于成學(xué)，葛仁東（大連民族大學(xué).國(guó)際商學(xué)院；.理學(xué)院，遼寧大連116600）

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投資和消費(fèi)對(duì)地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——以遼寧省為例

于成學(xué)a，葛仁東b
（大連民族大學(xué)a.國(guó)際商學(xué)院；b.理學(xué)院，遼寧大連116600）

摘要：投資和消費(fèi)與綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切相關(guān)。首先，在GK模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行了修正，構(gòu)建了環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線擴(kuò)展模型（GGK模型）；其次，選取1989-2013年遼寧省國(guó)民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)營(yíng)EViews軟件分析數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和協(xié)整特征，構(gòu)建了非線性多元回歸模型并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示投資和消費(fèi)對(duì)遼寧省綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)“增—減—增”的趨勢(shì)；最后，提出對(duì)策和建議，為推動(dòng)遼寧省綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供理論依據(jù)。

關(guān)鍵詞：投資和消費(fèi)；“三廢”；GGK模型；綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.02.012

葛仁東（1958-），男，遼寧沈陽(yáng)人，教授，博士，研究方向：應(yīng)用數(shù)學(xué)。

一、引言

綠色經(jīng)濟(jì)是英國(guó)環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)家皮爾斯在他的《綠色經(jīng)濟(jì)藍(lán)皮書》中首次提出。近年來(lái)，綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為國(guó)內(nèi)外研究的熱點(diǎn)和難點(diǎn)。楊雪星（2014）從包容性經(jīng)濟(jì)和綠色經(jīng)濟(jì)的視角研究國(guó)家層面的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，構(gòu)建了包容性綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指數(shù)指標(biāo)體系［1］，該文僅以人均二氧化碳排放量作為環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)性指標(biāo)，指標(biāo)設(shè)置上過(guò)于單一；劉加林（2013）從環(huán)境約束的視角研究我國(guó)區(qū)域性的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異性［2］，較好地分析了中國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異性，但影響中國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是多元的；楊文舉（2011）選擇中國(guó)地區(qū)工業(yè)為例，對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行核實(shí)，運(yùn)營(yíng)跨期數(shù)據(jù)進(jìn)行分析［3］，由于現(xiàn)實(shí)中存在數(shù)據(jù)失真等現(xiàn)象，會(huì)導(dǎo)致分析結(jié)果相悖的可能性；楊萬(wàn)平（2011）從能源消費(fèi)與污染排放雙重約束的視角研究了中國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，采用Tobit模型分析了我國(guó)28個(gè)省的綠色全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而得出要素投入是推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要驅(qū)動(dòng)因素［4］；國(guó)外應(yīng)用庫(kù)茲涅茲曲線（GK模型）的研究多以線性一元回歸為主［5-9］，目前研究非線性多元回歸不多見(jiàn)；同時(shí)大多研究的切入點(diǎn)以環(huán)境視角和經(jīng)濟(jì)宏觀視角較多，以微觀直接投資和消費(fèi)為切入點(diǎn)較少。本文認(rèn)為綠色經(jīng)濟(jì)是一種提倡環(huán)保健康，以市場(chǎng)為導(dǎo)向，以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)為基礎(chǔ)的一種新型經(jīng)濟(jì)模式，而綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則是扣除“三廢”后的GDP。因此，本文選擇投資和消費(fèi)為切入點(diǎn)，研究其與地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性多元回歸狀況，揭示二者之間相互關(guān)系，為推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供理論依據(jù)和參考。

二、研究模型與符號(hào)說(shuō)明

（一）研究模型

一般地，研究人類社會(huì)發(fā)展中涉及的數(shù)據(jù)都是時(shí)間序列，而且大部分是非平穩(wěn)、非線性的，因此在構(gòu)造長(zhǎng)期均衡模型和短期非均衡模型過(guò)程中，習(xí)慣對(duì)涉及的時(shí)間序列數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。本研究也對(duì)所涉及的變量進(jìn)行約束，投資和消費(fèi)相關(guān)的變量為地區(qū)生產(chǎn)總值、全社會(huì)固定投資額、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、進(jìn)出口總額、農(nóng)村人均純收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人居消費(fèi)支出、入境游客總量；綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)的變量為工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)廢水和工業(yè)廢氣，簡(jiǎn)稱“三廢”。

當(dāng)被解釋變量lnyt和解釋變量lnxit都是同階協(xié)整的，可建立長(zhǎng)期均衡模型為：

當(dāng)隨機(jī)變量μt是平穩(wěn)的，同時(shí)可建立式（2）的誤差修正模型（短期非均衡模型）：

其中，dlnyt表示對(duì)lnyt的一階差分，dlnxit同理，而非均衡誤差。

當(dāng)短期影響波動(dòng)很大時(shí)，長(zhǎng)期均衡模型和短期非均衡模型完全可以有非線性項(xiàng)。

有些國(guó)內(nèi)學(xué)者采用環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（GK模型）來(lái)描述工業(yè)廢水排放量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系［10-11］，而決定和影響環(huán)境變量不只是指某一個(gè)變量，而是一些變量的非線性或線性的組合。因此，本文將環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線進(jìn)行了進(jìn)一步修正，即擴(kuò)展的環(huán)境庫(kù)茨涅茨曲線模型，以下簡(jiǎn)稱GGK模型，式（4）。

（二）相關(guān)變量說(shuō)明

x0t：第t年的GDP（億元）；x1t：第t年的固定投資額（億元）；x2t：第t年的消費(fèi)品零售總額（億元）；x3t：第t年的總進(jìn)出口額（億元）；x4t：第t年的農(nóng)村純收入（元人均）；x5t：第t年的城鎮(zhèn)居民可支配收入（元人均）；x6t：第t年人均消費(fèi)支出；x7t：第t年入境游客總量。

y1t：第t年工業(yè)廢水排放量（百萬(wàn)噸）；y2t：第t年廢氣排放總量（億標(biāo)立方米）；y3t：第t年固體廢物產(chǎn)生總量（萬(wàn)噸）。

lxit：簡(jiǎn)紀(jì)為對(duì)解釋變量xit取對(duì)數(shù)數(shù)據(jù)（或解釋變量）。

為了分析投資和消費(fèi)對(duì)地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響狀況，本文運(yùn)用EViews7.2軟件對(duì)所獲得數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。因?yàn)椋瑘D或表中的變量均為直接結(jié)果，不會(huì)產(chǎn)生下標(biāo)變量。因此，根據(jù)假設(shè)性條件，本文將相應(yīng)的解釋變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)記為：X0，X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，Y1，Y2，Y3；取對(duì)數(shù)后記為：lX0，lX1，lX2，lX3，lX4，lX5，lX6，lX7，lY1，lY2，lY3；對(duì)解釋變量LX0的一階差分記為DlX0，其他依此類推。

三、實(shí)證分析

本研究所選數(shù)據(jù)來(lái)源于遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒（1989-2013年）的國(guó)民經(jīng)濟(jì)相關(guān)的數(shù)據(jù)。依據(jù)所構(gòu)建的GGK模型（式4）和Eviews軟件要求，首先，需要對(duì)被解釋變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性和單整檢測(cè)；其次，對(duì)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)及傳統(tǒng)擬合，依據(jù)所構(gòu)建的GGK模型對(duì)影響遼寧省綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行非線性多元回歸分析，探討投資和消費(fèi)對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，進(jìn)而探尋遼寧綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)展路徑。

（一）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性及單整檢測(cè)

首先，將所搜集的相關(guān)數(shù)據(jù)導(dǎo)入EViews軟件中，分析解釋變量X0t-X7t的變化趨勢(shì)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量從X0t到X7t都不穩(wěn)定。同時(shí)，再利用EViews軟件進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，獲得lX0的ADF檢驗(yàn)水平為一階單整。其中D（lX0）表示數(shù)據(jù)lX0的一階差分。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1　lX0的單整檢驗(yàn)結(jié)果

（二）數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)和傳統(tǒng)擬合

首先，利用回歸的殘差RESID01檢驗(yàn)lX0對(duì)lY1的協(xié)整關(guān)系，表2檢驗(yàn)結(jié)果顯示為平穩(wěn)。

表2　lX0對(duì)lY1的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中可以發(fā)現(xiàn)lX0對(duì)lY1的協(xié)整為一階（10％），其他檢驗(yàn)過(guò)程以此類推。

1.工業(yè)“固廢”生產(chǎn)總量的傳統(tǒng)擬合模型分析

用同階單整的數(shù)據(jù)建立對(duì)ly3t（記為對(duì)y3t取對(duì)數(shù)）進(jìn)行擬合，經(jīng)過(guò)試探統(tǒng)計(jì)分析，得出比較理想的回歸模型數(shù)據(jù)，見(jiàn)表3所列。

表3　工業(yè)“固廢”生產(chǎn)總量的傳統(tǒng)多元非線性擬合模型數(shù)據(jù)

因此，其長(zhǎng)期均衡擬合模型可表示為式（5）：

其中: ly3t是對(duì)y3t取對(duì)數(shù)的簡(jiǎn)記，（1）公式中其他解釋變量的意義類似，后面公式中同樣處理。對(duì)其進(jìn)行擬合殘差，殘差結(jié)果如圖1所示。

圖1　工業(yè)固廢生產(chǎn)總量的傳統(tǒng)多元非線性擬合殘差

從公式（5）和圖1可以看出，工業(yè)“固廢”生產(chǎn)總量同第t年全社會(huì)固定投資額（億元）、第t年進(jìn)出口總額（億元）和第t年農(nóng)村人均純收入（元）成正指數(shù)變化，同第t年人居消費(fèi)支出成負(fù)指數(shù)變化。結(jié)果表明，要減少“固廢”對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)的影響，首先應(yīng)該調(diào)整目前各產(chǎn)業(yè)的投資計(jì)劃以及出口商品的結(jié)構(gòu)，其次，還是要整頓或關(guān)閉那些污染性比較嚴(yán)重的農(nóng)民企業(yè)，并且鼓勵(lì)消費(fèi)者消費(fèi)以促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)所占的比重。擬合殘差的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4所列。

表4　工業(yè)固廢生產(chǎn)總量的傳統(tǒng)多元非線性擬合穩(wěn)定性檢驗(yàn)

從表4中可以看出，殘差序列為平穩(wěn)序列，該協(xié)整關(guān)系成立。于是可以做出誤差修正模型，利用EViews軟件對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行一階差分，加上殘差項(xiàng)ECM（t-1）=RESID19做擬合，經(jīng)過(guò)反復(fù)驗(yàn)證，其最佳誤差修正模型狀態(tài)見(jiàn)表5和表6所列。

表5　工業(yè)“固廢”生產(chǎn)總量的傳統(tǒng)多元線性擬合修正模型數(shù)據(jù)

表6　工業(yè)“固廢”生產(chǎn)總量的傳統(tǒng)多元非線性擬合修正模型數(shù)據(jù)

依據(jù)表5和6，其誤差修正模型分別表示為式（6）和式（7）：

表5和表6數(shù)據(jù)顯示，滯后項(xiàng)系數(shù)基本相同，對(duì)誤差修正模型起較大的作用，進(jìn)出口總額的對(duì)數(shù)增量和農(nóng)村人均純收入的對(duì)數(shù)增量對(duì)“固廢”生產(chǎn)量的增長(zhǎng)量有一定的影響，會(huì)造成綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)的不利作用；而人居消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)增量起著減弱的作用，這對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起著有力的作用。地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)增量對(duì)“固廢”生產(chǎn)量的增長(zhǎng)量的影響取決于其增量的大小，短期內(nèi)，對(duì)固廢增長(zhǎng)的影響不大。Esti?mated S.E.的值分別為0.085 370和0.075 965 7，擬合精度很高。

同理，經(jīng)過(guò)對(duì)誤差修正模型的殘差穩(wěn)定性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示殘差序列為平穩(wěn)序列，故公式（6）和（7）的協(xié)整關(guān)系成立，表明統(tǒng)計(jì)分析是合理的。

2.工業(yè)廢水排放量及工業(yè)廢氣的傳統(tǒng)擬合模型分析

受篇幅限制，分析過(guò)程與“固廢”一致，本部分對(duì)工業(yè)廢水排放及工業(yè)廢氣的擬合與殘差只作結(jié)果分析。

（1）對(duì)工業(yè)廢水排放的傳統(tǒng)擬合分析，類似于EViews軟件統(tǒng)計(jì)分析，可得含有互交項(xiàng)的長(zhǎng)期均衡非線性擬合模型：

其中，對(duì)于解釋變量系數(shù)顯著性水平概率都在0.003以下，調(diào)整后的R2=0.957 318，擬合模型的顯著性和殘差平方和都是非常理想的（略去EViews軟件所生成的相應(yīng)表格）。

從公式（9）看出，工業(yè)廢水排放量同第t年進(jìn)出口總額（億元）和第t年農(nóng)村人均純收入（元）成正指數(shù)變化，并且同第t年社會(huì)消費(fèi)品零售總額（億元）和第t年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）的對(duì)數(shù)變化率的相互關(guān)系成正指數(shù)變化，并且起著主要的影響，但同第t年人居消費(fèi)支出和-第t年入境游客總量成負(fù)指數(shù)變化。該結(jié)果表明：首先，應(yīng)該調(diào)整目前進(jìn)出口的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，并且大量整頓或關(guān)閉那些污染性比較嚴(yán)重的農(nóng)民企業(yè)；其次，大力開(kāi)展旅游業(yè)，加大其在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比例，同時(shí)也可以促進(jìn)地區(qū)的綠化率。擬合殘差的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果顯示其殘差序列為平穩(wěn)序列，該協(xié)整關(guān)系成立。因此，由EViews軟件分析，得到線性誤差修正模型（二階差分方程）：

其中，解釋變量系數(shù)顯著性水平概率都在0.05以下，擬合模型的顯著性水平是可接受的。

殘差項(xiàng)ecm1(t-1)可以由式（9）得：

誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-1.236 464，說(shuō)明均衡誤差項(xiàng)對(duì)短期波動(dòng)影響較大。說(shuō)明誤差項(xiàng)Ecm（t-1）每增加一個(gè)單位，對(duì)短期波動(dòng)有大約-1.236 464（ECM1（t-1）的系數(shù)）×0.671 021（調(diào)整后的R2的系數(shù)）=-0.829 7的影響（對(duì)其他表中解釋變量系數(shù)的影響做同樣考慮）。另外，由誤差修正模型中的兩個(gè)正二階差分項(xiàng)，結(jié)果表明：社會(huì)消費(fèi)品零售總額和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長(zhǎng)的速度不應(yīng)太快，否則，在一段期內(nèi)，會(huì)間接導(dǎo)致廢氣排放的增長(zhǎng)量。

對(duì)修正模型模型（式10）誤差修正模型的殘差穩(wěn)定性檢驗(yàn)顯示其殘差序列為平穩(wěn)序列，公式（10）的協(xié)整關(guān)系成立，這說(shuō)明統(tǒng)計(jì)分析是合理的。

（2）對(duì)工業(yè)廢氣排放量的傳統(tǒng)擬合分析，由EViews軟件得長(zhǎng)期均衡擬合模型：

其中，對(duì)于解釋變量系數(shù)顯著性水平概率都在0.004以下，調(diào)整后的R2=0.961 158，擬合模型的顯著性和殘差平方和也是非常理想的（略去EViews軟件相應(yīng)表格）。

公式（12）顯示工業(yè)廢氣排放量同第t年全社會(huì)固定投資額（億元）和第t年進(jìn)出口總額（億元）成正指數(shù)變化，同第t年地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）成負(fù)指數(shù)變化（這可能是由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的導(dǎo)向產(chǎn)生的長(zhǎng)期影響），并且同第t年社會(huì)消費(fèi)品零售總額（億元）和第t年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）的對(duì)數(shù)變化率的相互關(guān)系的增量成負(fù)指數(shù)變化。該結(jié)果表明：首先應(yīng)該調(diào)整目前各產(chǎn)業(yè)的投資計(jì)劃以及進(jìn)出口商品的結(jié)構(gòu)；其次，鼓勵(lì)消費(fèi)者消費(fèi)以促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)所占得比重。

檢驗(yàn)擬合殘差的穩(wěn)定性，發(fā)現(xiàn)其殘差序列是平穩(wěn)序列，協(xié)整關(guān)系成立。因此，由EViews軟件得到誤差修正模型（式13）和（式14）：

其中，解釋變量系數(shù)顯著性水平概率都在0.033 1以下，擬合模型的顯著性水平是可接受的。均衡誤差resid23(t-1)由式（12）得到：

（三）“三廢”的GGK檢驗(yàn)

1.工業(yè)“固廢”的GGK檢驗(yàn)及模型分析

經(jīng)過(guò)嘗試性數(shù)據(jù)分析，了進(jìn)出口總額和人均消費(fèi)支出有顯著影響。因此，GDP對(duì)固廢的排放起主要作用；所以，在擴(kuò)展的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線模型上加入lX6的擬合可以比GK模型進(jìn)一步提高精度（見(jiàn)表7）。

同表3比較，代表顯著性水平的概率Prob.與傳統(tǒng)模型基本一致相同，但是調(diào)整后的R2有所提高，S.E.回歸比表3下降幅度較大，表7表明增大消費(fèi)支出可以改善固廢的產(chǎn)生量。從綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度看，由于lX0的系數(shù)為4.816 5，lX0^3的系數(shù)是0.035，這個(gè)模型也說(shuō)明要想實(shí)現(xiàn)綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，就要調(diào)整國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進(jìn)出口商品的結(jié)構(gòu)但是，在一段時(shí)間內(nèi)，對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有力的。（lX0^2的系數(shù)是-0.7）可以鼓勵(lì)人均消費(fèi)促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；其殘差圖如圖2所示。

表7　修正的固廢生產(chǎn)量的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線模型狀態(tài)

圖2　修正的固廢生產(chǎn)量庫(kù)茲涅茨曲線擬合殘差

于是，擬合模型可以由表（7）表示為：

經(jīng)過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，擬合的環(huán)境庫(kù)茲涅茨模型擬合是非常平穩(wěn)的（見(jiàn)表8）。

表8　修正的固廢生產(chǎn)量庫(kù)茲涅茨曲線協(xié)整檢驗(yàn)狀態(tài)

比較表3和表7，解釋變量lX1和lX4都在表3中，表明它們和lX0一起對(duì)lY3沒(méi)有協(xié)整關(guān)系，兩個(gè)表中都涉及l(fā)X3和lX6，但在表7中，它們的系數(shù)明顯減少，這只能說(shuō)明以lX0為主要因素考慮對(duì)“固廢”的影響趨勢(shì)，會(huì)弱化其他解釋變量對(duì)對(duì)“固廢”的影響的量值；當(dāng)然，lX0可能對(duì)未來(lái)預(yù)測(cè)會(huì)更準(zhǔn)確一些，反映的趨勢(shì)是“增—減—增”。

2.工業(yè)廢水及工業(yè)廢氣排放的GGK檢驗(yàn)及模型分析

同理，利用EViews軟件回歸并經(jīng)過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，完全類似工業(yè)“固廢”的GGK檢驗(yàn)及模型分析的統(tǒng)計(jì)分析，得到的工業(yè)廢水排放的擴(kuò)展環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（GGK）是非常平穩(wěn)的，其回歸曲線為：

其中，工業(yè)廢水排放的GGK檢驗(yàn)結(jié)果顯示其調(diào)整后的R2=0.960 585，擬合優(yōu)度比相應(yīng)傳統(tǒng)的擬合模型有較大的提高，且S.E.回歸=0.051 991，比傳統(tǒng)的模型有其較大的下降，概率幾乎沒(méi)有變化，各解釋變量的回歸系數(shù)顯著性很明顯。

從公式（17）看，由于lx0t的系數(shù)為3.12，的系數(shù)是0.013 412，這說(shuō)明要想綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，就要調(diào)整國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；由表中同時(shí)看出，調(diào)整進(jìn)出口商品的結(jié)構(gòu)（lx3t的系數(shù)較大）和整頓農(nóng)村的企業(yè)（lx4t的系數(shù)較大）也勢(shì)在必行?？梢怨膭?lì)人均消費(fèi)及擴(kuò)大旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)，以促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

比較公式（9）和公式（17），可以看出公式（17）所含的其他環(huán)境變量比傳統(tǒng)的模型（9）是一致的，但是模型式（9）有一非線性項(xiàng)1.877 009 956 18dlx2t×dlx5t，這種相互作用對(duì)ly1t的影響很大，但在相應(yīng)的GGK模型里卻無(wú)法體現(xiàn)，這說(shuō)明實(shí)際應(yīng)用中，兩者應(yīng)該補(bǔ)充說(shuō)明。

同理，利用EViews軟件回歸，完全類似工業(yè)“固廢”的GGK檢驗(yàn)及模型分析的統(tǒng)計(jì)分析，得到工業(yè)廢氣排放的擴(kuò)展環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（GGK），并經(jīng)過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)證是非常平穩(wěn)的，其擬合模型表示為：

其中，調(diào)整后的R2=0.947 484，擬合優(yōu)度比傳統(tǒng)的擬合模型有一定的提高，且S.E.回歸=0.126 560，比傳統(tǒng)的擬合模型有一定的下降，概率幾乎沒(méi)有變化，所有解釋變量的回歸系數(shù)明顯顯著。

從公式（18）看工業(yè)廢氣排放的GGK擬合結(jié)果，除了GDP對(duì)廢氣的排放起主要作用外，進(jìn)出口總額對(duì)廢氣的排放量也產(chǎn)生較大的影響作用，并且同社會(huì)消費(fèi)品零售總額與城鎮(zhèn)、農(nóng)村收入的相互作用有關(guān)。從綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度看，由于lx0t的系數(shù)為3.19，的系數(shù)是0.023，這個(gè)模型也說(shuō)明要想綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，就要調(diào)整國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；同時(shí)，調(diào)整進(jìn)出口商品的結(jié)構(gòu)（lx3t的系數(shù)=0.924 9），但在某一段時(shí)間內(nèi)，對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有力的。（因?yàn)榈南禂?shù)是-0.514）；而項(xiàng)則反映了社會(huì)消費(fèi)品零售總額與農(nóng)村人均純收入的相互作用對(duì)廢棄排放量也起著增加的作用，這會(huì)造成綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)的不利作用；但項(xiàng)卻反映了社會(huì)消費(fèi)品零售總額的增量速度與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的相互作用對(duì)廢棄的排放量則起著較大的減弱作用，這對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是極其有力的。

比較公式（12）和公式（18），可以看出lx1t和lx4t沒(méi)有同時(shí)出現(xiàn)在一個(gè)公式中，從實(shí)際應(yīng)用來(lái)看，傳統(tǒng)的擬合模型與GGK的模型可以相互做補(bǔ)償說(shuō)明。lx0t可能對(duì)未來(lái)預(yù)測(cè)地區(qū)綠色增長(zhǎng)會(huì)更精準(zhǔn)一些，lx0t對(duì)ly2t的反映趨勢(shì)為“增—減—增”。

四、結(jié)論與建議

本研究對(duì)傳統(tǒng)的GK模型進(jìn)行了擴(kuò)展，提出了GGK模型。運(yùn)用EViews7.2軟件進(jìn)行了實(shí)證分析，建立了投資和消費(fèi)對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響的非線性回歸模型；通過(guò)分析傳統(tǒng)時(shí)間序列的非線性回歸模型和擴(kuò)展的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（GGK模型）的擬合模型，描述并解釋了遼寧省的投資與消費(fèi)對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響趨勢(shì)為“增—減—增”。通過(guò)實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)修正后的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（GGK模型）較之傳統(tǒng)的庫(kù)茲涅茨曲線（GK模型）更適合分析地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。豐富和發(fā)展了綠色經(jīng)濟(jì)理論。

根據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，顯示投資和消費(fèi)與遼寧省綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成正相關(guān)關(guān)系。因此，本研究提出遼寧綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的建議：

（1）應(yīng)調(diào)整目前的進(jìn)出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，整頓或關(guān)閉污染性比較嚴(yán)重的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)。制定并實(shí)施綠色投資方案，將綠色投資作為社會(huì)責(zé)任投資的重要組成部分。因此，綠色投資需基于社會(huì)準(zhǔn)則、環(huán)境準(zhǔn)則和金錢回報(bào)準(zhǔn)則等投資模式，突破傳統(tǒng)的“雙贏”模式，而轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境的“三重盈余”投資，為投資者和社會(huì)均能帶來(lái)可持續(xù)發(fā)展的綠色價(jià)值，從而推動(dòng)遼寧省的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；

（2）大力發(fā)展生態(tài)旅游業(yè)，加大其在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比例，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)所占的比重，對(duì)遼寧省綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮重要的拉動(dòng)作用。因此，遼寧省需合理規(guī)劃旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展鏈，并升級(jí)改造，制定并健全生態(tài)環(huán)境保護(hù)的法律規(guī)章制度，設(shè)定旅游業(yè)的生態(tài)標(biāo)準(zhǔn)、設(shè)施標(biāo)準(zhǔn)、環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)等指標(biāo)，促使遼寧省生態(tài)旅游健康發(fā)展。

（3）減少社會(huì)消費(fèi)品零售總額變化波動(dòng)的對(duì)數(shù)增量，增大人居消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)增量，可以明顯降低環(huán)境的風(fēng)險(xiǎn)。因此，提倡綠色消費(fèi)是實(shí)現(xiàn)遼寧省綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目標(biāo)之一。綠色消費(fèi)不僅能實(shí)現(xiàn)私人收益和社會(huì)受益，同時(shí)可以促使企業(yè)生產(chǎn)綠色產(chǎn)品和承擔(dān)回收處理過(guò)程綠色化的社會(huì)責(zé)任，對(duì)降低“三廢”排放，推動(dòng)遼寧省綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要作用。所以，遼寧省需要在綠色消費(fèi)上實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新，在新環(huán)境保護(hù)主義和新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的基礎(chǔ)上，在誘致性和強(qiáng)制性中融合環(huán)境保護(hù)法規(guī)和標(biāo)準(zhǔn)，形成獨(dú)特的綠色消費(fèi)體系，達(dá)到對(duì)生產(chǎn)行為及消費(fèi)行為的約束和對(duì)環(huán)境、資源的保護(hù)。

參考文獻(xiàn)：

［1］楊雪星.包容性綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指數(shù)構(gòu)建與市政研究［J］.福建論壇：人文社會(huì)科學(xué)版，2014（6）：42-48.

［2］劉加林.環(huán)境約束視角下我國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)區(qū)域差異性影響研究［J］.湘潭大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2013（2）：69-73.

［3］楊文舉.基于DEA的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算：以中國(guó)地區(qū)工業(yè)為例［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011（1）：19-34.

［4］楊萬(wàn)平.能源消費(fèi)與污染排放雙重約束下的中國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2011，33（2）：90-127.

［5］David I Stern. The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve［J］. World Development，2004，32（8）：1419-1439.

［6］David I Stern，Michael S Common. Is There an Environmen?tal Kuznets Curve for Sulfur?［J］. Journal of Environmental Economics and Management，2001，41（2）：162-178.

［7］James Andreoni，Arik Levinson. The simple analytics of the environmental Kuznets curve［J］. Journal of Public Econom?ics，2001，80（2）：269-286.

［8］Soumyananda Dinda. Environmental Kuznets Curve Hypothe?sis：A Survey［J］. Ecological Economics，2004，49（4）：431-455.

［9］Lin-Sea Lau，Chee-Keong Choong，Yoke-Kee Eng. Investi?gation of the environmental Kuznets curve for carbon emis?sions in Malaysia: Do foreign direct investment and trade matter?［J］. Energy Policy，2014，68（1）：490-497.

［10］周璇，孫慧.中國(guó)工業(yè)廢水排放量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的區(qū)域分異研究［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2013（27）：12，15-19.

［11］劉鐵鷹，李京梅.基于環(huán)境容量的中國(guó)沿海地區(qū)工業(yè)廢水排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的區(qū)域分異研究［J］.軟科學(xué)，2013，27（8）：11-25.

［責(zé)任編輯：張兵］

●經(jīng)濟(jì)觀察

The Impact of Investment and Consumption on Regional Green Economic Growth —A Case of Liaoning Province

YU Cheng-xuea，GE Ren-dongb
(a. School of International Business；b. School of Science，Dalian Nationalities University，Dalian 116600，China)

Abstract:Investment and consumption are closed related to green economic growth. Firstly，this paper，based on revising the GK model，constructs GGK model. Secondly，it selects the statistical data of national economy in Liaoning province from 1989 to 2013，uses EViews software to analyze the stability and co-integration features of the data，then builds a non-linear multi?ple regression model to make the empirical test. The results show that the impact of investment and consumption on green eco?nomic growth in the province presents the trend of“increase-decrease-increase”. Finally，the paper puts forth countermea?sures and suggestions to provide a theoretical basis for promoting green economic growth in Liaoning province.

Keywords:investment and consumption；“three wastes”；GGK model；green economical growth

作者簡(jiǎn)介：于成學(xué)（1970-），男，遼寧大連人，教授，博士，研究方向：生態(tài)安全評(píng)價(jià)，可持續(xù)發(fā)展管理，環(huán)境管理；

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（71373035）；遼寧省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金項(xiàng)目（L12BJY016）；中央高校自主科研基金項(xiàng)目（20150209；0913130475）；國(guó)家民委留學(xué)歸國(guó)人員擇優(yōu)資助項(xiàng)目（啟動(dòng)類）（0908-210001）

收稿日期：2015-04-30

中圖分類號(hào)：F061.5；F062.2

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1007-5097（2016）02-0071-06