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Senez[5](1992)认为严格的环保政策会刺激企业进行技术
创新,提高效率,进而有利于本地经济的发展;
Porter〔6〕
(1996)认为企业在污染处理的同时会设法将废弃物转化
为有价值的产品,从而增加收入;
Slater,Angel〔7〕(2000)则
认为采用了环保技术生产方式的企业会在竞争中获得很
大的优势,从而获得更多的利益。
虽然以上研究都从不同的角度提供了相应的证据,但
都只研究了经济发展的短期情况,具有一定的局限性。
在
经济增长与环境保护长期动态关系的研究上,Grossman,
Krueger〔8〕(1991)和Shafik,Bandyopadhyay〔9〕(1992)提出了
环境库兹涅茨曲线(EnvironmentalKuznetsCurve,EKC),认
为一国的环境污染情况与该国的经济发展之间呈倒“U”
曲线关系,即一个国家的整体环境质量在经济发展初期随
着本国经济的增长而恶化,当该国经济发展到一定水平
后,环境质量开始随经济的继续增长而逐渐好转。
该思想
已被大量的实证研究所证实,成为研究经济增长与环境质
量之间关系的常用手段。
在环境质量与外商直接投资关系的研究上,Walter,
Ugelow〔10〕(1979)首先提出了“污染避难所”的思想,认为经
陈继勇,隋晓锋
(武汉大学经济与管理学院,湖北武汉430072)
摘要:
随着武汉城市圈被国务院正式批准为全国“两型社会”改革试验区,该地区在环保、节能方面的现
状和发展战略逐渐成为了全国关注的焦点。
通过对“武汉城市圈”的“龙头”———武汉市1985~2007年的环
境状况、单位工业产值能耗、经济增长和外商直接投资等变量之间相互关系的实证分析发现,武汉市已经
进入了经济增长与环境保护相互促进的发展阶段,环境水平和能耗状况都随经济的不断发展而逐步改善;
武汉市引进的外商直接投资虽然对经济发展有一定的促进作用,但总体上质量不高;
外商直接投资对武汉
工业的知识溢出水平很低;
武汉市在某种程度上成为了国际“污染避难所”。
关键词:
两型社会;
武汉城市圈;
工业发展战略;
资源节约;
环境保护;
外商直接投资
中图分类号:
F127.63文献标识码:
A文章编号:
1001-7348(2009)04-0022-06
收稿日期:
2008-07-28
基金项目:
国家自然科学基金项目(70773082)
作者简介:
陈继勇(1953-),男,湖北应城人,武汉大学经济与管理学院院长、教授、博士生导师,研究方向为世界经济;
隋晓锋(1983-),
男,山东威海人,武汉大学经济与管理学院硕士研究生,研究方向为世界经济。
第26卷%第4期
2009年2月
科技进步与对策
Science&
amp;
TechnologyProgressandPolicy
Vol.26No.4%
Feb.2009
第4期
济较为落后的地区在全球化和工业化的过程中会成为高
污染行业的集中地;
Copeland〔11〕(1994)通过建立相关模型,
从理论上证明了在发展中国家为促进经济发展而放松环
境管制的情况下,大量高污染企业将转移到这些国家;
Xing,Kolstad〔12〕(1996)进一步完善了该理论,提出成本差
异、投资限制和生产限制三方面因素是污染产业向经济落
后地区转移的主要原因;
此后,ChenJiyong〔13〕etal(2006)
又在此基础上考察了贸易对环境的影响,提出了“贸易冲
击说”,认为各国不同的对外贸易政策和模式也将对环境
造成很大的影响。
通过对以上文献的回顾,本文认为,目前对经济发展
与环境保护关系的研究已经比较成熟,相关理论已经得到
了广泛认同和应用,对国家或地区总体发展战略的制定和
实施具有一定的指导意义。
本文也将依据上述理论,对武
汉市经济发展与环境质量之间的关系进行实证研究,以求
能在一定程度上对武汉市的“两型社会”建设提出相应的
建议。
2模型设定与实证分析
2.1本文数据来源
本文采用的数据来源如下:
武
汉市各工业行业历年产值来源于
《武汉五十年》和《武汉统计年鉴》;
武汉市历年人均GDP和历年单位
工业产值能耗来源于《武汉统计年
鉴》;
武汉市历年外商直接投资额来自《中国城市统计年
鉴》和《武汉统计年鉴》。
以上数据在不同年份有调整的,以
最后一次调整为准。
本文所有数据取值区间均为1985~
2007年;
采用的计量软件为Eviews5.0。
2.2武汉市环境状况的实证分析
武汉市作为全国重要的老工业基地之一,工业在城市
建设中起到了举足轻重的作用。
然而各工业部门的快速发
展也是环境污染的主要来源。
赵细康〔15〕(2003)建立了一套
较为科学合理的产业污染强度测算体系,并计算了我国各
主要工业行业的污染强度指数,如表1所示。
由于缺乏相关统计数据,我们无法直接对武汉市各工
业部门的污染指数进行计算。
但考虑到各工业部门的污染
排放状况在一定时期内和一定科技水平下基本保持稳定,
并且武汉市的工业行业结构与全国的总体状况并无明显
差异,故本文引用赵细康(2003)测算的我国各工业行业污
染排放强度来确定武汉市的总体工业污染排放指数,公式
为:
INDEXt=
n
t=1
∑inditn
j=1
∑indjt
indexi
(1)
其中INDEXt表示武汉市t时期的工业污染指数;
indjt
表示t时期行业i的产值;
indxi表示行业i的污染排放强
度指数,采用表1中的相关数据;
∑indjt表示t时期所有
被考察行业的工业产值总和。
由于表1中列举的17个行
业历年产值总和都占武汉市工业总产值的95%左右,具有
良好的代表性,所以本文实际纳入计算的为以上17个行
业,即公式中n=17。
最终本文计算所得武汉市历年污染排
放指数如表2所示。
从表2中可以看出,武汉市工业污染排放指数在1985~
1995年呈逐年上升趋势,在1995年达到最高值后开始下
降,但在2005年又急速上升,究其原因主要是电力体制改革
后武汉市电力行业工业产值的急剧上升所致。
例如2005年
武汉市电力行业产值比2004年增长252%,这直接导致以本
文标准测算的污染排放指数的上升。
根据Shafik,Bandyopadhyay(1992)的思想,本文建立
武汉市污染排放指数与经济发展之间关系的库兹涅茨曲
线(EKC)计量模型如下:
lnINDEXt=a0+c1lnPCGDPt+c2(lnPCGDPt)2+DUMMY+εi
(2)
其中INDEXt表示武汉市历年污染排放指数;
PCGDPt表示武汉市历年人均GDP;
DUMMY为虚
拟变量,取2005~2007年对应值为1,其它年份为
0,以消除电力体制改革对模型造成的影响;
εi为
扰动项。
获得计量结果如表3所示。
从结果中可以看出,武汉市工业污染排放指
数同人均GDP之间的关系与EKC模型拟合得较
好。
通过计量结果计算可得,武汉市EKC曲线应
该在人均GDP为6362元时发生转变,对应年份
为1994年。
这个结果很好地吻合了表2中的现实
数据。
从而我们可以得知,武汉市从上世纪90年
代中期开始,已经走上了总体经济发展与环境水
平相互促进的良性发展道路,实现了由“污染促发
行业排放强度行业排放强度
电力、煤气及水生产供应业1.1946石油加工及炼焦业0.0854
采掘业1.1497纺织业0.0682
造纸及纸制品业1.1468皮革、毛皮、羽绒及制品业0.0448
非金属矿物制造业0.4737橡胶制品业0.0438
黑色金属冶炼及压延工业0.4415金属制品业0.0159
化学原料及化学品制造业0.3625印刷业记录媒介的复制0.0097
有色金属冶炼及压延工业0.2777机械、电气、电子设备制造业0.0091
食品、烟草及饮料制造业0.1361塑料制造业0.0035
医药制造业0.1051平均0.3275
表1我国工业单位产值排放强度
资料来源:
赵细康:
《环境保护与产业国际竞争力》,中国社会科学出版社,2003
年,第248页。
年份19861987198819891990199119921993199419951996
指数0.22400.22700.23450.22490.24050.24180.24650.27730.26480.27280.2626
年份19971998199920002001200220032004200520062007
指数0.25360.25640.23930.23280.21800.22070.21420.23470.28150.25300.2683
表2武汉市历年工业污染排放强度指数①
①本文计算的1985年武汉市工业污染排放指数为0.2108。
陈继勇,隋晓锋:
“两型社会”建设中武汉市工业发展战略的实证研究23·
·
科技进步与对策2009年
展”到“环境友好型”经济增长模式的转变。
表3计量模型式
(2)的计量结果
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
lnPCGDP2.0327940.3399825.9791260.0000
(lnPCGDP)2-0.1160520.019505-5.9497280.0000
DUMMY0.3035970.0497136.1069740.0000
a0-10.239721.467779-6.9763380.0000
R2Adj-R2F-statisticProb(F-statistic)DW
0.7255780.68224816.745440.0000141.670802
为验证FDI对武汉市工业污染排放指数的影响,初步
假设FDI与污染排放指数之间也存在EKC曲线关系,并
建立如下计量模型进行实证分析:
lnINDEXt=a0+c1lnFDIt+c2(InFDIt)2+DUMMY+εi(3)
其中FDIt表示武汉市t时期外商直接投资额,单位为
万美元;
其它变量的含义与
(2)式相同。
其计量结果为(〔〕
内的数字为对应的t统计量,()内的数字为对应的P值):
In/NDEXi=-2.233051+0.196681InFDIi-
0.011109(InFDIt)2+0.1114DUMMY
〔-8.101850〕
(0.0000)
〔2.715319〕
(0.0137)
〔-8.101850〕〔2.715319〕
(0.0199)
〔-2.542329〕〔2.201460〕
(0.0403)
其中R2=0.440531,Adj-R2=0.352194,F-statistic=4.986925,
Prob(F-statistic)=0.010187。
从结果中可以看出,武汉市FDI与工业污染排放之间
的EKC曲线关系拟合优度很低,调整后的R2只有
35.22%。
这说明在这个问题上本文的假设是不成立的,即
FDI与工业污染排放指数之间不存在EKC曲线关系。
为进一步讨论武汉市环境状况和经济发展状况与
FDI之间的长期关系,我们在以上讨论的基础上建立
工业污染排放指数与人均GDP、FDI之间的协整计量
模型,进行Johansen协整检验。
首先对以上3组变量进
行ADF单位根检验,最佳滞后阶数采用SIC(Schwarz
InformationCriterion)准则确定。
结果显示变量lnIN-
DEXt,lnPCGDPt,lnFDIt都是二阶差分平稳的(表4),即
此三组变量都是I
(2)过程。
利用无约束水平VAR模型对协整最佳滞后阶数进行
确定,结果显示,在5%的显著性水平上,5个评价指标全
部支持最佳滞后阶数为1(如表5所示)。
同时对协整向量
个数进行Johansen特征迹检验,在5%的显著性水平上拒
绝向量之间无协整关系的原假设,而接受向量之间至多存
在一个协整关系的原假设(如表6所示)。
最终得到武汉市工业污染排放指数与人均GDP和
FDI的长期协整关系为(括号内的数字为标准差):
lnINDEXt=0.223419lnFDIt
(0.05328)
-0.536013lnPCGDPt
(0.14334)
(4)
由式(4)我们发现,在长期协整关系下,武汉市的工业
污染排放指数与FDI成正比,与人均GDP成反比。
这说明
在长期趋势下,武汉市吸引的外商直接投资对其环境质量
的提高有反作用,外商直接投资企业增加了环境污染,武
汉市在某种程度上沦为了“污染避难所”;
而武汉市环境质
量改善的主要动力来源于自身的经济发展,这也与计量模
型
(2)和(3)的结果相吻合。
2.3武汉市工业能耗状况的实证分析
作为“两型社会”的另一个重要指标,资源节约在工业
发展中起着举足轻重的作用。
总体上来看,武汉市在工业
发展的同时,单位工业产值能耗不断降低(如表7所示),
形成了经济增长与能源节约相互促进的有利局面。
为考察武汉市单位工业产值能耗与经济增长和外商
直接投资之间的关系,本文拟建立以下计量模型,以确定
本地经济增长和FDI对武汉工业能耗降低的贡献率。
lnENGt=a0+c1lnPCGDPt+c2lnFDIt+ui(5)
其中ENGt表示武汉市单位工业产值能耗量;
PCGDPt
表示武汉市人均GDP;
FDIt表示外商在武汉直接投资额;
a0
表示常数项;
ui表示误差项。
对模型(5)进行OLS回归,计量
结果为:
lnENGt=8.732769-1.048849lnPCGDPt+0.157868lnFDIt(6)
其中R2=0.934115,Adj-R2=0.927526,F-
statistic=141.7787,Prob(F-statistic)=0.000000,
DW=0.992497。
尽管模型整体拟合很好,但是
DW统计量仅为0.992497,说明模型存在明
显的自相关现象,这足以导致回归结果的高
变量差分阶数常数项时间趋势滞后阶数ADF值P值
lnINDEXt2有无1-5.4178480.0004*
lnPCGDPt2有无0-4.1997390.0043*
lnFDIt2有无3-4.2383080.0050*
表4lnINDEXt,lnPCGDPt,lnFDIt的ADF单位根检验结果
注:
*表示在1%的显著性水平上显著。
LagLogLLRFPEAICSCHQ
0-22.28605NA0.0025172.5286052.6779652.557762
151.23703117.6369**4.03e-06**-3.923703**-3.326263**
258.047988.8542445.42e-06-3.704798-2.659279-3.500702
367.069239.0212486.62e-06-3.706923-2.213325-3.415357
表5水平VAR模型最佳滞后阶数检验结果
**表示在5%的显著性水平上该标准选择的最佳滞后阶数。
能耗5.014.914.834.794.344.24.173.383.092.782.42
能耗2.432.092.11.431.151.350.820.940.810.790.63
表7武汉市历年单位工业产值能耗(t标准煤/万元)①
数据来源:
《武汉统计年鉴》历年。
①武汉市1985年单位工业产值能耗为5.12t标准煤/万元。
No.ofCE(s)EigenvalueTraceStatistic0.05CriticalValueProb.
None**0.76498941.8532029.797070.0013**
Atmost10.46137714.3388915.494710.0741
Atmost20.1271042.5828403.8414660.1080
表6模型协整向量个数检验结果
**表示在5%的显著性上拒绝原假设。
24·
估或者对被解释变量预测的失败,所以模型回归结果(6)
是不可采信的。
通过对模型(5)的残差序列自相关结构的
分析发现,模型(5)是非平稳的,但是其一阶差分的残差
序列的Q统计量都小于检验水平为5%的χ2分布临界
值,所以可以判定其残差序列为AR
(1)过程。
因此,本文
建立如下一阶自回归修正的AR
(1)估计模型:
lnENGt=〔c1,c2〕
lnPCGDPt
lnFDIt?
?
?
+ut
ut=ρut-1+εt
(7)
其中ut为误差项;
εt表示误差项中的信
息(Innovation),为修正后的模型白噪声;
ρ为
一阶序列相关系数,表示t时刻的误差与t-1
时刻的误差之间的相关系数。
需要注意的是,
自回归修正模型是不含截距项的,但Tintner
(1965)提出,在AR
(1)模型中加入常数项可
以检验原模型中是否含有趋势变量。
据此将
模型(7)转化为非线性模型形式并引入常数
项,结果为:
lnENGt=a0+ρlnENGt-1+〔c1,c2〕
-ρlnPCGDPt-1lnFDIt-1?
+εt(8)
利用Marquardt非线性最小二乘法对上述AR
(1)估计
模型进行计量估计,结果如表8。
表8AR
(1)估计模型计量结果
lnFDI-0.0057320.086433-0.0663140.9479
lnPCGDP-0.7392010.202169-3.6563550.0018
AR
(1)7.5477141.4114165.3476190.0000
a00.7144870.1625244.3962080.0003
0.9537140.945999123.62780.0000002.429704
由表8可知,尽管模型整体拟合程度很高,但变量
lnFDI在模型中的解释作用很低,其P值达到0.9479。
这说
明此变量与被解释变量lnENG之间并没有明显的相关关
系,应该从模型中删除。
这证明武汉市吸引的外商直接投
资对其单位工业产值能耗的降低并没有直接的促进作用。
删除lnFDI变量后重新计量的结果如表9所示。
新的计量
结果显示,lnPCGDP是lnENG的唯一外生解释变量,并且
存在明显的负相关。
这说明武汉市单位工业产值能耗的降
低主要取决于本地经济的发展和技术进步,而外来力量的
作用不明显。
表9删除lnFDI变量的AR
(1)估计模型计量结果
lnPCGDP-0.7489990.133695-5.6022980.0000
AR
(1)7.5785251.2697025.9687410.0000
a00.7090310.1572264.5096290.0002
0.9537050.948832195.70750.0000002.426164
2.4FDI对武汉市经济发展促进效果的实证分析
在前面的分析中,我们认为武汉市引进的FDI对本市
的环境改善和能耗节约都没有显著的促进作用,但通过对
lnFDI变量和lnPCGDP变量的Granger因果检验(如表10
所示)发现,分别在1%和10%的显著性水平上拒绝滞后阶
数为一阶和二阶的lnFDI变量,不是lnPCGDPGranger原
因的原假设,这说明武汉市的FDI对其经济发展有着一定
的促进作用。
根据Granger检验结果,本文建立lnPCGDP关于lnF-
DI的两期分布滞后模型如下:
lnPCGDPt=a0+ln
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- 社会 建设中 武汉市 工业 发展战略 实证 研究
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