本文關(guān)鍵詞：重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關(guān)系的協(xié)整分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

生 態(tài) 學(xué) 報(bào) 2010, 30( 19) : 5237 5244
Ac ta Ecologica S inica

重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關(guān)系的協(xié)整分析
肖 強(qiáng) , 文禮章
1, 2 1* ,

劉

俊 ,胡

1

聃 ,李
2

鋒

2 100085)

( 1. 湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)生物科學(xué)技術(shù)學(xué)院, 長(zhǎng)沙

410128; 2. 中國(guó)科學(xué)院生態(tài)環(huán)境研究中心城市與區(qū)域生態(tài)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 北京

摘要: 運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型考察了重慶市 1978- 2007年 期間城市化 與生態(tài)環(huán) 境相互作用 的關(guān)系, 遴選出 作用于生 態(tài) 環(huán)境的 2項(xiàng)主要的城市化指標(biāo)和影響城市化的 4項(xiàng)主要 的生態(tài) 環(huán)境指 標(biāo), 它 們能反 映出交 互作用 的機(jī)制。結(jié) 果發(fā)現(xiàn): 19782007 年, 重慶市城市化與生態(tài)環(huán) 境之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系, 城市化 對(duì)生態(tài)環(huán)境 的正向 作用明 顯強(qiáng)于 生態(tài)環(huán) 境對(duì)城 市化的反 向 影響, 誤差修正系數(shù)較長(zhǎng)期協(xié)整方程中的系數(shù)要小。從長(zhǎng)期來看, 城市化 水平對(duì)生 態(tài)環(huán)境變化 的解釋能力 正在逐步 增強(qiáng), 這 充 分證明生態(tài)環(huán)境功能的弱化是 城市化步伐推進(jìn)的必然結(jié)果。就城市化對(duì)生態(tài)環(huán)境的響應(yīng)效果而言, 一方面城市 化是影響 重慶 市生態(tài)環(huán)境的重要原因, 另一方面生態(tài)環(huán)境對(duì)城市化也存在著反作用。生態(tài)環(huán)境 對(duì)城市化進(jìn) 程產(chǎn)生外 在壓力, 但這一反 饋機(jī) 制往往具有一定的滯后效應(yīng)。城市化對(duì) 解釋生態(tài)環(huán)境預(yù)測(cè)方差分解起著重要作用, 然而生 態(tài)環(huán)境對(duì)城市化預(yù)測(cè) 方差的貢 獻(xiàn)度 較小。 關(guān)鍵詞: 城市化; 生態(tài)環(huán)境; 誤差修正; V ECM 模型

The co integration analysis of interactive relationship betw een urbanization and eco environm ent in Chongqing
XI O Q iang , WEN L izhang A
1, 2 1, *

, L IU Jun , HU D an , L I F eng

1

2

2

1 C ollege of B iosc ience and B iotechnologyH unan Ag ricu ltural U niversity, Chang sha 410128, Ch ina 2 S ta te K ey La boratory of U rban and Regiona l E cology, 100085, Ch ina Re sea rch C en ter for Eco E nvironm en ta l Sc iences , Ch ine se Acad e y of Sc iences m , Be ijing

Abstract There ex ists various contrad ict ion s and stresses bet een the urban izat ion and ecosyste s L ike the driving force : w m. of econom ic developmen t the stress on ecosyste s p lays a decis ive role in the developmen t of urban ization. T h is study , m m akes an invest igat ion for the interactive relationsh ips between urban izat ion and ecosyste s in Chongq ing C ity in Ch ina by m u sing Co in tegrat ion Theory and E rror correct ion m odel from 1978 to 2007, and the search selected 2 m ain u rb an ization ind icators exp ressing ecosyste stresses and 4 ecolog ical and env ironm ent ind icatorsthat is realted to u rban ization. T he m resu lt show s that th ere is a long term equ ilib rium relationsh ip between urban izat ion and ecosyste s and the non stat ionary m, series of u rb an ization, ecolog ical and environm en t ind icators b ecome stab le after the first order d ifferen ce wh ich are all the first order in tegrat ion p rocess and there ex ist two equat ions in the city of Chongq ing from 1978 to 2007. From the long run, , u rb an ization is n egatively correlated w ith w aste gas waste w ater and so lid wastes wh ile posit ively correlated w ith per cap ita , consum er p rice index and p er cap ita energy us ing a ount Th e co in tegration th eory ind icates that whenurban izat ion ch anges m . by on e un it the w aste gas d isch arge amoun t w aste water d ischarge amoun t and solid wastes d ischarge a ount change , , m respectively by 0. 551, 1. 479, 2. 211, and sm u ltaneou sly the per cap ita energy a ount changes b y 1. 391. Error correction i m m echan ism prevents the exp ans ion of variation of long ter relationsh ip in quan tity and scale the s ize of error correction m , parameters reflect a short ter ad justmen t that d eviates fro th e long ter equ ilib rium. W h en u rb an ization changes by 1% , m m m the ecological and env ironm ent ind icators vary at a rate of 13. 6% , 0. 5% , 16. 5% , 1. 9% in the n egative d irection, these ind icators are sm aller th an th at of the long term co in tegrated regress ion equation, wh ich show s that the long term in fluen ce
基金項(xiàng)目: 國(guó)家 973 資助項(xiàng)目 ( 2005CB724206 ); 國(guó)家科技支撐計(jì)劃課題 ( 2007BAC 28B04, 2009BADC2B03 ) 收稿日期: 2009 10 10 ; 修訂日期: 2010 03 19

* 通訊作者 C orrespond ing author E m ai: w eninsect123 yahoo. com. cn . l @

http: / /www. ecologica cn .

5238

生

態(tài)

學(xué)

報(bào)

30卷

of u rban ization on ecolog ical and environmen t ind icators is m uch more remark ab le and th e ecolog ical and environmen t , ind icators restrained the process of u rban ization but d id not stop it I pu lse response analys is show s that u rban ization is a . m i m portan t factor th at influences ecolog ical and en vironm en tal changes the change of ecological and env ironm enta l quality , and waste d ischarge h as a reaction on urban ization. A s far as the resu lt of response is concern ed, th e negat ive respon se of w aste d isch arge on urban ization ind icates the increase on w aste d ischarge a oun t causes th e change in the p reference of m environmen t quality wh ich cau sed external pressu re on urban izat ion tran sformation, but it takes som e certa in period s for the , feedback d elay o f ecological environmen t ind icators on urban ization. Generally speak ing , th e variance deco pos ition m analys is ind icates that u rban ization p lays a great ro le in exp lain ing the pred icted varian ce o f various ecological and environmen tal ind icators and can exp lain the p red icted variance of eco log ical and environmen tal ind icators of w aste gas , , so lid w astes and liqu id w aste at a rate of above 73% . Th is resu lt show s that the urban ization in Chongq ing C ity the energy , u tilization and the large a ount of waste d isch arge are th e m ain driving forces that p rodu ce great negative m pacts on the m i eco log ical and environmen tal ind icators Comp aratively speak ing the eco logical env ironm ent ind icators can exp lain less for . , the pred icted variance of u rb an ization, and the solid w aste w ith a h igh level of con tribut ion can also on ly exp lain by 16 74% wh ich is mu ch lower th an the con tribu tion level of urban ization on ecolog ical and environm en tal ind icaotrs . K ey W ords u rban ization; eco environm en t error correction; VECM m odel : ;

城市化是一個(gè)社會(huì)、 經(jīng)濟(jì)、 文化等多種因素綜合發(fā)展的過程, 表現(xiàn)為人口向城市的集中, 城市地域范圍的 擴(kuò)展, 經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的升級(jí), 城市生活方式、 價(jià)值觀念向農(nóng)村地區(qū)的滲透、 擴(kuò)散等
[ 1]

。因此, 推進(jìn)城市化是絕大多

數(shù)國(guó)家實(shí)現(xiàn)工業(yè)化和擺脫貧困走上現(xiàn)代化道路的必然過程。隨著城市化的不斷推進(jìn), 現(xiàn)實(shí)的城市化與生態(tài)環(huán) 境之間存在著各種矛盾與脅迫。一方面城市化以生態(tài)環(huán)境為成長(zhǎng)背景、 以資源開發(fā)為主體, 在發(fā)展過程中受 到了周圍生態(tài)環(huán)境的脅迫, 并不同程度地對(duì)其自身及生態(tài)環(huán)境造成破壞; 另一方面生態(tài)環(huán)境作為城市化成長(zhǎng) 背景, 受到人為破壞后, 反過來又脅迫城市發(fā)展規(guī)模和空間結(jié)構(gòu)優(yōu)化, 延滯城市化進(jìn)程
[ 2]

。

實(shí)際上對(duì)城市化而言, 生態(tài)環(huán)境的脅迫與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)力一樣, 對(duì)城市化的發(fā)展速度也起著重要的決 定性作用。在較弱的驅(qū)動(dòng)力和較強(qiáng)的生態(tài)環(huán)境脅迫作用下, 城市化發(fā)展速度都會(huì)相應(yīng)減緩, 在預(yù)定時(shí)間內(nèi)達(dá) 不到城市化進(jìn)程的總體目標(biāo), 因此, 生態(tài)環(huán)境因素也是城市化進(jìn)程中的重要內(nèi)生變量之一
[ 2]

。

現(xiàn)實(shí)的城市化與生態(tài)環(huán)境之間存在著各種矛盾與脅迫, 這種現(xiàn)象已經(jīng)引起了國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者的廣泛關(guān) 注。國(guó)外如 A l.i N iakaraa基于西非瓦拉杜古的人口調(diào)查, 研究了高血壓與城市化的空 間分異規(guī)律。 Anna. Ly tha以澳大利亞的亞熱帶海岸為例, 討論了應(yīng)對(duì)環(huán)境變化的可持續(xù)政策以及氣候、 城市化與媒介傳播疾病的 關(guān)系
[ 3]

。 R. Ducrota剖析了城鄉(xiāng)結(jié)合部的自然資源管理, 農(nóng)用地和水動(dòng)力機(jī)制對(duì)城市化的推動(dòng)作用
[ 5] [ 6]

[ 4]

。 B.

A. Portnov以巴勒斯坦 南部?jī)?nèi) 蓋夫的 土壤 沙化為 列, 研 究了 干旱 區(qū)的農(nóng) 業(yè)和 城市 化的 關(guān)系 Kharabsheh對(duì)南約旦河干旱時(shí)期城市化對(duì)水質(zhì)退化的影響進(jìn)行了研究 約束下城市化過程及生態(tài)效應(yīng)進(jìn)行了探討 環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的動(dòng)態(tài)耦合模型 濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系
[ 9] [ 8] [ 2]

。 A te. A l f
[ 7]

; 國(guó)內(nèi)如方創(chuàng)琳對(duì)西北干旱區(qū)水資源

, 黃金川認(rèn)為城市化與生態(tài)環(huán)境間的存在 雙指數(shù)曲線 ! , 劉耀
[ 1]

彬用系統(tǒng)論的微分方程組來探討城市化與生態(tài)環(huán)境耦合模式

, 喬標(biāo)借助于系統(tǒng)理論建立了城市化與生態(tài)

, 杜希饒通過構(gòu)建開放條件下的內(nèi)生增長(zhǎng)模型, 探討了貿(mào)易、 環(huán)境污染與經(jīng) 。

。王如松認(rèn)為城市是由社會(huì)、 經(jīng)濟(jì)和自然 3個(gè)子系統(tǒng)構(gòu)成的復(fù)合生態(tài)系統(tǒng), 城市的發(fā)展需要
[ 10 ]

憑借城市生態(tài)支持系統(tǒng)的支撐 的城市化進(jìn)程
[ 11]

上述許多研究文獻(xiàn)都是假定城市化對(duì)生態(tài)環(huán)境惡化無任何反應(yīng), 并且生態(tài)環(huán)境惡化也未嚴(yán)重影響到未來 。實(shí)際上, 城市化和生態(tài)環(huán)境是相互作用、 相互影響的, 環(huán)境變化、 污染排放也同時(shí)影響產(chǎn)
[ 11 ]

出變化與消費(fèi)偏好而作用于城市化。胡聃指出城市化與生態(tài)環(huán)境是互動(dòng)的大系統(tǒng), 需要構(gòu)建將城市化內(nèi)生化 的模型探討生態(tài)環(huán)境質(zhì)量與城市化間的互動(dòng)關(guān)系, 研究中應(yīng)重視生態(tài)環(huán)境退化或改善對(duì)城市化的反作用 。 D inda指出生態(tài)環(huán)境與城市化之間的這一雙向影響機(jī)制卻被大多數(shù)研究者所忽略, 從而導(dǎo)致了變量?jī)?nèi)生性偏 http: / /www. eco log ica. cn

19期

肖強(qiáng)

等: 重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關(guān)系的協(xié)整分析
[ 12]

5239

差問題, 因?yàn)槌鞘谢旧硪彩怯缮鷳B(tài)環(huán)境變化與其他因素所共同決定的內(nèi)生變量 借此對(duì)二者之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)有所幫助。 1 研究方法

。

鑒于此, 本文運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型來研究重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境之間的相互關(guān)系和影響, 希望

向量自回歸模型最早是由 S i s于 1980年提出。VAR模型不是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的, 而是在模型的每一 m 個(gè)方程中用當(dāng)期內(nèi)生變量對(duì)模型中全部?jī)?nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸, 從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān) 系, 估計(jì)過程中不帶有任何事先約束條件 Yt = Yt - 1 + Yt - 2 + # +
[ 13]

。用數(shù)式表示為: t II ( 0 D , ) t = 1 2 #, T , , ( 1) 是 n

假設(shè) Y t 是一個(gè) n ? 1階時(shí)間序列向量, Yt = ( y it, y 2t , #, y nt ) ? 則 k 階 VAR 模型可以寫為: 。
1 2 k

Yt - k + t
1

式 ( 1)可以 VAR( k ) 表示。其中 ? n 階方差協(xié)方差矩陣。

, #,

k

都是 n ? n 階參數(shù)矩陣, t 是 n ? 1階隨機(jī)誤差列向量,

如果 Y t 中是非平穩(wěn)的元素, 上述回歸方程中的參數(shù)分布就會(huì)是非標(biāo)準(zhǔn)分布, 從而使通常的統(tǒng)計(jì)推斷程序 失效。但是, 若 VAR模型中的非平穩(wěn)變量間存在協(xié)整關(guān)系, 則可以在 VAR模型的基礎(chǔ)上建立向量自回歸誤 差修正模型, 使 VECM 模型的各變量都成為平穩(wěn)序列 式進(jìn)行差分變換后, VAR 模型可表示為: ! t = ? 1 !Yt - 1 + ? 2 !Yt - 2 + # + ? k - 1 ! t - k + Y Y 其中, !為 1階差分算子: ?I = - I + = -I +
1 1 [ 14 ]

。這樣, 在 ( 1)式的基礎(chǔ)上, 假定 Yt Yt - k + t

I ( 1), 并對(duì) ( 1) ( 2)

+ #+ +#+
k

, i

i = 1 2 #, k , , 中的稱為壓

式 ( 2)為 VECM 模型的一般表達(dá)式。從模型式 ( 1)到式 ( 2) 的變換稱為協(xié)整變換。式 ( 1) 縮矩陣 ( 或影響矩陣 ) , 它是所有參數(shù)矩陣的和減去一個(gè)單位矩陣。

VECM 本質(zhì)是一個(gè)有約束的 VAR 模型, 在解釋變量中含有了協(xié)整約束關(guān)系, 當(dāng)出現(xiàn)一個(gè)大范圍的短期波 動(dòng)時(shí), VECM 會(huì)使內(nèi)生變量收斂于它們的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系 整項(xiàng)也被稱為誤差項(xiàng)。 2 數(shù)據(jù)來源 在研究生態(tài)環(huán)境質(zhì)量與城市化關(guān)系的文獻(xiàn)中, 較多地采用以下幾類指標(biāo)來度量生態(tài)環(huán)境質(zhì)量: 污染集 中度、 污染物排放量、 資源開采量以及水資源擁有量。因選點(diǎn)為南方城市, 在幾大類限制因子中, 污染物排放 是首要指標(biāo), 考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性, 本文采用污染物排放量, 人均能源占有量來度量生態(tài)環(huán)境質(zhì)量, 其中污 染排放物又可分為 3類: 氣體污染排放物、 液體污染排放物以及固體廢棄物, 各類污染變量時(shí)序長(zhǎng)度均為 1978 2007年, 數(shù)據(jù)來源由相應(yīng)各期 %重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒 &、 %四川省統(tǒng)計(jì)年鑒 &、 %中國(guó)環(huán)境年鑒 &整理及計(jì)算而 得。 對(duì)于城市化指標(biāo), 不能單純地采用城市化率來衡量, 其是一個(gè)綜合性指數(shù), 衡量的指標(biāo)不下幾十個(gè)�；� 數(shù)據(jù)的可獲得性, 通用性, 采用主成分分析方法, 最后選用人均 GDP, 人均消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來表征, 這 2類指標(biāo)較 客觀地反映出城市化進(jìn)程對(duì)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的影響。具體數(shù)據(jù)由歷年 %重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒 &整理而得。通過對(duì)這 幾個(gè)變量取對(duì)數(shù), 以消除異方差, 使得變量之間的擬合效果更好: ( 1) ln ( gdp ) ( 2) ln ( cp i) ( 3) ln ( cet) ( 4) ln ( gas) ( 5) ln ( w ater) ( 6) ln ( solid ) 對(duì)數(shù)化的人均國(guó)民生產(chǎn)總值; 對(duì)數(shù)化的人均消費(fèi)價(jià)格指數(shù); 對(duì)數(shù)化的人均能源占用量; 對(duì)數(shù)化的廢氣排放總量; 對(duì)數(shù)化的廢水排放總量; 對(duì)數(shù)化的固體廢棄物排放總量。 http: / /www. eco log ica. cn
[ 14]

。短期部分調(diào)整可以修正長(zhǎng)期均衡的偏離, 因此協(xié)

5240

生

態(tài)

學(xué)

報(bào)

30卷

3

城市化與生態(tài)環(huán)境協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析 協(xié)整關(guān)系是對(duì)非平穩(wěn)變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的一種統(tǒng)計(jì)描述。所謂協(xié)整, 是指多個(gè)非平穩(wěn)變量的某種線

性組合存在某種程度的平穩(wěn)性, 協(xié)整分析通過檢驗(yàn)非平穩(wěn)變量之間是否存在平穩(wěn)的線形組合關(guān)系, 從而發(fā)現(xiàn) 變量之間的協(xié)整關(guān)系
[ 15 ]

。

3 1 時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn) . 由于直接對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析, 可能會(huì)造成虛假回歸等問題, 因此需要首先判斷序列的 平穩(wěn)性。為使 6個(gè)變量在同一坐標(biāo)下具有可比性, 采用了 Ev iew s6. 0 中的標(biāo)準(zhǔn)化處理, 可看出六個(gè)變量整體 上均呈現(xiàn)上升一致的趨勢(shì), 可能具有非平穩(wěn)性。 為了從理論上驗(yàn)證直觀觀察的結(jié)果, 并進(jìn)一步確定序列平穩(wěn)的階數(shù), 故對(duì)六個(gè)變量序列進(jìn)行單整性分 析。單位根檢驗(yàn)通常采用 DF 或 ADF 檢驗(yàn), 由于 DF 檢驗(yàn)總是假定被檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械碾S機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相 關(guān), 但大多數(shù)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)數(shù)列是不能滿足此假定的, 因此采用假定條件放寬的 ADF 檢驗(yàn)方法
[ 16]

。

經(jīng)過 ADF 檢驗(yàn)可知, 取對(duì)數(shù)的生態(tài)環(huán)境變量與城市化變量一階差分之后在 1 和 5% 的顯著水平下都小 % 于 ADF 單位根檢驗(yàn)的臨界值水平, 這說明以下各變量都是一階單整過程 I( 1), 即都是具有一個(gè)單位根且在 一次差分之后變?yōu)槠椒�(wěn)序列。檢驗(yàn)結(jié)果見表 1 。
表 1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果 T able 1 R esults of unit roo t tests 變量 V ariance 對(duì)數(shù)化的人均國(guó)民生產(chǎn)總值 ! ln( gdp) 對(duì)數(shù)化的人均消費(fèi)價(jià)格指數(shù) ! ln( cpi ) 對(duì)數(shù)化的人均能源量 ! ln( w a ter ) 對(duì)數(shù)化的廢氣總量 ! ln( ga s) 對(duì)數(shù)化的廢水總量 ! ln( solid ) 對(duì)數(shù)化的固體廢棄物總量 ! ln( tce) C 和 T 表示常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng), !表示 1階差分 檢驗(yàn)形式 test m ethod ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) ( C, T, 0 ) A DF檢驗(yàn) ADF test - 3 1593 . - 2 6692 . - 6 0544 . - 4 8663 . - 6 4657 . - 3 7614 . 5% 臨界值 critical valu s - 2. 9762 - 2. 6299 - 2. 9763 - 2. 9762 - 2. 9762 - 2. 9762 1 臨界值 % critical valus - 3 6998 . - 2 9810 . - 3 6998 . - 3 6998 . - 3 6998 . - 3 6998 . 結(jié)論 C onclu sion 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn)

3 2 滯后階數(shù)的確定 . 為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋力, 同時(shí)又要消除誤差項(xiàng)的自相關(guān), 因此選擇最大 滯后階數(shù)為 3 從 3階依次降至 1階來選擇 VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。使用 A IC、 信息準(zhǔn)則和 LR 統(tǒng)計(jì)量 , SC 做為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn), 用 Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)殘差序列有無自相關(guān), W hite檢驗(yàn)和 ARCH 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn) 是否存在異方差, Jarque Bera檢驗(yàn)殘差的正態(tài)性, 結(jié)果表明在 5 的顯著水平上各方程回歸的殘差序列均滿 % 足正態(tài)性, 不存在自相關(guān)和異方差。因此, 滯后階數(shù)為 1的 VAR 模型各方程擬合優(yōu)度很好, 殘差序列具有平 穩(wěn)性。 3 3 協(xié)整檢驗(yàn) . 上述時(shí)間序列數(shù)據(jù)或許是不平穩(wěn)的, 可能受一些共同因素的影響, 從而在時(shí)間上表現(xiàn)出共同的趨勢(shì), 即變 量之間存在一種穩(wěn)定的關(guān)系, 因此它們的某種線性組合是平穩(wěn)的。協(xié)整關(guān)系即表明這些變量之間存在著長(zhǎng)期 均衡的關(guān)系, 而這種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系是在短期波動(dòng)過程誤差修正機(jī)制的不斷調(diào)整下得以實(shí)現(xiàn)的, 防止了長(zhǎng)期 均衡關(guān)系出現(xiàn)較大的誤差 析框架進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)
[ 17 ] [ 17 ]

。在對(duì)多變量模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí), 通常采用 Johansen 的向量誤差修正模型分

。本文檢驗(yàn)結(jié)果如表 2所示。

Johnsen的跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)表明 (表 2) , 在 5 的顯著性水平下, 6個(gè)變量之間存在的協(xié)整關(guān)系 % 并且存在 2個(gè)協(xié)整方程。通常情況下, 當(dāng)變量間存在 1個(gè)以上協(xié)整關(guān)系時(shí), 第 1個(gè)協(xié)整方程比較準(zhǔn)確地反映 了變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系, 所對(duì)應(yīng)的長(zhǎng)期均衡方程見表 3 。 根據(jù)表 3協(xié)整分析結(jié)果, 從長(zhǎng)期來看, 城市化與廢氣排放量、 廢水排放量、 廢固排放量負(fù)相關(guān), 而與人均 http: / /www. eco log ica. cn

19期

肖強(qiáng)

等: 重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關(guān)系的協(xié)整分析

5241

消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、 人均能源消耗量正相關(guān)。廢固排放量對(duì)城市化的長(zhǎng)期彈性為 2 21 說明重慶城市化對(duì)廢固排 . , 放量還是相當(dāng)敏感。城市化與人均能源占用量之間存在正向關(guān)系, 長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)表明, 人均能源占用量的長(zhǎng) 期彈性值為 1 39 這說明重慶城市化受能源的影響程度也是很大的。從變量系數(shù)的大小來看, 廢水的彈性最 . , 小, 只有 0 55 這可能是廢水排放的技術(shù)效應(yīng)超過其規(guī)模效應(yīng), 使其總排放量減小, 彈性系數(shù)較小。 . ,
表 2 Table 2 假設(shè)協(xié)整方程個(gè)數(shù) N o of CE( s) 沒有 至多 1個(gè) 至多 2個(gè) 至多 3個(gè) 跡統(tǒng)計(jì)值 T race statistic 132. 7742 77. 2701 41. 7484 17. 6306 Johansen檢驗(yàn)

Johansen test for co integration 最大特征值 M axi u m m E igenva lue 55. 5041 35. 5217 24. 1177 11. 4452 最大特征值檢驗(yàn) M ax E igon text 5 臨界值 % C ritical value 40 0776 . 33 8769 . 27 5843 . 21 1316 . P 0 0005 . 0 0316 . 0 1307 . 0 6029 .

軌跡統(tǒng)計(jì)臨界值 T race text 5 臨界值 % Crit ical valu e 95 7536 . 69 8189 . 47 8561 . 29 7971 . P 0 0000 . 0 0113 . 0 5934 . 0 6736 .

表 3 標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程 T able 3 N orm alized co integrating equation 人均 GDP Per cap ita GDP 1 0000 . 人均消費(fèi)價(jià)格指數(shù) Per cap ita Con sum er Price I ex nd - 2. 0196 0. 2010 廢水排放量 W astew ater d ischarge 0 5513 . 0 4655 . 廢氣排放量 exh aust gas e ission m 1 4785 . 0 0128 . 廢固排放量 S olid w aste discharge 2. 2110 0. 4314 人均能源占用量 Per cap ita occupy of energy - 1 3907 . 0 6138 .

3 4 向量誤差修正模型 . 根據(jù) Granger的代表性定理, 一組具有協(xié)整關(guān)系的變量可建立誤差修正模型。若變量之間存在協(xié)整關(guān) 系, 即表明這些變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系, 而這種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得 以維持
[ 17]

。誤差修正機(jī)制防止了長(zhǎng)期關(guān)系的偏差在數(shù)量和規(guī)模上的擴(kuò)大, 因此, 任何一組相互協(xié)整的時(shí)間序
[ 17]

列變量都存在誤差修正機(jī)制, 反映短期調(diào)節(jié)行為 ln(gdp ) ln( cp i) ln(gas) ln(w ater ) ln( so ild ) ln( cte) ln(gdp ) ln( cp i) ln(gas) ln(w ater ) ln( so ild ) ln( cte) = = 0. 508 - 0 346 . - 0 130 . 0. 133 0. 097 0. 053 - 0 0582 . 0 0283 . - 0 1361 . - 0 0046 . - 0 1654 . 0 01917 .

�；谡`差修正模型, 可以進(jìn)一步了解這些變量之間的短 - 0 277 . - 0 611 . - 0 319 . - 0 241 . 0 147 . 0 654 . 0 0194 . - 0 0248 . 0 0633 . - 0 0041 . - 0 0561 . 0 0578 . 0 200 . - 0 262 . 0 068 . - 0 634 . 0 221 . 0 977 . 0 624 . - 0 192 . - 0 053 . 0 194 . - 0 412 . 1 351 . - 0 241 . 0 039 . 0 020 . 0 164 . - 0 114 . 0 170 .

期動(dòng)態(tài)關(guān)系, 最終建立的向量誤差修正模型如下: 0 506 . 0 853 . 0 014 . 0 223 . - 0. 155 - 0. 086

ECT ( - 1) +

從 VEC 模型的整體檢驗(yàn)結(jié)果可以看出, 模型整體的對(duì)數(shù)似然值 309 37足夠大, 同時(shí)模型的 A I 和 SC值 . C 分別為 - 18. 64和 - 16 64均較小, 說明模型整體擬合得較好, 解釋力較強(qiáng)。對(duì)誤差修正模型的殘差進(jìn)行了 . Jarque B era正態(tài)性檢驗(yàn), 表明殘差滿足正態(tài)分布要求。序列相關(guān) LM 檢驗(yàn)和 ARCH 檢驗(yàn)表明模型殘差不存 在自相關(guān)和 ARCH 效應(yīng)。 http: / /www. eco log ica. cn

5242

生

態(tài)

學(xué)

報(bào)

30卷

3 5 基于 VEC 的脈沖響應(yīng)分析 . M 基于 VAR 模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)可用來度量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)各變量當(dāng)前和將來取值 的影響。它可以用來分析 VAR 模型中任意一個(gè)變量的擾動(dòng)如何通過模型影響到其他變量, 最終又反饋到自 身的過程
[ 18]

�？疾� 4類對(duì)數(shù)化后一階差分的生態(tài)環(huán)境指標(biāo)和 2類對(duì)數(shù)化后一階差分的城市化指標(biāo)之間的雙

變量系統(tǒng)響應(yīng), 得到圖 1分析結(jié)果。 ( 1) 城市化對(duì) 4類 生態(tài)環(huán)境指標(biāo) 的累計(jì)響應(yīng)值, 由高到 低排 序: 固廢 排放 量 ( 0 186) 、 水 排放 總 量 . 廢 ( 0 034 ) 、 氣 排 放 量 ( 0 026 ) 、 均 能 源 占 用 量 廢 . 人 ( - 0 517) 。 3類排放物指標(biāo)的響應(yīng)曲線軌跡都是位于 . 水平線之上, 表明隨著人均 GDP 的不斷提高, 將導(dǎo)致 各類排放量的持續(xù)上升。人均能源占用量為負(fù)值, 這表 明隨著經(jīng)濟(jì)的技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)而提高了生態(tài)環(huán)境 質(zhì)量。 廢水排放量在當(dāng)期反應(yīng)為負(fù)值, 其后第 2 期反應(yīng) 值變?yōu)檎�。�?后 各期 響 應(yīng) 值 大致 保 持 在 - 0 016 . 0 007的范圍內(nèi), 表明廢水排放量增加對(duì)城市化產(chǎn)生負(fù) 面效應(yīng)。固廢排放量 的響應(yīng)軌 跡大致為 有下降趨 勢(shì)的曲線, 然而廢固 排放量對(duì) 城市化的 累計(jì)響 應(yīng)值為 0 186 城市化對(duì)廢固排放量的累計(jì)響應(yīng)值為 - 0 215 這一結(jié)果的涵義是城市化將導(dǎo)致廢固排放增加, 而廢 , . , 固排放的增加反過來又會(huì)抑制城市化進(jìn)程。廢氣對(duì)城市化的響應(yīng)前 3期是正值, 其后為負(fù)值, 5期后為正值, 廢氣排放量的增加對(duì)城市化會(huì)產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。城市化水平的提高對(duì)人均能源占用量具有負(fù)的沖擊效 果, 人均能源占用量對(duì)城市化響應(yīng)呈現(xiàn)先增加后減少的反復(fù)變化趨勢(shì)。 ( 2) 4類生態(tài)環(huán)境因子對(duì)城市化指標(biāo)的累計(jì)響應(yīng)值, 由高到低排序: 依次為廢氣排放量 ( 0 010) 、 . 廢水排 放總量 ( - 0 033) 、 . 人均能源消占用量 ( - 0 042)、 . 固體廢棄物排放量 ( - 0 215) 。生態(tài)環(huán)境對(duì)城市化的負(fù) . 值響應(yīng)證實(shí)了污染排放對(duì)城市化的反作用: 隨著生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的惡化, 人們對(duì)環(huán)境質(zhì)量需求偏好的改變、 產(chǎn) 業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整都將對(duì)城市化產(chǎn)生外在壓力, 同時(shí), 技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)在一定程度上改善了生態(tài)環(huán)境。 ( 3) 城市化對(duì)生態(tài)環(huán)境因子中的固體廢棄物響應(yīng)具有明顯的滯后作用。在前 3期累積響應(yīng)值幾乎為零, 隨著時(shí)期的增加, 第 5期累積響應(yīng)值為 0 02, 然后響應(yīng)值迅速增大, 響應(yīng)效果越來越明顯。固廢排放量增加 . 對(duì)城市化的負(fù)面影響往往要在一段時(shí)期后才能得到顯著反映, 其原因可能在于環(huán)保技術(shù)采用相適應(yīng)的產(chǎn)業(yè) 結(jié)構(gòu)調(diào)整是一個(gè)較長(zhǎng)時(shí)期的過程。 ( 4) 本文選取的 2類城市化指標(biāo)體系中, 人均 GDP的響應(yīng)軌跡明顯地分為四個(gè)階段, 該響應(yīng)曲線反映的 階段性與生態(tài)環(huán)境指標(biāo)的階段性密切相關(guān)。在城市化初期, 城市對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響不大, 生態(tài)環(huán)境對(duì)城市化 的約束作用也幾乎為零, 因此在前 3期內(nèi), 城市化曲線迅速上升, 各類生態(tài)環(huán)境響應(yīng)值也逐步達(dá)到最大, 廢水 累計(jì)響應(yīng)值達(dá) - 0 015 廢氣累計(jì)沖擊值達(dá) - 0 012 廢固累計(jì)響應(yīng)值達(dá) - 0 0056 . , . , . 。隨著城市化的繼續(xù)推進(jìn), 生態(tài)壓力就開始顯現(xiàn), 并成為城市化的瓶頸, 城市化也被迫調(diào)整減緩, 因而在 3 6期接近某一飽和水平, 響應(yīng) 軌跡接近于一條水平線。從第 8 期開始, 生態(tài)環(huán)境的響應(yīng)值也相應(yīng)下降 ( 廢固除外 ) , 這可看成限制因子變 化, 瓶頸擴(kuò)展, 容量增大, 城市化與生態(tài)環(huán)境之間的矛盾逐漸緩和, 城市化又得以快速發(fā)展, 又開始新一輪的 調(diào)整。 3 6 基于 VEC 的方差分解 . M 方差分解的基本原理是將任意一個(gè)內(nèi)生變量的預(yù)測(cè)均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機(jī)沖擊所做的貢 獻(xiàn), 然后計(jì)算出每一個(gè)變量響應(yīng)的相對(duì)重要性, 即變量的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比重。可利用方差分解可分析各 個(gè)變量的貢獻(xiàn)率, 從而可反映出每個(gè)變量的隨機(jī)沖擊在影響 VAR 系統(tǒng)變量的相對(duì)重要性 http: / /www. eco log ica. cn
[ 18]

圖 1 城市化指標(biāo)和生態(tài)環(huán)境指標(biāo)的脈沖響應(yīng)軌跡 F ig 1 . The i pulse response of urbanization index and eco m

env ironm ent index

。

19期

肖強(qiáng)

等: 重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關(guān)系的協(xié)整分析

5243

圖 2 人均 GDP 的方差分解 Fig 2 . Variance decom pos ition of per capita F ig 3 .

圖 3 固體廢棄物的方差分解 Variance decomposition o f so lid was te

圖 2 表明, 從第 4期預(yù)測(cè)起, 生態(tài)環(huán)境對(duì)人均 GDP 的影響逐步增大, 到第 7期以后占人均 GDP 預(yù)測(cè)方 差的 20 以上, 表明生態(tài)環(huán)境在長(zhǎng)期對(duì)人均 GDP 的影響是逐步增大的, 而且逐漸成為影響城市化進(jìn)程的重 % 要因素。人均 GDP 的影響從第 3期以后逐步下降, 到第 9期占預(yù)測(cè)方差 73 并趨于平穩(wěn), 說明從短期來看生 % 態(tài)環(huán)境對(duì)城市化影響不顯著, 但在長(zhǎng)期影響比較顯著, 而且影響比例趨于穩(wěn)定。 圖 3表明, 固體廢棄物的預(yù)測(cè)方差主要來自城市化和自身的影響, 其中在前 2期預(yù)測(cè)方差中固體廢棄物 對(duì)城市化的影響一直占固體廢棄物預(yù)測(cè)方差的 57 左右, 說明固體廢棄物對(duì)城市化有重要的影響。固體廢 % 棄物明顯存在的隨時(shí)間減弱的趨勢(shì), 最后預(yù)測(cè)方差達(dá) 28 7 。人均 GDP 在前 3期預(yù)測(cè)的預(yù)測(cè)方差逐漸減弱, . % 從第 4期起預(yù)測(cè)方差影響增強(qiáng), 最后影響達(dá) 21 8 。 . % 綜合方差分解結(jié)果, 就總體而言, 城市化對(duì)解釋各類生態(tài)環(huán)境指標(biāo)的預(yù)測(cè)方差起了很大的作用, 城市化 解釋了廢氣、 廢固、 廢液 3類生態(tài)環(huán)境指標(biāo) 73% 以上的預(yù)測(cè)方差。這一結(jié)果說明重慶市城市化及伴隨著對(duì)資 源、 能源的開采與利用以及廢棄物的大量產(chǎn)生, 是生態(tài)環(huán)境破壞的關(guān)鍵原因之一。相比較而言, 生態(tài)環(huán)境對(duì) 城市化預(yù)測(cè)方差的解釋貢獻(xiàn)度較小, 貢獻(xiàn)度較高的廢固排放也只有 16 74 , 遠(yuǎn)低于城市化對(duì)生態(tài)環(huán)境指標(biāo) . % 的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)。廢水排放量、 廢氣排放量的影響程度則相對(duì)較弱, 這可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展成熟后, 重慶市加強(qiáng)了 廢水、 廢氣治理的原因, 也可能是統(tǒng)計(jì)口徑的原因。 4 結(jié)論 以上根據(jù) 1978 2007年的時(shí)序數(shù)據(jù), 利用協(xié)整檢驗(yàn)及方差分解模型, 對(duì)重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境之間進(jìn) 行動(dòng)態(tài)計(jì)量分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)城市化與生態(tài)環(huán)境之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系, 城市化對(duì)生態(tài)環(huán)境的正向作用明顯強(qiáng) 于生態(tài)環(huán)境對(duì)城市化的反向影響。 ( 1) 城市化與生態(tài)環(huán)境之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。非平穩(wěn)序列的城市化指標(biāo)、 生態(tài)環(huán)境因子經(jīng)過一階差 分后變得平穩(wěn), 均為一階單整, 存在 2個(gè)協(xié)整方程。從長(zhǎng)期來看, 城市化與廢氣、 廢水、 廢固負(fù)相關(guān), 而與人均 消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、 人均能源占用量正相關(guān)。由協(xié)整方程可以得出, 城市化每變化一個(gè)單位, 將會(huì)促進(jìn)廢氣排放 量、 廢水排放量、 廢固排放量相應(yīng)變化 0 551 1 479 2 211個(gè)單位, 同時(shí)還促進(jìn)人均能源占用量變化 1 391個(gè) . , . , . . 單位。 ( 2) 誤差修正機(jī)制防止了長(zhǎng)期關(guān)系的偏差在數(shù)量和規(guī)模上的擴(kuò)大, 誤差修正系數(shù)的大小反應(yīng)了短期偏離 長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。城市化短期內(nèi)每變動(dòng) 1 , 生態(tài)環(huán)境將反方向以 13 6 、0 5 、 . 5 、 . 9 的幅度 % . % . % 16 % 1 % 進(jìn)行修正, 這些系數(shù)較長(zhǎng)期協(xié)整回歸方程中的系數(shù)要小, 說明城市化對(duì)生態(tài)環(huán)境的長(zhǎng)期影響更為顯著, 生態(tài)環(huán) 境抑制了城市化進(jìn)程, 但不能阻止城市化步伐。 ( 3) 脈沖響應(yīng)分析表明: 城市化是影響生態(tài)環(huán)境的重要原因, 生態(tài)環(huán)境質(zhì)量變化、 污染排放對(duì)城市化也存 http: / /www. eco log ica. cn

5244

生

態(tài)

學(xué)

報(bào)

30卷

在著反作用力。就響應(yīng)效果而言, 污染排放對(duì)城市化的負(fù)值響應(yīng)表明污染排放量的增加將導(dǎo)致人們對(duì)環(huán)境 質(zhì)量需求偏好的改變, 從而對(duì)城市化進(jìn)程的轉(zhuǎn)變產(chǎn)生外在壓力, 但生態(tài)環(huán)境對(duì)城市化的反饋效應(yīng)往往需要 一定時(shí)期之后才能顯現(xiàn)出來。 ( 4) 方差分解結(jié)果表明, 城市化對(duì)解釋生態(tài)環(huán)境預(yù)測(cè)方差起著重要作用, 生態(tài)環(huán)境對(duì)城市化預(yù)測(cè)方差的 貢獻(xiàn)度較小。提醒人們, 一方面要注意緩解快速城市化對(duì)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量惡化、 污染排放增加所帶來的負(fù)面作 用, 另一方面城市化水平的提高對(duì)生態(tài)環(huán)境有一定的正面作用, 但強(qiáng)度不大。從長(zhǎng)期來看, 城市化水平對(duì)生 態(tài)環(huán)境變化的解釋能力正在逐步增強(qiáng), 這充分證明生態(tài)環(huán)境的弱化是城市化步伐推進(jìn)的必然結(jié)果, 因此應(yīng)理 性看待以城市化推動(dòng)生態(tài)環(huán)境好轉(zhuǎn)的論斷。
R eferences :
[ 1] [ 2] [ 3] [ 4] [ 5] [ 6] [ 7] [ 8] [ 9] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] L iu Y B. M odel and criterion of urban izat ion and ecologica environm en t coup ling. Scient ia G eograph ica S in ica 2005 25( 4 ) : 408 414 , , . Fang C L. Theoretical study on u rban ization process and ecological effect w ith the restrict ion of w ater resou rce in arid area of n orthw est Ch ina. A rid Land G eography 2004, 27( 1) : 1 7. , Lyth A. C li ate u rban isation and vulnerab ility to vector borne d isease in subtrop ica l coastal A ustra lia: m , sustainab le policy for a changing environm ent Env ironm ental H azards 2005 16 ( 6) : 189 200. . , , Portnov B A. C ombat ing desertificat ion in th e N egev: dry land agriculture vs d ryland u r an ization Journal of A rid E nvironm ents 2004, 56 ( 1) : . b . , 659 680. D ucrota R. A rticu lating land and w ater dynam ics w ith urb an ization : Com puters Env iron en t and U rban Syste s 2004 28 ( 5) : 85 106. , m m , , A tef K harab sheh. Influence of urb an ization on w ater qual ity d eterioration during drought period s at Sou th Jordan. Journal of A rid Env iron en ts m . 2003 53 ( 5) : 619 630. , H uang J C. A nalys is of coupl ing m echan is and ru les b etw een urb an ization and eco environm ent G eograph ica l R esearch 2003, 22( 2) : 211 220. m . , Q iao B Fang C L. Th e dynam ic coupl ing m odel of the har on iou s develop en t b etw een u rban izat ion and eco environm ent and its app licat ion in , m m arid area A cta E cologica S in ica , 2005, 25 ( 11) : 3003 3009 . . Du X R. Trade env ironm ental pollu t ion and econom ic grow th A n endogenous grow th m odel in open economy. Journal of F inan ce and E conom ics , : , 2006 32 ( 12) : 106 121 , . W ang R S. Th e front iers of urban ecological research in industrial trans for at ion. A cta E colog ica S in ica, 2000 20 ( 5) : 831 840 m , . H u D. E conom ic develop en t and environm en tal qual ity: progress on the env iron en tal ku znets cu rve A cta E cologica S in ica, 2004, 24( 6) : 1259 m m . 1266 . D ind a S. Environm en tal ku znets curve hypoth es is a su rvey. E cological Econom ics 2004, ( 49) 431 455. : , Tang Z. V ector error correct ion m odel of foreign trade in Ch ina. A pp lication of Statistics and M anagem en t 2007 26 ( 3) : 391 397 , , . S lott je D. E conom ic in equality and the environm en t E nvironm ental M odelling & Soft are, 2001 ( 16) : 183 194. . w X ie B J E conom etric analys is of th e relatton sh ip b etw een urban izat ion and econom ic developm ent of H unan Province Y unnan G eograph ic . . Environm en t R esearch, 2008, 20( 4) : 54 57 . L i X S. A dem and s ide ana lysis on ch in a? s engines of econom ic grow th Q uan titat ive& T echn ical E conom ics 2005, 25( 11 ) : 27 33. . , B i Y J RM B ps Exchange rate change and comm od ity i port p rice an em p irical analys is based on V ECM. Q uan titat ive& Techn ical E conom ics . m : , 2008 28 ( 7) : 70 82 , . Peng S J Ch in a?s econ om ic grow th and env iron en tal pollu tion an em p irical test based on generalized i pu lse respon se function Ch ina I strial . m : m . ndu E conom y, 2005, 28( 5) : 15 23. an attem pt to m odel natu ral resou rces m an agem en t at the urban edge.

參考文獻(xiàn):
[ 1] [ 2] [ 7] [ 8] [ 9] [ 10 ] [ 11 ] [ 13 ] [ 15 ] [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] 劉耀彬. 城市化與生態(tài)環(huán)境耦合模式及判別. 地理科學(xué), 2005 25 ( 4) : 408 414 , . 方創(chuàng)琳. 西北干旱區(qū)水資源約束下城市化過程及生態(tài)效應(yīng)研究的理論探討. 干旱區(qū)地理, 2004 27 ( 1) : 1 7 , . 黃金川. 城市化與生態(tài)環(huán)境交互耦合機(jī)制與規(guī)律性分析. 地理研究, 2003, 22 ( 2) : 211 220. 喬標(biāo). 城市化與生態(tài)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的動(dòng)態(tài)耦合模型及其在干旱區(qū)的應(yīng)用. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2005, 25 ( 11) : 3003 3009 . 杜希饒. 貿(mào)易、 環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 胡聃. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響 基于開放經(jīng)濟(jì)下的一個(gè)內(nèi)生增長(zhǎng)模型. 財(cái)經(jīng)研究, 2006 32 ( 12) : 106 121 , . 環(huán)境庫茲涅茨曲線國(guó)內(nèi)外研究進(jìn)展. 生態(tài)學(xué)報(bào) 2004 24 ( 6) : 1259 1266. , 王如松. 轉(zhuǎn)型期城市生態(tài)學(xué)前沿研究進(jìn)展. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2000 20 ( 5) : 831 840 , . 唐志. 中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的向量誤差修正模型. 數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理, 2007, 26( 3) : 391 397. 謝伯軍. 湖南省城市化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的計(jì)量分析. 云南地理環(huán)境研究, 2008 20 ( 4) : 54 57 , . 李雪松. 中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力的需求分析. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2005 25( 11 ) : 27 33. , 畢玉江. 人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)進(jìn)口商品價(jià)格的傳遞效應(yīng) 彭水軍. 中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染 基于 V ECM 的實(shí)證研究. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2008, 28( 7) : 70 82. 基于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法的實(shí)證研究. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2005 28( 5 ): 15 23. ,

http: / /www. eco log ica. cn



  本文關(guān)鍵詞：重慶市城市化與生態(tài)環(huán)境交互關(guān)系的協(xié)整分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。