经济与环境二者之间的协调发展,是经济能够可持续发展的基础。首先,就理论研究而言,内生增长理论在某种程度上是解决环境与经济增长问题的好方法,因为内生增长理论主要研究经济的长期趋势即增长问题,其主要工具是动态最优化。继Romer(1986,1990)[1]、Lucas(1988)[2]、Barro(1990)[3]等人为代表的内生增长模型出现以后,经济学家们纷纷在内生增长理论的框架下将环境污染强度和环境质量分别引入生产函数与效用函数,讨论环境污染与经济增长之间的关系,较具代表性的研究有:Bovenberg & Smulders(1995)和Stokey(1998)分别在Romer(1986)知识外溢模型和Barro(1990)“AK”模型基础上将环境因素(环境污染)引入生产函数的研究[1, 3, 4, 5],这类理论研究是将自然资源、环境质量等同于传统生产函数式中的物质资本、人力资本及劳动力要素投入,从而来考察在生产过程中包括资源要素投入的最优增长问题。另外一类理论研究是将污染流量或者存量纳入消费者效用函数中,利用动态最优化方法来研究环境污染与经济增长之间的关系,较具代表性的学者有:William & Taylor(2004)[6]等。一部分国内学者对一些经典的内生增长模型进行整合,如知识外溢模型、“AK”模型、产品水平创新模型及人力资本模型,系统地剖析环境污染、物质资本积累、人力资本及技术进步对经济发展的影响,较具代表性的学者有:贺俊、陈华平和毕功兵(2006)[7]、彭水军和包群(2006)[8]等。
其次,目前针对环境污染与经济增长的经验研究,绝大多数是在环境库兹涅茨曲线假设理论的基础上进行展开研究。一类是文献研究结果都证明了库兹涅茨倒U型假说在实际经济中适用性,持此观点的有Grossman & Krueger(1991)等[9, 10, 11, 12]及贺俊、胡家连和袁祖怀(2012)[13];二类是实证研究结果证明了中国的污染物排放与人均GDP的关系正处于环境库兹涅茨曲线的上升阶段,离转折点尚有一段距离,得出这一结论的有曹光辉、蔡昉[14, 15]等人。另有些学者运用Granger检验方法来考察经济增长与环境污染的双向因果关系,较具代表性的有:Coondoo & Dinda(2002)等[16, 17]。此外包群和彭水军(2006)利用污染和产出方程估计方法验证了环境变化与经济增长之间存在双向作用机制[18]。
本文试图弥补以上研究的不足。其一,本文将扩展Uzawa(1965)[19]和Lucas(1988)[2]的理论模型,但本文与其不同的是,决策者是社会计划者而不是代表性消费者,并在此基础上将环境这一内生要素引入内生增长模型里,构建包含最终生产部门和人力资本开发部门的两部门内生人力资本模型;与彭水军和包群(2006)[8]研究不同的是,本文在Uzawa(1965)[19]和Lucas(1988)[2]的理论模型基础上构建出两部门内生增长模型而不是四部门内生增长模型。其二,国内大量学者基于截面时序或者面板数据运用最小二乘法对是否存在环境库兹涅茨U曲线进行了广泛研究,而本文在基于面板数据运用最小二乘法的基础上,将引进调节变量财政分权来讨论在财政分权的框架下环境污染与经济增长之间的关系。
二、 理论模型考察一个封闭经济,整个经济包括二个部门:最终产品部门和人力资本开发部门。在整个经济中,存在无数个同质的个体,有消费者也有生产者,其中代表性的消费者从事生产工作。经济中的人力资本h一部分作为生产要素进入生产函数进行生产,即hY,另一部分进入人力资本开发部门进行人力资本积累,即hh,且h=hY+hh。
1. 技术 (1) 最终产品部门代表性家庭充当企业从事主要的生产活动。为了简单起见,本文假定生产部门的产出函数遵循Cobb-Douglas生产函数。同时,本文依据Stoky(1998)在利用AK模型分析污染与经济持续增长问题时采用的将环境污染强度z作为生产要素引入生产函数的做法[5],则产出水平Y为:
| $Y = {A_Y}{K^\alpha }h_Y^{1-\alpha }z$ (1) |
其中,K是物质资本要素;AY是由外生给定的技术系数;z∈[0，1]表示污染强度,衡量已有技术的不清洁程度;a表示弹性系数。
物质资本的积累方程为:
| $\dot K = Y-C-\delta K$ (2) |
其中,δ是资本折旧;C是消费水平。
(2) 人力资本开发部门依据Lucas(1988)和Uzawa(1965)理论研究[2, 19],本文设定人力资本开发部门的人力资本积累的动态方程为:
| $\dot h = {A_h}{h_h}-\delta h$ (3) |
其中,Ah是人力资本部门生产的不变技术系数。
(3) 环境质量我们将环境质量E看做一种资本品,随着环境污染加剧会将其耗尽,但其也有再生能力,设再生速度为θ>0。污染排放p为产出水平和污染强度的增函数,即:
| $p\left( {Y,z} \right) = Y{z^\gamma }$ (4) |
其中,污染程度指数γ>0,γ越大就意味着给定性技术的实际污染排放越小。
依据Aghion & Howitt(1998)的理论研究,假定环境质量有一个上限值,只有当生产活动都被无限期停止时,才能达到环境质量的上限值。环境质量E可用实际环境质量与上限值之差来衡量,那么E总是取负值[20]。因此,支配环境质量随时间变化的微分方程为:
| $\dot E =-p\left( {Y,z} \right)-\theta E =-Y{z^\gamma }-\theta E$ (5) |
设U为折现总效用;U(Ct,Et)为每时刻福利的瞬时效用函数;Ct表示t期代表性家庭的消费;环境质量E引进效用函数;ρ表示时间偏好率。无限生命的消费者极大化他们的终生效用,则最大化效用函数为:
| $\Omega = \int_0^\infty {{e^{-\rho t}}U\left( {{C_t},{E_t}} \right)dt} $ (6) |
瞬时效用函数需要以固定不变的跨期替代弹性形式出现,即:
| $\left\{ \begin{gathered} U\left( {C,E} \right) = \frac{{{C^{1-\sigma }}-1}}{{1-\sigma }}-\frac{{{{\left( {-E} \right)}^{1 + \omega }}-1}}{{1 + \omega }}\;\;\;\;\sigma \ne 1 \hfill \\ U\left( {C,E} \right) = \ln C-\frac{{{{\left( {-E} \right)}^{1 + \omega }}-1}}{{1 + \omega }}\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\sigma = 1 \hfill \\ \end{gathered} \right.$ |
其中,σ为相对风险厌恶系数;ω为环境意识参数,表示对环境质量的偏好程度,且ω>0。
3. 竞争性均衡的求解考虑以上各式,建立在消费水平C上的代表性家庭的决策问题是一个动态最优化问题,则最优化增长问题如下所示:
| $\begin{gathered} \max \int_0^\infty {{e^{-\rho t}}U\left( {C,E} \right)dt} \hfill \\ {s}{.t}{. }\dot K = Y-C-\delta K \hfill \\ \;\;\;\;\;\dot h = {A_h}\left( {h-{h_Y}} \right)-\delta h \hfill \\ \;\;\;\;\dot E =-Y{z^\gamma }-\theta E \hfill \\ \end{gathered} $ (7) |
对式(7)构造Hamilton泛函:
| $\begin{gathered} H = U\left( {C,E} \right) + {\lambda _1}\left( {Y-C-\delta K} \right) + \hfill \\ \;\;\;\;\;\;{\lambda _2}\left[{{A_h}\left( {h-{h_Y}} \right)-\delta h} \right] + {\lambda _3}\left( {-Y{z^\gamma }-\theta E} \right) \hfill \\ \end{gathered} $ (8) |
在式(8)的Hamilton泛函中,λ为Hamilton乘子。由最优化的一阶条件可得:
| ${C^{-\sigma }} = {\lambda _1}$ (9) |
| ${\lambda _1} = \left( {1 + \gamma } \right){z^\gamma }{\lambda _3}$ (10) |
| $\left( {\frac{{\alpha Y}}{K}-\delta } \right){\lambda _1}-\frac{{\alpha Y{z^\gamma }}}{K}{\lambda _3} = \rho {\lambda _1}-{\lambda _1}\dot \lambda $ (11) |
综合式(9)、式(10)和式(11),最终可求得在均衡路径上的经济增长率g为:
| $g = \frac{1}{\sigma }\left[{\alpha \frac{\gamma }{{1 + \gamma }}{A_Y}\left( {\frac{{{h_Y}}}{K}} \right){1^{-\alpha }}z-\delta-\rho } \right]$ (12) |
从式(12)可以看出,长期经济增长是关于污染强度的函数,并且呈现的是正相关关系。与此同时,只要进行产品生产的人力资本hY与物质资本K的比值的增长速度大于环境污染强度z的下降速度,就有可能实现经济可持续发展的目标,从而有利于经济的持续、健康增长。接下来,本文将从经验研究的角度来分析环境污染与经济增长的内部作用机制。
三、 实证研究 1. 统计分析基于理论模型得出的结论,本文结合中国的实际数据进行数据模拟,来判断其结果是否与理论模型得出的结果一致及验证理论分析结果在实际经济中的适应性。研究样本是我国1991—2013年的二氧化硫的排放量及人均GDP的历史数据,样本容量n=23。用工业二氧化硫排放量作为衡量环境污染的指标,其样本数据来源于国家统计局及中宏数据库公布的年度报告。用实际人均GDP作为衡量人均收入水平的指标,根据国家统计局公布的名义人均GDP和人均国内生产总值指数(上年=100)计算出以1991年为基期的各年度人均GDP指数,进而折算出1991—2013年各年度的实际人均GDP。为方便研究,对这两个变量数据样本取对数。
利用R语言进行运算分析,非参数回归模型的结果见图 1所示。污染物排放与人均GDP之间呈现出基本的正相关趋势。
 | 图 1 二氧化硫与实际人均GDP的回归估计曲线 |
从图 1可以看出,非参数回归模型的斜率是不断变化的,斜率的变化反映了实际人均收入在不同时期对环境污染的影响程度不同。所以说,随着收入水平的提高,环境还将进一步地恶化。同时其结果与理论模型得出的结果是一致的。
2. 结果与经验分析 (1) 数据来源与变量处理本文的研究样本是我国31个省市2004—2012年的二氧化硫的排放量、实际人均GDP、贸易开放水平、城镇化水平及产业结构变化的历史面板数据,样本容量n=279。其样本数据来源于国家统计局及中宏数据库公布的年度报告。
环境质量度量指标:用工业二氧化硫排放量表示,记为SO2;收入变化用人均收入指标来度量,各地区人均收入用人均GDP来度量,且是消除了通货膨胀影响的实际人均GDP,记为Rpcgdp;用进出口贸易额与GDP之比来度量贸易开放水平,记为Open;城镇化水平用各省城镇就业人数与各省总就业人数之比表示,记为Urban;用第一产业占GDP的比重来度量产业结构变化,记为Findustry。在进行统计分析之前,对上述各变量数据样本进行对数化处理,原因是对数化处理后的数据样本序列容易得到平稳序列,不仅不会改变各变量的经济特征,而且经济意义非常明确。
(2) 单位根检验本文采用ADF检验来确定各变量的平稳性。判断的标准为:如果一阶差分变量的ADF统计值所对应的P值小于5%,拒绝原假设(序列是非平稳),因此原变量是平稳的,反之,原变量是非平稳的。表 1是单位根检验的结果。
 | 表 1 ADF单位根检验 |
由表 1的检验结果可知,两个变量的一阶差分的伴随概率均为0.0000,可以看出五个P值均小于显著水平的5%,因此拒绝原假设(序列是非平稳的),所以可以知道五个变量的一阶差分序列均为平稳性序列,即都满足一阶单整I(1)。又由协整理论可知,当变量为同阶单整,变量之间才可能存在协整。由此可知,二氧化硫的排放量、实际人均GDP、贸易开放水平、城镇化水平及产业结构变化之间可能存在协整关系。
(3) 协整检验本文采用Johansen (1988)与Juselius (1990)提出的Johansen检验或者JJ检验来判断上述各变量之间是否存在协整关系,进而判断出各变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。本文借助Eviews 6.0计量软件分析的结果如表 2所示。
 | 表 2 协整关系检验结果 |
从表 2可以看出,检验拒绝没有协整的原假设(0.0001<0.05),接受至多有五个协整关系的原假设(0.1214>0.05),结合证明了实际人均GDP与二氧化硫排放量之间存在着五个协整关系。从而可以知道,二氧化硫的排放量、实际人均GDP、贸易开放水平、城镇化水平及产业结构变化之间存在协整关系,即存在长期稳定的均衡关系。
(4) 回归分析由于固定效应模型的参数估计一致性比随机效应模型稍强,同时在统计检验中不容易导致参数的过度识别。因此,在下面的分析中,本文采用固定效应模型估计方法进行研究。首先,利用固定效应模型估计我国实际的人均GDP与二氧化硫排放量的关系,得到结果如式(13)所示:
| $\begin{gathered} S{O_2} = 0.5448Rpcgdp-1.8020Open + \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {{{3.712}^{***}}} \right)\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {-{{9.300}^{***}}} \right) \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;0.2104Urban + 2.1684Findustry + \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {{{4.945}^{***}}} \right)\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {{{8.692}^{***}}} \right) \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;5.6070 \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {{{5.916}^{***}}} \right) \hfill \\ \end{gathered} $ (13) |
从二者长期关系可以看出,中国的人均收入每增加1个百分点,将使环境污染指数上升0.5548个百分点,由此可知,人均收入与污染排放量之间的关系不符合环境库兹涅茨曲线倒U型关系,换句话说,随着我国经济的快速发展和人均收入水平的不断提高,环境“先恶化后改善”的趋势并不一定会得以体现。根据Selden & Song(1994)等学者的经验研究表明,以二氧化硫作为衡量环境污染的指标,当人均收入水平达到8700美元左右时,人们才会意识到当前环境污染问题的严重性,继而会强化对环境的管制政策,加大对保护和改善环境工作的投入,最终达到减轻环境污染的目的,使环境与发展协调起来[10],也就是说对二氧化硫这种污染物而言,人均收入8700美元是环境库兹涅茨曲线的拐点。我国目前的人均GDP还没有达到这种水平,2013年我国人均GDP为6700美元,并没有达到拐点值,表明人均GDP与环境污染仍表现为显著的正相关关系,且在今后一段时间内,在发展经济的同时依然会带来环境污染问题。例如,2014年以来我国1/5的国土遭遇雾霾,雾霾是因为汽车排放尾气、工厂排放废气,以及燃放烟花爆竹等所形成,主要由二氧化硫、氮氧化物和可吸入颗粒物这三项组成。当它们与雾气结合在一起,让天空瞬间变得阴沉灰暗,人们通过呼吸将气体吸入体内,气体粘附在人体下呼吸道和肺叶中,严重威胁到人们的身体健康。雾霾天气的形成大多是人为的环境污染,随着中国经济的快速发展,人们手中的可支配收入增多,对机动车等交通工具的需求变强,机动车保有量急剧增加,而对环境保护的意识却没有逐步增强,造成汽车尾气过度排放;我国工业生产以煤炭为主的能源消费结构,势必产生许多对人体有害的污染物。可以看出,目前中国的经济增长依然会加剧环境污染。
从以上回归估计结果可以看出,贸易开放水平Open的回归系数显著为负,为-1.8020。其经济含义是贸易开放水平的提高有助于减少环境污染物的排放量。这正好与包群和彭水军(2006)的研究结果一致,其原因为贸易开放存在技术外溢效应,技术外溢效应提高了发展中国家的要素生产率和技术水平,从而影响技术进步和产业结构调整,最终降低了环境污染物的排放。城镇化水平Urban的回归系数显著为正,为0.2104。其经济含义是城镇化水平的提高伴随着环境污染物的排放。其原因在于在城镇化进程加快的过程中,能源消费过快、机动车数量增加和使用频率高、城市建设步伐过快,均伴随着环境污染物产生。产业结构变化Findustry的回归系数显著为正,为2.1684。其原因在于中国是农业大国,农药需求量世界第一,大部分都排入土壤,造成了环境污染。
然后,本文在上述回归分析的基础上引进财政分权变量,进一步讨论在财政分权的框架下,环境污染与经济增长之间的关系。fd是度量财政分权水平的指标,本文采用贺俊和吴照(2013)[21]对其的测度方法,具体表示为:fd=各省当年人均预算内本级财政支出/(各省当年人均预算内本级财政支出+当年人均预算内中央本级财政支出)。具体的回归结果如式(14)所示。
| $\begin{gathered} S{O_2} = 10.2590Rpcgdp-9.2040fd*Rpcgdp-\hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {{{5.879}^{***}}} \right)\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {-{{5.676}^{***}}} \right) \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;0.6771Open + 0.0537Urban + \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {-{{2.530}^{***}}} \right)\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {{{0.567}^{***}}} \right) \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;1.6880Findustry + 39.1879 \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {{{8.949}^{***}}} \right)\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left( {{{6.434}^{***}}} \right) \hfill \\ \end{gathered} $ (14) |
从其估计结果可以看出,加入调节变量后进行回归分析得到的测定系数R2值为0.70,显著高于没有加入调节变量时回归的R2值0.63,可以说明财政分权作为调节变量,其调节效应显著。二氧化硫排放与财政分权交叉项的系数值为-9.2040<0,在1%的水平下显著,说明财政分权的确会对环境污染与经济增长的关系产生一定的调节效应,同时,人均收入的回归系数为10.2590>0,和∂SO2/∂Rpcgdp=10.2590-9.2040fd,说明财政分权高的地区,随着人均收入的提高,环境污染会得到一定的改善,即财政分权弱化人均收入水平对环境污染的正向影响,这与俞雅乖(2013)[22]的研究结论相似。其原因在于,经济发达的地区,地区经济规模较大,实力雄厚,同时财政分权高的地方政府拥有很强的财政自主权,从而会有足够的财政支持进行污染排放的控制及环境污染的治理。此外,经济发达地区要加强区域合作,这样能有效促进各地区尤其是临界区域环境质量的改善,最终避免因不良竞争所产生的环境污染的现象。
四、 结 论本文在内生增长理论的框架下研究环境污染与经济增长之间的关系。在理论模型部分,通过将污染强度引进生产函数,将环境质量引进效用函数,构建出包含最终生产部门和人力资本开发部门的两部门内生增长模型,从而推导出环境污染与经济增长正相关的关系式。在接下来的实证部分中,本文基于2004—2012年的中国省际面板数据对环境污染与经济增长之间的关系进行经验研究,通过研究发现二氧化硫排放与实际人均GDP呈现正相关关系,即二氧化硫排放与实际人均GDP之间的关系正处于环境库兹涅茨曲线的上升阶段,离转折点尚有一段距离。此外在经验研究中,本文将财政分权作为调节变量引进回归模型,研究发现,财政分权高的地区,随着人均收入的提高,环境污染得到了一定的改善。因此本文获得了关于中国环境污染与经济增长之间关系的较好实证结果,并且从方法应用上丰富了中国环境库兹涅茨曲线的经验研究。本文经验研究的结果与理论研究的结论基本一致。
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