浙江省經(jīng)濟增長與環(huán)境相互關(guān)系的實證研究—基于環(huán)境庫茲

1、浙江省經(jīng)濟增長與環(huán)境相互關(guān)系的實證研究基于環(huán)境庫茲涅茨曲線的分析 基金項目：浙江省哲學社會科學重點研究基地課題，外貿(mào)對浙江海洋資源環(huán)境的影響研究（06JDHY002-4Z）。虞安平1，許繼琴2 ，趙書國31寧波大學，浙江寧波(325000)2寧波大學，浙江寧波(325000)3寧波大學，浙江寧波(325000)Anping.yu摘 要： 通過對浙江省人均GDP及污染物排放量之間做協(xié)整檢驗，得出浙江省的環(huán)境庫茲涅茨曲線是一條新型的不同于倒“U”型的曲線。關(guān)鍵詞：浙江?。画h(huán)境庫茲涅茨曲線； 中圖分類號：F71. 引 言改革開放三十年來浙江省的經(jīng)濟迅猛發(fā)展，隨著人民生活水平的日益提高，對資源環(huán)境的壓

2、力也越來越大；同時，浙江省是個地域、資源缺乏的省份，在十萬平方公里的土地上生活著四千多萬人口，省內(nèi)缺鐵少媒乏油，礦產(chǎn)資源十分貧乏。在這樣的現(xiàn)狀下，經(jīng)濟增長對環(huán)境資源環(huán)境所造成的影響到底有多大，便是本文所要研究的重點。2. 經(jīng)濟增長與環(huán)境相互關(guān)系的研究綜述環(huán)境庫茲涅茨曲線是以美國經(jīng)濟學家、1971年度諾貝爾經(jīng)濟學獎得主S.Kuznets的名字命名的。Grossman和Kruger(1993)對NAFTA環(huán)境效應進行研究得到了經(jīng)濟增長與污染物排放的反轉(zhuǎn)的U型關(guān)系，并最早使用了“貿(mào)易環(huán)境”一般均衡模型將貿(mào)易對環(huán)境的影響分為相互關(guān)聯(lián)的三個方面，提出了貿(mào)易對環(huán)境的三大效應即規(guī)模效應( Scale eff

3、ect) 、結(jié)構(gòu)效應(Composition effect)和技術(shù)效應(Technique effect) 4。至此倒U型的環(huán)境庫茲涅茨曲線表明環(huán)境惡化與人均GDP在經(jīng)濟發(fā)展的起步階段呈正向變動關(guān)系，當人均GDP達到一定水平后二者表現(xiàn)為反向變化關(guān)系，多種污染物的排放將隨著經(jīng)濟發(fā)展向上升而后下降。其后，Grossman and Kruger(1995)用全球環(huán)境監(jiān)測關(guān)系數(shù)據(jù)研究人均收入與各種環(huán)境指標之間的關(guān)系，他們研究發(fā)現(xiàn)，當收入達到一定水平后結(jié)構(gòu)效應與技術(shù)效應的積極作用終將超過規(guī)模效應的負面影響。對于NOX、SOX 和生物需氧量(BOD)的污染排放量來說，轉(zhuǎn)折點出現(xiàn)在人均GDP為5000美元左

4、右，即國際貿(mào)易在長期對環(huán)境質(zhì)量的改善是有幫助的。國內(nèi)彭水軍利用1996-2002年間我國30個地區(qū)的數(shù)據(jù)，用6類污染指標分別與人均GDP為指標進行回歸檢驗，結(jié)果得出工業(yè)廢水排放量與人均GDP、工業(yè)廢固排放量與人均GDP都呈顯著的倒“U”型曲線。沈滿洪、許云華（2000）在浙江省工業(yè)化進程中經(jīng)濟增長與環(huán)境變遷的關(guān)系研究中以人均GDP為橫軸，分別以工業(yè)廢水排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、廢氣排放量及它們的人均量為縱軸，結(jié)果得到了一組由倒“U”型和“U”型兩段曲線組成的環(huán)境庫首涅茨曲線，而且沒有一條曲線有例外。所以作者認為環(huán)境庫茲涅茨曲線不一定是倒“U"型的，也就是說，隨著人均收人水平的提高，

5、污染量或人均污染量并非必然經(jīng)歷一段時期的上升后逐漸下降，還會出現(xiàn)反復2。這種現(xiàn)象同樣出現(xiàn)在了我國的山西省，丁越蘭、張偉琴研究山西省環(huán)境庫茲涅茨曲線時發(fā)現(xiàn)山西省單位GDP“三廢”排放量與人均GDP的關(guān)系都基本符合庫茲涅茨三次函數(shù)，在人均GDP低于5000元時單位GDP“三廢”排放量下降都比較明顯，之后先有所上升再下降，下降趨于緩慢7。3. 浙江省的環(huán)境庫茲涅茨曲線3.1研究方法及數(shù)據(jù)來源 通過EKC曲線可知，隨著經(jīng)濟發(fā)展階段不同、人均收入水平不同對環(huán)境的影響也不同。而貿(mào)易的發(fā)展是促進經(jīng)濟發(fā)展、人均收入提高的重要力量，因此，許多學者在研究貿(mào)易對環(huán)境的影響時借鑒EKC曲線進行研究。我們借鑒已有的研究

6、，在人均工業(yè)廢水排放量(噸/人) 、人均廢氣排放量(立方米/人)、人均固體廢棄物排放量(噸/人)三個變量之中選取人均工業(yè)廢水排放量來表示代表污染水平，人均GDP用來表示經(jīng)濟水平，運用變量的數(shù)據(jù)來源于浙江省統(tǒng)計年鑒和新浙江五十年統(tǒng)計匯編,時間跨度為19812006年。表31 人均GDP及污染排放量匯總表年份人均gdp(元)廢水排放量（萬噸）廢氣排放量（億立方米）固體廢棄物（萬噸）人均廢水排放量（噸/人）人均廢氣排放量（立方米/人）人均固體廢棄物（噸/人）19815318686376147422.441965.640.12198259991154114753523.232922.800.14198

7、365096853130360524.443287.830.151984810109018155763127.303899.240.1619851067107360186067926.644615.890.1719861237108790227584526.735589.580.2119871478108318242075426.285872.090.1819881853104555235978825.075657.280.1919892023101603245881024.145840.030.1919902138130229259584730.756127.640.201991255810

8、2049467688823.9510973.000.2119923212116626313694527.217317.000.2219934469105734287894924.516672.390.2219946201100703299695323.206901.320.22199581491028073108101823.537112.730.2319969552854813279102719.437452.120.231997106241248134884132628.2211044.080.301998113941130185016139025.4211279.870.31199912

9、2141172645417136126.2512125.460.302000134161364336509138630.3114460.520.312001147131581138530160334.9818872.350.352002169781680488532177837.0518809.610.3920032044416808810432197636.9322919.510.4320042435216527411749231836.1125668.420.5120052770319242613025251441.8128302.240.5520063187419959314702309

10、643.1131757.690.67注：數(shù)據(jù)來源：浙江省統(tǒng)計年鑒（歷年）及新浙江五十年統(tǒng)計匯編3.2人均GDP與人均污染物排放的散點圖由于論文篇幅有限，在此就不對上述數(shù)據(jù)做全部檢驗計算，僅以廢水排放量為例做研究。對上表進行處理,得到下面浙江省人均廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和人均工業(yè)固體廢棄物排放量與人均GDP的散點圖。結(jié)果表明倒U型的環(huán)境庫茲涅茨曲線特征并不明顯。工業(yè)廢水排放量明顯呈現(xiàn)臺階式上升跡象；工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢棄物基本上保持上升的趨勢。圖31 人均GDP與人均廢水排放量散點圖3.3模型構(gòu)建基于庫茲涅茨曲線的形狀以及其他學者的研究，假設EKC關(guān)系為一個對數(shù)三次模型,相依變量(人均廢水排

11、放量，在此以人均廢水排放量為例做實證)和解釋變量(人均GDP)均以自然對數(shù)形式表示，以消除異方差。設標準的參數(shù)化EKC模型為:ln(W)t=c+1ln(GDP人均)t+2ln(GDP人均)t2 +3ln(GDP人均)t3+ut (1) 其中,W代表人均污染物，這里以人均工業(yè)廢水排放量為例做實證；下標t代表時間指標( t = 1, , T )，c為常數(shù),且u是隨機誤差,一般它被假設是序列相關(guān)的。在此模型中,參數(shù)1、2和3 分別表示人均收入的一次、二次和三次項系數(shù)。對于不同的i,i = 1,2,3, 模型具有不同的意義。具體來說, (l)如果1>0、2<0且3>0，則模型刻畫了人

12、均工業(yè)廢水排放量與人均GDP之間呈N型曲線關(guān)系;反之，如果1<0、2>0且3<0，則為倒N型曲線關(guān)系。(2)如果1>0、2<0且30，則為二次曲線關(guān)系即呈庫茲涅茨倒U型曲線關(guān)系;反之，如果1<0、2>0且30，則為U型曲線關(guān)系。（3）如果10、20且30，則為線性關(guān)系7。 利用擴展DickeyFuller(ADF)單位根檢驗方法,可以獲得變量的單位根屬性(表34) 。結(jié)果顯示所有序列在水平值無法拒絕非平穩(wěn)原假設,而對差分序列都在5%水平顯著地拒絕了非平穩(wěn)原假設,所以這表明人均工業(yè)廢水排放量和人均GDP及其二次、三次序列均為一階單整或I(1)的非平穩(wěn)序列

13、。這個結(jié)果與經(jīng)驗結(jié)論一致,如Granger和Hallman通過蒙特卡羅模擬表明如果變量為一階單整或I(1)序列,那么這個I(1)變量的低冪次方仍然是I(1)序列。表32 ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量ADF統(tǒng)計量臨界值AICSC檢驗形（C,T,K）結(jié)論lnW-0.82-3.24*-1.26-1.06C,T,1不平穩(wěn)lnW-7.74-2.68*-1.02-0.920,0,1平穩(wěn)Ln(GDP人均)-2.70-3.24*-1.31-1.11C,T,1不平穩(wěn)Ln(GDP人均)-3.19-3.02*-2.62-2.37C,0,3平穩(wěn)Ln(GDP人均)2-2.70-3.24*-1.31-1.11C,T,1不平穩(wěn)

14、Ln(GDP人均)2-3.19-3.02*-1.24-0.99C,0,3平穩(wěn)Ln(GDP人均)3-2.70-3.24*-0.50-0.30C,T,1不平穩(wěn)Ln(GDP人均)3-3.22-2.70*-0.43-0.18C,0,3平穩(wěn)注：表中*、*、*分別表示顯著性水平為10%、5%、1%的臨界值(下同)。檢驗形式(C,T,K)分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項,時間趨勢和滯后階數(shù), 加入滯后項是為了使殘差項為白噪聲, 最優(yōu)滯后項階數(shù)由AIC及SC準則確定, 表示一階差分算子。從上表可知，雖然時間序列LnW、LnEX、LnIM 是非平穩(wěn)的，但是通過對各變量進行一階差分后再進行單位根檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各變

15、量一階差分后不存在單位根，即這些變量屬一階平穩(wěn)序列。3.4協(xié)整檢驗及方程確立由于變量都是同階非平穩(wěn)序列,所以確?？梢岳^續(xù)對人均GDP和人均工業(yè)廢水排放量的協(xié)整關(guān)系進行檢驗,以確定在經(jīng)濟計量設定中是否存在某種長期均衡關(guān)系。為識別這種長期關(guān)系,本文采用了EngleGranger的檢驗模式,即檢驗排放量與收入之間EKC關(guān)系的殘差是否平穩(wěn),如果平穩(wěn),那么就表明這種長期關(guān)系成立,否則不成立。下表給出了(1)式估計和檢驗結(jié)果。首先我們估計了三次曲線形式的EKC方程,參數(shù)估計值均較為顯著,但殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明人均廢水排放量和人均GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。進一步通過對參數(shù)約束進行穩(wěn)定性檢驗,即假設30的約束

16、條件下，Wald統(tǒng)計量非常顯著,拒絕原假設，表明三次曲線形式是充分的。而且對三次曲線的殘差的檢驗結(jié)果表明，人均廢水排放量與人均GDP之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。表33 殘差單位根檢驗結(jié)果參數(shù)估計wald殘差單位根檢驗c123三次曲線-22.31*9.88*-0.32*0.20×102*30-8.46*（7.33）（2.70）（0.08）（0. 49×103）（16.41）*注：其中*表示至少在1%下顯著，*表示至少在5下顯著。并且得到方程：ln(W)t=-22.31+9.88ln(GDP人均)t-0.32ln(GDP人均)t 2 +0.002ln(GDP人均)t3 + ut

17、t: （-3.05*）（3.65*） （-3.84*） （4.05*） R2=0.77 AdjR2=0.73 D.W=1.70 F-statistic=24.01 另外，根據(jù)方程對其各個變量做testdrop的檢驗，得下圖：表34 testdrop檢驗結(jié)果F-statisticLog likelihood ratioAdjusted R-squaredln(GDP人均)t316.41*14.49*0.56ln(GDP人均)t 214.75*13.34*0.58ln(GDP人均)t13.35*12.33*0.59C9.27*9.14*0.64注：其中*表示至少在1%下顯著，*表示至少在5下顯著。

18、從檢驗結(jié)果來看，剔除方程之中任一變量，對模型都產(chǎn)生不好的后果；結(jié)合剔除任一變量后的建模結(jié)果看，剔除后的模型遠不如原模型好。綜上，由于參數(shù)滿足2<0且30,所以浙江省的人均廢水排放量與人均GDP關(guān)系又表現(xiàn)為N型的新型EKC關(guān)系。3.5格蘭杰因果檢驗本文采用Granger(1969)提出的因果檢驗法, 對我國經(jīng)濟增長和有效就業(yè)變量之間是否存在因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向進行檢驗。其檢驗結(jié)果如下:表35 Granger因果檢驗結(jié)果 零假設:F統(tǒng)計值P值結(jié)論ln(GDP人均) does not Granger Cause ln(W)5.180.02人均GDP導致廢水排放增加ln(W) does no

19、t Granger Cause ln(GDP人均) 1.030.37 廢水排放不導致人均GDP增加檢驗結(jié)果表明我國經(jīng)濟增長和廢水排放量之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系: 經(jīng)濟增長是引起廢水排放量增加的格蘭杰原因, 經(jīng)濟增長帶來了污染的增長; 廢水排放增長不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。4. 實證結(jié)果討論浙江省新型的環(huán)境收入、經(jīng)濟增長曲線表明，浙江省自1981年到2006年以來，隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展、人均收入水平的不斷提高，人均廢水排放量先經(jīng)歷了一段時間增長后又開始下降，下降到一定程度后，隨著經(jīng)濟增長收入水平提高，廢水排放量又不斷上升的情況。通過以上計量分析表明，浙江省廢水排放量與人均收入之間并不存在明顯的倒“

20、U”型關(guān)系，也即表明浙江省并非在經(jīng)濟增長初期廢水排放量隨人均收入的提高而增多，在人均收入達到某一臨界值后廢水排放量又將逐漸減少。事實上，通過比較分析可知，浙江省廢水排放量與人均收入之間是由一組“U”型和倒“U”型組合而成的曲線，是廢水排放量與人均收入之間存在相交替的遞增與遞減的關(guān)系，這種新型環(huán)境收入曲線既不同于發(fā)達國家也與我國整體情況不同，得出結(jié)果與沈滿洪 沈滿洪，許云華一種新型的環(huán)境庫茲涅茨曲線浙江省工業(yè)化進程中經(jīng)濟增長與環(huán)境變遷的關(guān)系研究J浙江社會科學，2000.4。的結(jié)果相似。我們認為產(chǎn)生這種現(xiàn)象應歸結(jié)于多種原因。澳大利亞學者麥格納尼(Elisabetta Magnani)在對環(huán)境庫茲涅

21、茨曲線進行實證研究的基礎上認為環(huán)境庫茲涅茨曲線并非經(jīng)濟發(fā)展的必然路徑,而是一種政策引致的結(jié)果。翻閱資料我們發(fā)現(xiàn)，早在2002年6月我省第十一次黨代會上我省便提出建設“綠色浙江”的戰(zhàn)略目標， 2003年8月19日，省政府印發(fā)了浙江生態(tài)省建設規(guī)劃綱要。根據(jù)“綱要”，浙江省通過啟動（20032005年）、推進（20062010年）、提高（20112020年）3個階段，實施生態(tài)工業(yè)與清潔生產(chǎn)、生態(tài)農(nóng)業(yè)與新農(nóng)村環(huán)境建設，完成190個重點項目，包括120項重點城市污水處理和城市垃圾處理項目，500家重點企業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)改造項目、重點工業(yè)園區(qū)污染集中處理項目等。所以我們在圖31中可以發(fā)現(xiàn)，人均廢水排放量在2

22、002年達到第一個峰值37.05噸/人后出現(xiàn)下降，直到2004年的36.11噸/人。但眾所周知，因為2004年我國正處在經(jīng)濟過熱邊緣，各地投資項目紛紛上馬，浙江省也概莫能外。所以我們看2005年人均廢水排放量又出現(xiàn)了上升的態(tài)勢。當然，廢水排放量的上升不僅僅是因為經(jīng)濟過熱的原因造成的，比如污染治理資金投入不足也是重要原因之一。另外，從已有的經(jīng)驗研究可知，大部分的經(jīng)驗研究采用Antweiler & Copeland 和Taylor(2000)創(chuàng)建的將污染引入的標準貿(mào)易模型從外貿(mào)自由化的角度實證分析外貿(mào)自由化對環(huán)境影響的三大效應1。許多學者認為EKC曲線的出現(xiàn)是由于規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應以及技術(shù)

23、效應的共同作用，同樣浙江省廢水排放量與經(jīng)濟增長、收入之間的關(guān)系也同樣受到以上三種效應的共同作用，另外我們認為還受到法規(guī)效應的影響，因此廢水排放量與人均GDP的關(guān)系是規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應、技術(shù)效應和法規(guī)效應的共同作用。若廢水排放量隨人均GDP的增長而增長時，證明四效應的共同作用為負效應，反之則為正效應。浙江省新型的環(huán)境收入曲線說明改善環(huán)境的政策并不可能起到長期有效作用，隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，改善環(huán)境的政策和措施也必須隨之而變。參考文獻1 Antweiler, W., B. R. Copeland, andM. S. Taylo(2001), Is Free Trade Good for the En

24、vironment? American Economic Review 91(4), 2001, pp.877-908.2 沈滿洪，許云華一種新型的環(huán)境庫茲涅茨曲線浙江省工業(yè)化進程中經(jīng)濟增長與環(huán)境變遷的關(guān)系研究J浙江社會科學，2000年第4期。3 孫敬水浙江省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析J國際貿(mào)易問題，2005年第10期。4 Grossman, G.M. ; Krueger,Alan B (1995), Economic growth and the environment,Quarterly Journal of Economy CX(2), 353-379.5 Crossman, G.M.

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