中國生態(tài)產(chǎn)品價值的區(qū)域差異、動態(tài)演進(jìn)及空間收斂性研究

謝亞燕，蘇洋

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052）

長期以來，粗放式的經(jīng)濟發(fā)展方式造成了嚴(yán)重的生態(tài)破壞和環(huán)境污染，優(yōu)美的生態(tài)環(huán)境變得越來越稀缺，保護(hù)修復(fù)生態(tài)環(huán)境的成本越來越高[1]。與此同時，人民群眾對優(yōu)美生態(tài)環(huán)境的需求越來越強烈，因此習(xí)近平總書記多次強調(diào)“綠水青山就是金山銀山”。2021年4月26日中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)了《關(guān)于建立健全生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)機制的意見》，其中明確指出“生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)機制的第一步就是建立生態(tài)產(chǎn)品價值評價機制”。那么，中國各區(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值分布現(xiàn)狀如何，有何動態(tài)演進(jìn)特征，在空間分布上是否具有收斂性特征？顯然，對這些問題進(jìn)行探究十分必要。

“生態(tài)產(chǎn)品”是2010年12月國務(wù)院印發(fā)《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》中首次提出的一個新概念。學(xué)界對其概念的內(nèi)涵、外延討論繁多，尚未統(tǒng)一，大體有廣義狹義之分。從狹義上講，生態(tài)產(chǎn)品是擔(dān)負(fù)著維護(hù)生態(tài)安全，調(diào)節(jié)生態(tài)系統(tǒng)，美化人居環(huán)境等功能的自然產(chǎn)品[2]。廣義的生態(tài)產(chǎn)品還涵蓋生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品、生態(tài)旅游服務(wù)等[3]。《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》和2020年自然資源部權(quán)益司發(fā)布案例均沿用廣義生態(tài)產(chǎn)品概念。國內(nèi)學(xué)者分別從生態(tài)產(chǎn)品市場化[4]、生態(tài)產(chǎn)業(yè)鏈[5]、生態(tài)產(chǎn)品價值[6]、生態(tài)要素[7]的不同視角對生態(tài)產(chǎn)品的內(nèi)涵與外延進(jìn)行論述，國外無生態(tài)產(chǎn)品術(shù)語，與之類似的概念有生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)、生態(tài)服務(wù)價值、生態(tài)系統(tǒng)生產(chǎn)總值等。本研究采用廣義概念，即“自然生態(tài)系統(tǒng)與人類共同作用，所產(chǎn)生的能夠增進(jìn)人類福利的產(chǎn)品和服務(wù)”。據(jù)此，可從生態(tài)物質(zhì)產(chǎn)品、生態(tài)調(diào)節(jié)產(chǎn)品、生態(tài)支持產(chǎn)品和生態(tài)文化產(chǎn)品四個維度探討其內(nèi)涵。

生態(tài)產(chǎn)品價值核算方法可以歸納為替代成本法和生態(tài)產(chǎn)品價值評估法兩種[8]。以替代成本為視角，綜合考慮了需要付出的各種建設(shè)成本，經(jīng)營保護(hù)成本及在生產(chǎn)中對其他發(fā)展機會舍棄的代價，也就是生產(chǎn)建設(shè)成本和機會成本的總和[9]。許多學(xué)者認(rèn)為成本法僅能確保生產(chǎn)方現(xiàn)有利益不受損失，無法提高生產(chǎn)的積極性，所以通常以成本法為價格下限[10]。在生態(tài)產(chǎn)品價值評價視角下，是對生態(tài)產(chǎn)品供給、調(diào)控、文化等生態(tài)產(chǎn)品價值進(jìn)行核算，評估方法主要有生態(tài)系統(tǒng)生產(chǎn)總值核算法[11]、當(dāng)量因子法[12-13]、功能價格法[14]和能值法[15]，但這種方法存在計量不準(zhǔn)確、估算結(jié)果虛高問題，一般將其作為價格參考上限[16]。各區(qū)域自然稟賦不一，生態(tài)系統(tǒng)類型，結(jié)構(gòu)和功能也不盡相同，所生產(chǎn)的生態(tài)產(chǎn)品在類別、數(shù)量、品質(zhì)和價值等方面更存在著較大差異，部分學(xué)者對長江經(jīng)濟帶[17]、黃河流域[18]等資源富集區(qū)的生態(tài)產(chǎn)品價值進(jìn)行核算，而鮮有大尺度核算全國生態(tài)產(chǎn)品價值的研究。

通過梳理已有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)的理論和實踐研究取得巨大進(jìn)展，這些成果為繼續(xù)深入探索提供了理論基礎(chǔ)和方法支持，但也存在需要進(jìn)一步解決的問題：（1）絕大多數(shù)研究是針對單一資源類型的深入研究，缺失對全國大尺度生態(tài)產(chǎn)品價值的初步核算；（2）對生態(tài)產(chǎn)品的指標(biāo)體系設(shè)計不合理、不全面可能使價值核算精度下降；（3）現(xiàn)有研究較少從分布的動態(tài)演進(jìn)過程、區(qū)域的差異及根源、空間收斂的特點等方面進(jìn)行綜合性、系統(tǒng)性的論述。基于此，嘗試對既有評價指標(biāo)體系加以拓展優(yōu)化，采用修正系數(shù)后的當(dāng)量因子法構(gòu)建適用于全國尺度的生態(tài)產(chǎn)品價值核算體系，識別中國生態(tài)產(chǎn)品的重要區(qū)域，揭示生態(tài)產(chǎn)品價值的時空演變特征。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 生態(tài)產(chǎn)品價值核算

參考近年來的生態(tài)產(chǎn)品價值研究并結(jié)合謝高地等[19]提出的價值當(dāng)量換算方法，確定了2002—2019年我國30個省份（由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，西藏及港澳臺地區(qū)均不在本次研究的考察范圍內(nèi)，下同）的生態(tài)產(chǎn)品價值當(dāng)量表。謝高地等[19]視生態(tài)系統(tǒng)所生產(chǎn)的純利為生態(tài)系統(tǒng)所能提供的生產(chǎn)，以農(nóng)田生態(tài)系統(tǒng)中單位面積食物所生產(chǎn)純利為1個標(biāo)準(zhǔn)當(dāng)量因子來衡量生態(tài)產(chǎn)品價值量。通過《中國農(nóng)產(chǎn)品價格調(diào)查年鑒》及其他統(tǒng)計年鑒確定中國30個省份2002—2019年的生態(tài)產(chǎn)品價值修正系數(shù)。修正方法為一個標(biāo)準(zhǔn)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)經(jīng)濟價值等效系數(shù)是單位面積農(nóng)田食物生產(chǎn)的經(jīng)濟價值的1/7，公式如下：

式中：Ea為單位面積農(nóng)田生態(tài)系統(tǒng)提供食物生產(chǎn)服務(wù)功能的經(jīng)濟價值（元/公頃）；i為農(nóng)作物種類；pi為i種農(nóng)作物某年在某省的平均價格（元/千克）；qi為i種農(nóng)作物單位面積產(chǎn)量（噸/公頃）；mi為i種農(nóng)作物種植面積（公頃）；M為所有農(nóng)作物的種植面積（公頃）。根據(jù)修正后的價值當(dāng)量和各用地類型的面積得到30個省份2002—2019年的生態(tài)產(chǎn)品價值。生態(tài)產(chǎn)品價值的評估公式為：

式（2）、式（3）中：EPV表示生態(tài)產(chǎn)品的總價值；Ai表示第i種土地利用類型的面積（hm2）；VCi表示第i種土地利用類型的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值系數(shù)；EPVf表示第f項生態(tài)產(chǎn)品價值；VCfi表示第i種土地利用類型的第f項生態(tài)產(chǎn)品價值系數(shù)。

考慮到貨幣的時間價值，所以為了消除價格變動因素所造成的各時期物價上的不可比性而采用物價平減的方法來測算貨幣的可比價值。若以2002年為基期計算2019年可比價格，則需將2019年和上年的價格指數(shù)折算為和2002年的價格指數(shù)。

用各年度與上一年度相比較的價格指數(shù)進(jìn)行核算，用2002年作為基期，計算出相對價格指數(shù)，計算公式如下。

式中：Ai是指每年按2002年計算的價格指數(shù)；A(i-1)是指上一年以2002年為基期的價格指數(shù)，Bi是指每年按前一年度計算的相對價格指數(shù)。

用x年作為基期的價格指數(shù)推算出y年與x年之間的可比價格。其公式是：

式中：以x年為基期，規(guī)定x年的價格指數(shù)為100。Pcy為y年相對x年的可比價，Pay為y年的實際價值，Ay為y年以x年為基期的物質(zhì)價格指數(shù)。

1.1.2 核密度分析法

核密度估計作為非參數(shù)估計的重要方法之一，可以被直觀理解成“光滑化”直方圖，可以通過連續(xù)密度曲線來刻畫各省份生態(tài)產(chǎn)品價值分布特征。分別某一期樣本數(shù)據(jù)核密度曲線水平位置能夠表征生態(tài)產(chǎn)品價值，曲線波峰高度與寬度能夠體現(xiàn)生態(tài)產(chǎn)品價值區(qū)間聚集度，波峰個數(shù)能夠表征樣本數(shù)據(jù)極化度，分布延展性也就是曲線拖尾程度能夠表征生態(tài)產(chǎn)品價值最大或者最小省份間距離，拖尾程度越大，表征區(qū)域間差異程度越大。對同一區(qū)域多期樣本核密度曲線進(jìn)行縱向比較可辨識該區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值動態(tài)演變的分布特征，而對多區(qū)域核密度曲線形態(tài)進(jìn)行橫向比較則可捕捉其生態(tài)產(chǎn)品價值演化軌跡的差異性。具體而言，j區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值核密度曲線是通過以下函數(shù)產(chǎn)生的：

式中：K(·)表示核密度函數(shù)并刻畫y領(lǐng)域中全部樣本點yji的權(quán)值；h表示核密度估計窗寬。核密度函數(shù)的選取，通常采用的核密度函數(shù)包括高斯核，雙角核和三角核，但是通常選取不同的核密度函數(shù)對估計結(jié)果影響較小，因此本論文以最為普遍的高斯核函數(shù)為基礎(chǔ)進(jìn)行探討。在窗寬的選取上，窗寬較小時估計量更為準(zhǔn)確，但是在區(qū)間上參與運算的樣本數(shù)目相應(yīng)較少，導(dǎo)致估計量方差偏大，密度曲線光滑性變差。采用SILVERMAN[20]于1986年提出的選擇最優(yōu)窗寬的方法來確定窗寬，其公式如下：

1.1.3 相關(guān)性模型——全局莫蘭指數(shù)

莫蘭指數(shù)能夠反映事物某一屬性彼此之間在空間范圍上是否相互影響，是否存在相關(guān)性。生態(tài)產(chǎn)品價值全局莫蘭指數(shù)能夠反映中國各省份之間在生態(tài)產(chǎn)品價值上的空間分布規(guī)律，以及是否存在自相關(guān)性。全局莫蘭指數(shù)計算過程如式（8）所示，取值范圍在-1到1之間。生態(tài)產(chǎn)品價值全局莫蘭指數(shù)大于0表示各省份在生態(tài)產(chǎn)品價值上存在一定的空間正相關(guān)，小于0代表有某種空間負(fù)相關(guān)，而等于0代表空間中的隨機分布。其中EPVp、EPVq分別表示第p個省份和第q個省份的生態(tài)產(chǎn)品價值，表示生態(tài)產(chǎn)品價值的均值，S2表示方差，wpq表示采用空間鄰接模式構(gòu)建的空間權(quán)重矩陣。

1.1.4 收斂性分析

（1）σ收斂代表了樣本離差隨著時間的推移不斷減小的變化過程，這與本文所研究的也就是不同區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值與平均水平之間的偏離程度從時間維度上看呈減小趨勢相對應(yīng)。參見σ收斂測算方法主要有Gini系數(shù)、Theil指數(shù)以及變異系數(shù)等，本研究利用研究文獻(xiàn)用得比較多的變異系數(shù)對σ收斂進(jìn)行了描述，其測算方法為：

式中：i為區(qū)域內(nèi)省份數(shù)量；j為區(qū)域數(shù)量；nj為區(qū)域j包含的省份數(shù)量；為考察期內(nèi)區(qū)域j的生態(tài)產(chǎn)品價值。如果生態(tài)產(chǎn)品價值隨著時間的推移呈現(xiàn)下降趨勢，則表明本區(qū)域各省生態(tài)產(chǎn)品價值的離散程度在逐漸減小，也就是區(qū)域間生態(tài)產(chǎn)品價值的差異在不斷縮小且有趨于均值的趨勢。

（2）β收斂來源于新古典經(jīng)濟增長理論關(guān)于經(jīng)濟趨同的觀點，它是指隨時間的推移增長率較高落后區(qū)域?qū)②s超發(fā)達(dá)區(qū)域并最終實現(xiàn)相同增長率收斂的一種狀態(tài)。在本文中，指初始生態(tài)產(chǎn)品價值相對較小的區(qū)域與高水平區(qū)域相比有較快的增長率，且生態(tài)產(chǎn)品價值增長率與初始水平負(fù)相關(guān)。β收斂有絕對β收斂與條件β收斂兩種。所研究的絕對β收斂就是指當(dāng)其他因素保持不變時，各個區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值會隨時間的推移逐步收斂到同一層次。條件β收斂就是當(dāng)充分考慮到各個區(qū)域多種因素的異質(zhì)性時，生態(tài)產(chǎn)品價值越低的區(qū)域比水平越高的區(qū)域增長速度越快，也就是說每個區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值都將收斂到其穩(wěn)態(tài)中。常規(guī)β收斂模型是：

傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型在計及空間效應(yīng)與否時會出現(xiàn)估計偏誤。為此，文中構(gòu)造了測算β收斂空間計量模型。常用的空間計量模型包括空間杜賓模型，空間滯后模型以及空間誤差模型等，本文根據(jù)ELHORST[21]在2014年給出的空間計量模型篩選步驟，通過似然比檢驗法依次識別個體，時間固定效應(yīng)并利用拉格朗日乘子，Wolder求和檢驗法篩選出面板固定效應(yīng)模型，空間杜賓模型以及空間滯后模型或者空間誤差模型并利用Hausman檢驗法對固定效應(yīng)以及隨機效應(yīng)做出判定。其具體收斂模型如下：

式（11）～（14）中：EPVi,t和EPVi,t+1分別代表區(qū)域i在t和t+1時的生態(tài)產(chǎn)品價值；ρ和λ分別為空間自回歸系數(shù)和空間誤差系數(shù)；θ為空間溢出系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；X為控制變量；γ則為控制變量的估計系數(shù)；μ為空間效應(yīng)；η為時間效應(yīng)；ε為隨機擾動項；φ為控制變量空間項的系數(shù)；β為模型的收斂系數(shù)。若β＜0且顯著，表明區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值具有β收斂態(tài)勢；反之，若β＞0且通過顯著性檢驗，則生態(tài)產(chǎn)品價值存在發(fā)散態(tài)勢。

β收斂速度（υ）由β收斂系數(shù)計算得出，以反映生態(tài)產(chǎn)品價值較低的區(qū)域?qū)ι鷳B(tài)產(chǎn)品價值較高區(qū)域的追趕速度，其公式為：

1.2 數(shù)據(jù)來源

涉及的數(shù)據(jù)具體來源及描述見表1，缺失年份地塊面積用最近一年數(shù)據(jù)進(jìn)行填補，剩余缺失數(shù)據(jù)均來自各省份對應(yīng)年份的統(tǒng)計年鑒。

表1 數(shù)據(jù)來源

2 中國省際生態(tài)產(chǎn)品價值特征分析

2.1 生態(tài)產(chǎn)品價值時序特征分析

圖1列示了2002—2019年中國生態(tài)產(chǎn)品價值總量及增長率。由圖1可知，2019年中國生態(tài)產(chǎn)品價值總量為857.20億元，相比2002年增加了57.19%，年均遞增2.98%。其中，供給服務(wù)、調(diào)節(jié)服務(wù)、支持服務(wù)、文化服務(wù)的生態(tài)產(chǎn)品價值分別為53.88億元、569.01億元、186.90億元和47.41億元，占比依次為6.29%、66.38%、21.80%和5.53%。

圖1 2002—2019年中國生態(tài)產(chǎn)品價值及增長率統(tǒng)計圖

從整體來看，2002—2019年中國生態(tài)產(chǎn)品價值總量整體上行但伴隨著一定的年際波動，結(jié)合其演變特征可大致歸為“震蕩上行—慢速下降—上行回落”三個不同階段。

2002—2013年為第一階段。生態(tài)產(chǎn)品價值除了在2008年、2011年表現(xiàn)出一定回落，其他省份均呈明顯上升態(tài)勢且于2013年達(dá)到峰值959.01億元，相比于2002年增加了75.85%。調(diào)節(jié)服務(wù)和支持服務(wù)生態(tài)價值是該階段生態(tài)產(chǎn)品價值增長的主要來源。

2014—2016年為第二階段。全國生態(tài)產(chǎn)品價值由于959.01億元降至844.83億元，降低了114.18億元，降幅為11.91%。

2017—2019年為第三階段。全國生態(tài)產(chǎn)品價值的變化無明顯趨勢，先上行增長后回落下跌，并于2018年創(chuàng)下整個考察期內(nèi)的最高值960.80億元，較2002年最低值545.34億元，增長了76.18個百分點。

生態(tài)產(chǎn)品價值在考察期間則一直處于增長態(tài)勢，只是不同階段的增長率存在差異。

圖2列示了2002—2019年中國生態(tài)壓力時序特征。從整體來看，2002—2019年中國生態(tài)壓力整體波動上行趨勢明顯，2008年和2012年是生態(tài)壓力的小峰值點，到2019年達(dá)到最大值521.49億元，是2002年生態(tài)壓力104.47的近5倍，生態(tài)壓力在考察期內(nèi)翻5倍，說明我國每單位生態(tài)產(chǎn)品價值所承載的國家生產(chǎn)總值在迅速增加。

圖2 2002—2019年中國生態(tài)壓力時序特征圖

2.2 生態(tài)產(chǎn)品價值省際差異分析

中國30省份的生態(tài)產(chǎn)品價值如表2所示。由表2可知，2019年生態(tài)產(chǎn)品價值居于前10位的省份依次為內(nèi)蒙古、新疆、黑龍江、廣西、四川、廣東、福建、云南、江蘇和湖北，其生態(tài)產(chǎn)品價值均在32億元以上，生態(tài)產(chǎn)品價值累計占到了全國生態(tài)產(chǎn)品價值的60%以上。而貴州、河南、安徽、重慶、山西、海南、上海、寧夏、北京和天津則依次排在倒數(shù)后10位，生態(tài)產(chǎn)品價值累計僅占全國生態(tài)產(chǎn)品價值的10%左右。其中除貴州、河南和安徽3個省份之外，其他7個省份生態(tài)產(chǎn)品價值均在10億元以下。

與2002年相比，2019年有19個省份的生態(tài)產(chǎn)品價值處于增加態(tài)勢，且以內(nèi)蒙古增幅最大，高達(dá)2 308.22%，河北、黑龍江、遼寧分列第二到第四位，各自增長率均在500%以上，江蘇、山西、吉林、浙江、廣西、廣東、四川、福建和北京緊隨其后，增幅均在100%～300%之間，江西、湖北、湖南、云南、山東和新疆的生態(tài)產(chǎn)品價值處于平穩(wěn)增加的態(tài)勢，增幅均低于100%，新疆生態(tài)產(chǎn)品價值增速最低為18.16%；此外有11個省份的生態(tài)產(chǎn)品價值處于下行態(tài)勢，寧夏的下行幅度最大為-87.79%，其次是海南、重慶、青海和貴州，其下行幅度處于-60%～-30%之間，陜西、河南、上海、甘肅、安徽和天津下降幅度均處于25%以下。

中國30省份的生態(tài)壓力值和排名如表3所示。2019年生態(tài)產(chǎn)品價值居于前10位的省份依次為北京、上海、天津、河南、山東、安徽、江蘇、重慶、廣東和浙江，以上省份其生態(tài)壓力均在20億元以上，承擔(dān)了全國生態(tài)壓力的70%以上，而寧夏、吉林、云南、海南、廣西、甘肅、黑龍江、內(nèi)蒙古、新疆和青海則依次排在倒數(shù)后10位，生態(tài)壓力均在7億元以下，僅承擔(dān)全國生態(tài)壓力的7%左右。

與2002年相比，2019年30個省份的生態(tài)壓力處于高速增長的態(tài)勢，其中青海由于生態(tài)壓力基數(shù)小，其振幅最大，高達(dá)784.29%，湖南、江西、新疆、山東分列第二到第五，各自的增長率均在600%以上，振幅前五名的省份認(rèn)定為生態(tài)壓力高壓省份；四川、湖北、寧夏、河南、天津、吉林、浙江、云南、山西、陜西、江蘇和北京緊隨其后，增幅處于600%～400%之間，以上12個省份可認(rèn)定為生態(tài)壓力中壓省份，然后河北、安徽、內(nèi)蒙古、福建、貴州、廣東、廣西、遼寧、重慶、甘肅、海南、上海和黑龍江的增幅處于390%～150%之間，以上13個省份可認(rèn)定為生態(tài)壓力低壓省份。

3 中國及三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值動態(tài)演進(jìn)

3.1 核密度分析結(jié)果

本文除了對全國總體情況進(jìn)行考察外，還將對中部、東部、西部區(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值情況分別展開探討。全國及各區(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值的分布位置、態(tài)勢、延展性和極化趨勢四個方面的分布動態(tài)演進(jìn)的核密度分析結(jié)果如圖3、表4所示。

3.2 中國生態(tài)產(chǎn)品價值的動態(tài)演進(jìn)

圖3整體上描繪了全國生態(tài)產(chǎn)品價值在考察期內(nèi)的總體演變情況。綜合來看，密度函數(shù)中心自右向左偏移，2019年峰值明顯低于基期，并由“兩主一小”的三峰格局逐步演變?yōu)椤耙恢饕恍　钡碾p峰格局，變化區(qū)間有所擴大。首先，與2002年相比，2007年的曲線形態(tài)變化較大，密度函數(shù)中心向右下移動且峰值下降，變化區(qū)間明顯縮小。由此表明，該階段中國生態(tài)產(chǎn)品價值增幅較大且省際差距也逐漸縮小。其次，與2007年相比，2012年的密度函數(shù)中心繼續(xù)向右下移動且峰值下降，波峰由“兩主一小”的三峰格局演變?yōu)椤耙恢饕恍　钡碾p峰格局，變化區(qū)間進(jìn)一步擴大。由此揭示，該階段中國生態(tài)產(chǎn)品價值持續(xù)上行，而且省際差距呈收斂態(tài)勢。再次，與2012年相比，2019年的密度函數(shù)中心在2012年的密度函數(shù)中心附近，明晰了“一主一小”的雙峰格局，變化區(qū)間略有縮小。最后，與2002年相比，2019年的密度函數(shù)中心大幅度向右下移動，主峰峰值明顯減小，演進(jìn)為主單峰，變化區(qū)間有所擴大。這表明，在考察期內(nèi)中國生態(tài)產(chǎn)品價值明顯升高，而且省際差距逐漸縮小。

3.3 三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值的動態(tài)演進(jìn)

圖3分別描述了東部、中部和西部區(qū)域在考察期內(nèi)的分布動態(tài)演進(jìn)趨勢。一是從分布位置上看，三大區(qū)域分布曲線中心和變化區(qū)間都呈右移趨勢，表明三大區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值整體呈增加趨勢。分布曲線移動態(tài)勢基本符合生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值這一事實刻畫。二是從分布形態(tài)上看，三大區(qū)域主峰高度都呈降低趨勢，但中、西部區(qū)域主峰高度到2019年才出現(xiàn)反彈，且三大區(qū)域主峰高度都有明顯拉大，表明三大區(qū)域?qū)Σ町惗加欣筅厔?。第三，在分布延展性方面，三大區(qū)域都有顯著右拖尾，但延展性表現(xiàn)稍有不同，中部、東部區(qū)域延展性整體上有向右加寬之勢，西部區(qū)域分布延展性則大致經(jīng)歷“顯著加寬—輕微收斂”，表現(xiàn)出較弱的收斂態(tài)勢。這表明除西部外，其他區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值較高省份傾向于強勢上升，且離平均水平差距拉大，區(qū)域內(nèi)省份之間生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值的差距進(jìn)一步拉大，而西部區(qū)域的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值，在省份之間的差距有輕微的縮?。蛔詈?，從極化現(xiàn)象來看，三大區(qū)域表現(xiàn)均存在差異。中部、東部區(qū)域由多峰值演進(jìn)為雙峰值，其左側(cè)峰值逐步下降，曲線逐漸變平至光滑，即中部和東部區(qū)域內(nèi)部隨時間的推移沒有兩極和多極分化的傾向；考察期間西部內(nèi)核密度曲線有明顯的單峰分布到2012年、2007年出現(xiàn)雙峰分布，2019年又演進(jìn)為單峰分布，說明西部的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值在考察期間內(nèi)出現(xiàn)了輕微的兩極分化現(xiàn)象。綜合來看，三大區(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值均呈分散化的區(qū)域集聚特征，但西部輕微綜合集聚特征逐步顯現(xiàn)。

4 生態(tài)產(chǎn)品價值的收斂性分析

4.1 空間相關(guān)性分析

本文采用莫蘭指數(shù)分析中國生態(tài)產(chǎn)品價值的空間相關(guān)性。表5所示，近幾年中國生態(tài)產(chǎn)品價值的空間自相關(guān)性的特征逐漸顯著。

4.2 σ收斂

根據(jù)σ收斂的計算公式測算出全國及東、中、西部區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值的σ收斂指數(shù)。由圖4可以看出，2002—2019年我國生態(tài)產(chǎn)品價值的σ收斂指數(shù)由0.031 35降低到0.025 95，西部和東部區(qū)域和全國的收斂指數(shù)趨勢趨同，分別由0.035 52、0.026 78降低到0.021 58、0.018 84，僅有中部區(qū)域的σ收斂指數(shù)有微弱上升趨勢，由0.319 1增加到0.041 75，表明中部區(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值不存在明顯的σ收斂趨勢；而全國和西部、東部區(qū)域具有不同程度的σ收斂。

圖4 2002—2019年中國及三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值的σ收斂指數(shù)

4.3 β收斂

4.3.1 絕對β收斂

表6是對全國和三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值進(jìn)行絕對β收斂的檢驗①限于篇幅，本文僅給出SDM下固定效應(yīng)的MLE估計結(jié)果，同時為驗證估計結(jié)果是否穩(wěn)健，本文進(jìn)行了SAR模型、SEM模型下固定效應(yīng)的MLE估計，以及靜態(tài)面板模型下固定效應(yīng)、雙向固定效應(yīng)的OLS估計等，回歸結(jié)果均表明結(jié)果具有穩(wěn)健性。。從估計結(jié)果可知：（1）全國和三大區(qū)域收斂系數(shù)β都明顯低于0，說明全國和三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值增速與初始值之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系且具有絕對β收斂特征。也就是說，當(dāng)未考慮區(qū)域異質(zhì)性時，落后省份增長速度要快于發(fā)達(dá)省份，并且各省份最終將收斂于相同穩(wěn)態(tài)均衡水平。（2）全國及西部區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值在空間上滯后收斂系數(shù)均顯著為正值，且存在顯著空間溢出效應(yīng)，表明西部各省份生態(tài)產(chǎn)品價值增長率不僅取決于本省供給水平變動，還取決于相鄰省份生態(tài)產(chǎn)品價值變動，相反中部和東部生態(tài)產(chǎn)品價值在時間上滯后收斂系數(shù)并不顯著，表明中西部區(qū)域空間溢出效應(yīng)并不顯著且其生態(tài)產(chǎn)品價值增長率對相鄰省份的生態(tài)產(chǎn)品價值幾乎沒有依賴性。（3）全國和三大區(qū)域水平上空間自回歸系數(shù)顯著正值，說明各省份生態(tài)產(chǎn)品價值增速變動存在顯著空間溢出效應(yīng)，且空間互動性對收斂起主要作用。（4）全國整體和三大區(qū)域收斂速度依次是0.122 5、0.083 7、0.081 0和0.126 2，整體上呈現(xiàn)“西部大于東部大于中部”的空間分布特點，這與新古典經(jīng)濟學(xué)收斂理論基本一致。然而絕對β收斂檢驗并未考慮初始值以外的區(qū)域異質(zhì)性因素而可能獲得偏差較大的估計。若考慮經(jīng)濟規(guī)模和其他區(qū)域異質(zhì)性因素的影響，收斂結(jié)果能否有很大改變，還需要對其條件β收斂特征進(jìn)行檢驗。

表6 全國及三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值絕對β收斂檢驗結(jié)果

4.3.2 條件β收斂

表7是全國和三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值條件β收斂檢驗。從回歸結(jié)果可以看出：（1）我國和東部、中部、西部三大區(qū)域的收斂系數(shù)β都明顯低于0，表明我國和東部、中部、西部三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值都具有條件β收斂的特點，即考慮區(qū)域異質(zhì)性因素后，各省份都收斂到其穩(wěn)態(tài)水平。（2）從控制變量來看，以區(qū)域生產(chǎn)總值為例，回歸系數(shù)無論是全國水平還是東部區(qū)域都是顯著正向的，而中部區(qū)域是負(fù)向的，并不顯著；空間滯后系數(shù)是全國水平或東部區(qū)域顯著負(fù)向的，而中、西部區(qū)域并不顯著。從而表明區(qū)域生產(chǎn)總值（GDP）的增加對于全國整體及東部區(qū)域都利于其生態(tài)產(chǎn)品價值增加，但是對于縮小區(qū)域差異并沒有起到推動作用；而中部及西部由于收斂系數(shù)并不顯著，因此對于其作用并不能有一個清晰的判斷。同時，相鄰省份生產(chǎn)總值（GDP）的增加從全國層面上促進(jìn)了區(qū)域之間差異的縮小，相似地，其他控制變量所產(chǎn)生的效應(yīng)也會隨著樣本的變化而呈現(xiàn)一定程度的異質(zhì)性。（3）全國及三大區(qū)域的收斂速度依次是0.128 4、0.123 4、0.104 5、0.147 2。空間格局呈現(xiàn)“西部大于東部大于中部”的分布特點，表明考慮區(qū)域異質(zhì)性因素后收斂速度有所變化。

表7 全國及三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值條件β收斂檢驗結(jié)果

5 結(jié)論與討論

本文在對中國生態(tài)產(chǎn)品價值進(jìn)行核算的基礎(chǔ)上，分析中國生態(tài)產(chǎn)品價值和生態(tài)壓力的現(xiàn)狀特征，并圍繞生態(tài)產(chǎn)品價值動態(tài)演進(jìn)趨勢及空間收斂性檢驗展開探討，主要得出以下研究結(jié)論。

第一，從中國省際生態(tài)產(chǎn)品價值特征分析來看，考察期內(nèi)，全國以及三大區(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值和生態(tài)壓力均處于上升的趨勢，總的來說，生態(tài)壓力的增幅顯著大于生態(tài)產(chǎn)品價值的增幅。但各省份內(nèi)部的增長速度有所不同，而且存在明顯的空間差異。

第二，從中國省際生態(tài)產(chǎn)品價值動態(tài)演進(jìn)來看，全國整體以及三大區(qū)域生態(tài)產(chǎn)品價值分布曲線中心的位置、形態(tài)、延展性和極化特點表現(xiàn)不一?？偟膩砜矗谌珖腿髤^(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值呈穩(wěn)步上升的變化趨勢，而中部和東部區(qū)域的無極化現(xiàn)象，中國整體和西部生態(tài)產(chǎn)品價值存在兩極分化現(xiàn)象，且各區(qū)域都具有密度函數(shù)右拖尾且延展性拓寬特點。

第三，從空間收斂特征來看，首先是σ收斂，全國和西部存在σ收斂，而東部、中部不存在σ收斂。從絕對β收斂特征看，全國和東、中、西部三大區(qū)域的收斂系數(shù)都明顯低于0，說明全國整體和東、中、西部三大區(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值都具有絕對β收斂的態(tài)勢，即在區(qū)域生產(chǎn)總值的影響因素類似的情況下，各省份生態(tài)產(chǎn)品價值的變化與發(fā)展隨時間的推移終將收斂到相同的穩(wěn)態(tài)水平。從條件β收斂特征上看，全國和東、中、西部三大區(qū)域收斂系數(shù)表現(xiàn)為負(fù)值，均通過1%的顯著性水平檢驗，從而說明當(dāng)充分考慮初始值之外的區(qū)域生產(chǎn)總值差異化的影響因素時，全國和三大區(qū)域均出現(xiàn)條件β收斂。

本文研究結(jié)果對于探究科學(xué)合理的生態(tài)產(chǎn)品核算方法并將其拓展應(yīng)用于各類生態(tài)產(chǎn)品實現(xiàn)機制中具有重要意義：一是該研究從生態(tài)產(chǎn)品價值評價角度優(yōu)化全國生態(tài)產(chǎn)品價值評估核算方法，為探索全國生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)路徑打下了良好基礎(chǔ)，拓展了生態(tài)經(jīng)濟理論應(yīng)用的深度和廣度；二是在知網(wǎng)以“生態(tài)產(chǎn)品價值”和“生態(tài)產(chǎn)品”為主題詞檢索近五年核心期刊論文，共檢索出136篇期刊論文，其中同類研究多集中于從自然科學(xué)的角度核算某一區(qū)域的生態(tài)產(chǎn)品價值，或者從宏觀角度對生態(tài)產(chǎn)品這一新概念進(jìn)行界定，并提出全域性的生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)路徑，又或者有對特定區(qū)域從政策分析、現(xiàn)實情況等角度出發(fā)，提出生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)路徑。對于全國生態(tài)產(chǎn)品價值的核算仍待明確。

本文的不足之處在于：第一是數(shù)據(jù)來源自宏觀數(shù)據(jù)庫，尚未對生態(tài)產(chǎn)品的供給和需求意愿進(jìn)行調(diào)查，缺乏主體意愿數(shù)據(jù)的支持和佐證；第二是選取的生態(tài)價值條件收斂的影響因素顯著性較低，變量較為單?。坏谌请m然對當(dāng)量因子進(jìn)行修正，仍存在一定的計算誤差。隨著生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)機制的建立，后繼研究可以利用這些數(shù)據(jù)來對市場供需情況進(jìn)行仿真，彌補不足。同時也亟須拓展數(shù)據(jù)來源渠道以確保分析結(jié)果更加客觀合理。

綜上，本文為全國大尺度的生態(tài)產(chǎn)品價值核算提供了一定理論依據(jù)與技術(shù)思路以及其動態(tài)演進(jìn)和時空特征作了基礎(chǔ)的現(xiàn)狀描述，可以為開辟一條“綠水青山”和“金山銀山”的道路提供一些借鑒。