基于協(xié)整分析-格蘭杰因果關(guān)系檢驗的國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入研究

中圖分類號 S-9 文獻標識碼A文章編號 0517-6611（2025）12-0188-05

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2025.10.041開放科學（資源服務(wù)）標識碼（OSID）：

Studyonthe Ecological Capital Incrementand Ecological InputofLand Space Basedon Corelation Co-integrationAnalysis-Grang er Causality

JI Wen-guang，ZHOUMu-qi，YUQingetal（Hebei Normal UniversityforNationalities，Chengde，Hebei 067000）

AbstractEcologicalivesmentindsacecaninceaseteiceentofcoloicalapitalinlandspacOntebasisofindepthalyis ofteuliaalalisd landspatialolocalapialemetdolicalieseinebiProvefro3t.esulsidateatse ativelystablendlablositieoelaieoicalivestdeeofolicalapialilndsacHbi Province.Icreasingivesentinladsaceeologhasignifantpromotigefctontgrowhofoloialeonndolicale vironmentcosuctiinebirov.eoelatialysiseolcalapitalicretadolgcaliptiialte ritoralspacetstellaltllutis notationelalalalutlcaltdoltl space，and provides a reliable basis for the ability of ecological construction to resist economic risks.

KeywordsCo-integrationanalysis-Grangercausality;Landspace;Ecologicalcapital increment;Ecological input

國土空間生態(tài)環(huán)境安全已成為人類密切關(guān)注的問題。國土空間生態(tài)資本量既是基本的生態(tài)要素，又與生態(tài)安全密切相關(guān)。Wackemagel[首次對全球人們可以利用的空間以及生態(tài)所占用的空間做出了測算，得到全球每人可以利用到的生態(tài)資本增量面積，此數(shù)值就成為當年全球人均生態(tài)資本量的閾值。并對全球52個國家進行生態(tài)足跡測算，得出有2/3的國家存在生態(tài)赤字問題。研究表明自然資源在全球正在被超載消耗。Hubacek等2首次用實物投人產(chǎn)出表法測算了國際貿(mào)易中的生態(tài)足跡流轉(zhuǎn)情況，從生態(tài)安全的視角來看，實物投入產(chǎn)出表法比貨幣投人產(chǎn)出表法更符合客觀實際。王耕等[3采用運用GIS技術(shù)和InVEST模型模型對空間區(qū)域內(nèi)18年的生態(tài)承載力進行動態(tài)模擬。胡雪萍等[4]運用STIRPAT模型并采用偏最小二乘法分析安徽生態(tài)資本增量的影響因素。周蘭蘭等[5]以可持續(xù)承載生態(tài)虧損額為判別指標，進一步構(gòu)建了土地生態(tài)可持續(xù)性定量判別準則。以上研究雖然初步揭示了國土空間生態(tài)承載潛力-產(chǎn)出生態(tài)足跡-消費生態(tài)足跡的內(nèi)涵關(guān)系，因為評價指標過于單一，評價結(jié)果一方面不便于對不同研究區(qū)域的對比，另一方面缺乏及時反映產(chǎn)出足跡和生態(tài)承載潛力的內(nèi)在機理，易造成盲目提高產(chǎn)量[6]。隨著全球國土空間生態(tài)環(huán)境安全研究的深入，國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入的關(guān)系已成為生態(tài)環(huán)境科學研究的熱點問題之一[7]。國土空間生態(tài)投人對區(qū)域生態(tài)經(jīng)濟發(fā)展起重要作用，如果國土空間生態(tài)改善，就會大幅度提高生態(tài)的購買力，從而刺激生態(tài)消費[8-9] 。

1研究思路及方法

1.1研究思路在分析國土空間生態(tài)投入效應(yīng)的基礎(chǔ)上，綜合運用C-B模型和永續(xù)盤存法（PIM）確定國土空間生態(tài)資本增量對生態(tài)收益的貢獻度，并對2013—2020年河北省生態(tài)環(huán)境容量與生態(tài)投人的時間序列應(yīng)用ADF檢驗法進行單位根檢驗和協(xié)整分析-格蘭杰因果關(guān)系檢驗[10]。

1.2 研究方法

1.2.1國土空間生態(tài)投入效應(yīng)分析。國土空間生態(tài)投入效應(yīng)是指通過國土空間生態(tài)投入作用刺激生態(tài)經(jīng)濟的增長。國土空間生態(tài)投入并不是簡單地通過生態(tài)效益表現(xiàn)出來，它是通過國土空間生態(tài)環(huán)境資本增量對環(huán)境的貢獻度來體現(xiàn)，對促進生態(tài)經(jīng)濟增長起到了補償作用，對區(qū)域生態(tài)經(jīng)濟發(fā)展起了重要作用。

1.2.2國土空間生態(tài)資本增量對生態(tài)產(chǎn)出的貢獻度測算。

（1）生態(tài)的資本增量測算。由于國土空間生態(tài)資本具有不可分的特性，將生態(tài)資本增量納入生產(chǎn)函數(shù)遠遠要比將生態(tài)資本存量納入生產(chǎn)函數(shù)更為科學。這里生態(tài)的資本增量采用永續(xù)盤存法（PIM）計算，計算公式如下：

RDK_it=（1-δ_i）RDK_i，t-1+E_it

式中， RDK_it 表示第 i 要素第 χ_t 期的生態(tài)的資本增量; RDK_i，t-1 表示第 i 要素第 _t-1 期的生態(tài)的資本增量； E_it 表示第 i 要素第 Ψ_t 期不變價的生態(tài)的資本增量； δ_i 表示第 i 要素第 _t-1 期的生態(tài)的折舊率。

（2）建立國土空間生態(tài)資本增量與各投入要素的模型。國土空間生態(tài)資本增量對生態(tài)生產(chǎn)貢獻度的測算包括函數(shù)選擇和測算結(jié)果兩方面內(nèi)容。

生態(tài)生產(chǎn)的產(chǎn)出量與投入要素之間并不是簡單地滿足線性關(guān)系，而是以非線性的形式出現(xiàn)[11]。根據(jù) C-B 模型式建立國土空間生態(tài)資本增量與各投入要素的模型式：

y=C（1）×l44^°C（2）×r～C（3）×w^°C（4）×e^°C（5）×f^°[[1-].]

C（2）-C（3）-C（4）-C（5）]

其中， 分別表示國土空間生態(tài)資本增量、水資源增量、大氣資源增量、土地資源增量、生物資源增量、海域資源增量。

1.2.3相關(guān)性分析及單根檢驗。對變量 y （國土空間生態(tài)資本增量）和 x （生態(tài)投入）進行對數(shù)變化，建立模型如下：

其中： Ψ_t 為趨勢項 σ_;ρ 為滯后項; C 為常數(shù)項

如果 H₀：ε_t=0 ，即原假設(shè)被接受，說明序列 y_t 存在單位根，是非平穩(wěn)的；否則說明序列的單位根不存在[12] 。

1.2.4格蘭杰因果關(guān)系檢驗，

（1）引入 y （國土空間生態(tài)資本增量）的滯后期建立 y 的自回歸模型：

y_t=α₀+α₁y_t-1+α₂y_t-2+…+α_my_t-m+residual

在所有的 y 的滯后期中，根據(jù) t^- 統(tǒng)計值的 P 值來判斷，回歸分析中具有顯著性的，且根據(jù)回歸分析的 F 檢定的這期滯后期加入模型后可提高回歸模型的解釋力將被留在模型中。 m 表示 y 變量滯后期中檢定為顯著的時間上最早一個[13] 。

（2）引人 x （生態(tài)投入）的落后期建立增廣回歸模型：

y_t=α₀+α₁y_t-1+α₂y_t-2+…+α_my_t-m+b_px_t-p+…+b_qx_t-q+residu-al

所有的 x 滯后期中根據(jù) Ψ_t 檢驗的 P 值來判斷在回歸分析中具有顯著性的，且根據(jù)回歸分析的 F 檢定這期后期加入模型后可提高回歸模型的解釋力的將被留在模型中。 q 代表 x 變量滯后期中檢定為顯著的時間上最近一個， p 代表 x 變量落后期中檢定為顯著的時間上最早一個[14]。

（3）如果沒有任何 x （生態(tài)投入）的落后期被留在模型中，無格蘭杰因果關(guān)系的零假設(shè)就成立。

1.2.5脈沖響應(yīng)分析。建立VAR模型，進行單位圓模型穩(wěn)定性分析，得到所有的特征根均落在單位圓內(nèi)。并進行脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)體現(xiàn)了沖擊對某個變量在不同時期的影響效果。

y_t=c+A₁y_t-1+A₂y_t-2+…+A_py_t-p+e_t

其中， c 是 n×1 常數(shù)向量，是 n×n 矩陣。 e_t 是 n×1 誤差向量，滿足以下條件：

?E（e_t）=0? ，誤差項的均值為0

，誤差項的協(xié)方差矩陣為 一個 n×n 正定矩陣

，誤差項不存在自相關(guān)

2河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入

2.1研究區(qū)概況河北省地處華北平原，位于黃河以北。東臨渤海，西為太行山，北為燕山，內(nèi)環(huán)京津。下轄石家莊、保定、廊坊、邢臺、秦皇島等11個地級市，總面積18.88萬 km² ，河北省屬溫帶季風氣候。是中國唯一兼有高原、平原、草原、海濱、盆地、丘陵和山地的省份。

2020年，河北省設(shè)區(qū)市平均優(yōu)良天數(shù)為 226d 。據(jù)監(jiān)測，在河北省74個國考斷面中，達到或優(yōu)于Ⅱ類（優(yōu)良）斷面比例 52.7% ，劣V類斷面比例為 8.1% 。近海海域海水水質(zhì)好轉(zhuǎn)，一類海水比例為 92.3% 。全年各類功能區(qū)噪聲晝間和夜間平均達標率分別為 94.51% 和 82.14% ，晝間區(qū)域環(huán)境噪聲平均等效聲級為 54.6dB ;晝間道路交通噪聲平均等效聲級為 66.2dB 。河北省環(huán)境電離輻射水平處于正常天然本底范圍內(nèi)，環(huán)境電磁輻射水平低于國家規(guī)定的相應(yīng)限值。

2.2 國土空間生態(tài)投入的效應(yīng)分析

2.2.1國土空間生態(tài)投入對增加國土空間生態(tài)資本增量的作用機制。國土空間生態(tài)投人能夠為人們提供更多獲得其他商品和服務(wù)的機會以及為相關(guān)從業(yè)者提供大量就業(yè)機會，進而增加國土空間生態(tài)資本增量，加快剩余勞動力轉(zhuǎn)移，推動區(qū)域生態(tài)建設(shè)的發(fā)展。相關(guān)的計量分析表明，河北省國土空間生態(tài)投人在降低生態(tài)建設(shè)支出和增加國土空間生態(tài)資本增量方面具有顯著作用。國土空間生態(tài)投人建設(shè)項目本身能夠直接增加區(qū)域的國土空間生態(tài)資本增量，諸如修筑生態(tài)廊道、修建生態(tài)設(shè)施等項目能夠創(chuàng)造新的就業(yè)機會，直接增加國土空間生態(tài)資本增量。

2.2.2國土空間生態(tài)投入對刺激生態(tài)建設(shè)的作用機制。河北省生態(tài)建設(shè)可以分為依賴性建設(shè)和非依賴性建設(shè)，非依賴性建設(shè)是指生態(tài)建設(shè)在其自身條件范圍內(nèi)就能夠自行修復(fù)的建設(shè)，不需要過多的生態(tài)投入。依賴性建設(shè)是指生態(tài)建設(shè)必須在外部條件達到時才能實現(xiàn)的建設(shè)。生態(tài)資金的投入是實現(xiàn)依賴性建設(shè)的條件，生態(tài)資金的投入越多，依賴性建設(shè)實現(xiàn)的程度就高。發(fā)達環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施、減少工業(yè)污染源和良好的建設(shè)項目“三同時”是促進生態(tài)建設(shè)的條件。如果省域內(nèi)國土空間生態(tài)改善，就會大幅度提高生態(tài)的購買力，從而刺激生態(tài)消費。

2.3 國土空間生態(tài)資本增量對生態(tài)產(chǎn)出的貢獻度測算

2.3.1生態(tài)的資本增量測算。根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，確定河北省主要生態(tài)增量資本為國土空間生態(tài)資本增量、水、大氣、土地、生物、海域。數(shù)據(jù)來自《河北統(tǒng)計年鑒》和《河北環(huán)境保護年鑒》。2013—2020年河北省生態(tài)資本增量采用公式（1）計算，結(jié)果見表1。

2.3.2生態(tài)資本增量對生態(tài)產(chǎn)出的貢獻度測算。生態(tài)資本增量對生態(tài)產(chǎn)出的貢獻度測算采用公式（2），運用Eview統(tǒng)計軟件，測算出河北省國土空間生態(tài)資本增量對生態(tài)產(chǎn)出的貢獻度，估計結(jié)果見表2。

從參數(shù)的估計值看，水資源增量對國土空間生態(tài)資本增量的彈性系數(shù)為負。產(chǎn)生的原因可能為：隨著河北省人口增加及產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，更多的水資源轉(zhuǎn)向生態(tài)產(chǎn)業(yè)，加之水利基礎(chǔ)設(shè)施的不斷建設(shè)，造成了生態(tài)投人成本的增加。

土地資源增量對國土空間生態(tài)資本增量的貢獻率為負?？赡艿脑驗椋和恋氐暮侠砝?，體現(xiàn)為土地生態(tài)環(huán)境的差異化發(fā)展階段，同時也體現(xiàn)土地生態(tài)質(zhì)量條件的改善，而單從對一般生態(tài)產(chǎn)品的產(chǎn)出而言，比起大氣以及生物資源，土地資源的促進作用不是很明顯。因為促進作用有限，很容易被投資成本造成的影響所削弱。

大氣資源對國土空間生態(tài)資本增量的促進作用最為明顯，說明大氣資源投資的邊際收益水平較高，河北省應(yīng)繼續(xù)加大氣生態(tài)環(huán)境的建設(shè)力度。

生物資源對國土空間生態(tài)資本增量的貢獻率為正，但絕對值相對較小。事實上，生物資源除了提高國土空間生態(tài)資本增量的貢獻外，還有利于提高生物安全，提高生態(tài)消費的質(zhì)量。2.4協(xié)整檢驗分析及單位根檢驗應(yīng)用公式（3）對2013—2020年河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入的時間序列進行單位根檢驗， z₁ 是河北省國土空間生態(tài)資本增量的對數(shù)時間序列， z₂ 是河北省國土空間生態(tài)投人的對數(shù)時間序列，結(jié)果見表3。

表3河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入的時間序列單位根檢驗結(jié)果

由表3可知，對原序列的分析結(jié)果也已經(jīng)較為理想，無需進行差分。表中滯后期 ρ=1 。選擇以赤池信息準則（AIC）最小作為標準。ADF檢驗統(tǒng)計量的樣本值和顯著性水平 1%5% 以及 10% 的臨界值。由單根檢驗結(jié)果可以看出，原假設(shè)被拒絕，序列不存在單位根，是較為平穩(wěn)的。

用lny和 lnx 分別表示2013—2020年河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投人對數(shù)的時間序列，回歸方程估計殘差的取值見圖2。

圖2表明， lny 和 lnx 具有大致相同的增長和變化趨勢，說明二者可能存在協(xié)整關(guān)系。用變量lny對 lnx 進行普通最小二乘回歸，得到回歸模型的估計結(jié)果（表4），并產(chǎn)生一個殘差序列e。

由表4可以看出，擬合系數(shù)較高， F 檢驗的相伴概率等指標也較為理想

最后對殘差序列 e 做單位根檢驗，滯后期為2時ADF檢驗結(jié)果如下：ADF檢驗統(tǒng)計量為-3.816，小于 5% 和 10% 臨界值統(tǒng)計量-3.792和-3.339。因此可認為估計殘差 ρ_e 為平穩(wěn)序列，表明 y 和 x 具有協(xié)整關(guān)系。

3.5格蘭杰因果關(guān)系檢驗對2013—2020 年河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入進行協(xié)整分析得到 lny 和 lnx 之間存在因果關(guān)系。為了進一步判斷河北省國土空間生態(tài)資本增量（lny）與生態(tài)投入（lnx）之間因果關(guān)系是怎樣的方向，用公式（4）、（5）對河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入相關(guān)性進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果見表5。

由表5可以看出，滯后期為1和2時，河北省國土空間生態(tài)資本增量都可看作是導致生態(tài)投入變化的格蘭杰原因，而生態(tài)投入在短期很難看作是導致河北省國土空間生態(tài)資本增量變化的格蘭杰原因，這說明河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入之間存在單向因果關(guān)系，其原因主要是河北省較長一段時間內(nèi)進行國土生態(tài)環(huán)境容量控制。在生態(tài)環(huán)境保護常態(tài)下，由于河北省國土空間生態(tài)環(huán)境保護政策調(diào)控，生態(tài)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響發(fā)生了較大的改變。

2.6脈沖響應(yīng)分析運用公式（6）對河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入之間的影響進行單位圓模型穩(wěn)定性分析，并進行脈沖響應(yīng)分析，確定河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投人之間的具體影響。

由圖3可以看出，當河北省國土空間生態(tài)資本增量受REI的一個正向沖擊后，在短期內(nèi)保持不變，從第3期以后，國土空間生態(tài)資本增量有所增長，并在到達第5期后達到峰值并且相對穩(wěn)定不變，在這期間增長幅度不大[15]。這說明生態(tài)投入在短期對國土空間生態(tài)資本增量有促進作用，但長期內(nèi)影響不大。過多的生態(tài)投入會導致國土空間生態(tài)資本增量增長失衡。當REI受河北省國土空間生態(tài)資本增量的一個正向沖擊后有所上升，在第3期左右達到峰值且相對穩(wěn)定不變，在第8＼～10期開始逐漸下降，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因主要是由于我國的國土空間規(guī)劃紅線和出臺的生態(tài)環(huán)境保護的政策限制。生態(tài)環(huán)境產(chǎn)品的生產(chǎn)周期比一般商品要長，國土空間的生態(tài)環(huán)境保護的政策效果顯現(xiàn)的周期較長也是重要原因。

3結(jié)論與討論

3.1結(jié)論

（1）從相關(guān)性分析來看，河北省國土空間生態(tài)資本增量與國土空間生態(tài)投入呈高度相關(guān)性；2013—2020年，河北省國土空間生態(tài)資本增量呈現(xiàn)加速上升趨勢。國土空間生態(tài)投入基本呈同步上升的趨勢，近年來河北省各級政府、部門和企業(yè)對國土空間生態(tài)投人的投資能力和投資意愿日益增強。海域資源增量對收人的彈性系數(shù)為負。土地資源增量對國土空間生態(tài)資本增量的貢獻率為負。大氣資源增量對國土空間生態(tài)資本增量的促進作用最為明顯。生物資源增量對國土空間生態(tài)資本增量的貢獻率為正，但絕對值相對較小。通過河北省國土空間生態(tài)投人相關(guān)性的協(xié)整分析可知，國土空間生態(tài)投人與國土空間生態(tài)資本增量之間確實存在著較為穩(wěn)定可靠的正相關(guān)關(guān)系，加大對國土空間生態(tài)投人的投資對生態(tài)經(jīng)濟的增長和生態(tài)建設(shè)發(fā)展有著顯著的促進作用。國土空間生態(tài)投入具有乘數(shù)效應(yīng)，并且通過其對增加國土空間生態(tài)資本增量的作用機制和對刺激生態(tài)消費的作用機制表現(xiàn)出來。

（2）對2013—2020年河北省國土空間生態(tài)資本增量與生態(tài)投入進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗及脈沖響應(yīng)分析，河北省國土空間生態(tài)資本增量都可看作是導致生態(tài)投入變化的格蘭杰原因，而生態(tài)投入在短期很難看作是導致河北省國土空間生態(tài)資本增量變化的格蘭杰原因。當河北省國土空間生態(tài)資本增量受REI的一個正向沖擊后，在短期內(nèi)保持不變，從第3期以后，國土空間生態(tài)資本增量有所增長，并在到達第5期后達到峰值并且相對穩(wěn)定不變，在這期間增長幅度不大。當REI受河北省國土空間生態(tài)資本增量的一個正向沖擊后有所上升，在第3期左右達到峰值且相對穩(wěn)定不變，在第8＼～10期緩開始逐漸下降[15]

3.2討論河北省國土空間生態(tài)資本增量與國土空間生態(tài)投入的關(guān)系成正相關(guān)，生態(tài)投入是導致國土空間生態(tài)資本增量變化的格蘭杰原因，河北省較長一段時間內(nèi)進行國土生態(tài)環(huán)境容量控制。在生態(tài)環(huán)境保護常態(tài)下，由于河北省國土空間生態(tài)環(huán)境保護政策調(diào)控，生態(tài)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響發(fā)生了較大的改變，生態(tài)環(huán)境產(chǎn)品的生產(chǎn)周期比一般商品要長，國土空間的生態(tài)環(huán)境保護的政策效果顯現(xiàn)的周期較長。因此，河北省需從機制體制層面、自然保障層面、生物保護層面、污染防治層面和破壞修復(fù)層面構(gòu)建國土空間生態(tài)環(huán)境治理體系。國土空間生態(tài)投人能夠為人們提供更多獲得其他商品和服務(wù)的機會以及為相關(guān)從業(yè)者提供大量就業(yè)機會，進而增加國土空間生態(tài)資本增量，加快剩余勞動力轉(zhuǎn)移，推動區(qū)域生態(tài)建設(shè)的發(fā)展。如果生態(tài)投人增加，就會刺激生態(tài)建設(shè)。國土空間生態(tài)投入建設(shè)項目本身能夠直接提高區(qū)域的國土空間生態(tài)資本增量，諸如修筑生態(tài)廊道、修建生態(tài)設(shè)施等項目均屬于高度密集型，加強其建設(shè)能夠創(chuàng)造新的就業(yè)機會，直接提高國土空間生態(tài)資本增量。

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