煤炭生产与经济增长和环境污染的关系研究：以山西省为例

2013-09-07齐晓燕郭丕斌

中国矿业 2013年11期

齐晓燕，郭丕斌

（1.中北大学经济管理学院，山西太原030051；2.忻州师范学院经济管理系，山西忻州034000）

1 文献回顾

对于煤炭生产与经济增长的关系，国外学者主要研究能源消费或煤炭消费与经济增长的关系。最早研究能源消费和经济增长关系的是Kraft J和Kraft A（1978），他们对美国1947～1974年的相关数据进行研究，发现美国的国民生产总值对能源消费量存在单向的因果关系［1］。Li和Leung（2012）对中国的煤炭消费与经济增长进行面板数据分析，发现在中国沿海地区和中部存在双向的因果关系，而在西部存在从GDP到煤炭消费的单向因果关系［2］。Dagher和 Yacoubian（2012）对黎巴嫩1980～2009年的数据进行能源消费与经济增长的研究，发现无论短期还是长期，能源消费都是经济增长的限制因素，因此要制定有效的能源政策来促进经济增长［3］。周琦、高宽（2011）对我国煤炭资源与经济发展的关系进行研究，得出煤炭生产量和煤炭消费量与我国经济增长存在正向关系，其中煤炭生产量每增加1%，国内生产总值就会增加1.79%［4］。孙承志、杨娟（2011）对内蒙古1988～2009年的煤炭生产、需求进行检验，结果发现内蒙古煤炭生产量与内蒙古生产总值、煤炭消费量之间存在协整关系，同时均存在双向的因果关系［5］。谢和平、刘虹、吴刚（2012）对我国经济对煤炭的依赖和煤炭对经济的贡献率进行了研究，得出我国煤炭生产和主要用煤行业对GDP总量的贡献率为15%，对GDP增量的贡献率为18%。并且在过去25年里我国经济对煤炭的依赖度呈现“U”型过程，煤炭行业对经济增长的贡献比较明显［6］。石咏梅（2012）对山西省1990～2008年的能源供需与GDP进行研究，得出能源生产与GDP存在长期协整关系，但不存在格兰杰因果关系［7］。

对于煤炭生产与环境污染的关系，国内外学者研究主要集中在经济增长与环境污染的关系。在国外，首次提出“环境库兹涅兹曲线假说（EKC）”假设的是美国的Grossman和Krueger（1995），他们认为，即随着人均GDP的增长，环境的污染程度会发生先恶化后改善的现象［8］。Ahmed和 Wei（2012）对巴基斯坦1971～2008年相关数据研究，表明经济增长与二氧化碳存在长短期关系和倒“U”型的环境库茨涅兹曲线［9］。Cherniwchan（2012）对157个国家1970～2000年的数据进行研究，发现工业产品每增加1%，硫排放增加11.8%［10］。在国内，宋涛、郑挺国、佟连军（2007）对我国1960～2000年的人均CO2和人均GDP的关联性进行研究，发现二者长期内存在倒U型的环境库兹涅茨曲线关系，并且短期内存在人均GDP对人均CO2排放量的单向因果关系［11］。张歌、周雯（2011）发现工业二氧化硫排放量和工业废气排放量与山西经济增长有显著的关联性［12］。刘巧莲（2011）对山西1989～2005年的经济与环境数据进行研究，发现除烟尘排放量外，废水、废气、二氧化硫和固体废物排放量均与人均GDP有很强的相关性［13］。

上述研究成果表明，在煤炭生产与经济增长的关系上，确实存在着影响关系，只是不同的国家或区域表现出不同的影响关系，有的表现为单向关系，有的表现为双向关系。从经济增长与环境污染的关系看，多数学者认为二者存在相关关系。本文认为，在文献表明经济增长拉动煤炭生产、经济增长导致环境污染的前提下，煤炭生产对环境污染具有直接的影响的关系。然而，在目前的相关文献中，发现很少有人直接研究煤炭生产与环境污染的关系，这正是本文的切入点。本文拟通过实证分析，揭示山西煤炭生产与山西经济增长、与我国经济增长以及与山西环境污染之间的数量关系，旨在了解山西煤炭生产与经济增长和环境污染之间的确切影响关系，从而为政府决策提供参考。

2 实证分析

2.1 数据来源

本文的数据来源于各年的《中国统计年鉴》、《山西统计年鉴》和《环境统计年鉴》，选取的时间为1991～2011年，选取的指标主要有三类：第一类是煤炭生产量指标CP（单位：万t），选取山西原煤产量表示。第二类是经济增长指标，包括山西地区生产总值GRP（单位：亿元）和我国国内生产总值GDP（单位：亿元）。第三类是环境污染指标，包括废气FQ（单位：亿标m3），选取山西工业废气排放量；废水FS（单位：万t），选取山西废水排放总量表示；二氧化硫SO2（单位：万t），选取山西二氧化硫排放总量表示；固体废物GF（单位：万t），选取山西工业固体废物产生量表示。为了消除样本数据的异方差性，本文对各原数据取对数，取对数后的变量分别记作 LCP、LGRP、LGDP、LFQ、LFS、LSO2、LGF。本文的检验和回归过程借助计量经济学软件Eviews 6.0完成。

2.2 平稳性检验

平稳性检验，即单位根检验，是协整理论的前提和基础，非平稳的时间序列可以通过差分转化为平稳的时间序列，如果时间序列通过d次差分后为平稳序列，而d－1次差分不平稳，则称该时间序列为d阶单整序列，本文采用ADF方法来检验变量间的平稳性，检验结果如表1所示。

由表1可知，所有变量取对数后经过一阶差分，均变为平稳序列，即在10%的显著性水平下，煤炭生产DLCP、山西生产总值DLGRP、国内生产总值DLGDP、废气 DLFQ、废水 DLFS、二氧化硫DLSO2、固体废弃物DLGF均为一阶单整序列。

2.3 协整检验

协整检验常用的方法有E－G两步检验法和基于回归系数完全信息的Johansen协整检验。Johansen协整检验常用于检验多变量之间的协整关系，而检验两变量之间的协整关系通常采用E－G两步检验法。E－G两步检验法要求为：首先，建立含有常数项的协整回归方程。其次，对回归方程的残差项进行平稳性检验。如果残差项为平稳的，则说明两变量之间存在协整关系。本文研究山西煤炭生产与山西经济增长、与我国经济增长、与山西环境污染之间的关系，所以应采用E－G两步检验法。本文的协整回归方程结果如表2所示。

由表2可知，回归方程1、2、3、6的R2都为0.7以上，说明回归方程的拟合情况良好，可以运用回归方程对山西煤炭生产与山西经济增长、我国经济增长、工业废气、工业固体废物的关系进行预测。由方程4、5可知R2较低，说明山西煤炭生产与工业废水、工业二氧化硫的线性关系不显著。以下，我们对所有方程的残差进行单位根检验，设残差分别为Resid1、Resid2、Resid3、Resid4、Resid5、Resid6，对残差的单位根检验结果如表3所示。

表1 ADF单位根检验结果

表2 协整回归方程

表3 残差单位根检验结果

由表3可知，在10%的显著性水平下，残差序列均为平稳的，即山西煤炭生产与山西经济增长、我国经济增长，与山西废气、废水、二氧化硫及固体废物之间存在协整关系，这说明山西煤炭生产与山西及我国经济增长之间的发展是平衡的，存在着长期稳定的均衡关系，也说明山西煤炭生产与环境污染之间存在长期稳定的均衡关系，随着煤炭生产的增加，环境受到持续的影响。

2.4 格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验反映变量之间的因果关系，如果非平稳的两个变量之间是协整的，那么它们之间至少存在一个方向上的格兰杰因果关系。张晓峒提出只有在平稳变量之间或存在协整关系的非平稳变量之间才能进行格兰杰检验［14］。本文已经通过协整检验证明山西煤炭生产与山西经济增长、我国经济增长以及与山西环境污染之间存在长期协整关系，现在运用格兰杰因果关系检验对其进行因果关系检验，滞后期是根据AIC准则和SC准则确定的，结果如表4所示。

由表4可知，在滞后2期时，原假设“LCP不是LGRP的Granger原因”和“LGRP不是LCP的Granger原因”拒绝犯第一类错误的最大概率分别是0.0263、0.0739，小于0.1，即在90%的水平下认为山西煤炭生产是山西经济增长的Granger原因，山西经济增长也是山西煤炭生产的Granger原因。也就是说在90%的水平下存在山西煤炭生产与山西经济增长的双向因果关系。同理可以得出在90%的水平下存在我国经济增长对山西煤炭生产的单向因果关系；煤炭生产对山西废气、二氧化硫、固体废物的单向因果关系；而煤炭生产与废水的因果关系不显著。

3 结论与讨论

1）山西煤炭生产与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。山西煤炭生产每增加1%，山西经济大约增长2.15%，我国经济大约增长1.93%。而且在煤炭生产与经济增长的关系中，煤炭生产的系数均为正数，说明煤炭生产对经济增长有正向的促进作用。因此，在没有可行的替代能源的前提下，山西政府要慎用转型政策以减少煤炭生产，因为那样不仅影响山西经济的发展，同时也会影响全国经济的发展。

2）山西煤炭生产与环境污染之间存在长期稳定的均衡关系。山西煤炭生产每增加1%，将导致废气增加1.82%，废水增加0.39%，二氧化硫增加0.31%，固体废物增加1.35%。而且在煤炭生产与环境污染的关系中，煤炭生产的系数均为正数，说明随着煤炭生产的增加，环境污染会越来越严重，煤炭生产的多少对废气的影响最大、依次为固体废物、废水，对二氧化硫影响最小。因此，政府要出台政策支持清洁煤技术，以便减少污染物排放，显著改善空气质量。

3）从山西煤炭生产与经济增长和环境污染的影响可以看出，山西煤炭生产对经济的影响最小为2.15，而对环境污染的影响最大为1.82，可以看出煤炭生产对经济增长的影响大于对环境污染的影响，但是二者差距不大。这说明当前对煤炭生产所造成的环境问题，无论是实施“先污染后治理”还是“边污染边治理”，均会收到一定的效果，但是长期来看，环境污染问题势必制约煤炭的生产，从而阻碍经济的发展。因此，我国急需要发展新能源或清洁煤技术，解决经济增长与环境污染问题。

4）在煤炭生产与经济增长的因果关系中，首先存在山西煤炭生产与山西经济增长的双向因果关系。这说明山西煤炭生产的增加将促进山西经济的发展，而山西经济增长拉动了山西煤炭的生产。其次，存在我国经济增长对山西煤炭生产的单向因果关系。这可能是由于我国煤炭资源分布不均匀，而山西是我国煤炭资源的大省，拉动效应明显。如2011年山西调给外省市的煤炭量为58427.82万t，占山西省全年煤炭生产量的78.8%。而另一方面，全国经济总量巨大，2012年GDP已经超过50万亿元人民币，山西的煤炭增加值相对于此贡献有限。因此，影响关系是单向的。

5）山西在煤炭生产与环境污染的因果关系中，存在煤炭生产到废气、二氧化硫、固体废物的单向因果关系。这是因为在煤炭在生产和使用过程中会产生废气、二氧化硫等有害气体和煤矸石、煤灰等固体废物。另外，煤炭生产与废水的因果关系不显著。这可能是由于企业对矿井水的循环利用率提高，造成煤炭生产的多少与废水的排放量关系不明显。因此，政府应鼓励企业大力发展清洁煤技术，以降低煤炭生产与利用对环境的影响。

［1］Kraft J，Kraft A.On the Relationship between Energy and GNP［J］.Journal of Energy and Development，1978（3）：401－403.

［2］Raymond Li，Guy C.K.Leung.Coal consumption and economic growth in China［J］.Energy Policy，2012（40）：438－443.

［3］Leila Dagher，Talar Yacoubian.The causal relationship between energy cosumption and economic growth in Lebanon［J］.Energy policy，2012（50）：795－801.

［4］周琦，高宽.探究煤炭资源与中国经济发展的关系——基于计量经济模型的分析［J］.价值工程，2011（9）：171－172.

［5］孙承志，杨娟.内蒙古煤炭生产与经济增长的协整分析［J］.中国矿业，2011，20（4）：28－31.

［6］谢和平，刘虹，吴刚.经济对煤炭的依赖与煤炭对经济的贡献分析［J］.中国矿业大学学报，2012（3）：1－6.

［7］石咏梅.山西省能源供需与GDP增长关系的实证分析［J］.甘肃联合大学学报，2012（7）：33－35.

［8］Grossman G，Krueger A.Economic growth and the environment［J］.Quarterly Journal of Economics，1995（2）：353－378.

［9］Khalid Ahmed，Wei Long.Environmental Kuznets Curve and Pakistan：An Empirical Analysis［J］.Procedia Economics and Finance，2012（1）：4－13.

［10］Jevan Cherniwchan.Economic growth，industrialization，and the environment［J］.Resource and Energy Economics，2012（34）：442－467.

［11］宋涛，郑挺国，佟连军.环境污染与经济增长之间关联性的理论分析和计量检验［J］.地理科学，2007（4）：156－162.

［12］张歌，周雯.关于山西省经济发展与环境污染的计量模型分析［J］.区域经济，2011（12）：26－27.