南通經濟增長、能源消費與環境污染關系的實證分析

【摘 要】本文運用基于VAR模型的動態經濟計量分析方法，分析南通經濟增長與能源消耗、環境污染三者之關系，建立南通經濟增長與上述兩因素的多變量協整模型，進行南通經濟增長與能源消耗、環境污染的長期均衡和短期波動的實證分析。

【關鍵詞】經濟增長；能源消費；環境污染；協整分析

對于發展低碳經濟、綠色經濟問題的研究，近幾年來國內研究成果較多，這些研究主要集中于以下四個方面：一是低碳經濟、綠色經濟的發展動力及內在要素分析；二是低碳經濟、綠色經濟的發展障礙及困境分析；三是發展低碳經濟、綠色經濟的國際經驗及啟示；四是發展低碳經濟、綠色經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濟、綠色經濟的發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模型的動態經濟計量分析方法，分析南通經濟增長與能源消耗、環境污染三者之關系，進行南通經濟增長與能源消耗、環境污染的長期均衡和短期波動的實證分析。

一、變量及變量的平穩性檢驗

為了考察南通經濟增長與能源消費、環境污染因素之間的協整關系，本文首先擇取自1990年到2011年間的南通地區生產總值、地區生產總值指數、發電量、廢水排放總量、工業廢氣排放總量、工業固體廢物產生量（相關數據均來自各年《南通統計年鑒》）。其中將發電量作為衡量能源消耗的指標，廢水排放總量、工業廢氣排放總量、工業固體廢物產生量作為衡量環境污染的三個指標；其次將南通地區生產總值按1990年不變價格進行調整；最后，為消除數據中存在的異方差，對各變量取自然對數。

一般地，在分析經濟變量之間是否存在長期穩定的均衡關系時，只有在檢驗變量的平穩性后，才可進一步進行協整分析。南通地區生產總值、發電量、廢水排放總量、工業廢氣排放總量、工業固體廢物產生量之對數值分別記為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項和線性趨勢項，如果參數檢驗顯著，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序列。滿足變量協整的條件，即lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt間可能存在協整關系。

二、協整分析及檢驗

（一）協整檢驗

對于非平穩時間序列變量組成的關系進行中長期均衡參數估計常使用協整分析技術。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整分析方法。通常對多變量之間的協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，通過使用降階搜索法依次驗證，發現當滯后期為1時AIC和SC值最小，故可確定滯后期為1。在滯后期確定后，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證，然后再對數據進行協整檢驗，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lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt之間存在一個協整關系，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，系統遲早能將之加以吸收并將系統維持于一個均衡的狀態，協整方程為：

由協整方程可以看出，能源消耗每增加1個百分點，則南通地區生產總值增長0.67個百分點；廢水排放每增加1個百分點，則南通地區生產總值增加0.31個百分點；工業廢氣排放每增加1個百分點，則南通地區生產總值減少0.71個百分點；工業固體廢物排放每增加1個百分點，則南通地區生產總值增加0.27個百分點。由此可知，能源消耗、廢水排放和工業固體廢物排放與南通經濟增長存在長期的正向關系，也就是說其對南通經濟增長具有拉動作用。但廢水排放與南通經濟增長存在長期的負向關系。

（二）VAR模型估計

根據前面的分析，此VAR模型的最優滯后期為1，在此條件下，對VAR模型殘差進行JB正態性檢驗、LM自關檢驗和White異方差檢驗，顯示殘差服從正態分布、無自相關、不存在異方差，且所有特征根根模的倒數都小于1，說明VAR模型的結構是穩定的。VAR模型估計結果如表3所示。其中5個回歸函數的可決系數分別達到0.957844，0.935006，0.757744，

（三）向量誤差修正模型（VECM）

格蘭杰（1987）定理證明了協整與誤差修正模型的必然聯系。若一組變量之間存在協整關系，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）。建立在協整理論上的誤差修正模型不僅能反映不同經濟序列間長期信息、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定性和可靠性的一種經驗模型。

查看表4可發現，此向量誤差修正模型的穩定性條件滿足自相關性檢驗、異方差檢驗和正態性檢驗要求。當以lngdp為因變量時，誤差修正系數為-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生產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%，南通地區生產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，工業廢氣排放的增長率每增加1%，南通地區生產總值的增長率將降低0.04%；工業固體廢物排放的增長率每增加1%，南通地區生產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

通過將系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯的部分，從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性，此為方差分解的核心所在。表5顯示的是南通地區生產總值（lngdp）的方差分解情況，可以看出工業固體廢物排放（lngt）對南通地區生產總值（lngdp）的影響偏弱。而能源消費（lnny）、工業廢氣排放（lnfq）和廢水排放（lnfs）則有不斷增強的趨勢，其中，能源消費（lnny）和工業廢氣排放（lnfq）構成對南通地區生產總值（lngdp）最主要的兩個影響因素。

（五）脈沖響應函數

脈沖響應函數主要用于描述一個內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。為充分描述短期內的動態效應，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生產總值（lngdp）有正向影響，即會導致南通地區生產總值逐漸增加，到第7期最大達0.30，然后趨于下降，最后在第10期穩定在0.015左右。這說明能源消費（lnny）對南通地區生產總值有長期的正效應，這與前面協整方程中反映的長期均衡關系表現一致。

工業廢氣排放（lnfq）的一個標準差的正向沖擊，對南通地區生產總值（lngdp）有負向影響，其導致南通地區生產總值在第2期后一直在—0.005和—0.019之間波動，至第10期后穩定于—0.015附近。這亦反映出工業廢氣排放（lnfq）對南通地區生產總值有長期的負效應，這也同前面協整方程的長期均衡關系表現一致。

當廢水排放（lnfs）出現一個標準差的正向沖擊時，對南通地區生產總值（lngdp）有弱負向影響，其導致南通地區生產總值在第3期后一直穩定于-0.01左右，至第10期后上升于-0.005附近。這與長期協整關系的結果不同。

工業固體廢物排放（lngt）的一個標準差的正向沖擊，對南通地區生產總值（lngdp）有微弱正向影響，南通地區生產總值在第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）和工業廢氣排放（lnfq）對南通地區生產總值的影響較大，而廢水排放（lnfs）和工業固體廢物排放（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

由協整檢驗結果可知，序列lngdp、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。因只有平穩序列才可進行格蘭杰因果檢驗，故此處對序列lngdp、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。也就是說中長期內廢水排放量對南通地區生產總值有促進作用。

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、中期內工業廢氣排放量對南通地區生產總值有促進作用。

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，在中期內南通地區生產總值的提高可能對南通廢水排放量和工業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，南通地區生產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生產總值的促進作用也不明顯。

四、結論

通過上述對南通經濟增長與能源消耗、環境污染的協整分析，我們可以得出以下結論：

第一，南通經濟增長與能源消費、環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，則南通地區生產總值增長0.67個百分點；廢水排放每增加1個百分點，則南通地區生產總值增加0.31個百分點；工業廢氣排放每增加1個百分點，則南通地區生產總值減少0.71個百分點；工業固體廢物排放每增加1個百分點，則南通地區生產總值增加0.27個百分點。由此可知，能源消耗、廢水排放和工業固體廢物排放與南通經濟增長存在長期的正向關系，也就是說其對南通經濟增長具有拉動作用。但廢水排放與南通經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生產總值存在正向影響，廢水排放的增長率每增加1%，南通地區生產總值的增長率將增加0.04%；而工業廢氣和工業固體廢物排放的短期變動對南通地區生產總值存在反向影響，工業廢氣排放的增長率每增加1%，南通地區生產總值的增長率將降低0.04%；工業固體廢物排放的增長率每增加1%，南通地區生產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生產總值影響不大。此外，誤差修正系數為-0.151881，符合反向修正機制，表明每年實際的南通地區生產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，可以看出工業固體廢物排放對南通地區生產總值的影響一直較弱。而能源消費、工業廢氣排放和廢水排放則有不斷增強的趨勢，且構成對南通地區生產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生產總值有長期的正效應，這與協整方程得到的長期均衡關系表現一致；工業廢氣排放對南通地區生產總值有長期的負效應，這也與協整方程得到的長期均衡關系表現一致；當廢水排放出現一個標準差的正向沖擊時，對南通地區生產總值有弱負向影響，其導致南通地區生產總值在第3期后一直穩定于—0.01左右，至第10期后上升于-0.005附近。這與長期協整關系的結果稍有不同；工業固體廢物排放的一個標準差的正向沖擊，對南通地區生產總值有微弱正向影響，南通地區生產總值在第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，能源消費和工業廢氣排放對南通地區生產總值的影響較大，而廢水排放和工業固體廢物排放的影響很小。

參 考 文 獻

[1]蘇輝.南通產業結構與經濟增長協整分析[J].企業導報.2012（2）

[2]蘇輝.南通工業經濟增長影響因素協整分析[J].企業導報.2011（3）

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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《加快發展南通綠色經濟、低碳經濟研究》（2012BNT007）階段性研究成果之一。