王 遠，郭培坤，周 婧，朱曉東，陸根法

南京大學環(huán)境學院，污染控制與資源化研究國家重點實驗室，江蘇 南京 210093

基于ARDL方法的江蘇省資源利用與經(jīng)濟增長關系分析

王 遠，郭培坤，周 婧，朱曉東，陸根法

南京大學環(huán)境學院，污染控制與資源化研究國家重點實驗室，江蘇 南京 210093

資源利用與經(jīng)濟增長間的關系是資源與環(huán)境經(jīng)濟學研究的重要領域.目前國內(nèi)外研究主要集中于探討能源消費與經(jīng)濟增長間的因果關系，而未對區(qū)域資源總體投入與經(jīng)濟產(chǎn)出的關系開展實證研究.以江蘇省為例，首次嘗試運用物質(zhì)流分析法以及最新發(fā)展的自回歸分布滯后模型(ARDL)，對江蘇省1990—2007年資源利用和實際GDP的因果關系進行檢驗和分析.采用了物質(zhì)流分析指標中直接物質(zhì)投入來表征區(qū)域資源利用量.ARDL邊界檢驗結(jié)果表明，資源利用和經(jīng)濟增長間存在穩(wěn)定的長期均衡關系.進一步因果檢驗表明，二者間存在著從資源利用到經(jīng)濟增長的單向格蘭杰因果關系，反映出資源投入在一定程度上拉動了江蘇經(jīng)濟增長.同時，對江蘇省經(jīng)濟增長和資源保護戰(zhàn)略提出了政策建議.

經(jīng)濟增長;資源利用;物質(zhì)流分析;自回歸分布滯后模型;江蘇

Abstract:The relationship between resource use and economic grow th is a key area of study in Resource and Environmental Econom ics.A lthough a great deal of studies in China and internationally have been conducted on the causal link between energy consumption and economic growth，few results from empirical studies are available for causality between total resource use and aggregate output.This paper attempts，for the first time，to integrate the Material Flow Analysis(MFA)approach and the newly developed autoregressive distributed lag(ARDL)-bounds testing approach to examine the causal relationship between resource use and real GDP for Jiangsu Province over the period 1990-2007.We also use the proxy of resource use，namely direct material input(DM I)，a subaccount of MFA.The results of the ARDL bounds test indicate that there is a stable long-term balanced relationship between resource use and economic grow th.The results of the causality test show that there is a unidirectional Granger causal flow running from resource use to economic growth，which suggests that resource use spurs economic growth in Jiangsu Province.The estimation results also have policy implications for econom ic development and resource conservation strategies for Jiangsu Province.

Keywords:economic growth;resource use;material flow analysis;autoregressive distributed lag model;Jiangsu

進入21世紀，環(huán)境污染、資源短缺等問題凸顯，資源利用與經(jīng)濟增長的關系成為研究的焦點.資源是國民經(jīng)濟的基礎.一般而言，經(jīng)濟的發(fā)展速度越快，對資源的消耗就越多，但二者間的因果關系卻不清楚.一方面，經(jīng)濟增長會拉動資源消費;另一方面，資源投入也可能是經(jīng)濟增長的引擎，理清二者間的因果關系，有助于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與資源利用政策的制定.然而，針對這一研究需求和問題，由于缺乏綜合衡量資源利用的分析方法和指標，該領域?qū)嵶C研究報道仍僅停留在探討能源消費與經(jīng)濟增長之間的因果關系上.近年來，隨著物質(zhì)流分析(Material Flow Analysis，MFA)方法以及時間序列分析方法的發(fā)展，使得有可能通過格蘭杰(Granger)因果檢驗技術來揭示資源利用與經(jīng)濟增長的因果關系.為此，筆者試圖在該研究問題上做一些探索和嘗試.

1 文獻回顧

關于資源投入和經(jīng)濟增長的相互關系，與之相關的研究最早可追溯到 1978年 KRAFT［1］對美國GNP和能源消費因果關系的探討.隨后，其他工業(yè)國家(包括英國、德國、意大利、加拿大、法國、日本和希臘)也開展了相應的實證研究［2-7］.之后，雙變量［6，8-10］和多變量［11-14］的協(xié)整和誤差修正模型(Vector Error Correction Model，VECM)逐步應用到二者因果關系的討論中.基于同樣的方法和技術，國內(nèi)學者研究了中國能源消費與經(jīng)濟增長的關系，豐富了對二者關系的認識［15-18］.由于不同國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展模式、發(fā)展階段及能源消費模式的差異，因此不同國家、不同時期的樣本數(shù)據(jù)、研究結(jié)果并未表現(xiàn)出一致性;同時，VECM模型要求數(shù)據(jù)具有大樣本特征，而研究中國等發(fā)展中國家的宏觀經(jīng)濟問題面臨著有效樣本數(shù)據(jù)較少等問題，因此應用VECM模型開展研究存在一定的限制.近年來，有些研究開始嘗試應用一種新的協(xié)整檢驗方法——自回歸分布滯后模型(Autoregressive Distributed Lag，ARDL)，對能源消費與經(jīng)濟增長的關系開展實證分析［19-26］，從研究方法和技術上加強了對二者關系的認識.

由于缺乏衡量社會經(jīng)濟系統(tǒng)中資源投入的統(tǒng)計和核算方法，現(xiàn)有實證研究仍僅限于能源消費與經(jīng)濟增長關系探討，并未擴展到整個資源投入與區(qū)域經(jīng)濟增長因果關系的分析中.物質(zhì)流分析是用來追蹤和衡量資源在系統(tǒng)內(nèi)外流動和利用狀況的方法，包括流經(jīng)經(jīng)濟系統(tǒng)開采、加工、生產(chǎn)、使用和作為廢棄物處置回到環(huán)境中各環(huán)節(jié)內(nèi)自然資源的流向和通量［27-28］.1995年，世界 資 源研究所 (WRI)的WERNICK等［29］首先提出了國家尺度的物質(zhì)流分析框架;2001年，歐洲統(tǒng)計局總結(jié)了物質(zhì)流分析的研究進展，提出了更全面的物質(zhì)流分析框架和技術指南，并用于計算歐盟(EU－15)及其成員國的物質(zhì)投入研究［30-33］.20世紀90年代末一些學者開始對我國經(jīng)濟系統(tǒng)物質(zhì)輸入輸出開展了相關分析，獲得了許多有價值的研究成果［34-40］.隨著研究的深入，當前我國物質(zhì)流分析已推廣到省域?qū)用?，包括陜西、安徽、江蘇、廣東和浙江等?。?1-45］.

基于物質(zhì)流分析方法特點以及應用的成熟性，結(jié)合MFA方法和ARDL因果關系檢驗方法，以江蘇省為例，分析其1990—2007年資源利用與經(jīng)濟增長之間的關系，試圖揭示其資源利用與區(qū)域經(jīng)濟增長間內(nèi)在的因果關系，以期為區(qū)域資源保護與利用政策的制訂提供依據(jù).

2 研究區(qū)域

江蘇省位于中國東部，長江沿岸，全省面積102 600 km2，人口約76×106人.江蘇省是我國的經(jīng)濟強省，至2007年底，該省 GDP已達25 560×108元，占全國總量的10.3%.同時，江蘇省也是資源消費大省，全省能源消費總量占全國的7.6%，人均消費能源相當于 2.48 t標準煤，是全國平均水平的1.33倍.全省能源消費中原煤使用量的85%左右和原油使用量的90%左右依賴省外進口.資源短缺和環(huán)境污染加劇已成為制約其可持續(xù)發(fā)展的最主要因素.因此，研究江蘇省經(jīng)濟增長與資源利用之間的關系，將可為該省制訂科學合理的資源利用和經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略提供理論和方法指導.

3 研究方法和數(shù)據(jù)

3.1 物質(zhì)流分析方法

根據(jù)歐盟導則，物質(zhì)流分析提供了一系列指標來描述和量化經(jīng)濟與環(huán)境系統(tǒng)之間的物質(zhì)流動，其中最重要的物質(zhì)輸入指標包括直接物質(zhì)投入.直接物質(zhì)投入(Direct Material Input，DMI)是指所有直接進入人類經(jīng)濟系統(tǒng)的能用貨幣衡量的物質(zhì)，包括研究區(qū)域內(nèi)的本地采掘(Domestic Extraction，DE)和從其他經(jīng)濟系統(tǒng)進口(Imports)的物質(zhì).本地采掘包括化石燃料(煤、石油、天然氣等)、礦物(金屬礦物、工業(yè)非金屬礦物、建材礦物等)和生物量(農(nóng)業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)等).進口物質(zhì)包括研究區(qū)域外進入研究區(qū)域的化石能源、金屬、工業(yè)礦產(chǎn)品以及對外經(jīng)濟貿(mào)易的成品和半成品.需要指出的是，文中進行物質(zhì)流分析的結(jié)果，不是對江蘇省進行全面的MFA核算，其目的是為了構造區(qū)域經(jīng)濟增長與資源利用二者關系分析中表示自然資源投入的物質(zhì)流投入量指標.因而在數(shù)據(jù)選擇上，只從江蘇省經(jīng)濟發(fā)展過程中經(jīng)濟系統(tǒng)物質(zhì)輸入的一方進行計算，選取了直接物質(zhì)投入指標進行分析.數(shù)據(jù)主要來源于江蘇省統(tǒng)計年鑒及環(huán)境統(tǒng)計資料并根據(jù)歐盟導則［32］進行核算，綜合計算后，以江蘇省直接物質(zhì)投入來表征江蘇省資源利用量.

3.2 ARDL方法

ARDL(Autoregressive Distributed Lag)方法是一種較新的協(xié)整檢驗方法，由 PESARAN等［46］提出，由PESARAN等［47］推廣和普及.與傳統(tǒng)的協(xié)整檢驗方法相比，ARDL方法具有如下優(yōu)點:①對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性要求不嚴格，不要求數(shù)據(jù)序列是同階單整，數(shù)據(jù)序列可以是I(0)或I(1);②更穩(wěn)健、更適合對小樣本的估計;③通過簡單的線性變換導出動態(tài)的誤差修正模型(Error-Correction Model，ECM)，該誤差修正模型同時整合了短期動態(tài)和長期動態(tài).

基于ARDL方法的優(yōu)勢，選用該方法對資源 －經(jīng)濟的關系進行分析.分析步驟:對表征區(qū)域經(jīng)濟增長的GDP和資源利用的 DMI序列進行單位根檢驗，進行單位根檢驗的主要有 ADF［48］(Augment Dickey-Fuller)，PP［49］(Dickey-Fuller)和 KPSS［50］檢驗法.若GDP和DMI序列都是I(0)或I(1)過程，可以通過方程(1)和(2)對二者的協(xié)整檢驗關系進行ARDL邊界檢驗分析.

式中，ln GDPt和ln DMIt分別為實際GDP和DMI的自然對數(shù)值，相應地，Δln GDPt和 Δln DMIt分別為二者的差分值;α1，α2，β1和 β2代表了短期動態(tài)關系;α3，α4，β3和 β4代表了協(xié)整關系或長期動態(tài)關系.

ARDL邊界檢驗過程:以方程(1)為例，協(xié)整關系的原假設為 α3=α4=0，備份假設為 α3≠α4≠0.邊界檢驗使用F統(tǒng)計量進行聯(lián)合顯著性檢驗，如果接受原假設，意味著不存在協(xié)整關系，反之接受備擇假設，意味著存在協(xié)整關系.PESARAN等［47］證明，在原假設成立的情況下，F(xiàn)統(tǒng)計量將服從一個非標準的漸進分布，并給出了F統(tǒng)計量的上下2個臨界值，如果計算得到的 F統(tǒng)計量大于上臨界值，則拒絕原假設，表明存在協(xié)整關系;假如計算得到的 F統(tǒng)計量小于下臨界值，接受原假設，表明不存在協(xié)整關系.如果F統(tǒng)計量落在2個邊界之間，ARDL方法將無法判定.

一旦證實存在協(xié)整關系，就可以通過 Granger因果檢驗技術分析兩序列間的短期和長期因果關系.Granger因果檢驗的思想是:如果變量X的過去值能夠顯著地預測變量 Y，那么就說“X是由 Y Granger引起的”.如果變量是平穩(wěn)的，可以使用變量為水平值的標準的 Granger因果檢驗;如果變量是非平穩(wěn)的，并且它們之間存在協(xié)整關系，應使用誤差修正模型進行 Granger因果檢驗.基于方程(3)和(4)對 GDP和 DMI數(shù)據(jù)序列進行 Granger因果檢驗.

在此，滯后階數(shù)由信息準則(AIC或SBC)判定.式中，ECMt－1為滯后的誤差修正因子.ECMt－1系數(shù)的t值檢驗代表了長期因果效應，而解釋變量聯(lián)合F值檢驗則代表了短期因果效應［51-52］.需要指出的是，只有方程(1)或(2)檢驗存在協(xié)整關系，對應的方程(3)或(4)的ECM系數(shù)估計才有意義［51，53］.

3.3 數(shù)據(jù)說明

主要使用時間序列數(shù)據(jù)對1990—2007年江蘇省實際國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和資源利用(由物質(zhì)流分析中DMI指標量化得到)進行了實證分析.名義GDP和相關 DMI賬戶數(shù)據(jù)均來自江蘇統(tǒng)計年鑒(1991—2008).文中，實際 GDP由名義 GDP通過GDP平減指數(shù)(以1990年為基準年)計算得到，同時依據(jù)歐盟物質(zhì)流分析導則［20］計算了DMI賬戶.

4 江蘇省資源投入分析

主要應用物質(zhì)流分析方法對江蘇省 1990—2007年資源投入及利用情況進行分析.自1990年起，江蘇省DMI呈逐步上升的趨勢，至2007年已達478×106t，是1990年的4.5倍左右(見圖1).其間，本地采掘(DE)、進口(Imports)2個組成部分均呈增長趨勢.其中，進口增幅最大，達10倍之多，占直接物質(zhì)投入的比重也從1990年的23%迅速升至2007年的58%;本地采掘增長了3倍左右，占直接物質(zhì)投入量的比重則從77%降至42%.以上數(shù)據(jù)表明，18年來江蘇省資源投入的數(shù)量和結(jié)構均發(fā)生了明顯的變化，區(qū)外物質(zhì)在江蘇省社會經(jīng)濟發(fā)展中的作用日益顯著，其中能源和成品進口量的增加是關鍵因素，說明隨著江蘇省經(jīng)濟規(guī)模的擴大與居民消費能力的提高，自然資源相對貧乏的江蘇省在經(jīng)濟發(fā)展過程中對省外生產(chǎn)和生活物質(zhì)資源的依賴程度顯著增加.

5 實證分析結(jié)果與討論

5.1 平穩(wěn)檢驗

雖然ARDL對變量協(xié)整關系的邊界檢驗并不需要變量同階單整，但由于 PESARAN等［47，51］對邊界檢驗的F統(tǒng)計值是基于假定變量是I(0)或I(1)計算獲得的，因此應用ARDL方法仍有一定的前提，變量單整階數(shù)不能超過1.為此，在應用 ARDL方法前，采用ADF，PP和KPSS檢驗確定GDP和DMI時間序列的單整階數(shù).表1列出了ADF，PP和KPSS檢驗結(jié)果，其中，LGDP和 LDMI分別為對數(shù)化后的GDP和DMI;DLGDP和DLDMI分別為LGDP和LDMI的一階差分.

表1 GDP和DM I對數(shù)序列單位根檢驗Table 1 Unit root test results of GDP and DMI logarithmic series

ADF和PP檢驗結(jié)果表明，LGDP序列在2種模型(包含趨勢項、不含趨勢項)設定中都是非平穩(wěn)的，其一階差分序列是平穩(wěn)的.KPSS檢驗發(fā)現(xiàn)，LGDP序列非平穩(wěn)，一階差分序列在含有趨勢項的模型設定中能以10%的顯著性水平通過檢驗.對于LDMI序列，ADF和PP檢驗發(fā)現(xiàn)，其水平序列在2種模型設定中都是非平穩(wěn)的，一階差分序列在不含趨勢項的模型檢驗中是平穩(wěn)的.KPSS檢驗結(jié)果表明，LR序列一階差分在2種模型設定中均是平穩(wěn)的.綜合3種單位根檢驗方法，LGDP和LDM I序列是單整的I(1)過程，適用ARDL方法.

5.2 ARDL邊界檢驗

基于方程(1)和(2)，運用ARDL邊界檢驗方法檢驗兩序列的協(xié)整關系的存在性.首先，對方程(1)和(2)進行估計時，一般依據(jù)赤池信息準則(AIC)或施瓦茨貝葉斯準則(SBC)確定2變量一階差分序列的合適滯后階數(shù).采用 SBC準則，確定序列最優(yōu)滯后階數(shù)為1.確定滯后階數(shù)后，第2步根據(jù)方程(1)和(2)的F檢驗判定序列的協(xié)整關系的存在性，檢驗結(jié)果見表2.

表2 GDP和DM I對數(shù)序列邊界協(xié)整檢驗Table 2 Bounds testing for co-integration estimation results between logarithmic series of GDP and DMI

從表2可以看出，方程(1)中實際GDP作為響應變量，其F統(tǒng)計量明顯高于1%顯著性水平下的臨界值;而方程(2)中DMI作為響應變量，其F統(tǒng)計量要低于10%顯著性水平下的臨界值.檢驗結(jié)果表明，兩序列間僅有一個協(xié)整矩陣.資源利用和經(jīng)濟增長二者存在協(xié)整關系，表明它們之間存在 Granger因果關系的可能，可以進一步通過誤差修正模型具體檢驗二者的因果關系類型.

5.3 Granger因果檢驗

由于變量之間的檢驗存在協(xié)整關系，進一步在Granger因果檢驗中加入誤差修正項，觀測二者間因果關系.表3列出了帶有誤差修正機制的長期和短期因果關系檢驗結(jié)果，其中F統(tǒng)計量用于檢驗短期的因果效應，誤差修正因子的t統(tǒng)計量(ECM t－檢驗)用于檢驗長期效應，最優(yōu)的滯后階數(shù)來源于SBC準則.在經(jīng)濟增長方程中，F(xiàn)統(tǒng)計量顯示，在1%顯著性水平上存在資源利用到經(jīng)濟增長的短期因果效應;此外，誤差修正因子的t統(tǒng)計量具有預期的符號，印證了ARDL邊界檢驗的結(jié)果，同時也表明在1%顯著性水平上存在資源利用到經(jīng)濟增長的長期因果效應.相反地，在資源利用方程中，由于在邊界檢驗中不存在協(xié)整關系的原假設未被拒絕，誤差修正因子將不被估計.表明不存在經(jīng)濟增長到資源利用的因果關系.Granger因果檢驗結(jié)果表明，存在資源利用到經(jīng)濟增長的單向因果關系.

表3 GDP和DM I對數(shù)序列因果關系檢驗Table 3 Granger causality tests for logarithmic series of GDP and DMI

6 結(jié)果與討論

主要應用ARDL－ECM模型，嘗試性地對江蘇省1990—2007年期間經(jīng)濟增長和資源利用的動態(tài)關系開展了實證分析.首先應用物質(zhì)流分析方法考察了江蘇省1990—2007年物質(zhì)投入，重點分析了衡量區(qū)域資源利用的關鍵指標——直接物質(zhì)投入(DMI)及其組成和結(jié)構.在ARDL邊界檢驗的基礎上，通過誤差修正模型揭示經(jīng)濟增長和資源利用之間的各類因果關系.研究結(jié)果表明，經(jīng)濟增長和資源利用之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，二者之間有著正向的關系.資源是經(jīng)濟增長的關鍵因素，即資源利用對江蘇的經(jīng)濟增長有著正向的因果影響.

現(xiàn)有能源消費與經(jīng)濟增長關系的研究中，已有學者綜合分析二者所存在的4種不同類型的因果關系，并進行政策闡述［54-55］，該研究相應地將其擴展到資源利用與區(qū)域經(jīng)濟增長的因果關系分析中(見表4).

表4 經(jīng)濟增長與資源利用因果關系的政策含義Table 4 A comparison of policy implications for causal relationship between economic growth and resource use

對照表4發(fā)現(xiàn)，當前江蘇省是資源依賴型的經(jīng)濟體.這點可以從江蘇的經(jīng)濟結(jié)構和資源消費結(jié)構得以解釋.自20世紀80年代以來，江蘇省正經(jīng)歷著快速工業(yè)化和城市化進程，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展主要依賴工業(yè)的增長.“十五”以來，江蘇省工業(yè)化發(fā)展進程進一步加速，重化工業(yè)特征日益凸顯，重工業(yè)在工業(yè)總產(chǎn)值的比重由 2000的 57.0%升至 2006年的67.2%.資源需求強度也隨之增大，能源消費總量呈快速增長，工業(yè)能耗比重不斷加大，“十五”以來工業(yè)能耗年均增長14.79%，2006年工業(yè)能耗占全省總能耗的比重高達82.2%.這樣一個經(jīng)濟結(jié)構和資源消費分配結(jié)構反映出資源投入拉動工業(yè)產(chǎn)值增加，進而推動區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展.一方面，資源供應出現(xiàn)緊張將減緩和抑制工業(yè)產(chǎn)值和區(qū)域經(jīng)濟增長;另一方面，資源投入增長不但受到GDP以及工業(yè)產(chǎn)值增長的影響，同時還會受到工業(yè)結(jié)構以及資源利用效率等因素的影響.因此，未發(fā)現(xiàn)從經(jīng)濟增長到資源利用的格蘭杰因果關系.

7 結(jié)論與建議

從資源利用到經(jīng)濟增長的單向因果關系表明，保持現(xiàn)有的經(jīng)濟結(jié)構，本地資源供應的短缺將會一定程度地阻礙區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)出;而保障資源供給是保持區(qū)域當前經(jīng)濟增長的必要條件.為此，江蘇省應保持資源進口增長，以維持區(qū)域經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展.另一方面，區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)出不但關系到資源等要素投入量，同時還關系到資源等要素的生產(chǎn)率.從這點來看，江蘇省應當在冶金、化工、建材、電力和紡織等五大重點耗能行業(yè)進一步推行清潔生產(chǎn)、物質(zhì)循環(huán)利用、余熱余壓綜合利用和能量系統(tǒng)優(yōu)化等措施，提高資源能源的利用效率;同時，加快發(fā)展核電和風電，積極開發(fā)利用太陽能和生物質(zhì)能等新能源、可再生能源和替代能源，調(diào)整和優(yōu)化能源供給結(jié)構.然而，江蘇省要成功實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的長期可持續(xù)發(fā)展，必須盡快推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化調(diào)整與升級進程，尤其是加快發(fā)展先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)，逐步替代傳統(tǒng)高耗能高污染行業(yè).通過大力發(fā)展高技術、高效益、低消耗、低污染的“兩高兩低”產(chǎn)業(yè)發(fā)展，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展模式，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)層次的跨越發(fā)展，從而形成資源節(jié)約、環(huán)境友好的經(jīng)濟結(jié)構和發(fā)展模式，提升區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.

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Ana lysis o f Re lationship between Resource Use and Econom ic G row th in Jiangsu Province Based on ARDL Bounds Testing App roach

WANG Yuan，GUO Pei-kun，ZHOU Jing，ZHU Xiao-dong，LU Gen-fa
State Key Laboratory of Pollution Control and Resource Reuse，School of the Environment，Nanjing University，Nanjing 210093，China

F205

A

1001－6929(2010)11－1428－07

2010－04－24

2010－06－29

國家自然科學基金項目(40701063);國家“十一五”科技支撐計劃項目(2006BAC02A18)

王遠(1975－)，男，福建福鼎人，副教授，博士，碩導，主要從事環(huán)境經(jīng)濟與政策研究，ywang@nju.edu.cn.