陜西省環(huán)保投資與綠色生產(chǎn)總值的動態(tài)關系

劉 娜，陳春生

(西安財經(jīng)學院經(jīng)濟學院，西安710100)

一、問題的提出

陜西省作為我國的新能源大省，工業(yè)大省決定了陜西省高消耗、低效率、高排放的粗放型增長模式，資源的利用率比較低，污染物排放率比較高，環(huán)境污染問題尤為突出。由于環(huán)境保護工作在建設可持續(xù)發(fā)展的和諧社會中有著極為重要的戰(zhàn)略地位，近幾年來陜西省響應國家政策的要求，積極從事環(huán)保事業(yè)，提倡環(huán)境保護領域關鍵技術的研究與開發(fā)，加大環(huán)保投入。2004年陜西省環(huán)保投資總額為35.7億元，到2011年達到153.3億元，是2004的4倍多，占同期GDP1.2%。有研究發(fā)現(xiàn)，當環(huán)保投資占GDP的1.6%時，可以明顯改善環(huán)境狀況，可見陜西省環(huán)保投資的增加確實能夠在一定程度上改善環(huán)境問題，但是環(huán)保投資的增加對經(jīng)濟可持續(xù)增長是否有影響，影響是正是負，經(jīng)濟可持續(xù)增長對環(huán)保投資又有何種影響，是本文所要研究的重點。根據(jù)可持續(xù)發(fā)展的思想，人類的生產(chǎn)活動應以不破壞自然環(huán)境為前提，但事實上人類的生產(chǎn)活動往往是以破壞生態(tài)環(huán)境為代價的，為了剔除自然環(huán)境的破壞對經(jīng)濟活動所帶來的負面影響，由此本文引入綠色GDP(EP)的概念代表經(jīng)濟可持續(xù)增長能力，分析環(huán)保投資和經(jīng)濟可持續(xù)增長之間的動態(tài)關系。

二、文獻綜述

厲以寧、章錚認為大量的環(huán)保投資必然帶來資源的重新配置，從而給經(jīng)濟帶來一定影響。金輝、施劍波討論了環(huán)保投資與經(jīng)濟發(fā)展的關系，認為環(huán)保投資非但不能影響經(jīng)濟發(fā)展速度反而使經(jīng)濟效益提高。徐嵩齡結合發(fā)達國家在環(huán)境投入上的經(jīng)驗，研究了環(huán)境產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟的帶動作用，針對中國環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，討論了中國在進行環(huán)境投資和環(huán)境產(chǎn)業(yè)建設時的側重方向和解決辦法。王珺紅、楊文杰認為我國GDP和環(huán)保投資之間存在長期均衡關系，環(huán)保投資在短期和長期均能夠拉動我國經(jīng)濟的發(fā)展，而我國GDP在長期不是引起環(huán)保投資的原因。王金南、逯元堂、吳舜澤等人從環(huán)保投資與經(jīng)濟增長關聯(lián)性與環(huán)保投資彈性系數(shù)兩個方面，分析了環(huán)保投資隨經(jīng)濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)我國環(huán)保投資相對于經(jīng)濟增速有所放緩，未能實現(xiàn)環(huán)保投資與經(jīng)濟發(fā)展的同步增長，環(huán)境污染治理的壓力日趨加大。周文娟對東中西部地區(qū)環(huán)保投資對經(jīng)濟增長的影響狀況進行了面板數(shù)據(jù)實證研究，發(fā)現(xiàn)三大地區(qū)的環(huán)保投資與GDP之間均存在著長期的協(xié)整關系但環(huán)保投入規(guī)模太小，環(huán)保投資效益很低。雷社平、何音音認為環(huán)保投資不是促進我國經(jīng)濟增長的主要因素，在一定的政策下環(huán)保投資利用規(guī)模的擴大能促進經(jīng)濟增長。林長華認為中國環(huán)保投入與經(jīng)濟發(fā)展只存在單向因果關系，環(huán)保投入的增加能夠促進經(jīng)濟增長，但經(jīng)濟增長反過來并沒有對環(huán)保投入有明顯的促進作用，并且環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展不存在對立關系，即保護環(huán)境和經(jīng)濟發(fā)展不以犧牲任何一方為代價，駁斥了“環(huán)保影響經(jīng)濟論”。

對環(huán)保投資和經(jīng)濟增長關系的研究偏重于從定性角度研究，而從定量角度進行研究的比較少。本文對陜西省環(huán)保投資對可持續(xù)經(jīng)濟增長的關系進行了基于向量自回歸模型、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析及方差分解的實證研究，從而得出實質(zhì)性的政策建議。

三、指標選取與簡單相關性分析

本文選取陜西省2004～2011年的環(huán)保投資(HB)與綠色生產(chǎn)總值(EP)進行實證分析。其中，環(huán)保投資(HB)取自2005～2012年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，陜西省綠色生產(chǎn)總值(EP)數(shù)據(jù)由歷年陜西省生產(chǎn)總值(GDP)扣除自然資源耗減成本和環(huán)境治理成本計算而得。本文用2004年陜西省的消費者價格指數(shù)對綠色生產(chǎn)總值(EP)、環(huán)保投資(HB)進行平減，以消除物價變動的影響，單位為億元。因為對各時序數(shù)據(jù)取對數(shù)后不會改變各時序的性質(zhì)與關系，且能增強數(shù)據(jù)線性化趨勢，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，并容易得到平穩(wěn)序列，本文對各變量進行對數(shù)處理，分別記為lnep、lnhb。

(一)綠色GDP核算方法

綠色GDP是與傳統(tǒng)GDP相對應的一個概念［1］，它是指在現(xiàn)有GDP基礎之上考慮資源和環(huán)境兩大因素對經(jīng)濟環(huán)境兩大因素對經(jīng)濟系統(tǒng)的負面影響而加以調(diào)整的一個綜合性指標。其核心就是用綠色GDP代替?zhèn)鹘y(tǒng)的GDP來度量一個國家的可持續(xù)發(fā)展能力。本文用綠色GDP(EP)代表經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展情況。由于EP的核算設計復雜，本文進行了一些簡化。計算公式為EP=GDP－自然資源耗減成本－環(huán)境治理成本。對自然資源應用市場價格法計算，也就是采用原材料的購入成本，根據(jù)城市生活用水價格和標準煤價格求得水資源和礦產(chǎn)資源耗減成本;對于森林資源用年度木材的銷售價值來代替，對環(huán)境治理成本采用虛擬治理成本法計算。本文根據(jù)《中國綠色國民經(jīng)濟核算研究報告2004年》中得出的單位污水損失價值為4.7元/噸、單位廢氣污染損失價值為3 605.3元/噸、單位固體廢棄物損失價值為7.7元/噸，粗略求得水污染，廢氣污染和固體廢棄物污染的損失價值，即得到陜西省環(huán)境治理成本。

表1 EP核算指標計算方法

(二)簡單相關性分析

1．環(huán)保投資總額分析。從總體來看，陜西省環(huán)保投資規(guī)模偏低，總體趨勢平穩(wěn)上升。在2004～2006年期間，環(huán)保投資總額很低;2006～2008年增幅較前期明顯;2008～2010年環(huán)保投資急劇增長，2011年較2010年有所下降。究其原因，主要是因為政府開始將環(huán)境保護納入國民經(jīng)濟核算中，開始關注國民經(jīng)濟的福利水平，人民的生活幸福指數(shù)。經(jīng)濟發(fā)展開始由粗放型發(fā)展道路轉向走集約型道路。我國的環(huán)境污染已經(jīng)越來越受到政府的高度重視和社會各界的廣泛關注，環(huán)境保護投資總量逐年增加。

2．環(huán)保投資占GDP的比例分析?？傮w上看，無論全國環(huán)保投資占同期GDP的比例還是陜西省環(huán)保投資占同期GDP的比例基本保持在1～2%之間，與發(fā)達國家3%的水平相比太低。通過與全國環(huán)保投資占同期GDP的比例比較發(fā)現(xiàn)，陜西省環(huán)保投資占同期GDP的比例偏低，并且呈曲折升降態(tài)勢。在2004～2008年期間，環(huán)保投資占同期GDP的比例低于全國水平;從2009年才略高于全國水平，而到2011年又有所下降。在2004～2006年期間，環(huán)保投資占同期GDP的比例呈下降趨勢;2006～2010年呈曲折上升趨勢;2011年又有所下降。說明我國雖然開始重視環(huán)境保護工作的問題，但著重點還是“先經(jīng)濟后環(huán)境”環(huán)保投資的力度還不能穩(wěn)定。

3．環(huán)保投資增長率、GDP增長率、EP增長率比較分析。從環(huán)保投資增長率、GDP增長率與EP增長率對比發(fā)現(xiàn)［2］，環(huán)保投資增長率的波動性比較大，銳增或銳減的局面較為普遍，而陜西省GDP增長率基本保持著穩(wěn)定的增長，年增長率在20～30%。EP增長率也保持穩(wěn)定增長，年增長率在20～30%。說明環(huán)保投資與GDP、EP存在較弱的相關性，隨機性較多，缺乏環(huán)保投資隨EP增長的內(nèi)生增長機制，說明環(huán)保投資受政策性等外部因素制約性較大。

表2 環(huán)保投資、GDP、EP增長率比較

四、模型的建立與檢驗

(一)計量模型選擇

由于經(jīng)濟變量間的相互作用是動態(tài)的［3］，本文將利用向量自回歸模型(VAR)來分析陜西省綠色生產(chǎn)總值和環(huán)保投資之間的相互影響。VAR模型的實質(zhì)是考察多個變量之間的動態(tài)互動關系，一般的 VAR 模型形式為:Yt=C+φ1Yt－1+φ2Yt－2+… +φpYt－p+εt;其中 C 代表常數(shù)向量，φt為自回歸系數(shù)矩陣，εt代表向量白噪聲［4］。

對向量自回歸模型進行脈沖響應分析能夠全面的反映各變量之間的動態(tài)影響，其模擬了Yt在受到一個單位隨機擾動因素沖擊后的動態(tài)變化路徑。在脈沖響應圖中，橫軸表示時期數(shù)，縱軸表示脈沖響應函數(shù)大小，如果曲線趨于零說明一個變量的暫時變化對另一個變量沒有持久影響;如果趨于某一數(shù)值說明一個變量暫時變化對另一個變量有持久影響。如果曲線位于零坐標線上方說明一個變量的暫時性變化能夠引起另一變量的同方向變化;如果曲線在零坐標軸下方說明一個變量的暫時變化能夠引起另一變量異方向變化。

VAR系統(tǒng)中的方差分解是分析影響內(nèi)生變量的結構沖擊的貢獻度。即把一個變化的發(fā)生分解為不同的來源［5］。

(二)單位根檢驗

為了避免數(shù)據(jù)模型中出現(xiàn)“虛假回歸問題”，確保估計結果的有效性，必須對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗［6］。本文利用Dickey和Fuller提出的ADF檢驗法分別對LNEP和LNHB進行單位根檢驗。結果顯示:各變量原時間序列和各變量一階差分均為非平穩(wěn)的時間序列，而二階差分后均為平穩(wěn)變量，因此各變量序列均為同階單整的I(2)序列［7］。見表3。

(三)協(xié)整檢驗

由于LNEP和LNHB都存在單位根且同階單整序列，因此可以繼續(xù)判斷兩變量之間是否存在協(xié)整關系。本文使用ADF檢驗法對殘差序列進行不含時間趨勢的單位根檢驗，結果顯示:t=－3.120 803 p=0.007 3，即在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設，殘差序列平穩(wěn)，LNEP和LNHB之間存在長期協(xié)整關系?？山f(xié)整方程為:

從系數(shù)的絕對值上看，環(huán)保投資和綠色GDP之間存在較強的相關性;從系數(shù)的符號來看，二者之間正相關。

(四)格蘭杰因果檢驗

對LNEP和LNHB進行格蘭杰因果檢驗，從而明確二者之間是否存在因果關系，結果參見表4。

表3 陜西省時間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗結果

表4 格蘭杰因果檢驗結果

如表4所示，在10%的顯著性水平下，環(huán)保投資不能格蘭杰引起綠色GDP的原假設被接受;而EP不能格蘭杰引起環(huán)保投資的原假設被拒絕?？梢哉J為綠色GDP與環(huán)保投資增量間存在著單向的格蘭杰因果關系。環(huán)保投資不是引起綠色GDP的格蘭杰原因，但綠色GDP是環(huán)保投資的格蘭杰原因［8］。說明綠色地區(qū)生產(chǎn)總值的當期值不受環(huán)保投資滯后一期值的影響。而環(huán)境污染治理投資受到綠色地區(qū)生產(chǎn)總值滯后一期值的影響［9］。

(五)VAR模型建立與平穩(wěn)性檢驗

由于已確定了VAR模型中包含的變量LNEDP、LNHB，因此需要確定模型的滯后階數(shù)K，由表5可見(*表示特定準則下確定的滯后階數(shù))，綜合LR、FPE、AIC、SC 和 HQ 等準則均判斷滯后階數(shù)為1，即k=1，由此建立滯后階數(shù)為1的模型VAR(1)，并對其進行平穩(wěn)性檢驗。結果表明，特征根全部落在單位圓內(nèi)，該模型是穩(wěn)定的。

由于上述的分析已滿足建立VAR模型的條件，因此可建立VAR模型如下:

表5 VAR模型滯后階數(shù)的確定

方程(2)的判決系數(shù)R2=0.997 068，經(jīng)過修正的判決系數(shù)ˉR2=0.995 602。方程(3)的判決系數(shù)R2=0.945 865，經(jīng)過修正的判決系數(shù)ˉR2=0.918 798。以上個判決系數(shù)(包括修正的判決系數(shù))均比較高，這說明方程對我們所研究的LNEP和LNHB之間的時間序列數(shù)據(jù)擬合效果總體看來比較好。由方程(2)可知，前一期的環(huán)保投資對當期的綠色GDP影響很小，其彈性為0.016;由方程3可知，前一期的綠色GDP對當期的環(huán)保投資影響很大，其彈性為1.427。這也證明了LNEP和LNHB之間的Granger因果關系的穩(wěn)健性。

(六)脈沖響應分析

為了反映陜西省環(huán)保投資和經(jīng)濟可持續(xù)增長能力之間對任何一方的沖擊會給另一方當前值和未來值所帶來的影響，我們可以使用脈沖響應函數(shù)來刻畫這種動態(tài)過程［1］。本文根據(jù)相關文獻，確定進入VAR模型的變量順序為:LNEP和LNHB基于VAR(1)系統(tǒng)進行脈沖響應分析，結果見表6、表7。

LNEP在第一期受到自身的沖擊最大，表6顯示受到自身一個標準差的新息后，其增加量為0.031，之后緩慢下降，到第十期約為0.024．LNEP對于來自LNHB的脈沖響應在第一期幾乎沒有影響，在第二期開始有微弱影響，并在第二期影響程度最大，而后逐漸下降。到第十期約為0.002．這說明環(huán)保投資的一個正向沖擊，使綠色GDP在下一期有很小的增長，這與Granger因果檢驗結果和協(xié)整結果一致。

表6 Response of LNEP

LNHB在第一期受到自身的沖擊最大，通過表7可以看出，LNHB受到自身一個標準差的新息后，其增加量為0.167．在第二期出現(xiàn)微弱的負效應，到第三期又轉為正，但影響甚微，僅為0.006，之后呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢，在第五期與第四期相比雖有略微的增加但總體是下降的趨勢。LNHB對于來自LNEP的脈沖響應在第一期表現(xiàn)為負效應，到第二期表現(xiàn)為正，除了第四期比第三有略微增加外，而后逐年降低。這說明通過給綠色GDP的一個正向沖擊，對環(huán)保投資在第一期有負向影響，從第二期開始表現(xiàn)為正但逐漸下降。

(七)方差分解

為將VAR的預測均方誤差分解為系統(tǒng)內(nèi)各變量沖擊所做的貢獻。下面對模型進行方差分解分析，以測算LNEP、LNHB沖擊的相對貢獻率，結果見表8、表9．

表7 Response of LNHB

表8 LNEP的方差分解圖

表8顯示LNHB的沖擊對LNEP的影響十分微弱，處于1%以下，LNEP受自身沖擊的影響在第一期達到最大100%之后略微下降，但下降幅度幾乎可以忽略不計。這與前面的格蘭杰因果檢驗及脈沖響應分析相一致。

表9 LNHB的方差分解圖

通過表9可以看出LNHB的波動主要受到自身沖擊的影響，從第一期開始影響逐漸下降但一直保持在60%以上。LNEP的沖擊對LNHB的影響持續(xù)增加，到第十期超過了30%。

五、結論與政策建議

本文通過對2004～2011年陜西省環(huán)保投資和綠色生產(chǎn)總值的短期數(shù)據(jù)進行相關性分析及對VAR模型進行格蘭杰因果檢驗，脈沖效應分析及方差分解發(fā)現(xiàn):

陜西省環(huán)保投資總額太低，環(huán)保投資占GDP的比例太低，低于國家水平，環(huán)保投資與綠色GDP的相關性不高，說明環(huán)保投資受政策性影響較大。因此政府應通過教育宣傳增強人們的環(huán)保意識，讓“保護環(huán)境就是保護生產(chǎn)力”的方針深入人心。同時作為純公共產(chǎn)品的環(huán)保產(chǎn)品，由于其特殊屬性，要求通過制度創(chuàng)新激勵人們的環(huán)保投資積極性，以保證環(huán)保產(chǎn)品的足額供給［10］;并通過建立環(huán)境保護補償機制激勵人們從事環(huán)境投資活動，從而促進經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

環(huán)保投資與EP的格蘭杰因果關系檢驗結果表明:環(huán)保投資不是EP的原因，但我國環(huán)保投資與EP增量之間仍有著穩(wěn)定的關系，環(huán)保投資的增長可以通過不同的渠道向外擴散．并對整個經(jīng)濟系統(tǒng)產(chǎn)生不同的影響。比如說增加環(huán)保投資的力度能夠極大地促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。而環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展一方面能夠改善環(huán)境，另一方面能夠促進經(jīng)濟的可持續(xù)增長，因此我們應該加大投資力度，提高投資效率。

由于陜西省環(huán)保投資在一定程度上受經(jīng)濟可持續(xù)增長能力的影響，經(jīng)濟可持續(xù)增長能力的增加對環(huán)保投資的作用雖不大，但呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。因此我們應該重視對綠色GDP的統(tǒng)計［11］，通過綠色生產(chǎn)總值增加帶動環(huán)保投資的增加，從而實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

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