經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢水排放量實(shí)證分析

□文/李少紅

一、引言

改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)增長帶來了人民生活水平的提高以及社會福利水平的改善，但隨之而來的是一系列環(huán)境問題。經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境惡化之間的兩難沖突備受關(guān)注，二者關(guān)系的研究已成為各領(lǐng)域探討的熱點(diǎn)問題。經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞?955年提出了著名的倒U型曲線假說，20世紀(jì)九十年代，Grossman和Krueger在庫茲茨曲線基礎(chǔ)上提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線。國內(nèi)學(xué)者方行明、劉天倫通過建立一個一元三次的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，應(yīng)用最小二乘法估計(jì)，認(rèn)為工業(yè)廢水排放量與人均GDP之間存在倒N型的關(guān)系，彭水軍、包群通過廣義的脈沖分析，認(rèn)為人均GDP與工業(yè)廢水排放量存在N型關(guān)系。而本文主要利用VAR模型來分析經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢水排放量是否存在上述關(guān)系，首先建立工業(yè)廢水排放量和經(jīng)濟(jì)增長這兩個指標(biāo)，因?yàn)榭紤]到時間序列的平穩(wěn)性問題，要利用單位根檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。如果數(shù)據(jù)平穩(wěn)或是協(xié)整，則建立經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢水排放量的VAR模型，進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析和脈沖響應(yīng)分析。

二、變量選取與數(shù)據(jù)處理

（一）變量選取。因?yàn)楸疚闹皇菃渭兊匮芯拷?jīng)濟(jì)增長與工業(yè)排放量之間的關(guān)系，不考慮對環(huán)境造成污染的其他因素的影響，所以在變量選取方面比較容易。經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)選用人均GDP（單位：元），之所以選用該指標(biāo)，在于與總收入相比，人均GDP更能反映出真實(shí)收入水平變化對環(huán)境的影響。而工業(yè)廢水排放量的指標(biāo)就直接選用每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量（單位：噸）。研究區(qū)間取自1995～2009年，各指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）數(shù)據(jù)處理。為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，消除可能存在的異方差，考慮到對時間序列進(jìn)行對數(shù)化處理后容易得到平穩(wěn)序列，且并不改變序列數(shù)據(jù)的特征。本文分別對每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量和人均GDP的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)的處理，新的序列分別命名為lnmyczw和lngdp。

（三）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了得到有效的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，防止為回歸的產(chǎn)生，在建立VAR模型前應(yīng)首先對變量的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

在進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)之前，首先應(yīng)確定是否具有截距和時間趨勢項(xiàng)，否則，檢驗(yàn)的結(jié)果將會大相徑庭。一般采用圖形觀察法，如果序列在偏離0位置變動，且呈現(xiàn)出隨著時間快速遞增或遞減的趨勢，則可以選擇既有截距又有時間趨勢項(xiàng)；如果序列隨時間遞增或遞減的并不迅速，可以考慮舍去時間趨勢項(xiàng)。從表1中我們可以看出，lngddp和lnmyczw這2個時間序列在10%的顯著性水平下均不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此都是非平穩(wěn)的。而他們的一階差分序列dlngdp和dlnmyczw的ADF值均可以小于10%的顯著性水平下的臨界值，所以都是平穩(wěn)的。因此，dlngdp和dlnmyczw都是平穩(wěn)的時間序列，可以建立任何的模型。（表1）

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

三、VAR模型的建立及應(yīng)用

（一）建立VAR模型。在ADF檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們建立人均GDP和每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量為因變量，這些變量的滯后項(xiàng)為自變量的VAR模型。

為了確定VAR模型的滯后階數(shù)，我們根據(jù) LogL、LR、FPE、IC、SC 和 HQ 等標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行確定，如表2所示。（表2）滯后階數(shù)適當(dāng)加大，可以消除誤差項(xiàng)中的自相關(guān)，但又容易減少自由度，影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。因此，我們重點(diǎn)參考AIC和SC最小的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，將VAR的滯后階數(shù)確定為4階。因?yàn)閷τ谧兞咳司鵊DP和每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量，經(jīng)過取對數(shù)和一次差分后，變量是平穩(wěn)的，所以可以建立滯后4階的VAR模型。

表2 VAR模型的最優(yōu)滯后期

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

（二）格蘭杰因果關(guān)系分析。在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，來分析經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢水排放量之間的格蘭杰因果關(guān)系。Granger因果檢驗(yàn)度量的是：對y進(jìn)行預(yù)測時x的前期信息對均方誤差MSE的減少是否有貢獻(xiàn)，并以此作為因果關(guān)系的判斷基準(zhǔn)。與x的前期信息相比，若MSE無變化，則稱x在Granger意義下對y無因果關(guān)系；反之，當(dāng)x的前期信息對MSE的減少有貢獻(xiàn)時，稱x在Granger意義下對y有因果關(guān)系。即一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。

Granger因果檢驗(yàn)往往受滯后長度p的影響。處理滯后期有兩種方法：一是從滯后1開始測試，按AIC、SC最小的原則確定VAR的滯后長度，作為Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的滯后期；二是嘗試不同的滯后期，比如滯后1～6期，觀測因果關(guān)系的變化特征。本文的滯后階數(shù)直接利用VAR模型所確定的滯后階數(shù)。

通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（表3），根據(jù)伴隨概率，在5%的顯著水平下，因?yàn)?.000，0.05，所以拒絕原假設(shè)，即人均GDP是工業(yè)廢水排放量的格蘭杰原因。0.9569＞0.05，所以接受原假設(shè)，即工業(yè)廢水排放量不是人均GDP的格蘭杰原因。表明人均GDP和工業(yè)廢水排放量之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。這就從一個方面反映了我國經(jīng)濟(jì)的快速增長在一定程度上建立在高廢水排放量的基礎(chǔ)上的，但是這不符合中國的“低污染，高增長”的目標(biāo)，所以我國要加快經(jīng)濟(jì)增長由粗放式向集約式的轉(zhuǎn)變，治理高能耗、高排放的企業(yè)，而且在較快的經(jīng)濟(jì)增長的條件下，也應(yīng)該對工業(yè)廢水的治理增加投資。

（三）脈沖響應(yīng)分析。前面我們分析了一個變量和另一個變量之間的格蘭杰因果關(guān)系，接下來分析當(dāng)一個誤差項(xiàng)發(fā)生變化即模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，或者說VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊（即一個誤差項(xiàng)發(fā)生變化）給其他內(nèi)生變量帶來的影響，即脈沖響應(yīng)分析。首先，我們給每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量一個單位的沖擊，采用脈沖方法得到關(guān)于人均GDP的一個脈沖響應(yīng)函數(shù)（圖1）。圖1中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：年），縱軸代表人均GDP增長率的響應(yīng)，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表人均GDP的增長率對每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。

從圖1中可以看出，當(dāng)在本期給人均廢水排放量一個正沖擊，人均GDP的增長率在前7期基本上是平穩(wěn)的，且是正的，當(dāng)人均廢水排放量受外部的某一正的沖擊后，傳遞給人均GDP的增長率，給人均GDP的增長率帶來同樣的沖擊即具有正的增長。在第7期內(nèi)下降為0，并持續(xù)下降，到第8期以后開始穩(wěn)定（響應(yīng)值為-0.03）。表明每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的正的沖擊可以使人均GDP的增長率持續(xù)降低，但是這種影響比較微小。

同理，我們給人均GDP一個單位的正的沖擊，可以得到每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的響應(yīng)函數(shù)（圖2），實(shí)線表示每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量增長率對人均GDP沖擊的響應(yīng)函數(shù)。

在圖2中可以看出，每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的增長率一直在0附近很小幅度的波動，但在第3期以后都顯示出不明顯的負(fù)效應(yīng)。這說明人均GDP的一個正的沖擊可以持續(xù)降低每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的增長率，但是這個響應(yīng)不是非常明顯。

四、結(jié)論

在1995～2009年這個研究期間，通過利用人均GDP和每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量建立VAR模型，通過格蘭杰因果關(guān)系分析和脈沖響應(yīng)分析，得出如下結(jié)論：

1、在一定程度上，中國經(jīng)濟(jì)的增長是工業(yè)廢水排放量的格蘭杰原因，這與中國正處在工業(yè)化中期，第二產(chǎn)業(yè)比重大的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有關(guān)，但是工業(yè)廢水排放量不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。

2、在響應(yīng)期內(nèi)，dlngdp對dlnw的響應(yīng)函數(shù)并沒有呈現(xiàn)倒N型或N型。沒有呈現(xiàn)倒N型可能是因?yàn)槭褂玫哪Ｐ筒煌?，而沒有呈現(xiàn)N型是因?yàn)楸疚臄?shù)據(jù)較新，加上近年來政府對工業(yè)廢水排放量的控制所致。

3、經(jīng)濟(jì)增長對工業(yè)廢水排放量的減少所起的作用不是很明顯。

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