基于脫鉤與VEC模型的唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境響應(yīng)分析

韓瑞玲，張秋孌，朱紹華

河北師范大學(xué) 旅游系，河北 石家莊 050024

基于脫鉤與VEC模型的唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的
環(huán)境響應(yīng)分析

韓瑞玲，張秋孌，朱紹華

河北師范大學(xué) 旅游系，河北 石家莊 050024

論文以脫鉤模型為工具，判定了1992年—2014年唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀態(tài)軌跡演化，結(jié)果表明：1992年—2014年，唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與污染物排放之間共有11個(gè)年份表現(xiàn)為強(qiáng)脫鉤狀態(tài)，2個(gè)年份表現(xiàn)為弱脫鉤狀態(tài)，證明唐山市經(jīng)濟(jì)增長過程中，環(huán)境壓力主體呈現(xiàn)下降或是緩慢增長狀態(tài)。通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差分析（VEC）挖掘經(jīng)濟(jì)與環(huán)境各指標(biāo)間的相互作用關(guān)系，結(jié)果表明：GDP是影響工業(yè)SO2排放的直接原因；GDP與化學(xué)需氧量、工業(yè)SO2之間保持均衡關(guān)系，有利于唐山經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展；而保持GDP與工業(yè)煙塵排放量的均衡關(guān)系，則不利于各變量指標(biāo)的增長，表明唐山經(jīng)濟(jì)的增長一定程度上還是依賴于物質(zhì)的投入和排放。

環(huán)境效應(yīng)；脫鉤；因果分析；VEC；唐山

一、引言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境響應(yīng)問題在近些年來被持續(xù)高度關(guān)注。一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不能擺脫對自然資源的依賴，持續(xù)對資源和環(huán)境要素保持索取姿態(tài)；另一方面，環(huán)境對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的反作用使得環(huán)境惡化和資源減少的態(tài)勢未有根本改觀。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要素化及高級化，環(huán)境響應(yīng)的表現(xiàn)也逐步綜合化和復(fù)雜化。經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，各國更加重視經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式轉(zhuǎn)軌與經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變，強(qiáng)調(diào)用價(jià)值機(jī)制取代價(jià)格機(jī)制，把經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)定位于資源的優(yōu)化配置與優(yōu)化再生，以達(dá)到提質(zhì)增效的目的。2008年以來，以“自然資本的非減化”為目標(biāo)的可持續(xù)發(fā)展已成為世界各國的發(fā)展方向[1]。2012年，黨的“十八大”報(bào)告提出要把資源消耗、環(huán)境損害、生態(tài)效益等納入國民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展的評價(jià)體系，提出構(gòu)建包括生態(tài)文明在內(nèi)的五位一體的新發(fā)展布局。作為人地關(guān)系研究的重要內(nèi)容[2]，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境響應(yīng)研究在保持著其魅力的同時(shí)，又為社會(huì)及學(xué)術(shù)發(fā)展提出了新方向和新目標(biāo)。

資源型城市是我國城市體系中最重要的部分，在提供初級資源產(chǎn)品、構(gòu)建國家工業(yè)體系、支持現(xiàn)代化建設(shè)等方面做出了巨大貢獻(xiàn)[3]，但也產(chǎn)生了諸多弊端，如城市經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理、自然環(huán)境破壞、就業(yè)壓力沉重、社會(huì)民生問題突出等，使得資源型城市的可持續(xù)發(fā)展面臨著嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。資源型城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展對資源的慣性依賴，使得其資源環(huán)境壓力會(huì)繼續(xù)增加，進(jìn)而制約城市的現(xiàn)代化進(jìn)程。學(xué)者對資源型城市轉(zhuǎn)型及其可持續(xù)發(fā)展問題的研究較系統(tǒng)[4-5]。但由于各資源城市的發(fā)展條件不一，具體的發(fā)展軌跡也有差異，因此有必要針對于不同類型的資源型城市經(jīng)濟(jì)-環(huán)境相互作用和系統(tǒng)耦合的研究基礎(chǔ)，分析環(huán)境變化對人類活動(dòng)壓力的具體響應(yīng)，探討資源型城市實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的機(jī)理及應(yīng)對行動(dòng)[6]。唐山是具有百年開采歷史的綜合型特大資源型工業(yè)城市，其依煤建市、因鋼興市，被譽(yù)為中國近代工業(yè)的搖籃。一直以來，唐山以鋼鐵、水泥、陶瓷、煤炭等傳統(tǒng)資源型產(chǎn)業(yè)為主，鋼鐵產(chǎn)量約占全國總產(chǎn)量的12.5%左右，整體產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力弱。2013年，中國首次界定了262個(gè)資源型城市，唐山市是河北省唯一被定性為再生型的資源城市，其面臨的主要任務(wù)是在有效經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的基礎(chǔ)上，達(dá)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境的和平共處。

本文首先對唐山已有的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行軌跡進(jìn)行判定，分析環(huán)境對經(jīng)濟(jì)發(fā)展與的響應(yīng)表現(xiàn)，并以此作為判定經(jīng)濟(jì)與環(huán)境關(guān)系的重要切入點(diǎn)，對典型資源型城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展軌跡及其環(huán)境響應(yīng)表現(xiàn)做以系統(tǒng)分析。為理清此關(guān)系，本文引入脫鉤理論[7]?！懊撱^”指經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的環(huán)境沖擊逐步減少的過程，表征經(jīng)濟(jì)與環(huán)境之間的壓力關(guān)系[8]，既包括去物質(zhì)化，也包括去污染化[9]。脫鉤理論根據(jù)研究結(jié)果將脫鉤狀態(tài)分類，進(jìn)而判定經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的具體關(guān)系[10]。國內(nèi)外學(xué)者利用脫鉤理論研究了一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的關(guān)系問題，如經(jīng)濟(jì)走勢對CO2排放的影響[11-12]、經(jīng)濟(jì)發(fā)展對資源利用的影響[13-14]、產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境關(guān)系[15-16]、人口與土地利用關(guān)系[17]，以及生態(tài)效率問題[18]等。能源利用效率的提高、工業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、技術(shù)的進(jìn)步會(huì)有效改善區(qū)域經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的脫鉤狀態(tài)關(guān)系[19]。利用脫鉤分析，能夠?yàn)閰^(qū)域發(fā)展、消費(fèi)[20]和投資提供有效決策。積極的脫鉤發(fā)展模式能有效降低對資源的依賴，降低生產(chǎn)成本，增強(qiáng)企業(yè)或區(qū)域的風(fēng)險(xiǎn)抵抗力和市場競爭力，還可以產(chǎn)生巨大的綜合效益，如降低社會(huì)公共部門和企業(yè)的運(yùn)行成本、提升整體環(huán)境質(zhì)量、創(chuàng)造就業(yè)崗位等[21]。

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論指出，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)模型表述的變量之間存在一種“長期均衡”關(guān)系，但實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過程”生成的。經(jīng)濟(jì)發(fā)展與自然環(huán)境之間的關(guān)系在經(jīng)濟(jì)永恒前提的規(guī)律下保持著長時(shí)期關(guān)系，但并非絕對平穩(wěn)。向量誤差修正模型（Vector Error Correction Mode，VEC）則是對這種非均衡過程進(jìn)行修正，使非均衡的動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)逐步保持長期均衡過程。

本文利用脫鉤模型和向量誤差修正模型，對唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行了驗(yàn)證。首先，文章選用GDP指標(biāo)反映經(jīng)濟(jì)狀況，并構(gòu)建了復(fù)合的污染排放指標(biāo)，以表達(dá)研究區(qū)域的環(huán)境響應(yīng)狀態(tài)，從去污染的角度使用脫鉤模型判定了唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與污染排放的總體脫鉤狀態(tài)變化。其次，利用VEC模型對指標(biāo)進(jìn)行單獨(dú)分析，一是為了探明唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中的環(huán)境效應(yīng)不同驅(qū)動(dòng)因子的作用情況及各因子間的時(shí)間作用關(guān)系，二是判定指標(biāo)間的相互調(diào)整表現(xiàn)，對比判定污染物綜合發(fā)展走勢與個(gè)體指標(biāo)判定的趨勢是否一致，充分發(fā)掘唐山市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的機(jī)理并積極解決問題。

二、研究方法

（一）脫鉤分析方法

本文運(yùn)用Tapio脫鉤指標(biāo)模型進(jìn)行污染物排放的脫鉤狀態(tài)分析，該模型是在OECD脫鉤模型基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，并采用“脫鉤彈性”重新定義了脫鉤概念并對脫鉤類型進(jìn)行了細(xì)分[10]。具體脫鉤模型如下：

式中，ε為脫鉤彈性；GDP為區(qū)域經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值；EP為污染物排放量，選擇化學(xué)需氧量（COD）、工業(yè)二氧化硫（SO2）排放量、工業(yè)煙塵（DUST）排放量3個(gè)指標(biāo)，在進(jìn)行數(shù)據(jù)歸一化處理后，利用熵權(quán)法[22]，對3個(gè)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，得到污染物排放量的復(fù)合指標(biāo)。依據(jù)指標(biāo)發(fā)展?fàn)顩r及脫鉤彈性值的不同可將脫鉤類型分為6類（表1）。

表1 脫鉤分類及解釋

（二）向量誤差修正模型（VEC）

1．單位根檢驗(yàn)

具有經(jīng)濟(jì)屬性的時(shí)間序列隨機(jī)事件具有唯一性，該過程不可重復(fù)。對研究區(qū)各變量的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，主要驗(yàn)證各變量數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)[23]。若時(shí)間序列數(shù)據(jù)的均值、方差和協(xié)方差等不隨著時(shí)間變化而變化，則該序列就是平穩(wěn)序列，其在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí)不會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象[24]。各個(gè)變量序列為I（1）階單整變量，是構(gòu)成協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型的基礎(chǔ)。

2．Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

一些時(shí)間序列經(jīng)過組合后改變了原來的非平衡狀態(tài)，變量之間存在著某種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)主要檢驗(yàn)非平穩(wěn)序列的回歸方程所描述的因果關(guān)系是否為偽回歸，如果存在顯著協(xié)整關(guān)系，則不是偽回歸。反之亦然。Johansen檢驗(yàn)是一種進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)較好的方法，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量主要有跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量和最大特征值（Max-Eigen）統(tǒng)計(jì)量。由于Johansen檢驗(yàn)是以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，因此需要首先構(gòu)建變量組的VAR模型，確定最優(yōu)滯后階數(shù)[25]。

3．Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以用來確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系以及影響的方向。在進(jìn)行因果檢驗(yàn)之前，也需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位跟檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)給出了每個(gè)內(nèi)生變量相對于其他內(nèi)生變量的格蘭杰因果檢驗(yàn)（Granger Causality）結(jié)果和相應(yīng)概率值。Granger因果關(guān)系的檢驗(yàn)思想為：如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y的變化之前。假設(shè)要檢驗(yàn)變量X與變量Y之間的因果關(guān)系以及這種關(guān)系影響的方向，需要構(gòu)建如下的檢驗(yàn)回歸方程：

其中，假定隨機(jī)誤差項(xiàng)ut和vt之間是不相關(guān)的。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的原假設(shè)是：“X不是引起Y變化的Granger原因”或“Y不是引起X變化的Granger原因”。對于上述檢驗(yàn)回歸方程的估計(jì)結(jié)果可分4種情況討論：①存在從X到Y(jié)的單向因果關(guān)系。②存在從Y到X的單向因果關(guān)系。③存在從X到Y(jié)的雙向因果關(guān)系。④X和Y之間不存在任何的單向因果關(guān)系。

4．向量誤差修正模型（VEC）

VEC是對VAR（Vector Auto-regression Mode，矢量自回歸）模型中變量間存在的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行修正的模型，該模型只能應(yīng)用于具有協(xié)整關(guān)系的序列[23]?；趨f(xié)整關(guān)系得到的誤差修正項(xiàng)反映了變量之間長期均衡關(guān)系，即對長期均衡的偏離可以通過一部分短期調(diào)整而得到修正。誤差修正模型的基本形式為：

（4）式中，△代表差分；ecmt-1=β'yt-1為誤差修正項(xiàng)（β’為協(xié)整向量矩陣的轉(zhuǎn)置形式），是VEC模型最核心的部分，其決定了長期均衡的趨勢。α反映了變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)的被調(diào)整速度，即誤差修正項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值；各解釋變量的滯后差分項(xiàng)△yt-i的系數(shù)Γi等反映了各變量的短期波動(dòng)對△yt的影響；εt為殘差，其均值為零；p為差分解釋變量的最優(yōu)滯后階數(shù)，由AIC、SC最小準(zhǔn)則及LR檢驗(yàn)來決定。

VEC模型在計(jì)算時(shí)將變量的原始值和變量的差分有機(jī)地結(jié)合并建模。從短期看，被解釋變量的變動(dòng)是由較穩(wěn)定的長期趨勢和短期波動(dòng)共同決定的。短期內(nèi)系統(tǒng)偏離均衡狀態(tài)程度的大小直接導(dǎo)致波動(dòng)振幅的大小。從長期看，協(xié)整關(guān)系式主要起到將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)的引力線作用。

三、研究結(jié)果

（一）脫鉤分析結(jié)果

1992年—2014年，唐山市GDP呈現(xiàn)增長趨勢，年均增長7.96%；污染物排放（EP）呈現(xiàn)波動(dòng)上升態(tài)勢，年均增長5.7%。GDP與污染物排放（EP）之間主要以強(qiáng)脫鉤狀態(tài)為主（表2），共11個(gè)年份表現(xiàn)為強(qiáng)脫鉤（占比47.82%），2個(gè)年份表現(xiàn)為弱脫鉤（占比8.70%），各有5個(gè)年份表現(xiàn)為擴(kuò)張負(fù)脫鉤和衰退脫鉤（各占比21.74%）。強(qiáng)脫鉤和弱脫鉤共13年。證明唐山市經(jīng)濟(jì)增長過程中，資源環(huán)境的壓力主體呈現(xiàn)下降或是緩慢增長狀態(tài)。脫鉤狀態(tài)的變化規(guī)律性不突出，主要受到GDP增長率和污染物排放（EP）增長率共同作用。

研究期內(nèi)，按照經(jīng)濟(jì)增長，資源環(huán)境水平下降的判定標(biāo)準(zhǔn)，唐山市大多年份均表現(xiàn)出強(qiáng)脫鉤狀態(tài)。說明唐山的經(jīng)濟(jì)增長基本上能遵循保護(hù)環(huán)境的基本規(guī)律，使得經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的矛盾能夠相對緩和。在強(qiáng)脫鉤的11個(gè)年份中，GDP在1994年增幅最高，主要因?yàn)樘粕阶?993年產(chǎn)權(quán)制度改革拉開帷幕，股份制經(jīng)濟(jì)從無到有，市場經(jīng)濟(jì)體系逐步建立，區(qū)域間要素流動(dòng)逐步頻繁。通過市場的調(diào)節(jié)，生產(chǎn)要素逐步向優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集中，工業(yè)增加值增長迅速。企業(yè)數(shù)量與規(guī)模逐步壯大，涌現(xiàn)出諸多知名企業(yè)。且此時(shí)主要工業(yè)產(chǎn)品如生鐵、粗鋼、鋼材等產(chǎn)能表現(xiàn)出高速擴(kuò)張趨勢，帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的整體發(fā)展。同樣，在強(qiáng)脫鉤年份中，污染物排放（EP）在2001年降幅最大，達(dá)到-16.14%。主要因?yàn)閺?011年開始，化學(xué)需氧排放量（COD）相對之前大幅降低，環(huán)境壓力短期內(nèi)有所降低。

弱脫鉤的年份有1995年、2005年，這兩個(gè)年份EP增長率呈正增長。1995年市場經(jīng)濟(jì)的強(qiáng)有力帶動(dòng)，鋼鐵、電力、化工、建材等工業(yè)成為經(jīng)濟(jì)增長的主要力量，資源要素大量進(jìn)入生產(chǎn)環(huán)節(jié)，工業(yè)污染排放量隨之增加。2005年，唐山市重工業(yè)快速增長，對能源消耗量極大，輕重工業(yè)比重達(dá)到7.3∶92.7。

對于1996年、1997年、2000年、2003年、2011年這5個(gè)年份呈現(xiàn)擴(kuò)張負(fù)脫鉤狀態(tài)，經(jīng)濟(jì)有所增長，但環(huán)境排放也大量增加。其中1996年、2000年因?yàn)楣I(yè)SO2排放量均大幅增長，1997年化學(xué)需氧排放量（COD）增幅較大，2003年、2011年工業(yè)煙塵排放量（DUST）增幅明顯，這其中一部分是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，另一部分是因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)口徑的差異。

1999年、2009年、2012年—2014年表現(xiàn)為衰退脫鉤，主要受GDP負(fù)增長導(dǎo)致。20世紀(jì)90年代初，唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展正處于震后重建的高潮期，國家的各項(xiàng)支持力度也很大，再加上唐山市的工業(yè)結(jié)構(gòu)特征，其工業(yè)產(chǎn)品的市場前景非常廣闊。但是，由于受亞洲金融危機(jī)和我國調(diào)整外商投資減免稅政策影響，唐山市吸引外資連續(xù)幾年出現(xiàn)較大幅度下降，合同外資由1993年的2.7億美元減至1997年的1.2億美元，1998年到2001年合同外資均未突破億美元，經(jīng)濟(jì)活力受到影響。2009年的衰退脫鉤主要因?yàn)槭艿?008北京奧運(yùn)會(huì)的滯后影響。2012年后受到基于環(huán)境治理的結(jié)構(gòu)改革的影響，以及2012年初爆發(fā)的鋼貿(mào)信貸危機(jī)，更是造成行業(yè)資金緊張，鋼鐵市場價(jià)格持續(xù)低位運(yùn)行，連帶影響了2012年—2014年唐山GDP呈現(xiàn)下降走勢。

研究期內(nèi)，污染物排放（EP）變化率大多表現(xiàn)為負(fù)增長，僅有少數(shù)年份為正增長。所以，證明了總體上唐山物質(zhì)資源投入量是在逐步下降的。

（二）VEC模型檢驗(yàn)結(jié)果

1．單位根檢驗(yàn)

首先，對4個(gè)指標(biāo)進(jìn)行對數(shù)化處理得到lnGDP、lnCOD、lnSO2與lnDUST，之后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（表3）。4個(gè)指標(biāo)的一階差分的t檢驗(yàn)值均小于其5%水平下的臨界值，通過了一階單位根檢驗(yàn)，說明其序列具備平穩(wěn)性，不含有單位根，具備協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2．Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

建立包含lnGDP、lnCOD、lnSO2與lnDUST 4個(gè)指標(biāo)的VAR模型，并進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)（表4）。第一個(gè)假設(shè)為“存在零個(gè)協(xié)整關(guān)系”，該假設(shè)下的跡統(tǒng)計(jì)量54.046大于5%臨界值47.856，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。第二個(gè)假設(shè)為“至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系”，接受原假設(shè)，認(rèn)為存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，具備了VEC模型的條件。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3．Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

建立包含lnGDP、lnCOD、lnSO2與lnDUST的4個(gè)指標(biāo)的序列組，以進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)（表5）。結(jié)果顯示，GDP是影響SO2的直接原因，但是SO2并不能對GDP產(chǎn)生直接影響。而COD、DUST指標(biāo)與GDP之間并未發(fā)現(xiàn)明顯的因果關(guān)系。說明，經(jīng)濟(jì)與環(huán)境指標(biāo)之間的作用關(guān)系是個(gè)復(fù)雜的過程，包含了諸多要素和流程，并非簡單的互相影響。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（三）VEC模型檢驗(yàn)結(jié)果

通過VEC模型，得到唐山經(jīng)濟(jì)發(fā)展與污染物排放關(guān)系發(fā)展的長期協(xié)整方程（5）和誤差修正曲線（圖1）。

e c mt-1=△l n G D P-0.7 4 3△l n C O D-3.190△lnSO2+0.278△lnDUST+12.647 （5）

圖1 唐山市COD、工業(yè)SO2、工業(yè)DUST排放量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的VEC模型誤差修正項(xiàng)曲線

經(jīng)濟(jì)增長GDP與COD、工業(yè)SO2排放量、工業(yè)DUST排放量指標(biāo)之間存在長期均衡關(guān)系，且此關(guān)系圍繞零值均線持續(xù)波動(dòng)（圖1）。1995年—1999年間，誤差修正項(xiàng)的波動(dòng)幅度較大，且1996年、1999年的誤差修正項(xiàng)的絕對值表現(xiàn)最大，表明該時(shí)期短期波動(dòng)偏離長期均衡關(guān)系比較大。2000年后，誤差修正項(xiàng)曲線走勢逐步靠近零均值曲線，長期均衡關(guān)系逐步穩(wěn)定。在2005年之后，表現(xiàn)為先降后升的波動(dòng)狀態(tài)，到研究末期，誤差修正項(xiàng)的絕對值又逐步增加?？傮w上，研究初期、末期波動(dòng)幅度較大，研究中期波動(dòng)幅度較小。

對誤差修正項(xiàng)曲線進(jìn)行變換，令ecmt-1等于0，則公式（5）可以推導(dǎo)為：

△lnGDP=0.743△lnCOD+3.190△lnSO2-0.278△lnDUST-12.647 （6）

可見，保持GDP與COD、工業(yè)SO2排放量的均衡關(guān)系，對各變量的增長有促進(jìn)作用；而保持GDP與工業(yè)DUST排放量的均衡關(guān)系，則對各變量的增長有抑制作用。實(shí)際上，1992年—2014年期間COD與工業(yè)SO2排放量則呈現(xiàn)波動(dòng)下降趨勢，而工業(yè)DUST排放量呈現(xiàn)波動(dòng)上升表現(xiàn)。這也進(jìn)一步表明了COD和工業(yè)SO2在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的促進(jìn)作用，說明唐山經(jīng)濟(jì)增長一定程度上還是依賴于物質(zhì)的投入和排放。

進(jìn)一步，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件，模擬了唐山經(jīng)濟(jì)與環(huán)境各指標(biāo)相互作用的VEC模型短期校正方程關(guān)系式（7）～（10）：

lnGDP的短期變動(dòng)由兩部分組成：一是由于前期4個(gè)指標(biāo)偏離長期均衡（ecmt-1）的影響；另一部分是由于GDP、COD排放量、工業(yè)SO2排放量、工業(yè)DUST排放量各個(gè)指標(biāo)當(dāng)期的短期變動(dòng)。由式（7）可以看出，存在的1個(gè)協(xié)整向量ecm以-0.044的速度對前期的4個(gè)指標(biāo)向長期均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整。

由于指標(biāo)存在滯后期影響，各指標(biāo)在前1期和前2期的變化對指標(biāo)的影響也有差異。GDP、COD的前1期變化（△lnGDPt-1、△lnCODt-1）對lnGDP本期（△lnGDPt）的變化有正向促進(jìn)作用，而工業(yè)SO2、工業(yè)DUST排放量（△lnSO2t-1、△lnDUSTt-1）的前1期變化對lnGDP本期的變化呈現(xiàn)抑制作用；同時(shí)，COD的前2期變化（△lnCODt-2）對lnGDP本期（△lnGDPt）的變化有正向促進(jìn)作用，而GDP、工業(yè)SO2排放量、工業(yè)DUST排放量（△lnGDPt-2、△lnSO2t-2、△lnDUSTt-2）的前2期變化對lnGDP本期的變化呈現(xiàn)抑制作用。說明唐山的經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到經(jīng)濟(jì)和環(huán)境要素的耦合作用影響，但呈現(xiàn)滯后效果，由于VEC模型的參數(shù)估計(jì)值整體比較小，接近于0，所以滯后作用表現(xiàn)不明顯。同理可得到對于方程（8）、（9）、（10）的解釋。

四、結(jié)論與討論

本文利用脫鉤模型和VEC模型，對1992年—2014年唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的環(huán)境響應(yīng)問題進(jìn)行了分析。本文研究周期較長，共23年時(shí)間，這保證了脫鉤狀態(tài)的長期穩(wěn)定性、趨勢的客觀性。利用脫鉤分析，重在分析經(jīng)濟(jì)與環(huán)境作用的結(jié)果狀態(tài)；利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，重在分析各個(gè)指標(biāo)的微觀時(shí)間作用關(guān)系。本文具體研究結(jié)果如下：

1．1992年—2014年，唐山市經(jīng)濟(jì)發(fā)展GDP、污染物排放EP指標(biāo)均呈現(xiàn)增長趨勢。研究期內(nèi)，GDP與EP之間共有11個(gè)年份表現(xiàn)為強(qiáng)脫鉤狀態(tài)，2個(gè)年份表現(xiàn)為弱脫鉤。表明在唐山市經(jīng)濟(jì)增長過程中，資源環(huán)境的壓力主體呈現(xiàn)下降或是緩慢增長狀態(tài)。

2．Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示：GDP是影響工業(yè)SO2的直接原因，但是SO2并不能對GDP產(chǎn)生直接影響。而COD、工業(yè)DUST指標(biāo)與GDP之間并未發(fā)現(xiàn)明顯的因果關(guān)系。

3．誤差修正曲線表明：GDP與COD、工業(yè)SO2排放量之間保持均衡關(guān)系，有利于唐山經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的協(xié)調(diào)；而保持GDP與工業(yè)DUST排放量的均衡關(guān)系，則不利于各變量指標(biāo)的增長。誤差修正項(xiàng)曲線的波動(dòng)趨勢為研究中期波動(dòng)幅度較小，研究初期和末期波動(dòng)較大。

4．短期校正方程結(jié)果說明唐山的經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到經(jīng)濟(jì)和環(huán)境要素的耦合作用影響，但經(jīng)濟(jì)、環(huán)境各指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響有滯后作用，由于VEC模型的參數(shù)估計(jì)值整體比較小，所以滯后作用表現(xiàn)不明顯。

5．脫鉤結(jié)果與誤差修正項(xiàng)結(jié)果均顯示：隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，唐山的環(huán)境壓力呈逐步減小趨勢。

基于上文研究結(jié)果，本文對唐山市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出了建議：

1．通過結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型繼續(xù)降低環(huán)境壓力。受資源環(huán)境條件的制約，唐山市傳統(tǒng)工業(yè)發(fā)展的可持續(xù)性受到極大挑戰(zhàn)。1992年—2014年，唐山市第二產(chǎn)業(yè)的比重平均值為49.90%，其中以煤炭、鐵、石油等為主的采選業(yè)的增加值所占比重最大。同時(shí)，唐山產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多樣化指數(shù)23年呈現(xiàn)下降趨勢。因此，應(yīng)加大對能源、物質(zhì)利用的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和方式改造，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，加速污染企業(yè)向郊區(qū)的搬遷；取締重污染、低效耗能的企業(yè)；積極發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，如物流、旅游等，如可利用“北方瓷都”的工業(yè)優(yōu)勢，以豐富的陶瓷文化為基礎(chǔ)，發(fā)展唐山市陶瓷工業(yè)旅游；利用配套齊全、技術(shù)基礎(chǔ)好的優(yōu)勢，強(qiáng)化裝備制造業(yè)，打造區(qū)域支柱產(chǎn)業(yè)，使唐山由工業(yè)品制造中心轉(zhuǎn)變?yōu)閷^(qū)域進(jìn)行流通、金融、科技、信息支持的經(jīng)濟(jì)中心；培育發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，可依賴曹妃甸地區(qū)，積極發(fā)展海洋產(chǎn)業(yè)；同時(shí)，還應(yīng)重視產(chǎn)業(yè)之間的融合發(fā)展。

2．通過技術(shù)升級提升資源利用率。唐山市在新中國成立之初，得到了國家和各地區(qū)的人力、技術(shù)等多因素的支持，其工業(yè)基礎(chǔ)相對較完備。但是其技術(shù)效應(yīng)的帶動(dòng)作用不明顯，技術(shù)進(jìn)步速度落后于市場需求，使得對資源的依賴并未在短期內(nèi)迅速降低。技術(shù)創(chuàng)新、高效率的生產(chǎn)方式才能真正實(shí)現(xiàn)技術(shù)脫鉤的必需途徑。因此，應(yīng)重視傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型，提高科技水平的研發(fā)和轉(zhuǎn)化。還可利用技術(shù)提高二次資源利用率，如煤矸石發(fā)電、制磚技術(shù)、低品位礦石堆浸技術(shù)，以及從廢液、煙塵中回收稀散元素的技術(shù)等。

3．通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)保持經(jīng)濟(jì)-環(huán)境的長期均衡關(guān)系。唐山市在工業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模方面具有較大優(yōu)勢，但隨著市場需求轉(zhuǎn)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的規(guī)模效應(yīng)發(fā)揮需更加充分。因此，應(yīng)重視由產(chǎn)業(yè)節(jié)點(diǎn)向產(chǎn)業(yè)鏈條轉(zhuǎn)變，由產(chǎn)業(yè)分散發(fā)展向產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展轉(zhuǎn)變，發(fā)揮比較優(yōu)勢。發(fā)揮傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)密集優(yōu)勢和新興產(chǎn)業(yè)的資本密集優(yōu)勢，提高規(guī)模效應(yīng)。重視區(qū)域規(guī)模效應(yīng)，唐山市作為京津冀區(qū)域東北地區(qū)的副中心，應(yīng)主要加強(qiáng)與京津功能分工和配套協(xié)作，有效吸納區(qū)域要素轉(zhuǎn)移。未來，應(yīng)增強(qiáng)規(guī)模效應(yīng)發(fā)揮作用的力度，使得經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的關(guān)系越來越和諧，避免先污染、后治理的“相對脫鉤”轉(zhuǎn)嫁。

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（責(zé)任編輯：周吉光）

HAN Rui-ling, ZHANG Qiu-luan, ZHU Shao-hua

Hebei Normal University, Shijiazhuang, Hebei 050024

First, the article adapts the decoupling model, and terminates the evolution of the decoupling state trajectory of Tangshan economic development from 1992 to 2014. The results illustrated that altogether 11 years showed a strong decoupling state, 2 years showed weak in the economic development and pollutant emissions of Tangshan City, which proves that in the process of economic growth, environmental pressure subjects showed decline or slow growth. Johansen co-integration test and vector error analysis (VEC) are used to explore the interaction between economic and environmental indicators, and the results show that GDP is the direct cause of industrial SO2emissions, maintain a balanced relationship with chemical oxygen demand and industrial SO2is benefit for the coordination between economic and environment. While, maintain the equilibrium relationship between GDP and industrial soot emissions is not conductive to the growth of the variable index, indicating that to some extent, the economic growth of Tangshan depends on material inputs and emissions.

environmental effects; decoupling; causal analysis; VEC; Tangshan city

F403.2

A

1007-6875(2017)03-0029-07

日期：2017-03-02

10.13937/j.cnki.hbdzdxxb.2017.03.006

國家自然科學(xué)基金青年科學(xué)基金項(xiàng)目（41301122）。

韓瑞玲（1984—），女，河北廊坊人，人文地理學(xué)博士，河北師范大學(xué)旅游系副教授，碩士生導(dǎo)師，主要從事區(qū)域規(guī)劃與開發(fā)等研究；張秋孌（1974—），女，河北衡水人，人文地理學(xué)碩士，河北師范大學(xué)旅游系副教授，碩士生導(dǎo)師，主要從事經(jīng)濟(jì)地理等研究。

Environmental Response Analysis of Tangshan City’s Economic Development Based on Decoupling and VEC Model