福建省环境库兹涅茨曲线的实证研究

陈 冲

（福建师范大学，福建福州，350108）

福建省环境库兹涅茨曲线的实证研究

陈 冲

（福建师范大学，福建福州，350108）

基于福建省1995-2012年经济增长与环境污染的相关数据，运用主成分分析法，将废水排放量、工业废气排放量和工业固体废物排放量综合为一个衡量福建省环境污染程度的污染综合指标。对经济增长与环境污染综合指标建立误差修正模型，实证结果显示福建省经济发展符合环境库兹涅茨理论，福建省环境污染和经济增长之间呈倒U型曲线，曲线的拐点为3.14万元。通过对福建省环境库兹涅茨模型的扩展，进一步分析了政府治污投资和科研投入在环境保护中的作用，根据研究结论提出环境保护方面的建议。

福建省；主成分分析；环境库兹涅茨曲线；误差修正模型

一、引言

1972年，梅多斯发表了《增长的极限》一书，他认为如果为了保持良好的生态环境就需要降低经济发展速度。[1]然而也有经济学家对此提出反驳，其中最著名的就是库兹涅茨提出的“倒U型曲线”，在经济发展初期环境随经济发展而恶化，但当经济达到和超越了某一临界点，人均国民生产总值的提高反而会有助于减少环境污染。

2012年，福建省废水排放总量25.62亿吨、废气排放总量46.45万吨、固体废弃物产生量7719.54万吨。随着党的十八届三中全会提出深入贯彻落实科学发展观，扎实做好各项环保工作，福建省更面临着保持现有环境质量、深入推进节能减排、防范环境风险的三大压力。[2]

二、文献回顾

（一）文献研究

在经济增长与环境污染方面，国内学者在实证和理论方面做了广泛而深入的研究。黄瑜瑜等[3]（2012）通过对福建省1996-2009年碳排放总量和人均GDP的实证分析，验证了库兹涅茨假说，2013年将成为碳排放由增到减的转折点。邵锋祥和屈小娥[4]（2012）实证研究了1978-2008年陕西省碳排放与经济增长的关系，拐点的出现仍需要32.5年到2040年左右，同时验证了技术进步能使碳排放减少。丁继红和年艳[5]（2010）以江苏省经济增长与环境污染之间关系为研究对象，实证的结果显示江苏省综合污染指数与人均GDP呈现N型曲线特征，环境污染随着经济增长先出现恶化，之后得到改善，最后进一步恶化。许统生和梁可[6]（2011）通过主成分分析得出反映污染水平的综合指数，建立对江西省人均GDP与污染综合指数的模型。焦玮[7]等对安徽1995-2009年期间经济增长与工业废水排放、工业废气排放和人均工业废弃固体构造基于EKC曲线的拓展模型，得出经济增长与污染指标成N型曲线。包群和彭水军[8]（2006）基于1996-2000年中国各省市环境指标的面板数据，倒U曲线的转折点均高于人均收入3万元，目前中国各地区仍处于库兹涅茨曲线的左半段，环保科研和贸易开放度增加均有显著性正向影响。沈锋[9]（2008）基于环境库兹涅茨理论，对上海市环境污染和经济增长进行了实证研究，当人家GDP为36000元时，环境污染达到最低点，同时指出技术进步对环境质量改变具有正负效应两重性。周闽军和柳平生[10]（2012）通过对福建省1990-2010年经济增长与环境污染的时间序列数据，建立福建省环境库兹涅茨曲线的计量模型，得出福建省环境库兹涅茨曲线呈二次正U型，产业结构的重工业化导致福建二氧化硫排放增长。

（二）文献评述

上述文献研究成果，一些研究以碳排放与经济增长的关系展开，也有以污染综合指标与经济增长的关系，研究角度不同得到的各地区的环境污染模型的曲线也不同。根据文献研究，结合福建省经济发展的现状，本文以福建省经济增长与环境污染程度的关系为研究对象，用废水排放量、工业废气排放和工业废弃固体这三个环境污染因素测度污染程度的综合指标，验证福建省经济发展与环境问题是否符合环境库兹涅茨假说。

表1 主成分分析结果

三、计算福建省环境污染综合指标

环境污染的因素有很多，包括废水排放、废气排放、固体废弃物排放和粉尘排放等，但这些污染物的排放量只是从一个方面反映了环境问题，而不能从整体度量环境污染的程度，因此我们有必要构造一个衡量福建省污染程度的综合指标。

（一）变量说明和数据来源

改革开放以来，福建省的主要污染来源于工业，而居民生活排放的污染物只占总排放量很小的一部分，因此在进行模型分析时可以忽略不计。[9]通过对经济增长与环境问题的相关文献分析，确保数据可得性，选取福建省1995-2012年废水排放量、工业废气排放量和工业固体废物排放量度量环境污染的程度，分别用X1、X2和X3来表示。通过对三类污染物排放量进行主成分分析，得到污染综合指标，用X4表示。数据来源是1996-2013年《福建省统计年鉴》各期数据整理而得，由于统计年鉴中没有反应1996年数据，因此采用1995和1997年数据的均值来替代。

（二）计算污染综合指标

由于污染排放量三个指标分别从三个方面反映环境污染的情况，为了研究福建省环境污染情况与经济增长是否符合环境库兹涅茨假说，需要将三个指标综合成为一个指标，通过对三个变量进行主成分分析，达到减少指标个数，在低维度空间将信息分解为互相不相关的部分以获得有意义的解释。[11]主成分系数通过主成分特征向量矩阵中每一指标数值除以相应的主成分特征值的平方根得到。

从表1中的累积贡献率看，第1主成分和第2主成分的贡献率达到89.7%，能很好地反映三类指标的总体变动情况，这样可以用两个主成分M1和M2来代替原来的三个指标，由三个指标与各自的主成分系数相乘得到，[5]计算公式如下：

M1=0.423622*X1+0.437735*X2-0.350201*X3（1）M2=0.532555*X1+0.327118*X2+1.053088*X3（2）

以每个主成分所对应的特征值（姿）占提取主成分特征值之和的百分比为权重，得到主成分综合指标X4，公式如下：

四、福建省环境库兹涅茨曲线的实证分析

环境库兹涅茨理论认为当经济达到和超越了某一临界点，人均国民生产总值的提高会有助于减少环境污染，但是环境库兹涅茨曲线是用于分析发达国家和地区的模型，对发展中国家和地区是否适用仍需要进一步验证，并且通过福建省环境库兹涅茨曲线进行拓展，引入政府环境污染治理投资和科研投入这两个变量，对政府在环保中的作用进行实证分析。

（一）模型的构建

通过对国内外学者关于环境库兹涅茨曲线的实证模型的分析，以及福建省环境污染综合指标持续增长的趋势，模型采取二次项多项式拟合福建省环境污染与经济发展的关系。以X4t代表环境污染的综合指标，以PGDP代表实际人均国民收入。X4t表示的是福建省总体污染综合指标且数值较大且对数序列不会改变数据特征，因此在建模时对X4t取对数，建立福建省环境库兹涅茨曲线的模型为：

1nX4t=琢t+β1PGDPt+β2（PGDPt）2（4）

式中：琢t为截距项，β1、β2分别为PGDPt和（PGDPt）2的待估系数。如果模型中，β1跃0且β2约0，曲线呈倒U型；当β1约0且β2跃0时，曲线是正U型。[3]X4t的样本数据通过（3）式计算得到，人均实际GDP数据来源于《2013年福建省统计年鉴》，以1994年为基期。

表2 福建省污染综合指标和人均实际GDP

（二）计量结果及分析

1.单位根检验

模型所要分析的是时间序列数据，在回归分析前要保证时间序列是平稳的，因为非平稳的时间序列参与回归会产生伪回归问题。因此需要对变量序列进行单位根检验，判断时间序列的平稳性。通过EVIEWS6.0对时间序列数据1nX4t、PGDPt和（PGDPt）2进行单位根检验。如果变量的ADF对应的显著性水平大于临界值（琢= 0.05），变量是非平稳的；否则就是平稳的。[12]

从单位根（ADF）检验的结果可知，序列是一阶单整的，PGDPt和（PGDPt）2序列是二阶单整的，虽然被解释变量与解释变量之间的单整阶数不同，但PGDPt和（PGDPt）2的线性组合可能是单整的，需要进一步对变量的时间序列进行差分处理或者协整分析。

表3 ADF检验值

2.协整检验与误差修正模型

在实际的建模过程中，福建省环境污染的综合指标和人均GDP的时间序列是非平稳的，1987年Engle和Granger提出的协整理论认为，虽然一些经济变量本身是非平稳序列，但它们的线性组合可能是平稳的，被称为协整关系。[11]对福建省环境污染综合指标序列和人均GDP及其平方序列进行协整检验。

表4 协整检验结果

从表4可以看出，协整向量原假设None表示没有一个协整关系，该原假设下计算的迹统计量值为34.33568，大于临界值29.79707且概率P值为0.014，可以拒绝原假设，至少存在一个协整关系。协整向量原假设At most 1的含义是，最多有一个协整关系存在，该原假设下迹统计量值为9.009857，小于5%临界值15.49471且概率P值为0.3645，可以接受该原假设，认为存在最多存在一个协整关系。因此，检验结果显示存在一个协整关系。[12]通过E-G两步法，对变量进行误差修正模型估计，得到以LNX4为因变量的误差修正模型。

第一步，进行协整回归（OLS），检验变量间的协整关系，估计协整向量，得到的协整方程为：1nX4t=0.471679PGDPt-0.07504（PGDPt）2+10.37129（5）

对协整方程的残差序列进行平稳性检验，得到残差序列5%显著性水平下的t检验值为（-3.710482），P值为0.0298，因此残差序列是平稳的，可以判断模型的变量之间存在协整关系。[12]

第二步，将第一步求得的残差作为非均衡误差项加入到误差修正模型中，再次通过最小二乘法估计相应参数，得到误差修正模型为：

误差修正项为：

为检验误差修正模型的准确性，通过误差修正模型计算得到2012年的污染综合指标的对数值为：1nX赞42012=11.05218。而2012年实际的污染综合指标值为1nX42012=10.89592，可见误差修正模型的相对误差为1.4%，说明误差修正模型对样本数据的拟合效果很好。协整方程（5）表示污染综合指标对数与PGDPt和（PGDPt）2长期的均衡关系，误差修正模型的误差修正项系数（-0.08998）的含义是，当短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.08998）的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。从协整协整方程来看，人均收入一次项系数为正，二次项系数为负，即福建省环境污染和经济增长之间呈倒U型曲线，表明福建省经济发展符合环境库兹涅茨理论，计算福建省环境库兹涅茨曲线的拐点：

拐点的含义是，当福建省人均国民收入小于3.14万元时，环境污染会随着经济增长而加重；当人均收入大于3.14万元时，环境污染会随着经济增长而减轻。从表2可以看出，2010年和2011年处于环境库兹涅茨曲线的拐点，说明目前福建省的环境形势最为严峻，环境污染程度处于最高点。

（三）政府治污投资和科研投入在环境保护中的作用

由于环境保护和治理污染有很强的外部性，属于公共产品的供给范畴，因此保护环境都是政府的重要任务，而政府对治理污染的直接投资和科研投入，会对环境保护有积极影响。本文基于扩展的环境库兹涅茨曲线来探究这一问题。[13]扩展的环境库兹涅茨曲线形式为：

式中，Yt为政府治污投资和科研投入，分别用Y1t和Y2t表示，科研投入通过政府科研投入占GDP比重来衡量，数据来源为1996-2013年《福建省统计年鉴》各期数据整理而得。对时间序列取对数不会改变数据的特征，并且为保证在回归分析时数据为同一个数量级，对序列取对数后的序列Y1t'和Y2t'进行回归分析。

1.政府污染治理投资的影响

与估计福建省环境库兹涅茨模型（4）的方法相同，先对时间序列进行单位根检验，然后进行协整检验，协整检验的结果显示，1nX4、PGDPt、（PGDPt）2和Y1t'存在一个协整关系，协整方程的形式为：

从式（8）中可以看出，政府治理污染投资对福建省污染综合指标的影响为负，影响系数为（-0.287418），含义是如果政府治污增加1%，那么环境污染综合指标将下降0.29%。

2.政府科研投入的影响

同样的方法得到1nX4t、PGDPt、（PGDPt）2和Y2t'存在两个协整关系，协整方程的形式为：

从式（9）得知，政府科研投入对福建省污染综合指标的影响为负，影响系数为（-0.117773），含义是如果政府科研投入增加1%，那么环境污染综合指标将下降0.12%。

通过对式（8）和式（9）的估计，可以得知，政府治污投资增加1%，环境污染综合指标将下降0.29%；政府科研投入增加1%，环境污染综合指标将下降0.12%。实证分析结果表明，政府投资和科研投入在环境保护中的作用非常明显。政府应加大对污染治理的直接投资力度的同时，增加社会科研投入，鼓励发明节能环保技术和产品，有利于在企业生产和人民消费过程中减少污染物的排放量。

五、研究结论及启示

（一）研究结论

通过主成分分析法，对福建省1995-2012年废水排放量、工业废气排放量和工业固体废物排放量度量环境污染的程度构造一个衡量福建省环境污染程度的污染综合指标。分析了福建省环境库兹涅茨曲线，得到污染综合指标随人均GDP先增加再减少的拐点为3.14万元，这一人均实际国民生产总值正是福建省目前的现状，说明目前福建省经济发展与环境保护之间的矛盾最为严峻，需要政府在环境保护方面有所作为。在此基础上，构造扩展的环境库兹涅茨曲线得知，政府治污投资增加1%，环境污染综合指标将下降0.29%；政府科研投入增加1%，环境污染综合指标将下降0.12%。

（二）政策建议

第一，加大环境污染治理投资力度。经济增长并不是能够提高环境质量的根本办法，随着福建省经济发展和经济实力的增强，政府有更大的财政能力用于环境污染综合治理，政府加大治污力度可以使污染综合指标快速下降，人与自然和谐相处的生态社会加快到来。

第二，提高节能环保的科研投入。科研体系的建设有助于将产业结构提升到节能减排和低碳环保产业，有利于加快产业结构升级和技术创新，增强社会和企业的科学技术水平，提高新能源普及和应用范围。在未来几年加大科研投入，推进低碳环保技术研发，淘汰高污染、高排放产能，实现生态美、百姓富的美丽福建的梦想。

[1]陈华文，刘康兵.经济增长与环境质量：关于环境库兹涅茨曲线的经验分析[J].复旦学报，2004，（2）：87-94.

[2]福建省环境保护厅.2013年全省环境状况公报.[EB/OL].（2014-04-02）[2014-08-12].http://www.fjepb.gov.cn/zwgk/ tjxx/qshjzkgb/201404/P020140402374360890310.pdf.

[3]黄瑜瑜，高辉灵，徐学荣.福建省经济增长与碳排放关系研究[J].福建农林大学学报：哲学社会科学版，2012，15（1）：61-64.

[4]邵锋祥，屈小娥，席瑶.陕西省碳排放环境库兹涅茨曲线及影响因素：基于1978-2008年的实证分析[J].干旱区资源与环境，2012，26（8）：37-43.

[5]丁继红，年艳.经济增长与环境污染关系剖析：以江苏省为例[J].南开经济研究，2010，（2）：64-79.

[6]许统生，梁可，刘艳.江西经济增长与环境质量关系的实证分析：基于联立方程的计量估计[J].江西社会科学，2011，（10）：57-63.

[7]焦玮，张翔.区域经济增长与环境污染关系的实证分析：以安徽省为例[J].安徽农业大学学报：社会科学版，2012，21（2）：19-25.

[8]包群，彭水军.经济增长与环境污染:基于面板数据的联立方程估计[J].世界经济，2006，（11）：48-59.

[9]沈锋.上海市经济增长与环境污染关系的研究：基于环境库兹涅茨理论的实证分析[J].财经研究，2008，34（9）：81-91.

[10]周闽军，柳平生.福建省经济增长与环境污染关系探析[J].集美大学学报：哲学社会科学版，2012，15（3）：16-23.

[11]高铁梅.计量经济分析方法与建模：第二版[M].北京：清华大学出版社，2009：178-190，465-491.

[12]李子奈.计量经济学：第三版[M].北京：高等教育出版社，2010：286-304.

[13]孙敬水，陈稚蕊，李志坚.中国发展低碳经济的影响因素研究：基于扩展的STIRPAT模型分析[J].经济与管理研究，2011，（4）:85-93.

[责任编辑：姚青群]

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1008-7346（2014）03-0067-06

2014-08-30

陈冲，男，河南周口人，福建师范大学经济学院2012级硕士研究生。