基于誤差修正模型的甘肅省生態足跡與經濟增長關系研究

【摘 要】資源與經濟增長存在相互影響關系。本文采用協整誤差修正模型對甘肅省經濟增長與生態足跡的關系進行了短期實證研究，研究表明，經濟增長對生態足跡的正影響顯著，并且在短期內的影響力度大于長期的影響力度；能源消耗對生態足跡的影響也非常顯著。這說明甘肅省是資源消耗型經濟增長模式，不利于經濟可持續發展，轉變經濟增長方式迫在眉睫。

【關鍵詞】生態足跡；協整；因果檢驗；誤差修正（ECM）模型

生態足跡理論是由加拿大的Rees（1992）首先提出的，此后Rees和Wackernagel（1996）進一步提出了它的測算方法。資源與經濟增長存在相互影響關系。主要有以下幾方面：一是資源對經濟增長有促進作用。在經濟起飛階段，充足的資源是實現經濟資源發展模式的重大保障。二是經濟的發展對資源的依靠性。在任何一個國家，它的經濟最初起步發展都主要是依靠資源的，對資源的利用量是巨大的。三是資源又是經濟發展的瓶頸。因為經濟的快速增長、必然面臨資源需求增長、資源供給短缺和環境質量惡化問題。正確處理二者的關系，對于經濟的發展有重大意義。

一、研究的方法

（1）生態足跡。任何已知人口（某個個人，一個城市或一個國家）的生態足跡是指生產這些人口所消費的所有資源和吸納這些人口所生產的所有廢棄物所需要的生物生產性土地面積。生物生產性面積可劃分成以下六種類型：耕地、林地、草地、水域、化石燃料用地、建筑用地。為使這幾種生物生產性面積類型具有可比性，需要乘以相應的均衡因子，以換算成具有同等生態生產力的土地面積，現采用均衡因子分別為：耕地和建筑用地為2.8；林地和化石能源用地為1.1；草地為0.5；水域為0.2。計算公式如下：一是生物資源足跡計算公式：EF=N+ef=N×■（αα■）=N×■（C■/P■）×r■（1），（1）式中i為消費品和投入的類型；P■為第i種消費品的世界平均生產能力（采用聯合國糧農組織1993年數據）；C■為第i種商品的人均消費量；αα■為第i種交易商品折算的生物生產性面積；N為人口數；ef為人均生態足跡；EF為總生態足跡。二是能源性足跡計算公式：EF=N+ef=N×■（αα■）=N×■（C■×Ri/P■）×r■（2），（2）式中i為消費品和投入的類型；P■為第i種消費品的世界平均生產能力（采用聯合國糧農組織1993年數據）；C■為第i種商品的人均消費量；αα■為i種交易商品折算的生物生產性面積；N為人口數；ef為人均生態足跡；EF為總生態足跡；Ri為折算系數。

二、實證分析

（1）單位根檢驗。本文采用ADF方法進行單位根檢驗，檢驗結果的表省略，結果是，在95％的置信水平下，我們不能拒絕lnz、lngdp、lnhz、lnjz存在單位根的假設，即原序列不平穩。但△lngdp、△lnz、△lnhz、△lnjz在95％的置信水平下，我們拒絕存在單位根的假設，即一階差分后的序列是平穩的。（2）協整檢驗。本文采用Engle—Granger兩步法（EG）估計方法，下面對lngdp、lnz、lnhz、lnjz進行協整檢驗。檢驗結果的表省略，其檢驗結果是lngdp、lnz、lnhz三個之間存在協整關系，即他們存在長期均衡關系。（3）因果檢驗。本文采用格蘭杰（Granger）因果檢驗來檢驗變量因果關系，檢驗結果的表省略，其結果是經濟增長和能源足跡都是生態足跡的解釋變量，并且影響是單向的。經濟增長又是能源足跡的解釋變量，影響也是單向的。（4）協整方程。協整方程是通過先找出協整關系，再做因果檢驗找出它們影響的方向。并且因為通過協整檢驗的都帶有序列相關性，所以，對變量做AR（1）剔出自相關性，最后得到協整方程。lnz=0.8618+0.706lnhz+ξ1（4）；lnz=-1.348+0.263lngdp+ξ2（5）

(17.88) (11.63) (-6.03) (7.759)

R2=0.845 D-W=2.046 R2=0.75 D-W=1.99

lnhz=-3.105+0.37lngdp+ξ3（6）

(-9.32) (7.46)

R2=0.914 D-W=1.787

（5）誤差修正（ECM）模型。根據協整理論，由于變量間存在協整關系，可以用誤差修正模型（ECM）對短期波動和長期均進行直接的描述。最常用的ECM模型的估計方法是Engle和Granger兩步法，用此方法求誤差修正模型。用協整方程殘差項的滯后一期和變量的一階差分來構建誤差修正模型。一是關于lnz-lnhz的誤差修正模型：Dlnz=0.7Dlnhz+0.04Dlnzt-1-0.13Dlnhzt-1-1.2ε1t-1，移項后得到：△Dlnz=0.7Dlnhz-0.96(Dlnzt-1-0.591Dlnhzt-1)-1.2ε1t-1（7）。上面（7）式為誤差修正模型，波動主要由兩部分組成：一部分是短期波動；一部分是長期波動。在短期，能源足跡對生態足跡的影響為正，即能源足跡每增加1％，生態足跡就增加0.7％，并且糾正最近時期均衡誤差份額的比例為0.96。協整方程的誤差修正項系數為負，故當生態足跡上升時，誤差修正機制將使未來的生態足跡增長率的變化下降，即對生態足跡增長率的變化具有收斂作用。二是關于lnz-lngdp的誤差修正模型：Dlnz=1.44Dlngdp+0.03Dlnzt-1-1.17Dlngdpt-1-1.05ε2t-1，移項后得到：△Dlnz=1.44Dlngdp-0.97（Dlnzt-1-0.28Dlngdpt-1）-1.05ε2t-1（8）。上面（8）式為誤差修正模型，（1）在短期，經濟增長對生態足跡的影響為正，即經濟增長率每上升1個百分點，生態足跡就增加1.44個百分點，并且糾正最近時期均衡誤差份額的比例為0.97。（2）在長期，經濟增長對生態足跡的影響依然為正，只是比短期的影響力度小了很多。（3）協整方程的誤差修正系數為負，故當生態足跡上升時，誤差修正機制將使未來的生態足跡增長率的變化下降，即對生態足跡增長率的變化具有收斂作用。三是關于lnhz-lngdp的誤差修正模型：Dlnhz=1.41Dlngdp+0.28Dlnhzt-1-1.31Dlngdpt-1-0.69ε3t-1，移項后得到：△Dlnhz=1.41△Dlngdp-0.72（Dlnhzt-1-0.14Dlngdpt-1）-0.69ε3t-1（9）。上面（9）式為誤差修正模型，在短期，經濟增長對能源足跡的影響為正，即經濟增長率每上升1個百分點，能源足跡就增加1.41個百分點，并且糾正最近時期均衡誤差份額的比例為0.72。在長期，經濟增長對能源足跡的影響依然為正，只是比短期的影響力度明顯的小。協整方程的誤差修正系數為負，故當能源足跡上升時，誤差修正機制將使未來的生態足跡增長率的變化下降，即對能源足跡增長率的變化具有收斂作用。

總之，經過分析甘肅省生態足跡、經濟增長和能源足跡之間存在協整關系。從長期來看，生態足跡、經濟增長和能源足跡之間存在長期均衡關系，經濟增長能影響生態足跡和能源足跡的增長，能源足跡的增長能顯著的影響生態足跡的增長，但是這些影響都是單向的，是不可逆的。通過建立誤差修正模型，從短期來看，經濟增長對生態足跡的影響大于能源足跡，經濟增長1個百分點，生態足跡增長1.44個百分點，說明經濟的增長要以犧牲生態資源環境為代價。能源足跡增長1個百分點，生態足跡增長0.7個百分點，說明能源足跡是構成生態足跡的重要組成部分。經濟增長每增加1個百分點，對能源的消耗就達到1.41個百分點。化石能源是不可再生資源并且儲存量有限，所以要想可持續發展，就必須轉變這種經濟增長的方式，應由能源消耗型轉為高科技技術型，只有依靠高科技技術才能使甘肅實現飛躍式的綠色低碳發展。

參 考 文 獻

[1]Reese W.E.Ecological footprints and appropriated carrying capacity:what urban economics leaves out[J]．Environment and urbanization．1992（4）：121-130

[2]Wackernagel M.and Reese W.E.Our Ecological Footprint:Reducing

Human Impact on the Earth[M]．New Society Publishers．Gabriola

Island．1996

[3]甘肅省統計局．新中國成立60周年——甘肅統計年鑒[S]．蘭州：甘肅統計出版社

[4]馬超群，儲慧斌，李科等．中國能源消費與經濟增長的協整與誤差修正模型的研究[J]．系程工程．2004，22（10）：47～50