【摘 要】本文運用基于VAR模型的動態(tài)經(jīng)濟計量分析方法，分析南通經(jīng)濟增長與能源消耗、環(huán)境污染三者之關(guān)系，建立南通經(jīng)濟增長與上述兩因素的多變量協(xié)整模型，進行南通經(jīng)濟增長與能源消耗、環(huán)境污染的長期均衡和短期波動的實證分析。

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟增長；能源消費；環(huán)境污染；協(xié)整分析

對于發(fā)展低碳經(jīng)濟、綠色經(jīng)濟問題的研究，近幾年來國內(nèi)研究成果較多，這些研究主要集中于以下四個方面：一是低碳經(jīng)濟、綠色經(jīng)濟的發(fā)展動力及內(nèi)在要素分析；二是低碳經(jīng)濟、綠色經(jīng)濟的發(fā)展障礙及困境分析；三是發(fā)展低碳經(jīng)濟、綠色經(jīng)濟的國際經(jīng)驗及啟示；四是發(fā)展低碳經(jīng)濟、綠色經(jīng)濟的路徑及對策研究。綜觀上述四方面研究，雖在理論上對低碳經(jīng)濟、綠色經(jīng)濟的發(fā)展及其影響等方面取得不少進展，但研究大多是定性而非定量的理論研究，較少進行實證分析研究。本文擬運用基于VAR模型的動態(tài)經(jīng)濟計量分析方法，分析南通經(jīng)濟增長與能源消耗、環(huán)境污染三者之關(guān)系，進行南通經(jīng)濟增長與能源消耗、環(huán)境污染的長期均衡和短期波動的實證分析。

一、變量及變量的平穩(wěn)性檢驗

為了考察南通經(jīng)濟增長與能源消費、環(huán)境污染因素之間的協(xié)整關(guān)系，本文首先擇取自1990年到2011年間的南通地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)、發(fā)電量、廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（相關(guān)數(shù)據(jù)均來自各年《南通統(tǒng)計年鑒》）。其中將發(fā)電量作為衡量能源消耗的指標，廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量作為衡量環(huán)境污染的三個指標；其次將南通地區(qū)生產(chǎn)總值按1990年不變價格進行調(diào)整；最后，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，對各變量取自然對數(shù)。

一般地，在分析經(jīng)濟變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系時，只有在檢驗變量的平穩(wěn)性后，才可進一步進行協(xié)整分析。南通地區(qū)生產(chǎn)總值、發(fā)電量、廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量之對數(shù)值分別記為lngdp、lnny、lnfs、ln

fq、lngt。然后分別使用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。采用降階搜索法作為ADF檢驗滯后期選取原則，在確保殘差不相關(guān)的條件下，同時采用AIC與SC準則，選擇兩者最小時的滯后長度作為最佳滯后期。對于回歸中是否包括常數(shù)項和線性趨勢項的處理方法，一般地，在回歸中首先包含常數(shù)項和線性趨勢項，如果參數(shù)檢驗顯著，應(yīng)在回歸模型中包含，否則應(yīng)排除之。具體檢驗結(jié)果見表1。

通過檢驗可知，lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt均為一階單整的時間序列，其一階差分序列在10%的顯著水平上為平穩(wěn)序列。滿足變量協(xié)整的條件，即lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt間可能存在協(xié)整關(guān)系。

二、協(xié)整分析及檢驗

（一）協(xié)整檢驗

對于非平穩(wěn)時間序列變量組成的關(guān)系進行中長期均衡參數(shù)估計常使用協(xié)整分析技術(shù)。Engle-Granger（EG）兩步法和Johnsen和Juselius（JJ）的極大似然法是目前最常用的協(xié)整分析方法。通常對多變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗應(yīng)采用Johnsen檢驗法（即JJ檢驗法）。

為減少使用JJ方法建立的VAR模型對滯后期的選擇的敏感性，通常可使用AIC準則和SC準則來確定最佳滯后階數(shù)，通過使用降階搜索法依次驗證，發(fā)現(xiàn)當滯后期為1時AIC和SC值最小，故可確定滯后期為1。在滯后期確定后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

由表2的檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，序列l(wèi)ngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt之間存在一個協(xié)整關(guān)系，即在研究的5變量之間存在一種長期均衡關(guān)系，對于新息變化帶來的沖擊，系統(tǒng)遲早能將之加以吸收并將系統(tǒng)維持于一個均衡的狀態(tài)，協(xié)整方程為：

由協(xié)整方程可以看出，能源消耗每增加1個百分點，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.67個百分點；廢水排放每增加1個百分點，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.31個百分點；工業(yè)廢氣排放每增加1個百分點，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值減少0.71個百分點；工業(yè)固體廢物排放每增加1個百分點，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.27個百分點。由此可知，能源消耗、廢水排放和工業(yè)固體廢物排放與南通經(jīng)濟增長存在長期的正向關(guān)系，也就是說其對南通經(jīng)濟增長具有拉動作用。但廢水排放與南通經(jīng)濟增長存在長期的負向關(guān)系。

（二）VAR模型估計

根據(jù)前面的分析，此VAR模型的最優(yōu)滯后期為1，在此條件下，對VAR模型殘差進行JB正態(tài)性檢驗、LM自關(guān)檢驗和White異方差檢驗，顯示殘差服從正態(tài)分布、無自相關(guān)、不存在異方差，且所有特征根根模的倒數(shù)都小于1，說明VAR模型的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。VAR模型估計結(jié)果如表3所示。其中5個回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達到0.957844，0.935006，0.757744，

（三）向量誤差修正模型（VECM）

格蘭杰（1987）定理證明了協(xié)整與誤差修正模型的必然聯(lián)系。若一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系，肯定具有誤差修正模型的表達式存在，也就是說，可以建立誤差修正模型（VECM）。建立在協(xié)整理論上的誤差修正模型不僅能反映不同經(jīng)濟序列間長期信息、又能反映短期偏離長期均衡的修正機制，是長短期結(jié)合具有高穩(wěn)定性和可靠性的一種經(jīng)驗?zāi)Ｐ汀?/p>

查看表4可發(fā)現(xiàn)，此向量誤差修正模型的穩(wěn)定性條件滿足自相關(guān)性檢驗、異方差檢驗和正態(tài)性檢驗要求。當以lngdp為因變量時，誤差修正系數(shù)為-0.151881，其為負值，表明符合反向修正機制，其反映出每年實際的南通地區(qū)生產(chǎn)總值與其長期均衡值的偏差中的15%被修正。以lngdp為因變量的誤差修正模型表達式還反映出，lnfs的短期變動對lngdp存在正向影響，即廢水排放的增長率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率將增加0.04%；而lnfq和lngt的短期變動對lngdp存在反向影響，工業(yè)廢氣排放的增長率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率將降低0.04%；工業(yè)固體廢物排放的增長率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率將降低0.05%；lnny的的短期變動對lngdp影響不大。

（四）方差分解

通過將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的部分，從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性，此為方差分解的核心所在。表5顯示的是南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）的方差分解情況，可以看出工業(yè)固體廢物排放（lngt）對南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）的影響偏弱。而能源消費（lnny）、工業(yè)廢氣排放（lnfq）和廢水排放（lnfs）則有不斷增強的趨勢，其中，能源消費（lnny）和工業(yè)廢氣排放（lnfq）構(gòu)成對南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）最主要的兩個影響因素。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要用于描述一個內(nèi)生變量對誤差的反應(yīng)，其反映的是在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當期值和未來值所帶來的影響。為充分描述短期內(nèi)的動態(tài)效應(yīng)，通?？刹捎美鄯e脈沖響應(yīng)形式。

由圖1可知，能源消費（lnny）的一個標準差的正向沖擊對南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）有正向影響，即會導致南通地區(qū)生產(chǎn)總值逐漸增加，到第7期最大達0.30，然后趨于下降，最后在第10期穩(wěn)定在0.015左右。這說明能源消費（lnny）對南通地區(qū)生產(chǎn)總值有長期的正效應(yīng)，這與前面協(xié)整方程中反映的長期均衡關(guān)系表現(xiàn)一致。

工業(yè)廢氣排放（lnfq）的一個標準差的正向沖擊，對南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）有負向影響，其導致南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第2期后一直在—0.005和—0.019之間波動，至第10期后穩(wěn)定于—0.015附近。這亦反映出工業(yè)廢氣排放（lnfq）對南通地區(qū)生產(chǎn)總值有長期的負效應(yīng)，這也同前面協(xié)整方程的長期均衡關(guān)系表現(xiàn)一致。

當廢水排放（lnfs）出現(xiàn)一個標準差的正向沖擊時，對南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）有弱負向影響，其導致南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第3期后一直穩(wěn)定于-0.01左右，至第10期后上升于-0.005附近。這與長期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果不同。

工業(yè)固體廢物排放（lngt）的一個標準差的正向沖擊，對南通地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）有微弱正向影響，南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第9期最高達0.008，然后至第10期下降到-0.002。

總之，可以看出上述四因素中，能源消費（lnny）和工業(yè)廢氣排放（lnfq）對南通地區(qū)生產(chǎn)總值的影響較大，而廢水排放（lnfs）和工業(yè)固體廢物排放（lngt）的影響很小，這與前面方差分析中的結(jié)論一致。

三、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

由協(xié)整檢驗結(jié)果可知，序列l(wèi)ngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt之間存在長期的均衡關(guān)系。下面將通過格蘭杰因果檢驗對這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何進行進一步驗證。因只有平穩(wěn)序列才可進行格蘭杰因果檢驗，故此處對序列l(wèi)ngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt的差分序列進行格蘭杰因果檢驗，選取滯后1至6階。使用Eviews6.0軟件將存在單向或雙向因果關(guān)系的回歸結(jié)果整理如表6所示。

根據(jù)表6可知：當滯后期為4、5、6階時，在10%的顯著水平上，△lnfs是△lngy的格蘭杰原因。也就是說中長期內(nèi)廢水排放量對南通地區(qū)生產(chǎn)總值有促進作用。

當滯后期為1、4、5階時，在10%的顯著水平上，△lnfq是△lngy的格蘭杰原因。也就是說短、中期內(nèi)工業(yè)廢氣排放量對南通地區(qū)生產(chǎn)總值有促進作用。

當滯后期為4階時，在10%的顯著水平上，△lngdp是△ln

fs和△lngt的格蘭杰原因，也就是說，在中期內(nèi)南通地區(qū)生產(chǎn)總值的提高可能對南通廢水排放量和工業(yè)固體廢物排放量有促進作用。

當滯后期為1至6階時，△lnny不是△lngdp的格蘭杰原因，△lngdp也不是△lnny的格蘭杰原因；也就是說，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的提高對南通能源消費的促進作用不明顯；同時南通能源消費增長對南通地區(qū)生產(chǎn)總值的促進作用也不明顯。

四、結(jié)論

通過上述對南通經(jīng)濟增長與能源消耗、環(huán)境污染的協(xié)整分析，我們可以得出以下結(jié)論：

第一，南通經(jīng)濟增長與能源消費、環(huán)境污染之間存在長期的均衡關(guān)系。能源消耗每增加1個百分點，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.67個百分點；廢水排放每增加1個百分點，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.31個百分點；工業(yè)廢氣排放每增加1個百分點，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值減少0.71個百分點；工業(yè)固體廢物排放每增加1個百分點，則南通地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.27個百分點。由此可知，能源消耗、廢水排放和工業(yè)固體廢物排放與南通經(jīng)濟增長存在長期的正向關(guān)系，也就是說其對南通經(jīng)濟增長具有拉動作用。但廢水排放與南通經(jīng)濟增長存在長期的負向關(guān)系。

第二，向量誤差修正模型（VECM）反映出，廢水排放量的短期變動對南通地區(qū)生產(chǎn)總值存在正向影響，廢水排放的增長率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率將增加0.04%；而工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢物排放的短期變動對南通地區(qū)生產(chǎn)總值存在反向影響，工業(yè)廢氣排放的增長率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率將降低0.04%；工業(yè)固體廢物排放的增長率每增加1%，南通地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率將降低0.05%；能源消耗的的短期變動對南通地區(qū)生產(chǎn)總值影響不大。此外，誤差修正系數(shù)為-0.151881，符合反向修正機制，表明每年實際的南通地區(qū)生產(chǎn)總值與其長期均衡值的偏差中的15%被修正。

第三，通過方差分解分析，可以看出工業(yè)固體廢物排放對南通地區(qū)生產(chǎn)總值的影響一直較弱。而能源消費、工業(yè)廢氣排放和廢水排放則有不斷增強的趨勢，且構(gòu)成對南通地區(qū)生產(chǎn)總值最主要的三個影響因素，其中能源消費影響最大。通過脈沖響應(yīng)分析，可以看出，能源消費對南通地區(qū)生產(chǎn)總值有長期的正效應(yīng)，這與協(xié)整方程得到的長期均衡關(guān)系表現(xiàn)一致；工業(yè)廢氣排放對南通地區(qū)生產(chǎn)總值有長期的負效應(yīng)，這也與協(xié)整方程得到的長期均衡關(guān)系表現(xiàn)一致；當廢水排放出現(xiàn)一個標準差的正向沖擊時，對南通地區(qū)生產(chǎn)總值有弱負向影響，其導致南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第3期后一直穩(wěn)定于—0.01左右，至第10期后上升于-0.005附近。這與長期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果稍有不同；工業(yè)固體廢物排放的一個標準差的正向沖擊，對南通地區(qū)生產(chǎn)總值有微弱正向影響，南通地區(qū)生產(chǎn)總值在第9期最高達0.008，然后至第10期下降到-0.002。

總之，可以看出上述四因素中，能源消費和工業(yè)廢氣排放對南通地區(qū)生產(chǎn)總值的影響較大，而廢水排放和工業(yè)固體廢物排放的影響很小。

參 考 文 獻

[1]蘇輝.南通產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長協(xié)整分析[J].企業(yè)導報.2012（2）

[2]蘇輝.南通工業(yè)經(jīng)濟增長影響因素協(xié)整分析[J].企業(yè)導報.2011（3）

[3]蘇輝.南通經(jīng)濟開放度與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].消費導刊.2009（12）

[4]蘇輝.對提高南通開放型經(jīng)濟水平的探析[J].現(xiàn)代商業(yè).2009（12）

[5]周福田.基于VAR模型的青島市經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的實證分析[J].中國石油大學學報.2012（3）

[6]譚元發(fā).能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長的協(xié)整與ECM分析[J].統(tǒng)計與決策.2011（4）

[7]李紅艷.經(jīng)濟增長因素核算探析[J].企業(yè)導報.2009（8）：52

[8]胡國良.新疆地區(qū)經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關(guān)系的實證分析[J].當代財經(jīng).2009（5）

基金項目：本文為2012年度南通市哲學社會科學研究資助課題《加快發(fā)展南通綠色經(jīng)濟、低碳經(jīng)濟研究》（2012BNT007）階段性研究成果之一。