王雅墨

摘 要 本文以1993—2015年江蘇省人均GDP（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）數(shù)據(jù)、環(huán)境污染水平衡量數(shù)據(jù)作為研究資料，并建構(gòu)VAR模型（向量自回歸模型）對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行分析。在根據(jù)VAR模型預(yù)估兩者關(guān)系時(shí)，結(jié)合廣義脈沖響應(yīng)以及方差分解的應(yīng)用，實(shí)證探討兩方面相關(guān)指標(biāo)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。研究結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染庫(kù)茲涅茲“倒U型”曲線的存在，直接受到區(qū)域性數(shù)據(jù)及環(huán)境污染衡量指標(biāo)差異的影響，江蘇省存在的各種環(huán)境問(wèn)題對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的遏制作用很小。

關(guān)鍵詞 環(huán)境污染 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) VAR模型 環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線

一、引言

改革開放使江蘇省的經(jīng)濟(jì)以迅猛之勢(shì)發(fā)展，2015年江蘇省GDP沖破70000億元大關(guān)，高居全國(guó)第2，人均GDP位居全國(guó)第4。隨著江蘇經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化水平不斷提高，江蘇省的環(huán)境污染問(wèn)題也逐漸成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)?！笆濉逼陂g，江蘇省持續(xù)推動(dòng)綠色工業(yè)的發(fā)展，但許多高耗能的行業(yè)依然存在，由此產(chǎn)生的工業(yè)“三廢”（ 廢水、廢氣和固體廢棄物）對(duì)環(huán)境造成了極大的沖擊?！?015年江蘇省環(huán)境狀況公報(bào)》對(duì)水、空氣、固體廢物的污染問(wèn)題進(jìn)行了詳細(xì)的描述。盡管近年來(lái)，江蘇響應(yīng)中央號(hào)召，全力進(jìn)行污染治理，并取得了一定的成效，但江蘇省環(huán)境保護(hù)的總體局面仍然不容樂觀。作為江蘇省環(huán)境保護(hù)現(xiàn)狀和近期環(huán)保工作重點(diǎn)展開的研究工作的一部分，本研究將以江蘇省1993—2015年的經(jīng)濟(jì)和環(huán)境數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用VAR模型、協(xié)整檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng)分析和方差分解法研究江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)污染兩者間的動(dòng)態(tài)影響。

二、文獻(xiàn)綜述

1991年美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Grossman（格羅斯曼）等人通過(guò)研究第一次提出了環(huán)境污染和人均GDP間的關(guān)系問(wèn)題，提出SO2（二氧化硫）與煙塵排放量指標(biāo)和人均GDP間的關(guān)系呈“倒U型”曲線[1]。1995年Grossman和krueger（克魯格）在對(duì)多個(gè)國(guó)家的污染區(qū)排放量進(jìn)行調(diào)查分析后提出，大部分國(guó)家的環(huán)境污染和人均GDP關(guān)系為“倒U型”曲線[2]，也就是說(shuō)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中，首先會(huì)出現(xiàn)環(huán)境污染加重趨勢(shì)，隨后則會(huì)逐漸好轉(zhuǎn)。在人均GDP為4000～5000美元階段，國(guó)家的環(huán)境污染將達(dá)到最高值。這一關(guān)系研究結(jié)論類似于Kuznets（庫(kù)茲涅茨）提出的結(jié)論，因此目前將這一結(jié)論稱為“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”（Environmental Kuznets Curve，簡(jiǎn)稱EKC）。

我國(guó)當(dāng)前在環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究過(guò)程中，分別從方法及區(qū)域性深入研究方面入手。在研究方法上，最常選用的是最小二乘法（OLS），其在應(yīng)用中通常會(huì)出現(xiàn)較多的共生性以及多重共線性問(wèn)題，且對(duì)于兩者之間的影響機(jī)制沒有進(jìn)行深入分析。2006年馬樹才等針對(duì)我國(guó)環(huán)境數(shù)據(jù)實(shí)施實(shí)證探討，最后對(duì)“倒U型”的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線結(jié)論進(jìn)行了否認(rèn)[3]。張曉（1999）在研究過(guò)程中，對(duì)1985—1995年中國(guó)的數(shù)據(jù)建構(gòu)了時(shí)間序列實(shí)施分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)人均GDP和環(huán)境污染（將SO2排放量作為環(huán)境指標(biāo)）呈現(xiàn)出的關(guān)系，是不顯著的“倒U型”弱環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線特征[4]。包群等（2005）綜合性考查分析我國(guó)1996—2002年面板數(shù)據(jù)，提出研究過(guò)程中的評(píng)估方法、污染指標(biāo)的選取均會(huì)對(duì)研究結(jié)論造成影響[5]。

在本次研究中，筆者將江蘇省1993—2015年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及環(huán)境污染數(shù)據(jù)作為樣本，通過(guò)建構(gòu)自相關(guān)模型，對(duì)兩項(xiàng)指標(biāo)的相應(yīng)影響作用進(jìn)行分析，探索區(qū)域性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染的相關(guān)性。

三、江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的一般性分析

（一）江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀

江蘇省位于我國(guó)東部沿海地區(qū)，是我國(guó)的經(jīng)濟(jì)大省。江蘇省人均GDP與綜合競(jìng)爭(zhēng)力等指標(biāo)在我國(guó)始終處于領(lǐng)先位置，2015年江蘇GDP達(dá)到70116億元，“十二五”期間人均GDP年均增長(zhǎng)9.6%。江蘇省在1993—2015年這23年間，人均GDP從4321元增長(zhǎng)到89426元，呈現(xiàn)明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì)（如圖1）。全國(guó)經(jīng)濟(jì)綜合競(jìng)爭(zhēng)力研究中心發(fā)布的藍(lán)皮書顯示，江蘇經(jīng)過(guò)多年的發(fā)展已經(jīng)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份之一，經(jīng)濟(jì)綜合競(jìng)爭(zhēng)力始終處于前列。

（二）江蘇省工業(yè)環(huán)境污染現(xiàn)狀

《2015年江蘇省環(huán)境狀況公報(bào)》顯示，江蘇地表水污染程度屬于輕度污染，工業(yè)過(guò)程中產(chǎn)生的廢水量為18.64億噸，占該省廢水總量的30%。通過(guò)圖2（b）可知，其工業(yè)廢水的浮動(dòng)較大，從2005年開始呈現(xiàn)出好轉(zhuǎn)趨勢(shì)，連續(xù)多年平穩(wěn)下降?！笆濉逼陂g對(duì)廢水的治理已經(jīng)初見成效，廢水量呈現(xiàn)出明顯的下降態(tài)勢(shì)。工業(yè)廢氣排放量57882億m?，空氣質(zhì)量較2014年有所改善，PM2.5年均濃度下降12.1%。

圖2（a）江蘇省的工業(yè)廢氣在1993—2015年期間整體呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。江蘇雖然早已開始對(duì)工業(yè)污染進(jìn)行治理，但工業(yè)污染情況仍然十分嚴(yán)重。在上述的綜述文獻(xiàn)中，有相當(dāng)多的研究指出傳統(tǒng)上采用的EKC分析存在不足。筆者也觀察到，動(dòng)態(tài)分析方法在發(fā)展與環(huán)境關(guān)系研究領(lǐng)域已得到了越來(lái)越多的應(yīng)用，尤其是在環(huán)境影響動(dòng)態(tài)評(píng)估與政策評(píng)估及跟蹤方面具有獨(dú)特的價(jià)值。

接下來(lái)，以江蘇省1993—2015年的經(jīng)濟(jì)和環(huán)境數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，首先建立VAR模型，借助協(xié)整分析研究經(jīng)濟(jì)變量與各污染變量的時(shí)間平穩(wěn)性。然后通過(guò)廣義脈沖響應(yīng)分析研究江蘇工業(yè)“三廢”排放序列與人均GDP序列之間可能存在的關(guān)系、影響的強(qiáng)弱及時(shí)效的長(zhǎng)短。最后，應(yīng)用方差分解進(jìn)一步分析工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)廢氣中的SO2等排放指標(biāo)對(duì)江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度的大小。

四、江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的VAR模型的建立

（一）指標(biāo)與數(shù)據(jù)的選取

本文選取江蘇省的工業(yè)固體廢物排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和SO2排放量作為環(huán)境污染的指標(biāo)。選取于江蘇省的人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)與環(huán)境污染指標(biāo)的時(shí)間序列選取的是1993—2015年的數(shù)據(jù)。為了盡可能消除存在的異方差獲得平穩(wěn)的時(shí)間序列，本文所有數(shù)據(jù)都進(jìn)行了取對(duì)數(shù)的處理（變量符號(hào)見表1）。本文所有的數(shù)據(jù)均取自《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》，并對(duì)個(gè)別異常數(shù)據(jù)進(jìn)行了取均值處理，以抹平誤差。

（二）VAR模型的構(gòu)建

VAR模型是Sims（西姆斯）于1980年提出的向量自回歸模型（vector autoregressive model，簡(jiǎn)稱VAR模型）。本文用 VAR 模型對(duì)江蘇省環(huán)境污染各指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，VAR 模型可以表述如下：

五、模型估計(jì)及結(jié)果分析

（一）單位根檢驗(yàn)

VAR模型估計(jì)的可靠性主要依賴于變量的平穩(wěn)性，如果變量為平穩(wěn)的時(shí)間序列，就可以直接構(gòu)建無(wú)約束的VAR模型;如果變量不平穩(wěn)，則需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ退婕暗淖兞恐g是否存在協(xié)整關(guān)系。如果既不平穩(wěn)也不存在協(xié)整關(guān)系，就必須對(duì)變量進(jìn)行差分將其變?yōu)槠椒€(wěn)變量。所以，首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以檢查其平穩(wěn)性。以lnpergdp、dlnpergdp、lnwwater、dlnwwater、lnwgas、dlnwgas和lnSO2、dlnSO2為檢驗(yàn)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以此判定各時(shí)間序列變量是否是平穩(wěn)變量。

利用平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以避免模型建立過(guò)程中發(fā)生虛假回歸，從表2的檢驗(yàn)結(jié)果中可以看到。原序列（lnpergdp、lnwwater、lnwgas、lnSO2）的ADF檢測(cè)值均大于5%顯著水平下的臨界值，意味著接受原假設(shè)，序列有單位根，判定為不顯著，一階差分后序列（dlnpergdp、dlnwwater、dlnwgas、dlnSO2）的ADF檢測(cè)值均小于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，序列沒有單位根，判定為顯著即平穩(wěn)。這說(shuō)明原序列是一階單整過(guò)程，所以lnpergdp、lnwwater、lnwgas、lnSO2兩兩之間可能是協(xié)整的，可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，看它們之間是否真正存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

然后進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明lnpergdp、lnwwater、lnwgas和lnSO2為非平穩(wěn)序列且不存在協(xié)整關(guān)系，故將上述4個(gè)變量進(jìn)行一階差分，檢驗(yàn)結(jié)果顯示差分后的dlnpergdp、dlnwwater、dlnwgas、dlnSO2為平穩(wěn)的時(shí)間序列，可以運(yùn)用無(wú)約束的VAR模型進(jìn)行實(shí)證研究。

（二）基于VAR模型的廣義脈沖響應(yīng)分析

1.VAR 模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。在上述分析的基礎(chǔ)之上，對(duì)人均GDP與環(huán)境污染各指標(biāo)進(jìn)行VAR模型估計(jì)，并采用AR根估計(jì)的方法對(duì)VAR模型估計(jì)的結(jié)果進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。AR根估計(jì)基于這樣一種原理：如果VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的;如果VAR模型所有根模的倒數(shù)都大于1，即都在單位圓外，則該模型是不穩(wěn)定的。

從圖3可以看出，AR根估計(jì)所有的根模都在單位圓內(nèi)，所以被估計(jì)的VAR模型是穩(wěn)定的，得到的結(jié)果確實(shí)是有效的。

2.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)各污染指標(biāo)的脈沖響應(yīng)分析。從圖4可以看出，當(dāng)本期給各環(huán)境污染指標(biāo)（dlnwwater、dlnwgas、dlnSO2）一個(gè)正的沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在經(jīng)歷了前幾期的波動(dòng)后，在其反應(yīng)期內(nèi)響應(yīng)值將達(dá)到負(fù)值并達(dá)到負(fù)值最大值，而后趨于平穩(wěn)，在0附近小幅波動(dòng)。這說(shuō)明從整體而言，污染物的排放對(duì)江蘇省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了抑制作用，但抑制作用并不十分顯著。

3.各污染指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脈沖響應(yīng)分析。從圖5（a）中可以看出，人均GDP受到?jīng)_擊后，江蘇省工業(yè)廢水呈現(xiàn)出一個(gè)小幅度上升趨勢(shì)，到第2期廢水排放量達(dá)到峰值，之后在正向影響下迅速降低，在第3期末降至最低，隨后開始反彈，在第5期又達(dá)到一個(gè)峰值，之后小幅度上升并保持平穩(wěn)下降趨勢(shì)。其累計(jì)沖擊反應(yīng)為負(fù)值，從長(zhǎng)期看，工業(yè)廢水的排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制的作用，這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)廢水排放量之間存在著一定的關(guān)系。

如圖5（b）顯示，人均GDP產(chǎn)生正向作用后，工業(yè)廢氣從0點(diǎn)迅速上升至最高點(diǎn)0.2，隨之急劇下降，在第2期降至最低點(diǎn)，然后回轉(zhuǎn)上升，波動(dòng)起伏后趨于0，并未一直處于負(fù)值。這種走勢(shì)表明工業(yè)廢氣對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)規(guī)律影響。

如圖5（c）說(shuō)明，人均GDP受到?jīng)_擊后，工業(yè)SO2出現(xiàn)小幅增勢(shì)，第2期出現(xiàn)較大幅度下降后又小上幅度上升，第4期趨于平穩(wěn)后下降，第5期達(dá)到最低點(diǎn)，5～10期處于大于0波動(dòng)期，10期后趨于0且處于負(fù)值。這說(shuō)明長(zhǎng)期來(lái)看，SO2的排放量隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。

上述分析表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的動(dòng)態(tài)關(guān)系間不存在明顯的環(huán)境庫(kù)茲涅茲“倒U型”曲線，也無(wú)明顯的“正U型”關(guān)系，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境的改善有一定的積極作用。

（三）基于VAR模型的方差分解分析

由STATA軟件（一套提供使用者數(shù)據(jù)分析、數(shù)據(jù)管理以及繪制專業(yè)圖表的完整及整合性統(tǒng)計(jì)軟件）計(jì)算得到15期各控制變量方差對(duì)觀察變量方差的貢獻(xiàn)度，計(jì)算其平均貢獻(xiàn)度，進(jìn)而判斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間相互影響的程度，各指標(biāo)貢獻(xiàn)率見表3。從表3方差分解結(jié)果來(lái)看，江蘇省廢水、廢氣、廢氣中的SO2，這3項(xiàng)污染指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度分別為4.21%、34.26%和3.71%。另外，江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)對(duì)工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)廢氣中的SO2這3項(xiàng)工業(yè)環(huán)境污染指標(biāo)的貢獻(xiàn)度分別為19.25%、13.72%和19.55%，表明江蘇省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化較多地影響著工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)廢氣中SO2的排放量，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于環(huán)境改善有正向反饋?zhàn)饔?，且反饋?zhàn)饔幂^強(qiáng)。

六、結(jié)語(yǔ)

本文選取江蘇省1991—2015年工業(yè)“三廢”作為反映工業(yè)污染的指標(biāo)、選擇人均GDP作為反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，建立VAR模型對(duì)兩者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究。根據(jù)協(xié)整分析的結(jié)果得到結(jié)論，江蘇省的人均GDP標(biāo)準(zhǔn)與工業(yè)廢物之間存在一種長(zhǎng)期且平穩(wěn)的關(guān)系。廣義脈沖響應(yīng)的分析表明，江蘇省工業(yè)環(huán)境污染對(duì)于人均GDP增長(zhǎng)在短期內(nèi)的響應(yīng)是正向關(guān)系，而從長(zhǎng)期來(lái)看響應(yīng)則為負(fù)向關(guān)系。江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣和工業(yè)SO2排放的長(zhǎng)期響應(yīng)為波動(dòng)型，并無(wú)長(zhǎng)正長(zhǎng)負(fù)情況，但短期內(nèi)的環(huán)境污染會(huì)在一定程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。方差分解結(jié)果表明，影響當(dāng)前江蘇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素是工業(yè)廢氣的排放，其平均貢獻(xiàn)率超過(guò)30%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于工業(yè)廢水對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化更多地影響著工業(yè)廢水和廢氣中的SO2排放量的變化，對(duì)工業(yè)廢氣排放量的變化影響相對(duì)較小，這表明江蘇省在治理環(huán)境污染的時(shí)候，應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注空氣污染物的治理。

（作者單位為四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

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