吳珍珍

(新疆財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與信息學(xué)院， 新疆 烏魯木齊 830012)

上世紀90年代起始的改革開放政策給中國的經(jīng)濟注入了極大的活力，幾十年以來，中國經(jīng)濟總量增長的速度與幅度都是讓人嘆為觀止的，然而伴隨經(jīng)濟增長的同時也涌現(xiàn)出了環(huán)境污染的問題。諸多數(shù)據(jù)及現(xiàn)象表明，環(huán)境資源作為一種不存在替代品的資源，中國在實現(xiàn)經(jīng)濟高速增長發(fā)展時所付出的的環(huán)境資源代價也是沉重的，這說明經(jīng)濟增長會對環(huán)境有所影響，環(huán)境污染便是其中的影響之一。因此，怎么處理經(jīng)濟增長與環(huán)境治理間的關(guān)系就變成了一個現(xiàn)實而又迫切解決的問題，于是對經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關(guān)系進行深入分析研究就顯得十分重要。

新疆位于祖國西北邊陲，近年來，新疆在環(huán)境污染治理投資上的力度不斷加大，在環(huán)境治理上取得了一定的成績，但是由于農(nóng)業(yè)機械化進程、工業(yè)化進程的推進，以及新疆供暖季時間周期長等都會對環(huán)境造成或多或少的影響，由此引起的環(huán)境污染對新疆經(jīng)濟增長的影響是很可能存在的。本文利用新疆1997～2016年的經(jīng)濟增長與環(huán)境污染情況的相關(guān)數(shù)據(jù)建立合理的模型對新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的雙向作用機制進行研究，探討新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間關(guān)系，以期為新疆今后經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展以及當?shù)丨h(huán)境污染的有效治理提供行之有效的理論支撐。

1 相關(guān)理論及文獻概述

1.1 相關(guān)理論概述

1.1.1 環(huán)境庫茲涅茨曲線

上世紀50年代，諾貝爾獎獲得者、經(jīng)濟學(xué)家?guī)炱澞脑谘芯咳司杖胨脚c分配公平程度之間的關(guān)系時提出了庫茲涅茨曲線的一種學(xué)說。他的研究中指出，收入不均現(xiàn)象隨著經(jīng)濟增長先升后降，呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系。1996年P(guān)anayotou借用庫茲涅茨界定的人均收入與收入不均等之間的倒U型曲線，首次將環(huán)境質(zhì)量與人均收入間的關(guān)系稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線(Environmental Kuznels Curve，簡稱EKC)。該曲線表明當一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平較低的時候，環(huán)境污染程度較輕，但隨著人均收入的增加，環(huán)境污染程度趨高，即環(huán)境污染程度隨經(jīng)濟的增長而加??；但當經(jīng)濟發(fā)展到一定水平后，會存在著某個“拐點”使得隨著人均收入的進一步增加，環(huán)境污染程度又逐漸趨低，環(huán)境質(zhì)量得到一定的改善。

1.2 相關(guān)文獻概述

目前關(guān)于經(jīng)濟增長與環(huán)境污染間關(guān)系的研究，國內(nèi)學(xué)者主要是關(guān)于該問題研究方法以及該問題存在的區(qū)域差異等兩方面的研究與分析。張曉[4]根據(jù)1985～1995年的中國數(shù)據(jù)，用建立時間序列的方法發(fā)現(xiàn)中國的人均GDP與環(huán)境污染程度(以二氧化硫排放量作為評價指標)之間存在不明顯的“倒U型”環(huán)境庫茲涅茨曲線；馬樹才[5]則通過對國內(nèi)環(huán)境數(shù)據(jù)的實證分析直接否認了“倒U型”環(huán)境庫茲涅茨曲線的存在；同馬樹才有相似結(jié)論的還有李達、王春曉[7]對我國30個省市區(qū)從1998年至2004年的經(jīng)濟增長與環(huán)境污染間的關(guān)系借助簡化模型的方法進行了研究，也得出了“倒U型”環(huán)境庫茲涅茨曲線并不存在的結(jié)論；吳玉萍、董鎖成、宋鍵峰[11]在對北京市的相關(guān)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)了環(huán)境庫茲涅茨曲線的“拐點”；陳華文、劉康兵[13]的研究則得出了環(huán)境庫茲涅茨曲線的假說對上海數(shù)據(jù)中的多數(shù)環(huán)境指標是成立即正確的；沈滿洪、許云華[14]通過1981～1988年浙江省人均GDP與人均工業(yè)“三廢”量的數(shù)據(jù)對其兩者間的相互關(guān)系做了深入研究并得出環(huán)境庫茲涅茨曲線是先倒U型然后是U型，波浪式的曲線的結(jié)論。

從已有的國內(nèi)研究來看，不同的考慮角度、不同的計量方法會有不同的結(jié)論，由于各個國家或地區(qū)的發(fā)展水平、發(fā)展模式以及環(huán)境質(zhì)量有所差異，因此對“倒U型”環(huán)境庫茲涅茨曲線是否存在以及得出的環(huán)境庫茲涅茨曲線是否明顯就會存在質(zhì)疑[7]。本文通過對新疆1997～2016年的數(shù)據(jù)進行分析，初步探討了新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系。

2 新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的描述性統(tǒng)計分析

新疆位于祖國的西北邊陲，發(fā)展相較國內(nèi)其他各省相對較緩慢[8]。2016年新疆實現(xiàn)疆內(nèi)國民生產(chǎn)總值9 649. 7億元，比上年增加3. 16%。1997年以來，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重較大，基本穩(wěn)定在40%左右，而第一產(chǎn)業(yè)比重有下降趨勢，第三產(chǎn)業(yè)比重呈不斷上升走勢。2016年三次產(chǎn)業(yè)比重比例為17. 1∶2. 8∶45. 1，不難看出新疆的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一直處于不斷的調(diào)整和優(yōu)化中。另外，1997年新疆的人均GDP還只有5 848元，20年來的發(fā)展，2016年上升到了40 239元，人均GDP增加了34 391元。具體1997～2016年新疆人均GDP變化見圖1。

圖1 新疆1997～2016年人均GDP變化趨勢圖

根據(jù)圖1，可以發(fā)現(xiàn)自1997年以來，新疆人均GDP 呈增長趨勢，這直接反映了新疆經(jīng)濟增長水平也在不斷提高，但經(jīng)濟的不斷增長也帶來了污染物排放量的不斷增加。

圖2 新疆1997～2016年環(huán)境污染情況

注：圖2中從左起始依次為新疆1997～2016年煙塵排放量、二氧化硫排放量、廢水排放量及工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的變化趨勢。

根據(jù)圖2，可以發(fā)現(xiàn)煙塵排放量、二氧化硫排放量、廢水排放量以及工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量在較長一段時間內(nèi)都呈現(xiàn)上升的趨勢，之后便開始緩慢下降，這可能與當?shù)蒯槍Νh(huán)境污染實施了行之有效的治理辦法有關(guān)系。

3 新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關(guān)系實證分析

3.1 數(shù)據(jù)與指標的選取及處理

本文采用1997年至2016年的新疆數(shù)據(jù)，選取新疆人均GDP作為描述新疆經(jīng)濟增長情況的指標，選取新疆的廢水排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、二氧化硫排放量以及煙塵排放量作為反映環(huán)境污染的指標。文中所有數(shù)據(jù)均來源于《新疆統(tǒng)計年鑒》。為了避免可能存在的異方差性對后續(xù)實證分析產(chǎn)生影響，首先對其所有數(shù)據(jù)做對數(shù)化的處理。具體變量符號解釋見下表1。

表1 變量符號及解釋

3.2 VAR模型的建立

3.2.1 VAR模型的一般表示

VAR(p)模型的數(shù)學(xué)表達式為：

yt=A1yt -1+…+Apyt-p+Bxt+εt.t=1,2,…,T

(1)

其中yt是K維內(nèi)生變量向量，xt是d維外生變量向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)。k×k維矩陣A1,…,Ap和k×d維矩陣B是要被估計的系數(shù)矩陣。εt是k維擾動向量，他們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)及不與等式右邊的變量相關(guān)，假設(shè)∑是εt的協(xié)方差矩陣，則∑是一個k×k的正定矩陣。

3.2.2 VAR模型估計及評價分析

由于我們選取的數(shù)據(jù)屬于時間序列數(shù)據(jù)，對時間序列數(shù)據(jù)的描述可以從其平穩(wěn)與否入手[9]。本文利用ADF單位根檢驗對lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx4、dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3、dlnx4、ddlny、ddlnx1、ddlnx2、ddlnx3、ddlnx4等變量的平穩(wěn)性進行了檢驗[10]，以此判斷各個時間序列數(shù)據(jù)是否是平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)。

表2 ADF單位根檢驗結(jié)果

續(xù)上表

序列ADF值1%顯著水平5%顯著水平10%顯著水平判斷結(jié)論ddlnx2-4.4201-2.7081-1.9628-1.6061平穩(wěn)ddlnx3-5.2125-2.7081-1.9628-1.6061平穩(wěn)ddlnx4-4.7531-2.7081-1.9628-1.6061平穩(wěn)

根據(jù)表2，可以看出取對數(shù)后的數(shù)據(jù)和一階差分后的對數(shù)數(shù)據(jù)均不平穩(wěn)，因此對數(shù)據(jù)做二階差分并對二階差分后的數(shù)據(jù)繼續(xù)做ADF單位根檢驗，最后得出ddlny、ddlnx1、ddlnx2、ddlnx3、ddlnx4等通過了ADF檢驗，即他們是是平穩(wěn)的變量。

另外，根據(jù)表2也發(fā)現(xiàn)lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx4均有兩個單位根，也就是說dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3、dlnx4均有一個單位根，這說明dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3以及dlnx4都是一階單整過程I(1)，因此dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3、dlnx4兩兩之間可能存在協(xié)整關(guān)系，需要對其進行協(xié)整檢驗。

首先利用EG兩步法對一階差分后的對數(shù)數(shù)據(jù)進行性協(xié)整檢驗[11]。第一步對變量進行協(xié)整回歸得到dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3與dlnx4間的長期均衡方程；第二步，在第一步基礎(chǔ)上得到長期均衡方程的一個殘差序列，記為e，并對該殘差序列利用ADF單位根檢驗檢驗其平穩(wěn)性，若該殘差序列不平穩(wěn)，則說明dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3以及dlnx4之間不存在協(xié)整關(guān)系；若該殘差序列平穩(wěn)，則說明dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3以及dlnx4之間存在協(xié)整關(guān)系。表3為殘差序列的ADF檢驗結(jié)果。

表3 殘差序列的ADF檢驗結(jié)果

根據(jù)表3中的結(jié)果顯示由協(xié)整回歸得到的關(guān)于變量dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3與dlnx4間的長期均衡方程所求得的殘差序列e是平穩(wěn)的，這說明上述變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

為了讓檢驗結(jié)果更加可靠，在利用Johansen檢驗對變量dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3與dlnx4進行進一步的協(xié)整檢驗，結(jié)果如下表4所示。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：在滯后期選擇上采用滯后二期進行Johansen檢驗。

根據(jù)表4，Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明無論是特征根跡檢驗還是最大特征值檢驗，在0.05的顯著性水平下，二者都包含一個協(xié)整關(guān)系。這再一次說明變量dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3與dlnx4之間確實存在協(xié)整關(guān)系。

然而VAR模型估計的可靠性與變量的平穩(wěn)性有很大的關(guān)系，如果變量是平穩(wěn)的時間序列，毫無疑問可以直接建立無約束的VAR模型，而現(xiàn)在選取的數(shù)據(jù)一階差分后并不平穩(wěn)，在此前提下又發(fā)現(xiàn)一階差分后的對數(shù)數(shù)據(jù)變量之間還存在協(xié)整關(guān)系，因此一開始想要構(gòu)建無約束的VAR模型在這種情況下便變得不可行，于是考慮向量誤差修正模型(ECM模型)。

3.2.3 ECM 模型估計及評價分析

建立ECM模型一般分為兩步[12]，分別為：

(1)建立長期關(guān)系模型：yt=C+Btxt+εt.t=1,2,…,T.

(2)建立短期動態(tài)方程，即誤差修正方程。將長期關(guān)系模型中各變量以一階差分形式重新加以構(gòu)造，并將長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入。數(shù)學(xué)表達式為：△yt=C+Bt△xt+αεt-1+εt，其中α被稱為誤差修正系數(shù)。

所以根據(jù)上述建立ECM模型的兩步過程，建立dlny、dlnx1、dlnx2、dlnx3與dlnx4間的ECM模型，得到的短期動態(tài)方程為：

ddlny=0.5146ddlnx1+0.0594ddlnx2-0.0566ddlnx3+0.0881ddlnx4-1.2793e(-1)

(2. 644 0) (0. 604 4) (-0. 889 6) (1. 341 4) (-4. 188 9)

R2=0.699995 D.W=1.8226.

從方程結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，D.W值說明模型中的變量不存在自相關(guān)，另外除變量ddlnx1之外，其余變量的t檢驗統(tǒng)計量均不顯著，說明模型可能存在比較嚴重的多重共線性，且根據(jù)R2的結(jié)果可以知道模型的擬合效果并不是很好，綜上說明線性組合的模型可能不能做到很好的修正，因此考慮回歸到對原始數(shù)據(jù)取對數(shù)后的數(shù)據(jù)上簡化模型，對其做三次多項式的回歸。

關(guān)于環(huán)境污染與人均GDP間關(guān)系的EKC庫茲涅茨曲線研究國際上常用兩種形式簡化模型，一個是二次多項式，一個是三次多項式。本文采用三次多項式簡化模型進行分析，模型基本表達式為：

lnXk=a+blny+c(lny)2+d(lny)3+uk

(2)

其中，lnXk為環(huán)境污染指標的對數(shù)，lny為新疆人均GDP 的對數(shù)，且在這個三次多項式的簡化模型中，有以下結(jié)論：

(1) 如果b>0，c>0且d=0，則EKC曲線呈倒U型；

(2) 如果b<0，c=0且d=0，則EKC曲線是一條遞減的直線；

(3) 如果b>0，c<0且d>0，則EKC曲線呈N型;

(4) 如果b<0，c>0且d<0，則EKC曲線呈倒N型。

利用上述簡化模型，分別對新疆廢水排放量x1，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量x2，二氧化硫排放量x3，煙塵排放量x4與新疆人均GDP的關(guān)系進行EKC曲線的刻畫與估計，估計結(jié)果的方程如下：

廢水排放量x1與人均GDP：

lnX1=150.54-47.62lny+5.03(lny)2-0.17(lny)3R2=0.95

(3)

工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量x2與人均GDP：

lnX2=-68.67+22.931lny-2.39(lny)2+0.09(lny)3R2=0.99

(4)

二氧化硫排放量x3與人均GDP：

lnX3=-50.61+10.70lny-0.53(lny)2+0.01(lny)3R2=0.89

(5)

煙塵排放量x4與人均GDP：

lnX4=95.89-27.26lny+2.60(lny)2-0.08(lny)3R2=0.86

(6)

圖3 環(huán)境污染指標與人均GDP間的三次多項式擬合曲線

注：圖中從左起始依次為廢水排放量x1，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量x2，二氧化硫排放量x3，煙塵排放量x4與新疆人均GDP間簡化模型下的三次多項式趨勢曲線。

那么根據(jù)簡化模型下得到的三次多項式方程，發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染4個指標與人均GDP間的模型擬合效果比較好。且據(jù)之前所述，可以知道廢水排放量EKC曲線以及煙塵排放量EKC曲線符合倒N型曲線存在的條件，但從圖3中的第一張圖及第四張圖可以看出倒N型曲線確實存在只是存在的不明顯；工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量EKC曲線以及二氧化硫排放量EKC曲線則符合呈N型曲線存在的條件，但圖示中第二張圖與第三張圖中N型曲線的存在并不明顯；產(chǎn)生這種結(jié)果可能與數(shù)據(jù)存在不平穩(wěn)性或者變量之間存在協(xié)整關(guān)系有關(guān)系。

4 結(jié)論

本文在給出EKC環(huán)境庫茲涅茨曲線的來源及其假說的基礎(chǔ)上，應(yīng)用新疆1997～2016年度反映環(huán)境污染水平的指標數(shù)據(jù)，通過探討VAR模型、ECM模型以及簡化模型下的三次多項式對研究新疆環(huán)境污染與經(jīng)濟增長間的關(guān)系的可行性，最后發(fā)現(xiàn)：

4.1 新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線假說并不成立，而是呈現(xiàn)出不明顯倒N型或N型曲線；

4.2 總體上，新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境污染水平隨著時間推移呈現(xiàn)出程度不同的相關(guān)關(guān)系，基本是正相關(guān)關(guān)系；

4.3 新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境污染間偶爾出現(xiàn)的負相關(guān)關(guān)系不足以說明新疆經(jīng)濟發(fā)展具有很高的水平而達到了環(huán)境庫茲涅茨曲線倒U型中的“拐點”；

綜上所述，描述新疆經(jīng)濟增長與環(huán)境污染間關(guān)系的EKC曲線呈現(xiàn)倒N型或N型，這表明新疆的環(huán)境污染是不會隨著經(jīng)濟增長而自動改善的，出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能在于新疆地理位置、環(huán)境資源等限制了當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展，偶爾出現(xiàn)在經(jīng)濟增長情況下環(huán)境污染也能得到遏制的情形很可能是相關(guān)政策的響應(yīng)或?qū)嵤?dǎo)致的，這也再次突出了在保證經(jīng)濟增長的同時制定行之有效的環(huán)境污染治理政策并實施的重要價值。

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