陳汝雅

【摘 要】以我國江蘇省2000～2012年的相關數(shù)據(jù)為基礎，運用主成分因子分析法對數(shù)據(jù)進行改進處理，通過平穩(wěn)性檢驗、變量協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗和廣義脈沖響應函數(shù)與方差分解，結(jié)合VAR模型對環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的關系進行系統(tǒng)和動態(tài)的研究，以期對我國江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護提出有價值的建議。

【關鍵詞】經(jīng)濟增長；環(huán)境污染；VAR模型

一、問題的提出

長期以來，經(jīng)濟發(fā)展造成的環(huán)境污染持續(xù)增長，環(huán)境污染治理代價和生態(tài)破壞壓力日益增大。江蘇省作為經(jīng)濟大省，經(jīng)濟增長的速度位居全國各大省市前列，但與此同時產(chǎn)生的環(huán)境污染問題也不容小覷。在江蘇省國內(nèi)生產(chǎn)總值的不斷上升，人均GDP快速提高的過程中，用于治理環(huán)境污染帶來的成本與代價也在逐年攀升。江蘇在以全國1%的國土面積創(chuàng)造全國15%的工業(yè)總量和10%GDP總量的同時，也制造了全國6%的工業(yè)污染。近5年來，雖然江蘇GDP總量翻了一番多，排污總量下降了40%，但由于工業(yè)化迅速推進，江蘇環(huán)境承載能力越來越弱，使江蘇面臨的環(huán)境壓力越來越突出，環(huán)境問題已經(jīng)成為江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸。因此，協(xié)調(diào)好江蘇省經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間的關系是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的核心問題。本文利用江蘇省2000～2012年的相關數(shù)據(jù)，改進對數(shù)據(jù)的處理，結(jié)合運用VAR模型，輔以主成分分析和格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和預測方差分解等方法，對環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的關系進行系統(tǒng)和動態(tài)的研究，探討了環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的影響和相互作用，對江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護提出有價值的建議。

二、指標選取及數(shù)據(jù)來源

本文樣本觀察期為2000～2012年，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《江蘇統(tǒng)計年鑒》。經(jīng)濟發(fā)展水平由江蘇省人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）來測度，數(shù)據(jù)消除了價格因素的影響，并作對數(shù)處理。環(huán)境污染程度由工業(yè)“三廢”的總和排放量來測度，采用工業(yè)廢水排放量（億噸）、工業(yè)廢氣排放量（億立方米）、二氧化硫排放總量（萬噸）、煙塵排放總量（萬噸）、工業(yè)粉塵排放量（萬噸）和工業(yè)固體廢棄物排放量（萬噸）等六個指標。

以上六個指標分別反映了污染排放程度，可以分別用于檢驗各個指標與經(jīng)濟增長是否存在EKC假說，但為了整體反映經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系，可以通過因子分析法將六個指標整合成環(huán)境污染綜合指數(shù)。首先通過SPSS軟件對六個指標的原始數(shù)據(jù)進行標準化，并計算出因子得分、特征值、貢獻率和累積貢獻率，結(jié)果見表1。

由表可知，第二個主因子的特征值已經(jīng)是1.723，并且前兩個因子的累積方差貢獻率達到84.506%，因此，選取前兩個主要的因子就可以較準確地反映原有變量指標的基本信息。計算出前兩個主因子的相應得分，分別記為F1和F2。再以前兩個主因子對應的特征值占三個主因子特征值總和的比重為權(quán)數(shù)，構(gòu)造江蘇省環(huán)境污染綜合指數(shù)方程：Pollution=0.66F1+0.34F2，（1）。離差標準化是將某變量中的觀察值減去該變量的最小值，然后除以該變量的極差。由于本文采用因子分析法得到的環(huán)境污染綜合指數(shù)的數(shù)據(jù)中存在負數(shù)，而實際污染排放量不可能為負，并且負值無法進行對數(shù)化處理，因此本文采用離差標準化法進行處理，得到江蘇省的環(huán)境綜合污染對數(shù)化指數(shù)記為Zpollution。即x′ik=[xik-Min（xk）]/Rk，（2）經(jīng)過離差標準化后，各種變量的觀察值的數(shù)值范圍都將在[0，1]之間，并且經(jīng)標準化的數(shù)據(jù)都是沒有單位的純數(shù)量。Pollution和Zpollution兩指數(shù)2000年到

2012年的變化趨勢見圖1。從圖1可知，江蘇省環(huán)境污染綜合指數(shù)從2000到2002年呈下降趨勢，2002到2007年快速上升，

2007到2012年快速下降，2002到2012年呈現(xiàn)倒U型曲線。

三、模型建立與探究

單一方程時間序列模型探討的是單個變量的動態(tài)規(guī)律性，但在現(xiàn)實經(jīng)濟分析中，經(jīng)常會面對由多個變量構(gòu)成的系統(tǒng)，而這些變量之間通常具有關聯(lián)性。因此，在一個經(jīng)濟系統(tǒng)中，一個變量的變化不僅會與其自身滯后值有關，還會與其它變量滯后值有關。這就需要把單變量自回歸模型推廣到多變量自回歸模型，即VAR模型。每個被解釋變量都對自身以及其它被解釋變量的若干期滯后值回歸，若令滯后階數(shù)為k，可用下式表示。但在向量自回歸模型之前，必須先進行單位根檢驗，看變量序列是否為平穩(wěn)序列，若平穩(wěn)，可構(gòu)造回歸模型；如果不平穩(wěn)，還要進行差分。所有的檢驗序列都要服從同階單整，才能構(gòu)造VAR模型，然后再做協(xié)整檢驗，判斷模型內(nèi)部變量間是否存在協(xié)整關系，即是否存在長期均衡關系。如果存在協(xié)整關系，再進行Granger因果檢驗，檢驗變量之間是否存在因果關系。這些檢驗雖然能夠顯示被解釋變量對被解釋變量是否存在顯著的影響，但是不能顯示這種影響的正與負，也不能顯示這種影響的時效性。因此，還要運用脈沖響應分析和方差預測分解。

（一）單位根檢驗

本文主要采取ADF檢驗法，進行單位根檢驗。通過檢驗，可以看出變量的原序列是非平穩(wěn)的，但它們的二階差分序列是平穩(wěn)的，說明它們都是二階單整序列。

（二）協(xié)整檢驗

為了檢驗LnY與LnZpollution是否存在長期均衡關系，需要進行協(xié)整檢驗。本文采用關于系數(shù)矩陣Π的協(xié)整似然比（LR）檢驗方法進行協(xié)整（co-integration）關系分析，來衡量這種偏離是暫時的還是永久的，檢驗結(jié)果見表3。從表3結(jié)果可知：在95%置信水平上，變量之間有且僅有最多一個協(xié)整關系。根據(jù)AIC和SC原則，考慮到在數(shù)據(jù)量較小的情況下增加滯后階數(shù)對估計精度的影響，本文將滯后的階數(shù)設定為二階，即建立VAR（2）模型。協(xié)整方程如下：■（4）。從協(xié)整方程可以看到，環(huán)境污染對于經(jīng)濟增長具有明顯的抑制作用，環(huán)境污染的對數(shù)增加1%，經(jīng)濟增長的對數(shù)就會相應地減少0.12%。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整檢驗只能說明變量之間具有長期均衡穩(wěn)定的關系，至少有單項因果關系，但這并不能說明誰為因誰為果，因此還需要進一步驗證。本文采用格蘭杰因果檢驗方法，利用E-Views軟件直接對數(shù)據(jù)進行因果檢驗操作，檢驗結(jié)果如表4：

由檢驗結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，經(jīng)濟增長是環(huán)境污染的Granger原因，而環(huán)境污染不是經(jīng)濟增長的Granger原因。從長期來看，經(jīng)濟增長會導致環(huán)境污染加劇，而環(huán)境污染顯然不是經(jīng)濟長期增長的原因。

（四）脈沖響應函數(shù)分析與預測方差分解分析

運用脈沖響應函數(shù)與方差分解來進一步分析經(jīng)濟增長和環(huán)境污染的短期動態(tài)關系。脈沖響應函數(shù)用來衡量擾動項一個標準差的沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響。方差分解主要是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量（m個）的波動（K步預測均方誤差） 按其成因分解為與各方程信息相關聯(lián)的m個組成部分，從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。具體見圖2和圖3。

脈沖響應函數(shù)分析結(jié)果表明，一味追求經(jīng)濟增長會導致環(huán)境污染加劇，雖然在當期可能不顯著，但對環(huán)境造成的傷害會較快顯現(xiàn)出來，在第二期顯現(xiàn)最徹底，并會持續(xù)較長時間；而以環(huán)境污染為代價發(fā)展經(jīng)濟，其發(fā)展短暫，在初期會使經(jīng)濟較快增長，但增速減緩，動力作用在第二期就基本消失殆盡。

通過方差分解曲線可以看出，環(huán)境污染自身沖擊對其波動的貢獻率從第一期的100%到第二期下降為95%，后期保持不變；經(jīng)濟增長的沖擊對其波動的貢獻率從0%到第二期上升為5%，后期保持不變；經(jīng)濟增長自身沖擊對其波動的貢獻率保持在93%不變，而環(huán)境污染的沖擊對其波動的貢獻率保持在7%不變。

四、結(jié)論與討論

在建立各類環(huán)境指標、環(huán)境污染綜合指數(shù)與人均GDP雙變量VAR模型的基礎上，研究經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的雙向長期動態(tài)關系，得出以下結(jié)論：（1）環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的

Granger因果關系基本上是單向的，即經(jīng)濟增長對環(huán)境污染產(chǎn)生敏感的影響，而環(huán)境污染對經(jīng)濟增長的阻礙作用則相對有限。人均GDP對解釋各類污染指標和環(huán)境污染綜合指數(shù)的預測方差起到了較大作用，而環(huán)境污染指標對人均GDP的預測方差的貢獻度則相對較小。（2）經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間存在雙向作用，并且在這種雙向作用中環(huán)境污染對經(jīng)濟增長的反作用要弱些。運用格蘭杰因果關系檢驗法，對六類污染指標與人均收入之間進行了因果關系檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，江蘇的經(jīng)濟增長與某些污染物排放之間有顯著的因果關系，但這種關系的滯后期是不同的。當前居于主導地位的是經(jīng)濟增長導致主要污染物排放量的增加；反過來，環(huán)境污染對經(jīng)濟增長的阻礙作用相對小一些。（3）環(huán)境污染不會隨著經(jīng)濟增長而自動改善，僅僅依靠國家干預是不能從根本上解決問題的，關鍵是要把由于污染排放導致的外部效應進行清晰界定，建立科學、完善的污染權(quán)市場交易機制，并輔之以嚴格執(zhí)法，才能形成良好的環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展的反饋機制，實現(xiàn)兩者的均衡和持續(xù)的發(fā)展。

參 考 文 獻

[1]Soumyananda Dinda.Environmental Kuznets Curve Hypothesis：A

Survey[J].Ecological Economics.2004（49）：431～455

基金項目：江蘇省研究生培養(yǎng)創(chuàng)新工程項目；江蘇高校優(yōu)勢學科建設工程資助項目A。