环境规制、经济高质量发展与生态资本利用的空间关系——以北部湾经济区为例

doi:10.31497/zrzyxb.20220201

环境规制、经济高质量发展与生态资本利用的空间关系——以北部湾经济区为例

陈志刚^,¹^,², 姚娟¹

1. 新疆农业大学经济与贸易学院,乌鲁木齐 830052

2. 玉林师范学院商学院,玉林 537000

On spatial relationship between environmental regulation, high-quality economic development and the utilization of ecological capital: Taking the Beibu Gulf Economic Zone as an example

CHEN Zhi-gang^,¹^,², YAO Juan¹

1. School of Economics and Trade, Xinjiang Agricultural University, Urumqi 830052, China

2. Business School, Yulin Normal University, Yulin 537000, Guangxi, China

通讯作者: 姚娟（1970-）,女,新疆乌鲁木齐人,博士,教授,博士生导师,研究方向为生态经济与生态旅游。E-mail: 409454654@qq.com

收稿日期: 2021-04-6 修回日期: 2021-08-9

基金资助:

国家社会科学基金项目(19XGL007)

Received: 2021-04-6 Revised: 2021-08-9

作者简介 About authors

陈志刚（1972- ）,男,湖南桂阳人,博士,讲师,研究方向为生态资本与生态经济。E-mail: 748953028@qq.com

摘要

生态资本利用的空间关系影响区域可持续发展。以北部湾经济区2006—2019年面板数据为例,构建空间杜宾模型研究环境规制、经济高质量发展与生态资本利用的空间关系,结论如下：（1）环境规制、经济高质量发展和生态资本构成三E系统。（2）生态资本利用存在显著空间正自相关关系。（3）生态资本供需、流量利用及存量占用与环境规制显著空间正相关,环境规制抑制了存量占用及资本供需和流量利用水平;与经济高质量发展显著空间正相关,经济高质量发展显著提高了资本供给需求与流量利用,也增大了存量占用。（4）交互效应显著抑制了两者对资本供需与流量利用的影响、抑制了环境规制对存量占用的影响,也促进了经济高质量发展对存量占用的影响。研究结论对区域生态资本管控有实际意义。

关键词： 生态资本; 环境规制; 经济高质量发展; 空间计量; 北部湾经济区

Abstract

How to utilize ecological capital utilization can have influence on the sustainable development. Taking the panel data from the Beibu Gulf Economic Zone covering 2006-2019 as an example in this article, we build an SDM model to examine the spatial relationship between environmental regulation, high-quality economic development and ecological capital. Some conclusions can be drawn as follows. (1) Environmental regulation, high-quality economic development and ecological capital utilization constitutes a system, also known as a "3E" system. (2) There is a significant spatial positive autocorrelation of the utilization of ecological capital. (3) Environmental regulation has a significant positive correlation with the supply and demand of ecological capital, flow utilization and stock occupancy. Environmental regulation inhibits the stock occupancy as well as capital supply and demand and flow utilization levels. High-quality economic development significantly increases capital demand, supply and flow utilization, as well as stock occupancy. (4) The interaction between environmental regulation and high-quality economic development promotes the change of capital supply and demand and flow utilization, and restrains the change trend of stock occupation. The conclusion is of a practical significance for us to have a better understanding of rational utilization of ecological resources.

Keywords： environmental regulation; high-quality economic development; ecological capital; spatial econometrics; Beibu Gulf Economic Zone

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本文引用格式

陈志刚, 姚娟. 环境规制、经济高质量发展与生态资本利用的空间关系——以北部湾经济区为例[J]. 自然资源学报, 2022, 37(2): 277-290 doi:10.31497/zrzyxb.20220201

CHEN Zhi-gang, YAO Juan. On spatial relationship between environmental regulation, high-quality economic development and the utilization of ecological capital: Taking the Beibu Gulf Economic Zone as an example[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2022, 37(2): 277-290 doi:10.31497/zrzyxb.20220201

资源环境供需不平衡与过度消费影响了人类可持续发展。人们将资源环境视为生态资本,提出了多种措施管控生态资本供需：一是通过战略规化事先管控,如高质量发展战略和“三线一单”（“三线一单”指生态保护红线、环境质量底线、资源利用上线和生态环境准入清单）的制定;二是通过环境规制事后管控,如环境保护法、编制自然资源资产负债表^[1]、生态环境损失责任追究制度等环境规制的制定与执行,其中“环境规制”和“经济高质量发展”战略因其鲜明的时代特性而比较典型。学者们对这些主题进行了深入的研究,环境规制的研究集中在内涵、影响和测度等方面。有学者认为环境规制是工业化和时代进步的产物,是政府这只看得见的手迫于人类生存危机而采取的应对措施^[2],是解决环境污染外部性的有效途径,可直接影响产业结构的优化升级^[3]。环境规制对经济发展的影响有三种代表性观点：一是“不利论”,其核心是“合规成本说”;二是“有利论”,也称为“波特假设”;三是“综合观点”。其中“波特假说”的影响较大,认为适当的环境规制在一定的环境下可以促进企业技术创新,或促进企业竞争力的提升^[4]。环境规制测度指标有单一指标和多指标两种。经济高质量发展是2017年首次提出,其概念有不同视角：新发展理念视角认为高质量发展的结果应满足人民日益增长的美好生活需要,应将创新作为第一驱动力,并用五大发展理念构建评价体系^[5];投入产出与供需视角认为高质量发展应为投人少、产出多、效率高、匹配高质量的产品和服务供给的生产方式,任保平^[6]认为高质量发展就是经济发展、改革开放、城乡发展和生态环境均处于高水平的一种状态;问题导向视角认为高质量发展过程中应不断解决我国经济社会中存在的创新能力不足、环境恶化明显、资源配置不平衡等问题^[7];高质量发展测度有单一指标、也有多指标^[8,9]等多种。生态资本研究集中在概念界定、核算、动态变化^[10]、可持续发展^[11]等方面,其概念可分为以Costanza等^[12]为代表的“生态学派观”和以Pearce等^[13]为代表的“主流经济学派观”两类,前者认为生态资本首先是一个存量,并在与其他资本存量的相互作用过程中形成供人类消费的生态系统服务流,产生流量,并尝试对生态资本进行价值评估;后者认为生态资本是一种对经济增长至关重要的资本形式,须遵从经济学的逻辑体系才能达到融合、改造的效果,两者都认为生态资本是可持续发展的核心资本,能够增进人类福利;生态资本的评价有货币价值法和非货币价值法两种,非货币价值法主要应用三维生态足迹模型^[14]。

综上,环境规制、经济高质量发展与生态资本利用是三个彼此相互联系、没有包涵关系的概念,且都与区域发展息息相关,也都与具体地理空间相对应,弄清三者空间关系有利于区域可持续发展,且这种研究还非常罕见,本文拟以自然禀赋优良、经济欠发达的典型区域——北部湾经济区为例进行实证研究,以期促进同类区域的可持续发展。

1 研究方法与数据来源

1.1 研究区概况与数据来源

北部湾经济区是2017年国家发布《北部湾城市群发展规划》正式获批时由广西北部湾经济区扩展形成的,位于106.57°~112.36°E、19.01°~23.75°N之间,包括南宁、湛江、海口等10个地市和东方等5个县市所辖的区域,2019年总人口4259.21万人、国土总面积11.81万km²、GDP总值2.07万亿元,分别占我国的3.04%、1.23%、2.09%,GDP占比相对人口占比弱,海岸线长4234 km,自然资源丰富,环境良好,具有较强资源环境承载力,有沿海沿边的区位优势,是中国—东盟自由贸易区前沿地带和桥头堡,是区位重要、自然禀赋优良、经济欠发达的典型区域。

本文选用北部湾经济区10地市2006—2019年的面板数据,基于空间计量经济学研究环境规制、经济高质量发展对生态资本利用的影响。原始数据主要来自广东、广西、海南三省（自治区）及各地市统计年鉴、国民经济和社会发展统计公报,废水、SO₂等数据来自历年《中国城市统计年鉴》《中国城乡统计年鉴》,创新数据来自《第二次广西R&D资源清查主要数据公报》。

空间相关性检验采用GeoDa软件,面板数据模型估计采用stata 15软件。

1.2 “三E系统”相互作用机理

由上文可知,生态资本是可持续发展的核心资本,能够增进人类福利;环境规制是通过约束人们的行为、提升生态资本质量的手段;经济高质量发展是以生态资本为基石,以环境规制为前提,满足人们美好生活需要、经济发展、城乡发展和生态环境均处于高水平的一种状态;三者没有包含关系,但彼此关联,生态资本利用（Ecological capital）、环境规制（Environmental regulation）和经济高质量发展（Economic development）,通过生态资本供给与需求,组成了一个系统,可称为“三E系统”,生态资本供需结构与“三E系统”相互作用机理如图1所示。生态资本供需结构由供给方与需求方两部分组成,生态资本供给由生态系统提供,包括存量和流量两部分,各自又包括耕地、森林、草地、水和能源等资本,生态资本利用就是指各个组成部分的存量占用和流量利用;生态资本需求主要在经济系统完成,包括生产、流通、分配、消费四个环节,分别又包括规模、结构、效率等组成部分,经济系统利用生态系统提供的生态资本生产并提升了人造资本存量,经济运行过程排放废弃物,需在环境中消纳,需要政府的环境规制来监管,合理利用生态资本,执行严厉的环境规制才可能实现经济高质量发展。因此生态系统和经济系统通过生态资本供给与需求将生态资本利用、环境规制、经济高质量发展关联在一起,“三E系统”产生了相互作用：生态资本利用不合理时,产生的资源浪费和环境污染就较多,严重时会恶化生态环境,可能发生污染事件,造成严重的社会危害,还可能像“世界八大污染事件”一样,使人类付出几百或数千人中毒、几十或数百人死亡的惨痛代价,自然界对人类亮起“黄牌警告”,促使政府制定并执行严厉的环境规制;反之当生态资本高效有序利用时,环境得到改善,生态资本质量提升,人力资本和社会资本等也会随之提升,生态资本、人力资本和社会资本等共同作用下经济得到高质量发展,最终实现区域可持续发展。环境规制对环境违规行为实行“红牌禁止”、对合规行为则“绿牌通行”,促使相关组织机构进行技术创新、制度创新,改善生态资本利用方式。经济高质量发展是满足人们美好生活需要的发展,包括美好生活的经济需要和美好生活的生态需要,并由经济系统和生态系统提供,经济高质量发展模式下人们对经济效率要求更高,对环境质量的要求也更高,进而形成更严厉的环境规制,要求更高效有序地利用生态资本。Daly^[15]可持续发展三原则的核心就是生态资本可持续利用,可视为生态资本利用的原则。所以“三E系统”相互作用的最终目标是“三E”相互协调,按Daly三原则合理利用生态资本、供需平衡,从而实现区域可持续发展。

图1

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图1 “三E系统”相互作用机理

Fig. 1 "3E systems" interaction mechanism

1.3 研究方法与研究设计

1.3.1 生态资本利用评价

Niccolucci等^[16]2009年首创的三维生态足迹模型,在传统生态足迹核算基础上引入足迹广度和足迹深度,可评价生态资本流量利用和存量占用：足迹广度表示一年内人类利用的区域生态资本流量水平,即在生态承载力限度内实际占用的生物生产性土地面积,具有空间属性;足迹深度表示在生态资本的消耗超过生态资本流量时,生态资本存量透支程度,即人类对超出生态承载力部分资源在时间上的累积,具有时间属性,可以理解为当一个地区生态资本存量被透支时,其透支量需要多少年才能被该地区的生态生产性土地生产完成。方恺等^[17]对三维生态足迹模型进行了改进,公式如式（1）~式（3）：

（1）

e f_{3 d} = bc + ed = efs \times efd

（2）

efd = 1 + \frac{\sum \max (ed, 0)}{bc}

（3）

efs = \min (ef, bc)

式中：ef₃_d是人均三维生态足迹（hm²）;bc为人均生态承载力（hm²）;ed为生态赤字（hm²）;efs和efd分别是人均足迹广度（hm²）和人均足迹深度;max(·) 和min(·) 表示取最大值和最小值。

三维生态足迹核算需先核算传统足迹,本文参考谢鸿宇^[18]改进的方法核算传统足迹,用资源产量法核算生态承载力,认为区域内所有的资源产出都由生态承载力供给。

1.3.2 环境规制评价

环境规制包括环境政策制定与政策执行两方面,同一经济区制定的环境政策大体相同时,政策执行效果却往往因区域政治生态等原因存在较大差异,成为环境规制评价的主要方面,因此可直接采用体现环境政策执行效果的污染物排放来表征环境规制强度。环境规制与污染排放强度是反向的关系,环境规制执行越严厉,污染排放强度越小,本文中分别采用工业废水iw、工业废气is、工业粉（烟）尘ic数据,构建表征环境规制强度的指标,用Q表示环境规制强度,公式如式（4）：

（4）

Q_{it} = u_{1} \times i w_{it} + u_{2} \times i s_{it} + u_{3} \times i c_{it}

式中：u₁、u₂、u₃分别为iw、is、ic的权重系数;i表示研究区地市;t表示年份。通过层次分析法（AHP）计算,步骤如下：（1）通过专家咨询,确定判断矩阵为P=[1, 0.5, 0.5; 2, 1, 2; 2, 0.5, 1];（2）解特征向量得W=[0.1958, 0.4934, 0.3108]^T;（3）一致性检验：算得λmax=3.08,CR=0.046,CR<0.1,表明判断矩阵式P具有满意的一致性,W各个分量可以作为Q的权重系数,核算结果见表1所示。

1.3.3 经济高质量发展评价

参考前人研究^[19],从经济效益、创新水平、民生水平三个方面四个具体指标评价经济高质量发展,如表1所示。经济效益由全要素生产率表征,全要素生产率基于BCC模型、构建DEA-Malmquist指数来核算,DEA模型以物质、人力、能源等资本为投入指标：物质资本,基期资本量以永续盘存法为基础折算;人力资本,以各地市单位从业人数加私营、个体从业人数计量;能源投入,以各地市能源消费总量衡量;以人均地区生产总值为产出指标,并以1978年为基期折算成实际值;用DEAP 2.1完成DEA运算。生态效益用污染排放程度表征;民生水平用人均实际GDP、城镇和农村居民人均可支配收入表征。创新规模RDS_it是区域i在第t年的R&D存量,代表创新资源的规模。

表1 指标体系及变量描述性统计

Table 1 Index system and descriptive statistics of variables

评价指标及权重				指标测算或来源	极小值	极大值	均值	标准差
环境规制指标Q		工业废水0.1958		数据来自历年《中国城市统计年鉴》《中国城乡统计年鉴》	476.00	15731.00	3859.28	3068.70
		工业废气0.4934			92.00	73567.00	20477.57	17618.80
		工业粉（烟）尘0.3108			71.00	49787.00	12875.57	10302.08
经济高质量发展	效益0.4933	全要素生产率0.4933		DEA—Malmquist	0.12	21.63	2.07	3.02
	创新0.1958	创新规模0.1958		R&D支出累计存量	15.00	808.87	149.13	134.93
	民生水平0.3108	城镇居民人均收入0.1554		数据来自相关地市统计年鉴	3290.00	18482.00	9191.90	3956.03
	民生水平0.3108	农村居民人均收入0.1554		数据来自相关地市统计年鉴	476.00	15731.00	3859.28	3068.70
被解释变量		人均生态足迹ef		由三维生态足迹模型核算	0.32	3.39	0.9810	0.62027
		人均生态承载力bc			0.09	3.09	0.7876	0.5655
		生态资本存量占用efd			1.00	2.41	1.11	0.31
		生态资本流量利用efs			0.08	2.97	0.62	0.50
解释变量		经济高质量发展水平HQED		自创指标体系	0.11	0.43	0.23	0.07
解释变量		环境规制强度Q		自创指标体系	554.93	131169.7	39396.95	28302.44
控制变量		人均GDP	数据来自相关地市历年统计年鉴		8062.31	27806.99	14889.62	4313.36
		物质资本pe			294.23	15586225	1001062.24	3149990.44
		人力资本he			112636	2341007	659892.9	504528.9

注：样本量N=130。

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HQED指标权重的确定：首先需对各指标进行最大最小标准化处理,消除量纲差异;其次,采用层次分析法（AHP）,步骤如下：（1）通过专家咨询法,确定判断矩阵为P=[1, 2, 2; 0.5, 1, 0.5; 0.5, 2, 1];（2）解得特征向量W=[0.4937, 0.1958, 0.3108]^T;（3）一致性检验：计算得出λmax=3.054,CR=0.046,CR<0.1,表明判断矩阵式P具有满意的一致性,W的各个分量可以作为Q的权重系数,见表1所示。

1.3.4 探索性空间分析

环境规制、经济高质量发展、生态资本利用都与具体地理空间相对应,具有空间属性。根据Goodchild“几乎所有的空间数据都具有空间相关性”^[20],加之与生态资本供需相关的农作物种植技术、灌溉设施、临近市县市场资讯与品牌价值、基础交通、电力等设施具有空间溢出性,环境规制、经济高质量发展和生态资本利用也可能存在空间关系。

用探索性空间分析研究生态资本利用的空间相关关系,首先构建空间权重矩阵（W）,本文主要采用R邻接权重矩阵（W₁）,两区域有共同相邻边时权重矩阵W₁中元素w_ij等于1,否则等于0;然后整体考察生态资本利用是否存在空间相关性,用单变量Geary's c和全局Moran's I等探索性空间数据（EDSA）方法分析解释空间相关性、溢出效应^[21],Geary's c的取值一般介于0到2之间,大于1表示负相关,等于1表示不相关,小于1表示正相关,Moran's I的取值一般介于-1到1之间,大于0表示正自相关,小于0表示负自相关^[22]。

1.3.5 模型设计

存在空间关系的变量研究需建立空间计量模型,面板数据不适用空间滞后模型和空间误差模型,应采用空间杜宾模型^[23]。构建一般空间杜宾模型,设计如下：

（1）被解释变量：分别以人均生态资本需求ef、人均生态资本供给bc、人均生态资本流量利用efs、生态资本存量占用efd表示;

（2）核心解释变量：环境规制强度Q,经济高质量发展程度HQED,交互项Q×HQED;

共线性检验：通过SPSS 21软件利用方差膨胀因子VIF等指标,对指标做共线性检验：经济高质量发展HQED和环境规制强度Q的容差为0.85,VIF为1.176<10,条件索引K_i最大值为7.996<10,说明多重共线性较弱,经济高质量发展与环境规制不存在严重多重共线性。

（3）控制变量：物质资本pe、人力资本he、人均GDP。

变量描述性统计见表1。

（4）模型构建：

学者们往往采用STRIPAT模型来分析经济活动对于环境所产生的影响,该模型较为灵活,允许其他变量的加入与替换。本文借助STRIPAT模型,构建生态资本利用的影响模型,如式（5）~式（16）示：

（5）

\ln e f_{it} = α + ρWe f_{it} + β_{1} \ln Q_{it} + β_{2} gdpp c_{it} + θW X_{it} + μ_{it} μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n)

（6）

\ln b c_{it} = α + ρWb c_{it} + β_{1} \ln Q_{it} + β_{2} gdpp c_{it} + θW X_{it} + μ_{it} μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n)

（7）

\ln ef s_{it} = α + ρWef s_{it} + β_{1} \ln Q_{it} + β_{2} gdpp c_{it} + θW X_{it} + μ_{it} μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n)

（8）

\begin{array}{l} \ln ef d_{it} = α + ρWef d_{it} + β_{1} \ln Q_{it} + θW X_{it} + β_{2} \ln gdpp c_{it} + μ_{it} \\ μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n) \end{array}

（9）

\ln e f_{it} = α + ρWe f_{it} + β_{1} \ln HQE D_{it} + θW X_{it} + μ_{it} μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n)

（10）

\ln b c_{it} = α + ρWb c_{it} + β_{1} \ln HQE D_{it} + θW X_{it} + μ_{it} μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n)

（11）

\ln ef s_{it} = α + ρWef s_{it} + β_{1} \ln HQE D_{it} + β_{2} gdpp c_{it} + θW X_{it} + μ_{it} μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n)

（12）

\begin{array}{l} \ln ef d_{it} = α + ρW \ln ef d_{it} + β_{1} HQE D_{it} + β_{2} gdpp c_{it} + β_{3} \ln h e_{it} + θW X_{it} + μ_{it} \\ μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n) \end{array}

引入交互项后的空间杜宾模型,如式（13）至式（16）：

（13）

\begin{array}{l} \ln e f_{it} = α + ρWe f_{it} + β_{1} \ln Q_{it} \times HQE D_{it} + β_{2} gdpp c_{it} + β_{3} \ln h e_{it} + θW X_{it} + μ_{it} \\ μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n) \end{array}

（14）

\begin{array}{l} \ln b c_{it} = α + ρWb c_{it} + β_{1} \ln Q_{it} \times HQE D_{it} + β_{2} gdpp c_{it} + θW X_{it} + μ_{it} \\ μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n) \end{array}

（15）

\begin{array}{l} \ln ef s_{it} = α + ρWef s_{it} + β_{1} \ln Q_{it} \times HQE D_{it} + β_{2} gdpp c_{it} + β_{3} \ln h e_{it} + θW X_{it} + μ_{it} \\ μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n) \end{array}

（16）

\begin{array}{l} \ln ef d_{it} = α + ρW \ln ef d_{it} + β_{1} \ln Q_{it} \times HQE D_{it} + θW X_{it} + μ_{it} \\ μ_{it} = λW μ_{it} + ε_{it} ε ~ N (0, δ^{2} / n) \end{array}

式中：ef_it表示生态足迹,表征生态资本需求;ρ是空间自回归系数;W是空间权重矩阵;θ是解释变量空间滞后项系数;λ是误差项的空间自回归系数;bc_it表示生态承载力,表征生态资本供给;efs_it和efd_it分别表征人均生态资本流量利用和人均生态资本存量占用;HQED_it表征经济高质量发展程度;Q_it表征环境规制强度; $gdpp c_{it}$ 表示人均GDP;he_it表征人力资本;et_it表征能源消耗;pe_it表征物质资本; $α$ 是常数项; $β_{1}$ 、 $β_{2}$ 、 $β_{3}$ 是回归系数; $μ_{it}$ 是误差项; $ε_{it}$ 是随机扰动项。

2 结果分析

2.1 生态资本流量利用、存量占用及其组分动态变化分析

足迹广度是人们对生态资本流量的利用程度,数据越大说明流量利用越充分。由图2可知,人均足迹广度各组分都比较小,且各组分间差异较大,最大的组分为能源用地足迹,约0.7 hm²/人,最小的为草地足迹,约0.0003 hm²/人,相差约2000倍。按均值大小排序为：能源用地>耕地>林地>水域>建筑用地>牧草地,组分变化有升有降;按年增长率升速排序为：林地（27%）>水域（6.98%）>牧草地（0.18%）>耕地（0.16%）>建筑用地（-0.23%）>能源用地（-1.04%）。大部分组分上升,说明经过生态文明建设战略实施,生态资本流量利用越来越充分;前几年能源用地的足迹广度最大、且快速上升,到2018年、2019年由于出现能源用地赤字,足迹广度由生态足迹改为生态承载力而导致下降,研究期间能源用地足迹广度不增反降,建设用地的足迹广度也相似,反映了能源电力消耗快速上升的事实,体现了区域经济发展对电力和能源的需求大大增强,高消耗的传统经济发展模式还在发挥主导作用,经济发展新动能转换还不是很成功。

足迹深度是人们对生态资本存量的占用程度,其数据越大区域发展越不可持续,如图2所示,林地、草地、部分能源用地组分足迹深度都大于1,标志着生态资本存量已经透支,资本流量已不能满足日益膨胀的消费需求^[24]。各组分资本存量占用程度按均值排序为：牧草地（1.77）>林地（1.48）>能源用地（1.02）>建筑用地、水域、耕地（都为自然深度1）。足迹深度以每年0.23%的速度增加,各组分资本存量占用变化按增速排序为：草地（7.7%）>能源用地（0.996%）>水域、耕地、建设用地（0）>林地（-4.39%）,只有林地足迹深度变化是下降的,反映了在建设生态文明政策驱动下区域林地生态承载力在快速提高。草地和能源用地足迹深度上升,反映了随着生活质量提高和经济发展,人们对牧产品和能源消费有所增加,消耗了更多草地资本和能源资本。

图2

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图2 足迹广度和足迹深度组分动态变化

Fig. 2 Dynamic changes in the footprint depth and breadth and footprint components

2.2 污染排放与经济发展关系分析

污染排放与经济发展关系的研究,可为用污染排放表征的环境规制与经济发展结合研究的合理性提供支撑。环境规制与经济发展的关系,如图3所示,随着时间的变化,工业废水iw、废气is快速波动下降,GDP相应地直线上升,说明两者存在关联;做Pearson相关性分析显示,GDP与污染排放存在显著的相关关系：与生活垃圾排放显著正相关,与工业废水、废气显著负相关;这说明环境规制影响经济发展,侧面证明了本文将环境规制与经济发展结合一起研究的正确性。环境规制与污染排放强度是反向关系,环境规制越严格,污染排放强度越小。

图3

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图3 污染排放与经济发展的关系

Fig. 3 The relationship between pollution emissions and economic development

2.3 空间自相关性分析

2.3.1 生态资本供给和需求的空间自相关分析

本文用探索性空间分析研究生态资本利用的空间相关关系,用人均生态承载力bc表征生态资本供给,利用2006—2019年的数据,借助stata 15软件分析其空间相关性,结果如表2所示,Geary's c都为小于1,除2015年、2019年外所有年份Geary's c通过10%的显著性水平检验,占总年份的71.4%,说明研究区生态资本供给存在显著性的空间正向自相关关系。

表2 bc的全局空间相关性计算结果

Table 2 The global spatial correlation calculation results of bc

年份	Geary's c	年份	Geary's c	年份	Geary's c	年份	Geary's c
2006	0.335^*	2010	0.245^**	2014	0.197^**	2018	0.269^*
2007	0.190^**	2011	0.174^**	2015	0.451	2019	0.457
2008	0.316^*	2012	0.194^**	2016	0.269^*
2009	0.250^**	2013	0.186^**	2017	0.254^*

注：^**、^*分别表示P<5%、P<10%的显著性水平,下同。

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人均生态足迹ef表征生态资本需求,用ef的对数分析其空间自相关性,如表3所示,14年的Geary's c都小于1,其中有8年通过10%的显著性水平检验,占57%,表明生态足迹存在显著的正向空间自相关。

表3 ef的全局空间相关性计算结果

Table 3 The global spatial correlation calculation results of ef

年份	Geary's c	年份	Geary's c	年份	Geary's c	年份	Geary's c
2006	0.530	2010	0.386^*	2014	0.345^*	2018	0.587
2007	0.588	2011	0.375^*	2015	0.287^*	2019	0.520
2008	0.630	2012	0.375^*	2016	0.246^*
2009	0.526	2013	0.371^*	2017	0.293^*

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2.3.2 生态资本流量利用和存量占用的空间自相关分析

用人均足迹广度efs表征生态资本流量利用,分析efs的空间自相关性,结果如表4所示,Geary's c都小于1,有7年通过5%的显著性水平检验、占比50%,有11年通过10%的显著性检验,占研究期间的78.57%,说明生态资本流量利用存在显著正向空间自相关性。

表4 efs的全局空间相关性计算结果

Table 4 The global spatial correlation calculation results of efs

年份	Geary's c	年份	Geary's c	年份	Geary's c	年份	Geary's c
2006	0.379^**	2010	0.571	2014	0.265^**	2018	0.272^*
2007	0.293^**	2011	1.188	2015	0.403^*	2019	0.239^*
2008	0.310^**	2012	0.336^**	2016	0.241^*
2009	0.351^**	2013	0.293^**	2017	0.298

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用人均足迹深度efd表征生态资本存量占用水平,分析efd的空间自相关关系的探索性空间分析结果如表5所示,Moran's I大于0,且通过10%的显著水平检验的有13年,占所有年分的93%,所有年分的Geary's c都为小于1且都通过10%的显著性水平检验,因此生态资本存量占用存在显著的空间正自相关关系。

表5 efd的 Moran's I和Geary's c值

Table 5 The Moran's I and Geary's c of efd

年份	Moran's I	Geary's c	年份	Moran's I	Geary's c	年份	Moran's I	Geary's c
2006	0.11^*	0.07^*	2011	0.112^*	0.001^*	2016	0.112^*	0.001^*
2007	0.109^*	0.07^*	2012	0.112^*	0.001^*	2017	0.112^*	0.008^*
2008	0.106	0.013^*	2013	0.112^*	0.002^*	2018	0.111^*	0.000^*
2009	0.11^*	0.009^*	2014	0.112^*	0.001^*	2019	0.111^*	0.000^*
2010	0.111^*	0.007^*	2015	0.112^*	0.002^*

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2.4 环境规制、经济高质量发展及其交互项对生态资本利用的空间关系分析

根据设计模型,进行分析检验：首先构建随机效应SDM模型,运行结果如表6所示,大部分模型的空间自回归系数ρ(rho) 显著,而且解释变量空间滞后项系数Lgt_theta都通过显著性检验,说明各模型都存在至少一个显著的空间滞后项,偏面证明了选择空间计量模型的正确性;接着进行hausman检验：空间杜宾模型有空间个体固定效应和随机效应两种类型,可通过hausman检验来判断选择,原假设是模型为空间个体随机效应,备择假设是模型为空间个体固定效应。检验结果显示,除模型1外的所有模型都没有通过显著性水平检验,不拒绝原假设,选择随机效应;模型1通过检验,则选择固定效应。

表6 空间杜宾随机效应模型的回归结果

Table 6 Regression results of random effects model

模型	环境规制Q				经济高质量发展HQED				交互项Q×HQED
模型	模型1	模型2	模型3	模型4	模型5	模型6	模型7	模型8	模型9	模型10	模型11	模型12
因变量	lnef	lnbc	lnefs	lnefd	lnef	lnbc	lnefs	lnefd	lnef	lnbc	lnefs	lnefd
截距	—	-2.3^***	-2.6^***	0.099	-0.20	-0.17	-0.33	0.186	-0.21	-0.3	-0.44	0.13
lnQ	0.18^**	0.19^**	0.2^*	0.10^***
lnHQED					0.2^**	0.18^**	0.19^**	0.004^*
lnQHQED									0.13^**	0.12^*	0.1^*	0.07^***
lnhe								-0.007
lnpe								-8e-6
lngdppc								0.0197
gdppc	0.00^***	0.00^***	0.00^***
Wx-lnQ		-0.07^*		0.001
Wx-QHQED									0.05^***	-0.1^***	-0.1^***
Spatial-rho	0.15^***	0.15^***	0.14^***	0.069	0.19^***	0.2^***	0.2^***	0.0737	0.20^***	0.2^***	0.20^***	0.08
Lgt_theta	—	-1.8^***	-1.6^***	-3.4^***	-1.6^***	-2.0^***	-2^***	-3^***	-1.4^***	-1.7^***	-1.5^***	-3^***
Sigm2_e	0.1^**	0.09^**	0.11^**	0.001	0.11^**	0.1^**	0.13^**	0.00076	0.10^**	0.1^**	0.13^**	0.00
Direct	0.18^**	0.17^**	0.19^*	0.01^***	0.2^**	0.18^**	0.18^**	0.004^*	0.117	0.103	0.11	0.01^***
Indirec	-0.088	-0.11	-0.104	0.005	-0.02	0.02	-0.02	0.0027	-0.07	-0.11	-0.13	0.014
Total	0.088	0.059	0.088	0.01^*	0.17	0.20	0.17	0.0069	0.047	-0.01	-0.20	0.02^*
hausman	37.6^***	-4.06	-7.01	-0.52	-1.61	-0.74	-1.51	-4.7	1.10	-8.9	-48.7	-0.63
模型选择	固定效应	随机效应	随机效应	随机效应	随机效应	随机效应	随机效应	随机效应	随机效应	随机效应	随机效应	随机效应

注：^***表示P<1%的显著性水平。

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2.4.1 环境规制对生态资本利用影响的空间关系

表6中模型1~模型4中环境规制强度lnQ的系数显著为正,表示环境规制强度与生态资本需求、供给、生态资本流量利用和生态资本存量占用显著空间正相关,说明生态资本需求、供给、流量利用、存量占用越多,污染排放量就越大,表明环境规制越宽松,体现了研究区的传统产业发展还沿用过去高投入、高产出、高污染的路子,没有转型到高质量发展的路子上,一定程度上印证了“北部湾经济区传统产业发展转型面临突出困难”^[25]的合理性。模型4表明环境规制严厉、污染排放减少,使生态资本存量占用也减少,证明环境规制有助于区域可持续发展,但环境规制严厉导致生态承载力和生态资本流量利用减少,却不利于人们日益增长的美好生活需要。

2.4.2 经济高质量发展对生态资本利用影响的空间关系

表6中模型5~模型8展示,经济高质量发展程度与生态资本需求、供给、流量利用、存量占用都存在显著的空间正相关关系,说明经济高质量发展能显著提高这四者的水平。生态资本需求、供给、流量利用的提高有利于人们日益增长的美好生活需要的满足,但生态资本存量占用的增加,不利于区域可持续发展。

2.4.3 环境规制与经济高质量发展交互项对生态资本利用影响的空间关系

表6模型9~模型12展示了环境规制与经济高质量发展交互项对生态资本利用的空间杜宾模型估计结果,交互项与人均生态足迹、生态承载力、生态资本流量利用、存量占用都显著正相关。交互作用促进了生态资本利用,说明环境规制越严厉、污染排放越少,经济高质量发展程度就越高,生态资本需求、供给及生态资本流量利用、存量占用也越小,证明环境规制通过促进经济高质量发展,显著抑制了生态足迹、生态承载力和生态资本流量利用、存量占用的增加。通过回归系数分析交互效应,ef、bc、efs的交互项系数为0.13、0.12、0.10,都比没有交互时环境规制和经济高质量发展的系数0.18、0.19、0.20和0.2、0.18、0.19小,说明通过环境规制和经济高质量发展的交互作用,降低了两者对生态资本需求、供给及流量利用的影响程度,不利于生态资本的可持续利用,不利于人们日益增长的美好生活需要的满足;而存量占用efd的交互项系数0.007比没有交互时环境规制的系数0.010小、比没有交互时经济高质量发展的系数0.004要大,说明交互作用降低了环境规制对生态资本存量占用的影响,但也提高了经济高质量发展对生态资本存量占用的影响,对区域可持续发展的影响既有好处又有坏处。

2.4.4 空间效应分析

表6展示的模型空间效应显示,大部分模型的直接空间效应都显著为正,说明环境规制、经济高质量发展及两者交互项都能显著促进本地区的生态资本供给、需求、流量利用和存量占用;间接效应大多数为负,说明环境规制、经济高质量发展及两者交互项能抑制周边地区的生态资本利用,生态资本供需、流量利用都存在负的空间溢出效应,生态资本存量占用存在正的空间溢出效应,但这些溢出效应都不太强,都没有通过显著性水平检验。

2.5 稳健性检验

当前学术界对空间面板数据模型进行稳健性检验,主要通过更换计量指标、权重矩阵等。本文进行了两种稳健性检验：一是通过更换空间权重矩阵来检验,借鉴李永盛等^[26]的方法,构造地理距离权重矩阵,其元素w_ij为城市i与城市j之间的经纬度计算的地球大圆距离平方的倒数,用地理距离权重矩阵更换原来的权重;二是用人均GDP代替经济高质量发展指数,作为表征经济高质量发展的解释变量。上述方法重新实证检验,发现结论不变,证明研究结论是稳健的。

2.6 研究的适用性与创新性分析

作为自然禀赋优良、经济欠发达的典型区域,北部湾经济区要实现区域高质量发展,必然要依重其生态资本,高效有序利用生态资本流量,合理利用其空间规律,减少存量占用,并减少生态环境污染,因此分析生态资本利用、环境规制、经济高质量发展三者的空间关系是样本区域可持续发展的必然要求。本文采用三维生态足迹核算生态资本、构建环境规制强度指数Q和经济高质量发展指数HQED,是适合样本区域自然禀赋优良、经济欠发达的典型实情。构建“三E系统”及研究三者关系的空间计量模型、分析其空间关系,以系统化思维、空间视角,突破了传统研究中忽略空间效应的局限,创新性地将研究变量的空间相关性及环境规制与发展经济高质量发展的交互项纳入模型中,有利于更加真实地剖析空间视角下环境规制与经济高质量发展对生态资本利用的影响,丰富了该领域的实证研究。

3 结论与讨论

根据以上分析,归纳出以下结论：（1）环境规制、经济高质量发展和生态资本利用组成的“三E系统”相互关联、相互影响;（2）环境规制越严厉、生活污染排放越小,生态资本存量占用也越小,有利用于区域可持续发展,然而也限制了生态足迹、生态承载力和生态资本流量利用的提高,不利用于人们生活水平的提高;（3）经济高质量发展显著促进了生态资本供给、需求和流量利用的提高,但也提高了存量占用水平;（4）交互效应显著抑制了两者对资本供需与流量利用的影响、抑制了环境规制对存量占用的影响,也促进了经济高质量发展对存量占用的影响。总之,环境规制与经济质量发展各自对生态资本利用的单独作用有限,而两者的综合作用能显著提高生态资本供需和流量利用,并且抑制存量占用的增长趋势,有利于生态资本可持续利用。

本文对生态资本优良、经济相对滞后的广大西部地域的资源环境管理研究有一定的借鉴作用,但迫于地市小区域的原因,环境规制仅以政策执行后果即污染排放量计量,有以点概面之嫌,若能拓展研究区域或许能克服这一问题;生态资本利用计量的深度还是不够,对具体资源类别层面的探究还不够。这些可作为后续研究的努力方向。

参考文献

原文顺序

文献年度倒序

文中引用次数倒序

被引期刊影响因子

[1]

何利, 沈镭, 陶建格 , 等.

基于复式记账的自然资源资产负债表平衡关系研究

自然资源学报, 2018,33(10):1697-1705.