(新疆財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院 新疆 烏魯木齊 830012)

一、引言

隨著社會的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高，人民的生產(chǎn)模式由傳統(tǒng)的手工業(yè)向工業(yè)再向綠色工業(yè)轉(zhuǎn)變，同時伴隨著能源的消耗以及環(huán)境的破壞，環(huán)境質(zhì)量變化的同時也將對經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成影響，對企業(yè)的生產(chǎn)成本，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，能源資源消耗、投資成本等經(jīng)濟(jì)活動起到消極影響，從而影響經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展，因此人們也越來越關(guān)注經(jīng)濟(jì)與生態(tài)環(huán)境之間的和諧發(fā)展。

目前，已有學(xué)者提出了環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的“倒U”型曲線[1]，隨著研究的發(fā)展，描述經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間關(guān)系的環(huán)境庫茲涅茨曲線也受到廣大研究人員的廣泛應(yīng)用[2]。目前，我國國內(nèi)用EKC(環(huán)境庫茲涅茨曲線)的也有很多，秦雪以我國海洋經(jīng)濟(jì)為研究對象，表明我國的海洋經(jīng)濟(jì)不完全符合EKC曲線的“倒U”型曲線，部分海域呈現(xiàn)“N型”，“倒N”型等形式[3]。宋建林利用EKC對京津冀地區(qū)的經(jīng)濟(jì)與環(huán)境進(jìn)行分析，研究表明不符合“倒U”型的EKC曲線，得出我國要改善企業(yè)結(jié)構(gòu)，提高技術(shù)水平，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的和諧發(fā)展[4]。在以上研究基礎(chǔ)上，選取1990-2017年28年內(nèi)新疆經(jīng)濟(jì)與描述生態(tài)環(huán)境的污染物排放變量，構(gòu)建時間序列的VAR模型并進(jìn)行實(shí)證研究，對新疆的經(jīng)濟(jì)及生態(tài)環(huán)境的和諧發(fā)展提出較合理的意見。

二、新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染的現(xiàn)狀分析

隨著新疆經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，截止到2017年，疆內(nèi)人均GDP已經(jīng)上升到44941元每人，但隨著經(jīng)濟(jì)的不斷進(jìn)步，各種環(huán)境污染物的排放也呈現(xiàn)上升趨勢。如圖1，我們可以看到，從1990年至2017年，廢水排放、廢氣排放以及固體廢物的排放量整體呈現(xiàn)一種上升的狀態(tài)，工業(yè)廢水以及固體廢物的排放從2013年起有下降的趨勢，工業(yè)廢氣的排放量也從2014年22846.46億標(biāo)平方米的高值開始減小，這也表明我國的一些對于環(huán)境治理的政策取得了一些成果。從總體趨勢上看，三廢的排放量與經(jīng)濟(jì)水平的走勢大致趨向于一致。

圖1 新疆人均GDP與“三廢”排放指標(biāo)

三、指標(biāo)選取及模型建立

(一)數(shù)據(jù)及指標(biāo)的選取

選取1990至2017年的新疆人均居民收入作為描述新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，以新疆省工業(yè)廢氣排放量、廢水排放量以及工業(yè)固體廢物排放量為環(huán)境污染情況的描述指標(biāo)。為了時間序列的平穩(wěn)性，消除可能出現(xiàn)的異方差，我們需要對指標(biāo)進(jìn)行對數(shù)化處理，用LNAGDP表示人均居民收入，用LNGAS，LNWAT及LNSOL分別代表廢氣、廢水、固體廢物的排放量的變量。以上數(shù)據(jù)來自于《新疆統(tǒng)計年鑒》及《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

(二)研究方法

1.VAR模型

向量自回歸模型由西姆斯(Sims)提出，用于預(yù)測和分析隨機(jī)擾動項對系統(tǒng)的沖擊，模型將所有的內(nèi)生變量作為整體變量的滯后項來構(gòu)造模型，模型表達(dá)可以寫出如下形式：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+B0X1+…+BqXt-q+εt

其中，Yt為k維內(nèi)生變量，Ai表示的是一個維度為k×k的待估參數(shù)i的矩陣，Xt-r為外生變量或滯后的外生變量，p為最大的內(nèi)生變量滯后階數(shù)，r為外生滯后階數(shù)。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是對回歸方程的殘差進(jìn)行ADF檢驗，如果殘差是平穩(wěn)的，則方程的兩個變量間存在協(xié)整關(guān)系。

假設(shè)有兩個序列x1t和x2t滿足下列條件:

(1)序列x1t、x2t是c階單整的，即xit～I(xiàn)(c),i=1,2。

(2)存在a=(a1,a2)為非零向量，使得a1x1t+a2x2t～I(xiàn)(c-b)，其中 0 < b < c，則稱這兩個序列滿足(c，b)階協(xié)整的條件，且稱向量a=(a1,a2)是協(xié)整向量。

Johanson 協(xié)整檢驗允許多個協(xié)整關(guān)系的存在，用法較為廣泛。有兩種Johanson 檢驗：基于跡(trace)或者基于特征值(Eigen value)?；静襟E為：先對變量進(jìn)行ADF檢驗，確保單整水平至少為I(1)，然后選擇最優(yōu)的滯后期數(shù)，再根據(jù)系統(tǒng)確定的情況(如是否包含截距項、斜率項等)來確定協(xié)整向量的數(shù)目。

四、實(shí)證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

在建立向量自回歸模型之前，我們要保持?jǐn)?shù)據(jù)的平穩(wěn)性，因此對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，本文使用的是ADF檢驗。從表1中可以看出，取對數(shù)后的LNAGDP、LNGAS、LNWAT及LNSOL的在5%的顯著性水平下的ADF值均大于臨界值，故各原始變量的平穩(wěn)性都處于非平穩(wěn)狀態(tài)，對各變量分別進(jìn)行一階差分并作ADF檢驗，結(jié)果顯示各一階差分后的變量在5%的水平下呈現(xiàn)平穩(wěn)狀態(tài)。

表1 ADF檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性結(jié)果

(二)Johanson 檢驗

由于所有的原始變量都只含有一個單位根，故我們需要進(jìn)一步的考察變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。本文用Johanson 檢驗來檢驗變量序列，由于對于協(xié)整分析來說，滯后期的長度的選擇起到了至關(guān)重要的作用，因此我們要先確認(rèn)VAR模型的滯后階數(shù)，通過LR似然比檢驗、FPE最終預(yù)測誤差、AIC信息準(zhǔn)則等來選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。由表2可知，帶*號的參數(shù)值為最小值，故要選擇*號最多的滯后階數(shù)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展(LNAGDP)與廢氣排放(LNGAS)的滯后階數(shù)為1，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與廢水排放量(LNWAT)的滯后階數(shù)應(yīng)該為2，經(jīng)濟(jì)變量與廢氣排放(LNSOL)的滯后階數(shù)應(yīng)該選擇為2階。

表2 VAR滯后階數(shù)的選擇

由于三個VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)都已經(jīng)確認(rèn)，我們就可以運(yùn)用Johanson 檢驗來分別檢驗人均GDP與工業(yè)廢氣排放量、人均GDP與工業(yè)廢水排放量以及人均GDP與工業(yè)固體廢物排放量的三個VAR模型之間的協(xié)整關(guān)系。由于3個模型在5%的顯著性水平下，都拒絕了沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而并沒有拒絕至多一個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，故說明人均GDP與工業(yè)廢氣排放量、人均GDP與工業(yè)廢水排放量以及人均GDP與工業(yè)固體廢物排放量的三個VAR模型之間均存在長期的均衡關(guān)系。

表3 Johanson檢驗結(jié)果

(三)VAR模型的穩(wěn)定性檢驗

建立各個變量綜合的VAR模型，利用AR根進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，如圖2所示，所有的特征根都落在單位圓內(nèi)，說明VAR模型是穩(wěn)定的，且模型有效，下一步我們就可以分析新疆人均GDP與各個環(huán)境污染指標(biāo)間的脈沖響應(yīng)圖。

圖2 AR根

(四)脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)是說某個變量的隨機(jī)誤差的沖擊對所有內(nèi)生變量當(dāng)前以及未來的各個時期的影響，橫軸代表著沖擊發(fā)生響應(yīng)的時期，縱軸代表的是對選取變量的沖擊的反應(yīng)程度，以下圖3是新疆人均GDP與工業(yè)廢氣污染變量、工業(yè)廢水污染變量、工業(yè)固體廢物污染變量兩兩之間的沖擊響應(yīng)情況。

從圖3可以看出，工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)廢水排放量以及工業(yè)固體變量對新疆人均GDP呈現(xiàn)一個拖尾的趨勢。人均生產(chǎn)總值給自身一個脈沖響應(yīng)，并且達(dá)到最值0.06左右，隨后沖擊力度逐漸減弱，直到第五期之后慢慢與零值接近。廢氣污染物給自身一個負(fù)向沖擊，在第一期零值之后逐漸減弱，在第二期達(dá)到最值-0.02左右，隨后開始緩慢增大，到第五期時已經(jīng)與零值接近，后面幾起與零值重合。廢水污染給自身一個沖擊之后，會發(fā)現(xiàn)沖擊在第一期達(dá)到最值0.1以上，在第二期也達(dá)到了最值-0.08左右，在第一期到第八期開始大幅度波動，逐漸逐漸減弱，到第九期逐漸與零值重合。固體物污染第一期零值開始沖擊逐漸增大，到第二期達(dá)到最值0.07左右，隨后沖擊逐漸減弱，在第六期往后逐漸趨于零值。廢氣污染給人均生產(chǎn)總值一個沖擊之后，在第一期達(dá)到最值0.04，隨后開始減弱，到第八期之后逐漸與零值重合。固體污染物給人均生產(chǎn)總值一個沖擊之后，在第二期達(dá)到最值0.02，第一期到第二期沖擊力度增加，第二期到第八期沖擊力度剛開始大幅度下降，隨后逐漸減弱，在第八期之后趨于零值。廢水排放污染對人均生產(chǎn)總值一個沖擊之后，在第一期0.04左右上升到第二期的0.07左右，隨后沖擊力度大幅度減弱到第三期0.01左右，隨后開始增加沖擊力度，但是在第五期沖擊力度為零，第六期上升，第七期下降到零；第一期到第九期之間沖擊力度來回波動，剛開始大幅度波動，后面波動逐漸減弱，第七期至第九期波動慢慢平緩，第十期基本與零值重合。綜上所述，廢氣、廢水、固體廢物的排放對經(jīng)濟(jì)增長后期有一定的影響，但相對短期來說影響較弱，相對而言這三個解釋變量中工業(yè)廢水對GDP的未來影響要多一些，廢氣污染、廢水污染及工業(yè)廢物污染對人均GDP短期時間內(nèi)都存在正向影響，增加這三個變量會給經(jīng)濟(jì)帶來一定的增加。同時，目前新疆的生產(chǎn)模式廢氣排放、廢水排放、固體廢物排放的增加對經(jīng)濟(jì)將保持長期均衡關(guān)系。

五、結(jié)論

通過以上的模型分析我們可以得到如下結(jié)果：

目前新疆的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)模式還存在一些問題，屬于較為傳統(tǒng)的工業(yè)型發(fā)展經(jīng)濟(jì)，傳統(tǒng)的高消耗、高污染的經(jīng)濟(jì)增長模式已經(jīng)無法可持續(xù)地支持人類對資源和環(huán)境的不斷消費(fèi)，經(jīng)濟(jì)增長的同時必定帶來大量環(huán)境的污染，并不符合國際上較為常見的“倒U”型環(huán)境——經(jīng)濟(jì)發(fā)展曲線。由脈沖響應(yīng)圖來看，我們可以發(fā)現(xiàn)，工業(yè)廢氣污染物排放量、工業(yè)廢水污染物的排放量以及工業(yè)固體廢物的排放量的增加在短期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)的影響較弱，但隨著時間的推移會引起經(jīng)濟(jì)的同等方向的變動并在長期內(nèi)處于均衡狀態(tài)。一個地區(qū)要想進(jìn)行長期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，必須要實(shí)現(xiàn)實(shí)現(xiàn)綠色生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)調(diào)雙贏的局面，因此，對于新疆目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，要想實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的綠色協(xié)調(diào)發(fā)展，還需要對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化，增大科技創(chuàng)新力度，節(jié)能減排，建立綠色生態(tài)與循環(huán)經(jīng)濟(jì)的工業(yè)發(fā)展模式，實(shí)現(xiàn)科技含量高、污染排放少、經(jīng)濟(jì)效益高的新型生產(chǎn)方式。