南通經(jīng)濟增長、能源消費與環(huán)境污染關系的實證分析

【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，應在回歸模型中包含，否則應排除之。具體檢驗結果見表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系進行中長期均衡參數(shù)估計常使用協(xié)整分析技術。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)整關系的檢驗應采用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，檢驗結果見表2。

由表2的檢驗結果可知，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)整關系，即在研究的5變量之間存在一種長期均衡關系，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自關檢驗和White異方差檢驗，顯示殘差服從正態(tài)分布、無自相關、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模型的結構是穩(wěn)定的。VAR模型估計結果如表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，是長短期結合具有高穩(wěn)定性和可靠性的一種經(jīng)驗模型。

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）脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)主要用于描述一個內(nèi)生變量對誤差的反應，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，通常可采用累積脈沖響應形式。

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，這與前面協(xié)整方程中反映的長期均衡關系表現(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，這也同前面協(xié)整方程的長期均衡關系表現(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)整關系的結果不同。

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論一致。

三、格蘭杰因果關系檢驗

由協(xié)整檢驗結果可知，序列l(wèi)ngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt之間存在長期的均衡關系。下面將通過格蘭杰因果檢驗對這種均衡關系是否構成因果關系及因果關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系的回歸結果整理如表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，這與協(xié)整方程得到的長期均衡關系表現(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，這也與協(xié)整方程得到的長期均衡關系表現(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)整關系的結果稍有不同；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)結構與經(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。