南通经济增长、能源消费与环境污染关系的实证分析

【摘 要】本文运用基于VAR模型的动态经济计量分析方法，分析南通经济增长与能源消耗、环境污染三者之关系，建立南通经济增长与上述两因素的多变量协整模型，进行南通经济增长与能源消耗、环境污染的长期均衡和短期波动的实证分析。

【关键词】经济增长；能源消费；环境污染；协整分析

对于发展低碳经济、绿色经济问题的研究，近几年来国内研究成果较多，这些研究主要集中于以下四个方面：一是低碳经济、绿色经济的发展动力及内在要素分析；二是低碳经济、绿色经济的发展障碍及困境分析；三是发展低碳经济、绿色经济的国际经验及启示；四是发展低碳经济、绿色经济的路径及对策研究。综观上述四方面研究，虽在理论上对低碳经济、绿色经济的发展及其影响等方面取得不少进展，但研究大多是定性而非定量的理论研究，较少进行实证分析研究。本文拟运用基于VAR模型的动态经济计量分析方法，分析南通经济增长与能源消耗、环境污染三者之关系，进行南通经济增长与能源消耗、环境污染的长期均衡和短期波动的实证分析。

一、变量及变量的平稳性检验

为了考察南通经济增长与能源消费、环境污染因素之间的协整关系，本文首先择取自1990年到2011年间的南通地区生产总值、地区生产总值指数、发电量、废水排放总量、工业废气排放总量、工业固体废物产生量（相关数据均来自各年《南通统计年鉴》）。其中将发电量作为衡量能源消耗的指标，废水排放总量、工业废气排放总量、工业固体废物产生量作为衡量环境污染的三个指标；其次将南通地区生产总值按1990年不变价格进行调整；最后，为消除数据中存在的异方差，对各变量取自然对数。

一般地，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，只有在检验变量的平稳性后，才可进一步进行协整分析。南通地区生产总值、发电量、废水排放总量、工业废气排放总量、工业固体废物产生量之对数值分别记为lngdp、lnny、lnfs、ln

fq、lngt。然后分别使用ADF检验方法进行单位根检验。采用降阶搜索法作为ADF检验滞后期选取原则，在确保残差不相关的条件下，同时采用AIC与SC准则，选择两者最小时的滞后长度作为最佳滞后期。对于回归中是否包括常数项和线性趋势项的处理方法，一般地，在回归中首先包含常数项和线性趋势项，如果参数检验显著，应在回归模型中包含，否则应排除之。具体检验结果见表1。

通过检验可知，lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt均为一阶单整的时间序列，其一阶差分序列在10%的显著水平上为平稳序列。满足变量协整的条件，即lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt间可能存在协整关系。

二、协整分析及检验

（一）协整检验

对于非平稳时间序列变量组成的关系进行中长期均衡参数估计常使用协整分析技术。Engle-Granger（EG）两步法和Johnsen和Juselius（JJ）的极大似然法是目前最常用的协整分析方法。通常对多变量之间的协整关系的检验应采用Johnsen检验法（即JJ检验法）。

为减少使用JJ方法建立的VAR模型对滞后期的选择的敏感性，通常可使用AIC准则和SC准则来确定最佳滞后阶数，通过使用降阶搜索法依次验证，发现当滞后期为1时AIC和SC值最小，故可确定滞后期为1。在滞后期确定后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验，检验结果见表2。

由表2的检验结果可知，在5%的显著水平下，序列lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt之间存在一个协整关系，即在研究的5变量之间存在一种长期均衡关系，对于新息变化带来的冲击，系统迟早能将之加以吸收并将系统维持于一个均衡的状态，协整方程为：

由协整方程可以看出，能源消耗每增加1个百分点，则南通地区生产总值增长0.67个百分点；废水排放每增加1个百分点，则南通地区生产总值增加0.31个百分点；工业废气排放每增加1个百分点，则南通地区生产总值减少0.71个百分点；工业固体废物排放每增加1个百分点，则南通地区生产总值增加0.27个百分点。由此可知，能源消耗、废水排放和工业固体废物排放与南通经济增长存在长期的正向关系，也就是说其对南通经济增长具有拉动作用。但废水排放与南通经济增长存在长期的负向关系。

（二）VAR模型估计

根据前面的分析，此VAR模型的最优滞后期为1，在此条件下，对VAR模型残差进行JB正态性检验、LM自关检验和White异方差检验，显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明VAR模型的结构是稳定的。VAR模型估计结果如表3所示。其中5个回归函数的可决系数分别达到0.957844，0.935006，0.757744，

（三）向量误差修正模型（VECM）

格兰杰（1987）定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。若一组变量之间存在协整关系，肯定具有误差修正模型的表达式存在，也就是说，可以建立误差修正模型（VECM）。建立在协整理论上的误差修正模型不仅能反映不同经济序列间长期信息、又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高稳定性和可靠性的一种经验模型。

查看表4可发现，此向量误差修正模型的稳定性条件满足自相关性检验、异方差检验和正态性检验要求。当以lngdp为因变量时，误差修正系数为-0.151881，其为负值，表明符合反向修正机制，其反映出每年实际的南通地区生产总值与其长期均衡值的偏差中的15%被修正。以lngdp为因变量的误差修正模型表达式还反映出，lnfs的短期变动对lngdp存在正向影响，即废水排放的增长率每增加1%，南通地区生产总值的增长率将增加0.04%；而lnfq和lngt的短期变动对lngdp存在反向影响，工业废气排放的增长率每增加1%，南通地区生产总值的增长率将降低0.04%；工业固体废物排放的增长率每增加1%，南通地区生产总值的增长率将降低0.05%；lnny的的短期变动对lngdp影响不大。

（四）方差分解

通过将系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，此为方差分解的核心所在。表5显示的是南通地区生产总值（lngdp）的方差分解情况，可以看出工业固体废物排放（lngt）对南通地区生产总值（lngdp）的影响偏弱。而能源消费（lnny）、工业废气排放（lnfq）和废水排放（lnfs）则有不断增强的趋势，其中，能源消费（lnny）和工业废气排放（lnfq）构成对南通地区生产总值（lngdp）最主要的两个影响因素。

（五）脉冲响应函数

脉冲响应函数主要用于描述一个内生变量对误差的反应，其反映的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为充分描述短期内的动态效应，通常可采用累积脉冲响应形式。

由图1可知，能源消费（lnny）的一个标准差的正向冲击对南通地区生产总值（lngdp）有正向影响，即会导致南通地区生产总值逐渐增加，到第7期最大达0.30，然后趋于下降，最后在第10期稳定在0.015左右。这说明能源消费（lnny）对南通地区生产总值有长期的正效应，这与前面协整方程中反映的长期均衡关系表现一致。

工业废气排放（lnfq）的一个标准差的正向冲击，对南通地区生产总值（lngdp）有负向影响，其导致南通地区生产总值在第2期后一直在—0.005和—0.019之间波动，至第10期后稳定于—0.015附近。这亦反映出工业废气排放（lnfq）对南通地区生产总值有长期的负效应，这也同前面协整方程的长期均衡关系表现一致。

当废水排放（lnfs）出现一个标准差的正向冲击时，对南通地区生产总值（lngdp）有弱负向影响，其导致南通地区生产总值在第3期后一直稳定于-0.01左右，至第10期后上升于-0.005附近。这与长期协整关系的结果不同。

工业固体废物排放（lngt）的一个标准差的正向冲击，对南通地区生产总值（lngdp）有微弱正向影响，南通地区生产总值在第9期最高达0.008，然后至第10期下降到-0.002。

总之，可以看出上述四因素中，能源消费（lnny）和工业废气排放（lnfq）对南通地区生产总值的影响较大，而废水排放（lnfs）和工业固体废物排放（lngt）的影响很小，这与前面方差分析中的结论一致。

三、格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知，序列lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt之间存在长期的均衡关系。下面将通过格兰杰因果检验对这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何进行进一步验证。因只有平稳序列才可进行格兰杰因果检验，故此处对序列lngdp、lnny、lnfs、lnfq、lngt的差分序列进行格兰杰因果检验，选取滞后1至6阶。使用Eviews6.0软件将存在单向或双向因果关系的回归结果整理如表6所示。

根据表6可知：当滞后期为4、5、6阶时，在10%的显著水平上，lnfs是lngy的格兰杰原因。也就是说中长期内废水排放量对南通地区生产总值有促进作用。

当滞后期为1、4、5阶时，在10%的显著水平上，lnfq是lngy的格兰杰原因。也就是说短、中期内工业废气排放量对南通地区生产总值有促进作用。

当滞后期为4阶时，在10%的显著水平上，lngdp是ln

fs和lngt的格兰杰原因，也就是说，在中期内南通地区生产总值的提高可能对南通废水排放量和工业固体废物排放量有促进作用。

当滞后期为1至6阶时，lnny不是lngdp的格兰杰原因，lngdp也不是lnny的格兰杰原因；也就是说，南通地区生产总值的提高对南通能源消费的促进作用不明显；同时南通能源消费增长对南通地区生产总值的促进作用也不明显。

四、结论

通过上述对南通经济增长与能源消耗、环境污染的协整分析，我们可以得出以下结论：

第一，南通经济增长与能源消费、环境污染之间存在长期的均衡关系。能源消耗每增加1个百分点，则南通地区生产总值增长0.67个百分点；废水排放每增加1个百分点，则南通地区生产总值增加0.31个百分点；工业废气排放每增加1个百分点，则南通地区生产总值减少0.71个百分点；工业固体废物排放每增加1个百分点，则南通地区生产总值增加0.27个百分点。由此可知，能源消耗、废水排放和工业固体废物排放与南通经济增长存在长期的正向关系，也就是说其对南通经济增长具有拉动作用。但废水排放与南通经济增长存在长期的负向关系。

第二，向量误差修正模型（VECM）反映出，废水排放量的短期变动对南通地区生产总值存在正向影响，废水排放的增长率每增加1%，南通地区生产总值的增长率将增加0.04%；而工业废气和工业固体废物排放的短期变动对南通地区生产总值存在反向影响，工业废气排放的增长率每增加1%，南通地区生产总值的增长率将降低0.04%；工业固体废物排放的增长率每增加1%，南通地区生产总值的增长率将降低0.05%；能源消耗的的短期变动对南通地区生产总值影响不大。此外，误差修正系数为-0.151881，符合反向修正机制，表明每年实际的南通地区生产总值与其长期均衡值的偏差中的15%被修正。

第三，通过方差分解分析，可以看出工业固体废物排放对南通地区生产总值的影响一直较弱。而能源消费、工业废气排放和废水排放则有不断增强的趋势，且构成对南通地区生产总值最主要的三个影响因素，其中能源消费影响最大。通过脉冲响应分析，可以看出，能源消费对南通地区生产总值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现一致；工业废气排放对南通地区生产总值有长期的负效应，这也与协整方程得到的长期均衡关系表现一致；当废水排放出现一个标准差的正向冲击时，对南通地区生产总值有弱负向影响，其导致南通地区生产总值在第3期后一直稳定于—0.01左右，至第10期后上升于-0.005附近。这与长期协整关系的结果稍有不同；工业固体废物排放的一个标准差的正向冲击，对南通地区生产总值有微弱正向影响，南通地区生产总值在第9期最高达0.008，然后至第10期下降到-0.002。

总之，可以看出上述四因素中，能源消费和工业废气排放对南通地区生产总值的影响较大，而废水排放和工业固体废物排放的影响很小。

参 考 文 献

[1]苏辉.南通产业结构与经济增长协整分析[J].企业导报.2012（2）

[2]苏辉.南通工业经济增长影响因素协整分析[J].企业导报.2011（3）

[3]苏辉.南通经济开放度与经济增长关系的实证分析[J].消费导刊.2009（12）

[4]苏辉.对提高南通开放型经济水平的探析[J].现代商业.2009（12）

[5]周福田.基于VAR模型的青岛市经济增长与环境污染的实证分析[J].中国石油大学学报.2012（3）

[6]谭元发.能源消费与工业经济增长的协整与ECM分析[J].统计与决策.2011（4）

[7]李红艳.经济增长因素核算探析[J].企业导报.2009（8）：52

[8]胡国良.新疆地区经济增长与环境污染关系的实证分析[J].当代财经.2009（5）

基金项目：本文为2012年度南通市哲学社会科学研究资助课题《加快发展南通绿色经济、低碳经济研究》（2012BNT007）阶段性研究成果之一。