劉 念

安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，安徽蚌埠，233000

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家G.Grossman和A.Krueger首次提出“環(huán)境庫茨涅茨曲線假說（EKC）”，即環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨著GDP的增長呈現(xiàn)出先惡化然后慢慢變好的趨勢(shì)［1］。對(duì)于這一經(jīng)典假設(shè)，越來越多的學(xué)者都來驗(yàn)證環(huán)境和經(jīng)濟(jì)增長二者的EKC曲線關(guān)系。國內(nèi)關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的研究也從不同的角度來探究是否存在EKC假說，不同樣本得出了不同的具體曲線形狀，大體分為“U型”“倒U型”“N型”“倒N型”等。趙新華、李斌、李玉雙［2］加入環(huán)境管制下的FDI這一變量，并建立了聯(lián)立方程模型，驗(yàn)證了人均GDP與環(huán)境污染之間的“倒U型”EKC曲線關(guān)系。胡本田、徐兵華［3］選取中國31個(gè)省份2003－2011年人均GDP、工業(yè)污染物排放量等指標(biāo)建立模型，認(rèn)為二者之間滿足“倒N型”曲線關(guān)系。除了省際面板數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上的實(shí)證研究之外，就各個(gè)省作具體研究的也很多，趙偉肖［4］以河北省為例，在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，考察了經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染二者之間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系。還有人研究了東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的區(qū)域特征，如樊新鋼、米文寶、馬振宇等［5］。

1 指標(biāo)選取與描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)于環(huán)境污染程度指標(biāo)的選取，大多數(shù)學(xué)者選取“三廢”來衡量經(jīng)濟(jì)污染的程度。選取2000－2012年31個(gè)省份的工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量作為環(huán)境污染的指標(biāo)，人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)來建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。其中工業(yè)廢水排放量和二氧化硫排放量的數(shù)據(jù)來源于歷年中國環(huán)境年鑒、中國統(tǒng)計(jì)年鑒和各省統(tǒng)計(jì)年鑒，人均GDP的數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局。在建模之前，對(duì)變量取對(duì)數(shù)，見表1。

表1 變量名稱、單位及符號(hào)

表2為各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，其中序列G、I和S分別代表2000－2012年間31個(gè)省級(jí)地區(qū)的人均GDP、工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量序列的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。2000－2012年間人均GDP的平均值為21 706.04元，而工業(yè)廢水排放量的平均值高達(dá)72 787.86萬噸，最高排放量達(dá)到296 318.0萬噸，二氧化硫排放量的平均值也達(dá)到了71.180 89萬噸，可見，在經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，各省環(huán)境污染程度很嚴(yán)重。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

2 模型建立與分析

根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨理論，建立三次多項(xiàng)式模型，表達(dá)式如下：

以人均GDP（G）為自變量，工業(yè)廢水排放量（I）、二氧化硫排放量（S）為因變量，建立面板數(shù)據(jù)模型。它可能存在以下幾種形狀：（1）若β1、β3＞0，β2＜0，該曲線為“N型”曲線；（2）若β1、β3＜0，β2＞0，則為“倒N型”曲線，此時(shí)對(duì)上式求一階導(dǎo)得到曲線的轉(zhuǎn)折點(diǎn)lnG＝ （－2β2±）／6β3，其中Δ＝－12β1β3；（3）若β1＞0，β2＜0，β3＝0，則為“倒U型”二次曲線，即存在EKC關(guān)系；（4）若β1＜0，β2＞0，β3＝0，則為“U型”曲線；（5）若β1≠0，β2＝β3＝0，則為線性關(guān)系，即環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長之間是線性正相關(guān)或者線性負(fù)相關(guān)。

2.1 單位根檢驗(yàn)

為了防止偽回歸，首先對(duì)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，若序列不平穩(wěn)，再進(jìn)行差分處理，面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)方法：一是假設(shè)面板數(shù)據(jù)各截面有相同的單位根過程，包括LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)；二是面板數(shù)據(jù)各截面存在不同的單位根過程，包括Im、Pesaran－Shin檢驗(yàn)、Fisher－ADF檢驗(yàn)和Fisher－PP檢驗(yàn)。為了更精確地建立模型，同時(shí)參考LLC、IPS、ADF和PP檢驗(yàn)。

表3 單位根檢驗(yàn)

由表3可以看出：綜合四種檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)結(jié)果，在顯著性水平為0.05的條件下，lnI，lnS，lnG，ln2，ln3G等5個(gè)變量都是不平穩(wěn)的；為了消除其不平穩(wěn)，對(duì)其差分。一階差分后各方法的結(jié)果都拒絕序列 不 平穩(wěn)的 原假設(shè) ，因此lnI，lnG，lnG，ln2G，ln3G這5個(gè)變量都是一階單整的。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

由于lnI，lnS，lnG，ln2，ln3G這五個(gè) 變 量 均 不 平穩(wěn)，同時(shí)一階單整，所以需要對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果如表4。在顯著性水平為5%時(shí)，變量組（lnI，lnG，ln2G，ln3G），KAO檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整關(guān)系；而Pedroni檢驗(yàn)中，除了Panel rho接受原假設(shè)外，其他均拒絕原假設(shè)。對(duì)有限樣本來說，Panel ADF與Group ADF具有較強(qiáng)的說服力，其對(duì)應(yīng)的概率值P＝0.0000，拒絕原假設(shè)。綜合這些檢驗(yàn)方法，認(rèn)為變量組（lnI，lnG，ln2G，ln3G）存在長期的協(xié)整關(guān)系。變量組（lnS，lnG，ln2G，ln3G）也存在長期協(xié)整關(guān)系。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)

2.3 模型估計(jì)

由于樣本空間的時(shí)間跨度是13年，截面數(shù)是31個(gè)，所以對(duì)這種寬而短的數(shù)據(jù)只研究截面差異的影響。

首先，對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)。原假設(shè)H0：混合模型；H1：固定效應(yīng)模型。

分別以lnI和lnS為被解釋變量，對(duì)lnG、ln2G、ln3G回歸，建立混合回歸模型和個(gè)體固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果如表5。

表5 殘差平方和

FI＝F（30.371）＝1.13，拒絕原假設(shè)，所以應(yīng)該建立工業(yè)廢水排放量與GDP之間的個(gè)體固定效應(yīng)模型。

FS＝411＞F（30.371）＝1.13，拒絕原假設(shè)，所以應(yīng)該建立二氧化硫排放量與GDP之間的個(gè)體固定效應(yīng)模型。

然后建立隨機(jī)效應(yīng)模型，進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，H0：個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)。如表6，工業(yè)廢水排放量的Chi－Sq統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的概率值P＝0.0310＜5%，拒絕原假設(shè)，故建立個(gè)體固定效應(yīng)模型；二氧化硫排放量Chi－Sq統(tǒng)計(jì)量的概率值P＝0.1098＞5%，接受原假設(shè)，故建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。

表6 Hausman檢驗(yàn)

2.3.1 個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型

表7 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

由表7可知，各變量的T檢驗(yàn)顯著，可決系數(shù)為0.972 376，F(xiàn)＝429.806 3。

估計(jì)模型為：

其中，β1、β3＜0，β2＞0，模型形狀是3次倒 N型曲線，其轉(zhuǎn)折點(diǎn)處人均GDP為6 503元、31 571元。表明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的起步階段，工業(yè)廢水排放量情況正常，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越來越高，工業(yè)廢水排放量越來越大，環(huán)境污染程度越來越嚴(yán)重，當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展時(shí)，工業(yè)廢水排放量有所抑制，環(huán)境污染程度得到緩解，環(huán)境質(zhì)量開始變好。對(duì)于本例中的31個(gè)省市來說，雖然它們的邊際排水量相同，但是2000－2012年間其自發(fā)的工業(yè)排水量存在顯著的差異，其中代表各省的個(gè)體影響，具體見表8。江蘇、浙江、廣東等省的工業(yè)廢水排放量較高，因?yàn)檫@些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，而經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的地區(qū)的環(huán)境污染程度相對(duì)較低，如西藏。

2.3.2 個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型

可見，各變量的T檢驗(yàn)顯著，可決系數(shù)為0.214 587，F(xiàn)＝36.337 58。

估計(jì)模型為：

其中，β1、β3＜0，β2＞0，模型形狀是3次倒 N型曲線，轉(zhuǎn)折點(diǎn)處的人均 GDP為2 878元、27 174元。表明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的起步階段，二氧化硫排放量情況樂觀，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越來越高，二氧化硫排放量越來越大，環(huán)境污染程度越來越嚴(yán)重，當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展時(shí)，二氧化硫排放量有所抑制，環(huán)境污染程度得到緩解，環(huán)境質(zhì)量開始變好，代表各省的個(gè)體情況如表9。山東、貴州的二氧化硫排放量的較高，江蘇、浙江、河南、河北、山西、廣東等地的廢氣排放量也較高，西藏的廢氣排放量最低；因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展較好地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平高，伴隨著的環(huán)境污染問題也相對(duì)嚴(yán)重，而西藏、海南等地工業(yè)發(fā)展水平較低，環(huán)境質(zhì)量相對(duì)較好。

表8 污染物自主排放量

表9 個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果

3 結(jié) 論

基于2000－2012年全國31個(gè)省市面板數(shù)據(jù)的研究分析，結(jié)合F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，最后決定建立工業(yè)廢水與經(jīng)濟(jì)增長的個(gè)體固定效應(yīng)模型以及二氧化硫與經(jīng)濟(jì)增長的個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。二者都是“倒N型”模型，并不符合庫茨涅茨曲線假說（EKC）。

（1）對(duì)于工業(yè)廢水排放量和經(jīng)濟(jì)增長之間“倒N型”曲線關(guān)系，其轉(zhuǎn)折點(diǎn)對(duì)應(yīng)的人均GDP分別是6 503元和31 571元。全國31個(gè)省市中大多數(shù)的人均GDP都達(dá)到了31 571元，對(duì)于這些省市目前已經(jīng)達(dá)到了“脫鉤”的階段，即經(jīng)濟(jì)增長反而能夠使該省的環(huán)境污染程度減弱。而安徽、江西、廣西、四川、貴州、云南、西藏和甘肅等省的人均GDP還沒達(dá)到31 571元，當(dāng)前仍處于以環(huán)境污染為代價(jià)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)中，要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境污染的負(fù)相關(guān)關(guān)系需要采取進(jìn)一步的措施。

（2）二氧化硫排放量和經(jīng)濟(jì)增長之間“倒N型”曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)處人均GDP為2 878元和27 174元。大多數(shù)省份已經(jīng)達(dá)到2 7174元，只有貴州、云南、西藏和甘肅這些省份介于287 8和27 174之間，所以除了這幾個(gè)省份處于經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量負(fù)相關(guān)階段外，其他省份已經(jīng)達(dá)到緩解環(huán)境污染的程度。

通過以上的實(shí)證結(jié)果分析可以發(fā)現(xiàn)，雖然環(huán)境污染問題已經(jīng)受到重視，大部分省市的環(huán)境污染情況表現(xiàn)良好，但要想從根本上解決環(huán)境污染問題，實(shí)現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)雙贏的局面，任重而道遠(yuǎn)。建立的兩個(gè)模型的兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)距離都比較遠(yuǎn)，說明經(jīng)濟(jì)增長不是導(dǎo)致環(huán)境污染的唯一影響因素，應(yīng)該辯證看待經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系，更加注重通過其他渠道來緩解各省市的環(huán)境污染，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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［2］趙新華，李斌，李雙玉，等.環(huán)境管制下FDI、經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系的實(shí)證研究［J］.中國科技論壇，2011（3）：46－72

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［10］黃洵，黃民生.基于能值分析的城市可持續(xù)發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究：以泉州市為例［J］.地理科學(xué)進(jìn)展，2015（34）：38－47 （責(zé)任編輯：周博）