杜 穎，肖榮閣，朱春華

（1.中國地質大學 （北京），北京100083；2.河北地質職工大學，河北 石家莊 050081）

河北經濟增長與環(huán)境污染關系的檢驗

杜 穎1，2，肖榮閣1，朱春華1

（1.中國地質大學 （北京），北京100083；2.河北地質職工大學，河北 石家莊 050081）

本文根據1991～2012年河北省五類環(huán)境污染指標和人均GDP時間序列數據，采用環(huán)境庫茲涅茨曲線、脈沖響應分析和方差分解方法實證檢驗了經濟增長與環(huán)境污染之間的動態(tài)關系。研究發(fā)現：隨著經濟快速增長，河北環(huán)境質量總體趨于惡化，經濟增長加速了環(huán)境污染物的排放且持續(xù)時間較長，但污染物排放量的增多并沒有大幅推動經濟增長。經濟增長與環(huán)境治理之間的博弈是現階段河北發(fā)展面臨的最大難題，必須綜合利用排污權交易、稅收補貼等手段，加快技術革新、優(yōu)化產業(yè)結構，實現經濟環(huán)境協(xié)調發(fā)展。

經濟增長；環(huán)境污染；環(huán)境庫茲涅茨曲線；脈沖效應分析；方差分解；河北

隨著經濟增長與環(huán)境保護的矛盾日益突出，國外學者大量利用計量經濟學和統(tǒng)計學方法對經濟增長與環(huán)境污染之間的關系展開研究，較有代表性的是美國 Grossman和 Krueger（1991）［1］提出的環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC），該理論將倒U型假說引入經濟增長與環(huán)境污染關系的研究中，認為一個國家的污染程度會隨國民收入的增加而上升，當國民收入達到某一轉折點后，環(huán)境污染水平會隨之下降。此后，各國學者利用截面數據、面板數據對EKC曲線進行理論論證和實證檢驗，如 Ekins（1997）［2］、Levinson等（2000）［3］以及 Dinda（2004）［4］等。針對我國經濟增長與環(huán)境污染之間關系的研究起步較晚，包群和彭水軍（2006）［5］根據1996～2000年中國30個省市面板數據，實證檢驗了大多省份的經濟增長與環(huán)境污染之間存在EKC倒U曲線關系。原志華等（2008）［6］對山西進行實證檢驗，結果表明，除煙塵排放量外，環(huán)境指標與經濟增長的關系呈波浪式的N型或倒N型曲線關系，山西省環(huán)境污染隨著人均GDP的增長而不斷加劇。李鵬等（2009）［7］則發(fā)現山西經濟增長與環(huán)境污染之間存在EKC倒U曲線關系。李琳等（2009）［8］運用VAR模型考察了重慶經濟增長與環(huán)境污染的相互影響機制，實證檢驗了工業(yè)廢水、工業(yè)粉塵、工業(yè)SO2、工業(yè)固體廢棄物排放量的增加對重慶經濟增長存在著反作用力。陳桂月等（2012）［9］基于Granger因果檢驗研究了內蒙古經濟發(fā)展與環(huán)境污染關系，發(fā)現內蒙古各環(huán)境污染因子排放量的增多并沒有大幅促進經濟增長，經濟增長卻帶動了工業(yè)污染物的排放。王敏等（2015）［10］根據2003～2010年中國112個城市大氣污染濃度數據，認為我國經濟增長和環(huán)境污染之間的呈現出“U形”曲線關系，但高增長并不一定會導致高污染。上述研究各有側重，但對EKC曲線成立條件以及河北經濟環(huán)境的相互作用機理，有待進一步研究。

長期以來，河北經濟快速增長的同時，環(huán)境狀況日益惡化，工業(yè)“三廢”特別是工業(yè)廢水和廢氣排放量明顯上升，帶來了嚴重的水污染和大氣霧霾，造成河北經濟可持續(xù)發(fā)展的巨大桎梏。本文結合河北經濟增長與環(huán)境污染之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線的實證檢驗，深入分析了河北經濟環(huán)境的相互作用機制，通過脈沖響應分析和方差分解得出工業(yè)三廢與經濟增長之間的動態(tài)影響軌跡，為河北經濟環(huán)境協(xié)調發(fā)展提供參考。

1 研究方法

1.1 數據來源

通常使用工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)固體廢物產生量三個指標，即工業(yè)“三廢”指標來反映某國（地區(qū)）的環(huán)境污染程度。本文延續(xù)這一慣例，并結合河北大氣污染嚴重的區(qū)域性特點，加入工業(yè)SO2排放量和工業(yè)煙粉塵排放量，共五類污染指標（工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)SO2、工業(yè)煙粉塵）反映環(huán)境污染狀況，選取實際人均GDP（1978年基期）反映經濟增長水平，數據時序長度為1991～2012年，符號表示及數據來源詳見表1。鑒于時間序列數據取對數能較好消除序列的異方差，因此后續(xù)檢驗均采用各變量的對數值。文中出現的dlny、dlnfs、dlnfq、dlnfw、dlnSO2、dlnyc分別表示一階差分后的lny、lnfs、lnfq、lnfw、lnSO2、lnyc；plny、llny分別表示lny的二次方和三次方。

表1 變量選取與數據來源

1.2 研究方法

1.2.1 環(huán)境庫茲涅茨曲線

環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）表明，一國環(huán)境質量最初隨著經濟增長而不斷惡化，越過拐點后，環(huán)境質量才會隨之改善。本文采用經典的GK模型［1］，引用三次多項式對數函數對河北省環(huán)境庫茲涅茨曲線進行實證檢驗，為使數據平穩(wěn)，函數關系中被解釋變量（工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)SO2、工業(yè)煙粉塵）和解釋變量（實際人均GDP）均以對數形式表示，見式（1）［11］。

ln（waste）t＝c＋β1lnyt＋β2lny21＋β3lny31＋ut（1）

式中，waste代表五類污染排放指標，y代表實際人均GDP，下標t表示時間指標，c為常數，u為隨機擾動項。參數β1、β2、β3分別表示人均GDP的一次、二次和三次項系數，其取值范圍不同，則模型反映的EKC曲線關系也不同，具體包括七種關系（見表2）。如果擬合結果顯示三次項系數不顯著，則選用二次多項式對數函數重新回歸。

1.2.2 脈沖響應分析和方差分解

脈沖響應函數（impulse response functions，IRF）側重分析當系統(tǒng)受到一個內生變量的一個標準差沖擊時對系統(tǒng)內各變量的動態(tài)影響路徑，用于反映河北經濟增長與環(huán)境污染之間的長期相互作用關系。系統(tǒng)內某變量的一個沖擊，不僅影響變量本身，還會傳遞給其他內生變量，脈沖響應分析可以較好的刻畫這些影響的動態(tài)軌跡，展現一個變量的變動是如何影響到系統(tǒng)內其他變量的。

表2 EKC曲線判定標準

方差分解（variance decomposition）用于進一步分析河北經濟增長與環(huán)境污染之間影響的貢獻度。方差分解通過分析每個環(huán)境污染變量沖擊對人均GDP變化的貢獻度，進而評價各污染變量沖擊對經濟增長的重要性，反之亦然。脈沖響應和方差分解的具體方法見高鐵梅（2006）［12］。

2 協(xié)整檢驗

為避免計量經濟學中的偽回歸問題，需要各變量具備相同的單整階數，同時，變量之間存在協(xié)整關系，因此，要對各環(huán)境污染指標和經濟指標進行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整關系檢驗。

當各變量具有相同的單整階數時，則其為平穩(wěn)序列。本文采用單位根檢驗法中的ADF檢驗，它以“變量是非平穩(wěn)序列”為原假設、“變量是平穩(wěn)序列”為備選假設的左側單邊檢驗。借助于eviews7.0對河北各環(huán)境變量和人均GDP進行ADF檢驗，結果如表3所示，除lny，各環(huán)境變量的ADF檢驗值的絕對值均小于5%臨界值，變量序列不平穩(wěn)。一階差分后，各變量在5%顯著水平下均拒絕接受存在單位根的假設，都是平穩(wěn)序列。因此，各變量是一階單整序列，可以繼續(xù)進行協(xié)整檢驗。

在通過平穩(wěn)性檢驗的前提下，進行變量間的協(xié)整關系檢驗。本文采用Johansen檢驗，較好適用于多變量檢驗。檢驗結果見表4，特征根跡檢驗和最大特征值檢驗均表明，在5%顯著性水平下，各環(huán)境污染指標和經濟指標變量之間存在協(xié)整關系，不存在偽回歸問題。

3 實證分析

3.1 河北環(huán)境庫茲涅茨曲線的回歸分析

利用河北1991～2012年各污染數據和人均GDP數據，借助于eviews7.0對式（1）進行環(huán)境庫茲涅茨曲線回歸分析，參數估計結果見表5，擬合曲線見圖1。

表3 ADF單位根檢驗結果

表4 Johansen協(xié)整檢驗結果

在5%顯著性水平下參數β1＞0、β2＜0、β3＞0，可知lny與lnfs呈N型曲線關系，圖1的擬合曲線也驗證了兩者的N型關系。從擬合曲線看，工業(yè)廢水排放量先降后升，且當前處于右半部分上升階段，說明河北省工業(yè)廢水排放量正隨著人均GDP的增加而增加，環(huán)境污染加劇。

lny與lnfq呈倒N型曲線關系，工業(yè)廢氣排放量先降后升，且當前處于右半部分上升階段，預計未來河北工業(yè)廢氣排放量將隨著人均GDP的增加而增加，但趨勢減緩，大氣污染壓力有所減輕。

lny與lnfw呈U型曲線關系，工業(yè)廢棄物產生量先降后升，且當前處于右半部分上升階段，說明河北工業(yè)廢棄物排放量將隨著人均GDP的增加而增加，環(huán)境質量趨于惡化。

lny與lnSO2呈倒U型曲線關系，工業(yè)SO2排放量先升后降，且當前已進入右半部分下降階段，說明河北工業(yè)SO2排放量將隨著人均GDP的增加而減緩，環(huán)境壓力有所減輕。

lny與lnyc呈倒U型曲線關系，工業(yè)煙粉塵排放量先升后降，且當前已進入右半部分下降階段，說明河北工業(yè)煙粉塵排放量將隨著人均GDP的增加而減緩，環(huán)境壓力有所減輕。

綜上可知，隨著河北省人均GDP的不斷增長，環(huán)境質量總體趨于惡化，河北經濟增長的環(huán)境污染代價較大。

表5 河北省環(huán)境庫茲涅茨曲線參數估計結果

圖1 河北省各環(huán)境污染指標與人均GDP的EKC擬合曲線

3.2 脈沖響應分析結果

分析河北人均GDP對各環(huán)境污染指標排放的沖擊響應，得到的脈沖響應函數圖（圖2），橫軸表示沖擊作用的滯后期間，本文設定為10期，縱軸表示各環(huán)境污染指標的響應程度。

圖2（a）表明，當本期給人均GDP一個正沖擊后，工業(yè)廢水排放量在前4期為正，第4～6期為負，隨后上下波動于第7期達到最高點0.066520，累計響應值0.17975。這表明人均GDP受外部某一沖擊后，經傳遞后給工業(yè)廢水排放量帶來同向沖擊，且這一沖擊具有較強的正效應。

圖2（b）表明，當本期給人均GDP一個正沖擊后，工業(yè)廢氣排放量在前4期小幅波動，第4期達到最高點0.064449，隨后緩慢下降但始終為正影響，累計響應值0.451022。這表明人均GDP受外部某一沖擊后，經傳遞后給工業(yè)廢氣排放量帶來同向沖擊，且這一沖擊對工業(yè)廢氣排放量具有顯著的促進作用，并且這一顯著促進作用具有較長的持續(xù)效應。

圖2（c）表明，當本期給人均GDP一個正沖擊后，工業(yè)廢棄物產生量在前3期大幅攀升，第5期達到最高點0.055353，隨后保持穩(wěn)定，累計響應值0.463803。這表明人均GDP受外部某一沖擊后，經傳遞后給工業(yè)廢棄物產生量帶來同向沖擊，且這一沖擊對工業(yè)廢棄物產生量具有顯著的促進作用，并且這一顯著促進作用具有較長的持續(xù)效應。

圖2（d）表明，當本期給人均GDP一個正沖擊后，工業(yè)SO2排放量第一期為0，前3期上升，第4期達到最高點0.006933，隨后保持穩(wěn)定，累計響應值0.051913。這表明人均GDP受外部某一沖擊后，經傳遞后給工業(yè)SO2排放量帶來同向沖擊，且這一沖擊對工業(yè)SO2排放量具有較弱的促進作用，但持續(xù)效應較長。

圖2（e）表明，當本期給人均GDP一個正沖擊后，工業(yè)煙粉塵排放量隨之下降，第1期為0，第3期達到最低點－0.06616，之后大幅回彈至接近0點，累計響應值－0.27844。這表明人均GDP受外部某一沖擊后，經傳遞后給工業(yè)煙粉塵排放量帶來反向沖擊，且這一沖擊對工業(yè)煙粉塵排放量具有較強的抑制作用，但這一抑制作用的持續(xù)時間較短。

反過來分析各環(huán)境污染指標的變動對人均GDP的影響，圖3橫軸表示沖擊作用的滯后期間，縱軸表示人均GDP的響應程度。

圖3（a）表明，當本期給工業(yè)廢水排放量一個正沖擊后，人均GDP持續(xù)上升，在第4～7期小幅上下波動之后于第9期達到最高點0.039531，累計響應值0.226038。這表明工業(yè)廢水排放量受外部某一沖擊后，經傳遞后給人均GDP帶來同向沖擊，且這一沖擊具有持續(xù)顯著的促進作用。

由圖3（b）表明，當本期給工業(yè)廢氣排放量一個正沖擊后，人均GDP大幅上升，第7期達到最高點0.033107，隨后小幅下滑，累計響應值0.278383。這表明工業(yè)廢氣排放量受外部某一沖擊后，經傳遞后給人均GDP帶來同向沖擊，且這一沖擊具有極強的促進作用和較長的持續(xù)效應。

圖3（c）表明，當本期給工業(yè)廢棄物產生量一個正沖擊后，人均GDP持續(xù)上升，累計響應值0.173458。這表明工業(yè)廢棄物產生量受外部某一沖擊后，經傳遞后給人均GDP帶來同向沖擊，且這一沖擊具有非常顯著的促進作用和較長的持續(xù)效應。

圖3（d）表明，當本期給工業(yè)SO2排放量一個正沖擊后，人均GDP持續(xù)下滑，第2期降為負值，累計響應值－0.09274。這表明工業(yè)SO2排放量受外部某一沖擊后，經傳遞后給人均GDP帶來反向沖擊，且這一沖擊具有較弱的抑制作用和較長的持續(xù)效應。

圖3（e）表明，當本期給工業(yè)煙粉塵排放量一個正沖擊后，人均GDP持續(xù)下滑，第4期降為最低點－0.007，隨后略有上升，累計響應值－0.05439。這表明工業(yè)煙粉塵產生量受外部某一沖擊后，經傳遞后給人均GDP帶來反向沖擊，且這一沖擊具有較弱的抑制作用和較長的持續(xù)效應。

3.3 方差分解分析結果

通過方差分解，可知各環(huán)境污染變量對河北經濟增長的貢獻率，如圖4所示，不考慮人均GDP自身的貢獻率，工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)廢棄物產生量對人均GDP的貢獻度最大，且具有長期貢獻，第9期分別達到最高點22.7%和22.6%；其次是工業(yè)煙粉塵，第1期為0，隨后大幅上升到第5期的15.5%，第10期達到最大值16.8%，貢獻逐步增大且持續(xù)時間長；工業(yè)廢水排放量的貢獻度從第1期的0上升到第3期的最高點9.3%，隨后圍繞6%上下波動；工業(yè)SO2的貢獻度最低，10期內基本穩(wěn)定在2%左右。

反過來分析河北經濟增長對各環(huán)境污染指標的貢獻度。圖5表明，不考慮環(huán)境污染指標自身的貢獻率，人均GDP對工業(yè)廢氣排放量的貢獻率最大，且長期貢獻較強，從第1期60%大幅上升到第2期70%，隨后基本穩(wěn)定；其次是工業(yè)廢水排放量，人均GDP對其貢獻率在前4期穩(wěn)定上升，第5期達到最高點40%左右。隨后在33%～40%之間上下波動；人均GDP對工業(yè)廢棄物產生量的貢獻率逐步上升，第10期達到最高點30.8%；對工業(yè)SO2和工業(yè)煙粉塵排放量的貢獻率相對較小，最大值分別為10%和4.8%。

圖3 河北人均GDP對各污染指標的沖擊響應函數

圖4 河北各環(huán)境污染指標對人均GDP的貢獻率

圖5 河北人均GDP對各環(huán)境污染指標的貢獻率

4 結 論

本文采用EKC、脈沖響應分析和方差分解方法，利用河北省1991～2012年時間序列數據，實證檢驗了河北環(huán)境污染與經濟增長之間的EKC曲線關系、相互影響軌跡和貢獻度，結論總結如下。

1）環(huán)境庫茲涅茨曲線回歸檢驗表明：1991～2012年間，河北工業(yè)廢水排放量與人均GDP呈N型曲線關系，且正處于上升階段，環(huán)境質量趨于惡化。工業(yè)廢氣排放量與人均GDP呈倒N型曲線關系，且正處于上升階段，環(huán)境質量惡化。工業(yè)廢棄物產生量與人均GDP呈U型曲線關系，且正處于上升階段，環(huán)境質量趨于惡化。工業(yè)SO2排放量與人均GDP之間呈倒U型曲線關系，且正處于下降階段，環(huán)境壓力有所減輕。工業(yè)煙粉塵與人均GDP之間呈倒U型曲線關系，且正處于下降階段，環(huán)境壓力有所減輕。綜合來看，隨著經濟的快速增長，河北省環(huán)境質量總體趨于惡化，環(huán)境污染代價較大。

2）脈沖響應分析結果表明：河北經濟增長對工業(yè)廢水、廢氣排放和工業(yè)廢棄物產生具有持續(xù)較強的正面影響；對工業(yè)SO2排放具有持續(xù)較弱的正面影響；對工業(yè)煙粉塵排放具有較強的負面影響。工業(yè)廢水排放、工業(yè)廢氣排放、工業(yè)廢棄物產生對經濟增長產生持續(xù)較強的正面影響，工業(yè)SO2排放量對經濟增長具有持續(xù)較弱的負面影響，工業(yè)煙粉塵排放量對經濟增長具有持續(xù)較弱的負面影響。

3）方差分解分析表明：河北工業(yè)廢氣和廢棄物產生量對經濟增長的貢獻度最大，達22%左右，且具有長期貢獻；其次是工業(yè)煙粉塵，貢獻度在15%左右，影響逐步增大且持續(xù)時間長；工業(yè)廢水和SO2排放量對經濟增長的長期貢獻度分別在6%和2%左右。反過來看經濟增長對各環(huán)境污染指標的貢獻度，河北經濟增長對廢氣排放量的貢獻率，且長期貢獻最大，高達70%；對工業(yè)廢水和工業(yè)廢棄物的貢獻率分別為40%和31%；對工業(yè)SO2和工業(yè)煙粉塵排放量的貢獻率則相對較小。簡而言之，河北各環(huán)境污染指標排放量（產生量）的增大并沒有大幅推動經濟增長，但經濟增長對環(huán)境污染的貢獻度較高、解釋力較強。

4）綜合脈沖效應分析和方差分解結果可知，河北經濟的快速增長加劇了環(huán)境污染，這也在一定程度上解釋了河北面臨的大氣污染治理困局。由于工業(yè)廢氣排放與經濟增長相互作用的持續(xù)性較強，意味著短期內難以解決河北霧霾問題，大氣治理將是一項長期任務，但鑒于工業(yè)廢氣與經濟增長之間的正效應較強，河北若減少工業(yè)廢氣排放，將會明顯抑制經濟增長。

河北工業(yè)發(fā)展在推動經濟增長的同時，導致環(huán)境污染不斷加劇，工業(yè)“三廢”指標均呈上升趨勢，目前呈現以犧牲環(huán)境為代價的經濟增長局面，經濟增長與環(huán)境污染之間的博弈將是河北未來經濟環(huán)境協(xié)調發(fā)展面臨的最大難題。在河北環(huán)境尚未遭到完全破壞的當下，必須采取有力措施，加快技術革新、優(yōu)化產業(yè)結構、實施節(jié)能減排戰(zhàn)略，將環(huán)境保護與經濟可持續(xù)發(fā)展有機結合起來，既要將環(huán)境污染納入經濟發(fā)展質量評測之中，盡力減輕經濟增長對環(huán)境的破壞程度，又要通過資源定價、排污權交易、稅收補貼等手段多管齊下，盡快達到環(huán)境庫茲涅茨曲線的轉折點，早日實現河北省經濟與環(huán)境協(xié)調發(fā)展。

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An empirical analysis on the relationship between economic growth and environmental pollution in Hebei

DU Ying1，XIAO Rong－ge1，ZHU Chun－h(huán)ua1
（1.China University of Geosciences（Beijing），Beijing 100083，China；2.Hebei University of Geological Workers，Shijiazhuang 050081，China）

Based on the time series data of five pollution indices and per capita GDP in Hebei from 1991 to 2012，this paper investigated the interactions between economic growth and environmental pollution through EKC，impulse response functions and variance decomposition.Results indicate：The environment becomes deteriorated with the rapid economic growth of Hebei.The economic growth could push up pollution level for a long time while the growth of pollutant emissions cannot significantly promote the economy.At this stage，the most challenging problem of Hebei economy is the competition between economic growth and environmental management.To solve this problem and realize the coordinated development of economy and environment，we should speed up technical innovation and optimize economic structure using a combination of emission trading and tax subsidies.

economic growth；environmental pollution；environmental Kuznets curve；impulse response analysis；variance decomposition；Hebei province

肖榮閣（1949－），男，漢族，吉林舒蘭人，中國地質大學（北京）教授，博士生導師，主要從事礦業(yè)勘查方面的教學與研究工作。E－mail：rgxiao＠cugb.edu.cn。

X196

A

1004－4051（2015）09－0062－07

2014－11－28

河北省教育廳社科研究2014年度基金項目資助（編號：SZ141209）

杜穎（1986－），女，漢族，河北藁城人，中國地質大學（北京）資源產業(yè)經濟專業(yè)博士研究生，主要從事資源經濟的研究工作。E－mail：148121960＠qq.com。