梁海燕

（浙江長征職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財務(wù)與會計學(xué)院，浙江 杭州 310018）

二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系：基于面板數(shù)據(jù)研究

梁海燕

（浙江長征職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財務(wù)與會計學(xué)院，浙江 杭州 310018）

利用我國1991—2010年的人均工業(yè)二氧化硫排放量和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，通過建立省級面板模型，驗證我國工業(yè)二氧化硫污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線是否存在. 實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)二氧化硫污染之間存在長期均衡關(guān)系，并且呈現(xiàn)出一種M型曲線形式. 進(jìn)一步聯(lián)系經(jīng)濟(jì)發(fā)展的形勢得出，M型曲線的前兩個拐點(diǎn)是由于經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)沒有真實(shí)反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況所產(chǎn)生的虛假拐點(diǎn)，M型曲線的最后一個拐點(diǎn)是否為真實(shí)的環(huán)境庫茲涅茨曲線拐點(diǎn)還有待時間的檢驗.

經(jīng)濟(jì)增長；工業(yè)二氧化硫污染；環(huán)境庫茲涅茨曲線；面板模型

長期以來，很多學(xué)者用計量手段研究了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間的關(guān)系，大量分析結(jié)論表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境污染具有先促進(jìn)后抑制的曲線效應(yīng)形式，該曲線被稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線（Environmental Kuznets Curve，EKC）. EKC最早是由Grossman和Krueger借鑒發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中的收入分配狀況隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程而變化的觀點(diǎn)提出的，他們在考察環(huán)境—經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)這二者之間也如收入分配—經(jīng)濟(jì)發(fā)展一樣呈倒 U型曲線關(guān)系[1]. 隨后，很多學(xué)者便開始關(guān)注這一問題，以二氧化硫污染的研究結(jié)果為例，Panayotou、Selden和Song均驗證了二氧化硫EKC的存在[2-3].

我國二氧化硫排量從2005年起便是世界第一，工業(yè)二氧化硫排量占據(jù)了其中的90%左右. 國家針對二氧化硫污染采取了很多措施，如建立二氧化硫排污權(quán)交易試點(diǎn)，對二氧化硫排放實(shí)施排污收費(fèi)制度并且收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)逐漸提高. 但是理論界對于經(jīng)濟(jì)增長與二氧化硫的關(guān)系還沒有統(tǒng)一的結(jié)論，這在一定程度上阻礙了國家進(jìn)一步對二氧化硫污染控制措施的實(shí)施. 為了更好地治理二氧化硫污染，必須對我國經(jīng)濟(jì)增長與二氧化硫污染之間的關(guān)系做進(jìn)一步的厘清. 國內(nèi)學(xué)者[4-9]在這方面進(jìn)行了有益的探索，但在對EKC進(jìn)行檢驗的研究中存在很多爭論，爭論的焦點(diǎn)主要在于倒U型的EKC是否存在，如果不存在倒U型關(guān)系是否還存在其他關(guān)系. 筆者認(rèn)為產(chǎn)生這些爭論的原因可能是變量選取和計量方法運(yùn)用的差別，另外便是這些研究僅就數(shù)據(jù)和模型本身判斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境污染的關(guān)系，而沒有結(jié)合具體的經(jīng)濟(jì)形勢進(jìn)行分析. 鑒于此，本文以工業(yè)二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系為例，在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上聯(lián)系具體的經(jīng)濟(jì)形勢，對我國工業(yè)二氧化硫污染的EKC進(jìn)行驗證.

1 數(shù)據(jù)選取及模型說明

1.1 數(shù)據(jù)選取

本文采用省級面板數(shù)據(jù)模型對我國工業(yè)二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做出分析. 選取1991—2010年我國 28個省、市和自治區(qū)的人均工業(yè)二氧化硫排量和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為被解釋變量和解釋變量分別衡量我國工業(yè)二氧化硫污染和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，為了避免截面數(shù)據(jù)產(chǎn)生異方差，對這兩組數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，具體數(shù)據(jù)是通過查閱歷年《環(huán)境年鑒》和《統(tǒng)計年鑒》加工整理所得①由于西藏數(shù)據(jù)的特殊性，本文未予采納，又由于重慶1997年從四川劃出為直轄市，導(dǎo)致兩地區(qū)的數(shù)據(jù)有劇烈變動，因此也未采用這兩地區(qū)數(shù)據(jù)..

1.2 模型說明

首先根據(jù)部分省份的人均工業(yè)二氧化硫排放—人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的散點(diǎn)圖和部分省份的工業(yè)二氧化硫排放的趨勢圖對我國工業(yè)二氧化硫污染關(guān)系的模型作初步判斷. 圖1分別為廣東省、湖南省、吉林省和寧夏回族自治區(qū)的工業(yè)二氧化硫排量與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的散點(diǎn)圖，由散點(diǎn)圖可以看出，這些省份的工業(yè)二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間呈現(xiàn)出一種先增后減再增再減的M型特征. 因此本文設(shè)想我國工業(yè)二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間可能呈現(xiàn)出一種比較特殊的M型特征，但這一結(jié)果還需要計量模型的檢驗.

圖1 二氧化硫排放與人均GDP散點(diǎn)圖

為了避免誤差，參考已有成果對我國二氧化硫污染特征的研究，本文決定設(shè)立以下模型對我國的工業(yè)二氧化硫與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系做出檢驗：

其中，ln代表變量的對數(shù)形式， ln2、 ln3、 ln4分別表示變量取對數(shù)之后的二次方、三次方、四次方，SO2it代表i省在t年的人均工業(yè)二氧化硫排放量，GDPit代表i省第t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，αi表示i省的特定截面效應(yīng).

在具體操作過程中，將所選數(shù)據(jù)分別代入上述模型，得出具體的估計結(jié)果，結(jié)合經(jīng)濟(jì)常識和計量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識對各模型進(jìn)行檢驗，進(jìn)而得出最優(yōu)的模型形式. 對于上述模型中系數(shù)變化所反映的工業(yè)二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系需要做出說明，具體如表1所示.

表1 曲線形狀與曲線方程系數(shù)的關(guān)系

2 實(shí)證分析

由于面板數(shù)據(jù)中含有時間序列且期數(shù)較長，為了避免出現(xiàn)偽回歸，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗和協(xié)整檢驗. 又因面板模型同時具有時間和截面的兩維特性，模型中的參數(shù)在不同截面、不同時間樣本點(diǎn)上是否相同將決定模型參數(shù)估計的有效性，根據(jù)截距向量和時間系數(shù)向量的不同限制要求，可以將面板數(shù)據(jù)模型分為3種類型：無個體影響的不變系數(shù)模型（亦稱混合模型）、含個體影響的不變系數(shù)模型（即變截距模型）、含個體影響的變系數(shù)模型（即變系數(shù)模型）[10]. 因此，在面板模型估計之前需要對樣本數(shù)據(jù)適合上述哪種形式進(jìn)行檢驗，以避免模型設(shè)定的偏差，提高參數(shù)估計的有效性，本文利用EVIEWS6.0軟件[11-12]進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗和模型估計.

2.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

面板單位根檢驗的方法主要有LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗、IPS檢驗、Fisher ADF檢驗、Fisher PP檢驗，前3項檢驗適用于相同單位根，后3項檢驗允許存在個體單位根. 為了避免一種方法所帶來的誤差，本文決定采用 6種檢驗結(jié)果綜合的方法. 另外根據(jù)數(shù)據(jù)的特征，參考有些學(xué)者[13]的檢驗方法，本文選取有截距影響而無時間趨勢影響的檢驗方式. 利用軟件檢驗的結(jié)果如表 2所示.

表2 各變量單位根檢驗的結(jié)果

從表2可以看出，工業(yè)二氧化硫排量和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值自然對數(shù)的平方以及三次方和四次方的水平值不平穩(wěn)，但是其一階差分是平穩(wěn)的，由此可以判斷各變量的原序列均是一階單整序列，記為 I（1）. 由于各個變量都是一階單整序列，因此可以判斷各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系.

2.2 協(xié)整檢驗

表3 各變量協(xié)整檢驗結(jié)果

本文借鑒現(xiàn)有大部分成果中采用的Pedroni（Engle-Granger based）法對各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示.

本文以Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic檢驗為準(zhǔn)，這兩種檢驗的結(jié)果均在1%的水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此我們可以進(jìn)行計量模型的分析而不必?fù)?dān)心產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象.

2.3 面板模型的確定及估計結(jié)果

本文是求全國工業(yè)二氧化硫污染的共同特征，將放棄采用變系數(shù)變截距模型進(jìn)行估計，因此僅需要對模型進(jìn)行F檢驗和Hausman檢驗以確定模型的具體形式. 又由于本文到目前為止還未確定模型（1）、（2）、（3）中的哪一個是最適合的，因此需要借助擬合優(yōu)度 R統(tǒng)計量及其他統(tǒng)計量來排除錯誤的模型. 在對模型的驗證過程中發(fā)現(xiàn)，將數(shù)據(jù)代入模型（1）、（2）、（3）分別得到的曲線形狀為倒U型、倒N型和 M型，因此將以曲線形狀來代稱模型名稱①限于篇幅，本文未列出倒U型和倒N型曲線的全部估計結(jié)果.. 由表 4可以看出，倒 U型、倒N型曲線的F檢驗和Hausman檢驗的結(jié)果表明兩個模型應(yīng)該具有截距項隨機(jī)效應(yīng)，但是在對模型估計時卻發(fā)現(xiàn)這種效應(yīng)估計出的模型擬合優(yōu)度R分別只有0.0716和0.0476，即模型沒有通過計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗，說明我國工業(yè)二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間不存在典型的倒U型和倒N型特征. M型曲線的各項檢驗結(jié)果均通過了計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗，可見我國工業(yè)二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在M型曲線關(guān)系.

表4 模型形式確定及估計結(jié)果

經(jīng)過以上實(shí)證分析可以看出，我國工業(yè)二氧化硫污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間是一種M型曲線特征，由于是高次方程，不宜得出其具體的拐點(diǎn). 本文通過迭代并結(jié)合散點(diǎn)圖求出曲線的一個拐點(diǎn)大約位于25 000元左右，即人均國內(nèi)生產(chǎn)總值為25 000元為我國工業(yè)二氧化硫污染的一個拐點(diǎn). 該值大約相當(dāng)于我國2009年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，結(jié)合散點(diǎn)圖提示，該拐點(diǎn)應(yīng)該是M型曲線的最后一個拐點(diǎn).

2.4 M型曲線成因簡要分析

一般而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間應(yīng)該呈現(xiàn)出一種倒U型的先增后減的特征，但是本文利用中國的數(shù)據(jù)卻得到一個M型曲線，考慮到我國在1991—2008年之間并沒有環(huán)境政策的大起大落，所以從環(huán)境政策的角度來解釋M型曲線的成因是行不通的，還需要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和二氧化硫污染所代表的意義本身來尋找答案.

圖2為我國工業(yè)二氧化硫排放的趨勢圖和我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的趨勢圖. 從圖可以看出：1）我國工業(yè)二氧化硫的污染在1998年之前一直處于上升區(qū)間，而在1998年之后至2002年則出現(xiàn)了高低起伏的狀態(tài)，聯(lián)系到前文的散點(diǎn)圖及計量結(jié)果，可以判斷M型曲線的另外兩個根的大小相當(dāng)于1998—2002年之間的國內(nèi)生產(chǎn)總值的值. 2）我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)從 1991—2010年是不斷增長的，期間并沒有出現(xiàn)下降的趨勢. 至此，再聯(lián)系經(jīng)濟(jì)形勢便可以解釋我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與工業(yè)二氧化硫污染之間的M型曲線：由于1998年金融危機(jī)的爆發(fā)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了一定的傷害，導(dǎo)致我國的經(jīng)濟(jì)增長有所減緩（一些產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出甚至呈現(xiàn)收縮趨勢），造成此間工業(yè)二氧化硫污染的減輕，直至2002年左右這種影響才逐漸消除，我國工業(yè)二氧化硫污染又呈現(xiàn)出逐年加劇的情況，于是便有了M型曲線的前兩個拐點(diǎn)的產(chǎn)生；對于第三個拐點(diǎn)，按照模型推算是出現(xiàn)在人均國內(nèi)生產(chǎn)總值在25 000元左右，相當(dāng)于2009年的人均GDP（25 188元）. 第三個拐點(diǎn)形成的原因有2個：一是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)二氧化硫污染已處于下降區(qū)間，即經(jīng)濟(jì)的發(fā)展已經(jīng)對工業(yè)二氧化硫污染產(chǎn)生抑制作用；二是受到2008年金融危機(jī)的影響，再加上我國2008年舉辦“綠色奧運(yùn)”：因此，即該拐點(diǎn)可能還不是真正的EKC拐點(diǎn).

圖2 我國工業(yè)二氧化硫排放、人均GDP趨勢圖

3 結(jié)論

本文以工業(yè)二氧化硫污染為例，運(yùn)用省級面板模型分析對EKC進(jìn)行了在檢驗，在經(jīng)過嚴(yán)格的變量檢驗和模型求證之后，得出以下結(jié)論：

1）我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)二氧化硫污染之間的倒 U型曲線特征是存在的. 雖然本文在確定模型形式時否定了倒 U型曲線，但是聯(lián)系現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)形勢可以看出，M型曲線實(shí)際上是倒 U型曲線的變形. 經(jīng)過上文分析可知M型曲線前兩個拐點(diǎn)的出現(xiàn)與經(jīng)濟(jì)的波動相一致，一個可能的原因是現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)不能準(zhǔn)確衡量經(jīng)濟(jì)的真實(shí)發(fā)展情況，即可以認(rèn)為前兩個拐點(diǎn)均為虛假的拐點(diǎn). 進(jìn)而可以有一個大膽的推論，如果我國的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)能夠準(zhǔn)確衡量經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況，M型曲線的前兩個拐點(diǎn)在模型上便不會表現(xiàn)出來，而在此區(qū)間內(nèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與二氧化硫污染之間存在著正相關(guān)的關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展對二氧化硫污染有促進(jìn)作用. 如果把M型曲線的前兩個虛假拐點(diǎn)消除，即得一種典型的倒U型曲線.

2）我國的工業(yè)二氧化硫污染治理形勢依然很嚴(yán)峻. 驗證 EKC曲線時可能會由于數(shù)據(jù)無法反映真實(shí)的經(jīng)濟(jì)形勢而出現(xiàn)虛假拐點(diǎn)，這一原因也使得我國的二氧化硫污染EKC研究中出現(xiàn)了“我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與二氧化硫污染之間呈現(xiàn)出倒N型或S型關(guān)系”的結(jié)論，而這些結(jié)論對于我國二氧化硫污染的治理形式是比較樂觀的. 經(jīng)過本文的分析可知，樂觀結(jié)論源于變量的時間跨度不夠并且沒有聯(lián)系具體的經(jīng)濟(jì)形勢而把把虛假拐點(diǎn)當(dāng)成了真實(shí)的拐點(diǎn). 本文分析所得出的曲線形式為M型，且最后一個拐點(diǎn)的值大致相當(dāng)于我國 2009年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，但是聯(lián)系到 2008年金融危機(jī)的沖擊和2008年北京“綠色奧運(yùn)”所采取的嚴(yán)厲污染管制措施的影響，25 000元這一拐點(diǎn)是否是真實(shí)的倒U型EKC曲線的拐點(diǎn)還有待于時間的檢驗. 我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與二氧化硫污染是處于倒U型曲線的上升區(qū)間或下降區(qū)間還不確定，但在對二氧化硫污染的治理時應(yīng)該施行一些新的或者更嚴(yán)厲的政策手段.

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The Relationship Between Industrial Sulfur Dioxide Pollution and Economic Growth: An Empirical Study Based on Panel Data

LIANG Hai-yan
(Institute of Finance and Accounting, Zhejiang Changzheng Vocational and Technical College, Hangzhou 310018, China)

By establishing provincial panel data model, this paper aim to confirm the industrial sulfur dioxide pollution Environmental Kuznets Curve (EKC) with the figures of China’s per capita industrial sulfur dioxide emission and per capita GDP(Gross Domestic Product) in some provinces from 1991 to 2010. The results show that the relationship between economic development and industrial sulfur dioxide pollution presents an M-shaped Kuznets curve. According to economic growth situation, the first two inflection points of the M-shaped Kuznets curve are false inflection points caused by economic data’s unreal reflection of economic growth situation, while if the last inflection point of the M-shaped Kuznets curve is real EKC inflection point still needs time test.

economic growth; industrial sulfur dioxide pollution; Environmental Kuznets Curve; panel model

梁海燕（1983—），女，浙江臺州人，講師，碩士，從事經(jīng)濟(jì)學(xué)理論研究.

1006-7302（2012）04-0059-07

F205

A

2012-09-11

熊玉濤]