我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與污染排放強(qiáng)度差異分析

○丁建勛

（青島理工大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院 山東 青島 266520）

一、引言

經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)在縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)的差距時，總是期望經(jīng)濟(jì)、環(huán)境等各方面都能實現(xiàn)收斂，以達(dá)到地區(qū)間的和諧發(fā)展。那么我國地區(qū)間人均收入和環(huán)境質(zhì)量是否實現(xiàn)了趨同？地區(qū)間人均收入差異變動趨勢與其污染排放強(qiáng)度差異變動趨勢的關(guān)系是什么？對這些問題的研究，將有助于我們制定更有效的政策促進(jìn)地區(qū)間的平衡發(fā)展。

國內(nèi)外學(xué)者對我國地區(qū)間人均收入收斂問題和環(huán)境問題做了大量的研究，主要觀點有：第一，對地區(qū)間人均收入是趨同還是趨異，學(xué)者們沒有達(dá)成共識。有的學(xué)者認(rèn)為存在U型收斂（張兆杰，2000）；有的學(xué)者認(rèn)為不存在絕對趨同，但是否存在條件趨同和俱樂部趨同并沒有形成一致意見（沈坤榮和馬俊，2002）；有的學(xué)者認(rèn)為存在條件收斂（彭國華，2005）；有的學(xué)者認(rèn)為存在俱樂部收斂（徐現(xiàn)祥和舒元，2005）。第二，關(guān)于環(huán)境問題的研究，主要集中于檢驗Grossman和Krueger（1991）提出的“環(huán)境庫茲涅茨倒U曲線”在我國的存在性以及探討其形成原因（Panayotou，2000；宋馬林等，2011）。近年來，基于收入趨同延伸出的污染趨同在國外文獻(xiàn)中也越來越被重視，但在國內(nèi)，關(guān)于環(huán)境污染收斂的研究尚處于初始階段，除胡玉敏和杜綱（2009）外，其他文獻(xiàn)則較少涉及該問題。

在上述研究中，雖然學(xué)者們對相關(guān)問題進(jìn)行了卓有成效的探討，但是很少將我國地區(qū)間人均收入差異變動趨勢與其污染排放強(qiáng)度差異變動趨勢的關(guān)系聯(lián)系起來，而本文的研究試圖彌補(bǔ)這一不足。

二、計量模型

1、人均收入收斂模型

為了檢驗地區(qū)間是否存在人均收入收斂，我們經(jīng)常采用檢驗β收斂假說的方法。β收斂是指經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)比經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)具有更高的人均經(jīng)濟(jì)增長率。為了更好地考察我國東中西部地區(qū)人均收入的逐年變動情況，并且與即將考察的污染排放強(qiáng)度逐年變化對應(yīng)起來，我們運(yùn)用如下模型：

其中，ln（yi，t/yi，t-1）為省份 i從 t-1到 t期人均收入的增長率，ln（yi，t-1）為省份 i在 t-1期人均收入的自然對數(shù)值。

若β小于（大于）0，表明絕對β收斂存在（不存在），人均收入增長率與上一期的人均收入負(fù)（正）相關(guān)。在本研究中，意味著落后的中西部地區(qū)比發(fā)達(dá)的東部地區(qū)具有更高（低）的人均收入增長率，人均收入最終與東部地區(qū)實現(xiàn)趨同（趨異）。

2、污染排放強(qiáng)度收斂模型

我們定義污染排放強(qiáng)度 xi，t=ei，t/yi，t，其中，xi，t為省份 i在時期t的污染排放強(qiáng)度，ei，t為省份i在時期t的人均污染排放量，yi，t為省份i在時期t的人均收入。顯然，通過污染排放強(qiáng)度表達(dá)式可以看到，污染排放強(qiáng)度是人均收入的函數(shù)。

為了研究地區(qū)間人均收入差異變動趨勢與其污染排放強(qiáng)度差異變動趨勢的關(guān)系，我們仿效A.Markandya，S.Pedroso和D.Streimikiene（2004）以及齊紹洲和羅威（2007）的方法，假定中西部地區(qū)與東部地區(qū)污染排放強(qiáng)度差異是中西地區(qū)與東部地區(qū)人均收入差異的函數(shù)。我們定義：

考慮到許多因素的影響，按照A.Markandya，S.Pedroso和D.Streimikiene（2004）的做法，加入一個一期的滯后變量，于是有：

將（3）式兩邊取自然對數(shù)得到：

其中，△yt=yu，t/yi，t。將（5）式代入（4）式，然后整理得到：

其中，B=μlnA，C=μ，D=μη，vi，t為殘差項。至此，我們可以用方程（1）來檢驗地區(qū)間人均收入的收斂性，用方程（6）來檢驗地區(qū)間污染排放強(qiáng)度的收斂性。要判斷我國地區(qū)間人均收入差異變動趨勢與污染排放強(qiáng)度差異變動趨勢的關(guān)系，最為重要的是求出η，η=D/μ=D/C。結(jié)合人均收入收斂研究和污染排放強(qiáng)度收斂研究，我們大致可以分如下情況進(jìn)行分析。

第一種情況，如果方程（1）中的β<0，即存在絕對β收斂，而通過方程（6）計算得到的 η 大于 0（小于 0），通過（2）式可以得到如下判斷：如果中西部的省份i在時期t的人均收入yi，t與東部所有省份人均收入均值yu，t的差距縮小1個百分點，那么該省的污染排放強(qiáng)度與東部所有省份污染排放強(qiáng)度均值xu，t的差距將降低（提高）η個百分點，即中西部地區(qū)在縮小與東部地區(qū)的人均收入差距過程中，污染排放強(qiáng)度差距也是不斷縮?。〝U(kuò)大）的。

第二種情況，如果方程（1）的β>0，即不存在絕對β收斂。這時，如果通過方程（6）計算得到的 η 大于0（小于0），通過（2）式=A（yu，tyi，t）η可以得到如下判斷：如果中西部的省份i在時期t的人均收入yi，t與東部所有省份人均收入均值yu，t的差距擴(kuò)大1個百分點，那么該省污染排放強(qiáng)度x*i，t與東部所有省份污染排放強(qiáng)度均值xu，t的差距將提高（降低）η個百分點，即在中西部地區(qū)與東部地區(qū)的人均收入差距擴(kuò)大的過程中，污染排放強(qiáng)度差距也是不斷擴(kuò)大（縮?。┑摹?/p>

為了驗證我國地區(qū)間人均收入和污染排放是否存在收斂或趨同，我們通過《中國統(tǒng)計年鑒》收集我國29個省、直轄市和自治區(qū)（西藏和重慶除外）1995—2010年的面板數(shù)據(jù)并進(jìn)行了相應(yīng)的處理：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》收集到的29個省份1995—2010年的名義GDP，計算得到實際人均GDP（以1990年為基期），用以衡量各省實際人均收入。我們選取了三種污染物進(jìn)行研究，這三種污染物是：工業(yè)廢氣、工業(yè)廢水以及工業(yè)固體廢物。我們用各省份1995—2010年每年人均工業(yè)廢氣排放量、人均工業(yè)廢水排放量、人均工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量分別除以各省每年實際人均GDP（以1990年為基期）來衡量污染排放強(qiáng)度，分別得到了464個有效數(shù)據(jù)。

三、實證研究

為了檢驗地區(qū)間人均收入差異變動趨勢與其污染排放強(qiáng)度差異變動趨勢的關(guān)系，我們應(yīng)該首先決定運(yùn)用什么模型更有效。根據(jù)研究目的，我們將選擇固定效應(yīng)模型。其理由是：第一，對于大量個體的隨機(jī)抽樣來說，樣本可以看作是總體關(guān)系的判斷，因此應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，但在本文的研究中，只有我國29個省、直轄市和自治區(qū)（西藏和重慶除外），個體較少，因此將個體效應(yīng)看作為固體效應(yīng)更為適合。第二，Hausman檢驗結(jié)果表明，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型而不是隨機(jī)效應(yīng)模型。

我們利用Eviews6.0，采用固定效應(yīng)模型，對方程（1）和（6）進(jìn)行回歸。首先，我們對方程（1）進(jìn)行回歸來檢驗我國地區(qū)間人均收入的收斂情況，其結(jié)果如表1所示。

表1 人均收入收斂模型的估計結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，ln（yi，t-1）的系數(shù) β 大于 0，并且系數(shù)的 t統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下顯著，這表明人均收入增長率與初始人均收入正相關(guān)，我國地區(qū)間人均收入并不存在絕對β收斂。

顯然，當(dāng)β大于0時，我們對污染排放強(qiáng)度收斂性的判斷應(yīng)參照上述理論分析中的第二種情況，下面關(guān)鍵是求η。我們對方程（6）進(jìn)行回歸，其中，用g表示廢氣排放強(qiáng)度、w表示廢水排放強(qiáng)度，s表示固體廢物產(chǎn)生強(qiáng)度。與人均收入收斂性分析一樣，對廢氣排放強(qiáng)度、廢水排放強(qiáng)度以及固體廢物產(chǎn)生強(qiáng)度的收斂性分析，我們也認(rèn)為固定效應(yīng)模型最有效，表2給出了回歸結(jié)果。

表2 污染排放強(qiáng)度收斂模型回歸結(jié)果

通過表3中污染排放強(qiáng)度收斂模型的回歸結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)：第一，關(guān)于廢水排放強(qiáng)度的收斂性。估計結(jié)果顯示，ln（wu，t/wi，t-1）系數(shù)為正且統(tǒng)計上顯著，ln（△yt）的系數(shù)為負(fù)但并不顯著。因此，嚴(yán)格地講，我們不能通過回歸結(jié)果判斷隨著中西部地區(qū)與東部地區(qū)人均收入差距的擴(kuò)大，其廢水排放強(qiáng)度差異是擴(kuò)大了還是縮小了。

第二，關(guān)于廢氣排放強(qiáng)度和固體廢物產(chǎn)生強(qiáng)度的收斂性。估計結(jié)果顯示，ln（gu，t/gi，t-1）、和 ln（su，t/si，t-1）的系數(shù)符號都為正，并且系數(shù)的t統(tǒng)計量在1%或5%的顯著性水平下顯著。我們根據(jù)估計結(jié)果計算η廢氣=D/C=0.0482/0.3833=0.1257和η固體廢物=D/C=0.0361/0.2974=0.1214都大于0，這表明，中西部地區(qū)與東部地區(qū)的人均收入差異每擴(kuò)大1%，導(dǎo)致中西部地區(qū)廢氣排放強(qiáng)度和固體廢物產(chǎn)生強(qiáng)度比東部地區(qū)提高0.1257%和0.1214%。這意味著，中西部地區(qū)與東部地區(qū)人均收入差距擴(kuò)大的過程中，其廢氣排放強(qiáng)度和固體廢物產(chǎn)生強(qiáng)度的差異也在不斷擴(kuò)大，但擴(kuò)大速度要慢于人均收入差異的發(fā)散速度。

綜上所述，即使我們不能完全確定地區(qū)間廢水排放強(qiáng)度的收斂性，然而地區(qū)間廢氣排放強(qiáng)度和固體廢物產(chǎn)生強(qiáng)度趨于發(fā)散卻是的確存在的。這在一定程度上表明，中西部地區(qū)不僅沒有實現(xiàn)與東部地區(qū)的人均收入收斂，其環(huán)境質(zhì)量差異也沒有顯示出非常明顯的縮小趨勢。也就意味著，相對東部地區(qū)，中西部地區(qū)走了一條更“高污染、低效率”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑。

四、結(jié)論

上述結(jié)果表明，我國地區(qū)間人均收入差異不存在收斂，污染排放強(qiáng)度差異也基本上呈現(xiàn)發(fā)散的趨勢。因此，中西部地區(qū)要縮小與東部地區(qū)的人均收入差異和環(huán)境質(zhì)量的差異，關(guān)鍵是要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式。

第一，我國地區(qū)間人均收入差異不斷擴(kuò)大的趨勢表明，縮小地區(qū)收入差距已迫在眉睫，國家應(yīng)采取更為積極的政策措施，發(fā)展中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

第二，我國地區(qū)間污染排放強(qiáng)度發(fā)散的趨勢表明，中西部地區(qū)比東部地區(qū)更加依靠粗放式經(jīng)濟(jì)增長方式。因此，中西部地區(qū)欲實現(xiàn)與東部地區(qū)的人均收入和環(huán)境質(zhì)量的雙收斂，必須依靠科技進(jìn)步以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，改變以犧牲環(huán)境質(zhì)量但卻沒有帶來經(jīng)濟(jì)收斂的粗放式增長模式。

[1]劉夏明、魏英琪、李國平：收斂還是發(fā)散？——中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)幷摰奈墨I(xiàn)綜述[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（7）.

[2]胡玉敏、杜綱：中國各省區(qū)環(huán)境污染趨同研究——基于4種污染物的空間計量分析[J].科學(xué)對社會的影響，2009，（2）.

[3]齊紹洲、羅威：中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)強(qiáng)度差異分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（7）.

[4]A.Markandya，S.Pedroso，D.Streimikiene.Energy Efficiency in Transition Economics:Is There Convergence Towards the EU Average？ [Z].FEEM Workingpaper，2004，No.1.