環保投資與經濟發展非線性效應的統計考察

周 納，陳黎明，陸明理

（1.湖南商學院 數學與統計學院，長沙 410205；2.湖南大學 金融與統計學院，長沙 410079）

0 引言

面對不容忽視的環境問題[1]，從20世紀80年代至今，中國環保投資總量隨著經濟發展水平的提高逐年上升。環保投資作為區別于一般固定資產的投資，其對經濟發展的影響效果一直存在爭議。一種觀點認為投資作為經濟發展的重要推動力之一，環保投資的增長必然通過直接或間接的方式拉動經濟發展。王珺紅等[2]研究發現環保投資從短期和長期都能夠拉動經濟發展，而GDP在長期不是引起環保投資的原因。另一種觀點認為環保投資屬于非生產性投資，無法推動經濟發展。王領等[3]研究發現經濟發展對環保投資的正向作用相對較強，而環保投資的提高對經濟發展的促進作用并不明顯。還有部分學者認為環保投資與經濟發展的關系很復雜。徐輝等[4]研究發現環保投資短期內對經濟發展的貢獻不是很大，但是長期而言會逐漸增大。定量評估環保投資與經濟發展之間的關系對環保政策的制定有重要的指導意義，上述文獻所構建的環保投資與經濟發展關系的模型都假定參數在某個樣本期間為常數，即假定環保投資與經濟發展之間的關系是恒定不變的。然而很多突發事件，例如，宏觀經濟政策變化、金融危機、經濟蕭條等都可能影響兩者之間的關系。

本文采用馬爾科夫區制轉移（MS）的方法解決這個問題。利用馬爾科夫區制轉移向量自回歸模型對中國1986—2016年的環保投資與經濟發展之間的相互關系進行動態考察，以揭示環保投資與經濟發展之間的關系。

1 馬爾科夫區制轉移向量自回歸模型

1989年Hamilton[5]提出使用馬爾科夫區制轉移（Markov-Switching）模型研究政策、突發事件等對美國人均實際GNP的影響。他將時間序列數據劃分為幾種不同狀態，各狀態之間的轉移服從一個Markov過程，并在不同的狀態下建立不同的模型，以此來解釋美國經濟周期中存在的非線性動態特征。Krolzig（1998）[6]根據Hamilton的研究結果進一步提出馬爾科夫區制轉移向量自回歸（MS-VAR）模型,即VAR模型的回歸參數隨著區制的轉移而變化。MS-VAR模型比一般的VAR模型更適合復雜多變的經濟環境。其后Krolzig，Marcellino和Mizon（2002）[7]在研究英國經濟周期和勞動力市場的動態協整關系時，提出馬爾科夫區制轉移向量誤差修正（MS-VECM）模型。

馬爾科夫區制轉移模型的基本原理是：一個可觀測的時間序列能被劃分為多個不可觀測的區制，隨著時間的變化，時間序列中每個節點可能屬于不同的區制。若一共存在S種區制，則St={1 ，2，…，S}代表了所有的可能區制。

定義pij為區制i到區制j的轉換概率，則：

在兩區制的MS模型中，轉移概率可表示為：

此時轉移概率矩陣為：

區制的持續期是指在某個區制下持續的時間長度。下面仍以兩區制為例。從式（2）可以看出，對于St=1，概率p值越高，從當前的區制Ⅰ轉換到區制Ⅱ的概率越小。假設區制Ⅰ從t+1時刻一直持續到t+i時刻，即：

區制Ⅰ持續期為：

同樣，區制Ⅱ持續期為：

在給定狀態St中，滯后p階的MS-VAR(p)表達式為：

其中，u(?)表示各區制下的截距項，Ai(?)表示不同區制下各變量滯后項的系數。∑表示各區制下殘差的方差，狀態變量St由馬爾科夫鏈產生。估計MS模型的方法有很多種，如極大似然估計法（MLE）、期望值最大化（EM）算法等，本文采用的方法是期望值最大化算法。

2 實證分析

2.1 數據來源

鑒于環保投資對經濟發展的影響只有在中長期方能呈現，本文選取時間跨度為1986—2016年的環境污染治理投資總額（EI）和國內生產總值（GDP）數據作為樣本來進行實證研究。EI作為環保投資指標，GDP作為經濟發展指標。相關數據均來源于歷年《中國統計年鑒》和《環境統計年鑒》。由圖1可以看出，環保投資總額呈逐年增加趨勢，其占GDP的比重也自1986年的0.71%提升至2016年的1.24%。

圖1 1986—2016年中國環保投資及占比

本文使用歷年的居民消費價格指數（1978=100）對環保投資和GDP進行平減，以消除物價變動的影響。另外為了消除異方差性，對數據進行對數變換。變換后的數據分別表示為LEI和LGDP。數據走勢如圖2所示。由圖2可以看出LEI與LGDP均有上升趨勢且無周期，故兩序列均不是平穩序列。進一步對序列LEI和LGDP進行差分，檢驗其差分序列的平穩性。

2.2 平穩性檢驗

圖2 LEI和LGDP走勢

對數據進行ADF檢驗，結果見表1。由P值可以判斷變量LEI和LGDP均為非平穩變量。一階差分變量DLEI在1%的顯著性水平上平穩，DLGDP在5%顯著性水平上平穩，從而LEI和LGDP都是一階單整序列，服從I(1)過程。

2.3 協整關系檢驗

通過AIC、SC、HQ等準則綜合判斷模型最優滯后階數為2（見表2）。使用Johansen方法對數據進行協整檢驗（見表3）。表3中跡檢驗和最大特征根檢驗結果一致，均表明兩變量雖然都為一階單整，但不存在協整關系。

表2 滯后階數判斷

2.4 MS-VAR的估計結果及分析

在模型擬合中，運用OX-MSVAR在GiveWin2上估計。根據假設均值、截距、系數和方差是否隨著時變參數S變化，可以得到MSA-VAR、MSIA-VAR、MSIAH-VAR、MSM-VAR等估計形式。本文根據AIC值和對數似然函數值判斷選擇MSIAH(2)-VAR(2)模型（截距項、自回歸系數、方差隨狀態發生變化）來研究環保投資與經濟發展之間的關系。從下頁表4可知，MSIAH(2)-VAR(2)模型的LR線性檢驗值為33.18，在5%的顯著性水平上拒絕原假設，說明非線性模型與線性模型存在顯著差別。另外，對比MSIAH(2)-VAR(2)模型和線性模型的AIC值和對數似然函數值，發現相比于線性模型，MSIAH(2)-VAR(2)在模型擬合上有更大的改進，肯定了對環保投資和經濟發展之間建立非線性模型的意義。

表3 協整關系檢驗

表4 非線性檢驗

模型估計的結果如表5所示。觀察MSIAH(2)-VAR(2)模型參數發現，在區制Ⅰ，滯后1期的DLEI每增加1個單位會引起當期的DLGDP平均增加0.10個單位，滯后1期的DLEI對當期的GDP發展有正向促進作用；滯后1期的DLGDP每增加1個單位會引起當期的DLEI平均提高2.47個單位。而在區制Ⅱ，滯后1期的DLEI每增加一個單位，當期的DLGDP平均降低0.09個單位，滯后1期的DLEI對當期的GDP發展有一定程度的阻礙作用。滯后1期的DLGDP每增加一個單位，當期的DLEI平均降低2.14個單位。

表5 MSIAH(2)-VAR(2)模型參數估計

由表6的轉移概率矩陣和表7區制持續期可知，若當前狀態為區制Ⅰ，下期狀態仍為區制Ⅰ的概率為0.9227，下期轉換到區制Ⅱ的概率為0.0773，區制Ⅰ平均持續時間為12.94年；若當前狀態為區制Ⅱ，下期狀態仍為區制Ⅱ的概率為0.9247，下期轉換到區制Ⅰ的概率為0.0753，區制Ⅱ的平均持續時間為13.28年；綜上，區制Ⅰ和區制Ⅱ的穩定性無明顯差異，區制Ⅰ和區制Ⅱ之間的轉換概率低。

表6 區制轉移概率矩陣

表7 無條件轉移概率和平均持續期

兩區制下的環保投資與經濟發展的相關系數如表8所示。在區制Ⅰ中環保投資與經濟發展呈正相關，在區制Ⅱ中環保投資與經濟發展呈負相關。環保投資和經濟發展相關關系的方向和大小在不同區制下都發生了明顯的變化。

表8 區制Ⅰ、區制Ⅱ的相關系數陣

圖3給出了兩區制間的濾波（filtered）、平滑（smoothed）和預測（predicted）概率，可得到每個觀測點所屬的區制。表9為區制時間段劃分的統計。觀察可知1998年以前以及2011年以后表現為區制Ⅰ，1998—2011年表現為區制Ⅱ。

圖3 兩區制的濾波、平滑和預測概率

表9 區制時間段劃分

結合模型參數估計結果可知1998年以前以及2011年以后，提高環保投資增長率對GDP增長率有明顯促進作用，GDP增長率的提高也促進了環保投資的增長。這說明環境保護不僅沒有阻礙經濟的發展，而且成為了新的經濟增長點；經濟的發展也為環境整治提供了條件和財力。中國從上世紀70年代后期就認識到環境污染治理對改善環境狀況和促進經濟發展的重要作用，90年代明確提出走可持續發展道路是中國的必然選擇。環保投資不但能夠取得環境效應,同時也能帶動相關產業發展、提供新的就業機會、引導技術進步，促進經濟的可持續發展。1998—2011年間環保投資力度的不斷加大一定程度上抑制了經濟的發展。由于環境惡化的情況日益嚴重，政府加大了環保投資的力度，然而經濟效益并不是環保投資的主要效益，其主要效益表現為環境效益和社會效益，故在短期內環保投資對經濟發展的拉動作用尚未能彌補其投入成本。而經濟的增長短期內也沒有推動環保投資的增加，這種現象發生是因為政府環保投資效率不高、民間環保投資積極性低且企業對造成的環境污染持被動治理的態度。這也意味著經濟發展和環境污染間的關系不會自動走向協調，單靠經濟增長很難帶來環境問題的改善，需要政府制定合理的相關政策。李佳佳等[8]發現稅收政策、城鎮化水平、環境投資以及技術水平都從不同方面對環境污染產生影響，通過制度創新跨越環境EKC曲線，可以實現經濟與環境的協同發展。

圖4（見下頁）給出了基于歷史數據預測未來區制轉換的概率。圖4（a）和圖4（b）表示當觀測值位于某一區制時，未來時期處于兩種區制的不同概率。圖4（c）、4（d）、4（e）分別表示持續期為h的概率，持續期小于等于h的概率以及h期一直維持原區制的概率。根據圖4判斷2018年的狀態為區制Ⅰ的概率更高。

圖4 持續期和區制轉移概率關系

3 結論及政策建議

結合MSIAH(2)-VAR(2)模型，發現中國環保投資與經濟發展的協同變動關系表現為兩區制動態非線性關系。環保投資增長率在區制Ⅰ內對經濟發展起正向推動作用，在區制Ⅱ對經濟發展起阻礙作用；環保投資和經濟發展的相關關系在兩區制內表現不同：在區制Ⅰ中，環保投資和經濟發展相關關系表現為正相關，相關性較強；在區制Ⅱ中，環保投資和經濟發展相關關系表現為負相關，相關性較弱。區制間轉移概率和平均持續期差異不大。

環保投資和經濟發展關系出現的變化說明保護環境與發展經濟之間的矛盾并非不可調和。為實現環保投資與經濟發展相互協調、相互促進，環境污染狀況改善，經濟可持續發展，提出以下幾點建議：

（1）建立市場化的環保投資體制，拓寬資金來源渠道。

打破政府在環保投資領域的壟斷格局，取得社會資源的有效配置是實現環保投資體制市場化的關鍵。民間的資金量充足，但缺乏有效的投資渠道，將其引入環保行業將刺激環保產業快速發展。另外可多方吸引外資，開發國外的環保市場。相關部門也要對社會、企業的環保投資給予支持，如實行稅收優惠和財政補貼。通過一系列的市場化行為可使環保投資與國民經濟的發展同步。

（2）健全綠色績效考核，提高環保投資的使用效益。

根據發達國家的經驗，環保投資要占本國GDP的1%～1.5%，才能有效控制住環境污染，提高至2%～3%時，才能有效改善環境。為了有效改善環境，政府需要繼續穩步增加環保投資，保證環保投資占到GDP的一定百分比。通過建立地方政府綠色績效考核制度，可引導各級政府加大環保投資。提高環保資金款項的使用效益首先要加強環保資金的監督管理，確保專款專用。另外，大力研究開發環境污染治理技術和設備，以先進的技術為手段提高環保投資的效益。

（3）促進環保產業發展，拉動經濟增長。

新常態下，通過發展健康的環保產業，培育健全的環保產品、技術和服務體系，不僅可以解決經濟發展中存在的高耗能、高排放、高污染問題，構建環境保護和經濟增長雙贏局面，提高生態環境質量，而且還可以走出一條有中國特色的可持續發展之路，形成國民經濟新的增長點。

（4）減少污染物排放，改革和完善環境稅費制度。

通過完善環境稅費制度可控制污染物排放總量。根據“污染付費”原則，逐步提高排污費的收取標準和范圍，加大企業污染環境的成本，促使企業進行生產技術的革新，激發環保產業的需求和發展。同時需要加強監管，嚴格執法，保證環境稅費制度得到有效貫徹和執行，實現環境保護與經濟發展的雙贏。