西部地區(qū)對外貿(mào)易與環(huán)境污染關系研究

薛蕾 唐敏

〔摘要〕 本文利用西部地區(qū)12個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1997～2015年的面板數(shù)據(jù)，構建PVAR模型，采用脈沖響應函數(shù)、方差分解和格蘭杰因果檢驗等分析方法，實證分析了對外貿(mào)易與環(huán)境污染之間的雙向動態(tài)作用關系。結果表明：環(huán)境污染沖擊可以促進對外貿(mào)易和出口而阻礙進口，但對外貿(mào)易沖擊對環(huán)境污染的影響不定且呈現(xiàn)出明顯的周期性；進口依存度對環(huán)境污染變動的貢獻率最高，出口依存度居中，外貿(mào)依存度最低，而環(huán)境污染對對外貿(mào)依存度變動、出口依存度變動和進口依存度變動的方差貢獻率依次遞減，但其解釋能力在不斷增強；環(huán)境污染是對外貿(mào)易依存度和出口依存度的格蘭杰原因；出口依存度和進口依存度不是環(huán)境污染的格蘭杰原因。

〔關鍵詞〕 對外貿(mào)易 環(huán)境污染 PVAR模型

〔中圖分類號〕F752；X22 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1008-0694（2018）06-0088-10

一、引言

隨著西部大開發(fā)、供給側結構性改革等戰(zhàn)略的進一步實施，西部地區(qū)社會經(jīng)濟實現(xiàn)了舉世矚目的高速增長，同時與世界經(jīng)濟的聯(lián)系也日益緊密。西部地區(qū)主要出口產(chǎn)品集中于機器電氣設備、紡織原料及制品和化工制品等資源密集型和勞動密集型產(chǎn)品。而西部地區(qū)的進口結構比出口結構更為集中，主要的兩大進口產(chǎn)品為礦產(chǎn)品和機器電氣設備，且前者為西部地區(qū)進口規(guī)模最大的產(chǎn)品，所占比重也逐年上升。西部地區(qū)進出口貿(mào)易總額、出口總額、進口總額分別由1997年的135.97億美元、90.42億美元、45.55億美元增長到2017年的3099.20億美元、1785.04億美元、1314.16億美元，呈現(xiàn)出持續(xù)高速的增長趨勢。②數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。急劇擴大的對外貿(mào)易規(guī)模對西部地區(qū)的資源環(huán)境產(chǎn)生了巨大壓力，長期形成的粗放式發(fā)展模式造成西部地區(qū)“高消耗、高污染、高排放”企業(yè)遍布，導致資源利用效率低下、污染排放量日益增長，其中，廢氣排放量、廢水排放量、固體廢棄物排放量分別由1997年的27851億標立方米、410564萬噸、16889萬噸增長到2015年的177962億標立方米、1505186.46萬噸、111069萬噸，年均增長率分別高達28.37%、14.03%、29.35%。②

對外貿(mào)易與環(huán)境污染之間的影響是多方面的，在參與國際貿(mào)易的進程中，西部地區(qū)科技、資本等基礎較為薄弱，只能依托廉價的勞動力、自然資源和擴大生產(chǎn)規(guī)模來生產(chǎn)服務世界市場的產(chǎn)品，導致資源耗費嚴重、生產(chǎn)工藝落后進而造成大量污染排放。黨的十九大提出“建設美麗中國”，要求“推進綠色發(fā)展”“著力解決突出環(huán)境問題”等。因此，在新時代背景下，明晰對外貿(mào)易與污染排放之間的關系，推進對外開放與環(huán)境保護同步發(fā)展，對促進西部地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟綠色轉型發(fā)展具有重要意義。

二、文獻綜述

長期以來，對外貿(mào)易與環(huán)境污染的關系一直是學術界研究的重點，國外學者圍繞這一主題做了大量的研究。Copeland & Taylor（1994）構建了一個簡單的南北貿(mào)易模型，并對國民經(jīng)濟、環(huán)境污染和對外貿(mào)易之間的關系進行了分析，發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易會導致富裕國家生產(chǎn)清潔化，貧窮地區(qū)污染加重，即污染天堂假說?！?〕在此之后，大量學者圍繞該假說是否成立展開了深入的研究。例如：Mulatu et al（2009）應用歐洲13個國家的16個制造業(yè)的數(shù)據(jù)，證明污染避難所效應是存在的。〔2〕Ang J B（2009）也發(fā)現(xiàn)能源使用、收入增長和貿(mào)易開放與二氧化碳排放量呈正相關。〔3〕Jing G & Liu Y J（2012）以中美之間外貿(mào)和FDI為研究對象，發(fā)現(xiàn)美國到中國的外商直接投資并沒有導致污染產(chǎn)業(yè)的轉移，但全球FDI進入導致中國淪為世界性“污染天堂”?！?〕與此同時，Blyde J S（2000）則指出，對外貿(mào)易會使發(fā)達國家和發(fā)展中國家的生產(chǎn)清潔化，從而不斷減少環(huán)境污染?！?〕Antweiler et al（2001）、Glen et al（2006）也提出對外貿(mào)易會有效降低污染排放的類似觀點。〔1〕〔6〕

國內學者也針對這一問題進行了大量研究。沈亞芳、應瑞瑤（2005）認為，我國在核算外貿(mào)的比較優(yōu)勢時并未考慮到環(huán)境成本，我國以出口導向為主的外貿(mào)發(fā)展戰(zhàn)略是造成環(huán)境污染加劇的重要原因。〔8〕楊萬平（2008）、寧學敏（2010）、王天鳳（2011）、曹春苗（2011）等均發(fā)現(xiàn)我國的出口貿(mào)易與碳排放之間存在著長期均衡關系，出口貿(mào)易的增長將加劇環(huán)境污染、降低環(huán)境質量?！?～12〕劉子飛（2014）進一步指出，經(jīng)濟規(guī)模、資本豐裕度、人均收入和貿(mào)易開放度均會對我國農(nóng)業(yè)環(huán)境產(chǎn)生顯著負作用。〔13〕但彭艷君、張志輝（2005）卻得出相反結論，認為外商投資和國際貿(mào)易對我國環(huán)境污染的影響較小，且其影響力在逐步下降。〔14〕李小平、盧現(xiàn)祥（2010）也認為我國并沒有通過國際貿(mào)易成為發(fā)達國家的“污染產(chǎn)業(yè)天堂”，原因是我國的生產(chǎn)清潔度在不斷提高?！?5〕劉巧玲（2012）發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易有利于促進美國環(huán)境污染減少，但對中國環(huán)境質量的影響并不顯著?！?6〕沈利生（2008）、傅京燕（2011）、代麗華（2015）均指出對外貿(mào)易通過門檻提高、技術傳播等渠道可以促進我國節(jié)能減排?！?7～19〕對外貿(mào)易對環(huán)境污染的影響機制方面，何潔（2010）指出我國出口企業(yè)所面對的市場競爭增強，可以有效促進污染治理技術進步進而降低環(huán)境污染。〔20〕李國志（2011）發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品出口結構會明顯影響污染排放總量，如初級產(chǎn)品出口會加劇二氧化碳排放，而工業(yè)制成品出口則會減少二氧化碳排放?！?1〕張同斌（2016）發(fā)現(xiàn)因對外貿(mào)易導致的技術進步創(chuàng)新補償效應可以有助于減少污染排放?！?2〕唐劍（2017）指出對外貿(mào)易對環(huán)境污染的影響包括規(guī)模效應和結構效應，前者表現(xiàn)為環(huán)境污染在不同稟賦和收入水平國家間轉移，而后者表現(xiàn)為出口產(chǎn)品結構的改變?！?3〕

綜合分析，目前有關對外貿(mào)易和環(huán)境污染方面的研究成果比較豐富，但存在以下不足：一是相關研究大多采用單一指標，很難有效衡量地區(qū)的綜合污染水平。二是現(xiàn)有研究多集中于國家層面，忽視地區(qū)層面尤其是經(jīng)濟較為落后的地區(qū)的研究。PVAR模型可以有效解決變量內生性問題、描述系統(tǒng)變量間的沖擊反應和方差分解。因此，本文基于西部地區(qū)12個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1997～2015年的面板數(shù)據(jù)，構建可以衡量綜合環(huán)境污染的指標并測算其水平，進而采用PVAR模型分析西部地區(qū)對外貿(mào)易與環(huán)境污染的相互影響，以期為西部地區(qū)對外貿(mào)易與環(huán)境保護的協(xié)調發(fā)展提供依據(jù)。

（2）數(shù)據(jù)來源。本文所用數(shù)據(jù)來源于歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》《中國工業(yè)經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》和《中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》。為了消除數(shù)據(jù)潛在的異方差問題，本文對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。所有檢驗結果均使用stata.14軟件進行計算分析。

3.實證分析

（1）單位根檢驗。為避免因數(shù)據(jù)不平穩(wěn)而出現(xiàn)的“偽回歸”問題，本文在進行協(xié)整關系檢驗和PVAR模型估計之前，首先對西部地區(qū)12個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）所有變量序列的平穩(wěn)性進行檢驗，如果原始序列不平穩(wěn)則需要對數(shù)據(jù)進行差分處理。因此，本文利用LLC、IPS、ADF和BT四種方法進行單位根檢驗。結果表明，本文所選4個變量的原始序列并不平穩(wěn)，在經(jīng)過一階差分處理后是平穩(wěn)的，說明這4個變量均屬于一階單整序列（詳見表1）。

（2）滯后階數(shù)選擇。在運用PVAR模型進行估計的過程中，必須選擇合適的滯后階數(shù)，如果滯后階數(shù)過長，可能會導致自由度損失，在小樣本的情況下影響較大；如果滯后階數(shù)過短，則可能會導致檢驗結果失真?；谒脭?shù)據(jù)的特征，本文根據(jù)AIC信息準則（Akaike Information Criterion）、BIC信息準則（Bayesian Information Criterion）和HQIC信息準則（Hannan and Quinn Information Criterion）選擇變量的滯后階數(shù)（詳見表2），各準則得到的最優(yōu)滯后階數(shù)都不統(tǒng)一，AIC為滯后7階而BIC和HQIC均為滯后1階，因此，參照一般做法，將最優(yōu)滯后階數(shù)確定為3階。

（3）協(xié)整檢驗。游士兵、蔡遠飛（2017）指出當變量存在協(xié)整關系時，應建立面板向量誤差修正模型（PVEC），如不存在協(xié)整關系，則建立面板向量自回歸模型（PVAR）更有效?！?6〕在單位根檢驗和滯后階數(shù)確定的基礎上，進一步對面板數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，以分析對外貿(mào)易與環(huán)境污染之間是否存在著長期均衡關系。單位根檢驗結果表明，所有變量均為一階單整，因此，可以進行協(xié)整檢驗。本文采用Westerlund（2007）的協(xié)整檢驗方法，〔27〕該方法將產(chǎn)生4個統(tǒng)計量來檢驗是否存在協(xié)整關系，其中，兩個組統(tǒng)計量Gt和Ga的原假設為至少有一個樣本不存在協(xié)整關系，兩個面板統(tǒng)計量Pt和Pa的原假設為所有樣本均不存在協(xié)整關系。協(xié)整檢驗結果表明，對外開放與環(huán)境污染之間不存在協(xié)整關系。因此，本文采用面板向量自回歸模型（PVAR）進行分析。

（4） PVAR估計結果。在PVAR估計之前，本文運用前向均值差分（Helmet）過程消除掉模型包含的固定效應即年效應，這可以保證滯后變量與轉換后的變量正交，進而與誤差項無關，進而可以使用滯后變量作為工具變量，在此基礎上采用GMM方法得到系數(shù)的有效估計（詳見表3）。GMM估計結果表明，不僅對外貿(mào)易會對環(huán)境污染產(chǎn)生影響，而且環(huán)境污染的變化對對外貿(mào)易的反向影響作用也較為顯著，環(huán)境污染對不同外貿(mào)指標的作用規(guī)律也存在很強的異質性。

（5）脈沖響應函數(shù)分析。本文的主要目的是考察對外貿(mào)易各個指標與環(huán)境污染之間的長期動態(tài)關系，前面PVAR模型估計得出的相關參數(shù)只能反映所選變量之間的局部關系，而無法對各個變量之間的長期動態(tài)關系進行有效分析。因此，本文進一步采用脈沖響應函數(shù)（IRF），對隨機擾動的一個單位標準化信息對內生變量產(chǎn)生的影響進行分析。因為脈沖響應函數(shù)由PVAR參數(shù)構造，必須考慮標準差因素的影響，而標準差無法通過計算獲得，本文使用蒙特卡洛方法模擬產(chǎn)生相關的置信區(qū)間（脈沖響應結果略）。

首先，就對外貿(mào)易三個指標來看，在未來6期內三者對其自身的影響都為正，表明當期行為對其后期行為有同向作用，三者均受到自身前期發(fā)展狀況的影響。出口依存度沖擊和進口依存度沖擊對外貿(mào)依存度的影響分別為正和負；外貿(mào)依存度沖擊和進口依存度沖擊對出口依存度的影響分別為正和負；外貿(mào)依存度沖擊對進口依存度的影響在未來第1期、第3期、第4期為正，其他時期為負。在未來6期內，環(huán)境污染沖擊對外貿(mào)依存度和出口依存度的影響均為正，且呈現(xiàn)出先增長、后降低、之后繼續(xù)不斷上升的趨勢，表明環(huán)境污染沖擊會對促進對外貿(mào)易和出口。而環(huán)境污染沖擊對進口依存度的影響為負，且呈現(xiàn)出降低-增長-再降低的趨勢，表明環(huán)境污染沖擊會對進口產(chǎn)生阻礙作用。

其次，在本期給環(huán)境污染一個標準差沖擊后，在未來6期內對其本身的影響都為正，但呈現(xiàn)出降低、增長、再降低的趨勢，表明當期環(huán)境污染對其后期行為有同向作用。外貿(mào)依存度沖擊對環(huán)境污染的影響在未來第2期為負，其他時期為正，且呈現(xiàn)出明顯的降低、增長、再降低趨勢，表明外貿(mào)依存度總體上對其行為產(chǎn)生促進作用，但作用在逐漸減弱。出口依存度沖擊和進口依存度對環(huán)境污染的影響基本為負，具有明顯的周期性和規(guī)律性，前者呈現(xiàn)出增長-降低-增長的趨勢，而后者截然相反，表明總體上二者遏制了環(huán)境污染。

（6）方差分解分析。廣義脈沖響應函數(shù)雖然可以幫助分析沖擊響應的符號和響應的程度，但很難進一步分析不同沖擊的重要程度。因此，本文進一步采用方差分解方法，以衡量和分析PVAR模型中的各個對外貿(mào)易變量和環(huán)境污染變量之間相互作用的重要程度。

首先，環(huán)境污染變動對其自身變動的解釋能力最高，在第10期對其方差的貢獻率達56.61%，說明環(huán)境污染變動的56.61%可由自身解釋，而在第20期和第30期，貢獻率分別下降為52.17%、48.78%，表明其解釋能力在逐步下降。在三個外貿(mào)指標方面，外貿(mào)依存度對環(huán)境污染變動的解釋能力最小，但顯現(xiàn)出緩慢增長的趨勢。在第10期對其方差的貢獻率達6.733%，說明環(huán)境污染變動的6.733%可由外貿(mào)依存度解釋，而在第20期和第30期，貢獻率分別達到8.950%和10.486%，其解釋能力在逐步增強。出口依存度對環(huán)境污染變動的解釋能力也較小，在第10期、第20期和第30期其對環(huán)境污染方差的貢獻率分別為11.876%、9.934%、8.228%，顯現(xiàn)出逐步降低的趨勢；進口依存度對環(huán)境污染變動的解釋能力最強且持續(xù)增強，在第10期、第20期和第30期對環(huán)境污染方差的貢獻率分別為24.775%、28.937%和32.500%，表明在第10期、第20期和第30期環(huán)境污染24.775%、28.937%、32.500%的變動可由進口依存度解釋。

其次，環(huán)境污染對外貿(mào)依存度變動、出口依存度變動和進口依存度變動的方差貢獻率在第10期分別為11.043%、10.674%和4.389%，在第20期時方差貢獻率分別達到15.171%、14.670%、7.205%，而在第30期時方差貢獻率分別達到18.384%、17.829%、9.548%，其解釋能力在不斷增強。

（7）格蘭杰因果檢驗。進一步使用格蘭杰因果檢驗來確定所選變量之間的因果關系，本文中格蘭杰因果檢驗的原假設為“環(huán)境污染不是對外貿(mào)易增長的格蘭杰原因”和“對外貿(mào)易增長不是環(huán)境污染的格蘭杰原因”，若統(tǒng)計量大于卡方的臨界值，則拒絕原假設；否則接受原假設。由格蘭杰因果檢驗結果可知，環(huán)境污染是對外貿(mào)易依存度和出口依存度的格蘭杰原因，不是進口依存度的格蘭杰因果原因，由此可見當前西部地區(qū)對外貿(mào)易增長尤其是出口的增長仍然是以犧牲環(huán)境質量為代價的。對外貿(mào)易依存度不是環(huán)境污染的格蘭杰原因，而出口依存度和進口依存度是環(huán)境污染的格蘭杰原因，表明當前西部地區(qū)的進口和出口貿(mào)易行為也會導致環(huán)境質量惡化和污染排放嚴重。

四、主要結論及政策建議

本文應用西部地區(qū)12個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1997～2015年的面板數(shù)據(jù)，對西部地區(qū)對外貿(mào)易與環(huán)境污染之間雙向動態(tài)作用關系的時空特征進行模擬和分析，并運用方差分析進一步研究對外貿(mào)易與環(huán)境污染在解釋對方變化時的貢獻度。結果表明，環(huán)境污染沖擊對外貿(mào)依存度和出口依存度的影響均為正，對進口依存度的影響為負，環(huán)境污染沖擊可以促進對外貿(mào)易和出口而阻礙進口；外貿(mào)依存度沖擊對環(huán)境污染的影響基本為正、出口依存度沖擊和進口依存度沖擊對環(huán)境污染的影響基本為負，且呈現(xiàn)出明顯的周期性。進口依存度對環(huán)境污染變動解釋力最高，出口依存度居中，外貿(mào)依存度最低；環(huán)境污染對外貿(mào)依存度變動、出口依存度變動和進口依存度變動的方差貢獻率依次遞減，但其解釋能力在不斷增強。環(huán)境污染是對外貿(mào)易依存度和出口依存度的格蘭杰原因，出口依存度和進口依存度不是環(huán)境污染的格蘭杰原因。

整體來講，西部地區(qū)并沒有因對外貿(mào)易而產(chǎn)生明顯的“污染天堂”效應，但還是應當進一步加強對進出口貿(mào)易的限制和調整以便于減少環(huán)境污染。鑒于西部地區(qū)存在產(chǎn)業(yè)結構不合理、環(huán)保政策體系不完善、環(huán)境管制執(zhí)行力度不夠等諸多問題，為應對經(jīng)濟全球化所帶來的環(huán)境污染，西部地區(qū)應從以下方面入手：一是西部地區(qū)應優(yōu)化對外貿(mào)易模式，促進本地出口加工貿(mào)易轉型升級，促進服務貿(mào)易和技術貿(mào)易等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，不斷降低初級礦產(chǎn)品、勞動力密集型產(chǎn)品的貿(mào)易比重。二是西部各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）應結合地區(qū)之間的資源稟賦特點及優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮互補優(yōu)勢，實現(xiàn)錯位發(fā)展，形成分工明確、優(yōu)勢互補的對外貿(mào)易格局，從而避免地區(qū)間惡性競爭和進出口結構高度相似等問題。三是積極建立健全進出口貿(mào)易的環(huán)境保護審批制度和環(huán)境影響評價制度，提高外來企業(yè)入駐的生態(tài)標準。四是加強西部地區(qū)清潔生產(chǎn)技術的創(chuàng)新和應用，鼓勵向資源可持續(xù)利用、高附加值產(chǎn)業(yè)、清潔產(chǎn)業(yè)的投資，提高資源綜合利用率，從而有效地控制污染物排放。

參考文獻：

〔1〕Copeland B R，Taylor M S.North-South Trade and the Environment[J].Quarterly Journal of Economics，1994，（03）.

〔2〕 Mulatu A，Gerlagh R， Dan R，et al. Environmental Regulation and Industry Location in Europe[J]. Environmental & Resource Economics，2010，（04）.

〔3〕Ang J B.CO2，emissions，research and technology transfer in China[J].Ecological Economics，2009，（10）.

〔4〕Jing G，Liu Y J.Carbon Emissions Embodied in Sino-US Trade and Trade Environment Effect：An Empirical Analysis Based on Environmental Input-Output Approach[J].Contemporary Finance & Economics，2012，（01）.

〔5〕Blyde J S.Does International Trade Hurt the Environment？ Old Theory，New Developments[J].International Trade Journal，2000，（04）.

〔6〕Antweiler W，Copeland B R，Taylor M S.Is Free Trade Good for the Environment？[J].NBER Working Papers，2001，（04）.

〔7〕Peters，Glen P.，Hertwich，Edgar G.Structural analysis of international trade：Environmental impacts of Norway[J].Economic Systems Research，2006，（02）.

〔8〕沈亞芳，應瑞瑤.對外貿(mào)易、環(huán)境污染與政策調整[J].國際貿(mào)易問題，2005，（01）.

〔9〕楊萬平，袁曉玲.對外貿(mào)易、FDI對環(huán)境污染的影響分析——基于中國時間序列的脈沖響應函數(shù)分析：1982～2006[J].世界經(jīng)濟研究，2008，（12）.

〔10〕寧學敏.我國商品出口與碳排量關系的實證分析[J].統(tǒng)計與決策，2010，（03）.

〔11〕王天鳳，張 王 君.出口貿(mào)易對我國碳排放影響之研究[J].國際貿(mào)易問題，2011，（03）.

〔12〕曹春苗，胡 濤，龐 軍.外貿(mào)出口虛擬污染及其“十二五”節(jié)能減排潛力分析[J].資源科學，2011，（09）.

〔13〕劉子飛.中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易環(huán)境效應的實證分析[J].經(jīng)濟問題探索，2014，（12）.

〔14〕彭艷君，張志輝.經(jīng)濟全球化對我國工業(yè)污染的影響[J].中國人口·資源與環(huán)境，2005，（03）.

〔15〕李小平，盧現(xiàn)祥.國際貿(mào)易、污染產(chǎn)業(yè)轉移和中國工業(yè)CO2排放[J].經(jīng)濟研究，2010，（01）.

〔16〕劉巧玲，王 奇，劉 勇.經(jīng)濟增長、國際貿(mào)易與污染排放的關系研究——基于美國和中國SO2排放的實證分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2012，（05）.

〔17〕沈利生，唐 志.對外貿(mào)易對我國污染排放的影響——以二氧化硫排放為例[J].管理世界，2008，（06）.

〔18〕傅京燕，張珊珊.碳排放約束下我國外貿(mào)發(fā)展方式轉變之研究——基于進出口隱含CO2排放的視角[J].國際貿(mào)易問題，2011，（08）.

〔19〕代麗華，金哲松，林發(fā)勤.貿(mào)易開放是否加劇了環(huán)境質量惡化——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的檢驗[J].中國人口·資源與環(huán)境，2015，（07）.

〔20〕何 潔.國際貿(mào)易對環(huán)境的影響：中國各省的二氧化硫（SO2）工業(yè)排放[J].經(jīng)濟學（季刊），2010，（02）.

〔21〕李國志，王群偉.中國出口貿(mào)易結構對二氧化碳排放的動態(tài)影響——基于變參數(shù)模型的實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2011，（01）.

〔22〕張同斌，李金凱，程立燕.經(jīng)濟結構、增長方式與環(huán)境污染的內在關聯(lián)研究——基于時變參數(shù)向量自回歸模型的實證分析[J].中國環(huán)境科學，2016，（07）.

〔23〕唐 劍，周雪蓮.中國對外貿(mào)易的環(huán)境影響綜合效應分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2017，（04）.

〔24〕Love I，Zicchino L.Financial development and dynamic investment behavior： Evidence from panel VAR[J].Quarterly Review of Economics & Finance，2007，（02）.

〔25〕駱永民，劉艷華.金融集聚、人力資本與房價——基于Panel VAR模型[J].財貿(mào)研究，2011，（04）.

〔26〕游士兵，蔡遠飛.人口老齡化對經(jīng)濟增長影響的動態(tài)分析——基于面板VAR模型的實證分析[J].經(jīng)濟與管理，2017，（01）.

〔27〕Westerlund J.Testing for Error Correction in Panel Data[J].Oxford Bulletin of Economics & Statistics，2010，（06）.

（責任編輯 博 農(nóng)）