楊凱齊, 李俊莉, 曹金秋, 曲彩媛, 孫文佳, 王英楠

(曲阜師范大學(xué) 地理與旅游學(xué)院, 山東 日照 276826)

日照市生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的計量分析

楊凱齊, 李俊莉, 曹金秋, 曲彩媛, 孫文佳, 王英楠

(曲阜師范大學(xué) 地理與旅游學(xué)院, 山東 日照 276826)

[目的] 測算日照市1994—2013年生態(tài)足跡構(gòu)成及其承載狀況，剖析生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)總量以及3次產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系，為日照市生態(tài)城市建設(shè)提供理論借鑒。 [方法] 綜合應(yīng)用生態(tài)足跡、協(xié)整理論和誤差修正模型。 [結(jié)果] 1994—2013年日照市人均生態(tài)足跡的變化呈現(xiàn)波動中增長的態(tài)勢，年均增長率7.23%；人均生態(tài)足跡構(gòu)成中，化石地所占比例最高；人均生態(tài)承載力不能滿足人均生態(tài)足跡的需求，表現(xiàn)出生態(tài)赤字，研究期內(nèi)生態(tài)壓力指數(shù)增長了3.42倍；生態(tài)足跡的GDP彈性為0.489 5，其3次產(chǎn)業(yè)的彈性依次為0.651 5，0.624 2，-0.378 6。 [結(jié)論] 日照市經(jīng)濟(jì)增長方式屬于資源消耗型，生態(tài)足跡與GDP，3次產(chǎn)業(yè)之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，為使資源、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)之間協(xié)調(diào)發(fā)展，提高資源利用效率、發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)、升級第三產(chǎn)業(yè)勢在必行。

生態(tài)足跡; 生態(tài)承載力; 協(xié)整理論; 誤差修正模型

文獻(xiàn)參數(shù)： 楊凱齊, 李俊莉, 曹金秋, 等.日照市生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的計量分析[J].水土保持通報，2017,37(2)：302-307.DOI:10.13961/j.cnki.stbctb.2017.02.046； Yang Kaiqi, Li Junli, Cao Jinqiu, et al. Econometric Analysis of Relationship Between Ecological Footprint and Economic Growth in Rizhao City[J]. Bulletin of Soil and Water Conservation, 2017,37(2)：302-307.DOI:10.13961/j.cnki.stbctb.2017.02.046

作為一種新發(fā)展觀，可持續(xù)發(fā)展已成全球共識。適時、準(zhǔn)確地測度可持續(xù)發(fā)展的狀態(tài)和程度是可持續(xù)發(fā)展研究的重要內(nèi)容。生態(tài)足跡(ecological footprint)理論自1992年由Wackernagel和Rees提出以來就以簡明而綜合的特點(diǎn)受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，已成為研究區(qū)域可持續(xù)發(fā)展?fàn)顟B(tài)的得力工具之一[1]。該方法通過生產(chǎn)性土地面積測算經(jīng)濟(jì)主體的資源消費(fèi)和廢物吸收水平，反映某區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對資源的需求和利用狀況[2]。目前關(guān)于生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究已取得了諸多成果，基于國家[3-4]、省域[5]、區(qū)域[6-7]等不同層面的研究表明，生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是生態(tài)足跡變化的重要驅(qū)動力[5]。已有研究多強(qiáng)調(diào)生態(tài)可持續(xù)性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)多采用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，雖然便于探究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)足跡各子系統(tǒng)之間的關(guān)系，但卻忽視了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對生態(tài)足跡的影響[7]；揭示生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的數(shù)學(xué)方法多采用相關(guān)分析與回歸分析，雖可描述變量之間聯(lián)系的緊密程度，卻無法解析變量之間的相互作用機(jī)制，協(xié)整理論為此類問題的解決提供了新視角。本研究選用協(xié)整分析方法對日照市生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量以及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的相互作用關(guān)系進(jìn)行剖析，旨在尋找生態(tài)系統(tǒng)與社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)之間的內(nèi)在聯(lián)系，提出促進(jìn)生態(tài)環(huán)境與社會經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展的建議，既可為日照市生態(tài)城市建設(shè)提供理論借鑒，又可為生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究增加市域研究案例。

1 研究區(qū)概況

日照市位于山東半島南翼，北連青島、濰坊市，南接連云港市，西靠沂蒙山區(qū)，東臨黃海，與日本、韓國隔海相望；屬暖溫帶半濕潤季風(fēng)區(qū)大陸性氣候，四季分明，冬無嚴(yán)寒，夏無酷暑，環(huán)境優(yōu)美，1999年被科技部批準(zhǔn)為國家可持續(xù)發(fā)展實(shí)驗(yàn)區(qū)。該市總面積5 310 km2，總?cè)丝?80萬，2015年實(shí)現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)1 670.8億元，是“十一五”末的1.63倍，按可比價格計算，比上年增長7.5%；日照市三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例為8.4∶48.7∶42.9，第三產(chǎn)業(yè)比重比上年提高1.5%，該市經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)“總體平穩(wěn)、穩(wěn)中有進(jìn)”的發(fā)展趨勢。但因日照市于1989年升格為地級市，發(fā)展起步晚，綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力較弱，2015年GDP排名在山東省17地市中居第16位；同時，伴隨著工業(yè)化與城市化的不斷推進(jìn)，人均收入水平的不斷提高，對各種資源的需求量急劇增加，而日照市資源短缺與資源浪費(fèi)現(xiàn)象卻普遍存在，致使生態(tài)環(huán)境優(yōu)勢不斷面臨新的挑戰(zhàn)，如何實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源節(jié)約、生態(tài)環(huán)境保護(hù)多贏成為日照可持續(xù)發(fā)展面臨的核心問題。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 生態(tài)足跡模型與生態(tài)壓力指數(shù)

生態(tài)足跡理論是通過估算特定區(qū)域內(nèi)消費(fèi)及吸收廢棄物排放所需要的生態(tài)生產(chǎn)性面積(生態(tài)足跡)，并與該區(qū)域能夠提供的生態(tài)生產(chǎn)性面積(生態(tài)承載力)進(jìn)行比較，來衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)狀況[1,6]。其中，生態(tài)足跡代表經(jīng)濟(jì)活動對生態(tài)環(huán)境的需求，即從消費(fèi)角度描述經(jīng)濟(jì)活動占用的資源量，記為EF，生態(tài)承載力則代表生態(tài)系統(tǒng)對經(jīng)濟(jì)活動的最大承受能力，即從供給角度考慮生態(tài)系統(tǒng)能夠負(fù)擔(dān)的經(jīng)濟(jì)活動，記為EC。EF和EC的計算模型[1]分別為：

(1)

(2)

式中：EF——總生態(tài)足跡; ef——人均生態(tài)足跡;N——人口數(shù);i——消費(fèi)的物質(zhì)類型;j——生物生產(chǎn)面積類型;ai——第i種物質(zhì)人均占用的生物生產(chǎn)面積;rj——均衡因子;ci——第i種物質(zhì)的人均消費(fèi)量;pi——第i種物質(zhì)的世界平均生產(chǎn)能力； EC——生態(tài)承載力; ec——人均生態(tài)承載力;aj——第j類生物生產(chǎn)性土地的實(shí)際總面積;yj——產(chǎn)量因子。

人均生態(tài)赤字的計算公式為：

ed=ef-ec

(3)

式中：ed——人均生態(tài)赤字(或生態(tài)盈余)。當(dāng)人均生態(tài)承載力小于人均生態(tài)足跡，即ed>0時，出現(xiàn)人均生態(tài)赤字；人均生態(tài)承載力大于人均生態(tài)足跡，即ed<0時，則產(chǎn)生人均生態(tài)盈余。生態(tài)赤字大小代表了供給經(jīng)濟(jì)活動的生態(tài)基礎(chǔ)的短缺程度，意味著生態(tài)系統(tǒng)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在制約作用；生態(tài)盈余則代表生態(tài)容量足以支持經(jīng)濟(jì)活動負(fù)荷，意味著區(qū)域消費(fèi)模式具有相對可持續(xù)性。

生態(tài)壓力指數(shù)(EPI)指區(qū)域內(nèi)人均生態(tài)足跡與人均生態(tài)承載力的比值，反映了區(qū)域生態(tài)環(huán)境的承壓程度。EPI越大，區(qū)域的生態(tài)壓力越大，生態(tài)安全性越差[8]。計算公式為：

EPI=ef/ec

(4)

2.2 協(xié)整理論與誤差修正模型

協(xié)整理論由Granger[2]于1987年首次提出，目前已成為分析非平穩(wěn)變量之間數(shù)量關(guān)系的最主要工具之一。該理論建立在非平穩(wěn)序列基礎(chǔ)上，是指若兩個或多個非平穩(wěn)序列組合形成的變量是平穩(wěn)序列，則稱這些非平穩(wěn)序列之間存在長期的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。其定義為：設(shè)隨機(jī)向量Xt中所含分量均為d階單整，記為Xt～I(xiàn)(d)。如果存在一個非零向量β，使得隨機(jī)向量Yt=βXt～I(xiàn)(d,b),b>0，則稱隨機(jī)向量Xt具有d，b階協(xié)整關(guān)系，記為Xt～CI(d,b)，向量β被稱為協(xié)整向量。其中，yt和xt為隨機(jī)變量，并且yt,xt～I(xiàn)(1)，當(dāng)yt=k0+k1x1～I(xiàn)(0)，則稱yt和xt是協(xié)整的，k0,K1稱為協(xié)整系數(shù)。若一組非平穩(wěn)序列不存在協(xié)整關(guān)系，盡管回歸模型有很高的R2值和t值，但OLS的參數(shù)估計值卻是非一致的，這種看似很好但卻毫無意義的回歸被Granger稱為“偽回歸”，而對變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)是避免偽回歸的有效方法。

協(xié)整檢驗(yàn)首先是平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即確定變量序列是否符合同階單整或是否平穩(wěn)；其次是協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，即確定變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系；再次是因果關(guān)系檢驗(yàn)，即確定變量之間的協(xié)整關(guān)系是否構(gòu)成單向的因果關(guān)系；最后，為了彌補(bǔ)變量之間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在短期可能出現(xiàn)某種失衡的缺陷，將短期行為與長期值相聯(lián)系，對失衡部分通過引入誤差修正項(xiàng)做出糾正，以反映變量的長期均衡對短期波動的影響[2]。顯然，協(xié)整理論的作用在于正確解釋了變量之間的定量規(guī)律，目前該方法已逐漸成為分析非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間數(shù)量關(guān)系的最主要工具之一，而誤差修正模型在區(qū)分變量之間的長期均衡關(guān)系和短期波動關(guān)系方面具有重要意義，該模型刻畫了變量之間的線性調(diào)整機(jī)制。

2.3 數(shù)據(jù)來源

原始數(shù)據(jù)主要來自歷年《日照市統(tǒng)計年鑒》，其中耕地面積、生物產(chǎn)量等部分?jǐn)?shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。因受地級城市統(tǒng)計資料的限制，生態(tài)足跡計量時生物消費(fèi)指標(biāo)用產(chǎn)量數(shù)據(jù)近似代替消費(fèi)數(shù)據(jù)，會導(dǎo)致計算的生態(tài)足跡值較實(shí)際值偏大，但因計算時不可能囊括所有的消費(fèi)品，又會抵消部分偏大的生態(tài)足跡值，所以最終計算得到的生態(tài)赤字雖還存在誤差但有一定的參考價值。文中選取的數(shù)據(jù)年份時段為1994—2013年。

3 生態(tài)足跡與生態(tài)壓力的變化趨勢分析

3.1 生態(tài)足跡計量

生態(tài)足跡的計量主要從生物消費(fèi)和能源消費(fèi)兩方面進(jìn)行統(tǒng)計，按照生物生產(chǎn)性土地類型的劃分方法，生物消費(fèi)依次分為耕地(糧食作物、蔬菜、豬肉、禽蛋等用地)、草地(畜牧業(yè)用地)、林地(林產(chǎn)品用地)和水域(水產(chǎn)品用地)4類用地類型共計19種產(chǎn)品；能源消費(fèi)分為化石燃料用地(原煤、焦炭、柴油、燃料油等)和建筑用地(電力)兩類用地類型共計7種產(chǎn)品[9]。由于不同用地類型的生產(chǎn)能力存在較大差異，需要引入均衡因子和產(chǎn)量因子進(jìn)行折算?？紤]到結(jié)果的科學(xué)性和可比性，在計算歷年的生態(tài)足跡和生態(tài)承載力時，世界平均產(chǎn)量借鑒了聯(lián)合國糧農(nóng)組織(FAO)的研究成果[10]；均衡因子采用了Wachernagel等[11]對中國的研究結(jié)果；產(chǎn)量因子和其它系數(shù)則參照類似地區(qū)的取值[12]；生態(tài)承載力的計算中扣除了12%的生物多樣性保護(hù)面積[13]；生態(tài)壓力指數(shù)按公式計算。各個項(xiàng)目的計算結(jié)果詳見表1。

表1 日照市1994-2013年人均生態(tài)足跡及其生態(tài)承載狀況

注：ef，ec，ed分別為人均生態(tài)足跡、人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)赤字(或生態(tài)盈余)。

3.2 計量結(jié)果分析

由圖1可知，1994—2013年日照市人均生態(tài)足跡除1997，2007，2008年略有下降外，其余年份均呈現(xiàn)較快的增長趨勢，年均增長率7.23%；人均生態(tài)足跡構(gòu)成中，化石地、水域和耕地3項(xiàng)所占比例較高，2013年分別達(dá)到52.87%，23.14%和20.33%，研究期內(nèi)3項(xiàng)與人均生態(tài)足跡的相關(guān)系數(shù)分別為0.976 3，0.455 5，0.914 8。顯然，自20世紀(jì)90年代以來，在“工業(yè)強(qiáng)市”戰(zhàn)略的引領(lǐng)下，伴隨著一批大項(xiàng)目的建成投產(chǎn)，日照市經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長的同時，對化石能源的消耗日益加劇，目前化石能源足跡已成為促升生態(tài)足跡增長的首要因素，說明日照市經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式仍然比較粗放，節(jié)能減排任務(wù)日益艱巨。此外，據(jù)表1，研究期內(nèi)日照市人均生態(tài)承載力不能滿足人均生態(tài)足跡的需求，表現(xiàn)出生態(tài)赤字。

圖1 日照市1994-2013年人均生態(tài)足跡

圖2顯示了1994—2013年日照市人均生態(tài)足跡(ef)、人均生態(tài)承載力(ec)、人均生態(tài)赤字(ed)和生態(tài)壓力指數(shù)(EPI)的變化趨勢。根據(jù)圖2，從人均生態(tài)承載力來看，1994—2008年呈下降趨勢，2008年降至最低值0.466 2，之后波動增長，2012年達(dá)到最高值0.490 3，研究期內(nèi)浮動值不足0.03，基本保持穩(wěn)定。因人均生態(tài)承載力的微弱變化，一方面使人均生態(tài)赤字隨人均生態(tài)足跡的增長而增長，研究期內(nèi)人均生態(tài)赤字從1994年的1.173 0 hm2/人增至2013年的5.327 7 hm2/人，增加了約4.54倍，并且人均生態(tài)赤字和人均生態(tài)足跡之間呈現(xiàn)極其明顯的同步變化趨勢，相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.999 9；另一方面使生態(tài)壓力指數(shù)也隨人均生態(tài)足跡的增長而增長，研究期內(nèi)增長了3.42倍。由此可見，10 a來，雖然日照市生態(tài)系統(tǒng)基本保持穩(wěn)定，但伴隨著人類活動對自然環(huán)境的影響逐年增加，導(dǎo)致生態(tài)足跡與生態(tài)承載力之間的矛盾凸顯，生態(tài)赤字與生態(tài)壓力愈來愈大，致使生態(tài)安全面臨嚴(yán)峻考驗(yàn)，生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于不可持續(xù)狀態(tài)。

圖2 日照市1994-2013年人均生態(tài)赤字與生態(tài)壓力

4 生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系分析

4.1 原數(shù)據(jù)處理

從統(tǒng)計年鑒中可以獲得按當(dāng)年價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)，為了剔除物價變動的影響，將各年度數(shù)據(jù)按照基期年(1994年)的不變價格進(jìn)行折算，以反映日照市1994—2013年的真實(shí)GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化特征；為克服數(shù)據(jù)中的異方差，對以不變價折算后的GDP、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和生態(tài)足跡共5個變量分別取對數(shù)處理，記為LGDP，LPI，LSI，LTI和LEF。

4.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

變量之間協(xié)整關(guān)系分析的前提是對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，平穩(wěn)性檢驗(yàn)的常用方法是單位根檢驗(yàn)法和圖示法。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)[14]，在殘差存在自相關(guān)的前提下，最佳滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SC最小準(zhǔn)則判定，返回結(jié)果為ADF統(tǒng)計量和給定顯著性水平下ADF統(tǒng)計量的臨界值。若ADF統(tǒng)計量比臨界值的值小，則可在該顯著性水平下，拒絕原序列存在單位根的原假設(shè)，即原序列是平穩(wěn)的，結(jié)果詳見表2。據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%和10%的顯著性水平下，各序列ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計量均大于相應(yīng)臨界值，表明上述5個變量的水平序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列；一階差分后，各序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計量均小于5%顯著水平下的臨界值，表明該5個序列已經(jīng)平穩(wěn)，是一階單整序列即I(1)序列，以此為基礎(chǔ)，可以檢驗(yàn)各序列之間是否存在長期均衡關(guān)系。

4.3 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)與估計的模型有Engk-Granger兩步法和Johansen極大似然法[14-15]。為了明確生態(tài)足跡與國內(nèi)生產(chǎn)總值及其三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的內(nèi)在關(guān)系，首先，用EG兩步法，對LEF和LGDP進(jìn)行回歸，得到回歸方程為(括號內(nèi)是t統(tǒng)計量)：

LEF=3.978 9+0.489 5LGDP

(5)

(38.563 9) (27.279 1)

R2=0.976 4，F(xiàn)=744.150 6

自相關(guān)檢驗(yàn)值：DW=1.867 0

顯然，在EF與GDP的長期均衡中，二者的變化呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系，GDP的增長對日照市生態(tài)足跡的增長有一定的促進(jìn)作用，其系數(shù)為0.489 5，意味著GDP的對數(shù)值每提高1%，生態(tài)足跡的對數(shù)值相應(yīng)提高0.489 5%。然后，用Johansen極大似然法檢驗(yàn)LEF和LPI，LSI，LTI之間的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果詳見表3。

根據(jù)表3，似然比統(tǒng)計量大于5%顯著水平下的臨界值，第一個原假設(shè)被拒絕，說明有且僅有一個協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程是唯一的，協(xié)整方程為(括號內(nèi)是t統(tǒng)計量):

LEF=2.938+0.651 5LPI+0.624 2LSI-0.378 6LTI

(6)

(3.199 4) (1.538 3) (1.573 2) (-1.129 1)

R2=0.981 9，F(xiàn)=289.425 6， DW=1.989 9

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：LGDP，LPI，LSI，LTI和LEF分別為以不變價折算后的GDP、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和生態(tài)足跡等5個變量分別取對數(shù)處理； D表示一階差分，C，T，N分別代表單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械慕鼐?、時間趨勢和滯后階數(shù)項(xiàng)。

表3 Johansen極大似然法檢驗(yàn)結(jié)果

該方程體現(xiàn)了日照市生態(tài)足跡與第一、二、三產(chǎn)業(yè)之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。從方程可以看出，生態(tài)足跡與第一、二產(chǎn)業(yè)正相關(guān)，與第三產(chǎn)業(yè)負(fù)相關(guān)，說明第一、二產(chǎn)業(yè)對生態(tài)足跡的增長呈現(xiàn)促進(jìn)作用，其系數(shù)分別是0.651 5和0.624 2，即若第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的對數(shù)值增加1%時，會使生態(tài)足跡的對數(shù)值分別提高0.651 5%和0.624 2%，其中，第一產(chǎn)業(yè)對生態(tài)足跡的促進(jìn)作用最大，第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用次之。第三產(chǎn)業(yè)對生態(tài)足跡的增長呈現(xiàn)一定抑制作用，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的對數(shù)值增加1%時，生態(tài)足跡的對數(shù)值降低0.378 6%。究其原因，相對于第一、二產(chǎn)業(yè)而言，第三產(chǎn)業(yè)占用的生態(tài)資源比例最低，伴隨著日照市“生態(tài)立市、旅游富市”等戰(zhàn)略的實(shí)施，以生態(tài)旅游為主導(dǎo)的第三產(chǎn)業(yè)必然成為“無重量”產(chǎn)業(yè)。

4.4 因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，LEF與LGDP以及LEF與LPI，LSI，LTI之間存在協(xié)整關(guān)系，但這種關(guān)系是否有意義，是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需進(jìn)一步驗(yàn)證。采用格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)來檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系[14]，結(jié)果詳見表4。從表4可以看出，在5%的顯著水平下，LEF與LGDP之間、LEF與LPI，LSI，LTI之間存在單向的因果關(guān)系，這意味著GDP、第一、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加是生態(tài)足跡增長的Granger原因，而不是生態(tài)足跡增長的Granger結(jié)果。說明日照市生態(tài)足跡的增加以第一、第二產(chǎn)業(yè)及其GDP的增長為支撐，即大量的資源、能源消耗促長了日照市的經(jīng)濟(jì)，而這勢必增加了日照市生態(tài)環(huán)境的壓力。此外，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的減少是生態(tài)足跡增長的Granger原因，而不是生態(tài)足跡增長的Granger結(jié)果，說明第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加會減緩生態(tài)足跡增長的速度。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

4.5 誤差修正模型

根據(jù)協(xié)整理論，任何一組相互協(xié)整的序列都存在誤差修正機(jī)制，反映短期調(diào)節(jié)行為[5]。根據(jù)LEF與LGDP之間的回歸方程建立如下誤差修正模型(括號內(nèi)是t統(tǒng)計量):

(7)

對數(shù)似然函數(shù)值(Loglikelihood)=28.204 3

AIC=-2.758 3， SC=-2.658 9

生態(tài)足跡的短期波動可分為兩部分：一部分是短期生態(tài)足跡波動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響[2]。

該模型中誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，表明短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以(-1.031 5)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

該修正模型的回歸系數(shù)為0.528 2，說明DLGDP與DLEF呈同向關(guān)系，意味著經(jīng)濟(jì)的短期波動會對生態(tài)足跡產(chǎn)生正向沖擊。

根據(jù)LEF與LPI，LSI，LTI之間的回歸方程建立的誤差修正模型(括號內(nèi)是t統(tǒng)計量)為：

(8)

上述模型中，誤差修正項(xiàng)系數(shù)值為負(fù)，說明誤差修正作用是反向的，即將EF與三次產(chǎn)業(yè)的短期波動拉回到長期均衡狀態(tài)時的修正力度是-1.242 1。從回歸系數(shù)可知，DLEF與DLPI，DLSI之間是同向關(guān)系，其系數(shù)分別為0.382 1和0.437 0，說明第一、第二產(chǎn)業(yè)的短期波動會對生態(tài)足跡產(chǎn)生正向沖擊，且第二產(chǎn)業(yè)的短期影響強(qiáng)于第一產(chǎn)業(yè)；DLEF與DLTI的回歸系數(shù)是反向關(guān)系，說明第三產(chǎn)業(yè)的短期波動對生態(tài)足跡產(chǎn)生負(fù)向沖擊，意味著第三產(chǎn)業(yè)的波動對生態(tài)足跡產(chǎn)生緩解抑制作用。

5 結(jié)論與建議

1994年以來，日照市經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長對資源環(huán)境基礎(chǔ)有很強(qiáng)的依賴性，作為重要的生產(chǎn)要素和戰(zhàn)略物資，化石燃料(能源足跡)和農(nóng)產(chǎn)品(耕地足跡)對日照市經(jīng)濟(jì)的增長發(fā)揮著巨大的推動作用，同時也對生態(tài)環(huán)境帶來了巨大的壓力；由于日照市生態(tài)足跡與GDP、三次產(chǎn)業(yè)之間存在長期均衡關(guān)系，且2015年日照市三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例為8.4∶48.7∶42.9，生態(tài)足跡與三次產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)整方程系數(shù)依次為0.651 5，0.624 2，-0.378 6，說明第一產(chǎn)業(yè)雖然在經(jīng)濟(jì)總量中占的份額最少，但卻對生態(tài)足跡的貢獻(xiàn)最大，其次是第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)則對生態(tài)足跡產(chǎn)生抑制作用；由于第一、二產(chǎn)業(yè)占經(jīng)濟(jì)總量的約60%，相應(yīng)地生態(tài)資源消耗不斷加劇，致使生態(tài)足跡不斷增大，而生態(tài)承載力的微弱變化必然導(dǎo)致生態(tài)赤字不斷增大。

為消除生態(tài)赤字，實(shí)現(xiàn)日照市資源、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)之間的協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展，提高資源利用效率、發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)、升級第三產(chǎn)業(yè)勢在必行，主要對策措施為： (1) 適度控制用地規(guī)模尤其是建筑用地規(guī)模，提高各類土地尤其是化石燃料用地、水域和耕地的利用效率及生產(chǎn)效率，適當(dāng)增加草地和林地的規(guī)模，有效增加區(qū)域生態(tài)承載力的供給。(2) 大力推廣新型生態(tài)農(nóng)業(yè)模式，形成具有良性循環(huán)功能的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生態(tài)體系，借此提高區(qū)域生態(tài)承載力，降低第一產(chǎn)業(yè)對生態(tài)足跡的影響。 (3) 加快升級傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，努力構(gòu)建生態(tài)工業(yè)網(wǎng)絡(luò)，著力發(fā)展生態(tài)循環(huán)型產(chǎn)業(yè)，降低第二產(chǎn)業(yè)的生態(tài)足跡需求。 (4) 以旅游業(yè)為龍頭帶動第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，同時，引導(dǎo)第三產(chǎn)業(yè)積極推行清潔生產(chǎn)、生態(tài)化經(jīng)營和綠色消費(fèi)方式，有效抑制生態(tài)足跡的增長。 (5) 積極發(fā)展再生資源回收利用業(yè)，加快其產(chǎn)業(yè)化、規(guī)?；?、市場化進(jìn)程，實(shí)現(xiàn)社會消費(fèi)層面物質(zhì)與能量的循環(huán)，提高資源能源利用效率。

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Econometric Analysis of Relationship Between Ecological Footprint and Economic Growth in Rizhao City

YANG Kaiqi, LI Junli, CAO Jinqiu, QU Caiyuan, SUN Wenjia, WANG Yingnan

(CollegeofGeographyandTourist,QufuNormalUniversity,Rizhao,Shandong276826,China)

[Objective] The constitution of ecological footprint and condition of ecological carrying capacity in Rizhao City were measured during 1994—2013. The relationship between the ecological footprint and Rizhao’s GDP, the ecological footprint and the three industries was analyzed to provide theoretical suggestion for ecological construction. [Methods] Based on theories of the ecological footprint, co-integration, error correction model, the constitution of ecological footprint. [Results] There was an increasingly tendency in the fluctuating of the per capita ecological footprint, an average annual growth rate of 7.23%. Fossil energy land accounted for the highest proportion of the per capita ecological footprint. The per capita ecological carrying capacity could not meet the needs of the per capita ecological footprint, which revealed the ecological deficit obviously, ecological pressure index increased by 3.42 times during study period. The GDP elasticity of ecological footprint was 0.489 5, and the three industries elasticity of ecological footprint were 0.651 5, 0.624 2, -0.378 6 separately. [Conclusion] The economic development in Rizhao City relied on consumption of substantial resources in a long run, there was long-term and stable relationship among ecological footprint, Rizhao’s GDP and the three industries. In order to promote coordinative development of resource, environment, economy and industry of Rizhao City, improving the efficiency of resource utilization, developing circular economy and upgrading the third industry are imperative.

ecological footprint; ecological carrying capacity; co-integration; error correction model

2016-09-01

2016-10-02

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“國家可持續(xù)發(fā)展實(shí)驗(yàn)區(qū)轉(zhuǎn)型機(jī)理與途徑研究”(41601613)； 日照市科技局應(yīng)用技術(shù)研究與開發(fā)項(xiàng)目(2014SZPT002); 國家級大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練計劃項(xiàng)目(201510446010)

楊凱齊(1993—),男(漢族),山東省滕州市人,碩士研究生,研究方向?yàn)樯鷳B(tài)經(jīng)濟(jì)研究。E-mail:ykqyouxiang@163.com。

李俊莉(1976—),女(漢族),陜西省富平市人,博士,副教授,主要從事環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展方面的研究。E-mail:qfljl@163.com。

A

1000-288X(2017)02-0302-06

F290