浙江省紡織工業(yè)發(fā)展與水污染的EKC檢驗(yàn)

摘要：以紡織業(yè)為例，選取1996—2006年浙江省的紡織經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染（以水污染為例）的統(tǒng)計(jì)面板數(shù)據(jù)，建立浙江省紡織經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染測(cè)度的計(jì)量模型，對(duì)浙江省工業(yè)發(fā)展與環(huán)境污染的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)的存在性及變化趨勢(shì)進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明：浙江省紡織經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和水污染之間的相關(guān)性曲線(xiàn)呈現(xiàn)出比較典型的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)，即倒“U”型曲線(xiàn)。

關(guān)鍵詞：紡織業(yè)；水污染；環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)；浙江省

中圖分類(lèi)號(hào)：F27文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1673-291X（2010）34-0203-05

引言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的環(huán)境污染是世界各國(guó)在工業(yè)化過(guò)程中所必然面臨的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。主流的觀點(diǎn)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模式和人均收入水平與環(huán)境污染指標(biāo)有著正相關(guān)的關(guān)系。近年，隨著中國(guó)的人均GDP突破2 000美元，經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式開(kāi)始轉(zhuǎn)變，協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間的關(guān)系將變得異常重要。在工業(yè)發(fā)展中，傳統(tǒng)紡織業(yè)的水污染問(wèn)題一直受到研究者的關(guān)注。作為紡織大省，浙江紡織工業(yè)增長(zhǎng)與環(huán)境水污染的關(guān)系呈現(xiàn)怎樣的關(guān)系呢？1996年浙江省工業(yè)總產(chǎn)值為1 983.9億元，其中紡織工業(yè)總產(chǎn)值為593.0億元，占當(dāng)年工業(yè)總產(chǎn)值的29.89%；當(dāng)年浙江省工業(yè)廢水排放總量為85 481.0億噸，其中紡織業(yè)廢水排放總量為25 549.5億噸。到了2003年浙江省工業(yè)總產(chǎn)值為4 463.0億元，其中紡織工業(yè)總產(chǎn)值為1 750.4億元，占當(dāng)年工業(yè)總產(chǎn)值的39.22%；當(dāng)年浙江省工業(yè)廢水排放總量為168 088.0億噸，比1996年同期增長(zhǎng)了96.64%，其中紡織業(yè)廢水排放總量為65 925.7億噸，比1996年同期增長(zhǎng)了158.03%。到了2006年浙江省工業(yè)總產(chǎn)值為7 590.3億元，其中紡織工業(yè)總產(chǎn)值為3 473.6億元，占當(dāng)年工業(yè)總產(chǎn)值的45.76%；當(dāng)年浙江省工業(yè)廢水排放總量為199 593.0億噸，比2003年同期增長(zhǎng)了18.74%，其中紡織業(yè)廢水排放總量為91 337.0億噸，比2003年同期增長(zhǎng)了38.55%。從1996—2006年，浙江省的工業(yè)總產(chǎn)值和紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值快速增長(zhǎng)，其中紡織業(yè)發(fā)展尤為迅猛，由此可見(jiàn)，隨著紡織工業(yè)對(duì)浙江省工業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率不斷提高，工業(yè)廢水排放總量從1996—2003年增長(zhǎng)了近1倍，而紡織業(yè)廢水排放總量更是增長(zhǎng)了近1.6倍，從2003—2006年，浙江省貫徹落實(shí)國(guó)家倡導(dǎo)的科學(xué)發(fā)展觀，工業(yè)廢水排放總量的增速明顯減緩，但紡織業(yè)廢水排放總量卻仍然在快速增長(zhǎng)。

本文通過(guò)建立計(jì)量模型，并運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，檢驗(yàn)浙江省紡織業(yè)工業(yè)發(fā)展與紡織業(yè)造成的水污染之間的相關(guān)性，以發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染的影響。

一、文獻(xiàn)簡(jiǎn)要回顧

在20世紀(jì)90年代初，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家格羅斯曼（Grossman）和克魯格（Krueger）、謝費(fèi)克和班德帕亞（Shafik和Bandyopadhyay）在研究北美自由貿(mào)易區(qū)（主要是墨西哥）的環(huán)境影響時(shí)，通過(guò)對(duì)66個(gè)國(guó)家的14種空氣污染和水污染物質(zhì)的變動(dòng)情況進(jìn)行計(jì)量研究發(fā)現(xiàn)：一國(guó)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級(jí)階段，大多數(shù)的污染物隨人均國(guó)民收入的增加而不斷上升，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到較高水平、收入達(dá)到某一特定值后，進(jìn)一步的增加收入導(dǎo)致污染物的減少、環(huán)境的改善，即大多數(shù)污染物的變動(dòng)趨勢(shì)與人均國(guó)民收入的變動(dòng)趨勢(shì)呈倒“U”型曲線(xiàn)關(guān)系（見(jiàn)圖1）。

圖1EKC曲線(xiàn)

據(jù)此，他們?cè)?995年發(fā)表名為《Economic Growth and the Environment》的文章中提出環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)（Environmental Kuznets Curve，以下簡(jiǎn)稱(chēng)EKC）假說(shuō)。此后，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量之間關(guān)系的研究成為國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界以及政策領(lǐng)域的熱點(diǎn)問(wèn)題。許多國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)此存在性進(jìn)行了實(shí)證性研究，出現(xiàn)了多樣化的結(jié)論，有的支持倒“U”型，也有結(jié)論顯示兩者關(guān)系呈“U”型、“N”型、單調(diào)上升型、單調(diào)下降型等，并且不同污染物與人均GDP之間的關(guān)系形態(tài)存在差異。佘群芝（2008）在對(duì)EKC的理論批評(píng)綜論中就認(rèn)為倒“U”型曲線(xiàn)僅是環(huán)境—收入理論關(guān)系七種形態(tài)中的一種，不足以涵蓋環(huán)境質(zhì)量與收入水平（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）間的全部關(guān)系，而且EKC的概念不能適用于所有的環(huán)境指標(biāo)。李國(guó)璋、孔令寬（2008）就CO2、SO4排放量與中國(guó)人均GDP之間的特征是否滿(mǎn)足EKC進(jìn)行實(shí)證研究，得出EKC在目前的中國(guó)有可能并不適用，其中排放量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈“N”型曲線(xiàn)關(guān)系（見(jiàn)圖2）。EKC更多的是反映地區(qū)性和短期性的環(huán)境影響，而非全球性的長(zhǎng)期影響。不過(guò)，沈滿(mǎn)洪、許云華（2000）通過(guò)對(duì)浙江省近二十年來(lái)人均GDP與工業(yè)“三廢”及其人均量之間相互關(guān)系的分析，也發(fā)現(xiàn)了一種這種新型的EKC模型—— “N”型曲線(xiàn)。

圖2“N”型曲線(xiàn)

除此之外，長(zhǎng)期內(nèi)“N”型也是主要的表現(xiàn)形態(tài)之一，將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量之間關(guān)系分為三個(gè)階段，收入水平不斷上升過(guò)程中，環(huán)境質(zhì)量先惡化再改善，又陷入惡化境地，出現(xiàn)第三階段原因在于提高資源利用率的清潔技術(shù)被充分利用后再無(wú)潛力可挖同時(shí)減少污染的成本提高，收入增加導(dǎo)致污染上升。

因此，經(jīng)濟(jì)—環(huán)境關(guān)系的理論形態(tài)表現(xiàn)為多種，EKC只是其中一種，并適用于短期的流量污染物情況，而長(zhǎng)期內(nèi)可能會(huì)呈“N”型，其他形態(tài)更需要深入探討。但需注意EKC曲線(xiàn)并不能成為走“先污染后治理”發(fā)展路子的借口。

二、數(shù)據(jù)檢驗(yàn)和計(jì)量分析

本文以浙江省工業(yè)產(chǎn)業(yè)大類(lèi)中最典型的紡織業(yè)為基礎(chǔ)。相關(guān)性的指標(biāo)解釋如下：用人均紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值來(lái)反映紡織經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而歸因于此產(chǎn)業(yè)的紡織業(yè)廢水排放總量則用來(lái)反映水污染程度。具體數(shù)據(jù)情況（見(jiàn)表1和下頁(yè)表2）。

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整分析

為了避免可能出現(xiàn)的“偽回歸”，首先需要考慮到對(duì)模型中所涉及到的時(shí)間序列數(shù)據(jù)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)時(shí)序數(shù)據(jù)）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整分析。

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。選取人均紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（單位：元）作為自變量，以Xt（t指時(shí)間）表示，而紡織業(yè)廢水排放總量（單位：億噸）作為因變量，以Yt表示。為了在之后的EKC建模估計(jì)過(guò)程中消除異方差的影響，采用原數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。使用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)方法，對(duì)時(shí)序數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（見(jiàn)圖3和圖4）。

圖3LNK時(shí)序圖

圖4LNY時(shí)序圖

從數(shù)據(jù)圖可以看出，圖中的這兩條曲線(xiàn)均存在截距和相應(yīng)的變化趨勢(shì)，反映了時(shí)序數(shù)據(jù)一定的平穩(wěn)性。

lnX和lnY經(jīng)過(guò)兩次差分達(dá)到平穩(wěn)，均為二階單整，且在滯后2期之后可達(dá)最優(yōu)化，此時(shí)，lnX的ADF值為- 4.718868，T的臨界值在5% level（滿(mǎn)足95%的置信區(qū)間）條件下為- 4.246503；lnY的ADF值為- 8.106568，T的臨界值在5% level（滿(mǎn)足95%的置信區(qū)間）條件下為- 4.773194。同時(shí)，也有必要對(duì)ln2X和ln3X進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，所得結(jié)果如下：

ln2X也可以在滯后2期之后達(dá)到最優(yōu)化，為二階單整，ADF值為-4.311140，T的臨界值在5% level（滿(mǎn)足95%的置信區(qū)間）條件下為-4.246503，而ln3X則為非二階單整，但檢驗(yàn)值非常接近這個(gè)水平。

因此，lnX、ln2X和lnY的T統(tǒng)計(jì)量在5%的水平下絕對(duì)值都大于臨界值，都為二階單整，且可以在同一條件下達(dá)到最優(yōu)化，說(shuō)明平穩(wěn)性得到檢驗(yàn)，解釋變量與被解釋變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.變量的協(xié)整分析。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)人均紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與紡織業(yè)廢水排放量之間的協(xié)整關(guān)系，且考慮到有l(wèi)nX、ln2X和lnY這三個(gè)變量。使用Eviews5.0進(jìn)行Johnansen檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5% level條件下，有一個(gè)統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，說(shuō)明有一個(gè)原假設(shè)被拒絕，即lnX、ln2X、lnY之間存在協(xié)整關(guān)系，對(duì)于之后建立的EKC模型而言，其估計(jì)方程可信，不會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”。

（二）面板模型的引入、回歸方程的估計(jì)和面板模型的預(yù)測(cè)圖模擬

1.面板模型的引入。本文借鑒國(guó)際上關(guān)于EKC研究所采用的環(huán)境—收入理論關(guān)系方程的模型來(lái)研究，一般情況下模型有兩種形式：一種為二次多項(xiàng)式，另一種為三次多項(xiàng)式。本文采用三次多項(xiàng)式，用人均紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值作為自變量，以利于國(guó)際比較。模型表達(dá)式如下：

lnYit=αi+β1lnXit+β2ln2Xit+β3ln3Xit+μit

在上述模型中，一般的分析為：假如β1=β2=β3=0，收入水平與環(huán)境質(zhì)量沒(méi)有任何關(guān)系；假如β1>0，β2=0且β3=0，則環(huán)境污染程度將呈直線(xiàn)上升；假如β1<0，β2=0且β3=0，則環(huán)境污染程度將呈直線(xiàn)下降；假如β1>0，β2<0且β3=0，則環(huán)境污染程度曲線(xiàn)將呈倒“U”型曲線(xiàn)，即EKC；假如β1<0，β2>0且β3=0，則環(huán)境污染程度曲線(xiàn)將呈現(xiàn) “U”型曲線(xiàn)；假如β1>0，β2<0且β3>0，則環(huán)境污染程度曲線(xiàn)將呈“N”型曲線(xiàn)，即三次曲線(xiàn)關(guān)系；假如β1<0，β2>0且β3<0，并以人均GDP為橫坐標(biāo)，環(huán)境污染程度為縱坐標(biāo)，則環(huán)境污染程度曲線(xiàn)將呈現(xiàn)倒“N”型曲線(xiàn)，這意味著一個(gè)令人滿(mǎn)意的人均GDP和環(huán)境污染的長(zhǎng)期關(guān)系將存在，即環(huán)境質(zhì)量先改善再污染，后復(fù)歸改善。

結(jié)合之前變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整分析可知，ln3X為非二階單整，而lnX、ln2X和lnY則均為二階單整，且存在確定的協(xié)整關(guān)系，因此，去除變量后，模型表達(dá)式變?yōu)椋?/p>

lnYit=αi+β1lnXit+β2ln2Xit+μit

其中，Yit表示紡織業(yè)廢水排放總量（單位：億噸），Xit表示人均紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（單位：元），i指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)，t指時(shí)間，αi代表特定的截面效應(yīng)，β1、β２代表待估計(jì)參數(shù)，μit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。此模型表達(dá)式采用了雙對(duì)數(shù)的設(shè)定形式是為了保證最終參數(shù)估計(jì)的有效性。

2.回歸方程的估計(jì)。使用Eviews5.0對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)，得到如下結(jié)果：

lnY=-15.36810+5.851408lnX-0.319669ln2X

（-3.304519）（5.023572）（-4.406045）

R2=0.984954 DW=1.817968F=261.8456 Prob（F-statistic）=0.000000

由結(jié)果顯示，lnX和ln2X的T統(tǒng)計(jì)量值分別為5.023572和-4.406045，R-squared為0.984954>0.9，擬合度比較好；DW值為1.817968，通過(guò)查D-W表可知，回歸方程的隨機(jī)誤差不存在自相關(guān)，不需要修正自相關(guān)。同時(shí)，由之前的檢驗(yàn)可知，此估計(jì)方程也不存在“偽回歸”情況。

3.面板模型的預(yù)測(cè)圖模擬。由方程的估計(jì)得到模型的表達(dá)式如下：

lnY=-15.36810+5.851408lnX-0.319669ln2X

（-3.304519）（5.023572）（-4.406045）

由上可見(jiàn)，β1>0，β2<0且β3=0，即此面板模型為典型的倒“U”型曲線(xiàn)，即環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)，且轉(zhuǎn)折點(diǎn)（即頂點(diǎn)）出現(xiàn)在X=e－處。

不難看出，紡織業(yè)廢水排放總量（Yt）已隨人均紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（Xt）產(chǎn)生了遞增趨勢(shì)，開(kāi)始呈現(xiàn)出了倒“U”型曲線(xiàn)的端倪，雖然在某些點(diǎn)處曲線(xiàn)有略微波動(dòng)。

為了更清楚地了解今后幾年浙江省紡織經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染之間的相關(guān)性，在已有回歸方程的基礎(chǔ)上，使用Matlab7.0對(duì)面板模型的預(yù)測(cè)圖進(jìn)行模擬。將人均紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（單位：元）的上限設(shè)定為100 000元，得到圖5。

圖5

根據(jù)現(xiàn)有模型可以給出紡織經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和水污染兩者相關(guān)性的未來(lái)值估計(jì)，但1996—2006年的數(shù)據(jù)也只能保證倒“U”型曲線(xiàn)前半段出現(xiàn)的端倪，而對(duì)于轉(zhuǎn)折點(diǎn)的出現(xiàn)以及后半階段的關(guān)系研究，需要考慮到內(nèi)生變量和外生變量的共同作用，這是一個(gè)復(fù)雜的過(guò)程，但首先應(yīng)該對(duì)環(huán)境問(wèn)題引起足夠的重視。

結(jié)論及建議

通過(guò)對(duì)1996—2006年浙江省紡織業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值和紡織工業(yè)廢水排放總量之間關(guān)系，驗(yàn)證在短期內(nèi)存在的倒“U”型曲線(xiàn)。紡織業(yè)作為浙江省傳統(tǒng)的重要產(chǎn)業(yè)，其在發(fā)展中水污染問(wèn)題比較突出。對(duì)其發(fā)展與污染的分析得出以下結(jié)論：浙江的經(jīng)濟(jì)發(fā)展要注意以下幾點(diǎn)：第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。浙江現(xiàn)在且在較長(zhǎng)一段時(shí)期內(nèi)都將處于工業(yè)化中后期發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的典型特征是“輕、小、集、加”，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例為“二三一”，需要逐步向“三二一”發(fā)生轉(zhuǎn)變。目前浙江省工業(yè)發(fā)展迅速，但以紡織業(yè)為代表的輕工業(yè)所占比例較大，以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為代表的重工業(yè)比例偏小，必須降低第二產(chǎn)業(yè)的比重，尤其是粗獷發(fā)展的紡織業(yè)，并且不斷提高企業(yè)自主研發(fā)能力和創(chuàng)新意識(shí)，加快高技術(shù)重工業(yè)的發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第二，浙江省多以民營(yíng)企業(yè)發(fā)展為主，分散經(jīng)營(yíng)，集中進(jìn)行技術(shù)改造難度較大，可以想辦法提高企業(yè)家的長(zhǎng)遠(yuǎn)目光、環(huán)境保護(hù)意識(shí)，進(jìn)行集中區(qū)域發(fā)展。第三，倒“U”型曲線(xiàn)并不能成為“先污染后治理”的借口，想要達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn)，紡織業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和水污染處理技術(shù)的更新發(fā)展刻不容緩，并與國(guó)際接軌，與時(shí)俱進(jìn)，學(xué)習(xí)最新的水污染處理技術(shù)。

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The EKC Checking of Zhejiang Textile Industry Development and Water Pollution

LUO Jie，JIANG Tian，F(xiàn)AN Jia-qi，LV Pin

（Zhejiang Sci-Tech University，Hangzhou 310018，China）

Abstract： Textile industry， for example， select the 1996—2006 economic growth and Zhejiang’s textile Huanjingwuran（in water pollution for example）the statistical panel data， the establishment of Zhejiang Textile Huanjingwuran measure of economic growth and the measurement model， Zhejiang Industry environment for development and Huanjingwuran Kuzinieci curve trend of the existence and empirical research.The results showed that: Zhejiang Textile and water pollution， economic growth curve showing the correlation between environmental Kuzinieci a typical curve of the inverted “U”shaped curve.

Key words: textile industry; water pollution; environmental kuznets curve；Zhejiang Province[責(zé)任編輯 安世友]