河北省環境治理投資與經濟增長的關系分析

摘 要？演河北省作為以傳統產業為主導的經濟大省，環境污染問題引起了廣泛關注。文章利用河北省1997年～2011年的環境治理投資與GDP數據，通過單位根檢驗、協整檢驗和Granger因果檢驗等研究法，較為系統地研究了河北省環境治理投資與經濟增長之間的關系，研究結果表明，兩者之間確實存在長期穩定的均衡關系。

關鍵詞？演環境治理投資；協整檢驗；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號？演F062.2 ？眼文獻標識碼？演A ？眼文章編號？演1673-0461（2013）12-0057-04

一、引 言

20世紀30年代以來，以凱恩斯為代表的一批經濟學家提出了經濟增長理論，認為推動經濟增長的主要是消費和投資，消費和投資是經濟增長的擴張力量和源泉。投資增長對經濟增長具有決定性作用，是經濟增長的第一推動力。環境治理投資作為一類相對獨立而又比較特殊的國民經濟和社會發展投資，既有一般固定資產投資的性質，又具有不同于一般固定資產投資的特殊性質。

河北省自改革開放以來，經濟實現了快速、持續地增長，人民生活水平得到了顯著改善。但是河北省作為一個工業大省，自身的生態環境基礎比較脆弱，再加上長期實行的是一種高污染、高消耗的粗放式發展模式，近年來隨著工業化進程的不斷加快，河北省的環境問題更是不容忽視。據最新統計，2013年第一季度，石家莊、邢臺、保定、邯鄲、衡水、唐山、廊坊這幾個城市一起位居最重污染城市前十名。河北省的環境問題已經成為一個非常突出的問題，急需解決。為了治理環境污染，改善生態狀況，需要投入大量的資金，而這有賴于環境治理投資。環境治理投資是環境問題與經濟發展之間非常重要的一環。環境保護與經濟增長之間的關系是社會發展必須考慮的一個重要問題，環境治理投資是促進經濟增長與環境治理協調發展的重要手段。近年來，一些學者對經濟增長與環境治理投資之間的關系做了不少研究工作。包群等（2005）對1996年～2002年中國面板數據進行考察，認為倒U型曲線很大程度上取決于污染指標以及方法的選取。[1]李國柱等（2005）通過對河北省廢水、廢氣、粉塵及固體廢棄物估計得出四個庫茲涅茲曲線模型，除水質量處于好轉，其他幾方面都在不斷惡化。[2]蘇婕（2009）利用協整分析對全國數據進行分析研究，研究結果表明環境治理投資與GDP之間存在長期穩定的均衡關系，合理增加環境治理投資并不會影響我國經濟的發展，相反能使經濟效益提高，國民收入增長。[3]

二、 理論基礎與數據說明

1987年Engle和Granger提出的協整理論及其方法，解決了非平穩序列建模引起的虛假回歸，并把由非平穩經濟變量的線性組合組成的平穩性序列稱作協整方程，來反映經濟變量之間長期穩定的均衡關系。協整分析一般分為三個步驟完成：首先對序列進行單位根檢驗，判斷其平穩性，對于兩個時間序列Xt和Yt，只有在它們都是d階單整即I（d）時，才可能存在協整；然后對這兩個同階單整的序列進行協整檢驗；最后對存在協整的序列構建誤差修正模型，研究序列在短期波動中偏離它們長期均衡的程度，并且可以通過Granger檢驗來說明經濟變量之間的因果關系，確定變量間的因果方向和強度。

1. 理論基礎

（1）序列平穩性檢驗。首先對變量的平穩性進行檢驗，判斷變量平穩性的過程稱為單位根檢驗，其方法通常有DF檢驗法、PP檢驗法和ADF檢驗法。實踐中人們通常使用的是ADF檢驗法，其模型為：

ΔX■=σX■+■βΔX■+ε■ （1）

ΔX■=α+σX■+■βΔX■+ε■ （2）

ΔX■=α+βt+σX■+■βΔX■+ε■ （3）

其中，{ε■}為白噪聲，Δ表示變量的一階差分，原假設為H0 ∶ ρ=1，即{Xt}有一個單位根（非平穩），t為時間趨勢因素，如果ADF的值小于Mackinnon臨界值，那么序列是平穩的。

（2）協整關系檢驗和誤差修正模型。根據Engle和Granger1987年提出的EG檢驗法，對于同時d階單整序列yt和xt，首先用一個變量對另一個變量進行回歸，即有：

y■=β■+β■x■+ε■ （4）

其次對殘差序列估計值■■=yt-■■-■■x■做平穩性檢驗，若■■～I（0），則yt和xt有協整關系，也就是具有長期均衡關系，引入誤差項，建立如下誤差修正模型：

Δy■=■α■Δy■+■β■Δx■+γ（y■-■■-■■x■）+μ■

（5）

其中（y■-■■-■■x■）為誤差修正項■■，即協整方程的殘差項，在誤差修正模型中，各個差分項表明變量短期波動的影響，短期變量Δx■和γ（y■-■■-■■x■）聯合決定yt的短期變化Δyt的方向。

（3）Granger檢驗。雖然協整檢驗可判斷變量X和Y之間是否存在長期均衡關系，但是否構成因果關系，還需要進一步檢驗。如果利用過去X和Y的值對Y進行回歸，比單用Y的過去值回歸能夠顯著地增強解釋能力，則X是Y的Granger原因，否則稱X是Y的非Granger原因。Granger檢驗形式如下：

y■=c+■α■y■+■β■x■+ε■ （6）

檢驗的零假設：x不是y的Granger成因，即H0 ∶ β1=β2=……=βq=0，常用F檢驗進行，如果大于臨界值則拒絕零假設，x不能Granger引起y。

2. 數據說明

本文選取1997年～2011年間的數據作為樣本空間。用地區生產總值（GDP）表示經濟增長，用環境治理投資支出（TZ）表示環境投資情況。數據來源于《河北省經濟年鑒》，使用往年的CPI數據進行平減，并換算成1997年的不變價數據。

三、河北省經濟增長與環境治理投資關系模型構建

1. 研究區概況

在全球氣候變化和社會經濟高速發展的影響下，河北省環境問題日益嚴重，已嚴重制約河北省社會經濟的可持續發展。國內污染最重城市扎堆河北有諸多原因。[4]首先，產業結構偏重，鋼鐵、建材、石化、電力等“兩高”行業集中，其中，鋼鐵粗鋼產量超全國總量的1/4；其次，能源結構不盡合理，能源消費居全國第二位，單位GDP能耗比全國水平高近60%。這樣的產業和能源結構給予環境巨大的壓力。如何應對環境污染變化，減輕環境污染對河北省經濟和社會發展的不利影響，已經成為一項緊迫任務。

環境保護與經濟增長之間的關系是社會發展必須考慮的一個重要問題，而環境治理投資是促進經濟增長與環境治理協調發展的重要手段。近年來，河北省逐步加大環境治理投資，環境治理投資額由1997年的18.3億元增加到2011年的443.6億元，如圖1所示，年均增長率23.68%。河北省環境治理投資額呈上升趨勢，但環境治理投資在社會固定資產投資中所占比重波動較大。由圖2可知，1997年～2002年，河北省環境治理投資在社會固定資產投資中所占比重逐年上升，到2002年達到峰值。2002年～2009年投資比重總的來看呈逐漸下降趨勢，2010年之后再次開始增加投資比重。這主要是因為2002年以前，河北省政府注重污染治理，尤其2002年開展環境保護年，以建設“綠色河北”為總目標，全社會環保意識明顯增強，加大了環境保護投入。環境質量得到改善后，環境治理投資比重降低。近幾年，環境污染日益嚴重，政府再次開始重視污染治理。

環境保護與經濟增長密切相關，二者相互影響。為了加強對環境治理投資與經濟發展之間關系的研究工作，本文通過協整分析來研究河北省經濟增長與環境治理之間的關系。

2. 模型構建

（1）單位根檢驗。為了消除數據間的異方差現象，對數據進行對數處理。用LNGDP代表對GDP取對數后的值，用LNTZ表示對TZ取對數的值。這種變換不會改變變量間的長期均衡關系和短期動態穩定關系。

在對地區生產總值、環境治理投資支出的所對應的對數序列的單位根檢驗過程中，本文首先利用ADF檢驗法對各個序列的平穩性進行檢驗，得到檢驗結果。

在滯后三期時，AIC和SC的值最小，所以選擇滯后三期時的數值，從表1可見，LNGDP、LNTZ在經過一階差分后，ADF值分別小于5%顯著水平的臨界值，也就是說兩個序列在95%的置信水平下是平穩的。由于序列之間存在同階單整，因此這兩個變量符合協整檢驗的前提條件，可以對其進行協整分析。

（2）協整檢驗。本文應用的協整檢驗方法是E-G檢驗法，這種協整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。通過以上單位根檢驗可以得知，LNGDP和LNTZ屬于同階單整，都是I（1）序列，因此滿足兩變量協整所具備的基本要求。根據協整的定義，利用普通最小二乘法對LNGDP和LNTZ進行回歸得到兩者之間的協整方程如下：

LNGDP■=6.437+0.563LNTZ■+ε■

（41.95）（17.24）

R2=0.958113 DW=1.627595

上式中參數都是顯著的，R2較大，DW值接近于2，說明模型整體上對數據擬合的比較好。從上式中得到的殘差方程：

ε■=LNGDP■-6.437-0.563LNTZ■

運用E-G檢驗法基于協整回歸殘差的ADF檢驗對殘差序列進行單位根檢驗，滯后階由SIC準則自動選擇，最大滯后項從0開始逐一設定并在此過程中選擇能使SC達到最小值的滯后階（剔除了過度滯后所導致的SC為最小的情況），從而可獲得三種設定情況下的檢驗結果，如表2所示。

其結果顯示，殘差序列已為平穩序列。在5%的顯著性水平下，殘差序列的t檢驗統計量絕對值有大于相應的臨界值的結果，拒絕H0假設，即殘差序列不存在單位根，是平穩序列。從對殘差序列的穩定性檢驗中可以看出，1997年～2011年地區生產總值與環境污染治理投資之間具有顯著的協整關系，也就是說河北省環境治理投資與GDP之間存在一種長期的均衡關系。

通過協整分析，我們可以得出結論：近幾年來，河北省的地區生產總值與環境污染治理投資同向變化。環境污染治理投資數量增加1%，地區生產總值將會增加0.563%。從分析結果可以看出，環境治理投資對經濟增長有促進作用。

（3）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。協整檢驗論證了變量之間是否存在長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系還需要進一步進行因果關系檢驗。對河北省經濟增長和環境污染治理投資支出進行Granger因果關系檢驗，結果見表3。

由表3我們可以觀察到，在5%的顯著性水平下，不同的滯后期，GDP和環境投資之間存在著不同的Granger因果關系。滯后期數為1時，經濟增長會引起環境污染治理投資數量的增加，環境污染治理投資的增加不會帶來經濟的增長；滯后期為2時，環境污染治理投資的增加會帶來經濟的增長，但是經濟增長不再帶來環境污染治理投資的增加；滯后期為3時，二者因果關系不明顯，互不為格蘭杰因果關系。

四、結論和政策建議

由上述的實證分析，我們可以看到，河北省經濟增長與環境治理投資符合協整關系，即它們之間存在一定的長期均衡關系。從殘差序列單位根檢驗發現，殘差序列在5%的顯著性水平下接受不存在單位根的結論，這說明經濟增長與環境治理投資之間的協整關系是穩定的。從格蘭杰因果關系檢驗結果可以看出，經濟增長與環境治理投資之間存在格蘭杰因果關系。短期內經濟的增長能夠導致環境治理投資的增加，但由于環境治理影響具有滯后性，所以當期環境治理投資的增加并不會引起經濟的增長，但在下一期卻能促進經濟的增長。

上述研究結論表明，在保持河北省經濟快速發展的同時，應堅定不移地治理環境污染問題。由于河北省經濟增長與環境治理投資存在一定的長期穩定均衡關系，合理增加環境治理投資并不會影響經濟增長速度，而且會在未來一段時間對經濟增長有促進作用。因此，治理環境污染方面，增加環境污染治理投資仍然是有效的和必備的政策思路。同時，由于短期內經濟增長能夠導致環境治理投資增加，因此，一方面要強調加大環境治理投資力度；另一方面，又不能過分地強調環境治理投資的增加，卻忽略了加快優化產業結構、淘汰落后產能、嚴控“兩高”行業新增產能等根本的環境治理與優化之路。