浙江省经济增长与环境相互关系的实证研究—基于环境库兹

1、浙江省经济增长与环境相互关系的实证研究基于环境库兹涅茨曲线的分析 基金项目：浙江省哲学社会科学重点研究基地课题，外贸对浙江海洋资源环境的影响研究（06JDHY002-4Z）。虞安平1，许继琴2 ，赵书国31宁波大学，浙江宁波(325000)2宁波大学，浙江宁波(325000)3宁波大学，浙江宁波(325000)Anping.yu摘 要： 通过对浙江省人均GDP及污染物排放量之间做协整检验，得出浙江省的环境库兹涅茨曲线是一条新型的不同于倒“U”型的曲线。关键词：浙江省；环境库兹涅茨曲线； 中图分类号：F71. 引 言改革开放三十年来浙江省的经济迅猛发展，随着人民生活水平的日益提高，对资源环境的压

2、力也越来越大；同时，浙江省是个地域、资源缺乏的省份，在十万平方公里的土地上生活着四千多万人口，省内缺铁少媒乏油，矿产资源十分贫乏。在这样的现状下，经济增长对环境资源环境所造成的影响到底有多大，便是本文所要研究的重点。2. 经济增长与环境相互关系的研究综述环境库兹涅茨曲线是以美国经济学家、1971年度诺贝尔经济学奖得主S.Kuznets的名字命名的。Grossman和Kruger(1993)对NAFTA环境效应进行研究得到了经济增长与污染物排放的反转的U型关系，并最早使用了“贸易环境”一般均衡模型将贸易对环境的影响分为相互关联的三个方面，提出了贸易对环境的三大效应即规模效应( Scale eff

3、ect) 、结构效应(Composition effect)和技术效应(Technique effect) 4。至此倒U型的环境库兹涅茨曲线表明环境恶化与人均GDP在经济发展的起步阶段呈正向变动关系，当人均GDP达到一定水平后二者表现为反向变化关系，多种污染物的排放将随着经济发展向上升而后下降。其后，Grossman and Kruger(1995)用全球环境监测关系数据研究人均收入与各种环境指标之间的关系，他们研究发现，当收入达到一定水平后结构效应与技术效应的积极作用终将超过规模效应的负面影响。对于NOX、SOX 和生物需氧量(BOD)的污染排放量来说，转折点出现在人均GDP为5000美元左

4、右，即国际贸易在长期对环境质量的改善是有帮助的。国内彭水军利用1996-2002年间我国30个地区的数据，用6类污染指标分别与人均GDP为指标进行回归检验，结果得出工业废水排放量与人均GDP、工业废固排放量与人均GDP都呈显著的倒“U”型曲线。沈满洪、许云华（2000）在浙江省工业化进程中经济增长与环境变迁的关系研究中以人均GDP为横轴，分别以工业废水排放量、工业固体废物产生量、废气排放量及它们的人均量为纵轴，结果得到了一组由倒“U”型和“U”型两段曲线组成的环境库首涅茨曲线，而且没有一条曲线有例外。所以作者认为环境库兹涅茨曲线不一定是倒“U"型的，也就是说，随着人均收人水平的提高，

5、污染量或人均污染量并非必然经历一段时期的上升后逐渐下降，还会出现反复2。这种现象同样出现在了我国的山西省，丁越兰、张伟琴研究山西省环境库兹涅茨曲线时发现山西省单位GDP“三废”排放量与人均GDP的关系都基本符合库兹涅茨三次函数，在人均GDP低于5000元时单位GDP“三废”排放量下降都比较明显，之后先有所上升再下降，下降趋于缓慢7。3. 浙江省的环境库兹涅茨曲线3.1研究方法及数据来源 通过EKC曲线可知，随着经济发展阶段不同、人均收入水平不同对环境的影响也不同。而贸易的发展是促进经济发展、人均收入提高的重要力量，因此，许多学者在研究贸易对环境的影响时借鉴EKC曲线进行研究。我们借鉴已有的研究

6、，在人均工业废水排放量(吨/人) 、人均废气排放量(立方米/人)、人均固体废弃物排放量(吨/人)三个变量之中选取人均工业废水排放量来表示代表污染水平，人均GDP用来表示经济水平，运用变量的数据来源于浙江省统计年鉴和新浙江五十年统计汇编,时间跨度为19812006年。表31 人均GDP及污染排放量汇总表年份人均gdp(元)废水排放量（万吨）废气排放量（亿立方米）固体废弃物（万吨）人均废水排放量（吨/人）人均废气排放量（立方米/人）人均固体废弃物（吨/人）19815318686376147422.441965.640.12198259991154114753523.232922.800.14198

7、365096853130360524.443287.830.151984810109018155763127.303899.240.1619851067107360186067926.644615.890.1719861237108790227584526.735589.580.2119871478108318242075426.285872.090.1819881853104555235978825.075657.280.1919892023101603245881024.145840.030.1919902138130229259584730.756127.640.201991255810

8、2049467688823.9510973.000.2119923212116626313694527.217317.000.2219934469105734287894924.516672.390.2219946201100703299695323.206901.320.22199581491028073108101823.537112.730.2319969552854813279102719.437452.120.231997106241248134884132628.2211044.080.301998113941130185016139025.4211279.870.31199912

9、2141172645417136126.2512125.460.302000134161364336509138630.3114460.520.312001147131581138530160334.9818872.350.352002169781680488532177837.0518809.610.3920032044416808810432197636.9322919.510.4320042435216527411749231836.1125668.420.5120052770319242613025251441.8128302.240.5520063187419959314702309

10、643.1131757.690.67注：数据来源：浙江省统计年鉴（历年）及新浙江五十年统计汇编3.2人均GDP与人均污染物排放的散点图由于论文篇幅有限，在此就不对上述数据做全部检验计算，仅以废水排放量为例做研究。对上表进行处理,得到下面浙江省人均废水排放量、工业废气排放量和人均工业固体废弃物排放量与人均GDP的散点图。结果表明倒U型的环境库兹涅茨曲线特征并不明显。工业废水排放量明显呈现台阶式上升迹象；工业废气和工业固体废弃物基本上保持上升的趋势。图31 人均GDP与人均废水排放量散点图3.3模型构建基于库兹涅茨曲线的形状以及其他学者的研究，假设EKC关系为一个对数三次模型,相依变量(人均废水排

11、放量，在此以人均废水排放量为例做实证)和解释变量(人均GDP)均以自然对数形式表示，以消除异方差。设标准的参数化EKC模型为:ln(W)t=c+1ln(GDP人均)t+2ln(GDP人均)t2 +3ln(GDP人均)t3+ut (1) 其中,W代表人均污染物，这里以人均工业废水排放量为例做实证；下标t代表时间指标( t = 1, , T )，c为常数,且u是随机误差,一般它被假设是序列相关的。在此模型中,参数1、2和3 分别表示人均收入的一次、二次和三次项系数。对于不同的i,i = 1,2,3, 模型具有不同的意义。具体来说, (l)如果1>0、2<0且3>0，则模型刻画了人

12、均工业废水排放量与人均GDP之间呈N型曲线关系;反之，如果1<0、2>0且3<0，则为倒N型曲线关系。(2)如果1>0、2<0且30，则为二次曲线关系即呈库兹涅茨倒U型曲线关系;反之，如果1<0、2>0且30，则为U型曲线关系。（3）如果10、20且30，则为线性关系7。 利用扩展DickeyFuller(ADF)单位根检验方法,可以获得变量的单位根属性(表34) 。结果显示所有序列在水平值无法拒绝非平稳原假设,而对差分序列都在5%水平显著地拒绝了非平稳原假设,所以这表明人均工业废水排放量和人均GDP及其二次、三次序列均为一阶单整或I(1)的非平稳序列

13、。这个结果与经验结论一致,如Granger和Hallman通过蒙特卡罗模拟表明如果变量为一阶单整或I(1)序列,那么这个I(1)变量的低幂次方仍然是I(1)序列。表32 ADF平稳性检验结果变量ADF统计量临界值AICSC检验形（C,T,K）结论lnW-0.82-3.24*-1.26-1.06C,T,1不平稳lnW-7.74-2.68*-1.02-0.920,0,1平稳Ln(GDP人均)-2.70-3.24*-1.31-1.11C,T,1不平稳Ln(GDP人均)-3.19-3.02*-2.62-2.37C,0,3平稳Ln(GDP人均)2-2.70-3.24*-1.31-1.11C,T,1不平稳

14、Ln(GDP人均)2-3.19-3.02*-1.24-0.99C,0,3平稳Ln(GDP人均)3-2.70-3.24*-0.50-0.30C,T,1不平稳Ln(GDP人均)3-3.22-2.70*-0.43-0.18C,0,3平稳注：表中*、*、*分别表示显著性水平为10%、5%、1%的临界值(下同)。检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程包括常数项,时间趋势和滞后阶数, 加入滞后项是为了使残差项为白噪声, 最优滞后项阶数由AIC及SC准则确定, 表示一阶差分算子。从上表可知，虽然时间序列LnW、LnEX、LnIM 是非平稳的，但是通过对各变量进行一阶差分后再进行单位根检验，结果发现各变

15、量一阶差分后不存在单位根，即这些变量属一阶平稳序列。3.4协整检验及方程确立由于变量都是同阶非平稳序列,所以确保可以继续对人均GDP和人均工业废水排放量的协整关系进行检验,以确定在经济计量设定中是否存在某种长期均衡关系。为识别这种长期关系,本文采用了EngleGranger的检验模式,即检验排放量与收入之间EKC关系的残差是否平稳,如果平稳,那么就表明这种长期关系成立,否则不成立。下表给出了(1)式估计和检验结果。首先我们估计了三次曲线形式的EKC方程,参数估计值均较为显著,但残差平稳性检验结果表明人均废水排放量和人均GDP之间存在协整关系。进一步通过对参数约束进行稳定性检验,即假设30的约束

16、条件下，Wald统计量非常显著,拒绝原假设，表明三次曲线形式是充分的。而且对三次曲线的残差的检验结果表明，人均废水排放量与人均GDP之间存在着长期的协整关系。表33 残差单位根检验结果参数估计wald残差单位根检验c123三次曲线-22.31*9.88*-0.32*0.20×102*30-8.46*（7.33）（2.70）（0.08）（0. 49×103）（16.41）*注：其中*表示至少在1%下显著，*表示至少在5下显著。并且得到方程：ln(W)t=-22.31+9.88ln(GDP人均)t-0.32ln(GDP人均)t 2 +0.002ln(GDP人均)t3 + ut

17、t: （-3.05*）（3.65*） （-3.84*） （4.05*） R2=0.77 AdjR2=0.73 D.W=1.70 F-statistic=24.01 另外，根据方程对其各个变量做testdrop的检验，得下图：表34 testdrop检验结果F-statisticLog likelihood ratioAdjusted R-squaredln(GDP人均)t316.41*14.49*0.56ln(GDP人均)t 214.75*13.34*0.58ln(GDP人均)t13.35*12.33*0.59C9.27*9.14*0.64注：其中*表示至少在1%下显著，*表示至少在5下显著。

18、从检验结果来看，剔除方程之中任一变量，对模型都产生不好的后果；结合剔除任一变量后的建模结果看，剔除后的模型远不如原模型好。综上，由于参数满足2<0且30,所以浙江省的人均废水排放量与人均GDP关系又表现为N型的新型EKC关系。3.5格兰杰因果检验本文采用Granger(1969)提出的因果检验法, 对我国经济增长和有效就业变量之间是否存在因果关系及因果关系的方向进行检验。其检验结果如下:表35 Granger因果检验结果 零假设:F统计值P值结论ln(GDP人均) does not Granger Cause ln(W)5.180.02人均GDP导致废水排放增加ln(W) does no

19、t Granger Cause ln(GDP人均) 1.030.37 废水排放不导致人均GDP增加检验结果表明我国经济增长和废水排放量之间存在单向格兰杰因果关系: 经济增长是引起废水排放量增加的格兰杰原因, 经济增长带来了污染的增长; 废水排放增长不是经济增长的格兰杰原因。4. 实证结果讨论浙江省新型的环境收入、经济增长曲线表明，浙江省自1981年到2006年以来，随着经济不断发展、人均收入水平的不断提高，人均废水排放量先经历了一段时间增长后又开始下降，下降到一定程度后，随着经济增长收入水平提高，废水排放量又不断上升的情况。通过以上计量分析表明，浙江省废水排放量与人均收入之间并不存在明显的倒“

20、U”型关系，也即表明浙江省并非在经济增长初期废水排放量随人均收入的提高而增多，在人均收入达到某一临界值后废水排放量又将逐渐减少。事实上，通过比较分析可知，浙江省废水排放量与人均收入之间是由一组“U”型和倒“U”型组合而成的曲线，是废水排放量与人均收入之间存在相交替的递增与递减的关系，这种新型环境收入曲线既不同于发达国家也与我国整体情况不同，得出结果与沈满洪 沈满洪，许云华一种新型的环境库兹涅茨曲线浙江省工业化进程中经济增长与环境变迁的关系研究J浙江社会科学，2000.4。的结果相似。我们认为产生这种现象应归结于多种原因。澳大利亚学者麦格纳尼(Elisabetta Magnani)在对环境库兹涅

21、茨曲线进行实证研究的基础上认为环境库兹涅茨曲线并非经济发展的必然路径,而是一种政策引致的结果。翻阅资料我们发现，早在2002年6月我省第十一次党代会上我省便提出建设“绿色浙江”的战略目标， 2003年8月19日，省政府印发了浙江生态省建设规划纲要。根据“纲要”，浙江省通过启动（20032005年）、推进（20062010年）、提高（20112020年）3个阶段，实施生态工业与清洁生产、生态农业与新农村环境建设，完成190个重点项目，包括120项重点城市污水处理和城市垃圾处理项目，500家重点企业清洁生产技术改造项目、重点工业园区污染集中处理项目等。所以我们在图31中可以发现，人均废水排放量在2

22、002年达到第一个峰值37.05吨/人后出现下降，直到2004年的36.11吨/人。但众所周知，因为2004年我国正处在经济过热边缘，各地投资项目纷纷上马，浙江省也概莫能外。所以我们看2005年人均废水排放量又出现了上升的态势。当然，废水排放量的上升不仅仅是因为经济过热的原因造成的，比如污染治理资金投入不足也是重要原因之一。另外，从已有的经验研究可知，大部分的经验研究采用Antweiler & Copeland 和Taylor(2000)创建的将污染引入的标准贸易模型从外贸自由化的角度实证分析外贸自由化对环境影响的三大效应1。许多学者认为EKC曲线的出现是由于规模效应、结构效应以及技术

23、效应的共同作用，同样浙江省废水排放量与经济增长、收入之间的关系也同样受到以上三种效应的共同作用，另外我们认为还受到法规效应的影响，因此废水排放量与人均GDP的关系是规模效应、结构效应、技术效应和法规效应的共同作用。若废水排放量随人均GDP的增长而增长时，证明四效应的共同作用为负效应，反之则为正效应。浙江省新型的环境收入曲线说明改善环境的政策并不可能起到长期有效作用，随着经济的不断发展，改善环境的政策和措施也必须随之而变。参考文献1 Antweiler, W., B. R. Copeland, andM. S. Taylo(2001), Is Free Trade Good for the En

24、vironment? American Economic Review 91(4), 2001, pp.877-908.2 沈满洪，许云华一种新型的环境库兹涅茨曲线浙江省工业化进程中经济增长与环境变迁的关系研究J浙江社会科学，2000年第4期。3 孙敬水浙江省对外贸易与经济增长的协整分析J国际贸易问题，2005年第10期。4 Grossman, G.M. ; Krueger,Alan B (1995), Economic growth and the environment,Quarterly Journal of Economy CX(2), 353-379.5 Crossman, G.M.

25、; Krueger,Alan B, Environmental Impacts of a North American freeAgreement,in Garber,PeTER m.,the MEXICO-U.S free trade agreement,Cambridge andLondon:MIT Press,1993,13-56.6 Tobey, James A, 1990, The Impact of Domestic Environmental Policies on Patterns of World Trade: An Empirical Test, Kyklos, Black

26、wellPublishing, vo.l 43(2), pages 191-209.7 丁越兰，张伟琴山西省“三废”排放的库兹涅茨曲线计量及特征分析J环境保护，2007年第6期。8 彭水军，赖明勇，包群环境、贸易与经济增长：理论、模型与实证M.上海:上海三联书店,2006年第9期。9 傅京燕贸易与环境问题的研究动态与述评J，国际贸易问题，2006年第6期；10 张连众贸易自由化对我国环境污染的影响分析J，南开经济研究，2003年第3期。11 李秀香，张婷出口增长对我国环境影响的实证分析J，国际贸易问题，2004年第7期。A Analysis on the Influence of World Trade to Environment of Zhejiang Province Anping Yu Jiqi