中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系的分省面板協(xié)整模型分析——一個(gè)基于效用函數(shù)擴(kuò)展的EKC?！沧髡?___________單位:___________郵碼:___________〕

【摘要】本文在效用函數(shù)的根底上建立的擴(kuò)展的EKC模型的面板協(xié)整分析的隨機(jī)效應(yīng)模型說明：我國(guó)分省的工業(yè)廢水、廢氣、固體廢棄物的EKC曲線形式不是“U〞、〞倒U〞以及〞N〞形的任何一種；分省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和工業(yè)三廢的排放具有因果關(guān)系，但是經(jīng)濟(jì)興旺和不興旺地區(qū)工業(yè)三廢的排放標(biāo)的顯著不同；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其是第二產(chǎn)業(yè)比重的增加會(huì)增加工業(yè)三廢的排放量；人口密度對(duì)工業(yè)三廢排放具有擠出效應(yīng)；工業(yè)三廢排放對(duì)國(guó)家污染治理投入具有“倒逼機(jī)制〞。北京、上海的環(huán)境有持續(xù)好轉(zhuǎn)的跡象，河南的環(huán)境呈現(xiàn)持續(xù)惡化的狀態(tài)。徹底解決我國(guó)環(huán)境污染問題需要合理有效的制度設(shè)計(jì)，制度的客觀約束大于人類行為的主觀約束方能有效治理環(huán)境污染問題。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；環(huán)境污染；擴(kuò)展的EKC模型；面板協(xié)整

Abstract:Thispaper,basedonutilityfunction,buildsanextendedEKCmodel.Throughtheanalysisofpanelcointegration,theconclusionisthattheEKCcurvesofindustrialwastewater,wastegasisnotanykindof“U-shape〞,“invertedU-shape〞or“N-shape〞.Thereiscausalitybetweeneconomicgrowthanddischargeofindustrialwastes,butthedischargestandardofdevelopedareasisremarkablydifferentfromthatofunder-developedareas;thedifferencesofindustrialstructurehaveaneffectonthedischargeofwastes,especiallywhentheproportionofsecondaryindustryinthenationaleconomyislarge,thedischargeofindustrialwasteswillbemore;thepopulationdensityhasancrowding-outeffectonindustrialwastes;thedischargeofindustrialwasteshaveamechanismtoforcethegovernmentdevotemoretothepollution.TheenvironmentsofBeijingandShanghaiaretakingafavorableturn,whilethesituationinHe’nanprovinceisstillworsening.Tosolvetheproblemofenvironmentalpollutionthoroughly,arationalandeffectiveinstitutionisneeded.Onlywhentherestraintofinstitutionfromobjectivepointisgreatthantherestraintofhuman’sownbehavior,cantheenvironmentalproblembesolved.

Keywords:economicgrowth;environmentalpollution;extendedEKCmodel;panelco-integration

1971年?羅馬俱樂部報(bào)告?出臺(tái)之后，關(guān)于經(jīng)濟(jì)是否可持續(xù)開展一度成為廣泛的爭(zhēng)議話題，隨后的討論從資源枯竭問題轉(zhuǎn)向了環(huán)境污染問題。目前經(jīng)濟(jì)學(xué)界一般用環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC)表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境的關(guān)系。該曲線是指當(dāng)收入超過一定的臨界值時(shí)，按照人均值度量的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的環(huán)境效應(yīng)幅度會(huì)隨著收入的增加而下降，就是說人均收入和環(huán)境污染呈現(xiàn)的是倒U型曲線關(guān)系。在人均收入水平比擬低的情況下，隨著人均收入的提高，環(huán)境污染加??；GrossmanandKrueger〔1991；1994〕研究說明，在人均收入到達(dá)一定水平，一般為4000-5000美元(1985年的美元計(jì)價(jià))，人均收入的提高將伴隨著環(huán)境狀況的改善。繼Grossman和Krueger之后，許多實(shí)證研究結(jié)果都說明，在大多數(shù)環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)與人均收入之間存在著倒U型的關(guān)系。Selden和Song(1994；1995)考察了四種重要的空氣污染物(即SO2、CO2、NO2和SPM)排放問題，發(fā)現(xiàn)它們與收入之間都存在倒U型的關(guān)系。Xepapadeas和Amri(1995)證實(shí)對(duì)于大氣中SO2的濃度也存在同樣的結(jié)論。GrossmanandKrueger(1995)使用比1994年的研究范圍更廣的環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行了跨國(guó)面板模型分析，沒有發(fā)現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而持續(xù)惡化的證據(jù)，相反，他們選取的大多數(shù)環(huán)境指標(biāo)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的初始階段出現(xiàn)惡化，而隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出穩(wěn)定改善的過程。

隨著人們生活水平的提高，將會(huì)追求更高的生活質(zhì)量，因此對(duì)于環(huán)境污染的問題也會(huì)越來越受到重視，研究該問題的學(xué)者也越來越多。本文嘗試建立一個(gè)基于效用函數(shù)擴(kuò)展的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，應(yīng)用面板單位根和面板協(xié)整理論，分析我國(guó)分省的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線——我國(guó)分省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系問題。

一、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染關(guān)系問題的研究，主要表達(dá)在兩個(gè)方面：一種是對(duì)某一個(gè)省市的研究，主要適用OLS方法進(jìn)行模型估計(jì)，但是很少見到對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根和協(xié)整檢驗(yàn)問題，然后根據(jù)回歸結(jié)果分析EKC模型是否存在，進(jìn)而提出相關(guān)的政策建議；第二種是利用分省面板模型回歸分析，主要是使用Hausman檢驗(yàn)判斷使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效用模型，未曾見到對(duì)于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根和面板協(xié)整檢驗(yàn)問題。第一種情況的研究成果眾多；第二種情況的研究成果很少，主要有：包群、彭水軍、陽小曉〔2005〕；劉燕、潘楊、陳剛〔2006〕；于峰、齊建國(guó)、田曉林〔2006〕；李達(dá)、王春曉〔2007〕。

包群、彭水軍、陽小曉〔2005〕利用1996-2002年期間我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與包括水污染、大氣污染與固體污染排放在內(nèi)的6類環(huán)境污染指標(biāo)之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)倒U型EKC關(guān)系很大程度上取決于污染指標(biāo)以及估計(jì)方法的選取，存在以相對(duì)低的人均收入水平越過環(huán)境倒U型曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)的可能。

劉燕、潘楊、陳剛〔2006〕使用1990-2003年中國(guó)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系進(jìn)行了計(jì)量分析，同時(shí)考察了中國(guó)的對(duì)外開放政策對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響。結(jié)果說明中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同環(huán)境污染之間并不存在簡(jiǎn)單的倒U型曲線關(guān)系，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)廢水之間表現(xiàn)為一種倒N型曲線關(guān)系，與工業(yè)廢氣之間表現(xiàn)為N型曲線關(guān)系，與工業(yè)固體廢物之間表現(xiàn)一種倒U型曲線關(guān)系。同時(shí)，分析說明出口同中國(guó)的環(huán)境污染之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；而外商直接投資與中國(guó)的環(huán)境污染之間卻存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

于峰、齊建國(guó)、田曉林〔2006〕在Stern〔2002〕模型的根底上，以SO2排放量表征環(huán)境污染水平，對(duì)1999—2004年間除西藏、山西和貴州以外的我國(guó)28個(gè)省、自治區(qū)及直轄市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)變動(dòng)加劇了我國(guó)環(huán)境污染，生產(chǎn)率提高、環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新與推廣降低了我國(guó)環(huán)境污染。并估算了這五要素對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響的各自實(shí)際奉獻(xiàn)率。

李達(dá)、王春曉〔2007〕利用1998-2004年間我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，研究了3種大氣污染物和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果說明3種大氣污染物與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在倒U型環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線。二氧化硫排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈倒N型曲線，與多數(shù)研究結(jié)果不相符；同時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)比重、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、單位GDP能耗和環(huán)境政策強(qiáng)度四個(gè)解釋變量總體上對(duì)3個(gè)大氣污染物的排放具有顯著影響。

從上述文獻(xiàn)可以看出，隨著經(jīng)濟(jì)開展水平的提高，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系的文章也似乎越來越多。上述豐富的研究成果對(duì)于我國(guó)或者某些省份和城市制定合理的環(huán)境措施，減少環(huán)境污染總量，降低環(huán)境污染程度都具有十分重要的指導(dǎo)意義。但是上述研究成果共同的遺憾是：一是模型簡(jiǎn)單，沒有考慮到影響環(huán)境污染的其他因素，僅限于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于環(huán)境污染影響的研究和回歸分析；二是實(shí)證分析手段和方法受到計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和開展水平的制約?；诖?，本文從上述兩個(gè)方面進(jìn)行補(bǔ)充和擴(kuò)展分析，基于效用函數(shù)理論模型，建立中國(guó)的EKC模型，使用面板單位根和面板協(xié)整分析技術(shù)進(jìn)行研究，希望結(jié)論能符合中國(guó)國(guó)情和實(shí)際，對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、環(huán)境污染和治理提出有針對(duì)性和有益的建議。

二、模型的建立與微觀根底

考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系問題，首先要分析兩個(gè)變量的傳導(dǎo)路徑，因此要從微觀傳遞機(jī)制入手，進(jìn)而分析宏觀層次上變量的依賴關(guān)系。

〔一〕模型的微觀根底

我們首先建立一個(gè)代表性家庭個(gè)體的函數(shù)模型，然后將它一般化推廣，形成一個(gè)包含更廣泛個(gè)體的函數(shù)模型。

1.代表性個(gè)體的效用函數(shù)與污染函數(shù)。

假設(shè)一個(gè)代表性家庭消費(fèi)C會(huì)導(dǎo)致污染H，因此家庭的效用函數(shù)為：

家庭消費(fèi)越多，效用越高，因此；而污染越高，效用越低，因此。由于污染是由于消費(fèi)引致的，因此家庭如果減少污染，或者是減少消費(fèi)，或者是對(duì)污染進(jìn)行投入治理。令E為家庭治理環(huán)境污染的資源投入量，考慮到污染是消費(fèi)的副產(chǎn)品，因此可以設(shè)定家庭污染函數(shù)為：

假設(shè)消費(fèi)越多，污染越嚴(yán)重，因此消費(fèi)和污染正相關(guān)，即；同時(shí)假定隨著污染治理投入的增加，環(huán)境污染隨之減輕，兩者負(fù)相關(guān)，即。假定家庭治理污染和消費(fèi)的資源稟賦總量為Y〔收入〕，那么約束條件為C+E=Y。

假定效用函數(shù)為線性的，可以表示成如下形式：

表示單位消費(fèi)產(chǎn)生單位效用，污染帶來的邊際效用損失為，且。假定單位消費(fèi)產(chǎn)生單位污染，并且污染治理函數(shù)設(shè)定為柯布——道格拉斯形式，具體表示為：

該形式說明，當(dāng)不進(jìn)行污染治理投入的時(shí)候，污染量H等于消費(fèi)量C，污染量隨著消費(fèi)的增加而增加；隨著污染治理投入的提高，當(dāng)時(shí)，污染量為零，即消除了污染。

2.函數(shù)的一般形式。

我們將效用函數(shù)擴(kuò)展到多個(gè)個(gè)體，假定不存在外部性影響，那么效用函數(shù)和污染函數(shù)可以表示為：

i=1,2,……n

其中，，，。

求解得到最優(yōu)消費(fèi)為：

〔二〕環(huán)境污染模型的建立

從國(guó)內(nèi)外已有文獻(xiàn)來看，一般的EKC模型形式為：

y為環(huán)境指標(biāo),x為人均GDP,u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),、、和為待估參數(shù)。

當(dāng)，時(shí)，y和x為線性關(guān)系；，，時(shí)，y和x呈現(xiàn)“倒U〞型二次曲線關(guān)系；，，時(shí)，y和x呈“U〞型二次曲線關(guān)系；，，時(shí)，y和x為三次曲線關(guān)系，圖形為“N〞型；，，時(shí)，y和x為三次曲線關(guān)系，圖形為“反N〞型；當(dāng)，，時(shí)，表示環(huán)境污染不受經(jīng)濟(jì)水平的影響，兩者之間沒有關(guān)系。

根據(jù)GrossmanandKrueger〔1991；1994〕對(duì)NAFTA環(huán)境效應(yīng)得出的結(jié)論，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境的影響表現(xiàn)為三個(gè)方面：規(guī)模效應(yīng)〔ScaleEffects〕、結(jié)構(gòu)效應(yīng)〔StructuralEffects〕、技術(shù)效應(yīng)〔TechnologyEffects〕。我們?cè)诖烁咨蠈?duì)一般的EKC模型進(jìn)行擴(kuò)展，由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中產(chǎn)出的增長(zhǎng)必然導(dǎo)致對(duì)環(huán)境資源需求的增加，同時(shí)向環(huán)境中排放各種廢棄物的存量也在增加，經(jīng)濟(jì)開展會(huì)導(dǎo)致資源損耗和環(huán)境破壞，因此用人均GDP和人口密度來表示規(guī)模效應(yīng)對(duì)環(huán)境的影響；用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化表示結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)環(huán)境的影響；用單位GDP能耗表示技術(shù)效應(yīng)對(duì)環(huán)境的影響；同時(shí)增加政策效應(yīng)變量，用污染治理投入代表政策強(qiáng)度和政府政策導(dǎo)向。那么本文擴(kuò)展的EKC模型可以表示為：

其中，ln表示對(duì)變量取對(duì)數(shù)；H為環(huán)境污染量；i為個(gè)體單位，這里指省市自治區(qū)；t為時(shí)間序列；表示截面效應(yīng)；是待估參數(shù)；y是人均GDP；G表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，這里為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全部產(chǎn)值的比重；M為非農(nóng)業(yè)人口的人口密度；A為單位GDP能耗，表示技術(shù)進(jìn)步；E為污染治理投入，表示政策強(qiáng)度；u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、基于面板單位根和面板協(xié)整檢驗(yàn)的實(shí)證分析

〔一〕數(shù)據(jù)的來源和說明

本文所用數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1997-2005年，這是由于考慮到重慶從1997年才有數(shù)據(jù)，同時(shí)也是為了考察中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最為強(qiáng)勁這一時(shí)段對(duì)于環(huán)境的影響問題，從邏輯上來說這段時(shí)間變量的關(guān)聯(lián)度應(yīng)該最強(qiáng)。由于西藏缺少環(huán)境指標(biāo)有關(guān)數(shù)據(jù)，因此我們考察的個(gè)體是除了西藏以外的大陸30個(gè)省市自治區(qū)。我們用工業(yè)廢水排放量〔FS，單位：萬噸〕、工業(yè)廢氣排放量〔FQ，單位：億標(biāo)準(zhǔn)立方米〕和工業(yè)固體廢棄物排放量〔FW，單位：萬噸〕表示環(huán)境污染量，因此原模型變成了三個(gè)方程。其他字母所表示的變量如前文擴(kuò)展的EKC模型所示：y是人均GDP〔單位：億元／萬人〕；A為單位GDP能耗〔單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤／億元〕；G表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，這里為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全部產(chǎn)值的比重〔%〕；M為非農(nóng)業(yè)人口的人口密度〔單位：萬人／公頃〕；E為污染治理投入〔單位：萬元〕，實(shí)際應(yīng)用中對(duì)變量取了對(duì)數(shù)。所有數(shù)據(jù)均來自于有關(guān)年度?中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒?、?中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒?、?中國(guó)國(guó)土資源年鑒?等權(quán)威數(shù)據(jù)資料庫(kù)。本文所用軟件是Eviews5.1和Stata9.0。

〔二〕面板模型與估計(jì)、檢驗(yàn)方法

計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論說明，眾多經(jīng)濟(jì)變量尤其是面板數(shù)據(jù)大都是非平穩(wěn)變量，用非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸分析結(jié)果很大程度上表現(xiàn)為偽回歸。為防止偽回歸現(xiàn)象，需要對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根和協(xié)整檢驗(yàn)。

1.面板單位根檢驗(yàn)。

面板模型進(jìn)行回歸分析之前進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這是防止出現(xiàn)偽回歸的前提條件。面板單位根檢驗(yàn)方法有別于時(shí)間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，主要為：LLC檢驗(yàn)(Levin、LinandChu，2002)、Breitung檢驗(yàn)(Breitung，2000)、Hadri檢驗(yàn)(Hadri，1999)是相同根的檢驗(yàn)方法，IPS檢驗(yàn)(Im、PesaranandShin，2003)、Fisher-ADF(MaddalaandWu，1999；Choi，2001)檢驗(yàn)是不同根的檢驗(yàn)方法；LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)原假設(shè)是含有單位根；Hadri檢驗(yàn)原假設(shè)為不含有單位根。本文所用數(shù)據(jù)和變量的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，表中斜體數(shù)字表示該檢驗(yàn)的結(jié)果和其他檢驗(yàn)結(jié)果相反。

表1面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)方法lnFSlnFQlnFWlnY

水

平

值LLC檢驗(yàn)0.19(0.57)-1.08(0.14)2.84(0.99)6.2(0.99)

Breitung檢驗(yàn)4.19(0.99〕-0.02(0.49)1.04(0.85)10.7(0.99)

IPS檢驗(yàn)-0.24(0.41〕-0.39(0.35)5.58(0.99)5.64(0.99)

Fisher-ADF檢驗(yàn)59.1(0.58)70.14(0.22)25.3(0.99)8.36(0.99)

Hadri檢驗(yàn)13.4(0.00)*46.6(0.00)*16.8(0.00)*12.87(0.00)*

一

階

差

分

值LLC檢驗(yàn)-23.7(0.00)*-13.1(0.00)*-26.2(0.00)*-8.63(0.00)*

Breitung檢驗(yàn)4.84〔0.99〕-0.02(0.49)-1.94(0.02)**1.85(0.97)

IPS檢驗(yàn)-4.09(0.00)*-4.2(0.00)*-3.92(0.00)*-6.53(0.00)*

Fisher-ADF檢驗(yàn)170.9(0.00)*116.8(0.00)*144.8(0.00)*80.8(0.05)**

Hadri檢驗(yàn)0.12〔0.45〕-1.1(0.86)0.58(0.28)0.26(0.34)

檢驗(yàn)方法lnGlnMlnAlnE

水

平

值LLC檢驗(yàn)-0.48(0.31)8.13(0.99)-6.63(0.00)11.5(0.99)

Breitung檢驗(yàn)3.77(0.99〕7.02(0.99)4.2(0.99)-0.52(0.3)

IPS檢驗(yàn)0.69(0.75〕15.2(0.99)-0.27(0.4)-0.48(0.31)

Fisher-ADF檢驗(yàn)62.5(0.46)46(0.94)50.7(0.8)13.1(0.99)

Hadri檢驗(yàn)15.47(0.00)*17.7(0.00)*13(0.00)*22.5(0.00)*

一

階

差

分

值LLC檢驗(yàn)-10.55(0.00)*-5.87(0.00)*-22.8(0.00)*

Breitung檢驗(yàn)4.97(0.99)-3.11(0.00)*-5.6(0.00)*-4.5(0.00)*

IPS檢驗(yàn)-4.88(0.00)*-7.24(0.00)*-3.85(0.00)*-6.3(0.00)*

Fisher-ADF檢驗(yàn)109(0.00)*110.6(0.00)*95(0.00)*160.4(0.00)*

Hadri檢驗(yàn)0.03(0.49〕-0.18(0.57)0.53(0.29)-1.05(0.85)

*、**分別表示在1%、5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)；括號(hào)中數(shù)據(jù)是該統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率。

上述檢驗(yàn)結(jié)果除了lnFS、lnFQ、lnY、lnG一階差分值的Breitung檢驗(yàn)，lnA水平值的LLC檢驗(yàn)顯著與眾不同外，其他四種或以上檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)結(jié)論一致，均說明上述變量是I(1)的，也就是說本文模型所用變量是非平穩(wěn)變量。

對(duì)于面板模型，如果變量是非平穩(wěn)的，進(jìn)行回歸分析之前需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷是否可能屬于偽回歸。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)。

Pedroni(1999，2004)以回歸殘差為根底構(gòu)造出7個(gè)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，其中除了Panelν-stat為右尾檢驗(yàn)之外，其余統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均為左尾檢驗(yàn)。4個(gè)是用聯(lián)合組內(nèi)尺度描述即Panelv-Statistic、Panelρ-Statistic、PanelADF-Statistic、PanelPP-Statistic；另外3個(gè)是用組間尺度來描述即Groupρ-Statistic、GroupADF-Statistic、GroupPP-Statistic。如果各統(tǒng)計(jì)量均在1%(或5%)的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系〞的原假設(shè)，說明非平穩(wěn)的時(shí)間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系。

Pedroni(1999，2004)基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)量最關(guān)鍵的是計(jì)算所假設(shè)協(xié)整方程的殘差。

對(duì)于如下的協(xié)整方程：

，

其中，，為獨(dú)立變量的個(gè)數(shù)。

為了得到相關(guān)的面板協(xié)整統(tǒng)計(jì)量，首先要估計(jì)協(xié)整方程。為了得到兩個(gè)組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量〔panelrho-stat、panelt-stat〕值，對(duì)原序列進(jìn)行差分運(yùn)算并估計(jì)如下差分方程：

其中，

由差分方程的殘差值以及Newey-West〔1987〕的估計(jì)量可以計(jì)算出的長(zhǎng)期值，用表示。

通過協(xié)整方程的殘差以及回歸式可以得到panelrho-stat和grouprho-stat統(tǒng)計(jì)量。的長(zhǎng)期方差以及同期方差分別為：

并且令：

另一方面對(duì)于panelt-stat和groupt-stat統(tǒng)計(jì)量再次利用協(xié)整方程的的殘差估計(jì)計(jì)算的方差。記：

，。

Pedroni對(duì)于相關(guān)的面板協(xié)整檢驗(yàn)量作了如下的表示：

panelrho-stat：

panelt-stat：

grouprho-stat：

groupt-stat：

對(duì)于每個(gè)面板模型利用近似的均值和方差既可以進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

對(duì)于面板協(xié)整檢驗(yàn)而言其原假設(shè)：對(duì)，即不存在協(xié)整關(guān)系；而對(duì)于組間統(tǒng)計(jì)量而言其備那么假設(shè)為：：對(duì)：而對(duì)于組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量而言其備那么假設(shè)為：：對(duì)。

本文所用變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2本文所用變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)

變量面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

解

釋

變

量

lny、

lnG、

lnM、

lnA、

lnE

被解釋

變量

lnFS組內(nèi)

統(tǒng)計(jì)量Panelν-stat

-10.44*Panelρ-stat12.33*PanelPP-stat10218*PanelADF-stat-10.48*

組間

統(tǒng)計(jì)量Groupρ-stat

14.86*GroupPP-stat無GroupADF-stat無

被解釋

變量lnFQ組內(nèi)

統(tǒng)計(jì)量Panelv-Stat

-10.44*Panelρ-stat12.33*PanelPP-stat16.1*PanelADF-stat-13.7*

組間

統(tǒng)計(jì)量Groupρ-stat

14.86*GroupPP-stat無GroupADF-stat無

被解釋

變量lnFW組內(nèi)

統(tǒng)計(jì)量Panelv-Stat

-10.44*Panelρ-stat12.33*PanelPP-stat1.3E+25*PanelADF-stat-29.4*

組間

統(tǒng)計(jì)量Groupρ-stat

14.86*GroupPP-stat無GroupADF-stat無

1.除了Panelν-stat為右尾檢定之外，其余統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均為左尾檢定。

2.*表示在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

3.由于缺少西藏個(gè)別變量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，因此組間統(tǒng)計(jì)量?jī)蓚€(gè)指標(biāo)無法計(jì)算。

三個(gè)方程變量的協(xié)整檢驗(yàn)的組內(nèi)和組間統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著水平上均說明拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此上述三個(gè)方程存在協(xié)整關(guān)系，可以直接進(jìn)行回歸分析，不存在偽回歸。

3.實(shí)證結(jié)果。

按照協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，我們對(duì)三個(gè)模型進(jìn)行了總體回歸，回歸結(jié)果制成表3。表中斜體數(shù)據(jù)說明t統(tǒng)計(jì)量接受系數(shù)為零的原假設(shè)。

表3三個(gè)總體回歸模型的樣本回歸結(jié)果

被解釋變量lnFS被解釋變量lnFQ被解釋變量lnFW

lnY-0.79(-5.07)*-0.15(-1.22)-1.09(7.09)*

lnY20.32(2.86)*0.22(2.44)*0.23(2.02)**

lnY30.30(2.36)*0.2(2.04)**0.37(2.94)*

lnG-1.02(-5.04)*-0.21(-1.32)0.87(4.37)*

lnA-0.68(-6.16)*0.19(2.21)**-0.02(-0.14)

lnM-0.04(-1.2)-0.03(-0.88)0.01(0.17)

lnE0.94(54)*0.75(54.9)*0.76(44.4)*

R20.560.640.6

樣本容量240

1.解釋變量系數(shù)后面括號(hào)里的數(shù)字是t統(tǒng)計(jì)量，下同。

2.*、**、***分別表示t統(tǒng)計(jì)量在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，下同。

上述回歸結(jié)果說明，工業(yè)廢水排放量和人口密度無關(guān)，主要受到人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位GDP能耗和污染治理四個(gè)變量的影響，并且污染治理投入與工業(yè)廢水排放量正相關(guān)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位GDP能耗和工業(yè)廢水排放量負(fù)相關(guān)，也就是說工業(yè)產(chǎn)值的比重越大、單位GDP的能耗越大，廢水排放量就越少；反之那么反是。工業(yè)廢水排放量的曲線形式不同于前文所分析的“U〞、〞倒U〞以及〞N〞形的任何一種。工業(yè)廢氣排放量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度無關(guān)，與單位GDP能耗、污染治理投入正相關(guān)；工業(yè)廢氣排放量的曲線形式也與已有成果不同。工業(yè)固體廢棄物的排放量與人口密度、單位GDP能耗無關(guān)，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、污染治理投入正相關(guān)；曲線形式與工業(yè)廢水排放量曲線一致。

目前面板模型的應(yīng)用研究主要是基于Hausman檢驗(yàn)的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，本文嘗試在此方面進(jìn)行分析，同表3結(jié)果進(jìn)行比擬分析。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果說明三個(gè)方程均適合使用隨機(jī)效應(yīng)模型，結(jié)果制成表4。

表4基于Hausman檢驗(yàn)的隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

被解釋變量lnFS被解釋變量lnFQ被解釋變量lnFW

C10.57(28.7)*8.2(18.5)*7.7(19.5)*

lnY0.15(1.69)***0.996(9.36)*0.57(5.73)*

lnY20.075(1.63)***0.1(1.76)***0.03(0.6)

lnY3-0.27(-5.74)*-0.09(-1.5)0.03(0.65)

lnG0.898(3.36)*0.92(3.08)*0.8(2.78)*

lnA-0.01(-0.108)0.16(1.37)0.18(1.59)

lnM-0.11(-1.7)***-0.11(-1.99)**-0.06(-0.77)

lnE0.074(3.29)*0.08(2.9)*0.05(2.27)**

R20.250.550.45

上述結(jié)果說明，lnFS、lnFQ、lnFW均與單位GDP能耗無關(guān)，并且常數(shù)項(xiàng)均為正。其中，lnFS、lnFQ、lnFW與第二產(chǎn)業(yè)的比重、污染治理投入正相關(guān)，lnFS、lnFQ與人口密度負(fù)相關(guān)，lnFW與人口密度無關(guān)。lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U〞、〞倒U〞以及〞N〞形的任何一種。這個(gè)結(jié)論和包群、彭水軍、陽小曉〔2005〕、劉燕、潘楊、陳剛〔2006〕、于峰、齊建國(guó)、田曉林〔2006〕、李達(dá)、王春曉〔2007〕所用面板數(shù)據(jù)分析的結(jié)果不同。

表3和表4比擬，我們發(fā)現(xiàn)，表4的結(jié)果從理論邏輯上更合理一些，因此后文分析以表4的結(jié)果為根底。

lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)均與第二產(chǎn)業(yè)的比重正相關(guān)，這根本符合經(jīng)濟(jì)邏輯和人們的正常思路，工業(yè)產(chǎn)值的比重越大，工業(yè)排放量就越大，對(duì)環(huán)境的污染也就越大。lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)與人口密度呈現(xiàn)〔或者不存在〕微弱的負(fù)相關(guān)，說明產(chǎn)業(yè)升級(jí)帶動(dòng)的就業(yè)方向更加理性以及人們對(duì)于環(huán)境條件的要求提高；人口越是密集，對(duì)于政府控制環(huán)境質(zhì)量的力度壓力就越大，重污染企業(yè)的規(guī)劃就越是可能遠(yuǎn)離人口密集區(qū)，lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)的排放量就越小，因此兩者負(fù)相關(guān)。lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)均與污染治理投入正相關(guān)，似乎不符合經(jīng)濟(jì)邏輯的正常思路。因?yàn)橐话銇碚f，污染治理投入越多，各種工業(yè)排放量似乎應(yīng)該越少，環(huán)境就越為改善。實(shí)際上，本文認(rèn)為，工業(yè)廢水、廢氣、固體廢棄物的排放與污染治理投入有一種循環(huán)的“倒逼機(jī)制〞，當(dāng)工業(yè)排放量增加→污染嚴(yán)重→政府污染治理投入就增加→環(huán)境隨之改善→政府就自然減少了污染治理投入〔往往表現(xiàn)為監(jiān)督管理力度弱化，這種弱化卻表現(xiàn)為有關(guān)部門的內(nèi)部理性。試想，如果環(huán)境質(zhì)量一直很好，這個(gè)部門是否有繼續(xù)存在的必要？同時(shí)國(guó)家也因?yàn)榄h(huán)境質(zhì)量一直較好必然減少污染治理投入，勢(shì)必減少某些部門的收入和福利〕→工業(yè)排放量增加〔這一輪次的邏輯是一種博弈，因?yàn)槠髽I(yè)廢水等的排放會(huì)減少企業(yè)內(nèi)部本錢，所以一有時(shí)機(jī)增加三排對(duì)企業(yè)來說是提高收益〕的惡性循環(huán)。正是因?yàn)檎?、有關(guān)管理部門、企業(yè)站在各自立場(chǎng)獨(dú)立行事，沒有較好地協(xié)調(diào)運(yùn)作和缺少對(duì)整個(gè)環(huán)境質(zhì)量的使命感，也因?yàn)樯鲜鋈齻€(gè)方面權(quán)利義務(wù)不對(duì)等，沒有較好的獎(jiǎng)懲機(jī)制等有效的制度安排，這種“倒逼機(jī)制〞就會(huì)一直存在，這就導(dǎo)致。lnFS、lnFQ、lnFW三個(gè)指標(biāo)均與污染治理投入正相關(guān)。

由于表4的結(jié)果具有邏輯根底，因此我們嘗試在表4的根底上，分析和探討分省的lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量，期望找到規(guī)律性的結(jié)論。我們按照表4的回歸結(jié)果，將自主排放量編制成表5。由于對(duì)排放量取了對(duì)數(shù)，因此結(jié)果存在負(fù)數(shù)，負(fù)數(shù)越小，說明自主排放量越小；數(shù)值越大，說明自主排放量越大。

表5基于隨機(jī)效應(yīng)模型的各地區(qū)lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量

地區(qū)lnFSlnFQlnFW地區(qū)lnFSlnFQlnFW

北京-0.561-0.919-0.943河南0.7140.9150.713

天津-0.782-1.205-1.783湖北0.7950.3850.236

河北0.5130.6911.133湖南1.0340.3590.436

山西-0.4260.5971.081廣東0.970.314-0.321

內(nèi)蒙古-0.7190.4030.378廣西0.7750.8410.594

遼寧0.8320.5351.036海南-0.842-0.945-2.199

吉林-0.195-0.122-0.172重慶0.340-0.39-0.269

黑龍江-0.197-0.4060.004四川0.9120.7401.066

上海0.666-0.712-1.097貴州-0.8650.7210.950

江蘇1.1240.1640.001云南-0.347-0.0080.616

浙江0.604-0.102-0.837陜西-0.3240.1460.564

安徽0.380.4960.698甘肅-0.7690.1070.064

福建0.197-0.756-0.140青海-2.057-1.066-1.472

江西0.1690.0521.295寧夏-1.665-0.946-1.465

山東0.3650.4010.609新疆-0.642-0.289-0.775

工業(yè)廢水自主排放量較大的幾個(gè)地區(qū)〔從大到小排序〕有：江蘇、湖南、廣東、四川、遼寧、湖北、廣西、河南、上海、浙江；工業(yè)廢水自主排放量較小的地區(qū)〔按照從小到大排序〕有：青海、寧夏、貴州、海南、天津、甘肅、內(nèi)蒙古、新疆。工業(yè)廢氣自主排放量較大的幾個(gè)地區(qū)〔從大到小排序〕有：河南、廣西、四川、貴州、河北、山西、遼寧、安徽；工業(yè)廢氣自主排放量較小的地區(qū)〔按照從小到大排序〕有：天津、青海、寧夏、海南、北京、福建、上海。工業(yè)固體廢棄物自主排放量較大的地區(qū)〔按照從大到小排序〕有：河北、江西、山西、四川、遼寧、貴州、河南、安徽；工業(yè)固體廢棄物自主排放量較小的地區(qū)〔按照從小到大排序〕有：海南、天津、青海、寧夏、上海、北京、浙江、新疆。一個(gè)很有意思的情況是：工業(yè)廢水自主排放量最大的幾個(gè)地區(qū)除了廣西，其余地區(qū)或者是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較好的地區(qū)，或者是經(jīng)濟(jì)總量大??；而工業(yè)廢水自主排放量較小的地區(qū)幾乎無一例外的都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較為緩慢或者不興旺地區(qū)。工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢棄物自主排放量較大的地區(qū)根本完全重復(fù)，而且和工業(yè)廢水自主排放量較大的地區(qū)差異明顯，說明經(jīng)濟(jì)興旺地區(qū)的三廢排放和經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的三廢排放標(biāo)的不同，我們認(rèn)為這是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不同造成的。三廢排放較小的地區(qū)重復(fù)較大，根本上是西部或者經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)。上述狀況給我們提供的一個(gè)根本規(guī)律說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和工業(yè)三廢排放具有因果關(guān)系

三排自主排放量都較大的地區(qū)有：四川、遼寧、河南；三排自主排放量都較小的地區(qū)有：青海、寧夏、海南、天津。前者的環(huán)境問題需要引起政府的極大關(guān)注，尤其河南，經(jīng)濟(jì)較為落后，環(huán)境污染較為嚴(yán)重，如此惡性循環(huán)，情景堪憂。對(duì)于后者，如何保障環(huán)境不會(huì)遭受進(jìn)一步破壞的前提下，有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)開展和增長(zhǎng)，成為國(guó)家和當(dāng)?shù)卣囊豁?xiàng)重要任務(wù)。

四、結(jié)論和政策建議

基于效用函數(shù)擴(kuò)展的EKC模型的面板協(xié)整分析說明如下結(jié)論：

1.我國(guó)分省的lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U〞、〞倒U〞以及〞N〞形的任何一種。

2.分省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和工業(yè)廢水、廢氣、固體廢棄物的排放具有因果關(guān)系。

3.經(jīng)濟(jì)興旺和不興旺地區(qū)工業(yè)三廢的排放標(biāo)的顯著不同。

4.工業(yè)三廢排放對(duì)國(guó)家污染治理投入具有“倒逼機(jī)制〞。

5.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其是第二產(chǎn)業(yè)比重的增加會(huì)增加工業(yè)三廢的排放量。

6.人口密度對(duì)工業(yè)三廢排放具有擠出效應(yīng)。

7.河南省的環(huán)境狀況需要引起警惕，北京、上海的環(huán)境有明顯改善的跡象。

根據(jù)上述結(jié)論，我們提出如下的政策建議：

1.我們沒有看到分省環(huán)境和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，我們的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目前仍然是以環(huán)境惡化為代價(jià)。但并不是說經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)無法改變環(huán)境惡化的狀況，北京和上海已經(jīng)說明了EKC曲線在我國(guó)某些地區(qū)一定程度上成立。從目前的環(huán)境惡化狀況出發(fā)，一味提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、無視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量和犧牲人們賴以生存的環(huán)境為代價(jià)是不可取的，興旺國(guó)家的先污染后治理的思路不一定在中國(guó)適用，因?yàn)閲?guó)情和制度、以及人口壓力不同。因此首先要從國(guó)家層面上制定有效的環(huán)境保護(hù)政策和措施，并且要能夠做到有法可依，有法必依，執(zhí)法必嚴(yán)，違法必究，否那么只是落在紙面上的所謂環(huán)境保護(hù)法律必然形如廢紙。同時(shí)利用各種渠道宣傳和提高國(guó)人環(huán)境保護(hù)的覺悟，喚醒人們的環(huán)境保護(hù)意識(shí)，如果從人的心靈教育認(rèn)識(shí)到人類開展和環(huán)境的辯證關(guān)系并不是用金錢所能買回來或者治理好的，人類行為導(dǎo)致的污染排放必然減少?？偨Y(jié)來說，法律的健全和有效實(shí)行——明確的權(quán)責(zé)利關(guān)系——良好的道德品質(zhì)教育，將有利于環(huán)境保護(hù)。

2.堅(jiān)決杜絕工業(yè)三廢排放對(duì)于國(guó)家污染治理投入的“倒逼機(jī)制〞，不應(yīng)該再出現(xiàn)“污染嚴(yán)重——投入治理——環(huán)境改善——治理投入減少——污染嚴(yán)重〞的惡性循環(huán)，而應(yīng)該是從源頭抓起，真正做到誰污染誰治理，建立環(huán)境污染的誠(chéng)信機(jī)制，制定有效的獎(jiǎng)懲機(jī)制，杜絕環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域的腐敗，當(dāng)制度機(jī)制代替了行為機(jī)制，當(dāng)制度的客觀約束高于人的主觀約束，這時(shí)候的環(huán)境保護(hù)必將呈現(xiàn)良性循環(huán)開展態(tài)勢(shì)。

3.一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)開展模式不應(yīng)該是領(lǐng)導(dǎo)一言堂，而應(yīng)該建立一整套的評(píng)估體系對(duì)工程的實(shí)行進(jìn)行綜合的可行性評(píng)估，包括對(duì)環(huán)境污染的程度與長(zhǎng)期影響的評(píng)價(jià)，并且要備案，要建立負(fù)責(zé)機(jī)制，出現(xiàn)嚴(yán)重后果要有人負(fù)責(zé)，正確處理好責(zé)權(quán)利的辯證關(guān)系。同時(shí)要杜絕GDP唯上的地方政府績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，建立一整套切實(shí)可行的包括環(huán)境狀況的指標(biāo)評(píng)價(jià)體系。

4.對(duì)個(gè)別整體環(huán)境污染嚴(yán)重的地區(qū)，要因勢(shì)利導(dǎo)，盡快扭轉(zhuǎn)環(huán)境持續(xù)惡化的惡性循環(huán)狀態(tài)，具體問題具體對(duì)待的同時(shí)更要總攬全局，制定切實(shí)可行的綜合治理措施。

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[2]劉燕、潘楊、陳剛.經(jīng)濟(jì)開放條件下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量——基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析［J］，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006〔6〕：48-55。

[3]于峰、齊建國(guó)、田曉林.經(jīng)濟(jì)開展對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響的實(shí)證分析——基于1999—2004年間各省市的面板數(shù)據(jù)［J］，中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006〔8〕：36-44。

[4]李達(dá)、王春曉.我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染物排放的關(guān)系——基于分省面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］，財(cái)經(jīng)科學(xué)，2007〔2〕：43-50。

[5]Grossman,GeneM.,AlanB.Kruger,EnvironmentalImpactofNorthAmericanFreeTradeAgreement[D],NBERWorkingPaperNo.3914,1991.

[6]GrossmanG.M.andKruegerA.B.,Eco