)濟產(chǎn)出(Y)為相應的測度，其相對增長速率為 aj，則有［23］：

式(2)表示Y的相對增長速率和P的相對增長速率比為一常數(shù) b［24］.對式(2)等式兩邊積分，即可得到異速生長方程的一般形式［25］：

式中，β為比例系數(shù);b為標度因子，可以認為其具有廣義的分維特征.

關于異速生長方程的討論，主要集中在對標度因子(b)和比例系數(shù)(β)值的方面.在假定P和Y之間是等維度的情況下，b的含義較為明確：b＞1，正異速生長;b＜1，負異速生長;b=1，同速生長;b=0，表明P對Y的變化沒有影響.以b*作為標度因子的標準值，在異速生長分析中對維度差異起到平衡作用，其含義是假設P變化是在i維空間上進行，而Y是在j維空間上增長，為平衡P和Y之間維度的不相等，b*應取值為i/j來確定同速生長情況下與Y的增長相對應的P的變化［24］.在標度因子相同或相近時，且Y取值也相同時，比例系數(shù)(β)用于不同時期的P的比較分析，可以表示為：

式(4)表示 P2(后一時期)為 P1(前一時期)的 λ倍［24］.

將異速增長方程兩側(cè)同時取對數(shù)，可得：

依照式(5)對經(jīng)濟產(chǎn)出和排污費按時間分組進行回歸，求取比例系數(shù)和標度因子.各組方程擬合度較好，模型和系數(shù)在0.05水平均通過了顯著性檢驗，回歸結(jié)果見表4.

表4 異速生長方程回歸結(jié)果Table 4 Coefficients of allometric growth equations

4.3 經(jīng)濟-環(huán)境系統(tǒng)變化動態(tài)分析

根據(jù)環(huán)境變化和經(jīng)濟增長的維度和作用方式，可以確定標度因子的標準值(b*)小于1，但是具體取值仍需進一步研究.選擇2000—2007年組別的標度因子取值作為標準值(b*).由表4知，以2002—2004年為分界，標度因子(b)呈先下降再上升的趨勢，說明投資拉動戰(zhàn)略的實施促進了吉林省經(jīng)濟的快速發(fā)展，但是也造成了環(huán)境持續(xù)退化，污染治理并沒有在自身維度上得到應有重視，環(huán)境建設相對滯后.與標度因子的標準值(b*)進一步對比發(fā)現(xiàn)，2002—2004年，2003—2005年和 2004—2006年3個組別的標度因子均小于標準值，表明期間環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟系統(tǒng)為負異速生長，環(huán)境產(chǎn)出增長速率小于經(jīng)濟產(chǎn)出增長速率，而其他組別為正異速生長.與標度因子變化相反，比例系數(shù)(β)以2002—2004年組別為界表現(xiàn)出先上升后下降的趨勢.盡管標度因子差異較大，比例系數(shù)(β)在后期的逐步上升在一定程度上也反映了投資拉動戰(zhàn)略的積極作用，即相同經(jīng)濟產(chǎn)出產(chǎn)生的污染排放，后一時期比前一時期的要少.

經(jīng)濟增長和環(huán)境變化具有不同的增長維度，經(jīng)濟增長驅(qū)動因子對經(jīng)濟系統(tǒng)主要為正向作用，對環(huán)境系統(tǒng)的影響則可分為擴張力因子和收縮力因子，而環(huán)境系統(tǒng)內(nèi)部的技術因子可抑制環(huán)境退化.根據(jù)異速生長方程，未來環(huán)境變化不僅受到經(jīng)濟規(guī)模增長的影響，而且還依賴于標度因子(b)和比例系數(shù)(β)，同速生長并不能從根本上協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境退化的矛盾.因此，只有充分釋放環(huán)境系統(tǒng)自身的活力，積極發(fā)揮環(huán)境變化影響因子的負向作用，推動環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟系統(tǒng)的負異速生長才能實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的環(huán)境目標.

5 結(jié)論

a.環(huán)境變化的影響因子可以分為經(jīng)濟總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和污染產(chǎn)出水平，經(jīng)濟增長的驅(qū)動因子主要為生產(chǎn)要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率.環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟系統(tǒng)具有不同的增長維度.

b.環(huán)境變化中規(guī)模效應的變化依賴于經(jīng)濟系統(tǒng)中資源的投入水平，而驅(qū)動經(jīng)濟增長的技術變化因子僅僅是引起環(huán)境變化技術效應的一個方面，二者并不具有直接的對應性，環(huán)境系統(tǒng)的技術變化具有一定的獨立性.

c.經(jīng)濟增長和環(huán)境變化既有關聯(lián)性也有差異性，經(jīng)濟系統(tǒng)主導形成倒“U”型的數(shù)量關系，而環(huán)境系統(tǒng)影響因子進一步?jīng)Q定了在何種污染程度上穿越環(huán)境高山，及越過拐點后環(huán)境質(zhì)量如何持續(xù)改善.

d.環(huán)境變化和經(jīng)濟增長的相對速率具有廣義分維性質(zhì)，表現(xiàn)出異速生長的特征.在實踐中，推動環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟系統(tǒng)的負異速生長是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展環(huán)境目標的根本途徑.

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Study on Dynam ic Relationship between Econom ic G row th and Environm ental Change：A Case Study of Jilin Province

GAO Ying-chun1，2，TONG Lian-jun1，MA Yan-ji1
1.Northeast Institute of Geography and Agroecology，Chinese Academy of Sciences，Changchun 130012，China 2.Graduate University，Chinese Academy of Sciences，Beijing 100049，China

Applying the methods of the non-residual decomposition model and Cobb-Douglas production function，the factors driving environmental changes and economic growth were extracted.The allometric grow thlaw was used to analyze therelative dynamic relationship between economic and environmental subsystems in Jilin Province based on the analysis of the differences in the effects of factors on environmental and economic systems.Theresults showed that economic growth and environmental changes presented different growing dimensions.The scale effects on environmental changes depended on the inputlevel of resource elements in econom ic systems.The technical factor driving economic growth was only one of the factors preventing environmental deterioration，and the technical change of environmental system was independent to a certain extent.There were both correlations and differences between econom ic growth and environmental changes.Economic systems resulted in areverse“U”quantitativerelationship between economic growth and environmental changes，while environmental factors determined on which pollutionlevel environmental systems could get across the“environmentalmountain”.Therelativerate of environmental changes and economic growth was characterized by a generalized fractal dimension.The negative allometric grow th between environmental changes and economic growth is the fundamental way to achieve the objective of sustainable development.

economic grow th;environmental change;fractal dimension;allometric growth;Jilin Province

X22

A

1001-6929(2010)03-0371-06

2009-09-15

2009-11-16

吉林省科技發(fā)展計劃項目(20090602);中國科學院知識創(chuàng)新工程重要方向項目(KZCX2-YW-342-2);中國科學院東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所學科前沿領域項目(KZCX3-SW-NA3-20)

高 迎 春 (1978 - )， 男， 山 西 繁 峙 人，yingchun_gao@126.com.

*責任作者，佟連軍(1960-)，男，吉林長春人，研究員，碩士，主要

從事環(huán)境與發(fā)展研究，tonglj@neigae.ac.cn

(責任編輯：孫彩萍)