高迎春，佟連軍，馬延吉

1.中國(guó)科學(xué)院東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所，吉林 長(zhǎng)春 130012 2.中國(guó)科學(xué)院研究生院，北京 100049

吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化的動(dòng)態(tài)關(guān)系

高迎春1，2，佟連軍1*，馬延吉1

1.中國(guó)科學(xué)院東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所，吉林 長(zhǎng)春 130012 2.中國(guó)科學(xué)院研究生院，北京 100049

以吉林省為例，采用無(wú)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(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)因子，在分析共同影響因子對(duì)環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)作用差異的基礎(chǔ)上，應(yīng)用異速生長(zhǎng)模型分析經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)和環(huán)境子系統(tǒng)的相對(duì)變化關(guān)系.結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化具有不同的增長(zhǎng)維度，環(huán)境變化中的規(guī)模效應(yīng)依賴于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中資源要素的投入水平，而驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的技術(shù)變化因子僅僅是引起環(huán)境變化技術(shù)效應(yīng)的一個(gè)方面，環(huán)境系統(tǒng)的技術(shù)變化具有一定的獨(dú)立性;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化既有關(guān)聯(lián)性也有差異性，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)主導(dǎo)形成二者倒“U”型的數(shù)量關(guān)系，而環(huán)境系統(tǒng)影響因子進(jìn)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(jì)增長(zhǎng)的相對(duì)速率具有廣義分維性質(zhì)，環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的負(fù)異速生長(zhǎng)是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展環(huán)境目標(biāo)的根本途徑.

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);環(huán)境變化;分維;異速生長(zhǎng);吉林省

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在推動(dòng)社會(huì)物質(zhì)生產(chǎn)大發(fā)展的同時(shí)，也暴露出了許多負(fù)面效應(yīng)，環(huán)境污染和生態(tài)環(huán)境惡化等已經(jīng)對(duì)人類的生存和發(fā)展構(gòu)成了嚴(yán)重威脅，區(qū)域發(fā)展正面臨著發(fā)展經(jīng)濟(jì)和保護(hù)環(huán)境的雙重任務(wù)［1］.環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(EKC)假設(shè)反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量之間倒U型的曲線關(guān)系［2］，從宏觀尺度上為研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系提供了有益的經(jīng)驗(yàn)性探索［3］.對(duì)此，國(guó)內(nèi)外學(xué)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(duì)EKC的有效性、應(yīng)用和測(cè)度進(jìn)行了大量研究［5］，但并未達(dá)成一致性結(jié)論［6］，一些實(shí)證分析并不支持EKC假設(shè)［7-9］.也有學(xué)者認(rèn)為，EKC本質(zhì)上是一種經(jīng)驗(yàn)現(xiàn)象［10］，而不是一個(gè)必然規(guī)律［11］.針對(duì)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線在描述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系時(shí)的不足，GROSSMAN［12］將環(huán)境質(zhì)量的變化分解為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)，有助于揭示環(huán)境壓力和不同驅(qū)動(dòng)因子之間的關(guān)系，以及進(jìn)一步探索經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境變化的作用過(guò)程.筆者在認(rèn)識(shí)環(huán)境變化驅(qū)動(dòng)因子和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因子的基礎(chǔ)上，對(duì)比環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的變化維度，以及相應(yīng)驅(qū)動(dòng)因子的作用差異，進(jìn)而應(yīng)用異速生長(zhǎng)模型從經(jīng)濟(jì)-環(huán)境系統(tǒng)整體視角分析經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)的相對(duì)變化關(guān)系，以期為認(rèn)識(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境變化的相互關(guān)系，指導(dǎo)環(huán)境保護(hù)政策的制定和實(shí)施提供科學(xué)依據(jù).

1 環(huán)境變化影響因子

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

以吉林省9個(gè)市州為地區(qū)單元，選用地區(qū)生產(chǎn)總值(2000年不變價(jià))表示經(jīng)濟(jì)規(guī)模;污染治理成本在一定程度上可以反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)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(chǔ)數(shù)據(jù)，依照我國(guó)《排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)管理辦法》附件《排污費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)及計(jì)算方法》中關(guān)于各類污染物的折算系數(shù)和當(dāng)量收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，分類計(jì)算污染物的污染當(dāng)量數(shù)，并按照當(dāng)量收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)換算為排污費(fèi)，加和匯總后反映各地區(qū)環(huán)境質(zhì)量水平.基礎(chǔ)數(shù)據(jù)源于相應(yīng)年份的《吉林省環(huán)境質(zhì)量報(bào)告書(shū)》和《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》.

1.2 環(huán)境變化效應(yīng)分解

完全分解模型將殘差項(xiàng)中忽略的影響效果精確分配到計(jì)算結(jié)果中，消除了分解結(jié)果中的估計(jì)誤差［13］.根據(jù)完全分解模型計(jì)算公式［14］，將 2000—2007年吉林省歷年及分時(shí)段的環(huán)境變化(△W)分解為經(jīng)濟(jì)規(guī)模(Q)、經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)(S)和排污強(qiáng)度(I)影響下的3種不同變化效應(yīng)，即規(guī)模效應(yīng)(WQ)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)(WS)和技術(shù)效應(yīng)(WI)，結(jié)果見(jiàn)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(jì)總量及其增長(zhǎng)速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其變化幅度、排污強(qiáng)度及其進(jìn)步水平的影響，并以規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的形式表現(xiàn).由表1可知，規(guī)模效應(yīng)均為正值，發(fā)揮增量作用;技術(shù)效應(yīng)在多數(shù)時(shí)段中為負(fù)值，主要表現(xiàn)為減量作用;而結(jié)構(gòu)效應(yīng)增減作用差異較大，作用趨勢(shì)并不明顯.從相關(guān)性來(lái)看，規(guī)模效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)總量變化的相關(guān)系數(shù)為0.961，且在0.01水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，規(guī)模效應(yīng)的增量作用主要源于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)與環(huán)境變化總量的相關(guān)系數(shù)分別為0.826和0.936，分別在0.05和0.01水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，環(huán)境變化趨勢(shì)主要受到技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響.

表1 環(huán)境變化效應(yīng)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(duì)自變量變化反應(yīng)的強(qiáng)烈程度或靈敏度［15］.引入環(huán)境變化彈性的概念，進(jìn)一步分析單位經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引發(fā)的環(huán)境變化，以及不同分解組分對(duì)經(jīng)濟(jì)變化的敏感性.由圖1可知，規(guī)模效應(yīng)彈性大于0，技術(shù)效應(yīng)彈性在多數(shù)年份都小于0，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性在0附近波動(dòng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要通過(guò)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)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(guān)系數(shù)為0.954，結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性和結(jié)構(gòu)效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)為和0.994，二者都在0.01水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn).環(huán)境變化總量和結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的反應(yīng)較為平緩.規(guī)模效應(yīng)彈性和規(guī)模效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)為-0.687，技術(shù)效應(yīng)彈性和技術(shù)效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)為0.645，二者均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，彈性變化和絕對(duì)量變化發(fā)生較大偏離.規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較為敏感，環(huán)境變化總量彈性主要受到規(guī)模效應(yīng)彈性和技術(shù)效應(yīng)彈性的影響.變化幅度以技術(shù)效應(yīng)最大，規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)較小，對(duì)比之下技術(shù)效應(yīng)具有較強(qiáng)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(yīng)變化和規(guī)模效應(yīng)彈性變化方向相反，也從另一側(cè)面反映了經(jīng)濟(jì)變化對(duì)于規(guī)模效應(yīng)的影響.

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

2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因子

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

鑒于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中以資源、資本、勞動(dòng)作為3個(gè)要素投入已為眾多學(xué)者所采用［16］，故筆者以在崗職工工資總額為勞動(dòng)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(jià))為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出.為縮小各決策單元間因轄區(qū)規(guī)模等帶來(lái)的影響，采用人均投入和人均產(chǎn)出作為最終取值.基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)源于2001—2008年的《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》.

2.2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)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(dòng)因子對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用差異.對(duì)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)兩側(cè)同時(shí)取對(duì)數(shù)，建立勞動(dòng)、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(jì)產(chǎn)出，104元;x1，x2，x3分別為勞動(dòng)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(dòng)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(jì)產(chǎn)出增減幅度;μ為干擾項(xiàng).ln a與μ的和大致對(duì)應(yīng)于索洛意義上的 TFP.采用Malmquist指數(shù)識(shí)別 TFP變化，其包括技術(shù)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(jì)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(jìn)行回歸，通過(guò)不同組別間相應(yīng)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(jiàn)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(guò)了顯著性檢驗(yàn).對(duì)2000—2007年包括市州和全省在內(nèi)的10個(gè)決策單元進(jìn)行Malmquist指數(shù)計(jì)算［19］，獲得效率變化、技術(shù)變化、凈效率變化、規(guī)模效率變化和TFP變化 (見(jiàn)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(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因子分析

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)因子主要為勞動(dòng)、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(lái)看，全要素生產(chǎn)率(對(duì)應(yīng)于常數(shù)項(xiàng))呈上升態(tài)勢(shì)，增幅較大;勞動(dòng)要素生產(chǎn)率先下降再上升，波動(dòng)性較大;資本要素生產(chǎn)率趨向下降，也說(shuō)明在投資拉動(dòng)戰(zhàn)略背景下，資本要素對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的制約得以緩解;而資源要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈下降態(tài)勢(shì)，變化較為規(guī)律，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)去物質(zhì)化初顯成效.全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步依賴于生產(chǎn)前沿面的推進(jìn)，以及實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)前沿面的組織、管理、協(xié)作水平的提高.技術(shù)變化和效率變化在很大程度上取決于資本投入和勞動(dòng)者素質(zhì)的質(zhì)量.效率變化和技術(shù)變化的相關(guān)系數(shù)與勞動(dòng)要素生產(chǎn)率和資本要素生產(chǎn)率的相關(guān)系數(shù)較為相近，且二者都在0.05水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，也從側(cè)面反映了效率變化與勞動(dòng)要素生產(chǎn)率變化，以及技術(shù)變化與資本要素生產(chǎn)率變化的對(duì)應(yīng)聯(lián)系.對(duì)比之下，資源要素投入與其他經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)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(shì)，而效率變化和技術(shù)變化表現(xiàn)出較大波動(dòng).從相關(guān)性上來(lái)看，全要素生產(chǎn)率變化與技術(shù)變化和效率變化的相關(guān)系數(shù)都較低;技術(shù)變化和效率變化為負(fù)相關(guān)，且在0.01水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn);效率變化與凈效率變化呈正相關(guān)，在0.05水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn).由此可見(jiàn)，全要素生產(chǎn)率變化主要受到技術(shù)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(dòng)，規(guī)模效率變化的影響作用較小.從方差來(lái)看，全要素生產(chǎn)率變化歷年差異最小，而效率變化和技術(shù)變化的差異相近，二者相乘并沒(méi)有造成全要素生產(chǎn)率變化差異的進(jìn)一步擴(kuò)大，表現(xiàn)出一定的相互補(bǔ)償作用.

3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境變化影響因子對(duì)比分析

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化有著不同的影響因子，也決定了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)在增長(zhǎng)維數(shù)和變化途徑方面的差異.為進(jìn)一步認(rèn)識(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化的關(guān)系，將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化作為生產(chǎn)活動(dòng)中2種不同的產(chǎn)出結(jié)果，通過(guò)共同影響因子建立經(jīng)濟(jì)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(lái)細(xì)致刻劃經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境變化的作用關(guān)系.

經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要更多的資源投入，從而會(huì)推動(dòng)污染物排放量的增長(zhǎng).但是，資源要素對(duì)單位經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率(即彈性系數(shù))呈下降趨勢(shì)，提高資源效率，將使由單位經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引發(fā)的環(huán)境變化規(guī)模效應(yīng)呈縮減趨勢(shì).資源要素貢獻(xiàn)率和規(guī)模效應(yīng)彈性呈較強(qiáng)的正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.970，且在0.01水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明規(guī)模效應(yīng)的變化更依賴于資源投入水平，取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的減物質(zhì)化效果.

結(jié)構(gòu)效應(yīng)主要通過(guò)作用生產(chǎn)要素組織方式來(lái)影響環(huán)境變化，其作用機(jī)制可以對(duì)應(yīng)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(yīng)與效率變化和凈效率變化的相關(guān)系數(shù)分別為0.010和0.524，均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，與規(guī)模效率變化的相關(guān)系數(shù)為-0.702，且在0.05水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn).可見(jiàn)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)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(fù)雜，短期內(nèi)環(huán)境變化的結(jié)構(gòu)效應(yīng)可以進(jìn)一步歸因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)發(fā)展的專業(yè)化和規(guī)?；?

全要素生產(chǎn)率中技術(shù)變化與環(huán)境變化技術(shù)效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)為0.465，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn).環(huán)境變化技術(shù)效應(yīng)的主要影響因子為排污強(qiáng)度(環(huán)境產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)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(jì)產(chǎn)出的比值.由此可見(jiàn)，單位經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出對(duì)應(yīng)的環(huán)境產(chǎn)出不僅依賴于資源的經(jīng)濟(jì)效率，還取決于單位資源的環(huán)境產(chǎn)出，作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因子的技術(shù)變化僅僅是引起環(huán)境變化技術(shù)效應(yīng)的一個(gè)方面，二者并不具有直接的對(duì)應(yīng)性，環(huán)境系統(tǒng)的技術(shù)變化具有一定的獨(dú)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(jì)產(chǎn)出對(duì)應(yīng)的環(huán)境產(chǎn)出呈降低趨勢(shì)，單位經(jīng)濟(jì)增量引發(fā)的環(huán)境變化技術(shù)效應(yīng)仍然可能出現(xiàn)負(fù)值，在減量效應(yīng)大于增量效應(yīng)的同時(shí)驅(qū)動(dòng)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線越過(guò)拐點(diǎn).從物質(zhì)流角度來(lái)看，生產(chǎn)活動(dòng)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(yīng)降低，這樣資源在生產(chǎn)過(guò)程中的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和環(huán)境產(chǎn)出雙向分離也就成為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)驅(qū)動(dòng)環(huán)境污染呈倒“U”型走勢(shì)的直接依據(jù).

從資源要素的貢獻(xiàn)度和環(huán)境變化的規(guī)模效應(yīng)，以及技術(shù)變化和技術(shù)效應(yīng)的對(duì)應(yīng)關(guān)系來(lái)看，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與環(huán)境產(chǎn)出的關(guān)系符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線走向.但是，倒“U”型曲線僅僅是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化比例關(guān)系的反映，污染排放量的根本降低并不能從單一的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部得到答案，實(shí)現(xiàn)環(huán)境目標(biāo)需要統(tǒng)籌利用、充分發(fā)揮經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)不同驅(qū)動(dòng)因子的積極作用.經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)與環(huán)境系統(tǒng)具有關(guān)聯(lián)性，在一定范圍內(nèi)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的技術(shù)變化在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)也推動(dòng)了環(huán)境污染排放的降低.經(jīng)濟(jì)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(jì)系統(tǒng)的影響外，在技術(shù)方面還表現(xiàn)出一定的獨(dú)立性.應(yīng)注意的是，被動(dòng)性并不是環(huán)境系統(tǒng)的全部特征，通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的反饋?zhàn)饔眠€可以表現(xiàn)出其主動(dòng)性的一面，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)主導(dǎo)形成倒“U”型的數(shù)量關(guān)系，而環(huán)境系統(tǒng)影響因子進(jìn)一步?jīng)Q定了在何種污染程度上穿越環(huán)境高山，及越過(guò)拐點(diǎn)后環(huán)境質(zhì)量如何持續(xù)改善.經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)相互作用、相互影響形成復(fù)雜的耦合系統(tǒng)，二者具有統(tǒng)一性，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)降低環(huán)境污染并不是必然性趨勢(shì)，實(shí)踐中的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線目標(biāo)需要經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)的共同努力.

4 經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的異速生長(zhǎng)分析

4.1 經(jīng)濟(jì)-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(lái)定量描述經(jīng)濟(jì)變量波動(dòng)時(shí)對(duì)環(huán)境產(chǎn)出的影響的敏感程度.比較分維和彈性的表達(dá)式，可以發(fā)現(xiàn)彈性具有分維的性質(zhì)［20-21］.由于驅(qū)動(dòng)因子構(gòu)成及作用方式的差異，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化的速率也不相同.在理論上可認(rèn)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(duì)增長(zhǎng)率之比，只要標(biāo)度因子不為整數(shù)或整數(shù)之比，就可認(rèn)為系統(tǒng)具有分形性質(zhì)［22］.

4.2 經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的異速生長(zhǎng)

將經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)看作是經(jīng)濟(jì)-環(huán)境耦合系統(tǒng)的2個(gè)子系統(tǒng)，應(yīng)用異速生長(zhǎng)法則可為理解經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和環(huán)境產(chǎn)出之間的相對(duì)增長(zhǎng)關(guān)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(duì)增長(zhǎng)速率為ai;經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出(Y)為相應(yīng)的測(cè)度，其相對(duì)增長(zhǎng)速率為 aj，則有［23］：

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

式中，β為比例系數(shù);b為標(biāo)度因子，可以認(rèn)為其具有廣義的分維特征.

關(guān)于異速生長(zhǎng)方程的討論，主要集中在對(duì)標(biāo)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(zhǎng);b＜1，負(fù)異速生長(zhǎng);b=1，同速生長(zhǎng);b=0，表明P對(duì)Y的變化沒(méi)有影響.以b*作為標(biāo)度因子的標(biāo)準(zhǔn)值，在異速生長(zhǎng)分析中對(duì)維度差異起到平衡作用，其含義是假設(shè)P變化是在i維空間上進(jìn)行，而Y是在j維空間上增長(zhǎng)，為平衡P和Y之間維度的不相等，b*應(yīng)取值為i/j來(lái)確定同速生長(zhǎng)情況下與Y的增長(zhǎng)相對(duì)應(yīng)的P的變化［24］.在標(biāo)度因子相同或相近時(shí)，且Y取值也相同時(shí)，比例系數(shù)(β)用于不同時(shí)期的P的比較分析，可以表示為：

式(4)表示 P2(后一時(shí)期)為 P1(前一時(shí)期)的 λ倍［24］.

將異速增長(zhǎng)方程兩側(cè)同時(shí)取對(duì)數(shù)，可得：

依照式(5)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和排污費(fèi)按時(shí)間分組進(jìn)行回歸，求取比例系數(shù)和標(biāo)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表4.

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

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

根據(jù)環(huán)境變化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的維度和作用方式，可以確定標(biāo)度因子的標(biāo)準(zhǔn)值(b*)小于1，但是具體取值仍需進(jìn)一步研究.選擇2000—2007年組別的標(biāo)度因子取值作為標(biāo)準(zhǔn)值(b*).由表4知，以2002—2004年為分界，標(biāo)度因子(b)呈先下降再上升的趨勢(shì)，說(shuō)明投資拉動(dòng)戰(zhàn)略的實(shí)施促進(jìn)了吉林省經(jīng)濟(jì)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(méi)有在自身維度上得到應(yīng)有重視，環(huán)境建設(shè)相對(duì)滯后.與標(biāo)度因子的標(biāo)準(zhǔn)值(b*)進(jìn)一步對(duì)比發(fā)現(xiàn)，2002—2004年，2003—2005年和 2004—2006年3個(gè)組別的標(biāo)度因子均小于標(biāo)準(zhǔn)值，表明期間環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)為負(fù)異速生長(zhǎng)，環(huán)境產(chǎn)出增長(zhǎng)速率小于經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增長(zhǎng)速率，而其他組別為正異速生長(zhǎng).與標(biāo)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(shì).盡管標(biāo)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(dòng)戰(zhàn)略的積極作用，即相同經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出產(chǎn)生的污染排放，后一時(shí)期比前一時(shí)期的要少.

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化具有不同的增長(zhǎng)維度，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因子對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)主要為正向作用，對(duì)環(huán)境系統(tǒng)的影響則可分為擴(kuò)張力因子和收縮力因子，而環(huán)境系統(tǒng)內(nèi)部的技術(shù)因子可抑制環(huán)境退化.根據(jù)異速生長(zhǎng)方程，未來(lái)環(huán)境變化不僅受到經(jīng)濟(jì)規(guī)模增長(zhǎng)的影響，而且還依賴于標(biāo)度因子(b)和比例系數(shù)(β)，同速生長(zhǎng)并不能從根本上協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)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(fù)向作用，推動(dòng)環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的負(fù)異速生長(zhǎng)才能實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的環(huán)境目標(biāo).

5 結(jié)論

a.環(huán)境變化的影響因子可以分為經(jīng)濟(jì)總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和污染產(chǎn)出水平，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)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(jì)系統(tǒng)具有不同的增長(zhǎng)維度.

b.環(huán)境變化中規(guī)模效應(yīng)的變化依賴于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中資源的投入水平，而驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的技術(shù)變化因子僅僅是引起環(huán)境變化技術(shù)效應(yīng)的一個(gè)方面，二者并不具有直接的對(duì)應(yīng)性，環(huán)境系統(tǒng)的技術(shù)變化具有一定的獨(dú)立性.

c.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境變化既有關(guān)聯(lián)性也有差異性，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)主導(dǎo)形成倒“U”型的數(shù)量關(guān)系，而環(huán)境系統(tǒng)影響因子進(jìn)一步?jīng)Q定了在何種污染程度上穿越環(huán)境高山，及越過(guò)拐點(diǎn)后環(huán)境質(zhì)量如何持續(xù)改善.

d.環(huán)境變化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相對(duì)速率具有廣義分維性質(zhì)，表現(xiàn)出異速生長(zhǎng)的特征.在實(shí)踐中，推動(dòng)環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的負(fù)異速生長(zhǎng)是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展環(huán)境目標(biāo)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(jì)劃項(xiàng)目(20090602);中國(guó)科學(xué)院知識(shí)創(chuàng)新工程重要方向項(xiàng)目(KZCX2-YW-342-2);中國(guó)科學(xué)院東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所學(xué)科前沿領(lǐng)域項(xiàng)目(KZCX3-SW-NA3-20)

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

*責(zé)任作者，佟連軍(1960-)，男，吉林長(zhǎng)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(zé)任編輯：孫彩萍)