環(huán)境污染對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響研究
——基于協(xié)整分析和嶺回歸分析

戴紅軍，孫　濤，白　林，張　坤，3

（1.南京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，江蘇 南京 211106；2.淮南師范學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，安徽 淮南 232000；3.山東政法學(xué)院 信息科學(xué)技術(shù)系，山東 濟南 250014）

·區(qū)域發(fā)展

環(huán)境污染對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響研究
——基于協(xié)整分析和嶺回歸分析

戴紅軍1，2，孫濤1，白林1，張坤1，3

（1.南京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，江蘇 南京 211106；2.淮南師范學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，安徽 淮南 232000；3.山東政法學(xué)院 信息科學(xué)技術(shù)系，山東 濟南 250014）

文章以江蘇省為案例研究對象，將環(huán)境污染視為環(huán)境資源的生產(chǎn)投入，建立了環(huán)境資源生產(chǎn)函數(shù)模型。對實證數(shù)據(jù)進行了ADF單位根檢驗和Johansen協(xié)整檢驗，顯示研究變量之間存在長期均衡關(guān)系。針對生產(chǎn)函數(shù)中多重共線性的問題，采用嶺回歸分析方法，計算出環(huán)境資源投入對區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)出的經(jīng)濟貢獻度為7.0%，遠遠大于環(huán)境污染造成的經(jīng)濟損失。因此，應(yīng)該以環(huán)境資源投入的經(jīng)濟貢獻為基礎(chǔ)，完善環(huán)境相關(guān)稅費和環(huán)境治理投入標準；改變以GDP為核心的地方政府官員績效考核模式，引入生態(tài)環(huán)境考核指標；加大對教育和科技的投入，提高人力資本的貢獻率。

環(huán)境資源生產(chǎn)函數(shù)；經(jīng)濟貢獻；環(huán)境污染損失；協(xié)整分析；嶺回歸

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2015.01.011

一、引　言

隨著我國國民經(jīng)濟的快速發(fā)展，特別是工業(yè)化進程和城市化進程的加速，環(huán)境污染問題日益嚴重，已經(jīng)成為影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、城鄉(xiāng)居民身體健康和身心幸福的主要因素。眾多實踐和研究已經(jīng)表明，工業(yè)排放的“三廢”：廢水、廢氣和固體廢物，是區(qū)域環(huán)境污染問題的主要原因。以江蘇省為例，在2000-2012年期間，GDP從8 553.69億元增加到54 058.22億元，工業(yè)廢水排放量由20.19億噸增加到23.61億噸，工業(yè)廢氣排放量從9 078億標立方米增加到38 131億標立方米，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量由3 038.0萬噸增長到10 224.44萬噸。由此帶來的水污染和空氣污染日趨嚴重。在江蘇省列入國家地表水環(huán)境質(zhì)量監(jiān)測網(wǎng)83個國控斷面中，Ⅳ-Ⅴ類水質(zhì)斷面占54.2%，劣Ⅴ類水質(zhì)斷面占2.4%；空氣中可吸入顆粒物平均濃度為92微克/立方米、二氧化硫34微克/立方米、二氧化氮37微克/立方米，遠遠高于國家標準。這些數(shù)據(jù)表明，工業(yè)發(fā)展給區(qū)域經(jīng)濟做出巨大貢獻的同時，對生態(tài)環(huán)境也造成了極大的破壞。雖然各級政府相關(guān)部門采取了許多措施，但效果很不理想。所以，采取科學(xué)可行的措施，盡快解決工業(yè)排污造成的環(huán)境污染問題，已經(jīng)成為全社會的共識。因此，研究環(huán)境污染對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響，并進行定量分析，是制定和完善環(huán)境污染治理政策，解決區(qū)域環(huán)境污染的首要問題。

二、文獻回顧

目前，國內(nèi)外學(xué)者對環(huán)境污染的研究主要集中在兩個方面：一是經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染關(guān)系的研究。對環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的討論多采用環(huán)境庫茲涅茨曲線，環(huán)境庫茲涅茨曲線是Grossman 和Kureger（1991）［1］提出的，他們發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家經(jīng)濟增長和環(huán)境污染之間呈倒“U”型的關(guān)系，即環(huán)境質(zhì)量隨著經(jīng)濟增長的積累呈先惡化后改善的趨勢。繼Grossman和Kureger之后，很多實證研究結(jié)果表明大多數(shù)環(huán)境質(zhì)量指標（如二氧化硫、氮氧化物、二氧化碳等）與人均收入之間的關(guān)系的確呈倒“U”型，如Holt-Eakin和Selden（1995）［2］、Galeotti （2006）［3］等；但Shafik（1994）［4］的研究表明，隨人均收入的增加，人均CO2排放量呈上升趨勢，否定了倒“U”型規(guī)律；Perman和Stern（2003）［5］的研究也發(fā)現(xiàn)SO2等污染物的排放不符合EKC曲線；Jalil A，F(xiàn)eridun M.（2011）［6］采用協(xié)整分析方法對經(jīng)濟發(fā)展、能源消耗及金融增長對環(huán)境的影響進行了研究。國內(nèi)學(xué)者也十分關(guān)注經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間的關(guān)系，張曉（1999）［7］根據(jù)中國的環(huán)境污染與經(jīng)濟數(shù)據(jù)，得出了人均廢氣排放量、人均SO2排放量與人均GDP的關(guān)系呈倒U形的弱EKC的結(jié)論；陸虹（2000）［8］也認為我國人均GDP和人均二氧化碳排放量的當前值和前期值之間存在交互影響關(guān)系，而不是簡單的倒“U”型關(guān)系；馬樹才、李國柱（2006）［9］驗證我國經(jīng)濟發(fā)展與排污規(guī)模具有倒“U”型關(guān)系；林伯強、蔣竺均（2009）［10］則利用EKC理論，研究了我國二氧化碳排放的拐點，并進行了預(yù)測；張蕾（2011）［11］利用脫鉤理論對長江三角洲地區(qū)環(huán)境污染與經(jīng)濟增長進行了脫鉤時空分析，研究了環(huán)境污染形成機制。

二是環(huán)境污染造成的經(jīng)濟損失研究。Ridker （1967）［12］提出了人力資本法；David Cowell （1996）［13］等運用劑量一反應(yīng)法和市場價值法核算了歐洲以S02為代表的酸性大氣污染物腐蝕建筑物和材料造成的經(jīng)濟損失；Delucchi Mark A.（2002）［14］利用享樂價格法、損害函數(shù)分析和條件價值法等得到了美國大氣污染造成的健康損失和能見度損失；Euston Quah（2003）［15］采用損害函數(shù)、劑量效應(yīng)法估算了新加坡大氣顆粒污染物造成的健康損失；Johannes Bollen（2009）［16］應(yīng)用成本效益方法分析空氣質(zhì)量變化，并利用MERGE模型估算了政策情景帶來的空氣質(zhì)量提高和降低氣候變化風險的福利；Samudra Vijay（2010）［17］考慮了技術(shù)、運行和燃料成本，應(yīng)用CGE污染損失模型估計了發(fā)電廠的污染損失和減排成本；Bedru（2011）［18］應(yīng)用成本效益分析的方法計算并評價了歐盟相關(guān)農(nóng)業(yè)環(huán)境措施的應(yīng)用成本和效益分析。鄭易生（1993）［19］估算我國20世紀90年代，每年環(huán)境污染的損失約為1085億元；林積泉（2006）［20］提出了區(qū)域工業(yè)發(fā)展環(huán)境成本核算體系，將區(qū)域工業(yè)發(fā)展環(huán)境成本分為資源消耗成本和環(huán)境污染損失以及域內(nèi)環(huán)境成本和域外環(huán)境成本；李廣明（2010）［21］應(yīng)用盧卡斯人力資本外部性內(nèi)生生產(chǎn)函數(shù)，建立了基于人力資本損耗的環(huán)境污染經(jīng)濟計量模型；譚晶榮等（2010）［22］核算了長江三角洲兩省一市在1989-2008年期間的環(huán)境污染損失；卓桂珍等（2011）［23］在經(jīng)典ExternE模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建新的模型進行大氣污染損失評估，研究經(jīng)典模型與數(shù)學(xué)建模相結(jié)合的方法。

國內(nèi)外學(xué)者對環(huán)境污染對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響研究相對較少。彭水軍、包群（2006）［24］采用六類環(huán)境污染指標考察了經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的因果關(guān)系，得出人均GDP是導(dǎo)致污染排放量變化的重要原因，而污染排放對人均GDP也存在反饋作用；宋濤等（2007）［25］基于EKC假設(shè)，對中國1960-2000年人均CO2排放量與人均GDP之間的長期關(guān)系和短期關(guān)系進行實證研究，結(jié)果表明存在長期協(xié)整關(guān)系，且呈現(xiàn)倒U型，而短期人均GDP單向正向Granger影響人均CO2排放量，但未發(fā)現(xiàn)人均CO2排放量對人均GDP有明顯的影響關(guān)系。

綜上所述，現(xiàn)有研究都認為經(jīng)濟發(fā)展帶來污染，污染又會造成經(jīng)濟損失，只有少部分文獻對環(huán)境污染和經(jīng)濟增長的Granger關(guān)系進行了研究，缺乏關(guān)于環(huán)境污染對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展影響的研究。環(huán)境資源是公共物品，產(chǎn)權(quán)無法界定，從而不能通過市場定價和交易，所以一直被過度消耗和不合理利用。相關(guān)產(chǎn)業(yè)特別是工業(yè)的發(fā)展，是以環(huán)境資源的過度消耗作為代價的，從而導(dǎo)致嚴重的環(huán)境污染。在目前技術(shù)情況下，在生產(chǎn)過程中排放環(huán)境污染物是不可避免的，除非完全停止生產(chǎn)［26］。在傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論中，資本和勞動是經(jīng)濟產(chǎn)出的主要投入要素。隨著內(nèi)生增長理論的提出，以Bovenberg和Smulders［27］為代表的經(jīng)濟學(xué)家認為環(huán)境資源也是一種生產(chǎn)投入要素，將污染引入了生產(chǎn)函數(shù)。環(huán)境資源應(yīng)該和資本、勞動一樣，是經(jīng)濟產(chǎn)出的投入要素。工業(yè)排污其實就是環(huán)境資源在工業(yè)生產(chǎn)中的投入。在工業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的貢獻中，也應(yīng)該包含環(huán)境資源投入對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻。運用生產(chǎn)函數(shù)，就可以分離出環(huán)境資源投入即環(huán)境污染，對區(qū)域經(jīng)濟增長的經(jīng)濟貢獻價值。同時，與環(huán)境污染造成的經(jīng)濟損失進行比較分析，可以為政府部門制定環(huán)境污染治理措施提供科學(xué)的依據(jù)。

三、實證設(shè)計

（一）實證模型

Gylfason和Zoega（2006）［28］提出了一個包含自然資源的經(jīng)濟增長模型，將自然資源視為經(jīng)濟產(chǎn)出的一個重要投入要素。

Y=AKαLβN1-α-β（1）

式（1）中Y為經(jīng)濟產(chǎn)出總量，A為規(guī)模效益系數(shù)，K為資本投入量，L為勞動投入量，N為自然資源投入量。借鑒模型（1），建立了環(huán)境資源生產(chǎn)函數(shù)方程：

Y=AKαLβEr（2）

式（2）中E為環(huán)境資源投入量，r為E的彈性系數(shù)；為了減少異方差，以及增強結(jié)果的解釋性，所有變量都取對數(shù)進行處理，由此得到式（3）。

lnY=lnA+αlnK+βlnL+rlnE（3）

這樣就可以采用回歸的方法對模型參數(shù)進行估計，得到環(huán)境資源的產(chǎn)出彈性r，繼而得到環(huán)境資源的邊際貢獻價值，即環(huán)境資源的影子價格pE。然后用環(huán)境資源的邊際貢獻價值乘以環(huán)境資源耗用量，就得出環(huán)境資源的經(jīng)濟貢獻VE。

（二）實證研究方法

在生產(chǎn)函數(shù)模型中，資本投入指標和人力投入指標之間的相關(guān)性很高，在運用傳統(tǒng)的最小二乘法回歸（OLS）的時候，會造成多重共線性，其結(jié)果會帶來模型的不穩(wěn)定和回歸系數(shù)的不合理，因此，本文運用嶺回歸分析方法。嶺回歸分析是一種改良的最小二乘法，通過在相關(guān)矩陣中引入一個很小的嶺參數(shù)k，并將它加到主對角線元素上，從而降低參數(shù)的最小二乘估計中復(fù)共線特征向量的影響，以保證參數(shù)估計更接近真實情況。嶺回歸估計公式為：

因為嶺參數(shù)k不是唯一確定的，所以得到的嶺回歸估計k實際是回歸參數(shù)β的一個估計族。當k=0時就是普通最小二乘估計，一般對于嶺參數(shù)k的選擇并沒有公認的最優(yōu)標準，主要有嶺跡法、方差擴大因子法、均方誤差H（K）最小值等。由于嶺跡法比較簡便、直觀，因此，本文采用嶺跡法來確定k值。

（三）數(shù)據(jù)說明

第二產(chǎn)業(yè)僅包括工業(yè)和建筑業(yè)，因此，基于數(shù)據(jù)可得性的原則，本文以第二產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)來代替工業(yè)數(shù)據(jù)。因此，第二產(chǎn)業(yè)GDP代表經(jīng)濟產(chǎn)出總量Y，第二產(chǎn)業(yè)固定資本投資額作為資本投入量K，第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員工資額作為勞動投入量L。第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員工資額是第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)乘以從業(yè)人員平均工資得到的。第二產(chǎn)業(yè)GDP、第二產(chǎn)業(yè)固定資本投資額、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)指標的數(shù)據(jù)均來自《2013年江蘇省統(tǒng)計年鑒》和《數(shù)據(jù)見證輝煌——江蘇60年》。為了統(tǒng)一數(shù)據(jù)口徑，保證可比性，文中第二產(chǎn)業(yè)GDP是以1952年為基準的縮減指數(shù)折算成1952年不變價，第二產(chǎn)業(yè)固定資本投資額、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員工資額采用商品零售價格指數(shù)折算成1952年不變價。

本文采用工業(yè)廢水排放總量（萬噸）、工業(yè)廢氣排放總量（億標立方米）和工業(yè)廢物排放總量（萬噸）三類環(huán)境污染物排放指標，來構(gòu)造反映環(huán)境資源消耗總量的代理變量。這三個指標均來自《江蘇省統(tǒng)計年鑒》。所有指標數(shù)據(jù)的長度均為1991年到2012年。

由于工業(yè)廢水、廢氣和廢物排放指標的計量單位不一樣，為了便于分析，本文對三類環(huán)境污染物排放的數(shù)據(jù)進行主成分分析，再以其在第一主成分的所占比例進行合成，從而得到環(huán)境污染物綜合值，即消耗的環(huán)境資源E。

E=0.284 9×廢水+0.360 9×廢氣+0.354 2×廢物（7）

折算后，得到如表1中數(shù)據(jù)。

表1　江蘇省主要經(jīng)濟指標和污染指標（1991-2012年）

四、實證分析

（一）單位根檢驗

為了避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，首先應(yīng)用EVIEWS6.0對所有變量進行ADF單位根檢驗，滯后階數(shù)根據(jù)SIC信息準則決定，檢驗這些變量的平穩(wěn)性。表2中檢驗結(jié)果顯示，所有變量的原序列均不平穩(wěn)。一階差分后，lnGDP、lnK、lnL、lnE等時間序列數(shù)據(jù)在10%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，是I（1）序列。

表2　ADF單位根檢驗結(jié)果

（二）協(xié)整檢驗

由于lnGDP、lnK、lnL、lnE等序列數(shù)據(jù)都是I（1）序列，因此，可以進行協(xié)整檢驗，以確定是否存在長期均衡關(guān)系。因為Johansen協(xié)整檢驗法更適用于多變量協(xié)整關(guān)系檢驗，而且檢驗的勢要高于E-G兩步法，所以本文采用此方法。運用AIC、SC信息準則和LR似然比準則，確定Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。據(jù)此得到Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如表3。

表3　Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

從Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果可以看出，在5%的置信水平上，無論是跡檢驗還是最大特征值檢驗都拒絕了原假設(shè)，這表明lnGDP、lnK、lnL、lnE等序列之間存在協(xié)整關(guān)系。

（三）嶺回歸模型估計結(jié)果

由于變量之間存在協(xié)整關(guān)系，所以以ln（GDP）為因變量，lnK、lnL、lnE等為自變量，進行回歸估計?？紤]到生產(chǎn)函數(shù)模型中變量之間會出現(xiàn)多重共線性，運用馬克威分析軟件5.0進行嶺回歸處理，設(shè)置嶺參數(shù)K從0.0到1.0，步長為0.05，得到嶺回歸系數(shù)表（表4）和軌跡圖（圖1）。

表4　嶺回歸系數(shù)分析

圖1　嶺跡圖

由嶺回歸系數(shù)表和軌跡圖都可以看出，當嶺參數(shù)k從0.0到0.10時，自變量的回歸系數(shù)值變化較大，這就是多重共性所引起的異常變化。從軌跡圖還可以看到，當嶺參數(shù)k大于0.10以后，自變量的回歸系數(shù)值趨于穩(wěn)定，而且k值越大，模型的標準誤差就越大，因此，選擇0.10作為模型的嶺參數(shù)。設(shè)定k=0.10，得到環(huán)境資源生產(chǎn)函數(shù)模型。

Y=1.745K0.327L0.470E0.140（8）

（四）實證結(jié)果分析

從環(huán)境資源生產(chǎn)函數(shù)模型中可以看出，環(huán)境資源投入對江蘇省第二產(chǎn)業(yè)GDP的產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.140，也就是貢獻度為14.0%。在2012年，江蘇省第二產(chǎn)業(yè)GDP占江蘇省GDP總值的50.2%，折算后，環(huán)境資源投入對2012年江蘇省GDP的貢獻度大約為7.0%，這說明環(huán)境污染，也即環(huán)境資源的投入對于區(qū)域經(jīng)濟增長的作用是非常大的。

另一方面，環(huán)境污染給區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展造成的經(jīng)濟損失也是巨大的。根據(jù)肖士恩等（2011）整理的我國環(huán)境污染損失的研究結(jié)果［29］，與同期全國GDP進行對比，計算出環(huán)境污染損失占同期GDP的比例大約在4.0%左右（見表5）。

表5　國內(nèi)主要文獻環(huán)境污染損失估計結(jié)果占GDP比重

實證結(jié)果表明，環(huán)境污染對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展造成了巨大的影響，而且環(huán)境資源的投入對于區(qū)域經(jīng)濟增長的作用要遠遠大于環(huán)境污染造成的經(jīng)濟損失，這里，還不包括各級政府對環(huán)境污染治理的投資。

五、結(jié)論與建議

良好的生態(tài)環(huán)境是促進我國社會和諧、國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要基礎(chǔ)。因此，環(huán)境污染是現(xiàn)階段亟待解決的重要問題。各級政府部門針對環(huán)境污染治理出臺了許多政策，但治理效果一直不佳。其中一個重要的原因，就是環(huán)境資源是公共物品，其價值難以度量，無法為政府部門制定環(huán)境政策提供科學(xué)的依據(jù)。環(huán)境治理實踐中需要一個能夠有效度量環(huán)境資源價值的方法。

本文以江蘇省為案例研究對象，運用經(jīng)濟學(xué)中生產(chǎn)函數(shù)模型，將環(huán)境污染視為環(huán)境資源的生產(chǎn)投入，建立了環(huán)境資源生產(chǎn)函數(shù)模型，采用協(xié)整分析和嶺回歸的實證研究方法，計算出環(huán)境資源投入即環(huán)境污染對區(qū)域GDP的經(jīng)濟貢獻約7.0%，遠遠高于環(huán)境污染造成的經(jīng)濟損失。據(jù)此提出以下建議：

（1）以環(huán)境資源投入的經(jīng)濟貢獻為基礎(chǔ)，完善環(huán)境相關(guān)稅費和環(huán)境治理投入標準。環(huán)境資源的消耗在對于經(jīng)濟增長中起到了巨大作用。環(huán)境資源投入對于國民經(jīng)濟增長的貢獻是非常大的，但是其代價也是顯而易見的，那就是環(huán)境污染的日益加劇。而同期江蘇省排污費收入、環(huán)境治理投入分別為21.36億元、327.62億元，合計僅占GDP的0.65%。因此，應(yīng)該以環(huán)境資源投入的經(jīng)濟貢獻為基礎(chǔ)，提高環(huán)境相關(guān)稅費標準，加大環(huán)境治理投入，才能從經(jīng)濟上有效遏制環(huán)境污染狀況的持續(xù)惡化。

（2）改變以GDP為核心的地方政府官員績效考核模式，引入生態(tài)環(huán)境考核指標。在目前階段，我國對于地方官員的考核還是以GDP為核心，因此，在第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比例相對較高的情況下，官員晉升錦標賽的外部效應(yīng)使得地方政府官員特別重視第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，對環(huán)境污染治理的態(tài)度不免有些消極，從而導(dǎo)致生態(tài)環(huán)境的日益惡化。因此，必須改變以GDP為核心的考核模式，引入生態(tài)環(huán)境考核指標，才能制止各級政府官員和企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)“重視經(jīng)濟發(fā)展、忽視環(huán)境污染”的行為。

（3）加大對教育和科技的投入，提高人力資本的貢獻率，協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染控制的關(guān)系。如果單純地控制環(huán)境污染，必然會影響區(qū)域經(jīng)濟的增長。由實證結(jié)果來看，人力資源的貢獻率還有很大的提升空間。加大對教育和科技的投入，必然會提高人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻率，能夠有效緩解經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染控制的矛盾。同時還有利于經(jīng)濟發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變，促進區(qū)域經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

［1］Grossman G M，Krueger A B.Environmental Impacts of the North American Free Trade Agreement［R］.National Bureau of Economic Research Working Paper，NO.3914，1991.

［2］Holtz-Eakin D，Selden T M.Stoking the Fires？CO2Emissions and Economic Growth［J］.Journal of Public Economics，1995，57（1）：85-101.

［3］Galeotti M，Lanza A，Pauli F.Reassessing the Environmental Kuznets Curve for CO2Emissions：A Robustness Exercise ［J］.Ecological Economics，2006，57（1）：152-163.

［4］Shafik N.Economic Development and Environmental Quality：An Econometric Analysis［J］.Oxford Economic Papers，1994，46（S）：757-773.

［5］Perman R，Stern D I.Evidence from Panel Unit Root and Co integration Tests that the Environmental Kuznets Curve does not Exist［J］.Australian Journal of Agricultural and Resource Economics，2003，47（3）：325-347.

［6］Jalil A，F(xiàn)eridun M.The impact of growth，energy and financial development on the environment in China：A cointegrationanalysis［J］.EnergyEconomics，2011，33（2）：284-291.

［7］張曉.中國環(huán)境政策的總體評價［J］.中國社會科學(xué)，1999 （3）：95-98.

［8］陸虹.中國環(huán)境問題與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系分析——以大氣污染為例［J］.財經(jīng)研究，2000，26（10）：53-59.

［9］馬樹才，李國柱.中國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關(guān)系的Kuznets曲線［J］.統(tǒng)計研究，2006（8）：37-40.

［10］林伯強，蔣竺均.中國二氧化碳的環(huán)境庫茲涅茨曲線預(yù)測及影響因素分析［J］.管理世界，2009（4）：27-36.

［11］張蕾，陳雯，陳曉，等.長江三角洲地區(qū)環(huán)境污染與經(jīng)濟增長的脫鉤時空分析［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2011，21 （3）：275-279.

［12］Ridker R G.Economic costs of air pollution：studies in measurement［M］.New York：Praeger，1967.

［13］Cowell D，Apsimon H.Estimating the cost of damage to buildings by acidifying atmospheric pollution in Europe ［J］.Atmospheric Environment，1996，30（17）：2959-2968.

［14］Delucchi M A，Murphy J J，McCubbin D R.The health and visibility cost of air pollution a comparison of estimation methods［J］.Journal of Environmental Management，2002，64（2）：139-152.

［15］Quah Euston，Boon Tay Liam.The Economic Cost of Particulate air Pollution on Health in Singapore［J］.Journal of Asian Economics，2003，14（1）：73-90.

［16］Bollen Johannes，van der Zwaan Bob，Brink Corjan，et al. Local air pollution and global climate change：A combined cost-benefit analysis［J］.Resource and Energy Economics，2009，31（3）：161-181.

［17］Vijay S，DeCarolisc J F，Srivastava R K.A bottom-up methodtodeveloppollutionabatementcostcurvesfor coal-fired utility boilers［J］.Energy Policy，2010，38（5）：2255-2261.

［18］Bedru Babulo Balana，Vinten Andy，Slee Bill.A review on cost-effectiveness analysis of agri-environmental measures related to the EU WFD：Key issues，methods，and applications［J］.Ecological Economics，2011，70（6）：1021-1031.

［19］鄭易生，錢薏紅，王世汶，等.中國環(huán)境污染經(jīng)濟損失估算：1993年［J］.生態(tài)經(jīng)濟，1997（6）：6-14.

［20］林積泉，王伯鐸，馬俊杰，等.區(qū)域工業(yè)發(fā)展環(huán)境成本核算研究［J］.生態(tài)經(jīng)濟，2006（8）：39-41，49.

［21］李廣明，安兆峰.基于人力資本損耗計量環(huán)境污染經(jīng)濟損失的模型構(gòu)建［J］.軟科學(xué)，2010，24（10）：110-113.

［22］譚晶榮，溫懷德.長三角地區(qū)環(huán)境污染在經(jīng)濟增長中所處階段的研究［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2010（5）：123-129.

［23］卓桂珍，趙定濤，魏玖長.我國縣域工業(yè)大氣污染損失評估［J］.華中科技大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2010，24（5）：81-86.

［24］彭水軍，包群.中國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染——基于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法的實證研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2006（5）：15-23.

［25］宋濤，鄭挺國，佟連軍.環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間關(guān)聯(lián)性的理論分析和計量檢驗［J］.地理科學(xué)，2007，27（2）：30-36.

［26］Haynes K E，Ratick S.Environmental decisions models：US experience and new approach to pollution management ［J］.Environment Int，1993，19（3）：26-75.

［27］Bovenberg A L，Smulders S.Environmental quality and pollution-augmenting technological change in a two sector endogenous growth model［J］.Journal of Public Economics，1995，57（3）：369-391.

［28］Gylfason T，Zoega G.Natural Resources and Economic Growth：The Role of Investment［J］.World Economy，2006，29（8）：1091-1115.

［29］肖士恩，雷家骕.中國環(huán)境污染損失測算及成因探析［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2011，21（12）：70-74.

［責任編輯：張青］

A Research on the Impact of Environmental Pollution on Regional Economic Development —Based on Cointegration Analysis and Ridge Regression Analysis

DAI Hong-Jun1，2，SUN Tao1，BAI Lin1，ZHANG Kun1，3
（1.College of Economics and Management，Nanjing University of Aeronautics and Astronautics，Nanjing 211106，China；2.College of Economics and Management，Huainan Normal University，Huainan 232000，China；3.Department of Information Science and Technology，Shandong University of Political Science and Law，Jinan 250014，China）

The paper takes environmental pollution as production input of environmental resource，and builds an environmental resource production function model by using the statistical data of Jiangsu province.The study indicates that there is a long-term equilibrium relationship between study variables after making ADF unit root test and Johansen cointegration test on the empirical data.The paper applies ridge regression analysis，which aims to solve the multicollinearity problem in production function，and calculates the economic contribution of environmental resource input to regional economic output is 7.0%.The economic contribution of environmental resource input is far greater than the economic losses caused environmental pollution.Therefore，we should perfect taxes and investment criteria related to environmental governance on the basis of the economic contribution of environmental resource input.Meanwhile，we should improve the local government performance evaluation model with GDP at its core，and incorporate ecological environment evaluation index into the model.Finally，we should increase input in education and science，improve the contribution rate of human capital.

environmental resource production function；economic contribution；environmental pollution loss；cointegration analysis；ridge regression

張坤（1980-），男，山東泰安人，講師，博士研究生，研究方向：模糊數(shù)學(xué)。

F061.5；F124.5

A

1007-5097（2015）01-0062-06

2014-09-01

教育部人文社會科學(xué)研究項目（11YJA790133）；江蘇省哲學(xué)社會科學(xué)基金重點項目（12EYA001）；安徽省教育廳人文社會科學(xué)基地重點項目（2013A177）；淮南師范學(xué)院資源型城市發(fā)展研究中心招標項目（SK2014A099）；淮南師范學(xué)院資源型城市發(fā)展研究中心開放研究項目（zxzd201303）

戴紅軍（1970-），男，山東棗莊人，講師，博士研究生，研究方向：環(huán)境治理，財務(wù)管理；

孫濤（1959-），男，山東泰安人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：環(huán)境治理，公司金融；

白林（1955-），女，山西離石人，教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟；