章恒全，韓若祎

（河海大學 商學院，南京 211100）

0 引言

改革開放以來，我國水環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展的矛盾日益突出。其中，工業(yè)廢水排放作為工業(yè)用水的附屬消耗產(chǎn)品，是廢水排放的重要來源[1]。根據(jù)2016年發(fā)布的《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十三個五年規(guī)劃綱要》，積極倡導落實最嚴格的水資源管理制度，同時將大力推進污染物總量減排放在重要位置，全面實施工業(yè)污染源達標排放計劃，并推進水功能區(qū)分區(qū)管理。因此，減少工業(yè)廢水排放，實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，是節(jié)水型社會建設的客觀要求。目前，國內(nèi)對于經(jīng)濟增長和環(huán)境污染的研究主要基于面板數(shù)據(jù)，從理論和實證方面分析二者間環(huán)境庫茲涅茨曲線的存在性及適用性，并對現(xiàn)有理論假設進行擴展研究[2，3]。計量方法的不同導致所得出的結論具有一定差異性，考慮到面板數(shù)據(jù)計量模型在分析截面數(shù)據(jù)以及時間序列數(shù)據(jù)上的優(yōu)勢[4]，本文基于八大經(jīng)濟區(qū)域數(shù)據(jù)研究工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長之間的關系，具有重大的現(xiàn)實意義。

1 模型構建與數(shù)據(jù)說明

1.1 模型構建

本文基于我國31個省八大經(jīng)濟區(qū)域1997—2015年相關數(shù)據(jù)，以工業(yè)廢水排放量和各省人均GDP為度量指標，運用一種非結構性方法來建立各變量間關系的VAR模型，研究我國各區(qū)域工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長之間的關系。本文結合我國實際情況，在具體考慮工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長的基礎上，建立面板VAR模型：

其中，Yit為i省（直轄市）t年的工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長構成的向量（以1997年為基準）；p為自回歸滯后階數(shù)；βj為各面板單位的協(xié)整系數(shù)矩陣；ait為各地區(qū)不同的固定效應；?it為隨機擾動項。

此外，本文將我國31個省按八大經(jīng)濟區(qū)域的分類方式進行分別研究，在驗證變量序列平穩(wěn)性后，通過協(xié)整分析和脈沖響應分析對我國各區(qū)域工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長之間的關系進行相關研究。脈沖響應和方差分解是VAR模型常用的分析方法，其中，脈沖響應函數(shù)描述一個內(nèi)生變量對誤差的反應，VAR預測方差分解法則能夠給出隨機信息的相對重要性[5]。

脈沖響應函數(shù)的數(shù)學定義如式（2）所示：

式中，q為沖擊向量，qk為來自第k個分量的沖擊，Ⅱt-1是t-1時刻的信息集，即歷史運行軌跡，n為沖擊響應時期數(shù)。

方差分解討論的一般是正交化殘差對預測的均方差MSE影響的比率，對于將來s期的預測誤差表示為[6]：

其中 Yt+s|t=E(Yt+n|Ⅱt-1)，所以：

正交分解后可得出每個變量在沖擊中貢獻的百分比，需注意的是，有必要排除干擾?t存在同期相關的情況。本文構建VAR模型，擬運用脈沖響應函數(shù)和方差分解來分析中國各區(qū)域工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長之間的相互作用和影響情況。

1.2 數(shù)據(jù)說明

本文中數(shù)據(jù)時間跨度為1997—2015年，現(xiàn)對變量選取情況、數(shù)據(jù)樣本來源及處理進行相關說明。（1）本文采用工業(yè)廢水排放量和各區(qū)域人均GDP為度量指標，并且為了剔除物價波動的影響，選擇1997年為基期，將各地區(qū)人均GDP進行折算[7]；（2）鑒于研究數(shù)據(jù)的準確性和可獲得性，及1997年前重慶市廢水排放數(shù)據(jù)合并于四川省中，本文選取我國31個省份數(shù)據(jù)分析（不含港澳臺），各年工業(yè)廢水排放數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》；地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》；（3）為消除異方差，本文各變量取對數(shù)化處理，按八大經(jīng)濟區(qū)域的分類方式分別考察。

2 實證分析

2.1 面板單位根檢驗

面板單位根檢驗，是指將面板數(shù)據(jù)中的變量各橫截面序列作為一個整體進行單位根檢驗，它作為經(jīng)濟實證研究的基礎，涉及到后續(xù)協(xié)整建模和誤差修正分析的過程[8]。

需要說明的是，面板數(shù)據(jù)有同質(zhì)型和異質(zhì)型之分，對于同質(zhì)型面板數(shù)據(jù)來說，假定零假設及備擇假設相同；而對于異質(zhì)型來說，其自回歸系數(shù)均不同。因此有兩類情況，一是假定所有面板單位包含相同單位根，典型檢驗如LLC檢驗 (2002)[9]、Breitung檢驗(2000)[10]、Hadri檢驗等；二是放寬條件，允許自回歸系數(shù)取值不同，如IPS檢驗(2003)[11]、ADF檢驗、PP-Fisher檢驗等。

綜合考慮后，本文在對變量工業(yè)廢水排放量（lnfs）和人均GDP（lngdp）序列采取面板單位根檢驗時，按上面兩類檢驗方式分別進行五項檢驗，得出：除了東北地區(qū)變量序列的水平值和一階差分值無法通過單位根檢驗，以及長江中游地區(qū)lngdp、lnfs序列原值通過單位根檢驗外，其余六大經(jīng)濟區(qū)人均GDP和工業(yè)廢水排放量序列的水平值均無法拒絕單位根的原假設，即原值序列不平穩(wěn)，檢驗無法通過。但在對相關數(shù)據(jù)進行一階差分處理后再次檢驗，剩余六大經(jīng)濟區(qū)各變量序列均平穩(wěn)，通過單位根檢驗。由于協(xié)整檢驗分析的前提要求變量同階單整，東北地區(qū)一階差分值不能滿足檢驗要求，因此予以剔除。

2.2 協(xié)整檢驗

本文對經(jīng)濟區(qū)變量數(shù)據(jù)進行分析，首先建立lngdp對lnfs序列數(shù)據(jù)回歸模型，然后對各截面方程進行殘差單位根檢驗，根據(jù)若可以顯著拒絕“所有截面回歸方程的殘差序列都有單位根”的原假設，則證明面板數(shù)據(jù)序列工業(yè)廢水排放和經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，分析發(fā)現(xiàn)，各截面殘差序列平穩(wěn)，不含單位根，即工業(yè)廢水排放和經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，由于步驟重復，這里不再贅述，由最后的檢驗結果可知，殘差序列平穩(wěn)，檢驗值小于1%顯著性水平下臨界值，因此判斷被檢驗的六大經(jīng)濟區(qū)的工業(yè)廢水排放和經(jīng)濟增長之間具有長期的均衡關系，可以建立面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型。本文VAR模型所有倒數(shù)根的模都小于1，即該模型穩(wěn)定，可以進行脈沖響應分析。此外，經(jīng)過各項判別標準相關參數(shù)計算，模型最優(yōu)滯后階數(shù)確立為3階。

2.3 面板誤差修正模型

在協(xié)整檢驗通過后，依據(jù)面板誤差修正模型可以進一步探討工業(yè)廢水排放和經(jīng)濟增長間的長期和短期動態(tài)關系（見表1）。

表1 面板誤差修正模型結果

由表1中VEC結果可見，北部沿海地區(qū)長期存在工業(yè)廢水排放到GDP的單向因果關系、短期存在工業(yè)廢水排放與GDP的雙向因果關系（時間調(diào)整期均為1年）；東部沿海地區(qū)長期存在GDP到工業(yè)廢水排放的單向因果關系、短期內(nèi)存在GDP到工業(yè)廢水排放的單向因果關系（時間調(diào)整期為3年）；南部沿海地區(qū)和黃河中游地區(qū)長期存在GDP到工業(yè)廢水排放的單向因果關系、短期存在GDP到工業(yè)廢水排放的單向因果關系（時間調(diào)整期為1年）；西南地區(qū)長期存在GDP到工業(yè)廢水排放的單向因果關系、短期存在GDP與工業(yè)廢水排放的雙向因果關系（時間調(diào)整期均為1年）；大西北地區(qū)長期存在工業(yè)廢水排放到GDP的單向因果關系、短期內(nèi)存在工業(yè)廢水排放到GDP的單向因果關系（時間調(diào)整期為2年）。此外，各經(jīng)濟區(qū)工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長正負相關性見下頁表2。

2.4 脈沖響應和方差分解

本文根據(jù)面板VAR模型，分析變量變化之間的相互影響關系，通過脈沖響應分析，觀察變量對于沖擊的響應情況。首先，從北部沿海地區(qū)經(jīng)濟增長對工業(yè)廢水排放一個單位沖擊的響應可知，LNGDP的當期反應值為負，然后逐步平穩(wěn)下降，到第7期后處于穩(wěn)定狀態(tài)，整個分析期內(nèi)LNFS對LNGDP的總體影響為負值，即工業(yè)廢水排放的變動對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展會產(chǎn)生負面效應，有一定抑制作用；從北部沿海地區(qū)工業(yè)廢水排放對經(jīng)濟增長一個單位沖擊的響應可知，LNFS的當期反應值為正，在第2期達到最高值后下降，直至第7期為0，后下降至第9期達到穩(wěn)定狀態(tài)，表明隨著區(qū)域經(jīng)濟增長，工業(yè)廢水排放有減小的趨勢，但短期經(jīng)濟增長會增加工業(yè)廢水排放量，這與前文協(xié)整分析及區(qū)域間比較分析的結果相吻合，同理可證其余地區(qū)結論基本與前文區(qū)域間分析相符。為了更加清楚地表明各區(qū)域經(jīng)濟增長和工業(yè)廢水排放量的相互影響程度，進行預測方差分解，分解結果見表3。

表2 面板數(shù)據(jù)模型估計

表3 預測方差分解結果

不考慮自身貢獻率為前提，由表3數(shù)據(jù)易知，各經(jīng)濟區(qū)域工業(yè)廢水排放量對人均GDP的貢獻率與人均GDP對工業(yè)廢水排放量的貢獻率都基本維持在0～30%之間，其中，工業(yè)廢水排放對經(jīng)濟增長影響程度從大到小排列依次為大西北地區(qū)、北部沿海地區(qū)、東部沿海地區(qū)、南部沿海地區(qū)、黃河中游地區(qū)、西南地區(qū)；經(jīng)濟增長對工業(yè)廢水排放影響程度從大到小排列依次為黃河中游地區(qū)、東部沿海地區(qū)、西南地區(qū)、南部沿海地區(qū)、北部沿海地區(qū)、大西北地區(qū)。

3 結論與建議

本文基于我國31個省八大經(jīng)濟區(qū)域1997—2015年相關數(shù)據(jù)，以工業(yè)廢水排放量和各省人均GDP為度量指標，運用VAR模型研究了我國各區(qū)域工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長之間的關系，得到以下結論和建議：

（1）北部沿海地區(qū)、東部沿海地區(qū)、南部沿海地區(qū)、黃河中游地區(qū)、西南地區(qū)、大西北地區(qū)的工業(yè)廢水排放和經(jīng)濟增長之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系。

（2）各大經(jīng)濟區(qū)內(nèi)經(jīng)濟增長與工業(yè)廢水排放之間的相互影響存在較為明顯的區(qū)域異質(zhì)性。其中，經(jīng)濟發(fā)展最為發(fā)達的東部沿海地區(qū)與南部沿海地區(qū)經(jīng)濟增長與工業(yè)廢水排放之間存在良性影響，隨著經(jīng)濟的逐步發(fā)展，工業(yè)廢水排放呈現(xiàn)下降的趨勢，有必要持續(xù)增加廢水治理的投入，使工業(yè)廢水排放量嚴格控制在限制標準范圍內(nèi)；北部沿海地區(qū)工業(yè)廢水排放量的增加能夠在一定程度上推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，但長期來看這種影響會逐步減弱直至得到抑制；黃河中游地區(qū)作為鋼鐵工業(yè)和有色金屬工業(yè)基地，經(jīng)濟增長帶來工業(yè)廢水排放量的增加，雖然這種影響也在緩慢減弱，但長期無法得到有效改善；西南地區(qū)是以旅游開發(fā)為重心的工業(yè)基地，人口流出性大，有效促進了工業(yè)廢水排放的下降，在工業(yè)節(jié)水方面具有很大的進步空間；大西北地區(qū)的工業(yè)廢水排放卻對經(jīng)濟增長具有顯著推動作用，短期內(nèi)通過廢水排放對經(jīng)濟產(chǎn)生正向促進效果，非長遠之計，必須因水制宜，逐步減緩工業(yè)廢水排放，改善水環(huán)境污染問題。

（3）工業(yè)廢水排放對經(jīng)濟增長的預測方差貢獻度比經(jīng)濟增長對工業(yè)廢水排放的預測方差貢獻度要小，這與當前社會發(fā)展現(xiàn)狀相符合。因此，在考慮經(jīng)濟增長的同時，也要重視水環(huán)境污染問題，減少并嚴格控制工業(yè)廢水排放，建立有效的水環(huán)境保護體系，開創(chuàng)雙贏局面。