山西環境污染與經濟增長研究

張云波

【摘?要】當前，中國經濟的發展已經步入了“經濟新常態”時期。在中國改革發展的新階段下，山西省作為一個能源大省，在尋求經濟良性發展的同時，如何擺脫“能源詛咒”，成為經濟新常態下山西發展的機遇與挑戰。在本文中，首先對國內外經濟與環境相關理論成果做出分類回顧;其次，對山西省歷年來經濟發展與環境污染情況做出描述;第三，通過1991年至2017年山西省工業廢水、工業廢氣、工業固體廢棄物三個污染指標與人均GDP這一經濟指標，利用VAR模型，通過數據平穩性檢驗、Johansen協整檢驗和方差分解來研究山西省經濟增長和環境污染之間的關系。本文通過研究得出以下結論：（1）山西省經濟增長與工業污染存在長期均衡關系（2）工業廢水、廢氣及固體廢棄物的排放均是經濟發展的原因（3）工業固體廢棄物對經濟發展的影響是最大的，但其影響是負向的;工業廢氣的影響次之，工業廢水的影響最小，但二者對經濟發展的影響是正向的。

【關鍵詞】經濟增長、環境污染、VAR 模型

1導 論

1.1國內外研究現狀

在國外研究方面，1991年Grossman和Krueger[16]在北美自由貿易區談判中，分析墨西哥環境惡化并影響美國本土環境的問題時，引入并實證研究了環境質量與人均收入之間的關系，發現二者呈 U 關系之。Shafik（1994）利用美國城市大氣質量數據研究發現懸浮顆粒隨著人均收入的增加先增后減，呈現倒 U 型曲線關系。國內學者方面，張曉[1]（1999）利用我國的環境與經濟的時序數據進行了實證分析，表明人均二氧化硫、人均廢氣等污染物的排放量與人均GDP之間的關系符合 EKC 曲線的特征。包群等（2005）[3]利用 1996 至2002 年中國面板數據進行實證分析，發現影響倒U曲線的主要因素是污染指標及估計方法的選取。周敏、黃蘇萍（2010）[4]利用北京市相關數據，運用對數模型分析了各類環境指標與人均 GDP 的實證關系，結果表明北京市的環境質量與經濟發展并不完全符合環境庫茲涅茨曲線。

2 山西省經濟發展與環境污染現狀分析

2.1 山西省經濟發展現狀

在 1991年—2017年間，山西省人均國民生產總值大致上可以劃分為三個階段。1991年—2001年為第一個階段，在此階段，山西省人均國民生產總值平均年增幅不大，僅為13.4%。2002年—2012年為第二個階段，山西省人均國民生產總值高速增長，由2002年的7082元上升到2012年的33628元，平均增長幅度為16.8%。2013至2017年為第三個階段，山西省人均國民生產總值處于較高階段且相對平穩，屬于穩定發展時期。

2.2 山西省環境污染現狀

水資源總量不足的同時，水污染情況同樣嚴重。由山西省環保廳數據可知，2017年全省地表水資源屬于中度污染，在100個監測點當中，水質優良檢測斷面為49個，重度污染監測斷面為29個。其中，2004年到2012年為污水排放量高度增長期，2012年后污水排放增長率相對較低。

根據山西省生態環境廳發布的空氣預報數據可知，2017年全省11個地級市空氣質量達標天數為274天，占據全年檢測天數75.1%。其中，大同，朔州、呂梁空氣質量以良至輕度污染為主，長治、臨汾、晉城、運城重度污染天數比列達到10%以上。

山西省固體廢棄物來源構成穩定，其中以尾礦和采煤、燃煤產生的固體廢棄物最多，占總量80%左右。山西省固體廢棄物的排放呈現小幅度不斷上升趨勢，從2002年的8294.5萬噸增長到2012年的29031.5萬噸，年均增長率13.34%，

3 山西省經濟增長與環境污染實證分析

3.1 基于VAR模型山西省經濟增長與環境污染分析

在VAR模型當中，不需要區分內生變量和外生變量，回避了結構化模型的需要。VAR模型一般的數學表達式為：

其中：yt是 k 維內生變量列向量，xt 是d 維外生變量列向量，p是滯后階數，T是樣本個數。k×k 維矩陣，…，和k×d維矩陣H是待估計的系數矩陣。是k維擾動列向量。

3.1.1 指標選取與數據處理

本文選取樣本長度為1991年—2017年，數據均來源于歷年《山西省統計年鑒》。為降低數據的異方差性，使數據更加平穩，對所得數據進行對數化處理。

3.12 單位根檢驗

VAR 模型是建立在變量平穩的基礎上。所以，首先對時間序列數據進行平穩性檢驗可以看出，LnRG與LnDW、LnDG、LnDS均存在單位根，因為其檢驗統計量均大于顯著性水平 5%的臨界值，所以是非平穩的。分別將序列 LnRG、LnDW、LnDG與LnDS 進行一階差分后，得到序列dLnRG、dLnDW、dLnDG與dLnDS，再對其進行單位根檢驗。

3.13 Johansen協整檢驗

為進一步檢驗了變量之間的平穩關系，經行 Johansen協整檢驗，分別建立dLnRG與dLnDW、dLnDG、dLnDS之間的方程，檢驗結果如表3所示。

協整檢驗結果可知，在5%的顯著水平下，協整檢驗結果均顯示變量之間存在協整關系，其中與工業廢氣存在一個協整關系，與工業廢水及工業固體廢棄物存在兩個協整關系。

3.14 VAR模型的穩定性檢驗

在脈沖響應分析之前采用AR根估計的方法對VAR模型估計的結果進行平穩性檢驗變量，如果被估計的VAR模型的所有根模的倒數都小于1，即位于單位圓內，則其是穩定的，VAR模型滿足穩定性條件。

AR 根估計所有的根的模都在單位圓內，即模型是穩定的，可以進行廣義脈沖響應函數分析和方差分解。

3.15方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。方差分解結果如下表所示。

從平均貢獻率的角度來分析，工業固體廢棄物在三中污染源中的貢獻率是最大的，工業廢氣排放量的貢獻率次之，工業廢水排放量的貢獻率是最低的。這說明在污染物的排放上面，對山西省經濟增長影響的主要是工業固體廢棄物的排放，其他污染物排放量的影響相對較低。

3.16 本章小結

在本章節中，通過構建模型，對山西省經濟增長與環境污染關系進行實證分析。為了進一步分析山西省經濟增長與環境污染之間的相互影響關系與雙向作用機制，引入向量自回歸模型（VAR），通過方差分解的結果，探討了變量之間的影響關系。同時分行業分析污染貢獻度，確定主要工業污染源。

通過Eviews8.0進行模型估計，建立VAR模型，得到模型估計結果為：

DLNRG=0.349451418167*DLNRG（-1）+0.200233660883*DLNRG（-2）+0.412822001106*DLNDG（-1）+0.0343683259781*DLNDG（-2）-0.417963292002*DLNDS（-1）-0.115111526877*DLNDS（-2）-0.09981344071*DLNDW（-1）+0.0132894199208*DLNDW（-2）+ 0.0515191245212

由估計結果可知，環境污染的情況將影響工業經濟的發展。其中，固體廢棄物污染對經濟發展的貢獻值是最高的，無論是t-1期還是t-2期，響應系數據處于較高水平，但其影響方向是負向的，即工業固體廢棄物污染程度越高，會阻礙經濟的發展。工業廢氣的影響值次之，工業廢水的系數則最低，但二者對經濟的發展的影響均為正值，即工業廢氣和工業廢水的排放量越多，經濟發展速度越快。

（作者單位：山西財經大學財政與公共經濟學院）