黃 智

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 信息管理學(xué)院，南昌 330013）

我國從20世紀(jì)70年代末改革開放以來，經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了輝煌成就。21世紀(jì)以來，綠色發(fā)展理念逐漸深入人心，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)也慢慢被人們所熟知、認(rèn)可。生產(chǎn)商深知單純依靠傳統(tǒng)生產(chǎn)方法難以提高經(jīng)濟(jì)效益，他們?cè)诮档蜕a(chǎn)成本、提高產(chǎn)品質(zhì)量方面下功夫，在轉(zhuǎn)型升級(jí)方面謀發(fā)展。目前，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的產(chǎn)品低碳生產(chǎn)、節(jié)能環(huán)保以及提高不可再生資源利用率，顯得尤為重要。消費(fèi)者越來越關(guān)注綠色無公害產(chǎn)品，政府管理部門要求生產(chǎn)績效水平達(dá)到一定的高度，整個(gè)社會(huì)也在監(jiān)督生產(chǎn)者在追求自身利益最大化的同時(shí)，對(duì)生態(tài)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展所承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任。因此，對(duì)能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長之間動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展在我國實(shí)施還存在很多問題。一些生產(chǎn)企業(yè)在追求商業(yè)利益的同時(shí)并不重視和落實(shí)能源與環(huán)境管理，所以在我國實(shí)施綠色經(jīng)濟(jì)還需要政府的干預(yù)。國內(nèi)學(xué)者朱慶華、竇一杰分析了在不同策略下的綠色供應(yīng)鏈中政府與生產(chǎn)部門之間的進(jìn)化博弈模型，認(rèn)為開展綠色供應(yīng)鏈管理的成本和收益以及政府是否開展綠色經(jīng)濟(jì)管理，都將直接影響能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長之間的變化[1]。萬建香通過數(shù)理推導(dǎo)指出在有限的環(huán)境資源下，政府的財(cái)政預(yù)算支出具有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、保護(hù)環(huán)境、降低能源損耗的巨大作用[2]。曲英等重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)環(huán)境的壓力和動(dòng)力對(duì)于推動(dòng)綠色能源消費(fèi)的重要作用，對(duì)提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有著不可忽視的地位[3]。曾勝、黃登仕運(yùn)用DEA方法研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，發(fā)現(xiàn)能源效率的變化趨勢并進(jìn)一步測算出由能源消費(fèi)增量所帶來的GDP增量[4]。同樣，曾勝還考慮了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在比例關(guān)系，通過建立線性回歸模型，進(jìn)行能源效率評(píng)價(jià)，并且對(duì)我國在今后幾年的能源消費(fèi)做了較為詳細(xì)的估計(jì)預(yù)測[5]。對(duì)于污染排放與經(jīng)濟(jì)增長的具體關(guān)系，國外學(xué)者Grossman和Krueger在分析北美自由貿(mào)易協(xié)定（NAFTA）的環(huán)境效益時(shí)，提出了環(huán)境庫茲涅茲曲線（EKC）[6]，學(xué)者Bo Ma認(rèn)為可以從經(jīng)濟(jì)增長對(duì)環(huán)境污染的兩個(gè)方面來解釋EKC曲線的詳細(xì)含義：一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展意味著擴(kuò)大化再生產(chǎn)會(huì)產(chǎn)生更大規(guī)模的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和資源需求，因而會(huì)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)的規(guī)模效應(yīng)；另一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展又可以通過技術(shù)效應(yīng)（環(huán)保新技術(shù)的使用）和結(jié)構(gòu)效應(yīng)（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)和優(yōu)化）減少環(huán)境污染，改善環(huán)境質(zhì)量，從而共同決定了經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的倒U型曲線關(guān)系[7]。

通過對(duì)文獻(xiàn)的整理與分析可以發(fā)現(xiàn)，大部分學(xué)者只是考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)兩者之間的關(guān)系，并未對(duì)能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長三者之間的相互影響進(jìn)行定量研究。政府調(diào)控對(duì)企業(yè)采用綠色環(huán)保生產(chǎn)具有重要的作用，而采用綠色環(huán)保政策對(duì)整個(gè)社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也有促進(jìn)作用。本文對(duì)江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行實(shí)證分析，揭示能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長三者之間的聯(lián)系，為政府進(jìn)行宏觀調(diào)控、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展提供參考依據(jù)。

二、江蘇省能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀

江蘇省作為我國重要的沿海沿江省份，在改革開放40年后的今天，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)，江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各方面指標(biāo)值增長明顯。一方面，江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值由1978年末的249.24億元快速增長到2016年末的76086.17億元，地區(qū)GDP增長率在16%以上的年份有10年，平均年增長率為12.1%。特別是從2000年以來，江蘇省以占全國1.00%的土地面積和5.69%的常住人口，創(chuàng)造了占全國11.98%的GDP總量、28.33%的實(shí)際利用外商直接投資額、17.23%的進(jìn)出口貿(mào)易總額和12.12%的政府財(cái)政收入。

另一方面，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，江蘇省在取得豐碩成果的同時(shí)，仍然面臨著能源消耗極大和環(huán)境污染嚴(yán)重的雙重壓力。（1）在能源消費(fèi)層面，《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》與江蘇省統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)表明江蘇省能源消費(fèi)總量近15年來不斷擴(kuò)大。如果統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，2016年能源消費(fèi)量達(dá)到31053.89萬噸，比2003年的11060.68萬噸高出1.8倍，年平均增長率7.65%。其中，2016年的數(shù)據(jù)顯示江蘇省能源消費(fèi)損失量占可消費(fèi)總量的比例為2.17%，而在2010—2015年其比例依次為3.71%、3.59%、3.47%、3.14%、2.86%和2.68%，能源的利用率正在不斷提高，但綠色經(jīng)濟(jì)規(guī)劃下的資源、能源約束儼然已經(jīng)日趨強(qiáng)化，節(jié)約資源已成為江蘇省經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的必然舉措。（2）在環(huán)境保護(hù)層面，江蘇省2016年獲政府財(cái)政投資19464.48億元，其中用于對(duì)環(huán)境污染治理的投資總額達(dá)到1028.7億元，占地區(qū)生產(chǎn)總值的1.352%。2003年、2008年、2013年環(huán)境污染治理的投資金額占GDP比例分別為1.404%、1.278%、1.474%。表明環(huán)境污染治理投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例較為穩(wěn)定，但治污投資總額在不斷攀升，可見江蘇省經(jīng)濟(jì)在飛速發(fā)展的同時(shí)，環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)問題一直未得到有效解決，污染排放現(xiàn)象長期存在。2003—2016年江蘇省治污投資金額與地區(qū)生產(chǎn)總值的情況如圖1所示。

圖1 環(huán)境污染治理投資金額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重

圖1中的生態(tài)保護(hù)和環(huán)境治理產(chǎn)業(yè)投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值常年在1.3%上下徘徊，并且有穩(wěn)定在1.35%的趨勢。與國內(nèi)中西部省份相比，江蘇省經(jīng)濟(jì)在2008年的全球金融危機(jī)中受到的沖擊較為嚴(yán)重。從2009年開始環(huán)境污染治理投資受經(jīng)濟(jì)較為疲軟的影響有所減少，但從2012年開始全省經(jīng)濟(jì)迅速恢復(fù)增長態(tài)勢，政府對(duì)生態(tài)環(huán)境的治污排污投資得到保障。

三、變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取 2003—2016年江蘇省14年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，設(shè)定經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)與污染排放三個(gè)研究指標(biāo)。全部變量選取說明如表1所示。其中被解釋變量、能源解釋變量、環(huán)境解釋變量具體說明如下：

（1）被解釋變量：以江蘇全省各年的實(shí)際GDP總量（符號(hào)標(biāo)記為Rgdp，單位：億元）度量經(jīng)濟(jì)增長水平，是由歷年名義GDP除以按2003年為基年的價(jià)格變動(dòng)因素后換算為不變價(jià)計(jì)算的可比時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

（2）能源解釋變量：以一次能源消費(fèi)總量（符號(hào)標(biāo)記為E，單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）度量能源消費(fèi)水平。依據(jù)《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》給出的能源分類標(biāo)準(zhǔn)，選取一次能源（天然能源）消耗量,包括煤炭制品（煤炭和焦炭）、天然氣制品（純天然氣、石油伴生氣和凝析氣）以及石油制品（原油、汽油、柴油和燃料油）的全年消耗量。再根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局制定的能源計(jì)量單位換算規(guī)則將全部一次能源產(chǎn)品的單位統(tǒng)一到萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，并將其加總得到能源消耗總量。

（3）環(huán)境解釋變量：主要以工業(yè)、農(nóng)業(yè)與城鎮(zhèn)生活產(chǎn)生的廢水、廢氣和固體廢棄物（稱之為“三廢”）排放總量（符號(hào)標(biāo)記為：ER，單位：萬噸）度量污染排放水平。首先將二氧化硫排放量（工業(yè)、城鎮(zhèn)生活和集中式治理設(shè)施二氧化硫排放量）、氮氧化物排放量（工業(yè)、城鎮(zhèn)生活、機(jī)動(dòng)車和集中式治理設(shè)施氮氧化物排放量）、煙粉塵排放量（工業(yè)、城鎮(zhèn)生活、機(jī)動(dòng)車和集中式治理設(shè)施煙粉塵排放量之和）的單位換算到與廢水、廢棄物一致的萬噸，再將其加總得到廢氣排放總量。

表1 變量選取說明

各變量的數(shù)據(jù)來源分別是：1）經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的地區(qū)GDP變量通過江蘇省統(tǒng)計(jì)局所得；2）能源消費(fèi)指標(biāo)的一次能源消費(fèi)總量選自 《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》；3）污染排放指標(biāo)中的廢水排放總量、固體廢物產(chǎn)生總量源自《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，而二氧化硫、氮氧化物、煙粉塵排放總量來源于國家統(tǒng)計(jì)局。其中，用時(shí)間序列數(shù)據(jù)的趨勢模型推測2003—2010年國家統(tǒng)計(jì)局缺失的氮氧化物排放總量數(shù)據(jù)。江蘇省近14年的“三廢”排放量情況如圖2所示。

圖2 江蘇省2003—2016年“三廢”排放量情況

圖2中顯示的江蘇省歷年固體廢棄物產(chǎn)量有明顯增長現(xiàn)象，由2003年的3894萬噸增長到2016年的11649萬噸，在14年間整整增加了1.99倍。但是廢氣的排放量在經(jīng)歷了2005年的418.1萬噸波峰效應(yīng)后，整體呈現(xiàn)出一種減少的趨勢，其中2016年的197.2萬噸廢氣排放量僅為2003年的一半，說明在廢氣治理上江蘇省取得了顯著成績。廢水排放量隨著全省產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張，呈現(xiàn)出緩慢提高的趨勢。

四、實(shí)證分析

在建立矢量自回歸模型之前，必須對(duì)所有內(nèi)生變量的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在保證相互影響的變量是平穩(wěn)序列或同階單整序列的前提下，采用Johansen似然比檢驗(yàn)方法，判斷各變量是否滿足協(xié)整關(guān)系，并得到協(xié)整矢量估計(jì)值以建立協(xié)整方程。然后對(duì)模型的滯后階數(shù)進(jìn)行選擇，再利用Granger因果檢驗(yàn)判斷變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系以及因果關(guān)系的變動(dòng)方向，最后運(yùn)用VEC矢量誤差修正模型、IRF脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解，進(jìn)一步分析能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長的長期與短期動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

矢量自回歸模型是建立在平穩(wěn)序列基礎(chǔ)上的，為克服時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在偽回歸問題，本文對(duì)全部數(shù)據(jù)均進(jìn)行取對(duì)數(shù)化處理。所得到的對(duì)數(shù)序列不僅便于消除異方差現(xiàn)象，而且還會(huì)使原序列的變化趨勢更加線性化，本文分別用lnRgdp、lnE和lnER表示取對(duì)數(shù)后的最終研究變量。運(yùn)用Eviews軟件對(duì)各序列進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，對(duì)于存在的單位根序列，通過一階差分來消除單位根，擬得到平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從表2可以看出，lnRgdp、lnE和lnER的ADF絕對(duì)值均小于10%顯著性水平下的臨界值，且分別有99.92%、89.44%和88.79%的把握接受原假設(shè)，即各原始序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。于是將上述三個(gè)對(duì)數(shù)序列進(jìn)行一階差分處理，得到差分序列ΔlnRgdp、ΔlnE和ΔlnER，再對(duì)其進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示差分序列的ADF絕對(duì)值均大于5%顯著性水平下的臨界值，所有一階差分變量都拒絕原假設(shè)，即lnRgdp、lnE、lnER～I(xiàn)（1），因此原始的對(duì)數(shù)序列滿足協(xié)整檢驗(yàn)條件。

（二）滯后期數(shù)目選擇與Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在選擇滯后期數(shù)時(shí)，一方面要求滯后期數(shù)足夠大，使參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋力，以便能夠完整反映所構(gòu)造的動(dòng)態(tài)特征；另一方面，當(dāng)滯后期數(shù)越大時(shí)，不僅要求有足夠期數(shù)的滯后項(xiàng)，還要求有合理數(shù)目的自由度，以消除誤差項(xiàng)的相關(guān)序列。本文對(duì)于lnE、lnER與lnRgdp構(gòu)建的矢量自回歸模型，其滯后期數(shù)目的選擇如表3所示。

表2 序列l(wèi)nRgdp、lnE和lnER的ADF單位根檢驗(yàn)

表3 模型滯后期數(shù)目選擇

表4 模型Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)赤池信息規(guī)則與施瓦茨規(guī)則確定模型最優(yōu)滯后期數(shù)目，表3顯示矢量自回歸模型在滯后二階時(shí)FPE、AIC、SC和HQ統(tǒng)計(jì)量值均為最小，因此選擇VAR（2）。 由于差分變量ΔlnRgdp、ΔlnE與ΔlnER均為一階單整，在滿足穩(wěn)定性檢驗(yàn)后，仍要判斷變量之間的具體協(xié)整關(guān)系。本文采用Johansen似然比方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

由表4可知：對(duì)于不存在協(xié)整向量的原假設(shè)，跡檢驗(yàn)與最大特征值檢驗(yàn)下的變量間協(xié)整統(tǒng)計(jì)量值均大于各自臨界值且概率P值小于0.05，可以拒絕原假設(shè)，同時(shí)也表明至少存在1個(gè)協(xié)整向量；在至少存在1個(gè)協(xié)整向量的原假設(shè)下，各統(tǒng)計(jì)量都大于置信水平0.05下的臨界值且伴隨概率值仍遠(yuǎn)小于10%，此時(shí)也可以拒絕原假設(shè)，進(jìn)一步而言至少存在2個(gè)及以上的協(xié)整向量；對(duì)于至少存在2個(gè)協(xié)整向量的原假設(shè)，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)與最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值均為0.001114，其值小于5%顯著性水平下的標(biāo)準(zhǔn)值且伴隨的概率值為0.9797，應(yīng)該接受原假設(shè)，認(rèn)為變量lnRgdp、lnE與lnER間存在2個(gè)協(xié)整向量，即能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，以經(jīng)濟(jì)增長為被解釋變量的協(xié)整方程表述如下：

在式（1）中可以看到，能源消費(fèi)與污染排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長分別具有正向推動(dòng)與負(fù)向抑制的作用。具體表現(xiàn)為，若能源消費(fèi)每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長將上升0.7191%；若污染排放每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長將下降0.2557%。與此同時(shí)，能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響作用較污染排放也更為顯著。

（三）VAR模型估計(jì)

對(duì)江蘇省2003—2016年的能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長變量建立矢量自回歸模型，并進(jìn)行模型的參數(shù)估計(jì)，其VAR（2）估計(jì)結(jié)果如下：

其擬合優(yōu)度值為：

F統(tǒng)計(jì)量為：

VAR估計(jì)方程中的參數(shù)大部分在給定10%的顯著性水平上是顯著的，部分系數(shù)的估計(jì)結(jié)果不顯著，其原因是矢量自回歸方程中同一變量的二階滯后值存在多重共線性。但從整體而言，不論是以lnRgdp、lnE與lnER中的哪一個(gè)變量作為自變量的三個(gè)估計(jì)方程，擬合優(yōu)度值都是顯著的，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值也很高。對(duì)方程（2）的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖3所示。

圖3 模型中AR特征多項(xiàng)式逆根

圖3中VAR（2）模型含有的6個(gè)AR根倒數(shù)的模均位于單位圓內(nèi)，即特征根倒數(shù)的模小于1，說明模型是穩(wěn)定的，所估計(jì)的方程具備穩(wěn)定性。

（四）Granger因果檢驗(yàn)

由于江蘇省能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長三者之間存在長期的均衡關(guān)系，為了進(jìn)一步了解三者之間的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系，本文運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)矢量自回歸模型中l(wèi)nRgdp、lnE與lnER的具體因果關(guān)系，結(jié)果如表5所示。

由表5的Granger檢驗(yàn)結(jié)果可知，長期內(nèi)，VAR（2）模型中存在一組雙向和兩組單項(xiàng)格蘭杰因果關(guān)系：當(dāng)原假設(shè)為“l(fā)nRgdp不是lnE的格蘭杰原因”時(shí)，相應(yīng)的概率P值為0.0723，表明在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值是能源消耗的Granger原因。同樣，也可以得出江蘇省的能源消費(fèi)水平是GDP的Granger原因，表明經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)是雙向格蘭杰因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長能夠提高能源的消耗水平，同時(shí)能源消費(fèi)量也會(huì)隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展而增加。環(huán)境的污染排放量與經(jīng)濟(jì)增長水平之間存在單項(xiàng)格蘭杰關(guān)系，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，環(huán)境污染也越來越嚴(yán)重。能源消費(fèi)與污染排放之間也是屬于單項(xiàng)格蘭杰因果關(guān)系，當(dāng)能源消耗量增加時(shí)，生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大化也加劇了對(duì)環(huán)境的污染排放。

表5 模型滯后期數(shù)目選擇

（五）IRF脈沖響應(yīng)分析

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)Granger因果檢驗(yàn)已經(jīng)證實(shí)江蘇省能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，并且具有因果關(guān)系。本文進(jìn)一步運(yùn)用IRF脈沖響應(yīng)分析來反映三者間關(guān)系的強(qiáng)弱程度，以及描述內(nèi)生變量整體的動(dòng)態(tài)互動(dòng)影響過程。IRF圖形描述的是矢量自回歸模型中一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響。隨著時(shí)間的推移，觀察模型的各個(gè)內(nèi)生變量對(duì)于沖擊是如何反應(yīng)的[8]。模型的IRF圖分別如圖4、5、6所示，圖中實(shí)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)的沖擊趨勢值，上下兩邊的虛線代表兩倍標(biāo)準(zhǔn)差置信區(qū)間，在VAR模型中將響應(yīng)函數(shù)的觀察期數(shù)設(shè)置為14期（圖中橫軸表示IRF的觀察期數(shù)，縱軸表示沖擊變量對(duì)解釋變量的響應(yīng)程度）。

由圖4（a）可知，當(dāng)?shù)?期給能源消費(fèi)一個(gè)單位的正向沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)并沒有立即形成影響，第1期的沖擊為零，但從第2期開始經(jīng)濟(jì)增長Rgdp開始上升并在第3期達(dá)到峰值0.0016，隨后沖擊作用開始下降，直到第5期后保持穩(wěn)定在0.0081，最終并未收斂于零。表明在長期內(nèi)江蘇省的能源消費(fèi)，能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長起到顯著促進(jìn)作用，并且能夠得到均衡的動(dòng)態(tài)關(guān)系。進(jìn)一步觀察追蹤期內(nèi)的能源消耗變化率對(duì)江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值增長率的積累沖擊效應(yīng)，得到在前4期、前7期的積累效應(yīng)影響分別為0.0025、0.0052。這說明，當(dāng)期能源消費(fèi)增長率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長率分別在前4期、前7期累積提升0.0025與0.0052個(gè)百分點(diǎn)。由圖4（b）可知，當(dāng)?shù)?期給污染排放一個(gè)單位的正向沖擊后，在第2至4期經(jīng)濟(jì)增長有輕微的影響，此后沖擊力度逐漸減弱，并在第5期降為零，隨后趨于穩(wěn)定收斂，其中在第3至4期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)向反應(yīng)。說明前期對(duì)污染治理的不斷投入導(dǎo)致最終產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)發(fā)展的停滯效應(yīng)，雖然污染排放問題通過經(jīng)濟(jì)增長的“反哺”能夠得到一定的遏制，但是在長期內(nèi)環(huán)境污染并不能夠?qū)Φ貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生有利影響，其經(jīng)濟(jì)的最終效益也將收斂于零。在污染排放不斷持續(xù)的具體影響過程中，甚至?xí)霈F(xiàn)經(jīng)濟(jì)輕微負(fù)增長的情況。

圖4 經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源消費(fèi)和污染排放沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖5 能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和污染排放沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)

由圖5（a）可知，當(dāng)?shù)?期給經(jīng)濟(jì)增長一個(gè)單位的正向沖擊后，本期能源消費(fèi)就有顯著的正向反應(yīng)，并且這種正向反應(yīng)在未來時(shí)期內(nèi)出現(xiàn)波浪式跳動(dòng)的變化。這種變化在第1至5期時(shí)能源消費(fèi)的正向影響十分明顯，第2期時(shí)達(dá)到被沖擊響應(yīng)最高值0.0108，而后從第6期開始緩慢下降，最終趨于平穩(wěn)態(tài)勢。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因在于，一次能源使用效率在短期內(nèi)難以有效提高地區(qū)生產(chǎn)總值，只能依靠直接消耗大量能源的方式來推動(dòng)地區(qū)生產(chǎn)總值的提升，但是隨著產(chǎn)業(yè)規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大與生產(chǎn)技術(shù)不斷成熟，在長期內(nèi)一次能源的使用效率會(huì)得到大幅度提高，從而減少了能源的直接消費(fèi)量。由圖5（b）可知，當(dāng)?shù)?期給污染排放一個(gè)單位的正向沖擊后，前6期內(nèi)主要對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生了負(fù)向影響，并且能夠較為穩(wěn)定地維持這種能源抑制效應(yīng)。進(jìn)一步觀察追蹤期內(nèi)的污染排放變化對(duì)能源消耗情況的積累沖擊效應(yīng)，得到從前3期開始的積累效應(yīng)影響為-0.0032，并且最終穩(wěn)定在-0.0051。這說明污染排放在短期內(nèi)對(duì)能源的影響比較大，隨著污染排放的持續(xù)，經(jīng)濟(jì)增長受到負(fù)面沖擊，從而間接抑制了能源消費(fèi)的需求量。

由圖6（a）可知，當(dāng)?shù)?期給經(jīng)濟(jì)增長一個(gè)單位的正向沖擊后，產(chǎn)生的時(shí)滯比較短，在第2期污染排放就收到了觀察期內(nèi)最大的正向反應(yīng)值0.0078，隨之在第5期出現(xiàn)僅有的一次負(fù)值效應(yīng)后，正向反應(yīng)得到恢復(fù)并在第7期形成了一個(gè)新的峰值0.0024，之后沖擊響應(yīng)緩慢減弱并接近于零，總體而言在短期內(nèi)的積累效應(yīng)較上期而言比較大，在前3期累積的效應(yīng)影響就達(dá)到0.0117，占到整個(gè)14期總和積累值的73.42%。說明在經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展時(shí)，短期內(nèi)因?yàn)樾枰罅肯哪茉炊鴮?dǎo)致污染排放加大、環(huán)境惡化加劇，但是隨著時(shí)間的向后推移，未來的能源使用效率會(huì)得到提升，進(jìn)而降低了一次能源的直接消費(fèi)量，污染排放程度反而伴隨著經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展而逐步減小。由圖6（b）可知，當(dāng)?shù)?期給能源消費(fèi)一個(gè)單位的正向沖擊后，對(duì)污染排放變化率的脈沖響應(yīng)模式存在著不同的狀況，不僅體現(xiàn)在脈沖響應(yīng)的時(shí)間軌跡上，也體現(xiàn)在響應(yīng)力度上，但是IRF響應(yīng)周期上大致是相同的。主要表現(xiàn)為，前7期污染排放處于波動(dòng)階段，期間正負(fù)響應(yīng)交替出現(xiàn)，直到第8期才開始趨于穩(wěn)定的收斂態(tài)勢。說明在能源使用效率得到提升的同時(shí)，污染排放會(huì)隨著能源消費(fèi)量的增加而出現(xiàn)先期波動(dòng)進(jìn)而長期內(nèi)不斷減小的趨勢。

圖6 污染排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)

（六）方差分解

方差分解是通過將VAR模型變量的方差分解到各個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)上，其提供的是關(guān)于每個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)因素影響模型內(nèi)全部變量的相對(duì)程度。根據(jù)計(jì)算出的貢獻(xiàn)度，從而判斷在矢量自回歸模型中各個(gè)內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。本文對(duì)VAR（2）模型中的lnRgdp、lnE與lnER變量進(jìn)行方差分解，由于方差分解結(jié)果在第7期后基本處于穩(wěn)定狀況，因此圖形只選取前10期的方差分解結(jié)果。具體方法選擇Cholesky正交化處理，以消除殘差項(xiàng)批次間可能存在的序列相關(guān)性，結(jié)果見圖7、8、9（圖中橫軸表示方差分解的觀察期數(shù)，縱軸表示各個(gè)內(nèi)生變量受響應(yīng)時(shí)所占解釋的百分比）。

由圖7可知，在lnRgdp的方差分解中，可以看出能源消費(fèi)與污染排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度。經(jīng)濟(jì)增長對(duì)自身的響應(yīng)解釋率一直占據(jù)著絕大部分，在滯后3期時(shí)，能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度有顯著上升。隨后各變量的方差解釋權(quán)重已基本穩(wěn)定，其中地區(qū)生產(chǎn)總值的75.6%沖擊由經(jīng)濟(jì)增長變量自身解釋，21.3%由能源消費(fèi)水平解釋，剩余的3.1%由污染排放水平解釋，且該值從首期開始處于不斷加大的變化趨勢。說明短期內(nèi)能源消費(fèi)量對(duì)江蘇省經(jīng)濟(jì)增長起到了有效的推動(dòng)作用，并且環(huán)境污染對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用極其微弱。但是從長期來看，污染排放的解釋力度正在緩慢加強(qiáng)，地方政府在控制能源消耗的同時(shí)，也需要關(guān)注環(huán)境污染給經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來的危害。

圖7 經(jīng)濟(jì)增長lnRgdp的方差分解

圖8 能源消費(fèi)lnE的方差分解

由圖8可知，在lnE的方差分解中，可以看出經(jīng)濟(jì)增長與污染排放對(duì)能源消費(fèi)的影響程度。能源消費(fèi)對(duì)自身的響應(yīng)解釋率在第2期由92.8%驟降為66.9%，隨后各期保持占有60%貢獻(xiàn)度的穩(wěn)定趨勢。就最終結(jié)果而言，能源消費(fèi)響應(yīng)程度的32.2%沖擊由經(jīng)濟(jì)增長變量解釋，61.3%由能源消費(fèi)水平自身解釋，剩余的6.5%由污染排放水平解釋，且該值從首期開始一直處于停滯狀態(tài)。這表明，一方面隨著經(jīng)濟(jì)水平的不斷提升，能源消耗量在相當(dāng)長的時(shí)間內(nèi)將會(huì)不斷增加；另一方面，環(huán)境污染對(duì)能源消耗的貢獻(xiàn)度不足，結(jié)合圖7已經(jīng)證實(shí)污染排放將會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生長期的抑制效應(yīng)，因此能源消費(fèi)量更多的是在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展后間接地受環(huán)境污染的抑制，并且具有一定的滯后性。

由圖9可知，在lnER的方差分解中，可以看出經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)對(duì)污染排放的影響程度。在方差分解前3個(gè)觀察期內(nèi)，污染排放對(duì)自身的響應(yīng)解釋率與能源消費(fèi)解釋度在形態(tài)上呈現(xiàn)交替現(xiàn)象，從第4期開始兩者對(duì)環(huán)境污染的解釋值開始穩(wěn)定下來，并且所占比例差別不大，具體情況分別是44.2%沖擊由能源消費(fèi)水平變量解釋，46.7%由污染排放水平自身解釋，剩余的9.1%由經(jīng)濟(jì)增長變量解釋。這表明了能源消費(fèi)量波動(dòng)對(duì)污染排放的效應(yīng)要顯著大于經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)對(duì)污染排放的效應(yīng)。

圖9 污染排放lnER的方差分解

五、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文利用江蘇省2003年以來的14年時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立矢量自回歸模型，對(duì)能源、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。一方面，江蘇省經(jīng)濟(jì)在長期發(fā)展過程中，能源消費(fèi)、污染排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著長期的均衡關(guān)系。能源消費(fèi)量的增加并不意味著經(jīng)濟(jì)的增長。目前我國經(jīng)濟(jì)的增長率已經(jīng)開始降至7%以下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)新常態(tài)，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)若要保持快速增長，那么難度可想而知。另一方面，在Granger因果關(guān)系中，經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)都是污染排放的Granger因果關(guān)系，而污染排放卻不是經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)的Granger因果關(guān)系，但是能源消費(fèi)卻成為環(huán)境污染的因果關(guān)系。由此可以認(rèn)為江蘇省能源消費(fèi)增加的原因并不是單純意義上的經(jīng)濟(jì)增長，而是政府政策引導(dǎo)與實(shí)施的結(jié)果。政府政策導(dǎo)向可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)對(duì)能源消耗的需求。

江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴能源消費(fèi)的投入，能源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的響應(yīng)解釋率遠(yuǎn)大于其自身的影響。由于絕大部分能源為不可再生資源，長期依賴這樣的能源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是不利的。與此同時(shí)，資源與環(huán)境日益被人們重視，對(duì)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品以及最終產(chǎn)品的要求也越來越高，不管從國家、社會(huì)還是個(gè)人層面來說，不可再生能源的開發(fā)已經(jīng)不可持續(xù)。

（二）政策建議

通過對(duì)江蘇省能源、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證分析，結(jié)合黨的十九大報(bào)告關(guān)于我國加快生態(tài)文明體制改革、建設(shè)美麗中國的要求，提出如下建議：

1.調(diào)整我國現(xiàn)有的能源消耗結(jié)構(gòu)體系，大力開發(fā)可再生資源，改善我國的自然環(huán)境。發(fā)展綠色管理模式已經(jīng)成為全世界的共識(shí)，綠色經(jīng)濟(jì)將成為中國的經(jīng)濟(jì)主體，這與我們國家“十三五”規(guī)劃的宗旨不謀而合。從2003—2010年間，江蘇省煤炭的消費(fèi)量占到了能源消耗總量的四成以上，而一噸煤炭會(huì)產(chǎn)生相當(dāng)于3倍的二氧化碳和二氧化硫等有害氣體，這對(duì)于環(huán)境是一種難以逆轉(zhuǎn)的危害。在能源消耗中，煤炭對(duì)大氣的污染是最嚴(yán)重的，應(yīng)該考慮提高煤炭利用率，并積極開發(fā)太陽能等其他清潔能源作為我國未來發(fā)展的主要能源。

2.提高我國人力資本的投入。中國經(jīng)濟(jì)未來的可持續(xù)發(fā)展要依賴人才的培養(yǎng)，提高教育資本的投入金額，提高不發(fā)達(dá)地區(qū)學(xué)生的受教育年限。依靠新技術(shù)和高科技的進(jìn)步，降低社會(huì)生產(chǎn)的投入成本，加大低碳生產(chǎn)的開發(fā)和推廣力度，提高經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的層次。

3.加大低碳生產(chǎn)的補(bǔ)貼支出，以促進(jìn)低碳生產(chǎn)企業(yè)的積極性。政府宏觀調(diào)控對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長具有重要的促進(jìn)作用。同時(shí)，政府也應(yīng)該注重財(cái)政扶持與環(huán)境政策執(zhí)行相互配合，提高補(bǔ)貼支出的環(huán)境績效水平，讓環(huán)境保護(hù)切實(shí)有利于經(jīng)濟(jì)增長、污染減排和低能源消耗。政府對(duì)低碳生產(chǎn)的補(bǔ)貼鼓勵(lì)，對(duì)于環(huán)境保護(hù)與資源節(jié)約的實(shí)現(xiàn)具有重大作用，也是樹立綠色發(fā)展理念、落實(shí)綠色發(fā)展的重要舉措。

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