李菲菲

(亳州學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理系，安徽 亳州 236800)

基于VAR模型的安徽省環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證研究

李菲菲

(亳州學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理系，安徽 亳州 236800)

通過(guò)選取1985—2014年安徽省環(huán)境污染指標(biāo)與人均GDP的年度數(shù)據(jù)，建立經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的向量自回歸VAR模型，并應(yīng)用脈沖響應(yīng)和方差分解對(duì)安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)實(shí)證分析.結(jié)論表明：工業(yè)廢氣與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)“倒U”形曲線形式，工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)“倒L”形曲線形式，工業(yè)廢水排放量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用.

VAR模型；環(huán)境污染；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；實(shí)證研究

0 引言

自改革開(kāi)放30年來(lái)，安徽省的經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)總量和增長(zhǎng)幅度取得了可喜的成績(jī),但是也產(chǎn)生了環(huán)境污染、生態(tài)惡化等問(wèn)題.環(huán)境質(zhì)量是影響一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的很重要的因素，反過(guò)來(lái)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也會(huì)從一定程度上影響環(huán)境質(zhì)量.如何處理好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的關(guān)系，尋求經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的雙贏，直接關(guān)系到未來(lái)安徽經(jīng)濟(jì)能否持續(xù)、健康發(fā)展.本文選取安徽省1985—2014年的環(huán)境經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，通過(guò)“三廢”排放量(工業(yè)廢水，工業(yè)廢氣，工業(yè)固體廢棄物)與人均GDP的實(shí)證過(guò)程，來(lái)研究環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系.

由于各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、環(huán)境的質(zhì)量不同，以及采用的計(jì)量模型和研究方法的差異，得出“倒U”形的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線也各不相同[1].本文通過(guò)對(duì)安徽省1985—2014年的年度數(shù)據(jù)，建立安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的向量自回歸VAR模型，通過(guò)對(duì)兩者進(jìn)行協(xié)整分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、方差分解及脈沖響應(yīng)分析，探討安徽省環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙向作用機(jī)制[2].

1 安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的VAR模型的建立

1.1 變量的選取和樣本數(shù)據(jù)說(shuō)明

環(huán)境污染指標(biāo)選取為“三廢”排放量，經(jīng)濟(jì)指標(biāo)選取為人均GDP.工業(yè)廢水排放量inwater、工業(yè)廢氣排放量ingas、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量inswaste和人均GDPpgdp均選取1985—2014的年度數(shù)據(jù)，共30個(gè)數(shù)據(jù)[3].數(shù)據(jù)來(lái)源為安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒和安徽省環(huán)境狀況公報(bào).選用Eviews 8.0軟件對(duì)本文做實(shí)證部分研究.為了獲得平穩(wěn)性時(shí)間序列，本文對(duì)“三廢”排放量及人均GDP數(shù)據(jù)均做了取對(duì)數(shù)的處理，即取對(duì)數(shù)后的工業(yè)廢水排放量用lninwater表示、取對(duì)數(shù)后的工業(yè)廢氣排放量指標(biāo)用lningas表示、取對(duì)數(shù)后的工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量用lninswaste表示、取對(duì)數(shù)后的人均GDP用lnpgdp表示.

2 實(shí)證模型確定及實(shí)證結(jié)果分析

2.1 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中，非平穩(wěn)的時(shí)間序列會(huì)導(dǎo)致偽回歸的發(fā)生.ADF單位根檢驗(yàn)法可以檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性.表1中，截距用c表示，時(shí)間趨勢(shì)用t表示，滯后階數(shù)用n表示.單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明：一階差分后，dlnpgdp、dlningas、dlninwater、dlninswaste都是平穩(wěn)的，即lnpgdp、lningas、lninwater、lninswaste都是一階單整Ⅰ(1)的，可以運(yùn)用VAR模型進(jìn)行實(shí)證研究.

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Unit root test results

2.2 Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，即環(huán)境污染的前期變化能否有效地解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化，或者經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的前期變化能否有效地解釋環(huán)境污染的變化.由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)受滯后階數(shù)的影響較大，故選取了滯后階數(shù)為2，4，8三種情況[4].表2結(jié)果可知，在3個(gè)滯后階數(shù)中，只有一個(gè)結(jié)果是接受，其他都是拒絕原假設(shè)，即接受環(huán)境污染指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)的Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)也是環(huán)境污染指標(biāo)的Granger原因.這說(shuō)明安徽省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了環(huán)境污染問(wèn)題，而環(huán)境污染也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素.

表2 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Granger causality test results

2.3 構(gòu)建向量自回歸VAR模型，并進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)和方差分解

向量自回歸VAR模型可以從定量角度說(shuō)明變量之間相互影響的程度(表3).VAR模型建立之后，還要進(jìn)行特征根的檢驗(yàn)，模型是平穩(wěn)的系統(tǒng)要求所有特征根都小于1[5].圖1中的單位圓內(nèi)部有8個(gè)特征根，沒(méi)有一個(gè)特征根位于單位圓外，說(shuō)明建立的VAR模型是平穩(wěn)的.

表3 向量自回歸VAR模型Tab.3 Vector autoregressive VAR model

圖1 特征根檢驗(yàn)Fig.1 Characteristic root rest

脈沖響應(yīng)是指某個(gè)變量一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)其他變量的影響.圖2即為環(huán)境污染指標(biāo)與人均GDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖.從圖2中可以看出，lnpgdp受lningas的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊從第一期到第二期開(kāi)始上升，第二期到第三期開(kāi)始回落，從第三期開(kāi)始有一個(gè)小幅上升，表現(xiàn)出“倒U”形曲線模型.lnpgdp受lninswaste的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊從第一期開(kāi)始到第三期迅速上升，而后各期維持在較高位置，表現(xiàn)出“倒L”形曲線模型.lnpgdp受lninwater的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊從第一期到第二期呈現(xiàn)出減少，而后各期逐步趨于0的形態(tài).從圖2的(a)、(b)、(c)中可以看出，lninswaste和lningas受lnpgdp的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊從第一期到第十期均維持在小幅上升的狀態(tài).而lninwater受lnpgdp的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊則先小幅上升后小幅下降.

由脈沖響應(yīng)結(jié)果知：安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)廢氣排放量的關(guān)系接近“倒U”形，在前兩期內(nèi)隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，工業(yè)廢氣的排放量也隨之增加，在后兩期內(nèi)廢氣的排放量迅速減弱.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與固體廢棄物排放量之間呈現(xiàn)“倒L”形，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了固體廢棄物的排放，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到一定階段，固體廢棄物的排放保持在穩(wěn)定的數(shù)值.工業(yè)廢水的排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起抑制作用，隨著廢水排放增加，經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出負(fù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì).這與安徽省水污染比較嚴(yán)重的情況相吻合[6].另外也說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染是否呈現(xiàn)出庫(kù)茲涅茨曲線形式與地區(qū)的選取和指標(biāo)的選取有關(guān)[7].

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖Fig.2 Impulse response function diagram

方差分解是分析影響內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度.圖3是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)的方差分解結(jié)果.從圖3可以看出，工業(yè)固體廢棄物lninswaste的波動(dòng)對(duì)人均GDPlnpgdp的解釋較高，工業(yè)廢氣lningas和工業(yè)廢水lninwater的波動(dòng)對(duì)人均GDPlnpgdp的解釋較低.

圖3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方差分解圖Flg.3 Variance decomposition of economic growth

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)測(cè)的方差分解中，工業(yè)固體廢棄物的貢獻(xiàn)率最大，其次是工業(yè)廢氣，貢獻(xiàn)率最小的是工業(yè)廢水.這說(shuō)明目前對(duì)安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用的是工業(yè)固體廢棄物，工業(yè)廢氣在短期(1～2期)內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起較大的促進(jìn)作用.導(dǎo)致這種情況的原因可能是安徽省尚處在工業(yè)初期，對(duì)于一個(gè)發(fā)展中的經(jīng)濟(jì)，需要更多的資源投入，而產(chǎn)出的提高意味著工業(yè)固體廢棄物的增加.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)固體廢棄物的關(guān)系處于環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線“倒U”形的前半部分，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)環(huán)境污染也在加劇.工業(yè)廢水對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一直起抑制作用[8].

3 結(jié)論和政策建議

3.1 結(jié)論

安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間存在雙向的Granger因果關(guān)系.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響了環(huán)境質(zhì)量，環(huán)境質(zhì)量水平也反過(guò)來(lái)制約了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).具體來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)廢氣排放量存在“倒U”形庫(kù)茲涅茨曲線.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量存在“倒L”形曲線形式.工業(yè)廢水的排放抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).

通過(guò)構(gòu)建安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的VAR模型和脈沖響應(yīng)發(fā)現(xiàn)：安徽省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)伴隨工業(yè)廢水的排放增多，工業(yè)廢水對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起抑制作用，應(yīng)重點(diǎn)治理工業(yè)廢水.目前工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢棄物對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用，原因可能是安徽省現(xiàn)階段仍處于工業(yè)化初期，處在“倒U”形曲線的前半段.隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，在到達(dá)庫(kù)茲涅茨曲線拐點(diǎn)之后，廢氣和固體廢棄物的排放會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).

3.2 建議

安徽省經(jīng)濟(jì)上總體處于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，以資源浪費(fèi)、環(huán)境污染為代價(jià)換取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的生產(chǎn)方式尚未扭轉(zhuǎn).由于工業(yè)廢水對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起抑制作用，水質(zhì)達(dá)標(biāo)率較低，所以應(yīng)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整.淘汰淮河流域重污染行業(yè)，重點(diǎn)發(fā)展科技含量高、污染少的輕工業(yè)和服務(wù)業(yè).

[1] 劉國(guó)偉.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染研究[D].廈門(mén):廈門(mén)大學(xué),2008.

[2] 李菲菲.人民幣對(duì)美元匯率與中美利率差的實(shí)證研究——基于2005年匯率改革后的數(shù)據(jù)[J]. 西昌學(xué)院學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版),2015,29(1):64-67.

[3] 彭文斌.湖南環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究——基于VAR模型的脈沖響應(yīng)分析[J].湘潭大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2011,34(1)：31-36.

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[8] 李治國(guó).基于VAR模型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系實(shí)證分析——以山東省為例[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì),2013,33(8):12-16.

EmpiricalResearchonRelationshipBetweenEnvironmentalPollutionandEconomicGrowthinAnhuiProvinceBasedonVARModel

LI Feifei
(DepartmentofEconomicsandManagement,BozhouCollege,Bozhou236800,China)

By choosing environmental pollution index and per capita GDP annual data in Anhui Province from 1985 to 2014, establishes vector autoregressive (VAR) model of economic growth and environmental pollution, and applies the impulse response and variance decomposition to the relationship between economic growth and environmental pollution in Anhui Province for dynamic empirical analysis. The conclusion shows that the industrial waste gas and economic growth takes the form of “U” type curve, the industrial solid waste production and economic growth takes the form of “L” type curve, industrial wastewater emissions have inhibitory effect on economic growth. The emissions of industrial wastewater have pressing effect on economic growth.

VAR model; environmental pollution; economic growth; empirical research

2016-02-20

安徽省專業(yè)綜合改革試點(diǎn)項(xiàng)目(2014ZY084)；亳州學(xué)院科研項(xiàng)目(2015JYXM11)

李菲菲(1986—)，女，安徽亳州人，亳州學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理系講師.

10.3969/j.issn.1007-0834.2017.02.007

F224.0

：A

：1007-0834(2017)02-0025-05