韓 旭

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國西部經(jīng)濟(jì)研究中心,四川成都 610074)

中國環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究

韓 旭

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國西部經(jīng)濟(jì)研究中心,四川成都 610074)

本文基于我國1981-2007年環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)數(shù)據(jù),利用時(shí)間序列研究方法對(duì)我國EKC進(jìn)行實(shí)證研究,說明建立EKC模型可能存在的問題。為彌補(bǔ)EKC模型中環(huán)境不影響經(jīng)濟(jì)的假設(shè)與變量難以量化的不足,運(yùn)用VAR模型研究二者的動(dòng)態(tài)關(guān)系。EKC研究結(jié)果表明:EKC是一種客觀現(xiàn)象,而不是一般規(guī)律;與人們生產(chǎn)生活關(guān)系密切的污染物更有可能出現(xiàn)EKC特征。VAR脈沖響應(yīng)和方差分解的動(dòng)態(tài)分析結(jié)果與二者相互作用機(jī)理相符:一方面我國經(jīng)濟(jì)增長通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)等因素影響環(huán)境;一方面隨著人們環(huán)境質(zhì)量需求彈性的增加,政府對(duì)環(huán)境質(zhì)量的重視,環(huán)境對(duì)企業(yè)生產(chǎn)行為的約束機(jī)制正逐步形成,但可能由于人們通過自身消費(fèi)影響產(chǎn)出的作用有限和環(huán)境政策實(shí)施存在滯后性等原因,這種機(jī)制的形成存在一定滯后。

環(huán)境污染;經(jīng)濟(jì)增長;動(dòng)態(tài)分析

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Grossman和Krueger指出環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系呈倒U形,環(huán)境質(zhì)量開始隨經(jīng)濟(jì)增長而惡化,當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長到一定程度后隨經(jīng)濟(jì)增長而改善[1]。Panayotou借用人均收入與收入不均等之間的倒U型曲線,將這種環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的曲線關(guān)系稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)[2]。EKC提出后,國外學(xué)者用截面[3,4]、面板[5,6]、時(shí)間序列[7,8]數(shù)據(jù)驗(yàn)證EKC存在與否,由于選取指標(biāo)、實(shí)證方法等不同,實(shí)證結(jié)果存在很大差異,EKC的形狀大體分為倒U、正U、同步、N形四種。一些學(xué)者研究了EKC的形成機(jī)理,如以Grossman[1]等為代表的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)說,以Panayotou[9]等為代表的環(huán)境需求說,以T orras[10]等為代表的國家政策說。雖然EKC的實(shí)證研究結(jié)果沒有達(dá)成共識(shí),但其仍是研究經(jīng)濟(jì)增長對(duì)環(huán)境影響的主要工具,解釋了經(jīng)濟(jì)影響環(huán)境的機(jī)制,即經(jīng)濟(jì)通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、收入彈性效應(yīng)等影響環(huán)境質(zhì)量,同時(shí)政府在提高環(huán)境質(zhì)量方面起重要作用。

多數(shù)學(xué)者將環(huán)境污染作為內(nèi)生要素引入經(jīng)濟(jì)增長模型研究環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響[11,12],雖然采用不同的研究方法,但普遍認(rèn)為環(huán)境通過產(chǎn)出和消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長,即環(huán)境外部性將導(dǎo)致生產(chǎn)者正的邊際產(chǎn)出和消費(fèi)者負(fù)的邊際效用,開始環(huán)境壓力和消費(fèi)者負(fù)邊際效應(yīng)較小,弱化了對(duì)生產(chǎn)者的約束,其繼續(xù)選擇粗放型生產(chǎn)方式,使環(huán)境壓力加大,環(huán)境逐漸變?yōu)橄∪辟Y源,消費(fèi)者對(duì)環(huán)境需求的增加及政府對(duì)環(huán)境保護(hù)的重視,將提高生產(chǎn)者的生產(chǎn)成本,追逐利益的經(jīng)濟(jì)行為和政府管制的壓力,使其采用清潔的生產(chǎn)方式,最終在政府、消費(fèi)者、生產(chǎn)者三方的努力下實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量相關(guān)理論表明經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量存在雙向作用機(jī)制,我國對(duì)二者關(guān)系的實(shí)證研究較晚,主要運(yùn)用時(shí)間序列研究經(jīng)濟(jì)增長對(duì)環(huán)境質(zhì)量的單向影響[13,14],實(shí)證研究結(jié)果同國外一樣,存在差異。雖然一些學(xué)者[15]運(yùn)用聯(lián)立方程研究二者的相互關(guān)系,極大提高了結(jié)果的準(zhǔn)確性,但仍存在建模時(shí)一些指標(biāo)難以量化(如環(huán)境管制)、模型設(shè)定等問題,基于此,本文首先利用時(shí)間序列對(duì)我國EKC進(jìn)行實(shí)證研究,說明EKC模型可能存在的問題,然后運(yùn)用VAR模型研究二者的動(dòng)態(tài)關(guān)系和作用機(jī)制,并運(yùn)用相關(guān)理論對(duì)其進(jìn)行解釋。

1 我國EKC實(shí)證研究

1.1 模型構(gòu)建及指標(biāo)選取

為消除異方差,對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理(工業(yè)污染綜合指數(shù)除外)。假設(shè)環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)沒有影響,依據(jù)EKC的基本形式將模型設(shè)定為:

其中,Pit表示第t年第i種污染物的排放量,考慮指標(biāo)的代表性及可獲性,選取廢氣(gas)、工業(yè)廢氣(indgas)、SO2、煙塵(smoke)、工業(yè)粉塵(inddust)、廢水(water)、工業(yè)廢水(indwater)、酚(phenol)、氰化物(hydride)、砷(As)、重金屬(hmetal)、石油類(oil)污染物的排放量、工業(yè)固體廢棄物(indsolid)產(chǎn)生量13類污染物指標(biāo),運(yùn)用主成分分析法①主成分分析法是將多個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行加工、整理、分析,計(jì)算出能最大反映指標(biāo)有用信息的較少指標(biāo)的多元統(tǒng)計(jì)方法。和工業(yè)三廢(廢水、廢氣、固廢)的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算出工業(yè)污染綜合指數(shù)(index),度量工業(yè)污染水平。Yt表示第t年的人均收入,用人均G DP(agdp)度量,ut表示影響環(huán)境質(zhì)量的其它變量。選取1981-2007年上述指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù),資料來源:1982-2008年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》。因1998年前未包括農(nóng)村地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的污染數(shù)據(jù),利用指數(shù)修正法修正1981-1997的數(shù)據(jù)。

1.2 單位根檢驗(yàn)

運(yùn)用ADF法對(duì)以上序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),滯后階數(shù)根據(jù)SIC準(zhǔn)則確定,見表1。結(jié)果顯示,除廢氣、工業(yè)廢氣二階單整,工業(yè)粉塵平穩(wěn)外,其它變量均是一階單整I(1)。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Results of units root test

1.3 協(xié)整檢驗(yàn)及結(jié)果分析

如兩個(gè)或多個(gè)d階單整序列的線性組合是平穩(wěn)序列,則這些序列之間存在長期均衡關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整定義要求序列都為d階單整,這是一較強(qiáng)條件,實(shí)際上這一條件對(duì)兩變量是必須的,并不適用多變量,多變量協(xié)整判斷的條件為:被解釋變量的單整階數(shù)不能高于任何一個(gè)解釋變量的單整階數(shù),當(dāng)解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量時(shí),至少有兩個(gè)解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量的單整階數(shù),依據(jù)這一原則,廢水和工業(yè)廢水(二階單整),不可能與人均G DP及人均G DP的平方存在協(xié)整關(guān)系,其余變量可能與之存在協(xié)整關(guān)系,運(yùn)用Engle和Granger(1987)提出的EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)?；舅悸?運(yùn)用Eviews對(duì)1式進(jìn)行OLS估計(jì),若回歸結(jié)果存在自相關(guān),運(yùn)用科克倫-奧科特迭代法進(jìn)行修正,對(duì)修正后模型的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn);若回歸結(jié)果不存在自相關(guān),直接對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。污染物(除廢水、工業(yè)廢水)回歸結(jié)果的DW值在0.06-0.9之間,存在自相關(guān),進(jìn)行一次迭代修正后,基本消除了自相關(guān),綜合考慮各回歸系數(shù)的顯著性水平、擬合優(yōu)度及殘差平穩(wěn)性,只有氰化物、砷、石油類、重金屬,工業(yè)污染綜合指數(shù)模型中的變量存在協(xié)整關(guān)系,前四類水污染物符合倒U曲線特征,工業(yè)污染綜和指數(shù)符合正U曲線特征,見表2。研究表明:①多數(shù)污染物變量的EKC方程不存在協(xié)整關(guān)系,說明EKC是一種客觀現(xiàn)象而不是一般規(guī)律,發(fā)達(dá)國家“先污染,后治理”的發(fā)展道路并不適合我國。②氰化物、砷、石油類、重金屬的回歸方程存在弱EKC協(xié)整關(guān)系,可能由于人們對(duì)水污染物的敏感性較高,水資源比其他資源顯現(xiàn)出更高的稀缺性,與環(huán)境需求說相符。工業(yè)污染綜合指數(shù)回歸方程也是協(xié)整的,但呈正U型,表明我國工業(yè)污染仍處于不斷惡化階段。

雖然實(shí)證結(jié)果中大多數(shù)污染物和經(jīng)濟(jì)增長不存在協(xié)整關(guān)系,但并不說明環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在關(guān)系,因上述模型的假設(shè)條件是環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長不存在反作用,但實(shí)際上環(huán)境通過產(chǎn)出和消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長。鑒于二者關(guān)系的復(fù)雜性及影響因素難以量化,運(yùn)用向量自回歸模型(VAR)研究二者的動(dòng)態(tài)關(guān)系,揭示二者的內(nèi)在聯(lián)系。

2 VAR實(shí)證研究

2.1 VAR模型的構(gòu)建

VAR模型主要分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)影響,以環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長作為系統(tǒng)內(nèi)生變量,對(duì)變量對(duì)數(shù)處理消除異方差(工業(yè)污染綜合指數(shù)除外),建立VAR模型為:

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Results of co-integration test

式中:yt為環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長的二維內(nèi)生向量,P為內(nèi)生變量的滯后階數(shù),et為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2 VAR模型的有效性檢驗(yàn)

為保證VAR模型動(dòng)態(tài)分析說服力,需用Granger因果和平穩(wěn)性檢驗(yàn),驗(yàn)證模型的有效性,雙變量VAR模型當(dāng)變量互為因果且滿足平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)模型才有效[16]。Granger因果檢驗(yàn)①模型中經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境污染既是因變量又是自變量,協(xié)整的條件變?yōu)橥A單整,故排除廢氣、工業(yè)廢氣、工業(yè)粉塵三個(gè)變量。Granger因果檢驗(yàn)滯后階數(shù)權(quán)衡0-8階(8階為最大)VAR模型中LR、FPE、AIC、SQ、HQ五種統(tǒng)計(jì)指標(biāo)選取。結(jié)果表明:除廢水、石油類與人均G DP是單項(xiàng)因果關(guān)系(人均G DP是污染物排放量變化的重要原因,污染物排放量不是人均G DP變化的重要原因),其余一階單整的污染物與人均G DP互為Granger因果關(guān)系。說明1.我國經(jīng)濟(jì)增長對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生了影響,這較符合我國工業(yè)化進(jìn)程的一般事實(shí);2.環(huán)境通過產(chǎn)出與消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長。存在雙向因果關(guān)系變量的VAR平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示:酚、工業(yè)固廢、氰化物、砷、SO2、重金屬六種污染物的VAR模型是平穩(wěn)的,其VAR模型是有效的。

2.3 環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)分析

VAR模型主要用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析研究變量間的動(dòng)態(tài)變化規(guī)律,基于六個(gè)穩(wěn)定的VAR模型研究相應(yīng)污染物與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

2.3.1 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊對(duì)模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)期值和將來值的影響軌跡。廣義脈沖響應(yīng)分析方法不依賴變量的排列順序,可提高結(jié)果的可靠性與穩(wěn)定性,運(yùn)用其進(jìn)行分析,響應(yīng)期設(shè)為10期,見圖1、圖2。

圖1 Lnagdp對(duì)污染物的脈沖響應(yīng)Fig.1 Impulse response of Lnagdp to generalled one S.D.pollution innovation

圖2 污染物對(duì)Lnagdp的脈沖響應(yīng)Fig.2 Impulse response of pollution to generalled one S.D Lnagdp innovation

(1)Lnagdp對(duì)污染物沖擊的響應(yīng)分析。受到污染物的標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊后,Lnagdp的響應(yīng)方式雖隨污染物的不同而不同,但整體上存在一定的規(guī)律:①Lnagdp對(duì)沖擊的當(dāng)期響應(yīng)不明顯(除工業(yè)固廢),說明酚等5種污染物對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在一定的滯后。②雖然Lnagdp對(duì)沖擊的整體響應(yīng)呈正效應(yīng),但幾乎都在短期內(nèi)快速增加并達(dá)到最大值,然后逐期減少,其中對(duì)酚、工業(yè)固廢、二氧化硫、砷的響應(yīng)呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng),對(duì)重金屬的正效應(yīng)基本消失,與前述環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響路徑一致,即環(huán)境惡化的同時(shí)帶來了經(jīng)濟(jì)的增長,當(dāng)環(huán)境污染達(dá)到一定程度后,環(huán)境逐漸成為社會(huì)生活的稀缺資源。隨著人們環(huán)境質(zhì)量需求彈性的增加、政府環(huán)境政策的干預(yù),環(huán)境產(chǎn)權(quán)市場(chǎng)的完善,將增加生產(chǎn)者的生產(chǎn)成本,環(huán)境將通過負(fù)的邊際產(chǎn)出和消費(fèi)者消費(fèi)行為的改變影響經(jīng)濟(jì)增長方式,由于我國還未建立起完善的產(chǎn)權(quán)市場(chǎng),這種影響主要依靠政府環(huán)境管制與人們環(huán)境需求彈性,負(fù)效應(yīng)的出現(xiàn)一定程度上肯定了政府環(huán)境保護(hù)工作的成果,對(duì)生產(chǎn)者微觀生產(chǎn)行為的制約機(jī)制正逐步形成,但負(fù)效應(yīng)的出現(xiàn)存在一定的滯后,可能是目前人們的環(huán)境需求彈性存在剛性,尚未形成綠色消費(fèi)的意識(shí)和環(huán)境政策實(shí)施的滯后所致。

(2)污染物對(duì)Lnagdp沖擊的響應(yīng)分析。受到Lnagdp的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊,污染物的響應(yīng)方式存在一定的差異,但總體上呈現(xiàn)以下特征:1.4種污染物(除SO2、工業(yè)固廢)對(duì)Lnagdp的響應(yīng)在短期內(nèi)顯現(xiàn)出正效應(yīng)(不論是波動(dòng)還是持續(xù)上升),但長期普遍出現(xiàn)負(fù)效應(yīng),雖然響應(yīng)曲線沒有EKC平滑,但大致呈倒U型,說明我國經(jīng)濟(jì)增長的技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)環(huán)境的正面影響正逐步加強(qiáng),同時(shí)人們的環(huán)保意識(shí)、政府環(huán)境保護(hù)工作力度也逐漸增強(qiáng)。2.SO2、工業(yè)固廢的響應(yīng)曲線呈N型,說明這兩種污染物和經(jīng)濟(jì)增長分離狀態(tài)不會(huì)長期持續(xù)下去,經(jīng)濟(jì)增長達(dá)到一定水平后會(huì)重新組合[17],從另一角度說明EKC是一種客觀現(xiàn)象而不是一般規(guī)律。

2.3.2 方差分解分析

方差分解通過分析每個(gè)內(nèi)生變量沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化(通常用預(yù)測(cè)方差度量)的貢獻(xiàn)度,來評(píng)價(jià)沖擊對(duì)內(nèi)生變量的相對(duì)重要性,響應(yīng)期也設(shè)為10期。

按污染物相互影響的貢獻(xiàn)度可分為兩類1.酚、工業(yè)固廢對(duì)人均G DP變動(dòng)的平均貢獻(xiàn)度小于人均G DP對(duì)其變動(dòng)的平均貢獻(xiàn)度。人均G DP當(dāng)期就解釋污染物的變動(dòng)而后解釋比例逐期上升,而人均G DP變動(dòng)當(dāng)期全部由自己解釋,自身解釋比例逐期下降,但幅度較小。2.砷、氰化物、SO2、重金屬對(duì)人均G DP變動(dòng)的平均貢獻(xiàn)度大于人均G DP對(duì)其變動(dòng)的平均貢獻(xiàn)度。人均G DP當(dāng)期就解釋污染物的變動(dòng),但解釋比例較小,而后逐期增加,但增加速度較慢,污染物變動(dòng)的大部分仍由自身解釋。而人均G DP變動(dòng)當(dāng)期全部由自己解釋,第二期起逐期下降,下降幅度較大。

上述研究表明:當(dāng)期人均G DP就解釋了污染物變動(dòng),而當(dāng)期污染物不解釋人均G DP的變動(dòng),而后污染物對(duì)人均G DP的解釋比例逐期加強(qiáng),這與前面脈沖分析中對(duì)人均G DP的沖擊,全部污染物當(dāng)期有響應(yīng),而對(duì)污染物的沖擊,大部分人均G DP在當(dāng)期沒有響應(yīng),環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響存在滯后的分析結(jié)果一致。

3 結(jié) 論

運(yùn)用時(shí)間序列研究方法研究了我國環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。EKC研究結(jié)果表明:EKC是一種客觀現(xiàn)象,而不是一般規(guī)律;與人們生產(chǎn)生活關(guān)系密切的污染物更有可能出現(xiàn)EKC特征。VAR脈沖響應(yīng)和方差分解的動(dòng)態(tài)分析結(jié)果與二者相互作用機(jī)理相符:一方面我國經(jīng)濟(jì)增長通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)等因素影響環(huán)境;一方面隨著人們環(huán)境質(zhì)量需求彈性的增加,政府對(duì)環(huán)境質(zhì)量的重視,環(huán)境對(duì)企業(yè)生產(chǎn)行為的約束機(jī)制正逐步形成,但可能由于人們通過自身消費(fèi)影響產(chǎn)出的作用有限和環(huán)境政策實(shí)施存在滯后性等原因,這種機(jī)制的形成存在一定滯后。

綜上,在肯定政府環(huán)境工作取得成績(jī)的同時(shí),應(yīng)繼續(xù)發(fā)揮政府解決環(huán)境污染外部性的重要作用,一方面重點(diǎn)解決環(huán)境政策的滯后問題,積極探索最優(yōu)的環(huán)境治理路徑及相應(yīng)政策法規(guī);一方面通過產(chǎn)業(yè)政策等宏觀經(jīng)濟(jì)手段和征收排污稅等解決環(huán)境外部性的經(jīng)濟(jì)手段直接約束企業(yè)的生產(chǎn)行為;通過提高人們的環(huán)境意識(shí),倡導(dǎo)綠色消費(fèi),間接約束企業(yè)的生產(chǎn)行為。總之,在政府、企業(yè)、個(gè)人三方博弈下,應(yīng)發(fā)揮政府引導(dǎo)正確博弈的重要作用,最終實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展。

(編輯:劉呈慶)

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AbstractBased on the data of China's environmental pollution and economic growth in the period of 1981-2007,this article adopted methods of time series to research the Environmental Kuznetz Curve(EKC)of China,and showed the problems in the EKC model.In order to compensate the hypothesis in EKC model that environment does not influence economy,and the defect that the variables in EKC model are difficult to estimate,the article studied their dynamic relation between environmental pollution and economic grouth with VAR model.The empirical conclusionsof EKC indicated that the EKCwasonly anobjective phenomenon,not a general law,and that the pollutions having close relations with movements of people’s production and living,are more likely to have the characters of EKC.The empirical conclusions of impulse response and variance decomposition correspond with the theorieson their interactive mechanism:On the one hand,through the effects of economic scale,structure,technique and other factors,economic growth influences environment.On the other hand,with the increase of people's environmental demand elasticity,the government pays more attention to the environmental protection,and the mechanism that confines the productional behaviors of enterprises has been gradually taking shape,but due to the limit of productional effects caused by consuming and the lag of environmental policies,the mechanism lags in a certain degree.

Key wordsenvironmental pollution;economic growth;dynamic analysis

Empirical Research on Environmental Pollution and Economic Growth in China

HAN Xu
(Western China Economic Research Center,Southwestern University of Finance and Economics,Chengdu Sichuan 610074,China)

F062.2

A

1002-2104(2010)04-0085-05

10.3969/j.issn.1002-2104.2010.04.015

2009-10-07

韓旭,碩士研究生,主要研究方向?yàn)榄h(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)。