陕西省环保投资与绿色生产总值的动态关系

刘 娜，陈春生

(西安财经学院经济学院，西安710100)

一、问题的提出

陕西省作为我国的新能源大省，工业大省决定了陕西省高消耗、低效率、高排放的粗放型增长模式，资源的利用率比较低，污染物排放率比较高，环境污染问题尤为突出。由于环境保护工作在建设可持续发展的和谐社会中有着极为重要的战略地位，近几年来陕西省响应国家政策的要求，积极从事环保事业，提倡环境保护领域关键技术的研究与开发，加大环保投入。2004年陕西省环保投资总额为35.7亿元，到2011年达到153.3亿元，是2004的4倍多，占同期GDP1.2%。有研究发现，当环保投资占GDP的1.6%时，可以明显改善环境状况，可见陕西省环保投资的增加确实能够在一定程度上改善环境问题，但是环保投资的增加对经济可持续增长是否有影响，影响是正是负，经济可持续增长对环保投资又有何种影响，是本文所要研究的重点。根据可持续发展的思想，人类的生产活动应以不破坏自然环境为前提，但事实上人类的生产活动往往是以破坏生态环境为代价的，为了剔除自然环境的破坏对经济活动所带来的负面影响，由此本文引入绿色GDP(EP)的概念代表经济可持续增长能力，分析环保投资和经济可持续增长之间的动态关系。

二、文献综述

厉以宁、章铮认为大量的环保投资必然带来资源的重新配置，从而给经济带来一定影响。金辉、施剑波讨论了环保投资与经济发展的关系，认为环保投资非但不能影响经济发展速度反而使经济效益提高。徐嵩龄结合发达国家在环境投入上的经验，研究了环境产业对国民经济的带动作用，针对中国环保产业的发展现状，讨论了中国在进行环境投资和环境产业建设时的侧重方向和解决办法。王珺红、杨文杰认为我国GDP和环保投资之间存在长期均衡关系，环保投资在短期和长期均能够拉动我国经济的发展，而我国GDP在长期不是引起环保投资的原因。王金南、逯元堂、吴舜泽等人从环保投资与经济增长关联性与环保投资弹性系数两个方面，分析了环保投资随经济增长的关系，发现我国环保投资相对于经济增速有所放缓，未能实现环保投资与经济发展的同步增长，环境污染治理的压力日趋加大。周文娟对东中西部地区环保投资对经济增长的影响状况进行了面板数据实证研究，发现三大地区的环保投资与GDP之间均存在着长期的协整关系但环保投入规模太小，环保投资效益很低。雷社平、何音音认为环保投资不是促进我国经济增长的主要因素，在一定的政策下环保投资利用规模的扩大能促进经济增长。林长华认为中国环保投入与经济发展只存在单向因果关系，环保投入的增加能够促进经济增长，但经济增长反过来并没有对环保投入有明显的促进作用，并且环境保护与经济发展不存在对立关系，即保护环境和经济发展不以牺牲任何一方为代价，驳斥了“环保影响经济论”。

对环保投资和经济增长关系的研究偏重于从定性角度研究，而从定量角度进行研究的比较少。本文对陕西省环保投资对可持续经济增长的关系进行了基于向量自回归模型、格兰杰因果检验、脉冲响应分析及方差分解的实证研究，从而得出实质性的政策建议。

三、指标选取与简单相关性分析

本文选取陕西省2004～2011年的环保投资(HB)与绿色生产总值(EP)进行实证分析。其中，环保投资(HB)取自2005～2012年《中国环境统计年鉴》，陕西省绿色生产总值(EP)数据由历年陕西省生产总值(GDP)扣除自然资源耗减成本和环境治理成本计算而得。本文用2004年陕西省的消费者价格指数对绿色生产总值(EP)、环保投资(HB)进行平减，以消除物价变动的影响，单位为亿元。因为对各时序数据取对数后不会改变各时序的性质与关系，且能增强数据线性化趋势，消除时间序列中存在的异方差现象，并容易得到平稳序列，本文对各变量进行对数处理，分别记为lnep、lnhb。

(一)绿色GDP核算方法

绿色GDP是与传统GDP相对应的一个概念［1］，它是指在现有GDP基础之上考虑资源和环境两大因素对经济环境两大因素对经济系统的负面影响而加以调整的一个综合性指标。其核心就是用绿色GDP代替传统的GDP来度量一个国家的可持续发展能力。本文用绿色GDP(EP)代表经济可持续发展情况。由于EP的核算设计复杂，本文进行了一些简化。计算公式为EP=GDP－自然资源耗减成本－环境治理成本。对自然资源应用市场价格法计算，也就是采用原材料的购入成本，根据城市生活用水价格和标准煤价格求得水资源和矿产资源耗减成本;对于森林资源用年度木材的销售价值来代替，对环境治理成本采用虚拟治理成本法计算。本文根据《中国绿色国民经济核算研究报告2004年》中得出的单位污水损失价值为4.7元/吨、单位废气污染损失价值为3 605.3元/吨、单位固体废弃物损失价值为7.7元/吨，粗略求得水污染，废气污染和固体废弃物污染的损失价值，即得到陕西省环境治理成本。

表1 EP核算指标计算方法

(二)简单相关性分析

1．环保投资总额分析。从总体来看，陕西省环保投资规模偏低，总体趋势平稳上升。在2004～2006年期间，环保投资总额很低;2006～2008年增幅较前期明显;2008～2010年环保投资急剧增长，2011年较2010年有所下降。究其原因，主要是因为政府开始将环境保护纳入国民经济核算中，开始关注国民经济的福利水平，人民的生活幸福指数。经济发展开始由粗放型发展道路转向走集约型道路。我国的环境污染已经越来越受到政府的高度重视和社会各界的广泛关注，环境保护投资总量逐年增加。

2．环保投资占GDP的比例分析。总体上看，无论全国环保投资占同期GDP的比例还是陕西省环保投资占同期GDP的比例基本保持在1～2%之间，与发达国家3%的水平相比太低。通过与全国环保投资占同期GDP的比例比较发现，陕西省环保投资占同期GDP的比例偏低，并且呈曲折升降态势。在2004～2008年期间，环保投资占同期GDP的比例低于全国水平;从2009年才略高于全国水平，而到2011年又有所下降。在2004～2006年期间，环保投资占同期GDP的比例呈下降趋势;2006～2010年呈曲折上升趋势;2011年又有所下降。说明我国虽然开始重视环境保护工作的问题，但着重点还是“先经济后环境”环保投资的力度还不能稳定。

3．环保投资增长率、GDP增长率、EP增长率比较分析。从环保投资增长率、GDP增长率与EP增长率对比发现［2］，环保投资增长率的波动性比较大，锐增或锐减的局面较为普遍，而陕西省GDP增长率基本保持着稳定的增长，年增长率在20～30%。EP增长率也保持稳定增长，年增长率在20～30%。说明环保投资与GDP、EP存在较弱的相关性，随机性较多，缺乏环保投资随EP增长的内生增长机制，说明环保投资受政策性等外部因素制约性较大。

表2 环保投资、GDP、EP增长率比较

四、模型的建立与检验

(一)计量模型选择

由于经济变量间的相互作用是动态的［3］，本文将利用向量自回归模型(VAR)来分析陕西省绿色生产总值和环保投资之间的相互影响。VAR模型的实质是考察多个变量之间的动态互动关系，一般的 VAR 模型形式为:Yt=C+φ1Yt－1+φ2Yt－2+… +φpYt－p+εt;其中 C 代表常数向量，φt为自回归系数矩阵，εt代表向量白噪声［4］。

对向量自回归模型进行脉冲响应分析能够全面的反映各变量之间的动态影响，其模拟了Yt在受到一个单位随机扰动因素冲击后的动态变化路径。在脉冲响应图中，横轴表示时期数，纵轴表示脉冲响应函数大小，如果曲线趋于零说明一个变量的暂时变化对另一个变量没有持久影响;如果趋于某一数值说明一个变量暂时变化对另一个变量有持久影响。如果曲线位于零坐标线上方说明一个变量的暂时性变化能够引起另一变量的同方向变化;如果曲线在零坐标轴下方说明一个变量的暂时变化能够引起另一变量异方向变化。

VAR系统中的方差分解是分析影响内生变量的结构冲击的贡献度。即把一个变化的发生分解为不同的来源［5］。

(二)单位根检验

为了避免数据模型中出现“虚假回归问题”，确保估计结果的有效性，必须对时间序列的平稳性进行检验［6］。本文利用Dickey和Fuller提出的ADF检验法分别对LNEP和LNHB进行单位根检验。结果显示:各变量原时间序列和各变量一阶差分均为非平稳的时间序列，而二阶差分后均为平稳变量，因此各变量序列均为同阶单整的I(2)序列［7］。见表3。

(三)协整检验

由于LNEP和LNHB都存在单位根且同阶单整序列，因此可以继续判断两变量之间是否存在协整关系。本文使用ADF检验法对残差序列进行不含时间趋势的单位根检验，结果显示:t=－3.120 803 p=0.007 3，即在1%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设，残差序列平稳，LNEP和LNHB之间存在长期协整关系。可建立协整方程为:

从系数的绝对值上看，环保投资和绿色GDP之间存在较强的相关性;从系数的符号来看，二者之间正相关。

(四)格兰杰因果检验

对LNEP和LNHB进行格兰杰因果检验，从而明确二者之间是否存在因果关系，结果参见表4。

表3 陕西省时间序列数据单位根检验结果

表4 格兰杰因果检验结果

如表4所示，在10%的显著性水平下，环保投资不能格兰杰引起绿色GDP的原假设被接受;而EP不能格兰杰引起环保投资的原假设被拒绝。可以认为绿色GDP与环保投资增量间存在着单向的格兰杰因果关系。环保投资不是引起绿色GDP的格兰杰原因，但绿色GDP是环保投资的格兰杰原因［8］。说明绿色地区生产总值的当期值不受环保投资滞后一期值的影响。而环境污染治理投资受到绿色地区生产总值滞后一期值的影响［9］。

(五)VAR模型建立与平稳性检验

由于已确定了VAR模型中包含的变量LNEDP、LNHB，因此需要确定模型的滞后阶数K，由表5可见(*表示特定准则下确定的滞后阶数)，综合LR、FPE、AIC、SC 和 HQ 等准则均判断滞后阶数为1，即k=1，由此建立滞后阶数为1的模型VAR(1)，并对其进行平稳性检验。结果表明，特征根全部落在单位圆内，该模型是稳定的。

由于上述的分析已满足建立VAR模型的条件，因此可建立VAR模型如下:

表5 VAR模型滞后阶数的确定

方程(2)的判决系数R2=0.997 068，经过修正的判决系数¯R2=0.995 602。方程(3)的判决系数R2=0.945 865，经过修正的判决系数¯R2=0.918 798。以上个判决系数(包括修正的判决系数)均比较高，这说明方程对我们所研究的LNEP和LNHB之间的时间序列数据拟合效果总体看来比较好。由方程(2)可知，前一期的环保投资对当期的绿色GDP影响很小，其弹性为0.016;由方程3可知，前一期的绿色GDP对当期的环保投资影响很大，其弹性为1.427。这也证明了LNEP和LNHB之间的Granger因果关系的稳健性。

(六)脉冲响应分析

为了反映陕西省环保投资和经济可持续增长能力之间对任何一方的冲击会给另一方当前值和未来值所带来的影响，我们可以使用脉冲响应函数来刻画这种动态过程［1］。本文根据相关文献，确定进入VAR模型的变量顺序为:LNEP和LNHB基于VAR(1)系统进行脉冲响应分析，结果见表6、表7。

LNEP在第一期受到自身的冲击最大，表6显示受到自身一个标准差的新息后，其增加量为0.031，之后缓慢下降，到第十期约为0.024．LNEP对于来自LNHB的脉冲响应在第一期几乎没有影响，在第二期开始有微弱影响，并在第二期影响程度最大，而后逐渐下降。到第十期约为0.002．这说明环保投资的一个正向冲击，使绿色GDP在下一期有很小的增长，这与Granger因果检验结果和协整结果一致。

表6 Response of LNEP

LNHB在第一期受到自身的冲击最大，通过表7可以看出，LNHB受到自身一个标准差的新息后，其增加量为0.167．在第二期出现微弱的负效应，到第三期又转为正，但影响甚微，仅为0.006，之后呈现逐渐下降的趋势，在第五期与第四期相比虽有略微的增加但总体是下降的趋势。LNHB对于来自LNEP的脉冲响应在第一期表现为负效应，到第二期表现为正，除了第四期比第三有略微增加外，而后逐年降低。这说明通过给绿色GDP的一个正向冲击，对环保投资在第一期有负向影响，从第二期开始表现为正但逐渐下降。

(七)方差分解

为将VAR的预测均方误差分解为系统内各变量冲击所做的贡献。下面对模型进行方差分解分析，以测算LNEP、LNHB冲击的相对贡献率，结果见表8、表9．

表7 Response of LNHB

表8 LNEP的方差分解图

表8显示LNHB的冲击对LNEP的影响十分微弱，处于1%以下，LNEP受自身冲击的影响在第一期达到最大100%之后略微下降，但下降幅度几乎可以忽略不计。这与前面的格兰杰因果检验及脉冲响应分析相一致。

表9 LNHB的方差分解图

通过表9可以看出LNHB的波动主要受到自身冲击的影响，从第一期开始影响逐渐下降但一直保持在60%以上。LNEP的冲击对LNHB的影响持续增加，到第十期超过了30%。

五、结论与政策建议

本文通过对2004～2011年陕西省环保投资和绿色生产总值的短期数据进行相关性分析及对VAR模型进行格兰杰因果检验，脉冲效应分析及方差分解发现:

陕西省环保投资总额太低，环保投资占GDP的比例太低，低于国家水平，环保投资与绿色GDP的相关性不高，说明环保投资受政策性影响较大。因此政府应通过教育宣传增强人们的环保意识，让“保护环境就是保护生产力”的方针深入人心。同时作为纯公共产品的环保产品，由于其特殊属性，要求通过制度创新激励人们的环保投资积极性，以保证环保产品的足额供给［10］;并通过建立环境保护补偿机制激励人们从事环境投资活动，从而促进经济的可持续发展。

环保投资与EP的格兰杰因果关系检验结果表明:环保投资不是EP的原因，但我国环保投资与EP增量之间仍有着稳定的关系，环保投资的增长可以通过不同的渠道向外扩散．并对整个经济系统产生不同的影响。比如说增加环保投资的力度能够极大地促进环保产业的发展。而环保产业的发展一方面能够改善环境，另一方面能够促进经济的可持续增长，因此我们应该加大投资力度，提高投资效率。

由于陕西省环保投资在一定程度上受经济可持续增长能力的影响，经济可持续增长能力的增加对环保投资的作用虽不大，但呈现逐年上升的趋势。因此我们应该重视对绿色GDP的统计［11］，通过绿色生产总值增加带动环保投资的增加，从而实现经济的可持续发展。

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