柳 陽,唐姜賢,靳旭東

(蘭州商學(xué)院 統(tǒng)計(jì)學(xué)院,甘肅 蘭州 730020)

許多學(xué)者利用各種數(shù)據(jù)來驗(yàn)證EKC(環(huán)境庫茲涅茨曲線)的存在性,對EKC進(jìn)行實(shí)證分析的數(shù)據(jù)主要有截面數(shù)據(jù)、時間序列數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)。由于單純運(yùn)用截面數(shù)據(jù)或時間序列數(shù)據(jù)去驗(yàn)證EKC假說都存在一些不足,因此更多的學(xué)者開始利用面板數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)EKC的存在性,但是由于使用的數(shù)據(jù)或模型不同,所得的結(jié)論也不盡相同。

由于經(jīng)典回歸模型假設(shè)所涉及的變量都是平穩(wěn)的,當(dāng)數(shù)據(jù)為單整的時間序列時,可能產(chǎn)生偽回歸。由于面板數(shù)據(jù)相比單純的截面數(shù)據(jù)或時間序列數(shù)據(jù)具有更大的自由度,且能夠使EKC同時具有時序特征和截面特征,因此采用面板數(shù)據(jù)對EKC的長期關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證,利用面板單位根和面板協(xié)整兩種方法來檢驗(yàn)江蘇省經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的長期EKC關(guān)系是否成立。并在此基礎(chǔ)上對變量之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì),進(jìn)而對江蘇省環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間的變化關(guān)系進(jìn)行分析。

一、面板單位根和協(xié)整檢驗(yàn)的方法

(一) 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

(1) 相同根情況下的單位根檢驗(yàn)方法:LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)；(2) 不同根情況下的單位根檢驗(yàn)方法:IPS檢驗(yàn)、Maddala和Wu檢驗(yàn)。

(二) 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

Pedroni 協(xié)整檢驗(yàn)利用下面方程的殘差進(jìn)行:

yit=αi+βixit+tδi+uit。(t=1,2,…,T;i=1,2,…,N)

Pedroni以回歸殘差構(gòu)造了7個統(tǒng)計(jì)量:假設(shè)不同橫截面具有相同的回歸系數(shù)時,得到四個組內(nèi)維度描述統(tǒng)計(jì)量,分別記為PanelADF、PanelPP、Panelrho、Panelv。假設(shè)不同的橫截面具有不同的回歸系數(shù)時,得到剩余三個組間維度描述統(tǒng)計(jì)量,分別記為GroupADF、Grouprho、GroupPP。這 7 個統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布都具有下面的形式:

二、數(shù)據(jù)來源和模型描述

本文采用的污染排放指標(biāo)為二氧化硫排放量,使用人均GDP來衡量經(jīng)濟(jì)的增長,數(shù)據(jù)來源于2001—2010年各期《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

采用三次多項(xiàng)式的簡化模型來進(jìn)行分析,其中僅包含了人均GDP作為變量,沒有考慮貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等對環(huán)境的影響,模型表達(dá)式為:

以上的每一個變量均為面板容量,其中i為地區(qū)指標(biāo)(i=1,2,…T),t為時間指標(biāo)(t=1,2,…,T),αi為特定的截面效應(yīng),uit為隨機(jī)擾動項(xiàng),lnEit表示第i個地區(qū)在第t年的二氧化硫排放量的對數(shù),lngdpit表示第i個地區(qū)第t年的人均GDP對數(shù)的平方。

三、數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果及描述

(一) 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

利用Eviews軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,面板單位根結(jié)果如表1所示。表1顯示，各種檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)結(jié)果并不完全統(tǒng)一。就lnEit來說,五種檢驗(yàn)方法一致認(rèn)為其并非平穩(wěn),而對于一階差分lnEit,是平穩(wěn)序列,因此認(rèn)為lnEit是I(1)過程。對于lngdp、lngdp2和lngdp3而言,LLC檢驗(yàn)、FisherADF檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和FisherPP檢驗(yàn)都認(rèn)為其為非平穩(wěn)序列,而對于其一階差分五種方法都認(rèn)為已經(jīng)平穩(wěn),所以以上三個指標(biāo)變量都為I(1)過程。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注:檢驗(yàn)形式設(shè)定為:含截距不含趨勢項(xiàng),顯著性檢驗(yàn)水平為5%。

(二) 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知,解釋變量lngdp、lngdp2和lngdp3都是一階單整的,且lnEit也是一階單整的,所以SO2排放量與人均GDP之間可能存在協(xié)整關(guān)系。為了進(jìn)一步驗(yàn)證協(xié)整關(guān)系的成立,利用三種面板協(xié)整檢驗(yàn)方法分別對其進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果見表2。

表2 面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果

注:以上顯著性檢驗(yàn)水平為5%。

由表2知,協(xié)整檢驗(yàn)的 Panel 統(tǒng)計(jì)量中,Panel v-Statistic、Panel PP-Statistic 和 Panel rho-Statistic對應(yīng)的P 值均大于 5%的置信水平,因而不拒絕其原假設(shè),即認(rèn)為變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。Panel ADF-Statistic、Group PP-Statistic 和Group ADF-Statistic 的值均小于 5%,拒絕其原假設(shè),認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果不一致,但根據(jù) Pedroni的結(jié)論,Panel ADF 和Group ADF的檢驗(yàn)效果最好,Panel v和Group rho檢驗(yàn)效果最差,其他處于中間。因此,人均GDP與二氧化硫排放長期均衡關(guān)系存在。

(三) 面板數(shù)據(jù)模型的選擇與估計(jì)

由于人均GDP與二氧化硫排放的協(xié)整關(guān)系是成立的,故可對其長期關(guān)系進(jìn)行建模分析,其靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的一般形式為:yit=αi+xitβi+uiti=1,2,…,N;t=1,2,…,T,其中xit為1×K向量,βi為K×1向量,K為解釋變量的個數(shù)。但根據(jù)因變量Y的自變量的系數(shù)在所有橫截面樣本點(diǎn)和時間上是否都相同可以將靜態(tài)面板數(shù)據(jù)分為混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型等三種形式。如表3所示。

表3 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的3種形式

建模前要檢驗(yàn)所研究的問題適合于應(yīng)用表3中的哪種模型形式。目前使用較為廣泛的方法是協(xié)方差分析,具體過程是檢驗(yàn)下面的兩個假設(shè):

正是從這個意義上說，作為食品行業(yè)的先鋒代表，改革開放四十年的功勛人物、領(lǐng)軍人物為推動行業(yè)品牌的樹立、品牌化發(fā)展做出了突出貢獻(xiàn)，而示范品牌企業(yè)則為行業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供了標(biāo)尺，起到引路燈、領(lǐng)航船的作用。

假設(shè) 1:在不同的橫截面樣本點(diǎn)上和時間上,截距不同而斜率都相同,即

H1:yit=αi+xitβ+uit。(i=1,2,…,N;t=1,2,…,T)

假設(shè) 2:在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時間上,截距和斜率都相同,即

H2:yit=α+xitβ+uit。(i=1,2,…,N;t=1,2,…,T)

首先對假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn),如果不拒絕假設(shè)2,就無需檢驗(yàn)假設(shè)1,選用表3中的模型III。如果上一步的檢驗(yàn)拒絕了假設(shè)2,就應(yīng)該進(jìn)一步對假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)。如果假設(shè)1被再次拒絕,就應(yīng)該采用表3中的模型I來設(shè)定研究問題的模型;若未被拒絕,則可用模型II。檢驗(yàn)假設(shè)2和假設(shè)1的過程如下:

設(shè)S1、S2、S3分別為模型yit=αi+xitβi+uit,yit=αi+xitβ+uit以及yit=α+xitβ+uit的殘差平方和。那么檢驗(yàn)假設(shè)1的F統(tǒng)計(jì)量為:

檢驗(yàn)假設(shè)2的F統(tǒng)計(jì)量為:

給定顯著水平(常用的顯著水平為 5%或 1%),查對應(yīng)的F分布表,得到臨界值,再跟上述計(jì)算得到的F統(tǒng)計(jì)量(F1和F2)進(jìn)行比較,如果計(jì)算值小于臨界值則接受原假設(shè),否則就拒絕原假設(shè),從而確定模型的形式。通過計(jì)算得到:S1=14.809 40,S2=26.595 26,S3=99.807 36。

從假設(shè)2,即截距以及斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時間上均相同,開始檢驗(yàn)。

F2>F0.05(48,78)=1.531 305 113 6拒絕原假設(shè)2,即不能認(rèn)為面板數(shù)據(jù)模型截距和斜率都相等。從而繼續(xù)檢驗(yàn)假設(shè)1。

F1>F0.05(36,78)=1.568 149 385 25,拒絕原假設(shè)1,認(rèn)為面板數(shù)據(jù)模型截距和斜率都不相等,即截距不相同,斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)上和時間上也不相同。于是最終的模型形式為固定變系數(shù)模型,不能假定系數(shù)β相同。

選擇江蘇省13個地市樣本,通過 Eviews 運(yùn)行數(shù)據(jù)最終得到的各地市的面板數(shù)據(jù)方程的系數(shù)如表 4。

表4 變系數(shù)固定影響模型估計(jì)結(jié)果

江蘇13個地市研究的樣本是總體的所有個體,面板數(shù)據(jù)模型選用固定影響模型。根據(jù)表4,還可運(yùn)用R軟件對各地市人均GDP與二氧化硫排放的曲線關(guān)系進(jìn)行模擬(略)。

四、結(jié)論

綜上實(shí)證分析表明,江蘇省各地市人均GDP與二氧化硫排放之間的關(guān)系都不滿足EKC假設(shè)。因此用單一的環(huán)境EKC來解釋江蘇省環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是不太合理的,不能誤認(rèn)為改善環(huán)境質(zhì)量的關(guān)鍵途徑是加速經(jīng)濟(jì)增長。雖然南京市、無錫市、徐州市、揚(yáng)州市、鎮(zhèn)江市關(guān)于環(huán)境污染和人均GDP關(guān)系的估計(jì)給出了比較樂觀的結(jié)論:經(jīng)濟(jì)增長能降低環(huán)境污染。但沒有證據(jù)表明如果沒有政策的推動和激勵,這一過程能自動完成。如果要阻止環(huán)境進(jìn)一步惡化,只能通過一定的政策和激勵來減少各企業(yè)每單位產(chǎn)出的污染強(qiáng)度,或通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,從多污染產(chǎn)業(yè)向少污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。因此僅僅依靠EKC結(jié)論不能作為“先污染,后治理”的借口,為了改善環(huán)境質(zhì)量應(yīng)該制定相應(yīng)的環(huán)境保護(hù)政策。

參考文獻(xiàn):

[1] 李國柱.經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染:基于面板數(shù)據(jù)單位根的研究[J].石家莊經(jīng)濟(jì)學(xué)院院報(bào),2007(3):63-66.

[2] 郭軍華,李幫義.中國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的協(xié)整關(guān)系研究——基于1991—2007年省級面板數(shù)據(jù)[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理,2010(2):281-293.

[3] 董濤.基于面板數(shù)據(jù)的我國房地產(chǎn)業(yè)對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響研究[D].北京:清華大學(xué),2011.

[4] 賀彩霞,冉盛茂.環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長:基于省際面板數(shù)據(jù)的區(qū)域差異研究[J].中國人口資源與環(huán)境,2009(2):56-62.