鄒 非，朱慶華，王 菁

●華東經(jīng)濟(jì)

城鎮(zhèn)化背景下省域環(huán)境壓力與環(huán)境響應(yīng)關(guān)系研究
——以浙江為例

鄒 非1，2，朱慶華3，王 菁4

（1.大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，遼寧大連116024；2.浙江東方職業(yè)技術(shù)學(xué)院，浙江溫州325011；3.上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海200030；4.浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院，浙江杭州310014）

隨著浙江城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，環(huán)境壓力逐漸增大，環(huán)境響應(yīng)對(duì)于紓緩環(huán)境壓力有重要作用。文章構(gòu)建了環(huán)境壓力指數(shù)和環(huán)境響應(yīng)指數(shù)，進(jìn)行了ADF單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果顯示兩者存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，建立了向量誤差修正（VEC）模型；估計(jì)了VAR模型并對(duì)其進(jìn)行診斷和預(yù)測(cè)，分析了脈沖響應(yīng)函數(shù)并進(jìn)行方差分解。提出了浙江省應(yīng)大力貫徹和實(shí)施綠色發(fā)展理念、降低工業(yè)“三廢”排放、增強(qiáng)環(huán)境響應(yīng)的建議。

城鎮(zhèn)化；環(huán)境壓力；環(huán)境響應(yīng)；VAR脈沖響應(yīng)

一、引言

隨著國(guó)家城鎮(zhèn)化策略的不斷推進(jìn)，經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展的不斷提高，環(huán)境壓力也越來越大。城鎮(zhèn)化過程中的人的活動(dòng)、土地用途的變更、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整等會(huì)導(dǎo)致環(huán)境隨之變化，環(huán)境壓力也隨之變化。相對(duì)于環(huán)境壓力變化，人們會(huì)采取各種措施進(jìn)行應(yīng)對(duì)，所采取的這些措施就是環(huán)境響應(yīng)。

在城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中，學(xué)者們運(yùn)用各種方法對(duì)環(huán)境壓力與環(huán)境響應(yīng)的關(guān)系進(jìn)行了多角度的探討。

第一，探索城鎮(zhèn)化進(jìn)程中環(huán)境政策對(duì)環(huán)境壓力的響應(yīng)。Button和Pearce（1989）關(guān)注的是發(fā)展政策，即在刺激城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，不要造成對(duì)環(huán)境的次優(yōu)的損害，政府應(yīng)該采取組合政策去保護(hù)環(huán)境［1］。Oueslati（2015）研究了環(huán)境稅制改革和公共支出政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和福利的影響［2］。遲妍妍等（2015）基于京津冀地區(qū)城市化過程中嚴(yán)峻的生態(tài)環(huán)境形勢(shì)，提出了對(duì)京津冀地區(qū)自然生態(tài)保護(hù)區(qū)、生態(tài)功能調(diào)節(jié)區(qū)、農(nóng)產(chǎn)品環(huán)境安全保障區(qū)、環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)防范區(qū)、環(huán)境優(yōu)化區(qū)等五類環(huán)境功能區(qū)分區(qū)管理的對(duì)策［3］。

第二，研究了個(gè)人或者公司對(duì)環(huán)境壓力的響應(yīng)。Ahmad等（2016）根據(jù)計(jì)劃行為理論和理性行動(dòng)理論對(duì)230名大學(xué)生的回收行為進(jìn)行了調(diào)查，對(duì)收集的數(shù)據(jù)采用結(jié)構(gòu)方程建模技術(shù)進(jìn)行了評(píng)價(jià)，結(jié)果表明人的態(tài)度在很大程度上是受道德觀念和自己的社會(huì)一般規(guī)范的約束；同時(shí)，個(gè)人的知識(shí)和對(duì)環(huán)境的認(rèn)識(shí)也在很大程度上決定了他對(duì)回收的態(tài)度；此外，個(gè)人的過去回收經(jīng)歷對(duì)他未來的態(tài)度有影響［4］。Cor?deiro和Tewari（2015）利用事件研究法，研究了投資者對(duì)《新聞周刊》所羅列的美國(guó)最大500家公司綠色排行榜的反應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)投資者根據(jù)短期和長(zhǎng)期（12個(gè)月）收益對(duì)原生態(tài)的公司和行業(yè)內(nèi)的綠色績(jī)效排名反應(yīng)積極，而且，投資者的反應(yīng)明顯受企業(yè)規(guī)模和企業(yè)市場(chǎng)的合法性等情景變量影響［5］。Murillo-Luna等（2008）從利益相關(guān)者角度出發(fā)，分析了公司對(duì)環(huán)境壓力所采取的策略，尤其是不同壓力的機(jī)構(gòu)或投資人對(duì)適應(yīng)環(huán)境要求或期望主動(dòng)程度的影響［6］。

第三，探索了區(qū)域環(huán)境壓力與環(huán)境響應(yīng)的關(guān)系。Grossman和Krueger（1994）探討了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境的關(guān)系，提出了環(huán)境庫(kù)茲涅茨倒“U”曲線［7］。Gandy（2012）研究了水對(duì)城市環(huán)境的影響［8］。Galler等（2016）通過案例分析，認(rèn)為從區(qū)域環(huán)境規(guī)劃到實(shí)施過程中，區(qū)域規(guī)模的規(guī)劃和治理對(duì)于生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)（ES）概念的應(yīng)用是一個(gè)有力之舉，同時(shí)也提出了一些生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)整合的路徑與面臨的挑戰(zhàn)［9］。郭慶賓等（2016）以武漢城市圈為例，研究了城鎮(zhèn)化發(fā)展與生態(tài)環(huán)境間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)該城市圈生態(tài)環(huán)境對(duì)城鎮(zhèn)化的響應(yīng)總體趨勢(shì)是由負(fù)響應(yīng)向正響應(yīng)轉(zhuǎn)化，但城市圈中各個(gè)城市之間有一定差異［10］。成艾華等（2015）對(duì)湖北省的環(huán)境壓力與環(huán)境響應(yīng)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境保護(hù)投資均對(duì)環(huán)境壓力有所響應(yīng)，其中環(huán)境保護(hù)投資對(duì)環(huán)境壓力的響應(yīng)效應(yīng)最大［11］。譚俊濤等（2015）研究了吉林省城鎮(zhèn)化和生態(tài)環(huán)境綜合發(fā)展水平之間的耦合關(guān)系，城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境協(xié)調(diào)度逐步改善，達(dá)到較高水平，但生態(tài)環(huán)境滯后于城鎮(zhèn)化發(fā)展水平［12］。唐志強(qiáng)等（2014）以張掖市為例研究了干旱區(qū)生態(tài)環(huán)境與城市化的響應(yīng)關(guān)系，生態(tài)環(huán)境與城市化之間存在兩種趨勢(shì)：一是兩者互相促進(jìn)，二是城市化造成生態(tài)水平退化進(jìn)而限制了城市化的進(jìn)一步發(fā)展［13］。劉艷軍等（2013）研究認(rèn)為中國(guó)區(qū)域開發(fā)強(qiáng)度與資源環(huán)境水平的耦合程度不斷提高，中國(guó)區(qū)域開發(fā)強(qiáng)度不斷增長(zhǎng)對(duì)資源環(huán)境水平演變產(chǎn)生明顯的“脅迫”影響，但脅迫程度逐漸減?。?4］。路春燕等（2012）探討了延安市生態(tài)環(huán)境壓力與城市化水平之間的關(guān)系，結(jié)果顯示城市化水平與城市生態(tài)環(huán)境壓力之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系［15］。

綜上所述，雖然學(xué)者們從不同角度對(duì)環(huán)境壓力和環(huán)境響應(yīng)之間的關(guān)系進(jìn)行了討論，但以省域作為研究對(duì)象的文獻(xiàn)還很少，本文將以浙江為例對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行探討。浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，尤其是改革開放以后經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度一直居全國(guó)前列，其城鎮(zhèn)化水平發(fā)展較快。伴隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，浙江環(huán)境壓力越來越大，采取的各項(xiàng)應(yīng)對(duì)措施不斷增加。那么，浙江的環(huán)境壓力和環(huán)境響應(yīng)之間究竟存在何種關(guān)系？環(huán)境響應(yīng)究竟多大程度緩解了環(huán)境壓力？本研究將試圖回答上述問題。

二、數(shù)據(jù)來源和數(shù)據(jù)處理

（一）數(shù)據(jù)來源

借鑒文獻(xiàn)［11，16］，本文采用熵值法確定各指標(biāo)的權(quán)重。環(huán)境壓力指標(biāo)由工業(yè)“三廢”排放數(shù)據(jù)加權(quán)所得，結(jié)果稱為環(huán)境壓力指數(shù)，用Y來表示，為因變量。環(huán)境響應(yīng)指標(biāo)由環(huán)境污染治理投資總額（億元）、工業(yè)重復(fù)用水率（%）、工業(yè)固體廢物綜合利用量、單位能耗產(chǎn)值（萬元GDP/噸標(biāo)準(zhǔn)煤）、環(huán)境保護(hù)人員數(shù)（人）加權(quán)所得，稱為環(huán)境響應(yīng)指數(shù)，用X表示，為自變量，其中“環(huán)境污染治理投資總額”代表資金投入，“工業(yè)重復(fù)用水率（%）、工業(yè)固體廢物綜合利用量、單位能耗產(chǎn)值（萬元GDP/噸標(biāo)準(zhǔn)煤）”三個(gè)指標(biāo)代表技術(shù)水平，“環(huán)境保護(hù)人員數(shù)”則代表環(huán)保的人員投入。數(shù)據(jù)來源于2001-2014歷年《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，處理結(jié)果見表1所列。

表1 環(huán)境壓力和環(huán)境響應(yīng)指標(biāo)

（二）單位根檢驗(yàn)

在ADF單位根檢驗(yàn)前，本文通過變量的時(shí)間序列趨勢(shì)圖（圖1）判斷X、Y時(shí)間序列需要選擇有常數(shù)項(xiàng)但無趨勢(shì)項(xiàng)。

圖1 x、y時(shí)間序列

對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析的前提是保證序列的平穩(wěn)性，采用ADF法對(duì)單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2所列。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由于本文采用的是年度數(shù)據(jù)，最大滯后期一般選擇1或者2，同時(shí)默認(rèn)選擇施瓦茨準(zhǔn)則來判斷時(shí)間序列的最佳滯后期。首先對(duì)原序列Y進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，最優(yōu)滯后長(zhǎng)度是2期，由于3.311 26>-2.717 51，ADF值大于1%的臨界值且概率P大于0.01，因此原序列存在單位根，即非平穩(wěn)序列，說明Y原序列1%水平下存在單位根，是不平穩(wěn)的序列。根據(jù)上面的結(jié)果，必須對(duì)序列Y進(jìn)行一階差分，結(jié)果發(fā)現(xiàn)序列Y進(jìn)行一階差分后仍然是不平穩(wěn)的。接下來對(duì)序列Y進(jìn)行二階差分，結(jié)果發(fā)現(xiàn)序列Y二階差分后達(dá)到平穩(wěn)。同理，對(duì)X序列二階差分后亦達(dá)到平穩(wěn)，事實(shí)上，本研究中的X序列是一階平穩(wěn)時(shí)間序列。由于要求VAR系統(tǒng)穩(wěn)定，因此本文如無特殊聲明在VAR系統(tǒng)內(nèi)全部采用X、Y指數(shù)的二階差分序列進(jìn)行相關(guān)計(jì)算，所產(chǎn)生的序列分別記為DX2、DY2。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

若時(shí)間序列X1t,X2t,…,XKt都是d 階單整序列，那么存在一個(gè)向量α=(α1,α2,…,αk)，使得其中，則時(shí)間序列X1t,X2t,…,XKt是(d,b)階協(xié)整，記為Xt:CI(d,b), α為協(xié)整向量。對(duì)DX2、DY2序列，本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，滯后期選1期，輸出結(jié)果見表3-5所列，其中包括跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和最大特征值（Max-Ei?gen），用來判斷檢驗(yàn)水平0.05下的變量之間協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)。

表3 跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)

表4 最大特征根檢驗(yàn)（Max-Eigen）

表5 標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量

根據(jù)表3的輸出結(jié)果，跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)有20.595 890>15.494 710，6.294 650>3.841 466；原假設(shè)沒有協(xié)整關(guān)系，計(jì)算的跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量的概率P值為0.007 8，可以拒絕該原假設(shè)，認(rèn)為至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系；第二個(gè)原假設(shè)“At most 1”下的跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量P值為0.012 1，拒絕該原假設(shè)，至少存在二個(gè)以上協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)表4的輸出結(jié)果，最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)14.301 240>14.264 600，6.294 650>3.841 466，所以序列X、Y存在協(xié)整關(guān)系。通過跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量可以判斷，序列Y和X之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，最大特征值（Max-Eigen）的判斷規(guī)則與跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量相同。

表5是標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量輸出結(jié)果，協(xié)整向量可以寫成：

DX2=52.831 50DY2，即

通過該協(xié)整關(guān)系式，可以得到X、Y是長(zhǎng)期均衡關(guān)系：環(huán)境響應(yīng)變化一個(gè)單位，環(huán)境壓力將相應(yīng)變化0.018 928個(gè)單位。

本研究中的D（DX2）方程的調(diào)整系數(shù)為-0.014 102，D（DY2）的調(diào)整系數(shù)為0.026 041，如果該調(diào)整系數(shù)為負(fù)，說明偏離非均衡誤差將會(huì)得到修正；反之則說明偏離非均衡誤差得不到修正，且誤差會(huì)更大。

（四）誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系確定后，需建立誤差修正（VEC）模型，這是因?yàn)閰f(xié)整關(guān)系式并沒有明確環(huán)境壓力和環(huán)境響應(yīng)之間的關(guān)系，VEC模型的輸出結(jié)果見表6所列。

表6 向量誤差修正（VEC）模型參數(shù)

上面輸出結(jié)果是VEC中協(xié)整關(guān)系式的展示，表達(dá)成誤差修正項(xiàng)的形式：

CointEq1=X（-1）-0.870 102Y（-1）-0.132 798（2）

通過這個(gè)公式計(jì)算的誤差修正項(xiàng)就是誤差修正模型中的CointEq1變量。本研究估計(jì)的VEC模型可以寫成：

其中，誤差修正項(xiàng)CointEq1的系數(shù)估計(jì)值的含義是：第一個(gè)系數(shù)-0.860 479表示，在Y不變的情況下，X在第t期的變化D（X（-1））=X-X（-1）可以消除前一期86.047 9%的非均衡誤差；第二個(gè)系數(shù)0.669 487表示，在X不變的情況下，Y在第t期的變化D（Y（-1））= Y-Y（-1）增加前一期66.948 7%的非均衡誤差。

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)后，對(duì)X、Y序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表7所列。結(jié)果顯示，環(huán)境響應(yīng)X不是環(huán)境壓力Y的格蘭杰原因被拒絕，即環(huán)境響應(yīng)X是環(huán)境壓力Y的格蘭杰原因；環(huán)境壓力Y不是環(huán)境響應(yīng)X的格蘭杰原因P值不顯著，說明環(huán)境壓力Y不是環(huán)境響應(yīng)X的格蘭杰原因。

表7 X、Y序列的格蘭杰因果檢驗(yàn)

（六）VAR模型的估計(jì)

通過X、Y的時(shí)間序列圖1，兩個(gè)序列明顯存在某種均衡關(guān)系，初步判斷可以建立VAR系統(tǒng)。建立VAR系統(tǒng)，選擇VAR估計(jì)的類型，本文選擇非限制性向量自回歸，設(shè)定滯后期間隙為“1 2”，即使用內(nèi)生變量滯后第1期至第2期來估計(jì)系統(tǒng)中的（DX2 DY2）變量，把DX2和DY2作為內(nèi)生變量序列，同時(shí)把常數(shù)C作為一個(gè)外生變量，建立VAR系統(tǒng)。

（七）VAR模型的診斷

（1）確定VAR模型滯后期。根據(jù)數(shù)據(jù)的頻率來確定一個(gè)最大滯后期數(shù)，按照多數(shù)原則進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本研究的輸出結(jié)果見表8所列。5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)全部認(rèn)為應(yīng)建立VAR（1）模型，則確立建立VAR（1）模型。

表8 VAR模型滯后期選擇結(jié)果

（2）VAR模型殘差檢驗(yàn)。采用相關(guān)圖法對(duì)模型有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，選擇滯后期4，輸出結(jié)果如圖2所示，各變量間殘差沒有交叉相關(guān)的情況。

圖2 VAR模型估計(jì)的殘差交叉相關(guān)情況

（3）VAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)。VAR模型全部特征根均在單位圓內(nèi)，可以判斷VAR系統(tǒng)是平穩(wěn)的。反之，估計(jì)的結(jié)果可能無效。本研究的特征根分布如圖3所示，均在單位圓內(nèi)，故這個(gè)VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

圖3 AR根圖

（八）脈沖響應(yīng)與方差分解

（1）脈沖響應(yīng)。本研究定義相應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)為10期，輸出采用組合圖形式，計(jì)算脈沖響應(yīng)函數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤的方法為漸進(jìn)解析法，結(jié)果如圖4所示。

圖4-1顯示的是環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X對(duì)自身的脈沖響應(yīng)，該圖顯示，環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息立刻有了較強(qiáng)反映，迅速下降，影響周期到第八期基本回到原來水平。

圖4-2顯示的是環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X的脈沖響應(yīng)，環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X受到環(huán)境壓力指數(shù)Y的一個(gè)正向沖擊后，到第二期達(dá)到正向峰值，之后迅速回落，到第三期達(dá)到負(fù)向峰值，然后沖擊作用開始下降，直到第四期將近0?？梢耘袛啵h(huán)境壓力指數(shù)Y對(duì)環(huán)境響應(yīng)指數(shù)x在初期有正向沖擊作用，在3年左右（第三期）達(dá)到?jīng)_擊的峰值，但隨后逐漸減弱。

圖4-3顯示的是環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)環(huán)境壓力指數(shù)Y的脈沖響應(yīng)，環(huán)境壓力指數(shù)Y受到環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X的一個(gè)反向沖擊后，到第二期達(dá)到負(fù)向峰值，之后迅速回升，到第三期達(dá)到正向峰值，然后沖擊作用開始下降，直到第五期將近0?？梢钥闯?，環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X對(duì)環(huán)境壓力指數(shù)Y有負(fù)向沖擊作用，在1年左右（第二期）達(dá)到?jīng)_擊的峰值，但隨后逐漸減弱。

圖4-4顯示的是環(huán)境壓力指數(shù)Y對(duì)自身的脈沖響應(yīng)，沖擊開始的時(shí)候環(huán)境壓力指數(shù)Y對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息立刻有了較強(qiáng)反映，迅速下降，影響周期到第九期基本回到原來水平。

圖4 脈沖響應(yīng)

（2）VAR方差分解。VAR方差分解能夠給出隨機(jī)新息（殘差）的相對(duì)重要性信息，表9是含有DX2、DY2兩個(gè)變量的VAR跨時(shí)為10的方差分解。

圖5-1顯示的是環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)方差由自身變動(dòng)導(dǎo)致的部分。

圖5-2顯示了環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)方差由環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)導(dǎo)致的部分。第一期環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)方差由自身變動(dòng)解釋的部分達(dá)到100%，之后隨著期數(shù)的增加，環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)方差由自身變動(dòng)解釋的部分小幅下降，而由環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)解釋的部分則小幅增加，在第十期達(dá)到峰值，約20.5%的環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)方差由環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)可以解釋。

表9 方差分解

圖5-3顯示了環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)方差由環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)導(dǎo)致的部分。第一期環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)方差由自身變動(dòng)解釋的部分是99.4%，環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)解釋的部分為0.6%，隨后各期環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)方差由自身變動(dòng)解釋的部分逐漸下降，而由環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)解釋的部分逐漸增加，在第十期達(dá)到峰值，即大約51.7%的環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)方差由環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)可以解釋。

圖5-4顯示的是環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)方差由自身變動(dòng)導(dǎo)致的部分。

圖5 VAR方差分解

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

通過對(duì)浙江省環(huán)境壓力與環(huán)境響應(yīng)之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的研究，可以得出以下結(jié)論：

（1）浙江省環(huán)境壓力指數(shù)和環(huán)境響應(yīng)指數(shù)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。環(huán)境響應(yīng)變化一個(gè)單位，環(huán)境壓力將相應(yīng)變化0.018 928個(gè)單位。環(huán)境響應(yīng)X是環(huán)境壓力Y的格蘭杰原因，環(huán)境壓力Y不是環(huán)境響應(yīng)X的格蘭杰原因。

（2）環(huán)境壓力指數(shù)和環(huán)境響應(yīng)指數(shù)形成了穩(wěn)定的VAR系統(tǒng)。環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X對(duì)環(huán)境壓力指數(shù)Y有負(fù)向沖擊作用，且能夠在1年左右（第二期）達(dá)到?jīng)_擊的峰值，但隨后逐漸減弱。在3年左右（第三期）達(dá)到?jīng)_擊的峰值，但隨后逐漸減弱。

（3）方差分解顯示環(huán)境壓力指數(shù)和環(huán)境響應(yīng)指數(shù)之間互有影響。達(dá)到十期時(shí)，即大約51.7%的環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)方差由環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)可以解釋。達(dá)到十期時(shí)，大約20.5%的環(huán)境響應(yīng)指數(shù)X變動(dòng)方差由環(huán)境壓力指數(shù)Y變動(dòng)可以解釋。環(huán)境響應(yīng)對(duì)環(huán)境壓力的影響程度遠(yuǎn)大于環(huán)境壓力對(duì)環(huán)境響應(yīng)的影響程度。

（二）建議

根據(jù)上述研究結(jié)果，本文建議如下：

（1）浙江省應(yīng)大力貫徹和實(shí)施綠色發(fā)展理念。近年來，國(guó)家層面已經(jīng)把綠色發(fā)展作為國(guó)家戰(zhàn)略提出，浙江省也在不斷貫徹執(zhí)行，但宣傳和貫徹力度還有待加強(qiáng)。綠色理念多停留在相關(guān)政府部門、學(xué)者以及少數(shù)社會(huì)責(zé)任履行較好的企業(yè)，大多數(shù)中小企業(yè)和個(gè)人對(duì)綠色概念有一定了解但具體實(shí)施缺乏必要的指導(dǎo)，其主觀意愿也不強(qiáng)。因此，有必要?jiǎng)?chuàng)造各種形式的活動(dòng)宣傳綠色理念，采取多種形式推進(jìn)綠色行動(dòng)，如加強(qiáng)新聞媒體的宣傳、報(bào)道，在各種大型活動(dòng)中植入綠色環(huán)保元素等，使綠色理念深入人心。在城鎮(zhèn)化成為發(fā)展方向的今天，只有全民行動(dòng)起來，增加環(huán)境響應(yīng)力度，環(huán)境壓力才會(huì)得到緩解。

（2）降低工業(yè)“三廢”排放，增強(qiáng)環(huán)境響應(yīng)。治理環(huán)境是綜合性、系統(tǒng)性、長(zhǎng)期性工程，必須事前控制、事中控制和事后控制相結(jié)合，重點(diǎn)在事前控制上下功夫，牢牢把握其中的重點(diǎn)治理領(lǐng)域。工業(yè)“三廢”對(duì)環(huán)境會(huì)產(chǎn)生直接的污染，其中廢氣的排放還是霧霾產(chǎn)生的重要原因，一直以來是治理的重點(diǎn)。各相關(guān)方面要主動(dòng)控制“三廢”排放，力求“慎獨(dú)”。同時(shí)，在環(huán)境投資、技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境保護(hù)人員等方面加大投入力度，其中先進(jìn)技術(shù)在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中進(jìn)行推廣應(yīng)用是降低環(huán)境污染的關(guān)鍵。對(duì)做得好的企業(yè)，政府大張旗鼓地進(jìn)行表彰，對(duì)知法犯法、明知故犯的企業(yè)要采取重罰手段。大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，對(duì)重污染的企業(yè)堅(jiān)決進(jìn)行整治?！熬G水青山就是金山銀山”，只有全社會(huì)共同努力，綠色浙江才能夠變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)。

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A Study on Provincial Environmental Pressure and Environmental Response in the Context of Urbanization—Evidence from Zhejiang Province

ZOU Fei1,2,ZHU Qing-hua3,WANG Jing4
(1.Faculty of Management and Economics,Dalian University of Technology,Dalian 116024,China; 2.Zhejiang Dongfang Vocational and Technical College,Wenzhou 325011,China; 3.Antai College of Economics&Management,Shanghai Jiao Tong University,Shanghai 200030,China; 4.College of Economics and Management,Zhejiang University of Technology,Hangzhou 310014,China)

With the continuous improvement of the level of urbanization in Zhejiang province,environmental pressure gradually increases and environmental response plays an important role to ease the pressure on the environment.The paper constructs environmental pressure index and environmental response index and carries out the ADF unit root test and cointegration test.The result shows that there is a longrun equilibrium relationship between environmental presswre and environmental response.The paper establishes a vector error correction (VEC)model,estimates the VAR model,makes the diagnosis and prediction,and analyzes the pulse impulse response function and vari?ance decomposition,Finally,the paper puts forward some suggestions that Zhejiang province should vigorously carry out and implement green development concept,reduce the discharge of industrial“waste water,waste gas,solid waste”and enhance environmental response.

urbanization;environmental pressure;environmental response;VAR impulse response

F127；F205

A

1007-5097（2017）02-0012-07

［責(zé)任編輯：余志虎］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.02.002

2016-08-11

國(guó)家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（71632007）；浙江省高等教育教學(xué)改革項(xiàng)目（jg2015356）；溫州市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃課題（16wsk180）

鄒非（1973-），男，遼寧遼陽人，副教授，博士研究生，研究方向：環(huán)境管理；

朱慶華（1970-），女，江蘇太倉(cāng)人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：綠色供應(yīng)鏈管理及生態(tài)設(shè)計(jì)；

王菁（1983-），女，上海人，講師，博士，研究方向：公司治理。