【摘 要】本文運(yùn)用基于VAR模型的動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法，分析南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗、環(huán)境污染三者之關(guān)系，建立南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與上述兩因素的多變量協(xié)整模型，進(jìn)行南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗、環(huán)境污染的長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)的實(shí)證分析。

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；能源消費(fèi)；環(huán)境污染；協(xié)整分析

對(duì)于發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的研究，近幾年來(lái)國(guó)內(nèi)研究成果較多，這些研究主要集中于以下四個(gè)方面：一是低碳經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)的發(fā)展動(dòng)力及內(nèi)在要素分析；二是低碳經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)的發(fā)展障礙及困境分析；三是發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)及啟示；四是發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)的路徑及對(duì)策研究。綜觀上述四方面研究，雖在理論上對(duì)低碳經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及其影響等方面取得不少進(jìn)展，但研究大多是定性而非定量的理論研究，較少進(jìn)行實(shí)證分析研究。本文擬運(yùn)用基于VAR模型的動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法，分析南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗、環(huán)境污染三者之關(guān)系，進(jìn)行南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗、環(huán)境污染的長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)的實(shí)證分析。

一、變量及變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了考察南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)、環(huán)境污染因素之間的協(xié)整關(guān)系，本文首先擇取自1990年到2011年間的南通地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)、發(fā)電量、廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自各年《南通統(tǒng)計(jì)年鑒》）。其中將發(fā)電量作為衡量能源消耗的指標(biāo)，廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量作為衡量環(huán)境污染的三個(gè)指標(biāo)；其次將南通地區(qū)生產(chǎn)總值按1990年不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整；最后，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)。

一般地，在分析經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系時(shí)，只有在檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性后，才可進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整分析。南通地區(qū)生產(chǎn)總值、發(fā)電量、廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量之對(duì)數(shù)值分別記為lngdp、lnny、lnfs、ln

fq、lngt。然后分別使用ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。采用降階搜索法作為ADF檢驗(yàn)滯后期選取原則，在確保殘差不相關(guān)的條件下，同時(shí)采用AIC與SC準(zhǔn)則，選擇兩者最小時(shí)的滯后長(zhǎng)度作為最佳滯后期。對(duì)于回歸中是否包括常數(shù)項(xiàng)和線性趨勢(shì)項(xiàng)的處理方法，一般地，在回歸中首先包含常數(shù)項(xiàng)和線性趨勢(shì)項(xiàng)，如果參數(shù)檢驗(yàn)顯著，應(yīng)在回歸模型中包含，否則應(yīng)排除之。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

通過(guò)檢驗(yàn)可知，lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt均為一階單整的時(shí)間序列，其一階差分序列在10%的顯著水平上為平穩(wěn)序列。滿(mǎn)足變量協(xié)整的條件，即lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt間可能存在協(xié)整關(guān)系。

二、協(xié)整分析及檢驗(yàn)

（一）協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列變量組成的關(guān)系進(jìn)行中長(zhǎng)期均衡參數(shù)估計(jì)常使用協(xié)整分析技術(shù)。Engle-Granger（EG）兩步法和Johnsen和Juselius（JJ）的極大似然法是目前最常用的協(xié)整分析方法。通常對(duì)多變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)應(yīng)采用Johnsen檢驗(yàn)法（即JJ檢驗(yàn)法）。

為減少使用JJ方法建立的VAR模型對(duì)滯后期的選擇的敏感性，通?？墒褂肁IC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來(lái)確定最佳滯后階數(shù)，通過(guò)使用降階搜索法依次驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)當(dāng)滯后期為1時(shí)AIC和SC值最小，故可確定滯后期為1。在滯后期確定后，再對(duì)協(xié)整中是否具有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)進(jìn)行驗(yàn)證，然后再對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，序列l(wèi)ngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即在研究的5變量之間存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系，對(duì)于新息變化帶來(lái)的沖擊，系統(tǒng)遲早能將之加以吸收并將系統(tǒng)維持于一個(gè)均衡的狀態(tài)，協(xié)整方程為：

由協(xié)整方程可以看出，能源消耗每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0.67個(gè)百分點(diǎn)；廢水排放每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.31個(gè)百分點(diǎn)；工業(yè)廢氣排放每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值減少0.71個(gè)百分點(diǎn)；工業(yè)固體廢物排放每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.27個(gè)百分點(diǎn)。由此可知，能源消耗、廢水排放和工業(yè)固體廢物排放與南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的正向關(guān)系，也就是說(shuō)其對(duì)南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)作用。但廢水排放與南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的負(fù)向關(guān)系。

（二）VAR模型估計(jì)

根據(jù)前面的分析，此VAR模型的最優(yōu)滯后期為1，在此條件下，對(duì)VAR模型殘差進(jìn)行JB正態(tài)性檢驗(yàn)、LM自關(guān)檢驗(yàn)和White異方差檢驗(yàn)，顯示殘差服從正態(tài)分布、無(wú)自相關(guān)、不存在異方差，且所有特征根根模的倒數(shù)都小于1，說(shuō)明VAR模型的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。VAR模型估計(jì)結(jié)果如表3所示。其中5個(gè)回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達(dá)到0.957844，0.935006，0.757744，

（三）向量誤差修正模型（VECM）

格蘭杰（1987）定理證明了協(xié)整與誤差修正模型的必然聯(lián)系。若一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系，肯定具有誤差修正模型的表達(dá)式存在，也就是說(shuō)，可以建立誤差修正模型（VECM）。建立在協(xié)整理論上的誤差修正模型不僅能反映不同經(jīng)濟(jì)序列間長(zhǎng)期信息、又能反映短期偏離長(zhǎng)期均衡的修正機(jī)制，是長(zhǎng)短期結(jié)合具有高穩(wěn)定性和可靠性的一種經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

查看表4可發(fā)現(xiàn)，此向量誤差修正模型的穩(wěn)定性條件滿(mǎn)足自相關(guān)性檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)和正態(tài)性檢驗(yàn)要求。當(dāng)以lngdp為因變量時(shí)，誤差修正系數(shù)為-0.151881，其為負(fù)值，表明符合反向修正機(jī)制，其反映出每年實(shí)際的南通地區(qū)生產(chǎn)總值與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的15%被修正。以lngdp為因變量的誤差修正模型表達(dá)式還反映出，lnfs的短期變動(dòng)對(duì)lngdp存在正向影響，即廢水排放的增長(zhǎng)率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率將增加0.04%；而lnfq和lngt的短期變動(dòng)對(duì)lngdp存在反向影響，工業(yè)廢氣排放的增長(zhǎng)率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率將降低0.04%；工業(yè)固體廢物排放的增長(zhǎng)率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率將降低0.05%；lnny的的短期變動(dòng)對(duì)lngdp影響不大。

（四）方差分解

通過(guò)將系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的部分，從而了解各信息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性，此為方差分解的核心所在。表5顯示的是南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）的方差分解情況，可以看出工業(yè)固體廢物排放（lngt）對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）的影響偏弱。而能源消費(fèi)（lnny）、工業(yè)廢氣排放（lnfq）和廢水排放（lnfs）則有不斷增強(qiáng)的趨勢(shì)，其中，能源消費(fèi)（lnny）和工業(yè)廢氣排放（lnfq）構(gòu)成對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）最主要的兩個(gè)影響因素。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要用于描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差的反應(yīng)，其反映的是在擾動(dòng)項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。為充分描述短期內(nèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，通?？刹捎美鄯e脈沖響應(yīng)形式。

由圖1可知，能源消費(fèi)（lnny）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）有正向影響，即會(huì)導(dǎo)致南通地區(qū)生產(chǎn)總值逐漸增加，到第7期最大達(dá)0.30，然后趨于下降，最后在第10期穩(wěn)定在0.015左右。這說(shuō)明能源消費(fèi)（lnny）對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值有長(zhǎng)期的正效應(yīng)，這與前面協(xié)整方程中反映的長(zhǎng)期均衡關(guān)系表現(xiàn)一致。

工業(yè)廢氣排放（lnfq）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）有負(fù)向影響，其導(dǎo)致南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第2期后一直在—0.005和—0.019之間波動(dòng)，至第10期后穩(wěn)定于—0.015附近。這亦反映出工業(yè)廢氣排放（lnfq）對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值有長(zhǎng)期的負(fù)效應(yīng)，這也同前面協(xié)整方程的長(zhǎng)期均衡關(guān)系表現(xiàn)一致。

當(dāng)廢水排放（lnfs）出現(xiàn)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時(shí)，對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）有弱負(fù)向影響，其導(dǎo)致南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第3期后一直穩(wěn)定于-0.01左右，至第10期后上升于-0.005附近。這與長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果不同。

工業(yè)固體廢物排放（lngt）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）有微弱正向影響，南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第9期最高達(dá)0.008，然后至第10期下降到-0.002。

總之，可以看出上述四因素中，能源消費(fèi)（lnny）和工業(yè)廢氣排放（lnfq）對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值的影響較大，而廢水排放（lnfs）和工業(yè)固體廢物排放（lngt）的影響很小，這與前面方差分析中的結(jié)論一致。

三、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，序列l(wèi)ngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。下面將通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。因只有平穩(wěn)序列才可進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，故此處對(duì)序列l(wèi)ngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt的差分序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，選取滯后1至6階。使用Eviews6.0軟件將存在單向或雙向因果關(guān)系的回歸結(jié)果整理如表6所示。

根據(jù)表6可知：當(dāng)滯后期為4、5、6階時(shí)，在10%的顯著水平上，△lnfs是△lngy的格蘭杰原因。也就是說(shuō)中長(zhǎng)期內(nèi)廢水排放量對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值有促進(jìn)作用。

當(dāng)滯后期為1、4、5階時(shí)，在10%的顯著水平上，△lnfq是△lngy的格蘭杰原因。也就是說(shuō)短、中期內(nèi)工業(yè)廢氣排放量對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值有促進(jìn)作用。

當(dāng)滯后期為4階時(shí)，在10%的顯著水平上，△lngdp是△ln

fs和△lngt的格蘭杰原因，也就是說(shuō)，在中期內(nèi)南通地區(qū)生產(chǎn)總值的提高可能對(duì)南通廢水排放量和工業(yè)固體廢物排放量有促進(jìn)作用。

當(dāng)滯后期為1至6階時(shí)，△lnny不是△lngdp的格蘭杰原因，△lngdp也不是△lnny的格蘭杰原因；也就是說(shuō)，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的提高對(duì)南通能源消費(fèi)的促進(jìn)作用不明顯；同時(shí)南通能源消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值的促進(jìn)作用也不明顯。

四、結(jié)論

通過(guò)上述對(duì)南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗、環(huán)境污染的協(xié)整分析，我們可以得出以下結(jié)論：

第一，南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)、環(huán)境污染之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。能源消耗每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0.67個(gè)百分點(diǎn)；廢水排放每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.31個(gè)百分點(diǎn)；工業(yè)廢氣排放每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值減少0.71個(gè)百分點(diǎn)；工業(yè)固體廢物排放每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.27個(gè)百分點(diǎn)。由此可知，能源消耗、廢水排放和工業(yè)固體廢物排放與南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的正向關(guān)系，也就是說(shuō)其對(duì)南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)作用。但廢水排放與南通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的負(fù)向關(guān)系。

第二，向量誤差修正模型（VECM）反映出，廢水排放量的短期變動(dòng)對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值存在正向影響，廢水排放的增長(zhǎng)率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率將增加0.04%；而工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢物排放的短期變動(dòng)對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值存在反向影響，工業(yè)廢氣排放的增長(zhǎng)率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率將降低0.04%；工業(yè)固體廢物排放的增長(zhǎng)率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率將降低0.05%；能源消耗的的短期變動(dòng)對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值影響不大。此外，誤差修正系數(shù)為-0.151881，符合反向修正機(jī)制，表明每年實(shí)際的南通地區(qū)生產(chǎn)總值與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的15%被修正。

第三，通過(guò)方差分解分析，可以看出工業(yè)固體廢物排放對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值的影響一直較弱。而能源消費(fèi)、工業(yè)廢氣排放和廢水排放則有不斷增強(qiáng)的趨勢(shì)，且構(gòu)成對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值最主要的三個(gè)影響因素，其中能源消費(fèi)影響最大。通過(guò)脈沖響應(yīng)分析，可以看出，能源消費(fèi)對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值有長(zhǎng)期的正效應(yīng)，這與協(xié)整方程得到的長(zhǎng)期均衡關(guān)系表現(xiàn)一致；工業(yè)廢氣排放對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值有長(zhǎng)期的負(fù)效應(yīng)，這也與協(xié)整方程得到的長(zhǎng)期均衡關(guān)系表現(xiàn)一致；當(dāng)廢水排放出現(xiàn)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時(shí)，對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值有弱負(fù)向影響，其導(dǎo)致南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第3期后一直穩(wěn)定于—0.01左右，至第10期后上升于-0.005附近。這與長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果稍有不同；工業(yè)固體廢物排放的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值有微弱正向影響，南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第9期最高達(dá)0.008，然后至第10期下降到-0.002。

總之，可以看出上述四因素中，能源消費(fèi)和工業(yè)廢氣排放對(duì)南通地區(qū)生產(chǎn)總值的影響較大，而廢水排放和工業(yè)固體廢物排放的影響很小。

參 考 文 獻(xiàn)

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[2]蘇輝.南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素協(xié)整分析[J].企業(yè)導(dǎo)報(bào).2011（3）

[3]蘇輝.南通經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].消費(fèi)導(dǎo)刊.2009（12）

[4]蘇輝.對(duì)提高南通開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)水平的探析[J].現(xiàn)代商業(yè).2009（12）

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基金項(xiàng)目：本文為2012年度南通市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究資助課題《加快發(fā)展南通綠色經(jīng)濟(jì)、低碳經(jīng)濟(jì)研究》（2012BNT007）階段性研究成果之一。