山東省區(qū)域資源環(huán)境績效的影響因素研究

石靜，許暉，裴海峰

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山東濟(jì)南 250014）

山東省區(qū)域資源環(huán)境績效的影響因素研究

石靜，許暉，裴海峰

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山東濟(jì)南 250014）

隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，資源環(huán)境問題日益突出，嚴(yán)重影響了山東省整體經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展。本文從社會(huì)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略角度出發(fā)，著眼于山東省區(qū)域資源環(huán)境績效評(píng)價(jià)，以山東省17地市REPI指數(shù)作為被解釋變量，運(yùn)用合理的時(shí)間個(gè)體固定效應(yīng)變系數(shù)模型，對山東省資源環(huán)境績效指數(shù)與其影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，反映資源環(huán)境績效水平的區(qū)域差異的同時(shí)，研究各區(qū)域不同的影響因素對資源環(huán)境績效指數(shù)的時(shí)空差異性，更好地促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展。

資源環(huán)境績效指數(shù);變系數(shù)模型;可持續(xù)發(fā)展

一、指標(biāo)設(shè)計(jì)與模型設(shè)定

(一)指標(biāo)體系的構(gòu)建

在借鑒國家發(fā)改委相關(guān)文件，以及眾多國內(nèi)外學(xué)者研究成果基礎(chǔ)上，按照目的性、科學(xué)性、系統(tǒng)性、可比性和可操作性等原則，從經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和節(jié)能環(huán)保三個(gè)維度來確定解釋變量。具體指標(biāo)見表1。

表1 變量的說明

(二)理論模型設(shè)定

引入變量人均GDP的平方項(xiàng)(LNGDP)2后，時(shí)間個(gè)體固定效應(yīng)變系數(shù)模型的具體形式為:

式中截距項(xiàng)αj和系數(shù)項(xiàng)βjk隨著截面地區(qū)的不同而變化的，μjt為殘差項(xiàng)，N為區(qū)域劃分個(gè)數(shù)，j代表山東省17地市，γt為時(shí)期特色，t代表觀測時(shí)期數(shù)。

(三)實(shí)證分析

原始數(shù)據(jù)來自2005—2012年《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》與各地區(qū)統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，共包含山東省17個(gè)地市8年的時(shí)間序列。為提高模型精確性，消除變量數(shù)據(jù)之間的異方差和自相關(guān)性，對部分?jǐn)?shù)據(jù)在保證經(jīng)濟(jì)意義不變的前提下進(jìn)行取對數(shù)處理。

1.變量的檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)模型要求各序列是平穩(wěn)的，才能實(shí)現(xiàn)協(xié)整，否則做出的面板數(shù)據(jù)模型是偽回歸，因此建模前需進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。

(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

文中選擇檢驗(yàn)方法為LLC(Levin－Lin－Chu)檢驗(yàn)、ADF－Fisher檢驗(yàn)和PP－Fisher檢驗(yàn)，所有檢驗(yàn)原假設(shè)都是存在單位根。單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 資源環(huán)境績效各影響因素的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2結(jié)果看出，在10%的顯著性水平下，有充足的理由認(rèn)為變量REPI、LNGDP、DF、LNPD、LNGDPP序列平穩(wěn)，因此整體認(rèn)為數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是考察序列之間長期均衡關(guān)系的方法，指兩個(gè)或者多個(gè)非平穩(wěn)的變量序列某個(gè)線性組合后的序列呈現(xiàn)平穩(wěn)性的關(guān)系。本文采用Pedroni檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

表3 REPI指數(shù)與各影響因素的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系，由表3可知，統(tǒng)計(jì)量Prob.值均小于0.05，表明拒絕原假設(shè)，認(rèn)為山東省各地市REPI指數(shù)與影響因素之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

2.基于固定效應(yīng)變系數(shù)模型的資源環(huán)境綜合績效影響因素分析

(1)模型效應(yīng)的檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)模型的效應(yīng)分為固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和混合效應(yīng)。理論經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為以總體自身效應(yīng)為條件推論時(shí)，應(yīng)構(gòu)建固定效應(yīng)模型。利用Hausman檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)結(jié)果來判斷:當(dāng)Hausman統(tǒng)計(jì)量的值較大，對應(yīng)P值遠(yuǎn)小于0.05時(shí)，拒絕原假設(shè)，應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。模型中Hausman統(tǒng)計(jì)量值為10.7166，其對應(yīng)P= 0.0573，不能準(zhǔn)確判定固定效應(yīng)確實(shí)比隨機(jī)效應(yīng)好;似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F值為64.4837，P=0.0000，因此拒絕原假設(shè)，兩種檢驗(yàn)結(jié)果綜合判斷應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。

(2)模型形式的檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)是一種兼有截距項(xiàng)和時(shí)間序列維數(shù)的數(shù)據(jù)集。［2］根據(jù)面板數(shù)據(jù)分析的一般步驟，在進(jìn)行變系數(shù)回歸之前需要對是否選擇變系數(shù)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。［3］面板數(shù)據(jù)的模型有三種:①變系數(shù)模型:yi=αi+xiβi+ μi;②固定效應(yīng)模型:yi=m+xiβ+α*+μi;③不變參數(shù)模型:yi=α+xiβ+μi。

一般使用協(xié)方差分析檢驗(yàn)來確定模型的形式。對于兩個(gè)假設(shè):

其中，N為橫截面?zhèn)€數(shù)，K為約束條件個(gè)數(shù)，T為時(shí)間跨度;S1、S2和S3分別為面板數(shù)據(jù)三種模型的殘差平方和。給定顯著性水平α=0.05，查F統(tǒng)計(jì)量分布表得到臨界值，與計(jì)算得到的F統(tǒng)計(jì)量數(shù)值進(jìn)行對比，即可得到相關(guān)結(jié)論。［4］由三種模型的擬合結(jié)果可知S1=0.0026，S2=0.02137，S3=0.15968，其中N=17，T= 8，K=5，用上式計(jì)算得出F2和F1值，并查F統(tǒng)計(jì)量分位表得:

F2(0.05)(96，34)≈1.6352，F(xiàn)1(0.05)(80，34)≈1.664，而F2=20.7163＞F2(0.05)，同時(shí)F1=2.9588＞F1(0.05)，因此應(yīng)拒絕H1和H2的原假設(shè)，因此選擇變系數(shù)模型是比較合理的，同時(shí)結(jié)合Hausman檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)結(jié)果，綜合判斷應(yīng)建立固定效應(yīng)變系數(shù)模型。

(3)時(shí)間個(gè)體固定效應(yīng)變系數(shù)模型回歸估計(jì)結(jié)果

山東省按照一般區(qū)域劃分為四個(gè)地區(qū):魯東地區(qū)、魯中地區(qū)、魯西北地區(qū)和魯西南地區(qū)。通過Eviews6.0軟件，建立雙固定效應(yīng)變系數(shù)模型，利用OLS估計(jì)方法進(jìn)行回歸分析，得到面板回歸結(jié)果。

表4 雙固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

從劃分的山東省四大區(qū)域中分別選取濟(jì)南、青島、棗莊和德州四個(gè)城市的擬合結(jié)果作為代表，結(jié)合表4寫出模型形式:

由表4可知，解釋變量的估計(jì)參數(shù)在10%的水平上大部分顯著;可決系數(shù)R2為0.99，表明模型擬合優(yōu)度很高;F統(tǒng)計(jì)量值234.59，說明方程具有高度顯著性;AIC準(zhǔn)則數(shù)值較小，說明模型擬合效果較好。具體結(jié)論如下:

其一，經(jīng)濟(jì)因素依然是主要的影響因素。經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大必然帶來對資源需求的擴(kuò)大，以及污染物排放總量的上升，然而也可能意味著技術(shù)水平和資源集約程度的上升，山東省各地市具體情況不同，這種關(guān)系表現(xiàn)出顯著的差異性。在魯東和魯中地區(qū)，除臨沂和日照外，EC的影響是積極的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)成為影響環(huán)境質(zhì)量的正向作用力;魯西北地區(qū)、魯西南地區(qū)，以及日照市經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍處于經(jīng)濟(jì)增長方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變的艱難階段，所以經(jīng)濟(jì)發(fā)展對資源環(huán)境績效產(chǎn)生消極作用。

環(huán)境績效指數(shù)與人均GDP成倒U型的曲線關(guān)系。人均GDP的增長會(huì)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生巨大的影響，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化對于資源需求會(huì)變化，同時(shí)污染排放量可能會(huì)由此變化，所以在拐點(diǎn)之前，隨著人均GDP的增加，先前生產(chǎn)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)相對合理，對資源的需求量相對較少，REPI指數(shù)會(huì)增加，但是隨著人均GDP的增加，必然會(huì)增加對資源的消耗和環(huán)境的污染。

其二，對外開放程度對資源環(huán)境績效的影響存在區(qū)域差異。外商投資占地區(qū)GDP的比重DF指標(biāo)，在各地區(qū)的影響性質(zhì)也存在較大差異，原因在于東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，經(jīng)濟(jì)資源配置和協(xié)調(diào)程度不同。在改革初期，東部地區(qū)的外商投資主要集中在資源消耗性產(chǎn)業(yè)，對資源環(huán)境的影響呈現(xiàn)消極作用，其中東營對外開放程度對REPI指數(shù)的負(fù)向影響最大，達(dá)到－21.5108，外商投資資金主要流向集中在以石油為原料的產(chǎn)業(yè)部門，因此，我國要采用正確的措施來引進(jìn)外商投資，促進(jìn)我國低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展。［5］目前，魯西北和魯西南地區(qū)勞動(dòng)力豐富，自然資源開發(fā)程度低，成為接納東部高能耗、高投入、高污染產(chǎn)業(yè)的首選，外商投資在REPI指數(shù)的影響力上呈現(xiàn)出消極作用，這種以高耗能高污染為代價(jià)的增長方式被證明是難以持續(xù)的。［6］

其三，人口因素的影響具有不確定性。在雙固定變系數(shù)模型中17個(gè)地市有10個(gè)地區(qū)的LNPD系數(shù)為負(fù)，有5個(gè)通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn);剩下的7個(gè)地區(qū)的系數(shù)為正，有1個(gè)通過顯著性檢驗(yàn)，所以人口密度對于資源環(huán)境績效的影響具有不確定性。從理論角度分析，人口密度的提高會(huì)增加區(qū)域生態(tài)壓力，增大環(huán)境保護(hù)難度，同時(shí)，也意味著人口聚集程度高，生活水平和環(huán)保意識(shí)相應(yīng)提高，有利于環(huán)境的改善，因此LNPD系數(shù)的正負(fù)是不確定的。［7］

其四，政策影響存在區(qū)域的差異性。環(huán)保投資變量LNEP系數(shù)符號(hào)在山東省17地市上對資源環(huán)境績效的影響存在很大差異，我國資源環(huán)境績效水平在區(qū)域間存在比較明顯的時(shí)空差異特征。環(huán)保投資變量LNEP系數(shù)符號(hào)為負(fù)代表政府通過加大污染治理投資力度會(huì)降低環(huán)境績效指數(shù)。魯西北和魯西南地區(qū)基本上都是正的系數(shù)，說明在山東省經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相對比較落后的地區(qū)，政府環(huán)保支出對資源環(huán)境的改善起到積極作用。提高環(huán)保投資污染治理效率的方式是增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，依靠提升產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級(jí)，通過增加廢物循環(huán)利用和減少原材料投入來提高環(huán)保投資治理效率。［8］

結(jié)語

本文采用固定效應(yīng)變系數(shù)模型對影響環(huán)境績效指數(shù)的因素進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析，結(jié)果表明各因素對山東省各區(qū)域的資源環(huán)境績效有不同的影響。在各區(qū)域資源環(huán)境績效影響因素中，經(jīng)濟(jì)是主要影響因素;外商投資在魯西北和魯西南地區(qū)對區(qū)域資源環(huán)境績效的影響呈現(xiàn)負(fù)的影響關(guān)系;人口因素對于區(qū)域資源環(huán)境績效的影響具有不確定性。

各因素對區(qū)域資源環(huán)境績效的影響存在比較明顯的時(shí)空差異征，各區(qū)域應(yīng)根據(jù)自身不同的實(shí)際經(jīng)濟(jì)，社會(huì)和資源環(huán)境狀況，確定與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相適應(yīng)的循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，因地制宜制定區(qū)域特色的發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)的政策方針。

［1］張丹.中國區(qū)域節(jié)能減排績效及影響因素對比研究［D］.湖南大學(xué)，2012.

［2］Jeffrey M.Wooldridge.Introductory Econometrics A Modern Approach［M］.北京:中國人民大學(xué)出版社，2010.

［3］李子奈，葉阿忠.高等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2000.

［4］張曉峒.EViews使用指南與案例［M］.北京:機(jī)械工業(yè)出版社，2007.

［5］孫德紅，李錫玲.基于Panel－Data模型的FDI對我國低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究［J］.生態(tài)經(jīng)濟(jì)(學(xué)術(shù)版)，2013(2):28－33.

［6］汪升.中國省際資源環(huán)境綜合績效測度［J］.科技和產(chǎn)業(yè)，2013(5):56－59.

［7］李靜.中國區(qū)域環(huán)境效率的差異與影響因素研究［J］.南方經(jīng)濟(jì)，2009(12):24－35.

［8］吳淑麗，昌先宇，譚竿榮.中國環(huán)保投資廢氣治理效率差異及其影響因素研究——基于29省市面板數(shù)據(jù)的分析［J］.統(tǒng)計(jì)教育，2012(2):55－62.

(責(zé)任編輯:黎芳)

A Study on the Influence Factors of Regional Resource Environmental Performance in Shandong Province

SHI Jing，XU Hui，PEI Haifeng
(School of Statistics，Shandong University of Finance and Economics，Jinan，Shandong 250014，China)

Resource and environmental problems affect the sustainable development of overall economic society in Shandong province.From the perspective of social sustainable development strategy and in view of the performance evaluation of regional resources and environment in Shandong province，this paper makes REPI index of 17 cities in Shandong as explained variables and uses time individual fixed－coefficient model to study the resource environmental performance index and affecting factors empirically.Various factors which affect regional resource environmental performance exist obvious differences in the characteristics of space and time.Each area should set recycling economy development pattern and make policy in order to promote regional harmonious and sustainable development based on their different conditions.

Shandong province;regional economy;resource environmental performance index;varying－coefficient models

F061.5

A

2095－0098(2014)04－0079－05

2014－04－29

石靜(1989－)，女，山東臨沂人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)2013級(jí)統(tǒng)計(jì)學(xué)專業(yè)在讀研究生;許暉(1990－)，女，山東泰安人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)2013級(jí)應(yīng)用統(tǒng)計(jì)專業(yè)在讀研究生;裴海峰(1980－)，男，山東泰安人，博士，副教授，研究方向?yàn)椴淮_定理論及其應(yīng)用。