基于VAR模型的山東省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染實證研究

滕召建+魏海偉

[摘要]黨的十八屆五中全會上提出的“五大發(fā)展理念”以及習近平總書記提出的“供給側結構性改革”都對山東省經(jīng)濟的發(fā)展提出了新的挑戰(zhàn)。在新的背景下，更加注重生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展的和諧，更加關注經(jīng)濟的綠色發(fā)展。本文利用1981—2014年衡量山東省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的數(shù)據(jù)，建立經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的VAR模型，對山東省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的雙向作用機制進行了研究，并根據(jù)模型預測出未來5年的發(fā)展趨勢，最后根據(jù)研究結果為山東省經(jīng)濟的綠色發(fā)展提出合理的建議。

[關鍵詞]VAR模型；經(jīng)濟增長；環(huán)境污染

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2016.34.012

1 研究背景

近年來，中國經(jīng)濟的綠色、可持續(xù)發(fā)展備受關注。2015年10月26日—29日，以習近平為總書記的黨中央在黨的十八屆五中全會上明確提出創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的“五大發(fā)展理念”?！拔宕蟀l(fā)展理念”是對我國經(jīng)濟社會發(fā)展實踐的理論總結，在“十三五”時期，“五大發(fā)展理念”將會成為引領經(jīng)濟發(fā)展的指導思想。在“五大發(fā)展理念”下，正確處理好經(jīng)濟增長與環(huán)境的關系，成為迫切而又現(xiàn)實的問題。2015年11月10日，習近平總書記在中央財經(jīng)領導小組第十一次會議上，首次提出了“供給側結構性改革”的概念。這項改革的任務是“去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板”，涉及各個地區(qū)與行業(yè)的發(fā)展，并對經(jīng)濟的綠色發(fā)展提出了新的要求。

在“五大發(fā)展理念”和“供給側結構性改革”這一背景下，山東省積極抓住機遇，并結合自身的實際情況，于2016年3月出臺了《山東省2016年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展計劃》。計劃中提出牢固樹立和貫徹落實創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享發(fā)展理念，適應經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)，并著力加強生態(tài)環(huán)境建設，突出綠色低碳循環(huán)，推動生態(tài)山東建設。近年來，山東省一直致力于發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、節(jié)能經(jīng)濟和低碳經(jīng)濟。但是山東是傳統(tǒng)的工業(yè)大省，在發(fā)展經(jīng)濟的同時保證生態(tài)環(huán)境的有效治理還存在一定的難度。因此，十分有必要對山東經(jīng)濟的發(fā)展與環(huán)境污染的關系進行研究，并通過建立的計量模型預測出未來5年的發(fā)展趨勢，根據(jù)研究結果為山東省經(jīng)濟的綠色發(fā)展提出合理的建議。

2 數(shù)據(jù)選取與模型簡介

2.1 數(shù)據(jù)與指標選取

文章所使用的數(shù)據(jù)來自《山東省統(tǒng)計年鑒2015》，共有4個時間序列變量，分別是1981年到2014年的人均GDP（單位：元）、工業(yè)廢水排放量（單位：萬噸）、二氧化硫排放量（單位：萬噸）、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（單位：萬噸）。其中用來衡量經(jīng)濟增長的指標為人均GDP；用來衡量環(huán)境污染的指標為工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量?！跋嚓P變量”的定義與簡稱如表1所示。

2.2 模型簡介

VAR模型是Christopher Sims于1980年提出的向量自回歸模型（Vector Autoregressive Model）。該模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立起來的，VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。

3 實證分析

3.1 經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的描述性分析

山東省屬于我國的經(jīng)濟大省，改革開放近40年來，山東省的經(jīng)濟一直處于平穩(wěn)較快的發(fā)展。2015年，山東省的GDP為63002.3億元，首次邁入6萬億元大關，較2014年增長了8%，全國排名第三，僅次于廣東省和江蘇省。1981年山東省的人均GDP為472元，經(jīng)過30多年的增長，2014年增加到了60879元，具體增長變化如圖1所示。從產(chǎn)業(yè)結構來看，從1981年到2014年，第一產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重不斷下降，第三產(chǎn)業(yè)比重不斷上升。而第二產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重基本上處于領先地位，只有1983年略微低于第一產(chǎn)業(yè)所占的比重。2014年山東省三大產(chǎn)業(yè)的比例為8.1∶48.4∶43.5，說明山東省的產(chǎn)業(yè)結構一直處于優(yōu)化升級中。

山東省經(jīng)濟的快速增長也帶來了一定的環(huán)境問題，從1981年到2014年主要的污染物排放量整體上都處于上升的趨勢，如圖2所示。其中工業(yè)廢水排放量從1981年的87673萬噸一直增長到2010年的208257萬噸，之后出現(xiàn)緩慢的下降，2014年下降到了180022萬噸，這應該與“十二五”時期山東省一直致力于發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、節(jié)能經(jīng)濟和低碳經(jīng)濟有關。二氧化硫的排放量整體上處于先平穩(wěn)地上升后緩慢下降的趨勢，先由1981年的119萬噸上升到1997年的247萬噸，之后緩慢下降到2014年的159萬噸。工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量與工業(yè)廢水排放量類似，先由1981年的2522萬噸上升到2011年的19533萬噸，之后出現(xiàn)緩慢下降。

3.2 單位根檢驗

VAR模型預測的可靠性依賴于變量的平穩(wěn)性，如果變量為非平穩(wěn)的時間序列，則需要對變量進行差分將其變成平穩(wěn)變量。為了使變量更容易平穩(wěn)，我們將原變量進行取對數(shù)處理。用ADF單位根檢驗方法對變量lnagdp、lninwater、lnSO2、lninsolid、dlnagdp 、dlninwater、dlnSO2、dlninsolid進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗形式為每個變量均加入了截距項和時間趨勢項，檢驗結果如表2所示。

由檢驗結果可以看出，變量lnagdp、lninwater、lnSO2、lninsolid均為非平穩(wěn)序列，但是進行一次差分后均轉換成為平穩(wěn)的。因此變量lnagdp、lninwater、lnSO2、lninsolid均有1個單位根，都是1階單整的I（1）?？梢猿醪脚袛啵兞縧nagdp、lninwater、lnSO2、lninsolid兩兩之間可能是協(xié)整的，它們之間可能存在著長期關系，下面對變量lnagdp、lninwater、lnSO2、lninsolid進行E-G協(xié)整檢驗。

3.3 E-G協(xié)整檢驗

如果若干時間序列的線性組合的單整階數(shù)小于其成分的單整階數(shù)，則稱這些序列存在協(xié)整。協(xié)整意味著向量分量之間存在著長期關系。E-G協(xié)整檢驗的思想是：先用時間序列變量互相做普通最小二乘（OLS）回歸，再通過單位根檢驗它們的殘差是否為I（0），如果是，則這些變量存在協(xié)整關系?；貧w的結果如表3所示。

從表3可以看出，回歸的結果比較顯著，說明山東省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的各個衡量指標之間存在顯著的相關關系。但由于普通最小二乘的檢驗條件不一定符合，不足為據(jù)，因此需要對殘差進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如表4所示。

由以上檢驗結果可以看出，四個殘差的檢驗統(tǒng)計量都比0.05顯著水平下的ADF臨界值小。這就可以說在0.05的顯著性水平下可以拒絕零假設，認為殘差不存在單位根，為I（0）序列，因而各變量之間存在長期均衡關系，可以用VAR模型對數(shù)據(jù)進行擬合和預測。

3.4 VAR模型擬合與預測

前文中對數(shù)據(jù)進行了單位根檢驗和協(xié)整檢驗，判斷出了這些變量之間存在著長期均衡關系，為了探索出變量之間的具體關系，需要用VAR模型對數(shù)據(jù)進行擬合。文章中將變量lnagdp、lninwater、lnSO2、lninsolid都放入內(nèi)生變量，模型中加上了常數(shù)項和趨勢項，滯后階數(shù)取為2。擬合后的模型用矩陣形式表達為：

由擬合的模型可以看出，對于人均GDP，上一期的人均GDP對當期的人均GDP有正的影響，上上期的人均GDP對當期的人均GDP有負的影響；上一期的工業(yè)廢水排放量對當期的人均GDP有負的影響，上上期的工業(yè)廢水排放量對當期的人均GDP有負的影響；上一期的二氧化硫排放量對當期的人均GDP有負的影響，上上期的二氧化硫排放量對當期的人均GDP有正的影響；上一期的工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量對當期的人均GDP有正的影響，上上期的工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量對當期的人均GDP有正的影響。類似地，對于其他的每個指標，由該模型都可以分析出相互之間的影響，進而可以分析出經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的雙向作用機制。

用擬合得到的VAR模型對未來5年的lnagdp、lninwater、lnSO2、lninsolid做預測，包括95%的置信帶，如圖3所示。

由圖3可以看出，用VAR擬合模型對未來5年山東省人均GDP、工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量以及工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的預測均為平緩的上升趨勢，其中人均GDP的置信帶最窄，而工業(yè)廢水排放量以及二氧化硫排放量的置信帶比較寬。說明未來5年山東省的經(jīng)濟可能會繼續(xù)保持穩(wěn)定增長，但若繼續(xù)按照以往的模式來發(fā)展，不進行產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整與綠色發(fā)展措施的制定，將會使得污染物的排放量也繼續(xù)增長。

4 相關建議

山東省若想在實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定增長的同時對環(huán)境污染進行有效控制，需要緊跟國家的相關政策，加大發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、節(jié)能經(jīng)濟和低碳經(jīng)濟的力度，不斷調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，進行產(chǎn)業(yè)融合升級。同時制定相關的環(huán)保法規(guī)并加大監(jiān)督管理力度，引領山東經(jīng)濟實現(xiàn)創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享式發(fā)展。

（1）加大發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、節(jié)能經(jīng)濟和低碳經(jīng)濟的力度

“十二五”時期，山東省一直致力于發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、節(jié)能經(jīng)濟和低碳經(jīng)濟。2011年以來，山東省的工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量以及工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量都有所下降，說明該措施取得了一定的成效，在“十三五”時期，山東省應該加大發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、節(jié)能經(jīng)濟和低碳經(jīng)濟的力度，實現(xiàn)經(jīng)濟的綠色發(fā)展。

（2）調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，進行產(chǎn)業(yè)融合升級

一直以來，山東省的第二產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重最大。第二產(chǎn)業(yè)相對于其他產(chǎn)業(yè)能源消耗較多，產(chǎn)生的環(huán)境污染物較多。山東省應加大產(chǎn)業(yè)的調(diào)整，逐漸淘汰掉高能耗、高污染的企業(yè)，加大科技創(chuàng)新的力度，推進企業(yè)進行清潔生產(chǎn)。同時應注重產(chǎn)業(yè)的融合升級，結合傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)優(yōu)勢與豐富的旅游資源優(yōu)勢，鼓勵發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村旅游業(yè)，實現(xiàn)第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的融合升級。

（3）吸收國內(nèi)外綠色發(fā)展經(jīng)驗，走具有山東特色的綠色發(fā)展模式

目前，包括美國、歐盟以及日本在內(nèi)的世界主要經(jīng)濟體都十分注重經(jīng)濟的綠色發(fā)展。美國在綠色經(jīng)濟發(fā)展方面，實施了“綠色經(jīng)濟發(fā)展計劃”。日本針對環(huán)境友好型企業(yè)，實施零利率貸款政策。山東省應積極吸收國內(nèi)外的綠色發(fā)展經(jīng)驗，并結合本身的特點，制定出符合本省綠色發(fā)展的模式。

（4）制定相關的環(huán)保法規(guī)，加大監(jiān)督管理力度

實現(xiàn)經(jīng)濟的綠色發(fā)展，需要法律法規(guī)體系的支撐。山東省應完善環(huán)保法規(guī)，充分利用經(jīng)濟杠桿手段，繼續(xù)加大對環(huán)境治理的投入力度，加大政策的扶持力度，促進本省綠色產(chǎn)業(yè)體系的建設。同時應加大生態(tài)環(huán)境的監(jiān)督管理制度，建設生態(tài)補償機制，對于做出突出貢獻的企業(yè)單位給予生態(tài)補償，發(fā)揮生態(tài)補償機制的積極作用。

參考文獻：

[1]Grossman G.M.，Krueger A.B..Environmental Impacts of North American Free Trade Agreement，the US Mexico Free Trade Agreement[M].P Garber.Cambridge，MA：MIT Press，1993.

[2]馬樹才，李國柱.中國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關系的Kuznets曲線[J].統(tǒng)計研究，2006（8）.

[3]于峰，齊建國，田曉林.經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量影響的實證分析：基于1999—2004年間各省市的面板數(shù)據(jù)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2006（8）.

[4]王維國，夏艷清.遼寧省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染水平關系研究[J].社會科學輯刊，2007（1）.

[5]吳喜之，劉苗.應用時間序列分析[M].北京：機械工業(yè)出版社，2014：112-124.

[6]萬勝國.山東省綠色經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀及對策分析[J].綠色科技，2016（5）：173-175.