环境保护与经济增长:基于亚太地区五国面板数据的协整检验

范忠伟

（广东金融学院经济贸易系，广东 广州510521）

一、引言

随着经济的发展，人均消耗增加，而同时人口增长，又面临环境污染加剧、资源收紧等外部约束，经济增长和环境政策间的相互关系越来越为学术界所关注。关于经济增长与环境污染的关系，在20世纪70年代以前，人们普遍认为二者呈正相关关系。通过资源投入而导致的高产出，随之导致固体废弃物和废气排放的增长，导致环境质量水平下降（Grossman，1995)。还有研究发现，经济增长与环境污染并非是单一的正相关关系。经济增长与环境污染之间的倒U形关系存在，被称为“环境库兹涅茨曲线（EKC）”（Grossman＆amp;Krueger，1991）。它认为经济增长对环境污染的影响有规模效应、技术效应和结构效应。

从另一个角度来说，采取环境管制或者制订环境友好的产业政策与发展战略是否会有利于一个经济体的短期或长期的经济增长呢？“适当的环境政策能促进创新的新技术的使用”的假说，它对其他行业产生一种正面的溢出效应，便于改进他们的生产力和促进经济增长的全面提高（Porter＆amp;Lunde，1995）。还有更新的研究，如Tahvonen和Salo(2001)，Ricci(2007)，Pautrel(2009)强调经济环境政策有利于宏观经济并不仅限于技术溢出，他们的研究认为，环境保护政策可以通过改进教育、储蓄和健康等提高一个经济体的潜在效益。但也有文献强调认为，环境保护对经济增长存在负面影响，随着加大环境监管和控制，会限制最优水平的生产，抑制经济增长。总之，现有的相关理论研究，早在发展中国家对经济发展与环境保护持有两种迥异的观点：一种观点是在发展现在的经济增长，有些人认为这些政策将促进环境保护，提高经济增长，但是目前还没有在环境保护是否对经济的增长产生影响方面达成共识。与理论研究比较而言，相关的实证研究则相对较少。Jaffe和Palmer(1997)对波特和林德(1995)的论点进行了实证支持，发现适当的环境政策对新技术的使用有促进作用。Leiter（2009）利用欧洲数据去评估环保支出对经济增长的促进作用，认为集中于环境措施对行业的投资水平有积极的相互促进作用。国内也有对经济发展与环境管制有相关的实证研究，结果表明，“实施严格且适宜的环境管制可能会使中国经济赢得提高环境质量和生产率增长的‘双赢’结果”（李树、陈刚，2013）。

本文以亚太地区5个国家（中国，日本，韩国，澳大利亚，泰国） 20余年的数据（1985～2006） 的面板数据为样本数据进行协整检验，以期对环境保护和经济发展之间的关系寻求亚太地区数据的支持。本文研究思路为，首先定义变量并进行理论假设，然后，介绍数据来源与设计实证方法，而后利用STATA软件对数据进行面板回归分析，再根据分析结果得出实证分析的结论，最后提出相关的政策建议。

二、变量定义与理论假设

综合国内外的文献，并考虑到各个国家的统计年鉴所提供的年报数据的差异性和数据的可获得性及可靠性，本文共采取5个变量（表1）：人均国内生产总值作为被解释变量。另选取四个解释变量：①人均水力发电消耗量；②人均生物质能消耗量；③可再生资源发电量占比；④在环境保护方面的人均财政支出。

人均国内生产总值，是发展经济学中衡量经济发展状况的指标，是重要的宏观经济指标之一，它是人们了解和把握一个国家或地区的宏观经济运行状况的有效工具。将一个国家核算期内（通常是1年）实现的国内生产总值与这个国家的常住人口（统计以户籍人口为口径）相比进行计算，得到人均国内生产总值。它是衡量各国人民生活水平的一个标准，为了衡量的客观性，它常与购买力平价结合。这个指标值增长越快，表示该经济体经济增长越迅速。

人均水力发电消耗量。相对火力发电，水力发电是再生能源，排放少，对环境冲击也较小；发电成本相对较低，还可控制洪水泛滥、提供灌溉用水、改善河流航运等，有关工程同时改善该地区的交通、电力供应和经济，特别可以发展旅游业及水产养殖。因此，利用水力发电，可减少一般的石油或燃料的使用，有利于环境保护，并促进经济效益的提高。人均水力发电消耗量越高，对环境保护越有利。

假设1：人均发电量与人均GDP呈正相关。

人均生物质能消耗量。生物质能，即太阳能以化学能形式贮存在生物质中的能量形式，即以生物质为载体的能量。它具有可再生性、高热值性、低污染性和零排放性等优点。这些特点使它无论是在对环境保护中还是支出方面都占有重要的位置。利用生物质能发电，可减少一般的石油或燃料的使用，有利于环境保护。人均生物质能发电消耗量越高，证明化石燃料的使用就越少，即对环境保护越有利。

假设2：人均生物质能发电消耗量与人均GDP呈正相关。

可再生资源发电量占比。可再生能源，在自然界中可以不断再生并有规律地得到补充或重复利用的能源，如太阳能、风能、水能等。开发利用可再生能源是保护环境、应对气候变化的重要措施，是开拓新的经济增长领域、促进经济转型、扩大就业的重要选择。利用可再生资源发电，有利于减少对石化燃料的使用，减少二氧化碳的排放，从而保护环境。因此可再生资源发电量占比越大，对环境保护越有利。

假设3：可再生资源发电量占比与人均GDP呈正相关。

环境保护方面的人均财政支出。环境保护方面的财政支出，是指政府在环境保护方面的投入或支出，它涉及的内容包括环境保护管理事务、环境监测与监察、污染治理、自然生态保护、退耕还林、风沙荒漠治理、退牧还草、能源节约利用、污染减排、可再生能源和资源综合利用等支出。这些支出在环境保护方面有着重要作用，有利于促进环境保护。在环境保护方面的财政支出越多，对于环境保护越有利。

假设4：在环境保护方面的财政支出与人均GDP呈正相关。

表1 对本文涉及的变量的符号表示与变量定义

三、数据来源和估计方法

1.数据来源及数据概况

（1）本文使用的数据来源于样本国家的统计年鉴，包括中国，日本，韩国，澳大利亚，泰国这五个国家1985年至2006年各国的GDP统计表（以2000年价格，美元计）。而解释变量中用到的各国以下数据：生物质能消耗量、水力发电量、可再生资源发电量占比、环境保护方面的人均财政支出、人口数，是通过直接获取或间接计算整理获得。

本文通过人均GDP反映经济的增长情况，于是设定人均GDP（y）这个变量作为被解释变量，以能源产生方式中的3个量：人均水力发电消耗量（we）,人均生物质能消耗量（biomass），可再生资源发电量占比（re）,再加上在环境保护方面的人均财政支出（ee），共4个为解释变量。数据共有5组，每组110个观测值。

（2）各个指标的描述性统计如表2：

表2 各个指标的描述性统计

2.估计方法

本研究采用Granger因果检验模型，以确定环境政策是否是经济增长的Granger原因，或经济增长是否为环境保护发展方式的Granger原因。随着Granger因果检验模型的发展，非稳定时间序列的变量协整检验与估计已经得到普遍认可。但对于残差的自相关性、短的时间序列等，可能会产生伪回归或低效果等检验结果的不客观。为解决时间序列的协整检验小样本问题，一系列面板协整检验方法出现。使用时间序列（Granger，2000） 或面板数据 （Apergis，2004），涉及协整技术的应用与后来的误差修正模型（ECM）用于测试短期和长期的因果关系。Granger因果关系一般方法表明，以面板数据模型为代表，数据的时间维度是有限的，而且环境变量的整体样本规模是相对较小的。要用相对较小的时间序列来克服一组数据的局限性，本研究采用了有合理的小样本性质的方法，估计方法设计如下：

第一步，本文采用了广泛使用的Im Pesaran and Shin(IPS)面板单位根检验。如果变量被确认为是I（1），然后，用Westerlund-J检验(2007)以测试协整关系。在这个研究中，时间序列组成部分是相对较短的。面板单位根检验考虑到下列模型：

上式中yit是人均实际国内生产总值向量，yit=eit是关于环境保护的向量。

接下来进行面板协整检验，使用了Westerlund-J检验（2007） 的模型：

若其中Gt，Ga对应的P〈0.05，表明变量间至少存在一组协整关系，Pt、Pa对应的P〈0.05，表明共同存在协整关系。

最后建立误差修正模型：

上式中的 b0是误差修正速度，a1，a2，a3，a4反映了we,biomass,re,ee 与 y 之间的长期关系,b1，b2，b3，b4反映了we,biomass,re,ee与y之间的短期关系。其中若b0=0,表明不存在长期关系；若b0〈0,则表明存在误差修正机制。通过各个系数可以看出各个解析变量与被解析变量之间的长期和短期关系。从而研究出环境保护与经济增长之间的关系。

四、估计过程及结果分析

1.估计过程

首先，对模型进行组间异方差检验，得到结果P=0.0000小于0.05，拒绝原假设，即原模型存在组间异方差。第二，对模型进行序列相关检验，得到结果P=0.0000小于0.05，拒绝原假设，即所以原模型存在序列相关。第三，对模型进行截面相关检验，得到结果P=0.0000小于0.05，拒绝原假设，即原模型存在截面相关。因此，检验结果得是，原模型中变量间存在组间异方差，序列相关且截面相关。故，使用xtscc命令对模型进行综合处理，解决组间异方差、序列相关且截面相关三个问题，再进行下面的检验。对数据进行面板单位根检验，得出结果如表3。

面板单位根检验的假设是面板中的所有截面对应的序列都是非平稳的，即I(1)过程。从表3可以看出所有变量的p值都大于0.05，接受原假设，存在单位根，即面板中的所有截面对应的序列都是非平稳的，即I(1)过程。对Y,WE,BIO,RE进行一阶差分，对EE进行二阶差分后，p值都小于0.05，拒绝原假设，不存在单位根。所以经过差分变量后，使面板中的所有截面对应的序列都变成平稳的。接着进行面板协整检验，所得结果如表4：

表3

面板协整检验的假设是面板整体的数据不存在协整关系。从表2可以看出we,biomass,re,ee四个变量的pt,pa对应的p值都小于0.05，拒绝原假设，即面板整体上存在协整关系。证明环境保护的有关变量与人均GDP之间都存在协整关系。建立误差修正项模型，得到如下结果（表5）。

表4

由表可见：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

从以上结果可以看出，b0=-0.1131427小于0，证明存在误差修正机制。

2.实证结果与分析

得出结果与分析如下：

（1） a1=-3.995716，b1=-14.59035，说明we与y之间既存在长期的负相关关系，也存在短期的负相关关系。也就是说，样本数据显示，增加使用水力发电消耗量，无论从短期还是长期来看，无助于经济增长。We与y呈负相关关系，部分原因在于，当一国经济发展比较滞后时（y值比较低），该国传统的水力发电方式较多，随着工业经济发展水力发电之外的方式，如火力发电的需求增多。

（2） a2=-598323.7，b2=167153.2，说明 biomass与y之间存在长期的负相关关系，存在短期的正相关关系。通过样本数据实证分析说明，增加使用生物质能的发电在短期能促进经济增长，长期后不能促进经济发展。

（3） a3=1048.457,b3=774.2086，说明 re与 y之间存在长期的正相关关系，存在短期的正相关关系。说明通过增加使用其他可再生资源来发电，在长期与短期可以促进经济增长。

（4） a4=2052.599,b4=250.0605，说明 ee与 y之间存在长期的正相关关系，存在短期的正相关关系。换而言之，通过增加在环境方面的财政支出，无论在长期还是短期，都可以促进经济发展。

五、政策建议

综上分析，加大对可再生资源的开发，充分利用可再生能源是保护环境、应对气候变化的重要措施，是开拓新的经济增长领域、促进经济转型、扩大就业的重要选择。环境保护与经济发展之间存在着因果关系，我们应该注意制定更多的环境保护政策，更好地保护环境，从而促进经济发展。

水力发电具有可再生性，洁净性。从理论上认为它对经济发展有促进作用，但在本文的样本中，这一关系并没有获得实证支持。水力发电的工程投资大、建设周期长。水力发电虽然没有废气排放，但对生态的作用目前还存在着争议。从经济的可持续发展视角，在我国，应该在水资源丰富、条件允许、不对环境构成大影响的地区增加水力发电。

增加使用生物质消耗，对于短期的经济增长有促进作用。因此可以用来作为促进经济增长的短期政策，但在制定长期的经济增长政策不可以通过增加使用生物质能发电来促进经济增长。

根据本文的实证结果显示，其他可再生资源消耗量在长期、短期都能促进经济增长。因此，我们要结合各地资源禀赋，因地制宜，鼓励能源消耗方式的多元化。如尽快开发适合我国国情的风电系统，在风力充足的地区加以推进使用；在水力缺乏的沙漠地区开发、建设较大规模的太阳能电站等。

本文研究结果表明，增加可再生资源发电和在环境保护方面的财政支出有利于促进经济发展。在我国，随着经济的发展，应该加大在环境保护方面的财政支持，这是经济发展到一定阶段的必然要求；另外，我国经济高速发展，政府财政宽裕，也为加大对环境保护的财政支出提供了条件；再次，我国前期经济高速发展，欠下了“环境债”，也亟待处理。因此，我国要从中央政府、地方政府各层次加大对环保保护的财政支出，这也将有利于我国经济的发展。

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