陳芷楦

摘要：基于環(huán)境庫茲涅茨理論，運用2001-2018年福建省數(shù)據(jù)，構建三大多元回歸模型，對福建省經(jīng)濟增長與工業(yè)環(huán)境污染間關系進行環(huán)境庫茲涅茨曲線檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：工業(yè)固廢排放及工業(yè)廢氣排放與經(jīng)濟增長均呈倒U形關系，工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長間環(huán)境庫茲涅茨曲線關系較不顯著;產(chǎn)業(yè)結構和技術進步加快福建省環(huán)境庫茲涅茨曲線倒U形拐點來臨。提出福建省應加快產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè);注重技術進步及科技創(chuàng)新，完善人才引進政策。

關鍵詞：經(jīng)濟增長;工業(yè)環(huán)境污染;環(huán)境庫茲涅茨曲線

中圖分類號：F2文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2022.01.004

1模型構建

1.1變量設定及說明

1.1.1被解釋變量

（1）固體廢物排放量（SW，萬噸）。該指標反映工業(yè)生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的廢渣數(shù)量，過多的固廢排放導致廢渣資源的浪費及能源的過度消耗。

（2）廢氣排放量（WG，億標立方米）。該指標反映工業(yè)生產(chǎn)過程中二氧化硫、氮氧化物及粉塵排放量，廢氣排放也將對省域空氣質量產(chǎn)生影響。

（3）廢水排放量（WW，萬噸）。該指標反映工業(yè)生產(chǎn)過程的廢水排放量，并對省域水源質量及居民生活用水產(chǎn)生影響。

1.1.2核心解釋變量

經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP，億元）。該指標是考察經(jīng)濟增長的重要變量。EKC曲線理論強調，經(jīng)濟增長初期，環(huán)境污染與GDP增長呈同向變化關系;經(jīng)濟發(fā)展水平經(jīng)過庫茲涅茨拐點后，環(huán)境質量將隨著經(jīng)濟增長得到改善。

1.1.3控制變量

（1）產(chǎn)業(yè)結構（IS，%）。產(chǎn)業(yè)結構與環(huán)境質量密切相關。隨著經(jīng)濟發(fā)展，一國主導產(chǎn)業(yè)將由第一產(chǎn)業(yè)轉向第二產(chǎn)業(yè);隨著經(jīng)濟水平進一步提高，主導產(chǎn)業(yè)將由第二產(chǎn)業(yè)轉向第三產(chǎn)業(yè)。當產(chǎn)業(yè)結構處于第一產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢地位向第二產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢地位的轉型期時，環(huán)境質量將趨于惡化;當產(chǎn)業(yè)結構繼續(xù)向第三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢地位轉型時環(huán)境質量將趨于優(yōu)化。而產(chǎn)業(yè)結構的演變又以產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的變化為基準，所以本文以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重度量產(chǎn)業(yè)結構變化。

（2）技術進步（TP，件）。技術進步對環(huán)境的影響是不確定的，一方面技術水平提升可能會帶來生產(chǎn)規(guī)模擴大，產(chǎn)出增多排放也將增多，從而加劇環(huán)境污染;另一方面隨著科技水平提高，可研發(fā)新技術新能源，逐步實現(xiàn)清潔技術對污染技術的替代，降低環(huán)境污染。本文選取專利授權數(shù)度量技術進步情況。

1.2模型構建

查閱已有文獻發(fā)現(xiàn)，大部分文獻均是在二次或三次回歸模型基礎上變形構建新模型，或是添加差分序列，或是添加空間變量，抑或是增加構建具有時代背景的新指標?；诖?，本文選取二次歸回模型為基礎模型進行回歸，并在基礎模型框架上加入產(chǎn)業(yè)結構及技術進步控制變量，探究其影響因素。同時，為使數(shù)據(jù)曲線更加平滑，減少異方差性，本文構建對數(shù)二次回歸模型，并對數(shù)據(jù)變量進行對數(shù)處理。

傳統(tǒng)二次項模型：

lnYt=c+α1lnxt+α2lnxt2+εt

其中，Yt為環(huán)境污染變量，c為常數(shù)，xt代表經(jīng)濟增長，εt為隨機誤差項;下標t代表時間信息，系數(shù)α1α2決定曲線的最終形狀：（1）α1=0，α2=0時，表明經(jīng)濟增長不會對環(huán)境質量產(chǎn)生影響;（2）α1>0，α2=0，表明經(jīng)濟增長與環(huán)境質量呈正相關關系，經(jīng)濟增長會帶來環(huán)境質量的改善;（3）α1<0，α2=0，表明二者呈負相關關系，經(jīng)濟增長會使環(huán)境質量惡化;（4）α1>0，α2<0，曲線呈倒“U”形，環(huán)境質量隨經(jīng)濟增長先惡化后改善。

基于上述分析，本文構建如下基礎模型：

添加控制變量 產(chǎn)業(yè)結構（IS）、技術進步（TP）后，構建模型如下：

2實證分析

2.1變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)均來源于2001-2018年福建省統(tǒng)計局發(fā)布的《福建省統(tǒng)計年鑒》;同時，為消除通貨膨脹帶來的價格因素影響，本文以2001年為基期計算價格指數(shù)對GDP進行平減處理。

通過觀察數(shù)據(jù)序列可以發(fā)現(xiàn)：2001-2018年間，福建省GDP總量呈逐年上升態(tài)勢，增長速度先上升后下降，并于2007年達峰值15.1%。環(huán)境污染物排放量變化態(tài)勢各不相同，其中，固廢排放量（圖1）呈上下震蕩式波動;廢氣排放量（圖2）仍處于逐年上升趨勢;廢水排放量（圖3）先增加后減少，2011年達排放拐點后逐年下降，但在2018年時出現(xiàn)單點突發(fā)式上升;第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值相對比重先上升后下降（圖4），說明隨著經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)業(yè)結構朝高度化方向發(fā)展，符合產(chǎn)業(yè)結構演變規(guī)律;專利授權數(shù)呈逐年上升態(tài)勢，符合技術進步經(jīng)濟背景，變量描述性統(tǒng)計結果如表2所示。

2.2回歸前檢驗

做方程回歸前，往往需要對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性做檢驗。同時為避免偽回歸的出現(xiàn)，需要檢驗變量間的長期穩(wěn)定關系，即確?；貧w變量間存在協(xié)整關系。首先，進行數(shù)據(jù)序列的單位根平穩(wěn)性檢驗。

2.2.1序列平穩(wěn)性的單位根檢驗

數(shù)據(jù)序列檢驗結果如表3所示。從表中結果可以看出，各變量的原對數(shù)據(jù)序列均接受存在單位根的原假設，即數(shù)據(jù)呈不平穩(wěn)狀態(tài)。將其做一次差分后再次檢驗，發(fā)現(xiàn)序列均在5%顯著性水平下通過檢驗，為一階單整序列，滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件。

2.2.2協(xié)整檢驗

由于一個回歸方程涉及多個變量，而E-G兩步法需對變量做兩兩檢驗，步驟繁瑣，因此本文選取Johansen協(xié)整檢驗法對多個變量同時進行協(xié)整關系檢驗，具體檢驗結果如表4所示。從表中數(shù)據(jù)可以看出，各方程涉及變量的協(xié)整檢驗特征值均在5%顯著性水平下顯著，即認為變量間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，滿足做回歸方程條件。

2.3回歸結果

基于模型構建部分回歸方程形式，本文選擇在Eviews 8.0中擬合回歸方程。在構建SW WG WW基礎方程過程中發(fā)現(xiàn)，固廢方程SW與廢水方程WW均存在一定程度的序列相關性，經(jīng)殘差平方直方圖及LM檢驗后，決定添加AR（2）項對原模型進行序列相關性修正。廢氣方程WG未出現(xiàn)序列相關現(xiàn)象，因此保留原基礎方程形式，具體結果如表5所示。

在基礎方程中，固廢SW和廢氣WG的常數(shù)項、經(jīng)濟發(fā)展水平及其二次項、F統(tǒng)計量均在1%顯著性水平下顯著，廢氣WG模型R2 達0.98，說明污染物排放模型方程總體擬合效果好，其結果具有一定意義。而廢水WW模型，雖其常數(shù)項、經(jīng)濟發(fā)展水平及其二次項系數(shù)均在5%顯著性水平下顯著，F(xiàn)統(tǒng)計量也在10%的水平下顯著，但其R2較小，說明該污染物排放與經(jīng)濟發(fā)展模型擬合效果較差。且在方程中加入控制變量后，廢水WW模型R2并未出現(xiàn)較大幅度上升，反而F值由10%顯著性水平顯著變?yōu)椴伙@著，說明本文設定的WW方程并不具有現(xiàn)實經(jīng)濟研究意義。因此，本文主要針對固廢SW和廢氣WG方程結果進行分析。

先對固廢SW和廢氣WG基礎方程進行分析。從解釋變量系數(shù)看，固廢SW方程經(jīng)濟發(fā)展水平一次系數(shù)大于零，二次項系數(shù)是負值，符合“模型構建”模塊中的系數(shù)分析，曲線呈現(xiàn)倒“U”形，即環(huán)境污染隨經(jīng)濟發(fā)展呈先上升后下降趨勢，符合EKC假說。

引入控制變量產(chǎn)業(yè)結構（IS）、技術進步（TP）后，發(fā)現(xiàn)固廢SW和廢氣WG方程R2均有一定程度上升，說明控制變量的引入提升了方程總體顯著性。并且核心解釋變量經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）系數(shù)的顯著性并未因為控制變量的引入而降低，仍保持1%水平下的顯著。同時觀察經(jīng)濟發(fā)展水平二次項系數(shù)發(fā)現(xiàn)，固廢SW和廢氣WG方程總體仍保持倒U形狀態(tài)，控制變量的引入增大方程系數(shù)，使環(huán)境質量與經(jīng)濟發(fā)展水平間倒U形關系更加明顯。從回歸系數(shù)來看，固廢方程中產(chǎn)業(yè)結構與固廢排放量呈負向因果關系，技術進步則呈正向因果關系;廢氣方程中產(chǎn)業(yè)結構和技術進步均與廢氣排放量呈正向因果關系。具體回歸方程式如下所示：

基礎模型：

SW： lnSWt=-950.64+226.93lnGDP-13.42lnGDPt2

WG： lnWGt=-838.17+197.37lnGDPt-11.48lnGDPt2

加入控制變量產(chǎn)業(yè)結構（IS）、技術進步（TP）后：

SW'： lnSWt=-1617.67+390.80lnGDP-23.54lnGDPt2-0.58lnIS+0.72lnTP

WG'： lnWGt=-1045.65+248.66lnGDPt-14.71（lnGDPt）2+0.29lnIS+0.32lnTP

3結論與政策建議

（1）本文運用福建省2001-2018年間工業(yè)三廢排放和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，構建多元回歸模型，探究二者間關系。實證結果表明：福建省經(jīng)濟增長與工業(yè)環(huán)境污染基本符合環(huán)境庫茲涅茨曲線，工業(yè)固廢排放及工業(yè)廢氣排放與經(jīng)濟增長均呈倒U形關系，工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟增長間環(huán)境庫茲涅茨曲線關系較不顯著。

（2）產(chǎn)業(yè)結構和技術進步加快福建省倒U形拐點來臨。因此，福建省加強基礎設施建設，發(fā)揮基礎設施的“溢出效應”和“蒂伯特選擇”作用，促進產(chǎn)業(yè)結構升級;發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)，積極運用數(shù)字經(jīng)濟、“互聯(lián)網(wǎng)+”等先進技術，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構朝著高度化合理化發(fā)展。同時，應注重技術進步及科技創(chuàng)新，完善人才引進與創(chuàng)新激勵政策，以科技進步助推環(huán)境質量改善。

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