環境保護與經濟增長:基于亞太地區五國面板數據的協整檢驗

范忠偉

（廣東金融學院經濟貿易系，廣東 廣州510521）

一、引言

隨著經濟的發展，人均消耗增加，而同時人口增長，又面臨環境污染加劇、資源收緊等外部約束，經濟增長和環境政策間的相互關系越來越為學術界所關注。關于經濟增長與環境污染的關系，在20世紀70年代以前，人們普遍認為二者呈正相關關系。通過資源投入而導致的高產出，隨之導致固體廢棄物和廢氣排放的增長，導致環境質量水平下降（Grossman，1995)。還有研究發現，經濟增長與環境污染并非是單一的正相關關系。經濟增長與環境污染之間的倒U形關系存在，被稱為“環境庫茲涅茨曲線（EKC）”（Grossman＆amp;Krueger，1991）。它認為經濟增長對環境污染的影響有規模效應、技術效應和結構效應。

從另一個角度來說，采取環境管制或者制訂環境友好的產業政策與發展戰略是否會有利于一個經濟體的短期或長期的經濟增長呢？“適當的環境政策能促進創新的新技術的使用”的假說，它對其他行業產生一種正面的溢出效應，便于改進他們的生產力和促進經濟增長的全面提高（Porter＆amp;Lunde，1995）。還有更新的研究，如Tahvonen和Salo(2001)，Ricci(2007)，Pautrel(2009)強調經濟環境政策有利于宏觀經濟并不僅限于技術溢出，他們的研究認為，環境保護政策可以通過改進教育、儲蓄和健康等提高一個經濟體的潛在效益。但也有文獻強調認為，環境保護對經濟增長存在負面影響，隨著加大環境監管和控制，會限制最優水平的生產，抑制經濟增長。總之，現有的相關理論研究，早在發展中國家對經濟發展與環境保護持有兩種迥異的觀點：一種觀點是在發展現在的經濟增長，有些人認為這些政策將促進環境保護，提高經濟增長，但是目前還沒有在環境保護是否對經濟的增長產生影響方面達成共識。與理論研究比較而言，相關的實證研究則相對較少。Jaffe和Palmer(1997)對波特和林德(1995)的論點進行了實證支持，發現適當的環境政策對新技術的使用有促進作用。Leiter（2009）利用歐洲數據去評估環保支出對經濟增長的促進作用，認為集中于環境措施對行業的投資水平有積極的相互促進作用。國內也有對經濟發展與環境管制有相關的實證研究，結果表明，“實施嚴格且適宜的環境管制可能會使中國經濟贏得提高環境質量和生產率增長的‘雙贏’結果”（李樹、陳剛，2013）。

本文以亞太地區5個國家（中國，日本，韓國，澳大利亞，泰國） 20余年的數據（1985～2006） 的面板數據為樣本數據進行協整檢驗，以期對環境保護和經濟發展之間的關系尋求亞太地區數據的支持。本文研究思路為，首先定義變量并進行理論假設，然后，介紹數據來源與設計實證方法，而后利用STATA軟件對數據進行面板回歸分析，再根據分析結果得出實證分析的結論，最后提出相關的政策建議。

二、變量定義與理論假設

綜合國內外的文獻，并考慮到各個國家的統計年鑒所提供的年報數據的差異性和數據的可獲得性及可靠性，本文共采取5個變量（表1）：人均國內生產總值作為被解釋變量。另選取四個解釋變量：①人均水力發電消耗量；②人均生物質能消耗量；③可再生資源發電量占比；④在環境保護方面的人均財政支出。

人均國內生產總值，是發展經濟學中衡量經濟發展狀況的指標，是重要的宏觀經濟指標之一，它是人們了解和把握一個國家或地區的宏觀經濟運行狀況的有效工具。將一個國家核算期內（通常是1年）實現的國內生產總值與這個國家的常住人口（統計以戶籍人口為口徑）相比進行計算，得到人均國內生產總值。它是衡量各國人民生活水平的一個標準，為了衡量的客觀性，它常與購買力平價結合。這個指標值增長越快，表示該經濟體經濟增長越迅速。

人均水力發電消耗量。相對火力發電，水力發電是再生能源，排放少，對環境沖擊也較小；發電成本相對較低，還可控制洪水泛濫、提供灌溉用水、改善河流航運等，有關工程同時改善該地區的交通、電力供應和經濟，特別可以發展旅游業及水產養殖。因此，利用水力發電，可減少一般的石油或燃料的使用，有利于環境保護，并促進經濟效益的提高。人均水力發電消耗量越高，對環境保護越有利。

假設1：人均發電量與人均GDP呈正相關。

人均生物質能消耗量。生物質能，即太陽能以化學能形式貯存在生物質中的能量形式，即以生物質為載體的能量。它具有可再生性、高熱值性、低污染性和零排放性等優點。這些特點使它無論是在對環境保護中還是支出方面都占有重要的位置。利用生物質能發電，可減少一般的石油或燃料的使用，有利于環境保護。人均生物質能發電消耗量越高，證明化石燃料的使用就越少，即對環境保護越有利。

假設2：人均生物質能發電消耗量與人均GDP呈正相關。

可再生資源發電量占比。可再生能源，在自然界中可以不斷再生并有規律地得到補充或重復利用的能源，如太陽能、風能、水能等。開發利用可再生能源是保護環境、應對氣候變化的重要措施，是開拓新的經濟增長領域、促進經濟轉型、擴大就業的重要選擇。利用可再生資源發電，有利于減少對石化燃料的使用，減少二氧化碳的排放，從而保護環境。因此可再生資源發電量占比越大，對環境保護越有利。

假設3：可再生資源發電量占比與人均GDP呈正相關。

環境保護方面的人均財政支出。環境保護方面的財政支出，是指政府在環境保護方面的投入或支出，它涉及的內容包括環境保護管理事務、環境監測與監察、污染治理、自然生態保護、退耕還林、風沙荒漠治理、退牧還草、能源節約利用、污染減排、可再生能源和資源綜合利用等支出。這些支出在環境保護方面有著重要作用，有利于促進環境保護。在環境保護方面的財政支出越多，對于環境保護越有利。

假設4：在環境保護方面的財政支出與人均GDP呈正相關。

表1 對本文涉及的變量的符號表示與變量定義

三、數據來源和估計方法

1.數據來源及數據概況

（1）本文使用的數據來源于樣本國家的統計年鑒，包括中國，日本，韓國，澳大利亞，泰國這五個國家1985年至2006年各國的GDP統計表（以2000年價格，美元計）。而解釋變量中用到的各國以下數據：生物質能消耗量、水力發電量、可再生資源發電量占比、環境保護方面的人均財政支出、人口數，是通過直接獲取或間接計算整理獲得。

本文通過人均GDP反映經濟的增長情況，于是設定人均GDP（y）這個變量作為被解釋變量，以能源產生方式中的3個量：人均水力發電消耗量（we）,人均生物質能消耗量（biomass），可再生資源發電量占比（re）,再加上在環境保護方面的人均財政支出（ee），共4個為解釋變量。數據共有5組，每組110個觀測值。

（2）各個指標的描述性統計如表2：

表2 各個指標的描述性統計

2.估計方法

本研究采用Granger因果檢驗模型，以確定環境政策是否是經濟增長的Granger原因，或經濟增長是否為環境保護發展方式的Granger原因。隨著Granger因果檢驗模型的發展，非穩定時間序列的變量協整檢驗與估計已經得到普遍認可。但對于殘差的自相關性、短的時間序列等，可能會產生偽回歸或低效果等檢驗結果的不客觀。為解決時間序列的協整檢驗小樣本問題，一系列面板協整檢驗方法出現。使用時間序列（Granger，2000） 或面板數據 （Apergis，2004），涉及協整技術的應用與后來的誤差修正模型（ECM）用于測試短期和長期的因果關系。Granger因果關系一般方法表明，以面板數據模型為代表，數據的時間維度是有限的，而且環境變量的整體樣本規模是相對較小的。要用相對較小的時間序列來克服一組數據的局限性，本研究采用了有合理的小樣本性質的方法，估計方法設計如下：

第一步，本文采用了廣泛使用的Im Pesaran and Shin(IPS)面板單位根檢驗。如果變量被確認為是I（1），然后，用Westerlund-J檢驗(2007)以測試協整關系。在這個研究中，時間序列組成部分是相對較短的。面板單位根檢驗考慮到下列模型：

上式中yit是人均實際國內生產總值向量，yit=eit是關于環境保護的向量。

接下來進行面板協整檢驗，使用了Westerlund-J檢驗（2007） 的模型：

若其中Gt，Ga對應的P〈0.05，表明變量間至少存在一組協整關系，Pt、Pa對應的P〈0.05，表明共同存在協整關系。

最后建立誤差修正模型：

上式中的 b0是誤差修正速度，a1，a2，a3，a4反映了we,biomass,re,ee 與 y 之間的長期關系,b1，b2，b3，b4反映了we,biomass,re,ee與y之間的短期關系。其中若b0=0,表明不存在長期關系；若b0〈0,則表明存在誤差修正機制。通過各個系數可以看出各個解析變量與被解析變量之間的長期和短期關系。從而研究出環境保護與經濟增長之間的關系。

四、估計過程及結果分析

1.估計過程

首先，對模型進行組間異方差檢驗，得到結果P=0.0000小于0.05，拒絕原假設，即原模型存在組間異方差。第二，對模型進行序列相關檢驗，得到結果P=0.0000小于0.05，拒絕原假設，即所以原模型存在序列相關。第三，對模型進行截面相關檢驗，得到結果P=0.0000小于0.05，拒絕原假設，即原模型存在截面相關。因此，檢驗結果得是，原模型中變量間存在組間異方差，序列相關且截面相關。故，使用xtscc命令對模型進行綜合處理，解決組間異方差、序列相關且截面相關三個問題，再進行下面的檢驗。對數據進行面板單位根檢驗，得出結果如表3。

面板單位根檢驗的假設是面板中的所有截面對應的序列都是非平穩的，即I(1)過程。從表3可以看出所有變量的p值都大于0.05，接受原假設，存在單位根，即面板中的所有截面對應的序列都是非平穩的，即I(1)過程。對Y,WE,BIO,RE進行一階差分，對EE進行二階差分后，p值都小于0.05，拒絕原假設，不存在單位根。所以經過差分變量后，使面板中的所有截面對應的序列都變成平穩的。接著進行面板協整檢驗，所得結果如表4：

表3

面板協整檢驗的假設是面板整體的數據不存在協整關系。從表2可以看出we,biomass,re,ee四個變量的pt,pa對應的p值都小于0.05，拒絕原假設，即面板整體上存在協整關系。證明環境保護的有關變量與人均GDP之間都存在協整關系。建立誤差修正項模型，得到如下結果（表5）。

表4

由表可見：a1=-3.995716，a2=-598323.7，a3=1048.457，a4=2052.599，b0=-0.1131427，b1=-14.59035，b2=167153.2，b3=774.2086，b4=250.0605

表5

從以上結果可以看出，b0=-0.1131427小于0，證明存在誤差修正機制。

2.實證結果與分析

得出結果與分析如下：

（1） a1=-3.995716，b1=-14.59035，說明we與y之間既存在長期的負相關關系，也存在短期的負相關關系。也就是說，樣本數據顯示，增加使用水力發電消耗量，無論從短期還是長期來看，無助于經濟增長。We與y呈負相關關系，部分原因在于，當一國經濟發展比較滯后時（y值比較低），該國傳統的水力發電方式較多，隨著工業經濟發展水力發電之外的方式，如火力發電的需求增多。

（2） a2=-598323.7，b2=167153.2，說明 biomass與y之間存在長期的負相關關系，存在短期的正相關關系。通過樣本數據實證分析說明，增加使用生物質能的發電在短期能促進經濟增長，長期后不能促進經濟發展。

（3） a3=1048.457,b3=774.2086，說明 re與 y之間存在長期的正相關關系，存在短期的正相關關系。說明通過增加使用其他可再生資源來發電，在長期與短期可以促進經濟增長。

（4） a4=2052.599,b4=250.0605，說明 ee與 y之間存在長期的正相關關系，存在短期的正相關關系。換而言之，通過增加在環境方面的財政支出，無論在長期還是短期，都可以促進經濟發展。

五、政策建議

綜上分析，加大對可再生資源的開發，充分利用可再生能源是保護環境、應對氣候變化的重要措施，是開拓新的經濟增長領域、促進經濟轉型、擴大就業的重要選擇。環境保護與經濟發展之間存在著因果關系，我們應該注意制定更多的環境保護政策，更好地保護環境，從而促進經濟發展。

水力發電具有可再生性，潔凈性。從理論上認為它對經濟發展有促進作用，但在本文的樣本中，這一關系并沒有獲得實證支持。水力發電的工程投資大、建設周期長。水力發電雖然沒有廢氣排放，但對生態的作用目前還存在著爭議。從經濟的可持續發展視角，在我國，應該在水資源豐富、條件允許、不對環境構成大影響的地區增加水力發電。

增加使用生物質消耗，對于短期的經濟增長有促進作用。因此可以用來作為促進經濟增長的短期政策，但在制定長期的經濟增長政策不可以通過增加使用生物質能發電來促進經濟增長。

根據本文的實證結果顯示，其他可再生資源消耗量在長期、短期都能促進經濟增長。因此，我們要結合各地資源稟賦，因地制宜，鼓勵能源消耗方式的多元化。如盡快開發適合我國國情的風電系統，在風力充足的地區加以推進使用；在水力缺乏的沙漠地區開發、建設較大規模的太陽能電站等。

本文研究結果表明，增加可再生資源發電和在環境保護方面的財政支出有利于促進經濟發展。在我國，隨著經濟的發展，應該加大在環境保護方面的財政支持，這是經濟發展到一定階段的必然要求；另外，我國經濟高速發展，政府財政寬裕，也為加大對環境保護的財政支出提供了條件；再次，我國前期經濟高速發展，欠下了“環境債”，也亟待處理。因此，我國要從中央政府、地方政府各層次加大對環保保護的財政支出，這也將有利于我國經濟的發展。

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