基于生態環境質量的EKC研究

王永瑜，王麗君

0 引言

環境庫茲涅茨曲線（EKC）[1]是研究經濟發展與環境退化之間關系的理論工具。一般意義上的EKC是基于污染負荷的，顯示國民收入處于較低水平時環境污染上升，而處于較高水平時環境污染下降。也就是說，經濟與環境的演進路徑為：貧窮與清潔—富裕與骯臟—富裕與清潔，兩者之間的關系如圖1“基于污染負荷的EKC”曲線所示。國內外的研究主要集中在驗證EKC是否存在以及探索新的曲線特征。大量的實證研究以一種或幾種污染物（如“三廢”、SO2，CO2，COD等）的排放水平代表某一環境要素（如空氣、水等）的質量或總體環境質量，建立與經濟變量（如人均GDP）的數學模型。研究結果表明環境壓力與經濟增長之間呈現四種情況：倒U型、同步、U型和N型。其結論不同的原因主要是：國家和地區不同；樣本的時間段不同；函數形式不同；數據的預處理不同。但是，深入考察實證研究中代表環境質量的污染負荷指標，主要存在兩個問題：一是污染負荷指標不能全面表征環境退化。經濟發展過程中所產生的生態環境問題不僅表現為環境污染，還表現為生態破壞，如氣溫升高、水位下降、草原退化、森林縮小、沙漠擴大、土壤侵蝕、物種銳減等。二是污染負荷指標的大小與環境污染治理技術和治污技術對自然資源的弱替代性有關。一方面，不同污染的治理技術形成的曲線形狀不同[2]；另一方面，由于治污技術對資源的弱替代性，提高資源利用率的清潔技術被充分利用后，再無潛力可挖，同時減少污染的成本提高，收入增加導致污染上升，因此曲線形狀可能呈現N型。因此，用污染負荷指標研究經濟發展與環境質量之間的內在演化關系缺乏充分的科學依據。

本文認為，研究經濟發展與生態環境之間的關系，應該首先依據環境生態學理論，綜合考慮氣候、水環境、植被、土壤以及污染負荷等生態環境因子，測算“生態環境質量總指數”，然后以“人均GDP”作為原因變量，以“生態環境質量總指數”作為結果變量，通過建立環境經濟計量模型，考察經濟發展與生態環境之間的關系，驗證“基于生態環境質量EKC”的存在性。

顯然，如果改變以往的研究思路，即用“生態環境質量總指數”代替“環境壓力指標”研究經濟發展與生態環境之間的關系，EKC可以表述為在經濟發展初期，生態環境質量隨著經濟的發展而下降，當經濟發展達到一定水平時生態環境質量達到最低，爾后經濟繼續發展，生態環境質量逐漸得到改善，即人均GDP與生態環境質量總指數之間的演化趨勢呈現“U”字型關系，如圖1“基于環境質量的EKC”曲線所示，本文稱其為“擴展的EKC”，記為e-EKC。

本文首先對經濟系統與環境系統之間的作用機制進行必要的理論分析，然后以甘肅省為研究對象，簡要闡述“環境質量總指數”的構建與編制方法；以此為基礎，利用現代計量分析技術，通過建立環境經濟計量模型，應用Johansen協整檢驗驗證二者是否存在長期穩定關系，并通過格蘭杰（Granger）因果關系檢驗，分析變量間因果關系的方向和強度，探索擴展EKC的存在性。最后，根據計量分析結果，結合甘肅省經濟發展實際情況，對研究結論進行了必要的總結。

圖1 基于污染負荷的EKC與基于環境質量的e-EKC假說

1 經濟發展與環境質量作用機制分析

經濟發展與環境質量的理論研究路線眾多，本文吸收前人研究成果，結合生態環境質量綜合評價過程，構建如圖2所示的研究框架。

圖2 經濟系統與環境系統作用機制圖示

如圖2所示，根據環境生態學理論，經濟系統與環境系統之間的作用機制可以概括為經濟系統通過規模效應、結構效應和技術效應首先直接作用于氣候、水、土地、植被、污染負荷等生態環境因子，當其累計的強度達到一定程度時，則會由于累計效應最終影響生態環境質量的變化。

（1）規模效應。一般認為，在經濟結構和技術水平等因素不變的情況下，經濟總量越大，一方面，由于自然資源的過度使用，影響環境系統的“源”，如地下水過度開采，土地資源不合理利用，森林資源過度采伐，等等；另一方面，由于廢棄物的過度排放超過了環境因子的自我凈化能力，最終影響環境系統的“匯”。環境系統“源”與“匯”的改變，最終造成生態環境質量下降。因此，按照生態經濟學原理，經濟規模與環境質量之間存在逆向變化關系。

（2）結構效應。在工業化初級階段，農業產值在總產值中比重較大，資源消耗少，環境壓力較小；伴隨工業化步伐的加快，越來越多的資源被開發利用，資源消耗速率開始超過資源的再生速率和環境的承載能力，污染也大幅增加，生態環境開始惡化；當經濟發展到一定階段后，產業結構升級，對資源與環境消耗強度較小的知識密集型產業和第三產業占主導地位，生態環境趨于改善。因此，按照生態經濟學原理，產業結構與環境質量之間存在“U字型”曲線演化關系。

（3）技術效應。根據經濟增長理論，技術進步會改變對自然資源的開采和加工工藝，促進深加工和綜合利用，延伸產業鏈，開發清潔能源，使資源得以大量節約和循環利用。另外，信息技術與高新技術減少了對資源的依賴性，在一定程度上對自然資源具有替代性，即在產出一定的條件下，單位產出的資源消耗強度降低，進而污染排放和生態破壞減少。因此，按照生態經濟學原理，技術進步與環境質量之間存在正向演化關系。

綜上所述，在經濟發展過程中，不同的經濟技術因素對環境質量的變化所起的作用不同，有些呈“逆向變化”關系，有些呈“正向變化”關系，有些呈“U字型變化”關系。由于不同的國家或地區，在其經濟發展的不同階段，各種經濟技術因素對環境系統的作用強度不同，經濟發展與環境質量之間的總體關系到底呈現什么形狀，在理論上很難給出一個規律性的結論。因此，經濟發展與生態環境質量之間的EKC是否存在，在學術界存在不同的觀點。本文以甘肅省為例，以“環境質量總指數”替代學術界常用的“環境壓力指標”進行實證研究，探索“基于環境質量的EKC”是否存在。

2 甘肅省生態環境質量評價

如前所述，本文旨在以甘肅省為研究對象，用“環境質量總指數”替代“環境壓力指標”研究環境EKC的存在性。因此，下面簡要說明“甘肅省生態環境質量總指數”的編制和計算問題，詳細內容參見文獻[3]。

文中數據來自甘肅省第二次全國經濟普查和歷年《中國環境年鑒》、《中國水利年鑒》、《中國國土資源年鑒》、《中國林業年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《甘肅統計年鑒》、《甘肅年鑒》，以及《新中國六十年·甘肅》、《甘肅省農業資源調查匯編》（1986）、《甘肅草地資源》（1999）、《甘肅省草業可持續發展戰略研究》（2008）、《甘肅省林情與科學發展》（2006），同時包括相關部門內部資料。對于森林覆蓋率等指標，選取六次森林資源清查結果，考慮其變化的趨勢性，本文依據基期與報告期的平均發展速度對間隔期進行平滑。

表1 甘肅省生態環境質量指數和人均GDP

為計算環境質量評價指數，首先對實物量指標進行無量綱化和正向化處理；其次，利用計權型多因子環境質量指數計算方法，得出甘肅省1980～2012年各因素質量指數及環境質量總指數，計算結果如表1所示。具體計算方法及各因素指數的計算依據參見文獻[3]。另外，由于本文模型分析所需，甘肅省1980～2012年2000年價格人均GDP也一并附于表1中。

3 基于環境質量的EKC模型（e-EKC Model）的構建

如前所述，本文研究的主題是用“環境質量總指數”代替學術界常用的“環境壓力指標”驗證擴展EKC的存在性。因此，本文提出以下兩個假設：

假設1：甘肅省擴展EKC存在，即在經濟發展初期，隨著經濟的發展，環境質量指數降低；當經濟發展水平達到一定水平后，環境質量指數達到拐點，然后隨著經濟發展水平的提高，環境質量指數隨之上升。

假設2：經濟發展與環境質量之間存在長期穩定關系，并且經濟發展是環境質量變化的原因。

這里先檢驗假設1，假設2的檢驗在下一個問題中研究。如圖1所示，如果假設1成立，“基于環境質量的EKC”實際上是一條二次曲線。因此，本文以甘肅省1980～2012年“環境質量總指數”描述環境質量的變化；以“人均GDP”描述經濟發展水平。首先，為了消除價格影響，將名義人均GDP轉化為2000年不變價人均GDP；其次，為消除異方差性，對這兩個變量取對數后，建立以“生態環境質量總指數的對數”為被解釋變量，記為LNEI，“實際人均GDP的對數與其對數的平方項”為解釋變量，分別記為LNPCGDP和LNPCGDPS的e-EKC模型，結果如下：

觀察回歸檢驗統計量，各參數在0.05的顯著性水平下都通過了顯著性檢驗，同時，可決系數較大且殘差序列不存在序列自相關。另外，由回歸標準差為0.0336可知，LNEI的各實際值與其估計值之間擬合差異較小，估計值的代表性較強，故模型擬合效果比較理想。為直觀期間，將模擬結果圖形化，如圖3所示。

圖3 生態環境質量與人均GDP的擬合曲線

表2 變量LNEI、LNPCGDP和LNPCGDPS的ADF以及PP檢驗結果

擬合結果表明，生態環境質量指數的變化率與人均GDP的變化率之間存在二次函數關系，即隨著人均GDP的增長，生態環境質量先是逐漸退化，當其達到一定界限后趨于平穩，之后隨著人均GDP的增長而生態環境質量開始改善。由于模型中生態環境質量在2005年達到最低點，這時人均GDP的對數值為8.8217，模擬得到人均GDP為6780（2000年價格）元時，甘肅省生態環境質量達到“拐點”。因此，在假設甘肅省現行環境經濟政策保持不變的條件下，基于生態環境質量的EKC對于甘肅省的經驗數據是存在的，即本文假設1成立。

4 基于生態環境質量的EKC模型的計量分析

上述e-EKC模型只能說明人均GDP和環境質量指數之間的關系在統計上是顯著的，但尚不能說明經濟發展和環境質量之間存在長期穩定關系，即上述假設1成立，并不能說明假設2一定成立。為檢驗假設2是否成立，避免“偽回歸”現象，需要對e-EKC模型進行計量經濟學檢驗，包括單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗等。

4.1 單位根檢驗

對LNEI，LNPCGDP和LNPCGDPS進行單位根檢驗，以判斷變量單整的階數。在檢驗前，需設定序列是否含有常數項或者時間趨勢項。觀察原序列的散點圖可知含有線性趨勢項，所以選擇只包含常數項和既包含常數項又包含趨勢項的檢驗形式，分別進行ADF檢驗和PP檢驗，其結果如表2所示。

由表2可知，生態環境質量指數對數值、人均GDP對數值以及人均GDP對數值平方的ADF統計量在0.05水平下不能拒絕原假設。取一階差分后的ADF在各種檢驗形式下的統計量都小于在0.05水平下的臨界值，結果拒絕原假設，即LNEI,LNPCGDP和LNPCGDPS經一階差分后時間序列沒有單位根，或者說，生態環境質量指數對數值、人均GDP的對數值和人均GDP對數值的平方序列都是一階單整的，記為：

4.2 協整檢驗

如果兩個變量都是單整變量，只有當它們的單整階數相同時，才可能協整。本文為三變量協整檢驗，經典的協整檢驗方法有兩種—E-G兩步法和JJ(Johansen—Juselius)檢驗。研究表明[4～5]，如果使用靜態OLS回歸方法，采用E-G兩步法檢驗出協整關系的可能性大于協整關系實際存在的可能性，而Johansen協整檢驗不僅克服了前者的缺陷，而且能精確給出協整向量的個數。因此，本文采用Johansen協整檢驗方法。文中LNEI,LNPCGDP和LNPCGDPS都是一階單整序列，為檢驗所建立的回歸模型是否有效，即生態環境質量與經濟增長之間是否存在長期穩定關系，還需確定協整檢驗最佳的滯后階數、協整方程的形式以及檢驗臨界值方法。本文采用LR統計量、有限預測誤差（FPE）、赤池信息準則（AIC）、施瓦茨準則（SC）以及HQ準則來確定變量的滯后階數（見表3）。

表3 滯后期檢驗結果

由表3可知，除AIC信息標準外，其它標準顯示最優滯后階數均為1階，故選擇非限制VAR(p)系統滯后階數為1階。相應的，協整檢驗滯后階數為p-1階，即0階。選取協整方程形式的第四種情況—水平形式的Yt和協整方程都有線性趨勢，并選擇O-L作為協整檢驗臨界值方法。最后，對序列LNEI，LNPCGDP和LNPCGDPS進行0階滯后的協整分析見（表4）。

表4 Johansen協整檢驗結果

協整序貫檢驗過程見（表4）顯示，分別比較跡統計量和最大特征根統計量的取值與其對應1%置信水平下的臨界值，在協整關系數為“至少一個”的原假設時顯著而在“至少兩個”時不顯著，表明系統只有兩個協整向量，協整方程如下：

式中ecm1t與ecm2t表示環境質量指數、人均實際GDP、人均實際GDP平方以及時間趨勢的線性組合，作為誤差修正模型的誤差修正項，反應變量之間的長期均衡關系，內生變量系數矩陣的逆矩陣為協整向量矩陣。協整關系的存在證明了環境經濟系統長期均衡關系的存在。

4.3 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

在判斷序列的穩定性、確定了模型的滯后階數以及進行了Johansen協整檢驗，并發現存在協整關系后，可以應用Granger因果關系檢驗方法確定變量之間相互關系的方向和強度。結果如表5所示。

表5 Granger因果關系檢驗結果

檢驗結果表明，在5%置信水平下，人均GDP對生態環境質量具有顯著的Granger影響，反過來生態環境質量對人均GDP則沒有明顯的影響作用。對于人均GDP的平方項與生態環境質量關系，結論同上。生態經濟學家把經濟變量看作環境惡化的原因得到了證明。雖然檢驗結果表明，生態環境質量對人均GDP不具有顯著的影響，這是因為甘肅省生態環境較差時期雖然處于“生態赤字”階段，但沒有發展到資源即將枯竭的程度，或者說雖然甘肅省生態環境質量已經明顯退化，但其程度尚未達到已經顯著制約經濟發展的程度。至此，假設2得到驗證，經濟發展與環境質量之間存在長期穩定關系，并且經濟發展是環境質量變化的原因。

5 研究結論

（1）本文根據甘肅省2008～2012年時間序列數據，綜合考慮氣候、水環境、植被、土壤以及污染負荷等生態環境因子，首先編制“生態環境質量總指數”，代替“環境壓力指標”，研究經濟發展與環境質量之間的關系，即對本文提出的兩個理論假設進行了實證檢驗。研究結果表明，甘肅省經濟發展與環境質量之間存在長期穩定關系，經濟發展是環境質量變化的原因。在經濟發展初期，隨著經濟的發展，環境質量逐漸退化；當經濟發展水平達到一定水平后，環境質量達到拐點，然后隨著經濟發展水平的進一步提高，環境質量開始改善，即根據甘肅省實證結果，本文所構建的擴展EKC存在。

自20世紀90年代，學者們以甘肅省為對象，基于污染負荷對甘肅省的EKC特征進行了系統研究。由于選取的污染負荷指標不同，研究結論存在較大差異，與EKC拐點所對應的人均GDP水平在1000美元和數萬美元之間。相比之下，本文所構建的e-EKC拐點相對較早，這與甘肅省的經濟結構密切相關。甘肅省經濟發展的支柱產業是工業，尤其是重工業比重長期偏高。盡管近年來環境保護政策不斷完善，力度不斷加大，但由于經濟發展速度加快，節能減排壓力增加，“三廢”排放量不可能在短期內發生實質性改變。另外，生活污水排放加快，進一步增加了環境污染負荷。也就是說，相對于其它生態環境因子，盡管污染負荷要素得分相對較低，但是由于污染壓力只是整個生態環境的一個要素，而且，相對而言，其它四個要素屬于生態環境的基本條件，在整個環境質量評價體系中，污染負荷屬于人為因素，其權重較低。因此，以甘肅省的經驗數據研究基于污染負荷的EKC，拐點出現要比基于生態環境質量的EKC晚，甚至沒有拐點。

（2）環境經濟系統的單向Granger原因具有局限性。計量檢驗結果顯示，經濟增長是生態環境變化的重要原因，但反之則不顯著。生態經濟學家阿蘭·蘭德爾（Alan Randall）認為，“自然資源和環境舒適的價值不能在市場上反映出來”，終將導致“不斷地用未標出價格的貨物來換取標出價格的貨物與服務，最終使人類總的滿足減少”。因此，雖然環境質量退化沒有對經濟增長形成明顯的制約作用，但是，如果環境退化程度突破某一極限，環境質量對經濟發展的逆向制約作用可能非常顯著。

[1] Grossman G,Krueger A.Economics Growth and The Environment[J].Quarterly Journal of Economics,1995,110(2).

[2] 李峰.環境質量庫茲涅茨曲線倒U型關系分析[J].山西財經大學學報，2008，30（11）.

[3] 王永瑜,王麗君.甘肅省生態環境質量評價及動態特征分析[J].干旱區資源與環境,2011,25(5).

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[5] Johansen S,Katarina J.Maximum Likelihood Estimation and Infer?ence on Cointegration-With Application to The Demand for Money[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics,1990,(52).

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