陳汝雅

【摘 要】以我國(guó)江蘇省2000～2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用主成分因子分析法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行改進(jìn)處理，通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)、變量協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解，結(jié)合VAR模型對(duì)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行系統(tǒng)和動(dòng)態(tài)的研究，以期對(duì)我國(guó)江蘇省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)提出有價(jià)值的建議。

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；環(huán)境污染；VAR模型

一、問(wèn)題的提出

長(zhǎng)期以來(lái)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的環(huán)境污染持續(xù)增長(zhǎng)，環(huán)境污染治理代價(jià)和生態(tài)破壞壓力日益增大。江蘇省作為經(jīng)濟(jì)大省，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度位居全國(guó)各大省市前列，但與此同時(shí)產(chǎn)生的環(huán)境污染問(wèn)題也不容小覷。在江蘇省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的不斷上升，人均GDP快速提高的過(guò)程中，用于治理環(huán)境污染帶來(lái)的成本與代價(jià)也在逐年攀升。江蘇在以全國(guó)1%的國(guó)土面積創(chuàng)造全國(guó)15%的工業(yè)總量和10%GDP總量的同時(shí)，也制造了全國(guó)6%的工業(yè)污染。近5年來(lái)，雖然江蘇GDP總量翻了一番多，排污總量下降了40%，但由于工業(yè)化迅速推進(jìn)，江蘇環(huán)境承載能力越來(lái)越弱，使江蘇面臨的環(huán)境壓力越來(lái)越突出，環(huán)境問(wèn)題已經(jīng)成為江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸。因此，協(xié)調(diào)好江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間的關(guān)系是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的核心問(wèn)題。本文利用江蘇省2000～2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，改進(jìn)對(duì)數(shù)據(jù)的處理，結(jié)合運(yùn)用VAR模型，輔以主成分分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和預(yù)測(cè)方差分解等方法，對(duì)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行系統(tǒng)和動(dòng)態(tài)的研究，探討了環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的影響和相互作用，對(duì)江蘇省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)提出有價(jià)值的建議。

二、指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文樣本觀察期為2000～2012年，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由江蘇省人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）來(lái)測(cè)度，數(shù)據(jù)消除了價(jià)格因素的影響，并作對(duì)數(shù)處理。環(huán)境污染程度由工業(yè)“三廢”的總和排放量來(lái)測(cè)度，采用工業(yè)廢水排放量（億噸）、工業(yè)廢氣排放量（億立方米）、二氧化硫排放總量（萬(wàn)噸）、煙塵排放總量（萬(wàn)噸）、工業(yè)粉塵排放量（萬(wàn)噸）和工業(yè)固體廢棄物排放量（萬(wàn)噸）等六個(gè)指標(biāo)。

以上六個(gè)指標(biāo)分別反映了污染排放程度，可以分別用于檢驗(yàn)各個(gè)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在EKC假說(shuō)，但為了整體反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的關(guān)系，可以通過(guò)因子分析法將六個(gè)指標(biāo)整合成環(huán)境污染綜合指數(shù)。首先通過(guò)SPSS軟件對(duì)六個(gè)指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，并計(jì)算出因子得分、特征值、貢獻(xiàn)率和累積貢獻(xiàn)率，結(jié)果見(jiàn)表1。

由表可知，第二個(gè)主因子的特征值已經(jīng)是1.723，并且前兩個(gè)因子的累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到84.506%，因此，選取前兩個(gè)主要的因子就可以較準(zhǔn)確地反映原有變量指標(biāo)的基本信息。計(jì)算出前兩個(gè)主因子的相應(yīng)得分，分別記為F1和F2。再以前兩個(gè)主因子對(duì)應(yīng)的特征值占三個(gè)主因子特征值總和的比重為權(quán)數(shù)，構(gòu)造江蘇省環(huán)境污染綜合指數(shù)方程：Pollution=0.66F1+0.34F2，（1）。離差標(biāo)準(zhǔn)化是將某變量中的觀察值減去該變量的最小值，然后除以該變量的極差。由于本文采用因子分析法得到的環(huán)境污染綜合指數(shù)的數(shù)據(jù)中存在負(fù)數(shù)，而實(shí)際污染排放量不可能為負(fù)，并且負(fù)值無(wú)法進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，因此本文采用離差標(biāo)準(zhǔn)化法進(jìn)行處理，得到江蘇省的環(huán)境綜合污染對(duì)數(shù)化指數(shù)記為Zpollution。即x′ik=[xik-Min（xk）]/Rk，（2）經(jīng)過(guò)離差標(biāo)準(zhǔn)化后，各種變量的觀察值的數(shù)值范圍都將在[0，1]之間，并且經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)都是沒(méi)有單位的純數(shù)量。Pollution和Zpollution兩指數(shù)2000年到

2012年的變化趨勢(shì)見(jiàn)圖1。從圖1可知，江蘇省環(huán)境污染綜合指數(shù)從2000到2002年呈下降趨勢(shì)，2002到2007年快速上升，

2007到2012年快速下降，2002到2012年呈現(xiàn)倒U型曲線(xiàn)。

三、模型建立與探究

單一方程時(shí)間序列模型探討的是單個(gè)變量的動(dòng)態(tài)規(guī)律性，但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)分析中，經(jīng)常會(huì)面對(duì)由多個(gè)變量構(gòu)成的系統(tǒng)，而這些變量之間通常具有關(guān)聯(lián)性。因此，在一個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，一個(gè)變量的變化不僅會(huì)與其自身滯后值有關(guān)，還會(huì)與其它變量滯后值有關(guān)。這就需要把單變量自回歸模型推廣到多變量自回歸模型，即VAR模型。每個(gè)被解釋變量都對(duì)自身以及其它被解釋變量的若干期滯后值回歸，若令滯后階數(shù)為k，可用下式表示。但在向量自回歸模型之前，必須先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，看變量序列是否為平穩(wěn)序列，若平穩(wěn)，可構(gòu)造回歸模型；如果不平穩(wěn)，還要進(jìn)行差分。所有的檢驗(yàn)序列都要服從同階單整，才能構(gòu)造VAR模型，然后再做協(xié)整檢驗(yàn)，判斷模型內(nèi)部變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，即是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。如果存在協(xié)整關(guān)系，再進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量之間是否存在因果關(guān)系。這些檢驗(yàn)雖然能夠顯示被解釋變量對(duì)被解釋變量是否存在顯著的影響，但是不能顯示這種影響的正與負(fù)，也不能顯示這種影響的時(shí)效性。因此，還要運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析和方差預(yù)測(cè)分解。

（一）單位根檢驗(yàn)

本文主要采取ADF檢驗(yàn)法，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。通過(guò)檢驗(yàn)，可以看出變量的原序列是非平穩(wěn)的，但它們的二階差分序列是平穩(wěn)的，說(shuō)明它們都是二階單整序列。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)LnY與LnZpollution是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用關(guān)于系數(shù)矩陣Π的協(xié)整似然比（LR）檢驗(yàn)方法進(jìn)行協(xié)整（co-integration）關(guān)系分析，來(lái)衡量這種偏離是暫時(shí)的還是永久的，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。從表3結(jié)果可知：在95%置信水平上，變量之間有且僅有最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系。根據(jù)AIC和SC原則，考慮到在數(shù)據(jù)量較小的情況下增加滯后階數(shù)對(duì)估計(jì)精度的影響，本文將滯后的階數(shù)設(shè)定為二階，即建立VAR（2）模型。協(xié)整方程如下：■（4）。從協(xié)整方程可以看到，環(huán)境污染對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的抑制作用，環(huán)境污染的對(duì)數(shù)增加1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)數(shù)就會(huì)相應(yīng)地減少0.12%。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)只能說(shuō)明變量之間具有長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，至少有單項(xiàng)因果關(guān)系，但這并不能說(shuō)明誰(shuí)為因誰(shuí)為果，因此還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，利用E-Views軟件直接對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行因果檢驗(yàn)操作，檢驗(yàn)結(jié)果如表4：

由檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是環(huán)境污染的Granger原因，而環(huán)境污染不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。從長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致環(huán)境污染加劇，而環(huán)境污染顯然不是經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的原因。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析與預(yù)測(cè)方差分解分析

運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解來(lái)進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)用來(lái)衡量擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響。方差分解主要是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量（m個(gè)）的波動(dòng)（K步預(yù)測(cè)均方誤差） 按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的m個(gè)組成部分，從而了解各信息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。具體見(jiàn)圖2和圖3。

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果表明，一味追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致環(huán)境污染加劇，雖然在當(dāng)期可能不顯著，但對(duì)環(huán)境造成的傷害會(huì)較快顯現(xiàn)出來(lái)，在第二期顯現(xiàn)最徹底，并會(huì)持續(xù)較長(zhǎng)時(shí)間；而以環(huán)境污染為代價(jià)發(fā)展經(jīng)濟(jì)，其發(fā)展短暫，在初期會(huì)使經(jīng)濟(jì)較快增長(zhǎng)，但增速減緩，動(dòng)力作用在第二期就基本消失殆盡。

通過(guò)方差分解曲線(xiàn)可以看出，環(huán)境污染自身沖擊對(duì)其波動(dòng)的貢獻(xiàn)率從第一期的100%到第二期下降為95%，后期保持不變；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊對(duì)其波動(dòng)的貢獻(xiàn)率從0%到第二期上升為5%，后期保持不變；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)自身沖擊對(duì)其波動(dòng)的貢獻(xiàn)率保持在93%不變，而環(huán)境污染的沖擊對(duì)其波動(dòng)的貢獻(xiàn)率保持在7%不變。

四、結(jié)論與討論

在建立各類(lèi)環(huán)境指標(biāo)、環(huán)境污染綜合指數(shù)與人均GDP雙變量VAR模型的基礎(chǔ)上，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的雙向長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，得出以下結(jié)論：（1）環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的

Granger因果關(guān)系基本上是單向的，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生敏感的影響，而環(huán)境污染對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻礙作用則相對(duì)有限。人均GDP對(duì)解釋各類(lèi)污染指標(biāo)和環(huán)境污染綜合指數(shù)的預(yù)測(cè)方差起到了較大作用，而環(huán)境污染指標(biāo)對(duì)人均GDP的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度則相對(duì)較小。（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間存在雙向作用，并且在這種雙向作用中環(huán)境污染對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的反作用要弱些。運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，對(duì)六類(lèi)污染指標(biāo)與人均收入之間進(jìn)行了因果關(guān)系檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，江蘇的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與某些污染物排放之間有顯著的因果關(guān)系，但這種關(guān)系的滯后期是不同的。當(dāng)前居于主導(dǎo)地位的是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致主要污染物排放量的增加；反過(guò)來(lái)，環(huán)境污染對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻礙作用相對(duì)小一些。（3）環(huán)境污染不會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而自動(dòng)改善，僅僅依靠國(guó)家干預(yù)是不能從根本上解決問(wèn)題的，關(guān)鍵是要把由于污染排放導(dǎo)致的外部效應(yīng)進(jìn)行清晰界定，建立科學(xué)、完善的污染權(quán)市場(chǎng)交易機(jī)制，并輔之以嚴(yán)格執(zhí)法，才能形成良好的環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的反饋機(jī)制，實(shí)現(xiàn)兩者的均衡和持續(xù)的發(fā)展。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]Soumyananda Dinda.Environmental Kuznets Curve Hypothesis：A

Survey[J].Ecological Economics.2004（49）：431～455

基金項(xiàng)目：江蘇省研究生培養(yǎng)創(chuàng)新工程項(xiàng)目；江蘇高校優(yōu)勢(shì)學(xué)科建設(shè)工程資助項(xiàng)目A。