馮 烽，葉阿忠

（1.福州大學(xué) 管理學(xué)院，福州 350002；2.廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院 信息與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，南寧 530003）

0 引言

自2002年中國(guó)進(jìn)入重工業(yè)化階段以來(lái)，伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，能源消費(fèi)也不斷攀升。能源利用效率低與溫室氣體排放量大已經(jīng)成為制約中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的重要因素。1980～2000年，中國(guó)的實(shí)際GDP增長(zhǎng)了3.38倍，一次能源消耗僅增加了一倍，這20年間，中國(guó)的能耗強(qiáng)度年均降低近3%；但是，在2002年以后，能源需求的增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)GDP，能耗強(qiáng)度也隨之增長(zhǎng)。2009年中國(guó)的能源消費(fèi)和碳排放已躍居世界首位，在節(jié)能減排問(wèn)題上，中國(guó)面臨著巨大的國(guó)際壓力。因此，科學(xué)分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的演進(jìn)關(guān)系，厘清工業(yè)化發(fā)展、出口、居民生活水平改善等經(jīng)濟(jì)因素對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響，將有助于提出切合我國(guó)實(shí)際情況的節(jié)能減排對(duì)策和環(huán)境外交建議。

1 變量選取與模型設(shè)定

傳統(tǒng)EKC模型的設(shè)定如表1中模型1的計(jì)量方程形式，即通過(guò)將環(huán)境壓力變量(E)設(shè)定為人均GDP(Y)的二次函數(shù)的形式，由二次項(xiàng)及一次項(xiàng)的系數(shù)判斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境壓力間是否滿足EKC假說(shuō)。模型1具有使用方便、形式直觀的優(yōu)點(diǎn)，但由于變量Y與Y2存在著相關(guān)性，這種共線性違背了最小二乘估計(jì)的經(jīng)典假設(shè)，因此，得到的參數(shù)估計(jì)不是有效的。此時(shí)，采用模型2的非參數(shù)形式可以有效避免參數(shù)模型在模型設(shè)定與參數(shù)估計(jì)中的不足，更能真實(shí)地還原變量間的關(guān)系。

作為發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)有權(quán)力發(fā)展自己的工業(yè)化、現(xiàn)代化，增加污染物的排放難以避免；除此，西方發(fā)達(dá)國(guó)家將大量高能耗、高排放的生產(chǎn)“外包”給中國(guó)的同時(shí)也將大量的廢氣排放轉(zhuǎn)移給了中國(guó)。因此，環(huán)境壓力是不僅是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果，還與工業(yè)能耗、出口等有著直接的聯(lián)系，為此，有必要把工業(yè)能耗(D)、出口(F)等重要因素也引入到模型中，并通過(guò)剔除它們對(duì)環(huán)境壓力的影響后以獲得經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境壓力的真實(shí)關(guān)系。這對(duì)于消除“中國(guó)環(huán)境威脅論”，為中國(guó)在國(guó)際社會(huì)上樹(shù)立一個(gè)負(fù)責(zé)任的大國(guó)形象頗具意義。本文在模型1、2的基礎(chǔ)上，構(gòu)建分析中國(guó)EKC的半?yún)?shù)模型，模型3中的線性部分可用于把握被解釋變量的大勢(shì)走向，適用于外延預(yù)測(cè)，非參數(shù)部分可刻畫(huà)有關(guān)解釋變量與被解釋變量間的非線性關(guān)系。

表1 考慮的三種模型及其形式

2 模型的估計(jì)方法

2.1 非參數(shù)計(jì)量模型及其局部線性估計(jì)

設(shè)Y為被解釋變量，Z為q維解釋變量向量，給定樣本觀察值建立非參數(shù)計(jì)量模型：

其中，m(?)為待估回歸函數(shù)，ut為隨機(jī)誤差。

非參數(shù)回歸函數(shù)m(?)的估計(jì)有局部不變核估計(jì)、局部線性估計(jì)、k-近鄰估計(jì)、正交序列估計(jì)等估計(jì)方法。Robinson(1988)的半?yún)?shù)模型中采用的是局部不變核估計(jì)。由于局部線性估計(jì)是線性估計(jì)類中一個(gè)比較理想的估計(jì)，它不存在邊界效應(yīng)問(wèn)題，而且在估計(jì)出回歸函數(shù)的同時(shí)也估計(jì)出回歸函數(shù)的導(dǎo)函數(shù)，便于進(jìn)行經(jīng)濟(jì)學(xué)意義的邊際分析或彈性分析(葉阿忠，2008)，為此，本文選擇的是局部線性估計(jì)法。式(1)中的回歸函數(shù)m(z)的局部線性估計(jì)通過(guò)求解式(2)的最小化問(wèn)題獲得。

其中，

k(?)為核函數(shù)。Serfling(1980)證明了二階 Epanechnikov核函數(shù)為可達(dá)到最小積分均方誤(IMSE)的最優(yōu)核函數(shù)，其形式為：k(u)=0.75(1-u2)I(u2＜1)，其中，I(?)為示性函數(shù)。

記則式(2)可寫(xiě)成如下標(biāo)準(zhǔn)的廣義最小二乘問(wèn)題：

易得δ(z)的估計(jì)為：

2.2 半?yún)?shù)計(jì)量模型

半?yún)?shù)部分線性模型是實(shí)踐中最簡(jiǎn)單直觀的一種半?yún)?shù)模型，其設(shè)定為：

其中，X′tβ為模型的線性部分，Xt=(X1t,…,Xpt)′為p×1的解釋變量向量，β為p×1的未知參數(shù)向量，g(?)為模型非參數(shù)部分的未知函數(shù)，Zt為q×1的解釋變量向量，ut為滿足E(ut|Xt,Zt)=0的擾動(dòng)項(xiàng)。

2.3 半?yún)?shù)計(jì)量模型的估計(jì)

給定Zt，對(duì)式(5)兩端取條件期望

由式(5)減去式(6)可消去非參數(shù)部分：

進(jìn)而可獲得非參數(shù)部分g(Zt)的估計(jì)：

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與預(yù)處理

采用1983～2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，人均GDP(Y)為以1980年的不變價(jià)格計(jì)算的人均實(shí)際GDP；人均工業(yè)能耗(D)由人均能耗乘以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)計(jì)算，其中人均能耗由能源消費(fèi)總量除以年末人口數(shù)計(jì)算，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為工業(yè)總產(chǎn)值占當(dāng)年GDP的比重；人均出口額(F)由以1980年不變價(jià)格計(jì)算的出口總額除以年末人口數(shù)計(jì)算；環(huán)境壓力(E)為人均工業(yè)廢氣排放量。上述數(shù)據(jù)：人均名義GDP、人均GDP指數(shù)、年末人口數(shù)、能源消費(fèi)總量、工業(yè)總產(chǎn)值、GDP、出口額、工業(yè)廢氣排放量均來(lái)源于歷年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒與國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

3.2 環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線：模型結(jié)果對(duì)比

先考慮只有人均GDP單個(gè)解釋變量的情形，分別建立參數(shù)模型與非參數(shù)模型，結(jié)果如下：模型1的估計(jì)結(jié)果：

殘差標(biāo)準(zhǔn)誤=0.1927；判決系數(shù)R2=0.9601；F統(tǒng)計(jì)量的p值＜2.2×10-16.

模型2的估計(jì)結(jié)果：殘差標(biāo)準(zhǔn)誤=0.0124；判決系數(shù)R2=0.9853；窗寬h=0.2124.

圖1 參數(shù)、非參數(shù)回歸擬合效果圖

盡管從模型1的估計(jì)結(jié)果看，各系數(shù)均是顯著的，模型的擬合效果似乎較好；由于二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為正，進(jìn)而判斷人均工業(yè)廢氣排放量與人均實(shí)際GDP呈正“U”型的拋物線關(guān)系，并且可計(jì)算出轉(zhuǎn)折點(diǎn)在人均實(shí)際GDP為0.90千元處，即環(huán)境壓力先是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而緩和，在人均實(shí)際GDP達(dá)到0.90千元后環(huán)境壓力開(kāi)始隨經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)而增大。然而，在轉(zhuǎn)折點(diǎn)上，模型1與模型2所得到的結(jié)果差異較大。

從回歸的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤及判決系數(shù)看，非參數(shù)的估計(jì)結(jié)果明顯優(yōu)于參數(shù)估計(jì)的結(jié)果。事實(shí)上，非參數(shù)模型的結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境壓力之間并非呈現(xiàn)正“U”型關(guān)系，而是反“L”型關(guān)系(如圖1中的虛線所示)，環(huán)境污染指標(biāo)先是呈現(xiàn)緩和的線性增長(zhǎng)，在人均實(shí)際GDP達(dá)到1.54千元后變?yōu)榧彼俚木€性增長(zhǎng)。

在考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境壓力非線性關(guān)系的同時(shí)，引入工業(yè)能耗和出口量對(duì)模型進(jìn)行修正，這是因?yàn)?，中?guó)的工業(yè)廢氣排放主要源于工業(yè)化生產(chǎn)的能源消耗，同時(shí)也受到出口的拉動(dòng)，因此，半?yún)?shù)模型將有助于對(duì)環(huán)境壓力進(jìn)行因素分解，把線性部分用于把握環(huán)境壓力的大體走向，非參數(shù)部分可表示剔出其他因素影響后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境壓力間的非線性關(guān)系。模型3的估計(jì)結(jié)果為：

表2 三種模型的估計(jì)結(jié)果比較

模型3的估計(jì)結(jié)果：

殘差標(biāo)準(zhǔn)誤=0.0081；判決系數(shù)R2=0.9902；窗寬hE(Y)=0.2124,hD(Y)=0.1291,hF(Y)=0.1404.

表2列出了各模型的擬合情況，可以看到半?yún)?shù)模型的估計(jì)效果最好，而且模型3的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤也是三個(gè)模型中最小的。

3.3 人均收入對(duì)環(huán)境壓力的邊際效應(yīng)分析

為進(jìn)一步考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境壓力的凈影響及邊際效應(yīng)分析，從環(huán)境壓力中剔除工業(yè)化發(fā)展及出口因素的影響，并記為：

將對(duì)Yt作非參數(shù)回歸，由此獲得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境壓力的凈影響，擬合曲線如圖2所示，其中最優(yōu)窗寬h=0.2065。

圖2表明，在剔除了工業(yè)化與出口因素影響后得到的經(jīng)濟(jì)環(huán)境曲線呈斜“U”型，且轉(zhuǎn)折點(diǎn)為1.74，即2004年的人均實(shí)際GDP處。從圖3進(jìn)一步表明，在2006年以前，中國(guó)的人均實(shí)際GDP對(duì)環(huán)境壓力的邊際效應(yīng)一直為負(fù)，這表明了在2006以前，我國(guó)人民生活的改善實(shí)際上并未增加環(huán)境壓力，環(huán)境的惡化主要是由工業(yè)化生產(chǎn)和出口的增加等因素造成的；2007年后，人均實(shí)際GDP對(duì)環(huán)境壓力呈現(xiàn)正的邊際效應(yīng)，環(huán)境污染隨經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而日益嚴(yán)重。

圖2 (Y,E-4.1450D-0.0558F)的非參數(shù)回歸

圖3 人均實(shí)際GDP對(duì)環(huán)境壓力邊際影響的估計(jì)

4 結(jié)論

本文分別采用參數(shù)、非參數(shù)與半?yún)?shù)計(jì)量方法，對(duì)中國(guó)是否符合EKC假說(shuō)進(jìn)行了檢驗(yàn)，沒(méi)有證據(jù)顯示中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境壓力存在EKC假說(shuō)的倒“U”型關(guān)系或“N”型關(guān)系，結(jié)果還表明：

(1)非參數(shù)方法在研究環(huán)境壓力與人均實(shí)際GDP二者關(guān)系中明顯優(yōu)于參數(shù)方法，非參數(shù)擬合得到的經(jīng)濟(jì)環(huán)境曲線提示環(huán)境壓力首先隨人均實(shí)際GDP的上升而緩慢增大，在人均實(shí)際GDP于2002年達(dá)到1.58千元后環(huán)境污染指標(biāo)開(kāi)始急劇上升，即傾向于呈反“L”型的分段線性關(guān)系而非倒“U”型關(guān)系。這一結(jié)果提示，自2002年我國(guó)起經(jīng)濟(jì)整體進(jìn)入重工業(yè)化階段起，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是以高能耗、高排放為代價(jià)的。

(2)半?yún)?shù)計(jì)量結(jié)果顯示，工業(yè)能源消費(fèi)是環(huán)境污染的主要原因，每增加1噸的人均工業(yè)能耗將引致約4.1萬(wàn)標(biāo)立方米的工業(yè)廢氣排放量的增加。此外，出口的增加也是環(huán)境壓力加劇的顯著因素，這提示了西方國(guó)家的碳外包是我國(guó)環(huán)境惡化不可忽視的原因，這也是2009年哥本哈根會(huì)議上發(fā)展中國(guó)家普遍要求進(jìn)行碳債務(wù)清算的重要原因之一。

(3)在剔除工業(yè)化發(fā)展與出口因素后的環(huán)境壓力與人均實(shí)際GDP呈斜“U”型關(guān)系。如果把環(huán)境壓力看作是由工業(yè)化、出口、居民生活水平的提高所共同作用的結(jié)果，那么，剔除工業(yè)化與出口因素影響后得到的環(huán)境壓力與人均實(shí)際GDP的斜“U”型關(guān)系曲線表明在1983～2004年居民生活的改善有助于緩解環(huán)境壓力，可能的原因是隨著物質(zhì)與文化水平的提升，國(guó)民整體的環(huán)保意識(shí)也越來(lái)越強(qiáng)，并且這一時(shí)期居民生活的改善程度并未顯著改變其能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)；然而，在這之后，特別是2006年以來(lái)，由于居民的實(shí)際購(gòu)買(mǎi)力不斷提升，私家車(chē)數(shù)量的劇增使得環(huán)境壓力驟然增大。

(4)在剔除工業(yè)化發(fā)展與出口因素后的環(huán)境壓力與人均實(shí)際GDP的邊際效應(yīng)曲線呈“N”型關(guān)系。其中，1983～1992年經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境壓力凈影響的邊際效應(yīng)始終保持在-0.5這一負(fù)影響水平，在經(jīng)歷了1993～1995年的短暫的增高后，1996～2002年間邊際效應(yīng)開(kāi)始走低，此后，邊際效應(yīng)持續(xù)上揚(yáng)，并于2007年起呈現(xiàn)正的邊際效應(yīng)。這說(shuō)明了在過(guò)去近30年的大部分時(shí)間里，居民生活水平的改善總體而言并未加重環(huán)境污染的程度，但是，2007年起由居民生活水平改善所導(dǎo)致的居民能源消費(fèi)的變化應(yīng)當(dāng)引起重視。

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