1、經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的var模型分析第三組宏觀經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展;字?jǐn)?shù)6000 基于山西省的實(shí)證研究閆新華1 趙國浩2（1.山西財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院 2.山西財經(jīng)大學(xué)管理科學(xué)與工程學(xué)院）摘要 本文在var模型估計的基礎(chǔ)上，使用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對山西省1985-2006年經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染各指標(biāo)間的動態(tài)影響關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)論表明山西省作為全國的能源重化工基地，確實(shí)存在著經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的雙向作用機(jī)制，不過環(huán)境污染對經(jīng)濟(jì)增長的反作用機(jī)制要弱許多；經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染存在著動態(tài)意義上的倒型關(guān)系；實(shí)證結(jié)果同時也發(fā)現(xiàn)了山西省在經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染方面自身的一些特點(diǎn)。關(guān)鍵詞 經(jīng)濟(jì)增長 環(huán)境污染 雙向作

2、用機(jī)制 var模型the var model analysis on the relationship between economic growth and environmental pollution an empirical study based on shanxi provinceyan xinhua1 zhao guohao2（1. school of statistics 2. school of management science and engineering）shanxi university of finance and economics, shanxi 03000

3、6, chinaabstract: on the basis of the estimation of vector auto-regression (var) model, generalized impulse response function and variance decomposition are used in this paper to analyze the dynamic relationship between economic growth and environmental pollution indicators in shanxi province during

4、 19852006. as an energy resource and heavy chemical industry base, there really exists two-way effect mechanism between economic growth and environmental pollution in shanxi. however the reaction mechanism of environmental pollution to economic growth is much weaker. meanwhile, there exists a dynami

5、c inverted-shaped relationship between economic growth and environmental pollution. form the empirical result, we also simultaneously found shanxi provinces own characteristics between economic growth and environmental pollution.keywords: economic growth; environmental pollution; two-way effect mech

6、anism; var model第一作者簡介：閆新華,男,1975年3月，碩士，講師，山西財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院 博士研究生一、問題的提出與研究思路改革開放三十年來，中國經(jīng)濟(jì)快速增長，年均增長9.9%，但不可否認(rèn)的是這種快速的經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致了巨大的資源消耗和環(huán)境惡化。2006年中國可持續(xù)發(fā)展報告研究顯示，中國五類主要資源(淡水、一次能源、鋼材、水泥、常用有色金屬)的平均消耗強(qiáng)度高出世界平均水平約90%(gdp按購買力平價計算)位列世界59個主要國家(占世界gdp的93.7%)中第54位，仍處于十分粗放的發(fā)展階段。這種粗放式的增長方式導(dǎo)致了生態(tài)環(huán)境的嚴(yán)重破壞，中國目前的主要大氣污染物排放量，包括甲烷、氧

7、化亞氮、沙塵、黑碳和二氧化硫，已居世界首位，生態(tài)系統(tǒng)整體功能仍在下降 中國科學(xué)院可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略研究組：2006年中國可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略報告m,科學(xué)出版社，2006年。國家“十一五”規(guī)劃明確提出把單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗降低20%左右作為今后五年經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的主要目標(biāo)之一。經(jīng)濟(jì)增長與生態(tài)環(huán)境問題已成為目前的一個兩難問題。從目前國內(nèi)外的研究來看，大量的文獻(xiàn)研究表明經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量之間存在雙向作用機(jī)制。經(jīng)濟(jì)增長通過負(fù)的規(guī)模效應(yīng)、正的結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)來影響環(huán)境質(zhì)量（grossman，krueger，1991；panayotou，1993），與此同時產(chǎn)生了該領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)問題之一，即環(huán)境庫茲涅茨倒型曲線

8、（environmental kuznets curve，簡稱ekc）假說。該假說認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量或污染水平之間存在類似于經(jīng)濟(jì)增長和收入分配之間的kuznets倒型關(guān)系：經(jīng)濟(jì)增長初期，隨著收入的提高環(huán)境質(zhì)量趨于惡化，但最終會達(dá)到一個臨界點(diǎn)。超過此點(diǎn)，收入的增加將導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量趨于改善。為此大量的國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了實(shí)證研究，當(dāng)然結(jié)論也不盡相同，如grossman和krueger (1991,1995)對北美自由貿(mào)易協(xié)議的環(huán)境效應(yīng)（nafta）和聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署的全球環(huán)境監(jiān)測體系（gems）的研究，一定程度上支持了經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量的倒型關(guān)系；egli(2002)對德國環(huán)境數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，結(jié)論否

9、認(rèn)了環(huán)境庫茲涅茨倒型曲線的存在；馬樹才、李國柱（2006）對國內(nèi)的環(huán)境數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證，研究結(jié)論否認(rèn)了倒型關(guān)系的存在；彭水軍、包群(2006)對國內(nèi)情況進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境庫茲涅茨倒型曲線的存在與否很大程度上取決于污染指標(biāo)以及估計方法的選取；此外國內(nèi)大量學(xué)者對相應(yīng)省份的研究（吳開亞等，2003；蔡珞珈等，2005；張慧等，2006；蘇偉等，2007；孟紅明，2007）大多否認(rèn)了倒型關(guān)系的存在。就目前的研究來看，經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量之間是否確實(shí)存在倒型的一般規(guī)律，結(jié)論仍然很模糊。可以明確地說目前的實(shí)證研究結(jié)論都依賴于數(shù)據(jù)形式和環(huán)境污染指標(biāo)的選取，特別是數(shù)據(jù)形式的使用，爭議更為激烈，如egli(200

10、2)、borghesi(1999) 對使用跨國或跨地區(qū)數(shù)據(jù)（cross-country data or cross-region data）提出了質(zhì)疑，認(rèn)為使用這種混合數(shù)據(jù)暗含一個假定條件，即這些國家或地區(qū)有相同的發(fā)展模式。然而實(shí)際往往并非如此，國家和地區(qū)間發(fā)展模式差異很大，并且高收入的國家環(huán)境質(zhì)量往往要優(yōu)于低收入的國家，所以混合數(shù)據(jù)檢驗(yàn)傾向于得出存在環(huán)境庫茲涅茨倒型曲線的結(jié)論。目前研究者的態(tài)度更傾向于使用單個國家或地區(qū)的時間序列數(shù)據(jù)，當(dāng)然時間序列數(shù)據(jù)也存在諸如樣本容量不足等缺陷。經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生影響的同時，環(huán)境質(zhì)量也會反作用于經(jīng)濟(jì)增長。環(huán)境的不斷惡化、資源的衰竭無疑會對人力資本、投資效

11、應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，從而阻礙經(jīng)濟(jì)增長。目前的一些研究已表明，環(huán)境保護(hù)從短期來看可能會導(dǎo)致企業(yè)成本增加，影響企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，但從長期來看環(huán)境保護(hù)可以促進(jìn)企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，提高勞動生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)資源高效利用與優(yōu)化配置，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的健康與可持續(xù)發(fā)展。山西省作為全國的能源重化工基地，煤炭、冶金、電力、煤氣、化工等資源導(dǎo)向型產(chǎn)業(yè)一直是其主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。近年來，經(jīng)濟(jì)高速增長的背后卻是令人擔(dān)憂的資源約束與環(huán)境惡化問題。2006年單位gdp（萬元）的能耗系數(shù)，繼寧夏、貴州、青海之后位居第四；全省工業(yè)固體廢物排放量、煙塵排放量、工業(yè)粉塵排放量、so2分別居全國第一、第一、第三和第五位；2006年全省11個重點(diǎn)

12、城市環(huán)境空氣質(zhì)量均未達(dá)到國家二級標(biāo)準(zhǔn)；地表水監(jiān)測的102個斷面中,有58.8%的斷面為劣類。山西省環(huán)境生態(tài)問題已經(jīng)成為山西經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸制約，如何實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的快速增長與環(huán)境和諧發(fā)展成為一個亟需解決的難題。二、研究方法與指標(biāo)數(shù)據(jù)說明（一）研究方法 本文的研究思路參考了：彭水軍、包群：中國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染基于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的實(shí)證研究j，中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)2006年第五期。本文將采用向量自回歸模型（vector autoregression model，var）模型來分析山西省經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的雙向作用機(jī)制。var模型是西姆斯（sims）1980年提出的一種動態(tài)聯(lián)立方程模型，將模型中所有變量都視為內(nèi)生

13、變量，各個方程都具有相同的解釋變量，并以被解釋變量的滯后變量作為解釋變量，可以很方便地研究變量之間的動態(tài)關(guān)系，且克服了傳統(tǒng)聯(lián)立方程模型受制于經(jīng)濟(jì)理論不完善而帶來的諸如內(nèi)生變量和外生變量的劃分、估計和推斷等復(fù)雜問題。此外，var模型還可以進(jìn)行經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系、脈沖響應(yīng)（impulse response）以及方差分解（variance decomposition）分析。本文主要在var模型估計的基礎(chǔ)上，使用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)（generalized impulse response function，girf）和方差分解來進(jìn)行實(shí)證分析。var模型一般的數(shù)學(xué)表達(dá)式為： 其中為k維內(nèi)生變量向量，為

14、d維外生變量向量，p為模型滯后階數(shù)，一般可根據(jù)aic、sc準(zhǔn)則和lr檢驗(yàn)來確定，a1，a2，ap和b分別為kk和kd維系數(shù)矩陣，為k維隨機(jī)擾動向量，且滿足。（二）指標(biāo)選取 按照目前國內(nèi)外研究經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量的慣例，本文選取山西省實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值（gdp）作為經(jīng)濟(jì)增長的衡量指標(biāo)，從廢氣污染物、液體污染物和固體污染物三個方面，結(jié)合可獲得性原則選取了7個指標(biāo)來反映環(huán)境污染程度，為了減輕數(shù)據(jù)波動對模型估計的影響，本文對所有數(shù)據(jù)都進(jìn)行了對數(shù)化處理（符號、量綱見表1），樣本長度為1985-2006年，所有數(shù)據(jù)均來自相應(yīng)年份的山西省統(tǒng)計年鑒，個別數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整 由于山西統(tǒng)計年鑒和中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒缺失199

15、6、1997年地區(qū)煙塵排放總量和二氧化硫排放總量的數(shù)據(jù)，僅有工業(yè)方面數(shù)據(jù)，為此本文以1995年二氧化硫排放總量與工業(yè)二氧化硫排放量的比值為基礎(chǔ)進(jìn)行了推算。表1 指標(biāo)名稱、符號及量綱 編號指標(biāo)本文采用的變量符號1實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）lngdp2廢水排放總量（萬噸）lngwater3工業(yè)廢水排放量（萬噸）lninwater4工業(yè)廢氣排放量（萬噸）lningas5工業(yè)粉塵排放量（萬噸）lnindust6煙塵排放總量（萬噸）lnsoot7二氧化硫排放總量（萬噸）lnso28工業(yè)固體廢氣物排放量（萬噸）lninsolid 資料來源：山西省統(tǒng)計年鑒相應(yīng)年份三、var模型估計及其結(jié)果分析（一）單位根檢驗(yàn)

16、因?yàn)関ar模型估計的可靠性依賴于變量的平穩(wěn)性，如果變量為平穩(wěn)時間序列，可以直接構(gòu)建無約束的var模型（unrestricted var）；如果變量非平穩(wěn)，則需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ退婕暗淖兞恐g是否存在協(xié)整關(guān)系，如果協(xié)整關(guān)系存在，須使用向量誤差修正模型（vector error correction），如果既非平穩(wěn)也不存在協(xié)整關(guān)系，需要對變量進(jìn)行差分將其變?yōu)槠椒€(wěn)變量。基于這樣的思路，本文首先對lngdp以及各類污染指標(biāo)（lngwater、lninwater、lningas、lnindust、lnsoot、lnso2、lninsolid）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。目前單位根檢驗(yàn)的方法很多，當(dāng)然每種檢驗(yàn)都有其優(yōu)勢和缺

17、點(diǎn)。例如經(jīng)常使用的adf檢驗(yàn)，如果方程中包含的確定性回歸因子越多，adf臨界值（絕對值）就越大，就必然會減少檢驗(yàn)的勢。因本文使用的時間序列樣本較小，單位根檢驗(yàn)的不確定性較大，為此本部分使用了adf和df-gls兩種方法對各指標(biāo)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)。df-gls檢驗(yàn)是elliott、rotheberg和stock（1996）提出的一種方法，也稱為ers檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)原理是在剔出原序列趨勢的基礎(chǔ)上，構(gòu)造單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計量，一定程度上提高了檢驗(yàn)的勢 羅素.戴維森、詹姆斯.g.麥金農(nóng)著（沈根祥譯）：計量經(jīng)濟(jì)理論與方法m，上海財經(jīng)大學(xué)出版社，2006年高鐵梅主編：計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模m，清華大學(xué)出版社，200

18、6年。具體過程見表2。 表2 單位根檢驗(yàn)過程變量adf檢驗(yàn)df-gls檢驗(yàn)（c,t,k）統(tǒng)計量（c,t,k）統(tǒng)計量lngdp(c,t,1)-1.749 (c,t,1)-1.8600 dlngdp(c,n,0)-2.130 (c,n,0)-2.0810 lngwater(c,t,0)-3.069 (c,t,1)-2.6420 dlngwater(c,n,0)-3.158 (c,n,0)-3.2310 lninwater(c,t,1)-2.539 (c,0,0)-2.0230 dlninwater (n,n,0) -2.466 (n,n,0)lningas(c,t,0)-0.807(c,t,0)-

19、1.126dlningas(c,n,0)-4.531(c,n,0)-4.647lnindust(c,t,0)-2.067 (c,t,0)-2.3670 dlnindust(n,n,0)-4.877 (n,n,0)-4.2730 lnsoot(c,n,0)-3.981 (c,n,0)-4.3560 lnso2(c,t,1)-4.860 (c,t,0)-3.6150 lninsolid(c,n,0)-2.454 (c,n,0)-2.1700 dlninsolid(n,n,0)-5.578 (n,n,0) 注：檢驗(yàn)形式（c,t,k）分別代表截距、趨勢和滯后項(xiàng)，“n”為沒有相應(yīng)項(xiàng)，滯后項(xiàng)k按照sc準(zhǔn)則

20、來選取；統(tǒng)計量上標(biāo)和分別表示在1%、5%的水平下顯著；符號前面加“d”表示一階差分。本文最終按df-gls檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行了判斷，即認(rèn)為lngdp、lngwater、lningas、lninsolid為一階單整i（1）變量，其余為平穩(wěn)時間變量 在本文后面的var模型估計中，模型特征方程的根都落在單位圓內(nèi)，以及脈沖響應(yīng)函數(shù)表現(xiàn)出很好的收斂性，都一定程度上支持了此處的選擇。在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文對lngdp與lngwater、lningas、lninsolid變量兩兩之間進(jìn)行了johansen協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)彼此間不存在協(xié)整關(guān)系，這也與本文研究的內(nèi)容相符合，鑒于篇幅所限，具體結(jié)果不再羅列。為此，本文

21、將非平穩(wěn)變量進(jìn)行一階差分變?yōu)槠椒€(wěn)變量，使用無約束的var模型進(jìn)行實(shí)證研究。（二）基于var模型的廣義脈沖響應(yīng)分析在上述分析的基礎(chǔ)上，本文對實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值（dlngdp）與各污染指標(biāo)（dlngwater、dlningas、dlnindust、lninwater 、lnsoot、lnso2、lninsolid）的雙變量系統(tǒng)進(jìn)行了var模型估計，鑒于模型的具體估計結(jié)果對分析的用處不大，這里將其省略。本文在var模型估計的基礎(chǔ)上，使用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)（滯后期選擇為8期）來分析實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值與各類污染指標(biāo)的沖擊響應(yīng)，依此來刻畫變量間的動態(tài)影響關(guān)系。基于var模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是模型中一個內(nèi)生變

22、量的沖擊給其它內(nèi)生變量所帶來的影響，只所以選擇廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)其原因在于，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)（pesaran，shin，1998）排除var模型中變量順序?qū)Y(jié)果的影響 基于choleski分解的脈沖響應(yīng)函數(shù)容易受變量順序的影響。1、各污染指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的脈沖響應(yīng)分析從圖1來看 本文由于變量較多，為了方便起見將變量間的脈沖響應(yīng)圖放在一張圖中顯示，圖2原因相同。，各類污染物對經(jīng)濟(jì)增長（dlngdp）一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊，在其響應(yīng)期內(nèi)表現(xiàn)為先上升后下降的一種倒型關(guān)系，這種動態(tài)的倒型關(guān)系說明經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染存在一定程度上的環(huán)境庫茲涅茨倒型機(jī)制。但與此同時，也可以清晰地看到，除了工業(yè)固定廢棄物排放量（l

23、ninsolid）和工業(yè)廢水排放量（lninwater）的沖擊反應(yīng)在前幾期呈現(xiàn)負(fù)值外，其余污染物排放量的反應(yīng)值始終為正值，這意味著這種倒型關(guān)系所表現(xiàn)出來的關(guān)系僅是經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境污染動態(tài)意義上的抑制，但整體上環(huán)境狀況并不樂觀。圖1 各類污染物指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的脈沖響應(yīng)軌跡表3為各類污染物對經(jīng)濟(jì)增長脈沖響應(yīng)的8期累積響應(yīng)值，本文為了保證var模型的穩(wěn)定性，對gdp、廢水排放總量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)廢氣排放量指標(biāo)進(jìn)行了差分處理，所以指標(biāo)間累積響應(yīng)值直接比較的意義不大 在本文下面的分析中同樣存在類似問題，變量間數(shù)值的直接比較意義不大。但相對來看，無論是差分還是沒有差分過的變量，氣體類污染指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長

24、脈沖響應(yīng)的累積值，如二氧化硫排放總量、煙塵排放總量、工業(yè)粉塵排放量和工業(yè)廢氣排放量，數(shù)值都相對較大，這反映出目前經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境污染的表現(xiàn)形式主要以氣體污染為主。這與目前山西省的環(huán)境現(xiàn)狀比較吻合，2005、2006連續(xù)兩年山西省11個重點(diǎn)城市空氣質(zhì)量均未達(dá)國家二級標(biāo)準(zhǔn)，反映出了空氣污染形勢不容樂觀。表3 各類污染物指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的累積響應(yīng)值變量dlngwaterdlnindustdlningaslninwaterlnso2lnsootlninsolid累積響應(yīng)值0.0595460.1490210.067787-0.0045670.5045270.139573-0.0012582、經(jīng)濟(jì)增長對各類污

25、染指標(biāo)的脈沖響應(yīng)分析從圖2來看，除二氧化硫排放總量外，經(jīng)濟(jì)增長對各類污染物指標(biāo)一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊，在其反應(yīng)期內(nèi)響應(yīng)值均為負(fù)，說明整體而言污染物排放對山西省經(jīng)濟(jì)增長起到了抑制作用，這在一定程度上支持了環(huán)境質(zhì)量對經(jīng)濟(jì)增長存在反作用的機(jī)制。山西省近年來，由于環(huán)境質(zhì)量的惡化，投資環(huán)境、企業(yè)融資、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級都受到了不同程度的影響已是一個不爭的事實(shí)。從表4經(jīng)濟(jì)增長對各類污染物指標(biāo)累積響應(yīng)值的相對比較來看，工業(yè)廢水排放量、廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放量對經(jīng)濟(jì)增長的影響相對最大。山西省是一個水資源嚴(yán)重匱乏的省份，與此同時大量煤礦等礦產(chǎn)資源的開采，冶金、化工、電力等行業(yè)大量工業(yè)廢水的排放，又加劇了水

26、資源的破壞，缺水和水污染已成為制約山西經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的一個客觀因素。從表3和表4的數(shù)值比較來看，經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境的影響程度要遠(yuǎn)大于環(huán)境對經(jīng)濟(jì)增長的反作用力度。圖2 經(jīng)濟(jì)增長對各類污染物指標(biāo)的脈沖響應(yīng)軌跡 表4 經(jīng)濟(jì)增長對各類污染指標(biāo)的累積響應(yīng)值變量dlngwaterdlnindustdlningaslninwaterlnso2lnsootlninsolid累積響應(yīng)值-0.03056 -0.00992 -0.01157 -0.06564 0.01776 -0.00004 -0.00850 （三）基于var模型的方差分解分析基于var模型的方差分解是將模型中內(nèi)生變量的預(yù)測誤差按成因分解成方程中與之相

27、關(guān)的各內(nèi)生變量沖擊之和，從而分析系統(tǒng)中各內(nèi)生變量的相對重要程度。表5給出了本文方差分解的結(jié)果。 表5 經(jīng)濟(jì)增長與各類污染指標(biāo)方差分解分析 單位：%方差分解dlngwaterdlnindustdlningaslninwaterlnso2lnsootlninsolid污染物排放對經(jīng)濟(jì)增長預(yù)測誤差的平均貢獻(xiàn)度26.734 4.781 1.796 58.464 0.071 0.134 1.142 經(jīng)濟(jì)增長對污染物排放預(yù)測誤差的平均貢獻(xiàn)度4.829 3.381 8.951 1.278 57.438 6.193 6.237 從平均貢獻(xiàn)的角度來看，表5第二行數(shù)據(jù)說明在經(jīng)濟(jì)增長預(yù)測誤差分解中，廢水排放總量、工

28、業(yè)廢水排放量的貢獻(xiàn)度相對較大，其它指標(biāo)如二氧化硫排放總量、煙塵排放總量、工業(yè)固體廢棄物排放量的貢獻(xiàn)度則很小，說明目前廢水排放已經(jīng)對山西省經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要抑制作用，而其它污染物的影響相對較弱；表5最后一行數(shù)據(jù)說明在各污染指標(biāo)的方差分解中，經(jīng)濟(jì)增長對二氧化硫排放總量、煙塵排放總量、工業(yè)固定廢棄物排放量、工業(yè)廢氣排放量的貢獻(xiàn)程度要大于廢水排放總量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)粉塵排放量，說明目前經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境質(zhì)量影響的表現(xiàn)形式以氣體和固體污染為主。方差分解結(jié)果與廣義脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果基本吻合，一定程度上也反映了本文var模型研究的穩(wěn)定性和可靠性。四、結(jié)論本文在基于var模型估計的基礎(chǔ)上，使用了廣義脈沖響應(yīng)函

29、數(shù)和方差分解對1985-2006年山西省經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染各類指標(biāo)進(jìn)行了動態(tài)關(guān)系影響分析，得出的結(jié)論為：第一，經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間確實(shí)存在雙向作用機(jī)制，并且在這種雙向作用機(jī)制中環(huán)境污染對經(jīng)濟(jì)增長的反作用機(jī)制要弱很多。這表明目前的環(huán)境污染管制力度還不夠有效，生態(tài)環(huán)境惡化和資源損耗帶來的外部成本沒有完全地轉(zhuǎn)化為企業(yè)內(nèi)部成本。為此，必須加快建立強(qiáng)有力的環(huán)境保護(hù)市場化約束和激勵機(jī)制，促使生產(chǎn)主體轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式、改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，進(jìn)而帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、換代；第二，本文實(shí)證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境污染之間存在著動態(tài)意義上的倒型關(guān)系，但是這里所謂的倒關(guān)系與真正意義上的環(huán)境庫茲涅茨倒型關(guān)系并不一致，研究結(jié)果表明目

30、前山西省環(huán)境保護(hù)的形勢依然嚴(yán)峻。第三，本文的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)了山西省經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染自身的一些特點(diǎn)。目前山西省經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境污染的表現(xiàn)形式主要以氣體和固體污染為主，其中氣體污染更為突出，而在環(huán)境對經(jīng)濟(jì)增長的反作用方面，水污染則是制約山西經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。所以目前山西省環(huán)境保護(hù)應(yīng)針對二氧化硫、煙塵等氣體排放提高排污成本，與此同時保護(hù)水資源顯得刻不容緩。參考文獻(xiàn)1彭水軍、包群：經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染基于環(huán)境庫茲涅茨曲線假說的中國檢驗(yàn)j，財經(jīng)問題研究2006年第8期。2彭水軍、包群：中國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染基于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法的實(shí)證研究j，中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)2006年第5期。3馬樹才、李國柱：中國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系的kuznets曲線j，統(tǒng)計研究2006年第8期。4吳開亞等：安徽省經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染水平的關(guān)系研究j，重慶科學(xué)2006年第3期。5蔡珞珈等：湖北省經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系研究j，當(dāng)代財經(jīng)2006年第8期。6蘇偉等：吉林省經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系研究j，干旱區(qū)資源與環(huán)境2007年第2期。7張慧等：蘭州市經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染演進(jìn)計量模型分析j，上海工程技術(shù)大學(xué)學(xué)報2006年第12期。8孟紅明: 上海市經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染水平的關(guān)系研究j，河南科學(xué)2007年第2期。9羅素.戴維森、詹姆斯.g .麥金農(nóng)著（沈根祥 譯）：計量經(jīng)濟(jì)理論和方法m，第531頁，上海財經(jīng)大學(xué)出版社，上海，第一版，2006