江西省經(jīng)濟增長與水資源污染關(guān)系的實證研究

樂小兵

（梧州學(xué)院 工商管理系，廣西 梧州 543002）

江西省經(jīng)濟增長與水資源污染關(guān)系的實證研究

樂小兵

（梧州學(xué)院 工商管理系，廣西 梧州 543002）

選取了1990-2009年江西經(jīng)濟增長和水資源污染指標(biāo)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立經(jīng)濟增長和水資源污染的計量模型。發(fā)現(xiàn)江西省的經(jīng)濟增長和工業(yè)廢水排放量并不是傳統(tǒng)的“倒U型”關(guān)系，而是呈“U型+倒U型”關(guān)系。并應(yīng)用Granger因果檢驗分析了人均GDP和工業(yè)廢水排放量的因果關(guān)系，結(jié)果表明，工業(yè)廢水排放量是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，反之，經(jīng)濟的增長又反過來對工業(yè)廢水排放的增加產(chǎn)生了影響。

經(jīng)濟增長；水污染；Granger因果檢驗

一、引言

隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，人類的生存環(huán)境受到很大的影響，經(jīng)濟的增長和生存環(huán)境之間關(guān)系到底如何，西方經(jīng)濟學(xué)家關(guān)于二者關(guān)系的觀點大致分為三種，第一種觀點認(rèn)為經(jīng)濟增長必然帶來環(huán)境污染的加劇，認(rèn)為經(jīng)濟增長與環(huán)境之間的關(guān)系是此消彼長的矛盾關(guān)系；第二種觀點是經(jīng)濟增長對環(huán)境有益二者之間關(guān)系是相互促進(jìn)的和諧關(guān)系；第三種觀點是在20世紀(jì)90年代初，美國經(jīng)濟學(xué)家G.Grossman和A.Krueger提出了環(huán)境Kuznets曲線 (Environment Kuznets Curve，EKC)的假設(shè)[1]。EKC假設(shè)認(rèn)為：在經(jīng)濟發(fā)展初期，環(huán)境質(zhì)量處于較高水平；隨著經(jīng)濟發(fā)展，環(huán)境質(zhì)量開始惡化；當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到某一程度，人均收入水平高于某點時，環(huán)境質(zhì)量就會開始改善，與經(jīng)濟發(fā)展成正相關(guān)關(guān)系發(fā)展，即經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量之間呈 “倒U型”的關(guān)系。該假說提出后，國內(nèi)外不少學(xué)者利用各種不同的數(shù)據(jù)和不同研究角度，對EKC假設(shè)進(jìn)行了新的探討和驗證。

國內(nèi)外學(xué)者運用特定的數(shù)據(jù)對相應(yīng)國家或地區(qū)的人均收人與環(huán)境污染水平變遷進(jìn)行了大量研究，由于各個國家或地區(qū)的發(fā)展特點以及環(huán)境政策執(zhí)行的不確定性和城市基礎(chǔ)建設(shè)的突然性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)有的污染物與人均收入之間存在 “倒U型”關(guān)系，有的則表現(xiàn)為更復(fù)雜的關(guān)系。即環(huán)境庫茲涅茨曲線不一定是 “倒U型”，在某一個階段，曲線可能是 “倒U型”的，也可能是水平的，甚至還可能是向后彎曲的。Selden和Song(1994)對30個國家1973-1994年的SO2、CO2等空氣污染物的排放進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)它們與人均收入之間存在著“倒U型”關(guān)系[2]。Vincent對馬來西亞的經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)并未出現(xiàn) “倒U型”關(guān)系，但是并不能證明環(huán)境庫茲涅茨理論假設(shè)不能成立。它僅僅表明經(jīng)濟增長并不會自動改善環(huán)境，環(huán)境政策在改善環(huán)境質(zhì)量中均具有重要意義[3]。吳開亞、陳曉劍以1987-2000年人均GDP與工業(yè)三廢排放量之間建立模型，對安徽省的經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關(guān)系進(jìn)行了分析，其曲線特征為 “U型+倒U型”，不同于傳統(tǒng)的環(huán)境庫茲涅茨曲線[4]；彭水軍、包群利用我國1996-2002年30個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟發(fā)展—環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗。分別采用度量環(huán)境污染的 6類指標(biāo)來考察經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境變化的影響效應(yīng)。通過比較不同環(huán)境污染度量指標(biāo)與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系差異 ，可以判斷環(huán)境污染度量指標(biāo)選取的差異對EKC的影響[5]。吳玉萍、董鎖成等人選取了北京市1985-1999年經(jīng)濟與環(huán)境數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)顯著的倒U型曲線特征，而且比發(fā)達(dá)國家更早地達(dá)到轉(zhuǎn)折點，認(rèn)為北京實施了比較有效的環(huán)境政策[6]。綜上所述，從長時序和整體角度看，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量隨經(jīng)濟發(fā)展的 “倒U型”演變規(guī)律是客觀存在的，然而，對于不同的國家、不同的區(qū)域，因環(huán)境政策等方面的原因，這種倒U型演變曲線可能呈現(xiàn)紛繁復(fù)雜的多種形式。

本文對江西省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染水平之間的關(guān)系進(jìn)行分析，揭示環(huán)境庫茲涅茲曲線的變化特征及其原因，為江西省的環(huán)境與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展提供決策參考。

二、江西省經(jīng)濟增長和水資源污染狀況關(guān)系的實證分析

1.江西省經(jīng)濟增長與水資源污染狀況

上世紀(jì)90年代以來，江西省國民經(jīng)濟呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢。從2002年開始，江西省連續(xù)實現(xiàn)兩位數(shù)的增長，到2009年底全省生產(chǎn)總值高達(dá)7589億元[7]，相對2008年增長13.1%。連續(xù)三年實現(xiàn)13%以上增長。1990-2009年期間，人均GDP持續(xù)快速的增長，由1978年的1134元上升到2009年的17185元 （見圖1），年均增長率為14.56%，然而，經(jīng)濟快速發(fā)展的同時也帶來了一些環(huán)境問題，如環(huán)境污染、生態(tài)惡化等。1990年至2009年間，江西省工業(yè)廢水排放量分三個階段，一是在1990年至2001期間，在1990年江西省工業(yè)廢水的排放總量為77060萬噸，到2001年的降為41507萬噸，年平均降幅為5.29%，年人均工業(yè)廢水排放量在 1990年為 20.23噸/人（見圖 2），到2001年降為9.92噸/人，年平均降幅為6.11%。在2002年至2006年期間工業(yè)廢水排水量從46119萬噸增加到64074萬噸，年平均增長速度為6.79%。年人均工業(yè)廢水排放量從10.92噸/人增加到14.77噸/人，年平均增長速度為6.23%。在2007年至2009年期間工業(yè)廢水排水量從63792萬噸減少為46639萬噸，年平均降幅為11%。年人均工業(yè)廢水排放量從14.65噸/人減少為10.56噸/人，年平均降幅為11.53%。

2.江西省經(jīng)濟增長和水資源污染狀況的計量模型分析

（1）模型建立

根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨假說，水資源污染與經(jīng)濟增長存在二次多項式函數(shù)關(guān)系 (“倒U型”)，即指水資源污染隨著人均收入的提高而增加到一定水平后，環(huán)境壓力隨著收入提高而下降?；居嬃磕Ｐ蜑椋篩=β0+β1GDP+β2GDP2+U， 然而在研究中一般認(rèn)為廢水排放量與人均GDP的關(guān)系呈現(xiàn)倒U型。一般來說，反映倒 “U”型曲線的基本函數(shù)有二次函數(shù)型 (Selden，Song，1994)和三次函數(shù)型Grossman，Krueger,1995)，因此，可以對這些模型進(jìn)行檢驗，選取最優(yōu)回歸方程作為分析依據(jù)。用Y表示人均工業(yè)廢水排放量，用人均GDP表示經(jīng)濟增長。

通過作人均GDP與人均污水排放量的散點圖可以發(fā)現(xiàn) （見圖3）江西省的經(jīng)濟增長與水資源污染之間呈U型+倒U型關(guān)系。

（2）模型估計結(jié)果

采用1990-2009年江西省人均工業(yè)廢水排放量和人均GDP的數(shù)據(jù)，應(yīng)用EVIEWS6.0得到如下結(jié)果 （見表1）。

表1 1990-2009年江西省人均工業(yè)廢水排放量和人均GDP（括號內(nèi)為t值）

從上面4個模型的估計結(jié)果各個參數(shù)來看，模型4的各項指標(biāo)優(yōu)于其他3個模型，本文選擇模型4作為分析江西省經(jīng)濟增長與水資源污染關(guān)系的計量經(jīng)濟學(xué)模型。

（3） 模型檢驗

通過上面的分析，寫出模型4的樣本回歸方程。

對上述模型做統(tǒng)計學(xué)檢驗、計量檢驗。從回歸結(jié)果看，擬合優(yōu)度R2為 0.897573，解釋了總離差的89.7573%。同時，在給定5%的顯著性水平下，各變量的參數(shù)估計都通過了t檢驗，F(xiàn)值也大于其臨界值，這說明回歸方程的總體顯著性水平較高，擬合得很好，此外模型不存在多重共線性，自相關(guān)及異方差。因此，回歸方程是總體線性顯著的，它能正確地反映江西省經(jīng)濟增長對水資源污染的影響。經(jīng)濟意義分析。從回歸方程可以看出，β1<0,β2>0，β3<0，這說明江西省的經(jīng)濟增長與廢水排放量呈 “U型+倒U型”的關(guān)系，區(qū)別于一般意義上的 “倒U型”，即廢水排放量隨著人均GDP減少。在人均GDP達(dá)到一定程度之后又有增加的趨勢。

（4）Granger因果檢驗

為了更好地揭示污染指標(biāo)和人均GDP之間的因果關(guān)系，下面將通過Granger因果關(guān)系檢驗來揭示江西經(jīng)濟增長與工業(yè)廢水排放量之間是否有因果關(guān)系及因果關(guān)系如何。

Granger因果關(guān)系檢驗法的基本思想是：如果人均GDP的變化引起人均工業(yè)廢水排放的變化，則人均GDP應(yīng)該有助于預(yù)測人均工業(yè)廢水排放，即在人均工業(yè)廢水排放關(guān)于人均工業(yè)廢水排放過去值的回歸中，增加人均GDP的過去值作為獨立變量應(yīng)當(dāng)顯著地增加回歸的解釋能力。

下面應(yīng)用EVIEWS6.0計量經(jīng)濟學(xué)軟件分析江西省經(jīng)濟增長和水資源污染之間的因果關(guān)系。

由表2可知，通過取滯后2期、滯后3期，人均GDP的變化不是引起人均工業(yè)廢水排放量變化的原因 （臨界值分別是0.55和0.61，接受原假設(shè)）。但是人均工業(yè)廢水排放量的變化是引起人均GDP變化的原因 （臨界值分別是0.009和0.001，拒絕原假設(shè)）。在取滯后4期，發(fā)現(xiàn)人均GDP和人均工業(yè)廢水排放量是雙向影響 （臨界值分別是0.005和0.002，拒絕原假設(shè)）。Granger因果檢驗表示經(jīng)濟增長與廢水排放之間有顯著的因果關(guān)系，并會在不同的滯后期中表現(xiàn)出來，在滯后2期和滯后3期中，人均工業(yè)廢水排放量是人均GDP變化的Granger原因，而且是單向因果關(guān)系，在滯后4期時人均工業(yè)廢水排放量和人均GDP的變化是雙向影響的。

三、結(jié)論

本文選取了1990-2009年江西經(jīng)濟增長和水資源污染指標(biāo)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立經(jīng)濟增長和水資源污染的計量模型，發(fā)現(xiàn)江西省的經(jīng)濟增長和工業(yè)廢水排放量并不是傳統(tǒng)的 “倒U型”關(guān)系，而是呈“U型+倒U型”關(guān)系。應(yīng)用格蘭杰因果檢驗分析了人均GDP和人均工業(yè)廢水排放量的因果關(guān)系。發(fā)現(xiàn)，工業(yè)廢水排放量是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，即工業(yè)廢水的排放量增加的同時經(jīng)濟也在不斷地增長。在取滯后4期時發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長是工業(yè)廢水排放量的Granger原因，表明經(jīng)濟的增長又反過來對工業(yè)廢水排放的增加產(chǎn)生影響。

環(huán)境庫茲涅茨曲線是一個動態(tài)的概念。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地理資源、政府經(jīng)濟政策等因素對曲線的形態(tài)有重要的影響，我們需要利用這些影響因素來主動促進(jìn)環(huán)境的改善。首先，經(jīng)濟的發(fā)展必須結(jié)合當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦。不同的資源優(yōu)勢產(chǎn)生不同的產(chǎn)業(yè)特點，進(jìn)而產(chǎn)生不同的污染狀況。土地資源、礦產(chǎn)資源、水資源為排污的正向資源，旅游資源和人口資源為排污的逆向資源。發(fā)展重化工業(yè)須有配套的礦產(chǎn)資源、能源和排污資源，尤其應(yīng)該重視排污資源，即該地區(qū)的水體、大氣和土地有較強的污染吸收能力，具有比較平緩的社會邊際污染損失成本曲線，并且遠(yuǎn)離逆向資源。脫離資源特點的發(fā)展將付出更高的環(huán)境成本。其次，在污染治理方面也應(yīng)提高治理力度和加強治理的針對性。

[1]Grossman.G.andKuergerA.EconomicGrowthandtheEnviron ment[J].Quarterly JournalofEconomics,1995，110(2):353-377.

[2]Selden T,Song D.Environmentalquality and development:is there a Kuznets curve forair pollution estimates[J].Journalof Environmental Economics and Management,1994(27):147-162.

[3]Vincent,J.R.Testing for Environmental kuznets CurvesWithin a Developing Country,Special Issue on Environmentalkuznets[J].Curves,Environmentand DevelopmentEconomics2001(2):417-431.

[4]吳開亞,陳曉劍.安徽省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染水平的關(guān)系研究[J].重慶環(huán)境科學(xué)，2003(6):9-11.

[5]彭水軍,包群.經(jīng)濟增長與環(huán)境污染—環(huán)境庫茲涅茨曲線假說的中國檢驗[J].財經(jīng)問題研究,2006(8):3-17.

[6]吳玉萍,董鎖成,宋鍵峰.北京市經(jīng)濟增長與環(huán)境污染水平計量模型研究[J].地理研究，2002(3):239-245.

[7]張曉峒.計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews使用指南[M].2版.天津:南開大學(xué)出版社,2004:297-303.

[8]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與 EViews應(yīng)用[M].北京:中國人民大學(xué)出版社,2008:207-226.

F124.5

A

1673-8535（ 2012）03-0007-05

樂小兵（1980-），江西吉安人，梧州學(xué)院工商管理系講師，研究方向：計量經(jīng)濟模型。

（責(zé)任編輯：覃華巧）

2012-03-28