广西经济增长与环境污染关系的实证分析（推荐11篇）
摘要：本文采用广西1995-2015年的平行数据，构建联立方程来验证经济增长与环境污染之间的相互关系。首先，将环境污染视为经济增长过程中得到的产品之一，从而验证了环境污染与发展产量之间呈正相关，也就是环境污染具有生产要素的特性，因此，可以将环境污染作为生产参变量之一;然后根据国外所创建的函数关系结构，以著名的环境库兹涅曲线为依据，将资源发展过程与环境参数融入到一个新的传统模型中以更好的研究经济增长与环境污染之间的相互作用力以及原因等，分析结果如下:(1)，两者之间相辅相成，彼此制约;(2虽然，可以将环境污染作为经济增长的推动力之一，但相比于影响经济增长的其它因素，其产生的推动力是微乎其微的(3)阻碍经济增长的重要因素是资金储蓄量(4)，在一定程度上，可以说经济增长水平决定着环境污染程度，同时，资本结构也被归纳为影响环境污染的参数之一。
关键词：经济增长 环境污染 联立方程 环境库兹涅茨理论
改革开放以来，广西经济取得了快速的发展，接着柳钢的到来，使柳州迅猛发展，而桂林凭着旅游事业发展势头也猛，如今又有了北部湾经济区，发展最快的可以说是钦州，随着大量能源的出现和成为国家级保税港区，钦州工业经济实力逐渐位居广州前列。同时，对于广州的南宁来说，更是在2003年起，就在明确将成为国际化城市作为发展的战略性目标，并且随着东盟自由贸易区在南宁的落户，南宁的经济水平直线上升。现阶段，南宁主要是发展第二、三产业，据统计，在15年，广西的人均生产总值高达16803.12亿元，相比于05年翻了将近4.22倍，但是环境污染与经济增长是共存的，因此，广州地区的自然环境遭到严重破坏。1995-2015年，除了二氧化硫和工业固体废弃物有较大幅度减少外，广西的环境污染总体来说还是没有得到治理，据相关资料显示，广州地区的工业气体排放量从1995年到2011年一直处于指数增长的趋势，从最初的2797亿标立方米增加到29853亿标立方米，达到了历史最高值，虽然，政府部门制定了相关的法律法规，出现了一定的下降趋势，但仍然保持较大的排放量。早在13年，南宁地区的PM2.5就已严重超标，空气指数较低，并且也影响着广州的其它地区，工业化液体废弃物排放量一直以较大的基数，呈现着增加的趋势，总的来说，经济增长伴随环境污染，必然是不利于广西走可持续发展道路的。
（一）选题意义
随着经济的高速发展，带来的环境污染问题也越来越明显，于是世界各地政府对环境保护越来越重视，环境问题也越来越受到经济学界的重视，近年来许多的国内外学者开始关注经济增长与环境保护关系的研究。国内对其的研究主要集中在发达省份，关于西部落后省份的研究较少，所以本文选择以地处中国西部地区的广西为例，探讨经济增长与环境污染在相对落后的地区存在的关系，可以丰富与补充现有的研究。
由于受到地理位置的影响，广西的经济水平远远不如我国东部地区，要实现城市整体的工业化，还需要经历很长的一段时间，但是政府部门不能一味的追求经济利益，而忽视了城市的环境卫生，如果一直置之不理那么经济增长一定会因为资源短缺以及环境污染而受到限制;但是广西又是一个喀斯特地形特别发育的地区，多山多水，生态环境相当脆弱，需要采取有力的正确的措施进行保护。所以，广西城市在促进经济增长的同时，也要加强对环境污染的管理，创建可持续发展的战略性发展决策。因此，本文针对广西经济增长和环境污染最为研究的主体，根据广西工业化水平，以更好的解决经济增长过程中出现的环境污染问题，努力协调两者之间的关系，制定出可以实现两者共同发展的政策，提高广西整体水平。
一、研究思路及研究方法
本文主要是通过调查广西主要研究目的在于分析经济增长与环境污染双向影响的关系以及其影响机制，并利用实证分析加以验证，据此对我国环境污染的治理和经济的可持续发展提出政策建议。
本文主要是以环境库兹涅茨理论为依据，结合广西城市实际的经济增长与环境污染为实例，以更好的研究经济增长与环境污染之间存在的作用力以及影响因素，为我国相关城市更好的实现经济增长与环境之间的协调作用提供帮助。
（一）研究思路
本文通过收集相关的文献资料，了解目前的研究进展以及学术性研究理论等，以更加深入的分析经济增长与环境污染之间的相互作用力，并且合理运用环境生产要素以及环境库兹涅茨曲线理论知识，也就是通过将经济增长模型与环境库兹涅茨曲线模型结合在一起，并在此基础上加入了其它生产要素，建立新型理论模式，分析经济增长与环境污染之间的关系，并进行了深层次的理论研究，结合广西经济增长和环境污染为实例，针对更好的实现城市经济增长与环境污染之间协调发展提出相应的解决方案。
（二）研究方法
（1）文献归纳法。主要是指通过对所收集到的相关资料和文献，并进行深入的分析，为本文后续研究提供理论依据。
第二章 文献综述
随着经济的快速发展，虽然居民生活质量不断得到提高，但同时也严重影响到居民的生活环境，人们越来越重视对环境的治理，更多的学术研究者开始研究经济增长与环境污染之间的相互作用，并取得了一定的研究成果现阶段，相关研究主要包括学术性研究和实际性研究两个方面，对于学术性研究主要是指以实现环境可持续发展为前提，研究城市经济增长情况，同时，验证环境库兹涅茨曲线模型来研究经济增长对环境污染之间的作用机制。
一、理论研究
（一）国外理论研究(1)新兴古典增长模型
新兴古典增长模型与新古典模型不同，前者是在后者的基础上加入了环境污染以及环境治理等要素，以了解在经济增长过程中环境质量的变化情况，实现对环境污染的治理，在保证环境不收破坏的基础上，规范产业经济增长体系。在1978年，国外著名学者Sakawa & Hashimoto，创建了企业生产部门模型以及环境治理部门模型，同时，提出为了更好的治理环境污染，促进经济快速发展，要合理限制支出，加大对资源的投入和污染控制管理，增加企业资本储量[20]。
(2)包含环境污染的内生增长模型
在1998年，国外学者Stokey通过研究污染指数，发现环境污染的外向特性，并且通过结合“AK”模型分析了现阶段影响经济增长的机制，研究得企业经济可持续发展的水平与企业稳定的资本高回报率以及规范的环境政策有着直接性关系[23]。
（二）国内理论研究
由于我国对环境污染与经济增长的研究起步较晚，所以，理论研究体系还存在着一定的局限性。在06年，我国学家彭水军和包群在研究生产关系和效用关系时添加了对环境质量参数，将其视为经济增长内部生产要素之一，在此基础上创建了加入环境污染参数的新古典增长模型、内部生产技术发展模型以及人力资源模型等，并实现了模型之间的相互结合，以更好的分析在保证环境不收污染的基础上，企业经济增长的机制与人力资源以及生产技术之间的关系[9]。在13年，学者黄茂兴参考国外学者的经验，在 Romer 模型上加入了环境污染危害、环境污染治理等因素，创建了五部门内生增长模型，以更好的实现企业的快速发展[4]。
二、实证研究
（一）国外实证研究
在1991年，国外研究学者Krueger通过调查国外国家和地区在12年内，工业污染物的排放量和企业经济增长情况，并采用科学地计算方式，研究结果表明工业污染物大部分污染物的排放量与国家或地区的经济增长水平呈现一定的函数关系，会随着人均收入总指的增加而增长，但增加到6000美元左右，就会出现下滑趋势，通过制作相应的函数图，发现工业污染物排放量与经济增长的函数曲线呈现倒U字形。这一理论的提出，验证了EKC模型理论的正确性[18]。两年后，著名学者Panayotou通过研究也得出了环境污染和经济增长之间存在着倒“U”字形的联系，由于上述理论与库兹涅茨曲线提出函数关系相同，因此环境污染与经济增长之间的倒“U”字型关系，统称为环境库兹涅茨曲线[19]。
随后，越来越多的学者开始结合企业实际对环境库兹涅茨曲线进行验证，并一一证实这一理论的正确性。比如:在1994年，学者Selden 和 Song通过气体污染物(SO2、Co、以及含氮化合物等)展开了分析，进一步验证了环境库兹涅茨曲线的正确性[21]。
但是仍有部分学者不认同经济增长与环境污染之间存在倒“U”字型关系，否定环境库兹涅茨曲线的客观性。比如:学者Shafik通过对国外150多个国家和地区的十几种工业污染物排放量和国家经济增长进行了数据统计，并采用数据统计学，得出各种污染物与经济增长之间的关系，他发现，液体废弃物的排放量与经济增长之间呈现负相关，而废气污染量与经济增长符合环境库兹涅茨曲线；但是固体废弃物的排放量和经济增长呈现正比例关系，并不符合环境库兹涅茨曲线[22]。
（二）国内实证研究
相比于国外，中国在20世纪末期，才开始接触环境库兹涅茨曲线，随着理论体系的成熟，越来越多的学者开始调查各个地区的环境污染与经济增长的相关数据进行实证研究，验证环境库兹涅茨曲线的客观合理性，可能会由于受到环境波动的影响而出现误差，但也为后续进行深入的分析提供了理论依据。
（1）越来越多的学者开始针对环境污染和经济增长之间函数关系进行深入的研究，以验证环境库兹涅茨理论。在1999年，经济学家张晓，通过利用我国时间排序资料为实证，研究显示我国环境污染与经济增长之间呈现出倒“U”字型函数曲线[16]；两年后，学者吴玉萍和董锁成等人，通过收集北京在1985-1999 年之间的经济增长和环境污染数据，创建了北京地区的经济增长与环境污染横向统计关系，研究结果表示，北京市的环境质量与城市居民的人均收入之间呈现着倒”U”字型关系[11]；在16年，经济学家谢霜等人，通过收集2000-2014年，14年间我国中部地区的经济增长与环境指标进行分析，创建科学性数据模型，分析了城市的经济增长和污染物排放量、限制量之间的相互关系，研究发现城市的人均GDP和环境污染物排放量之间符合环境库兹涅茨曲线，进一步验证了假说的正确性[12]。
（2）可能由于样本数据来源不同、数据处理方式不同，导致环境污染与经济增长之间不符合环境库兹涅茨曲线的结果。比如：在09年，学者于卫国通过收集我国在1993-2008年之间的出现的省际平行信息创建了相应的固定效应和随机效两种模型，以验证我国经济增长与环境污染之间的关系是否符合环境库兹涅茨曲线，实证研究结果表示我国人均国内生产总值与工业气体污染物So2以及液态废弃物排放量都符合环境库兹涅茨曲线，但是对于气体污染物烟灰尘的排放量与经济增长之间呈现着线性关系[13]；同年，贺彩霞等人，通过收集我国30多个城市在1998年到2006年之间的6种环境污染指标的平行信息创建了排放物的排放量函数关系与环境污染函数关系，利用单位根以及协整等多种检验形式来分析我国各个地区的环境污染物的排放量与人均国内生产总值之间的关系，结果表明环境污染和经济增长之间存在着相互作用力，同时，各个地区之间的关系度[2]；
同时，薛惠锋以及刘蕊等多名学者，为了研究陕西省地区的人均国内生产总值与工业气体、液态和固态废弃物排放量之间的关系，学者通过收集陕西省在1990年-2006年之间的人均GDP与环境污染指标数据，并采用科学的数据处理方式，发现陕西省关中地区的工业污染物的排放量与经济增长之间呈现负相关作用，因此。我们可以发现选择的样本数据不同，也会影响到地区经济增长与环境污染之间的函数关系[15]；在2010年，经济学家黄菁，通过调查我国在2003-2007,四年时间内278个城市或地区的环境指标创建关系方程，并进行实证研究，研究结果显示选择不同的环境污染物和经济增长之间的双向作用存在着明显的差异性。[3]
在2012年，学者刘年康和汪云桥等人，通过利用脱钩研究方式中的差分回归系数法，对我国在1990-2010年省级平行数据展开了研究，研究表明在这20年时间内，几乎我国所有省份都没有出现城市环境污染和经济增长之间的“绝对脱钩”情况，通过将时间作为变量，发现环境污染和经济增长之间的脱钩关系与时间有着密切联系，也就是说，环境污染和经济增长之间出现的“未脱钩”与“相对脱钩”情况是周期性出现的，而将地区作为参变量，发现环境污染和经济增长之间的脱钩关系也会受到地区分布的影响[8]。一年后，李治国通过调查山东省在1981-2009年之间的人均国内生产总值与环境污染指标的数据信息，创建了城市环境污染与经济增长的 VAR 模型，以次作为理论依据，采用广义脉冲响应以及方差分解的研究方式，针对城市环境污染与经济增长之间的关系展开了实证研究[7]；
在2015年，学者段艳平和黄玲花，按照时间顺序调查了广西在1998-2012年的经济增长和环境污染综合指标以及污染物排放量的环境库兹涅茨曲线计量模型，研究结果表明，广西经济增长和环境污染综合指标的环境库兹涅茨曲线呈现“倒U字型”，而经济增长和工业污染物之间的环境库兹涅茨曲线却不符合倒U字型关系[1]；同年，童纪新以及朱园，通过利用江苏省在1985-2013年之间的环境污染和经济增长的数据信息，创建了环境污染和经济增长的VAR模型，并以此作为理论依据进行实证研究，研究结果表明，江苏省经济增长与环境污染之间存在着相互作用力，并且经济增长对环境的作用远远大于环境对经济增长的反作用[10]。
学者李茜等人，通过收集我国31个省级在 1985—2011 年之间的平行数据为理论依据，结合PVAR 模型分析12种污染物排放量和人均国内生产总值数据的最大值与最小值之间的比率关系。以更好的分析经济增长对环境污染产生的作用力，并且环境污染对经济增长也具有明显的制约作用,而这种作用力也会由于地区的不同而产生差异[5]。
在2016年，学者吴武林通过利用环境库兹涅茨理论改良模型，收集了福建省在1994—2014年内的城市环境污染物排放量和经济增长的数据信息，研究显示城市的工业液态废弃物的排放量与人均国内生产总值之间存在着倒N型函数关系；而工业气体废弃物的排放量和人均国内生产总值之间的函数图像为波浪型；而工业固态废弃物的排放量与人均国内生产总值的函数关系呈现倒U型，但已基本位于曲线的最低点[17]。
国内学者针对经济增长与环境污染之间的关系应用最为普遍的就是环境库兹涅茨理论，同时也会利用多元函数关系式、脱钩形式以及PVAR 模型等作为研究的辅助性工具。
三、简评
通过对国内外的理论研究和实证研究进行分析，我们可以看出，现阶段的文献资料大多数都是针对环境质量对经济增长的影响进行研究，并且实证研究与理论研究之间缺少关联度，没有实现理论与实证之间有机结合。而针对经济增长对环境污染带来的影响，没有相关的理论依据，仅仅是对影响机制进行了表层分析，不具有全面性。
对于国内外的实证研究方面，主要是针对经济增长对环境污染带来的作用力，没有对环境污染对经济增长带来的影响进行分析，验证了单方的函数关系，进行了环境库兹涅茨理论验证，但是，并不是所有的环境污染物排放量与经济增长数据之间都呈现倒“U”字形关系。会受到客观因素的影响，比如：选择的数据、计算方式等不同，就会影响到实证研究结果的正确性。因此，对于国家或地区的环境污染指标时，要选择多个环境要素，获得综合性数据，而不能仅仅依靠单一数据。
第三章 经济增长与环境污染的理论分析
一、经济增长与环境污染关系的一般性阐述
所谓经济增长，即某一经济体在特定时期内，生产活动制造的产品数量的增多，也就是经济数量的增加以及生产水平的提高，目前用GDP或GNP作为衡量指标。
现阶段，经济增长形式主要是指影响经济增长的生产要素之间的作用机制，依据经济增长的计算模型，以了解各个生产要素在促进经济增长方面的影响力，根据实现经济增长中生产要素发挥的作用的不同，可以分为粗放型和集约型两种经济增长形式。对于粗放型经济增长方式，主要是通过投入大量的生产要素投入量来实现的经济增长，因此，采用粗放型经济增长方式，一定会带来环境污染以及能源消耗的。而集约型经济增长方式，则是指利用生产要素的增加量来带动经济的增长，需要合理结合生产要素，提高技术水平，减少能源消耗，坚持可持续发展，协调经济发展与环境污染之间关系。
（二）环境与环境问题
不同的课程对环境的解释不同：在生物上，将环境视为地球上生物生存的全部外界条件；而在地理上，将环境视为生物来一生存的全部生态条件。而在经济学上，将环境视为自然环境，也就是在人类生存空间中与人类生存发展有关的全部生态因素。
对于环境问题，通常伴随着人类活动而产生，导致自然环境遭到破坏以及生态系统的失衡，并且也包括对居民生活及生产等方面产生干扰。随着经济的发展，导致环境问题日益复杂，具有一定的波动性以及不可逆性等。目前，最为严重的环境问题主要为“工业污染物的排放”、大气臭氧层的破坏、雾霾等。
（二）经济增长与环境污染的关系
环境污染与经济增长，是分别属于环境与经济体系中的两个概念，而要分析两者的关系，就需要将环境和经济体系融为一体，在此基础上研究两者的作用机制。
美国著名经济学家马歇尔，提出将生产要素分为自然要素与人为要素，这一理论的提出，表明环境也被视为生产要素之一。为环境生产要素理论的诞生提供了理论依据，实现了环境理论与生产要素理论之间的结合。我国学者李立军等人在编写《环境生产要素理论探讨》书籍中［6］表示将环境生产要素分为广义和狭义，前者主要是需要将环境体系的整体与生产要素相结合，重视环境体系在产品生产中发挥的作用，并根据微观和宏观的经济体系进行计算。而后者则是指仅仅将环境体系融入到传统生产要素理论中，并提高环境要素在生产要素中的地位等。
随着环境生产要素理论的提出，会影响到传统经济增长形式，同时，需要对众多经济增长理论进行调整，例如：传统经济增长研究时，会将生产要素单纯的视为支出量，其与产量呈现正比例关系，然而实际上环境生产要素的支出对产出量有双向作用，不仅可以加快经济增长，而且也会造成严重的环境污染。
本文通过借鉴环境生产要素理论所提出的经济增长和环境存在一定的关联性，将环境污染视生产要素之一，以研究来环境污染和经济增长之间的相互作用力。
（一）经济增长与经济增长方式
二、环境库兹涅茨曲线理论
库兹涅茨理论是美国著名研究者库兹涅茨在1955年提出的，库兹涅茨曲线最初是用来反映一个国家的经济增长与居民收入差距之间的函数曲线呈现倒“U”字型。在1991 年，美国经济学家 Grossman 与 Krueger利用NAFTA和环境之间的关系展开研究时，发现北美地区在经济增长的起步阶段，环境与人均收入之间呈现负相关，但当居民的人均收入量达到某一特定值后，环境又与人均收入呈现正相关[18]。也就是经济增长和环境指标符合库兹涅茨曲线。在1993 年，美国学者Panayotou将环境指标与经济增长进行了深入的分析，再次证实了库兹涅茨曲线的正确性，并创建了环境库兹涅茨曲线[19]。
相比于库兹涅茨曲线，环境库兹涅茨曲线理论侧重于研究经济增长与环境质量之间的双向作用机制，也就是经济增长是破坏环境质量的根源，还是可以提高环境质量的方式，采用的文献分析方式为实证研究，可以帮助我们更加直观的了解到经济增长与环境质量之间的关系，以更好的解决工业废弃物与经济增长之间的问题。
国外针对环境库兹涅茨曲线提出工业化企业的发展模式为先侧重于促进经济的发展，忽视环境的治理，众多学者表示促进经济的发展，必然会带来环境污染，影响到城市的环境质量，直到环境污染严重影响经济增长时，才开始对环境进行治理，经济增长为实现环境治理提供资金支持，所以，我们需要以最快的速度将经济增长值达到倒”U”字形的最低点对应的经济水平。随着环境库兹涅茨理论被广泛应用后，越来越多的学者对理论机制产生了兴趣，尤其希望了解环境库兹涅茨曲线最低点的深层含义。
所以，为了研究经济增长影响环境质量的具体路径，本文将加入产业结构、能源强度以及工业污染治理投资占工业增加值比重等变量作为控制变量。
通过观察上述曲线图可以发现，在2006年前广西工业固体废弃物数量一直高于50万吨，随着人们对环境污染的重视，以及工业废弃物处理技术的提高，工业固体废弃物数量大幅度减少，但是，目前对于工业固体废弃物的处理方式主要为储藏，虽然近些年，广西的固体废弃物的排放量日益减少，但并没有从根源上解决固体废弃物排放问题；可以看出在1995年到2015年之间，广西工业废气的排放量逐年增加，尤其在2011年，工业废气排放量达到了30000亿万立方米，大大影响到整个城市的空气质量，广西多个城市的PM2.5严重超标，可以看出广西工业生产中存在严重的资源浪费现象，并且也反映出广西主要是以资源密集型工业化生产模式；通过对工业废水、二氧化硫以及烟粉尘，这三种工业污染物的排放量在08年以前都是逐年增加的趋势，而随着废弃物处理技术的不断提高，污染物排放量有所减少，但数量仍然维持在较高的水平。
1）城市的经济增长与环境污染之间具有相互作用力：可以将环境污染视为经济增长过程获得的产品类型之一，可以加快经济的发展；同时，经济的快速发展也会带来严重的环境污染问题，由相关学者提出一个城市的经济水平与城市的环境污染关联曲线呈倒“U”字形状，在理论研究以及实例研究中得到了验证。2）虽然可以将环境污染视为推动经济增长的要素之一，但相比于其它生产要素，比如：资本结构、经济基础等，发挥的作用可以说是微乎其微的，因此，想要实现经济的快速发展不能仅仅依靠于环境治理，需要进一步改善其它要素的发展，但也不能一为的追求经济效益而忽视了环境问题。
一直以来，经济增长与环境污染就是一对矛盾体，既不能一味的强调经济快速发展而忽视对环境的保护，也不能仅仅在乎环境质量而导致产业发展停滞不前，最好的解决结果就是可以实现两者共同发展，实现双赢的局面。由于地理位置、政策等方面的影响，广西的经济状况远不如我国东部地区，而我国西部地区缩小与东部之间的差距，就需要保证经济增长的所有生产要素之间的协调发展，尤其广西自然条件并不是十分优良，并加上环境变化无据可依，无律可寻，存在不稳定性，一般是采用实验的形式来探寻最佳的解决途径，或者也可以依靠市场自动调节作用，不然就需要通过调整我们自己来不断适应环境的变化，这样就会严重阻碍广西经济增长的进程。因此，本文通过对广西省目前的经济增长与环境之间存在的问题进行深入的分析，并针对性的提出可以通过提高能源利用率、加强政府干涉、调整工业体系等协调经济增长与环境污染之间的关系，具体内容如下：
1、发展循环经济，提高资源利用效率
相关学者通过研究发现一个城市的经济增长与环境污染之间存在着倒“U”字型函数关系，然而这是随着居民生活质量的不断提高，对环境要求更为严格，并且政府部门为了改善环境污染，促进经济增长所做出政策干预而呈现出的结果，企业管理者需要意识到环境问题在产业发展中重要作用，不能重蹈覆辙，转变“先污染，后治理”的发展理念，要努力协调经济增长与环境污染之间的关系，改变产业发展理念，提倡可持续发展，转化经济与能源、环境之间的关系，采用新兴循环经济体系，减少经济增长带来的的能源浪费以及环境污染等问题，提高能源利用率，减少工业污染物的排放。
（1）所谓循环经济，主要是指要实现能源的二次利用。由于部分能源属于不可再生能源，而为了避免出现能源的枯竭，循环利用尤为重要。但企业传统的经济模式就是依靠能源投入来获取利益，这样就会严重破坏生态平衡，需要转化为依赖自然能源之间的循环利用来获取经营利润。也就是需要创建新兴生态经济体系，通过利用新兴生产技术，减少能源消耗，实现产业之间的协调发展，创建新兴环保、节能产业，优化生态环境。
（2）提高技术创新水平。转换经济增长方式，采用循环经济体系，提高能源的利用率，降低环境污染。不光需要转变经济增长模式，而且也需要提高科技创新能力，通过利用高新技术来减少污染物的排放量。规范科技创新体系，带动更多的技术人员开发出新兴产品，尤其对于产业能源利用技术需要进行技术创新，以提高能源的利用率，并且需要带动更多的企业加入到技术创新的队伍中，增强企业员工的创新意识，提高产品生产技术，减少能源消耗量，提高企业经营能力。
2、加大环保投入，强化政府环境监管
通过本文对广西环境体系的分析，可以发现通过治理环境污染在一定程度上，改善了城市的环境状况，但是并没有从根源上解决环境污染问题。所以，广西省需要进一步加大对环境治理物质支持，政府部门需要提高监管力度，真正将环保政策落实，提高广西省环境质量。并且对于政府部门制定的环境保护制度，需要根据各个产业的内部结构进行调整，帮助企业更好的完成环境治理任务。而对于环境污染的元凶工厂来说，需要及时治理所产生的工业污染物，在环境保护体系中发挥主导作用。政府部门需要强化监管力度，如果监管不到位，部门工厂管理人员为了获得巨额利益，而无视环境保护政策，排放更多的工业污染物，并且极少数企业破坏环境监管仪器，编造虚假信息，来规避监管部门的管理。所以，广西省政府需要严格管控环保部门的工作，实现对环境污染的有效治理，必要时需要提高环境污染的罚款额度，提高监管部门的检查力度，减少工业污染物的排放量。
（1）合理运用环境大数据体系，所谓生态环境大数据主要用来完成对环境合理规范化的管理，并且为政府部门以及企业在治理环境时提供相应的理论依据。因此，我国需要总结发达国家的发展优势，政府部门通过制定相关的战略性决策来提高产业环境信息的科学合理性，提高管控能力，并且通过使用新兴技术手段以及电子资料管理体系，很好的完成对环境污染的治理。
（2）发挥市场优势带动环境治理，市场对经济增长要素起着一定的调控作用。保护自然生态环境是每个城市管理部门的首要任务，通过发挥市场自动调控作用，将政府管理与市场管理相结合，实现对环境污染的全面治理，减少工业污染物的排放量。一方面，政府部门要严格规范产业结构，明确部门职能，合理运用节能环保产业进行环境治理，带动市场经济增长。
3、优化产业结构，转变经济增长方式
通过对广西产业的经济增长方式进行调查，发现目前广西的产业发展大多数还是需要依靠产业自身的生产要素来带动地区经济的发展，符合广西市场发展规律。随着我国经济的快速发展，广西工业化水平大幅度提高，在国民经济中发挥越来越重要的作用，缩小了与东部地区之间的差距，而随着广西工业的快速发展，必然需要消耗大量的物质资源，并且造成严重的环境污染。因此，广西政府部门需要在保证地区经济不断发展的基础上，合理治理环境污染，采用循环经济，实现产业之间的协调发展。
（1）优化经济增长方式，所谓经济增长方式，主要是指一个国家或地区的经济增长的实现模式，包括粗放型与集约型。应用最为普遍的就是集约型经济增长方式，而实现两种经济增长方式转化需要地区投入大量的资本来加快经济增长，通过提高生产技术，减少企业资源浪费，提高生产要素利用率。
近年来,随着各地雾霾危害的加剧,国家对相关环境污染现象的严防厉惩,给能源行业的发展带来了前所未有的冲击和挑战。可以说,能源既是促进经济发展的助推器,也是衡量人民生活质量的指标。如今,能源消费与经济增长到底是一种什么样的关系,能源消费可能会对经济增长产生什么样的影响,这样的问题显得十分重要。所以,本文以广西2000—2014年间的时间序列数据为研究对象,来分析广西能源消费与其经济增长之间的关系。
一、文献综述
目前,有很多关于能源消费与经济增长之间的关系的研究,但这方面的研究主要是全国和省域范围上的区别。例如,陈书通(1996)认为,能源消费与经济增长之间的关系是经济增长必然会引起能源消费的变化[1]。陈榕(1998)以福建省为例,指出20世纪80年代福建省经济增长对其能源消费有很强的依赖性,能源消费支持着经济增长[2]。崔明欣、刘超(2016)通过选取中国东北三省1990—2013年的数据,实证分析结果显示,能源消费与经济增长之间存在因果关系[3]。
二、实证分析
1. 数据的来源及处理。
本文选取的样本区间是2000—2013年,频率为年度,数据来源于《广西统计年鉴》。采用广西壮族自治区生产总值和能源消费总量作为经济增长和能源消费的衡量指标。本文分别用ln GDP和ln E代表经济增长和能源消费。
2. 序列平稳性检验。
其实,平稳性检验方法有很多种,而单位根检验是检验序列是否平稳的一种最为常用的方法。在单位根检验中如果有单位根的存在,则认为序列是不平稳的。本文所有的检验都是在Eviews7.2条件下进行的。ADF检验结果显示,原变量都是不平稳的,对它们进行一阶差分后所得的变量同样也是不平稳的,而对它们进行二阶差分后所得的变量都是平稳的。
3. 协整检验。
从上面的检验结果可知,两个变量是二阶单整的,它满足进行协整检验的前提条件。所以,本文运用EG两步法来检验两变量之间是否存在协整关系。根据EG两步法的思想可知,如果残差序列不存在单位根则认为它是平稳的,也就是它们存在协整关系。检验结果显示,残差序列是平稳的,即ln GDP和ln E的二阶差分存在协整关系。
4. 格兰杰因果关系检验。
由协整检验的结果可知,经济增长和能源消费两者之间存在协整关系。但是,它们两者之间到底是谁先变化谁后变化并不知道,所以为了弄清楚这种先后关系,需要对变量进行格兰杰因果关系检验。检验结果显示,能源消费是广西经济增长的格兰杰原因。
三、政策建议
如果想要让广西经济持续迅速地发展,就需要充足的供应能源。因为能源消费对经济增长会产生影响,但是也要注意利用先进技术开发新能源,提高能源的利用效率,以减少对能源的过度浪费,促使能源的合理消费。在短时间里,加大能源投入会刺激广西经济的增长。但从长期来看的话,反而会对其经济带来负面影响。所以,能源消费要适度,超过一定的水平可能会不利于广西经济的增长和发展。
参考文献
[1]陈书通.我国未来经济增长与能源消费关系分析[J].中国工业经济,1996,(9).
[2]陈榕.福建能源消费增长与经济增长关系分析[J].发展研究,1998,(8).
一、 江苏省经济发展与环境污染的现状
多年来,江苏经济以其持续、快速、协调和健康的发展态势闻名全国。但在经济高速发展、收入不断增加的同时,环境污染也成为了江苏省一个日益突出的问题。1992年以来,江苏省地区生产总值(GDP)连续17年保持两位数的增长。据初步核算,2008年江苏省地区生产总值(GDP)突破3万亿元,比上年增长12.5%左右。人均地区生产总值(人均GDP)近4万元,按当年汇率折算超过5700美元,经济结构进一步优化,总体经济保持平稳较快的增长势头。
经济高速发展的进程不可避免地引起了环境质量的恶化。从1997年到2007年,江苏省工业废水排放量平均每年以2.02%的速度增长,工业废气排放量平均每年递增11.20%。但是,工业废水中的SO2排放量呈现出先减少,后增加再减少的变化,波动不大。工业废水中COD排放量与工业固体废弃物排放量则呈现逐年下降的趋势,其中工业固体废弃物排放量在1997年味15.26万吨,而2007年仅为0.26万吨,且在2003年达到最低值为0.01万吨。
二、经济增长与环境污染水平实证研究
选取最能够表现环境质量的环境指标分为两类,即流量指标和存量指标。流量指标包括工业废水排放量、工业废气排放量和固体废弃物产生量的环境统计数据;存量指标包括工业废水中COD排放量与工业废水中SO2排放量的环境监测数据。经济增长指标则选取了江苏省GDP总量与人均GDP。环境与经济指标的时间序列数据选取了能够反映江苏省经济快速发展的阶段,即1997—2007年。
以人均GDP为自变量(x),分别与上述选取的典型环境指标为因变量(y),构建江苏省人均GDP污染排放量模型,进行二次曲线,即y=a+bx+cx2回归模拟。
依据统计学原理中回归分析知识可知,相关系数(R2)是用来度量两变量之间非线性(曲线)相关的密切程度。R2的变化范围介于0—1之间,R2越接近于1,表明变量间的非线性相关程度越低,所拟合的曲线效果越好;反之,越R2接近于0,表明变量间的非线性相关程度越弱,所拟合的曲线效果越差。
(一)人均GDP与工业废气排放量拟合分析
曲线方程分析。人均GDP与工业废气排放量拟合的曲线方程为y=- 2.3760E-0.5 x2+1.7165x-6644.9556,R2=0.9662,接近于1,因此其对环境库兹涅茨曲线具有非常充分的解释意义。
图形内涵分析。曲线整体上呈现稳步上升的趋势,但上升幅度逐渐放缓。曲线形状接近环境库兹涅茨曲线倒U形的左半段,尚未达到转折点,表明江苏省经济尚未进入工业化后期,随着经济的增长,工业废水的排放量仍然会增加。从历年真实数据中可以看出,折线图与曲线图非常吻合,两者走势几乎一致,再一次证明了人均GDP与工业废水排放量之间的关系符合环境库兹涅茨曲线的特征,且江苏省经济仍旧处于工业化发展期。
(二)人均GDP与工业固体废弃物产生量拟合分析
曲线方程分析。人均GDP与工业固体废弃物产生量拟合的曲线方程为:y=1.9421E-0.7x2+0.19278x+1898.4666, R2=0.9771,接近于1,因此其对环境库兹涅茨曲线具有非常充分的解释意义。
图形内涵分析。从曲线的形状上可以判断其符合环境库兹涅茨曲线倒U形的左半段,但尚未达到转折点,而且结合实际数值所形成的折线图可以得出,折线图的总体趋势也与EKC大致相同,保持着不断上升的趋势。因此,无论是从模型还是实际数值上,均显示了人均GDP与工业固体废弃物产生量之间的关系符合环境库兹涅茨曲线的特征,且尚未达到转折点,环境污染程度将会进一步增大。
由上述分析可知,人均GDP与工业废水排放量、工业废气排放量、工业固体废弃物产生量这3种环境指标的拟合关系较强,与工业废水中COD排放量、工业废气中SO2排放量这两种环境指标的拟合关系较弱。但从总体上看,江苏省经济指标与环境指标拟合较好。经济发展与环境污染水平的关系基本符合环境库兹涅茨曲线的特征,且位于倒U形的左侧。由此得出结论,江苏省目前仍处于工业发展期,环境库兹涅茨曲线的转折点尚未到达。故江苏省环境污染控制的投入有必要保持在一个较高的水平。
三、政策建议
第一,加快发展第三产业,尤其是服务业,这是环境污染小的行业,对环境质量的提高很有针对性;第二,优化工业结构,大力发展科技水平高、污染程度低的工业部门,对那些污染太严重的工业部门,勒令整改或关闭;第三,加大农业结构调整力度,尽量提倡绿色农业;第四,改善环境保护制度,提高人民的环保意识;第五,全面发展循环经济。
区域金融发展与经济增长关系的实证研究
金融发展与经济增长的关系是经济学的一个重要研究领域.以江苏省为例,运用金融发展的两个指标即货币化程度(M2/GDP)和证券化程度(S/GDP)对金融发展与经济增长的关系进行实证检验,得出江苏省的货币化程度与经济增长呈负相关关系,证券化程度与经济增长呈正相关关系的`结论.并对检验结果进行分析.江苏省在今后的金融深化过程中,要在提高金融中介对资源的配置效率、促进证券市场发展等方面努力.
作 者：张兵 胡俊伟 ZHANG Bing HU Jun-wei 作者单位：南京农业大学,经济与贸易学院,江苏,南京,210095刊 名：南京农业大学学报(社会科学版) CSSCI英文刊名：JOURNAL OF NANJING AGRICULTURAL UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES EDITION)年，卷(期)：3(2)分类号：F301关键词：金融发展 货币化程度 证券化程度 经济增长
经济增长与环境协调发展的关系密切,我国环境质量伴随工业发展逐渐下降,并呈加剧恶化之势.在维持经济的快速增长的同时,应注意日益严重的`生态环境问题,采取切实可行的措施,防止生态环境的进一步恶化,以利于我国经济持续、健康、快速增长.为此本文提出了发挥政府作用,加强环保执法,促进环境保护产业化,发展生态农业等政策建议.
作 者：许云霄 郭建强 作者单位：许云霄(北京大学,北京,100871)
郭建强(长治医学院,山西,长治,046000)
协整检验表明：重庆市的旅游收入、入境旅游收入和国民收入之间存在长期的均衡关系，旅游总收人增加0.54个百分点，入境收入增加0.198个百分点，国民经济增加1个百分点。
修正误差模型检验表明：在短期内当波动偏离长期均衡时，系统将以0.532946的调整速度将非均衡状态拉回到均衡状态。即是说，重庆市的旅游收入、入境旅游收入和国民收入之间存在长期均衡关系。
Granger因果关系检验：在滞后长度为1和2的情况下，重庆市的经济增长与旅游总收入和入境旅游收入之间都存在双向因果关系。因而，重庆市可以采取有力措施促进旅游业的发展，从而提高旅游业对国民经济的贡献程度。但是在滞后长度为3和4的情况下，入境旅游收入对重庆经济增长以及旅游总收入增长的贡献率不大。
自重庆市直辖以来，重庆市的旅游业发展有了明显提速，但与某些省份相比还存在差距，需要通过加大旅游业的宣传力度，创造更多吸引旅游者的条件来缩小差距。重庆旅游业的发展要以经济增长为基础，同时经济增长也能带动旅游业的发展。就目前来看，重庆入境旅游收入占国民经济收入的份额以及重庆旅游总收入的份额相对较小，重庆的旅游业还局限于国内旅游。加强旅游景区相关设施建设、提高旅游产品质量与旅游接待水平、吸引外国游客入境旅游，成为重庆市大力发展旅游业的首要任务。
参考文献：
产业结构与经济增长之间具有内在联系, 这已被许多国家经济发展的实践所证明。国外学者通过经验数据的对比, 认为有必要从产业结构的角度去研究和分析经济增长, 以及各产业之间的相互影响程度;郑春梅等国内学者通过数据对不同省份的产业结构和经济增长关系进行了研究。本文借鉴已有研究, 运用协整理论、格兰杰因果分析和误差修正模型对广西省产业结构变动的经济增长效应进行实证分析, 为制定合理产业政策提供参考。
2 广西经济增长与产业结构变化的实证分析
2.1 数据选择与来源
本文以S1、S2、S3 (第一、二、三产业的生产总值) 来量化产业结构。经济增长采用国内生产总值指数GDP, 其中1978年的指数为100, 样本区间为1978-2010年, 数据从《广西统计年鉴, 2011》中选取。为了消除可能存在的异方差现象, 对所选取的四个变量取对数, 分别表示为LNGDP、LNS1、LNS2、LNS3。
2.2 数据的平稳性检验
非平稳数据用于计量经济分析会导致伪回归现象。采用ADF检验方法检验变量是否平稳, 是否包含单位根。根据宏观经济数据一般都存在单位根的特性, 我们对一阶差分处理后的变量进行ADF检验:
LNGDP的一阶差分的ADF值为-2.6679, 小于10%的临界值-2.6229;LNS1的一阶差分的ADF值为-3.6945, 小于5%的临界值-2.9677;LNS2的一阶差分的ADF值为-3.9332, 小于5%的临界值-2.9639;LNS3的一阶差分的ADF值为-4.0617, 小于5%的临界值-2.9639。综上, LNGDP、LNS1、LNS2、LNS3可以拒绝原假设, 说明通过一阶差分后序列是平稳的。
2.3 协整检验
建立长期均衡回归方程:
LNGDP= -1.5057LNS1+1.4803LNS2+1.7243LNS3
模型表明, 在1978-2010年间广西省的国内生产总值GDP与产业结构间存在长期的均衡关系。第一产业的产值结构每变动1%, 经济总量反方向变动大约为1.5%, 第二产业产值结构每变动1%, 经济总量同方向变动大约为1.5%, 第三产业的产值结构每增长1%, 经济总量增长约为1.7%。
残差的ADF检验值为-3.6625, 小于1%的显著性水平临界值-3.6616。因此, 我们可以拒绝原假设, 认为非平稳数据LNGDP与LNS1、LNS2、LNS3之间存在协整的关系。
2.4 Granger因果关系检验
Granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。一个变量如果受到其他变量的滞后影响, 则称它们具有Granger因果关系, 将滞后项数选择为1, 得到结果见下表1。
根据因果关系检验结果, 可以看出, LNGDP与LNS1、LNS2形成单向的因果关系, 即经济的增长会使第一、二产业结构发生变化, 使其产业结构比值在经济发展中不断调整、优化。从长期趋势来看, 产业结构调整具有明显的增长效应, 加速产业结构调整和升级来促进经济增长在理论上和实践中是可行的。另外, LNS1构成了LNS2的格兰杰因果关系, LNS3也构成了LNS2的格兰杰因果关系, 因此对于广西省而言, 第二产业的发展在较长的一段时期内将成为支柱产业, 并且第三产业的发展对第二产业的推动作用也很明显, 这与很多第二产业带动第三产业发展的案例不太符合, 究其原因可能是广西省第二产业的发展并未达到一个相当的水平, 从产值结构的比重上看, 仍呈不断上升的趋势, 未来广西的发展较大程度上仍依赖第二产业的发展, 如图1所示。
2.5 误差修正模型
误差修正的基本思路是若变量间存在协整关系, 即表明这些变量间存在着长期稳定的关系, 而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。通过之前的协整检验, 已经确定了产业结构与经济增长之间存在协整关系, 则短期动态关系, 误差修正模型为:
D (lngdp) =0.0967+0.2863*D (LNS2) -0.1094*D (LNS3) -0.0651*EC-1-0.0502EC-4
(17.3099) (3.0305) (-0.9353) (-2.2442) (-2.0597)
括号内为t统计量, 模型修正后的R2为0.4518, F统计量为6.7697, 对应的P值为0.0008, 表明各解释变量联合显著。模型与预期的各个变量的符号是一致的, 此模型拟合程度较好。
从误差修正模型可知, DLNS3没有通过显著性检验, 说明第三产业的调整与GDP的增长只存在长期关系, 短期内第三产业的变动不对GDP的增长产生显著影响。DLNS2的变化值和滞后一期的误差修正项通过了显著性检验, 表明短期内广西第二产业与GDP同方向变化, 第二产业的比值每变化1%, GDP将变动0.29%, 滞后一期的误差修正项的估计值为-0.065, 具有正确的符号, 符合相反修正机制, 意味着向平衡状态收敛。
第三产业的发展与经济增长关系不显著的原因:目前, 广西的服务业发展水平较低, 服务业自身的结构存在问题, 并且第三产业的产值比重近年来一直存在下降的趋势, 这也就导致了第三产业在短期内对经济的拉动没有明显的效果。
3 结论与建议
本文通过对广西的产业结构与经济增长之间的关系进行实证研究, 得到以下结论:
首先, 从长期来看, 产业结构的调整、优化和升级对经济增长有明显的作用, 产业结构的变动与经济增长之间存在长期的均衡关系, 第三产业对GDP增长的贡献率最大。那么, 未来广西经济增长的潜力在于第三产业的发展, 第三产业的产业结构将对经济增长产生长远的影响。
其次, 通过误差修正模型分析, 在短期内, 第二产业对经济增长的贡献率较大, 说明广西的产业结构还处于中级阶段, 服务业对经济增长的拉动落后于第二产业, 其发展相对滞后, 而且比重呈下降趋势, 这些数据表明, 广西现在仍处于高速发展第二产业的时期, 典型的“工业经济型”发展模式, 尚未达到后工业化时代。扩大第二产业的规模对广西的经济发展至关重要, 但是并不代表要忽略第一、三产业的发展, 坚持“重点发展, 兼顾全面”的原则, 这与前文实证结论一致, 表明第一、三产业结构的调整优化对第二产业具有推动作用。面对“工业经济型”的事实, 广西应重点关注第二产业的发展, 充分发挥它对GDP增长的作用, 并兼顾第一、三产业, 通过对大型工业园区的扶持、高新技术的开发等方式, 以及政府政策的倾斜、税收优惠、拓宽融资渠道等开明的政策来引导第一、三产业的结构向高层次升级, 形成推动经济增长的强劲动力。
现代经济增长的过程, 是经济增长与产业结构变动相互促进、不断发展的过程。基于二者之间的有机联系, 广西的发展应协调好经济增长与产业结构的调整, 政府要为形成一个良好的循环发展轨道提供政策支持, 建设优质的基础设施环境而服务。在充分发挥市场对资源配置的主导作用下, 引导产业结构合理化、高层次化, 适时调整产业政策, 推进产业结构的深层演变, 来适应经济总量的增长的需要, 推动广西经济迅速、持续、健康发展。
摘要：产业结构与经济增长密切相关, 产业结构的差异会导致不同的经济增长速度, 而经济增长的变化反过来也对产业结构造成影响。采用协整理论和误差修正模型, 对广西省1978-2010年的经济增长与产业结构之间的数据进行了实证分析, 研究结果表明:短期内, 第一、三产业的发展对经济增长的贡献不显著, 而第二产业的发展对广西至关重要。
关键词：产业结构,经济增长,协整检验,Granger因果检验,ECM模型
参考文献
[1]Kuznets S.Quantitative Aspects of the Economic Growth of Na-tions:Ⅱ.Industrial Distribution of National Product and Labor Force[J].Economic Development and Culture Change, 1957, 5, suppl.
[2]郑春梅, 方超, 邝雄.北京市产业结构与经济增长关系的研究[J].区域经济, 2009, (9) .
关键词：VAR模型 协整 格兰杰因果检验
2010年，我国国内生产总值首次超过日本，成为世界第二大经济实体。但金融业发展规模与我国庞大的经济总量相比发展相对滞后，与金融业相对发达的欧美国家相比也有差距。为了研究金融业与我国经济增长的具体关系，本文在国内外学者研究内容的基础上，将指标分解为趋势变量和波动变量，来分析金融发展波动对经济增长的影响及作用。
一、指标与数据选择
（一）指标选择
1、经济增长变量指标（GDP）。为了分析的方便以及数据的可得性，本文用人均实际GDP作为经济增长的代表变量，记为IG。
2、金融发展规模指标（FD）。我们用银行贷款占GDP的比重这一指标来衡量中国金融发展程度。为了减轻通货膨胀 带来的失真，在本文中对GDP通过官方公布的全国零售价格指数(以1978年为基年)加以调整。
3、金融发展效率指标（FE）。本文用储蓄与贷款的比值来衡量金融中介将储蓄转化为贷款的效率。
（二）数据选择
本文研究所涉及的数据来源于《中国统计年鉴》（1981—2010年）、《中国金融年鉴》（1986—2010年）以及中国统计局国家官方网站。2001年，我国加入世贸组织，并逐步放宽了外资银行进入中国市场的限制，这对我国金融市场的发展也是影响巨大的，因此本文以2001年为标志，将取样时段分为两个区间（1981—2000）、（2001—2009），以分析金融发展对我国经济增长的具体影响。
二、实证分析
（一）平稳性检验
本文利用Dickey和Fuller（1974）提出的ADF检验法对各变量进行单位根检验。取A IC （k）=min{AIC（k）｜ｋ=1，2，3…m，}，最大滞后量m 取4，按照上述方法确定滞后阶数，对上述三个变量IG、FD、FE原序列、一阶差分分别进行单位根检验， 通过分析可知，在两个时期内，IG、FD、FE这些变量原序列都是非平稳序列，但经过差分后，都是一阶平稳，并且在1%的显著水平下显著。
（二）协整关系检验
为了克服多变量小样本条件下Engel-Granger两步法参数估计不足，采用Johansen方法进行协整检验。从协整检验的特征根迹检验结果可以看出，在第一个时期对应原假设最多存在一个协整关系。在第二个时期，对应原假设最多存在两个协整关系。
由于协整关系度量系统的长期稳定性，因此以上两个时期所定义的经济系统都是稳定系统，说明从长期来看经济增长与金融发展规模和金融发展效率指标存在着长期的稳定关系。第二个时期系统的协整关系为两个，考虑第一种情况，两个时期的协整方程分别为：
IG=624.89+6.768 FD-2.54478 FE （19）
（3.43746） （2.04651）
（最大似然值79.64） （括号内的数值为参数的T统计量）
IG=856.54+1.334 FD+0.86774 FE （20）
（2.37747） （-0.07855）
（最大似然值94.82） （括号内的数值为参数的T统计量）
从以上协整方程可以看出，在两个时期，金融发展规模与金融发展效率指标都是经济增长指标的重要影响因素，从长期来看，三者存在动态的稳定关系。具体来讲，在第一个时期，FD每增加1%，将会使经济增长速度增加6.8%，而FE每增加1%，将会使IG减少2.5%，金融发展规模的影响要大于金融发展效率的影响。在第二个时期，FD每增加1%，将会使经济增长速度增加1.3%，而FE每增加1%，将会使IG增加0.86%，金融发展规模对经济的影响要远远小于第一个时期，FE与经济增长的关系出现正向关系。
（三）建立误差修正模型
我们以稳定的时间序列ECt-1做为误差修正项，对两个时期的变量分别建立如下二阶误差修正模型：
△IGt=0.336+0.4067 △FDt-0.2154△FEt-0.1065△IGt-1+0.0532 △FDt-1
(4.97) (6.78) (-1.83) （3.565） （4.86）
-0.2156ECt
(-6.76) （24） R2=0.6190 DW=1.96 s.e.=0.051
△IGt=0.446+0.2034 △FDt+0.0443△FEt—0.0928△IGt-1-0.0324 △FDt-1
(5.42) (8.34) (2.43) （5.296） （3.97）
-0.1657ECt
(-5.423) （25）
R2=0.765 DW=2.34 s.e.=0.046
从以上两个误差修正模型可以看出，我国IG 与FD，FE有密切的联系。从误差修正模型可以看出， 误差修正项系数分别为-0.2156与-0.1657，显著小于零，符合反向修正机制，表明两个时期我国IG 与FD，FE之间都存在长期均衡关系。第一个时期，根据误差修正模型的参数估计量，FD的变化将引起我国IG的相同方向的变化，FE的变化将引起我国IG的相反方向的变化，而上期IG增长率的变化，也会引起本期IG增长率相反方向的变化。ECM项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。在第二个时期，FD与IG的变化方向与第一个时期相同，但FD的系数要小于第一时期，这说明，在第二个时期，FD对IG的影响要小于第一个时期。FE与IG的方向与第一个时期相反，这说明，金融发展效率对经济的影响由第一个时期的阻碍发展为第二个时期的促进，这对我国金融市场的发展来说是一个好现象。同样的，IG的前期对当期经济的影响也是一种反向的作用。
（四）方差分解分析
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量的变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。下面我们利用两个时期的数据进行方差分解分析，为了比较的方便，我们都选择滞后期为10，从分析结果可以看出，不论是在哪个时期，对经济增长变化贡献率最大的是自身因素前期的影响，但是它对经济的贡献率都呈现出逐年递减的趋势。金融发展规模指标的贡献率在两个时期都是逐年递增的，而且其变动对经济增长变化的贡献在两个时期都起到主要作用，但第二个时期相对第一个时期来讲，重要性在下降。金融发展效率指标的贡献率在两个时期也是逐年递增的，但是在第二个时期，其对经济增长波动的贡献却在逐渐增强。综合以上两个时期，可以看出，金融发展规模对经济增长的贡献要大于金融发展效率对经济增长的贡献，但前者的重要性在下降，这表明，随着我国金融市场的发展，金融发展效率的提高对经济增长的影响越来越大。
三、研究结论
通过协整分析，本文得出：样本的金融发展与经济增长之间具有协整关系，即我国金融发展与经济增长之间具有长期均衡关系。通过误差修正模型，可以发现在两个时期内，IG与FD都具有动态正相关关系，而且这种关系在第一期非常明显，以后则逐渐减弱。IG与FE呈动态负相关关系，这种关系在第二期较为明显。
采用方差分解法对我国金融发展与经济增长长期作用部分进行方差分解，也得出了相似的结论。通过方差分解，发现金融发展规模指标与金融发展效率指标对经济增长预测方差贡献度逐年递增，特别是金融发展效率指标对经济的影响作用程度在逐年增强，这说明我国金融体系对经济发展的支持在早期主要体现在对工商业企业的贷款。随着社会融资渠道的逐渐增多，这种支持方式对经济增长的作用也在逐渐降低，随着我国金融市场的发展，金融机构的效率对经济增长的影响则逐年增大，金融对经济的支持作用主要由数量的扩张转变为质量的提高。
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中国物流业对经济增长作用的实证分析
物流产业在国际上被喻为促进经济发展的“加速器”,并将对中国经济的健康发展产生积极的.影响.文章应用计量经济学的方法,以国内生产总值GDP为被解释变量,表示中国经济发展水平,以货物周转量作为解释变量,表示物流业的发展水平,揭示了物流业与经济发展的相互关系,并对中国物流业今后的发展提出相应建议.
作 者：王俊 作者单位：华南师范大学经济与管理学院在读研究生,广东广州,510631刊 名：科技情报开发与经济英文刊名：SCI/TECH INFORMATION DEVELOPMENT & ECONOMY年，卷(期)：200414(1)分类号：F252关键词：物流产业 经济增长 经济计量分析
[关键词] 产业结构 经济增长 协整检验 格兰杰因果检验 台湾
中图分类号:F129•958 文献标识码:A 文章编号:1007-1369(2009)3-0105-06
产业结构是指生产要素在各产业部门之间的比例构成和它们之间相互依存、相互制约的联系 。产业结构与经济增长的关系极为密切。不同的产业结构具有不同的整体效益,从而导致经 济以不同的速度增长,而不同速度的经济增长又对产业结构产生不同的需求,从而促进产业 结构的变动。现代经济增长的过程,是经济增长与产业结构变动相互促进、联系和不断发展 的过程。[1]因此,研究经济增长不能不研究产业结构的演进。
本文将以台湾地区1981—2007年的时间序列数据来分析产业结构变动与经济增长的关系。在 对台湾地区产业结构的演进进行描述性分析的基础上,应用动态计量经济分析方法,利用协 整理论与误差修正模型对其产业结构与经济增长的关系进行了实证分析,同时在二者协整关 系成立的条件下,研究了它们的因果关系。
台湾地区产业结构演变分析
产业结构作为产业间或部门间的生产联系和比例关系,一般通过两类指标来反映:一类是产 出指标,由各产业部门提供的产品和服务构成,一般用产值或增加值来表示,本文用各产业 增加值占国内生产总值比重的变化情况进行分析;另一类是投入指标,包括劳动力、资本和 人力资源、研究开发资本的投入,即各生产要素在各产业部门的配置比例和对比关系。由于 数据来源的限制,本文用劳动力投入来分析投入结构的比例。由此将从产出层面和就业层面 对台湾地区产业结构的演变过程进行详细的分析。
由图1可以看出,自1981年以来,台湾地区三次产业结构的变动表现出明显不同的态势。从 三次产业增加值占GDP的比重来看,第一产业持续下降,从1981年的7.1%下降到2007年的1 .5 1%;第二产业在经过小幅度的上升之后,从1987年开始逐渐下降,2007年这一比重仅为27. 7 7%,减少了近17个百分点,下降幅度明显;第三产业虽然有少数年份比重有所下降,但从整 体来看,一直保持着良好的增长势头,近30年来增长了20多个百分点,表现为大幅度上升。 产业结构变动态势与20世纪80年代下半期以来台湾产业结构的大调整不无联系。一方面,服 务业迅速崛起,成为产业构成的主导部门;另一方面,制造业由劳动密集产业向技术及资本 密集产业转型升级,电子信息产业成为台湾产业的主流。从台湾的产业构成看,“三、二、 一”的产业布局已经形成,是一个以服务业为主干、制造业仍占举足轻重地位的经济体系。
伴随着产业结构的变迁,台湾的就业结构也发生了很大变化。从表1可以看出,三次产业对 就业面的影响在很大程度上与产出面的分析结果类似。具体而言:第一产业就业比重连续下 降,而且下降幅度很大,从1981年的18.84%下降到2007年的5.28%,比产出面下降的幅度 要 大;第二产业就业比重中间年份有轻微的上升,但总的来看趋于逐年下降,下降了近6个百 分点,下降幅度不很明显;第三产业的就业比重与第一产业相反,表现为大幅度上升,考察 期间上升了近19个百分点,近年来第三产业吸纳的劳动力占总就业量的比重更是逼近于60% 。综上可知,台湾地区从业人员在三次产业的分布呈现从第一、二产业向第三产业转移的趋 势,与三次产业增加值分布变动趋势相仿。
台湾地区产业结构与经济增长的实证分析
经典计量经济学建模过程中,通常假定经济时间序列是平稳的,借此形式进行数据收集、参 数估计以及模型检验。但是用于经济分析中的时间序列数据大多数是非平稳的,不满足平稳 性的假定,若直接进行传统的回归分析,则可能会带来诸如“伪回归”等不良后果,会影响 回归分析的有效性,而对数据进行差分变换后进行回归,又可能丢失长期信息。格兰杰提出 的“协整理论”则提供了一种行之有效的处理非平稳数据的方法,可用于检验经济时间序列 变量水平数据是否存在长期均衡关系,其分析的一般步骤是:首先,分析各变量的平稳性, 在此基础上检验变量之间的协整关系;然后,给出其误差修正模型;最后,分析变量之间的 格兰杰因果关系。[2]
本文样本数据均来自台湾行政院主计处2008年12月编印的《国民所得统计年报》(2007) ,使用的样本区间为1981—2007年。产业结构是国民经济各个产业部门之间的组织和构成情 况以及它们所占的比重和相互关系。表示产业结构变化的变量通常有第一、二、三产业的增 加值结构、劳动就业结构、资产结构和技术结构等。本文选用增加值结构X1、X2、X3(分别 代表台湾地区第一、二、三产业的增加值占国内生产总值的比重)来表示产业结构。对于经 济增长,为了消除价格变动的影响,本文用按照2001年不变价格计算的各年国内生产总值GD P来表示。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,为了消除或减小时序数据的异 方差,使得数据更为平滑,对四个变量数据取自然对数,分别表示为LGDP、LX1、LX2和LX3 ,同时分别以DLGDP、DLX1、DLX2和DLX3表示其一阶差分。
1.单位根平稳性检验
时间序列平稳性的检验方法目前最常用的主要是单位根检验,如Dickey.Fuller检验和Phil lips.Perron检验等。但为了保证单位根检验的有效性,人们常用拓展的DF检验,也即ADF 检 验。本文正是采用ADF方法检验变量是否存在单位根。运用Eviews5.0计量经济学软件对台 湾 地区的LGDP、LX1、LX2和LX3以及DLGDP、DLX1、DLX2和DLX3进行平稳性检验,检验结果如表 2所示。
通过表2的检验结果可以看出,变量LGDP、LX1、LX2和LX3在5%的显著性水平下不能拒绝含 有单位根的原假设,说明水平序列是非平稳的,含有单位根;而各变量DLGDP、DLX1、DLX2 和DLX3在5%显著性水平下拒绝了原假设,说明各个变量一阶差分序列是平稳的,是一阶单整 序列。
2.协整检验
单位根检验结果表明,所研究的变量都包含一个单位根,可以进一步检验变量之间是否存在 长期的均衡关系——协整关系。协整关系的基本思想是:如果两个或两个以上的时间序列变 量是非平稳的,但它们的某种线性组合若表现出平稳性,则这些变量之间存在长期均衡关系 。协整性的检验可以通过检验回归方程的残差项是否存在单位根,如果残差序列是平稳的, 则可以判断变量序列间具有协整关系。[3]LGDP对LX1、LX2和LX3进行OLS回归,结 果如下:LGDP = .0.620196*LX1 + 1.935788*LX2 + 3.803311*LX3 .
6.055300(.5.792963)(4.093832)(5.500078)(.1.394218 )R2=0.985300
SE=0.064519
DW=0.917086
F=513.8594
从第一部分的分析结果可以知道,随着GDP的增长第二产业的增加值比重是下降的,两者呈 现负相关的关系,而从回归结果看LX2的参数估计值是正的,不符合经济理论,并且经过计 算各解释变量之间的相关系数可知,LX1、LX2和LX3相互之间高度相关,显然存在严重的多 重共线性,特别是LX2和LX3之间高度相关。为了消除多重共线性,做LX1和LX2之间的辅助回 归得两者关系式为LX1=0.336159*LX2,并结合变量变换法进行回归,结果为:LGDP = .0.171656*(1/0.336159*LX1+LX2) + 1.424362*LX3 + 11. 049841(.3.661745)(2.411604)(4.022605)R2=0.972534
SE=0.086333
DW=0.383207
F=424.8990
上述变换基本消除了多重共线性,可以据此进行进一步分析。为了检验回归参差的平稳性, 在Eviews5.0中令ecm=resid就可以得到残差序列。对残差项进行ADF单位根检验,得结果为 :
从上表中可以看出,在5%的显著性水平上拒绝ecm是单位根过程的原假设,说明该残差序列 是平稳序列,该协整关系成立,说明1981—2007年间台湾地区GDP与产业结构间存在着长期 均 衡关系。虽然这种关系在短期内会被破坏,但其偏离长期的偏差是平稳的,其各变量的系数 也都符合经济意义。回归结果表明,从长期来看,第一、二产业增加值结构每变动1%,台湾 经济总量将分别反向变动0.5106%和0.1717%,第三产业增加值结构每变动1%,台湾经济总 量将同向变动1.4244%,说明第三产业增加值比重的上升将带动经济增长。
3.误差修正模型(ECM)
误差修正模型的基本思路是,若变量间存在协整关系,表明这些变量间存在着长期稳定的关 系,而这种长期稳定的关系在短期动态过程的不断调整下得以维持。之所以如此,是因为 误差修正机制在起作用,防止了长期关系的偏差在规模或数量上的扩大。为弥补协整关系只 反映变量之间长期均衡关系的不足,可通过建立误差修正模型对序列的短期波动关系进行解 释来作为协整回归模型的补充,由此把长期关系和短期动态特征结合在一个模型中。利用LG DP与LX1、LX2和LX3的长期均衡方程,建立经济增长与产业结构的误差修正模型为:DLGDP=0.573956*DLGDP (.2) + 0.603706*DLGDP (.3) + 0.183447* DLX1 (.1)
(2.284321)
(3.658828)
(2.778033)+ 0.196275*DLX2 (.2) . 0.911577*DLX3 (.1) . 0.162768 *ECM (.1) + 0.015244 (0.812953) (.2.309602) (.2.103884)(1. 088364)R2=0.703036
SE=0.017128
DW=2.010391
F=6.313098
其中的误差项反映了长期均衡对短期波动的影响,系数为负符合反向修正机制,且由于其短 期调整系数是显著的,表明每年实际GDP与其长期均衡值的偏差中的16.28%被修正,使得经 济增长与产业结构的关系不会过多地偏离长期的均衡状态。根据模型的参数值,台湾地区第 一、二产业结构的短期变动对GDP的波动存在正向影响,而第三产业上一期的结构变动将引 起该地区本期的GDP反向变化0.9116%。这是由于,21世纪以来台湾内部需求急剧萎缩,服 务 业水平较低、竞争力较弱的脆弱性便凸显了出来,导致对总体经济发展的推动力逐渐弱化。 此外,前几期GDP的变化将引起该地区本期GDP同向变化,反应了惯性的延续。
4.格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验的前提条件是非平稳序列的线性组合必须具备协整性。上面分析可知, 序列LGDP与LX1、LX2和LX3之间存在协整关系,因此可以利用格兰杰因果关系检验分析产业 结构和经济增长之间是否存在因果关系。台湾地区产业结构变动与经济增长的格兰杰因果关 系检验结果(取10%的显著性水平)如表4所示:
表4数据表明,在10%显著性水平下,三次产业在对经济增长贡献方面,第二、三产业结构变 动是经济增长的原因,同时,经济增长也导致两者结构的变动,构成了双向因果关系;第一 产业结构变动不是经济增长的原因,而经济增长却是第一产业增加值结构变化的原因。再者 ,LX2和LX3之间存在弱互为因果关系,LX3构成了LX1的格兰杰原因。由此可见,台湾经济增 长与产业结构调整之间的作用方向是,产业结构调整尤其是第三产业增加值比重的上升能促 进经济增长,反过来,经济增长也能促进产业结构的调整;第二产业的发展为第三产业的发 展提供了有力支持,而第三产业的快速增长也加快了第一、二产业的升级与增长方式的转变 。
结论
本文研究了1981年以来台湾地区产业结构与经济增长之间的关系,从三次产业增加值结构和 就业结构两个层面对产业结构的演进过程进行了分析,并利用1981—2007年的相关数据对产 业结构与经济增长之间的关系进行了实证分析,得出了如下一些基本结论:
(1)自1981年以来,台湾地区的增加值结构和就业结构发生了显著变化,综合表现为第一、 二产业所占比重持续下降而第三产业比重大幅上升,其“三、二、一”的产业结构进一步加 强,产业高级化水平增强。但第二产业所占比重依然很高,其带动经济增长的作用不容忽视 。总体来看,服务业在台湾经济体系中居于主导地位,但制造业仍占举足轻重的地位。
(2)尽管台湾地区经济增长与产业结构水平序列都是非平稳的,但长期而言存在着某种经济 机制使产业结构与经济增长之间具有共同的随机变动趋势。经过协整检验,二者之间存在长 期的动态均衡关系,并且长期内经济总量增长与第三产业增加值结构同向变动,而与第一、 二产业增加值结构呈反向变动,提高第三产业的比重有利于经济增长。
(3)误差修正模型的结果表明了台湾产业结构与经济增长之间的短期动态关系,其实际经济 产出的短期变动可以分为两部分,一部分是短期产业结构变动的影响,一部分是偏离长期均 衡的影响。具体来说,上一年的非均衡误差对本年度的被解释变量进行反向修正,使得产业 结构与经济增长的关系不会过多地偏离长期的均衡状态,并且随着第三产业对总体经济发展 的推动力逐渐减弱,使得第一、二产业结构的短期变动将引起GDP的变动同向变化,而第三 产业的短期变动则对GDP的变动存在负向影响。
(4)格兰杰因果关系检验的结果表明,台湾地区经济增长是产业结构变化的原因,同时,产 业结构的相应调整尤其是第三产业比重的上升构成了经济增长的原因,二者之间是互为因果 的关系。同时,第三产业结构变动构成了第一、二产业结构变动的原因,其互相作用促进了 产业结构的优化升级。台湾地区作为较发达地区,其产业结构变动对经济增长的作用较为明 显;而笔者研究广东省经济并未有此关系,但珠三角地区有此关系;通过文献得知,长.株. 潭城市群和长江三角洲16城市均有此关系;[4][5]可以预知,作为发展还 不平衡的中国,整体经济应未有此关系,但随着经济的发展,此关系越来越明显。
注释:
[1]袁建文.广东省产业结构的变动对经济增长的影响.广东经济管理学院学报,200 3(4)
[2]刘建平等.产业结构与经济增长关系的实证分析——以广东省为例.统计与决策 ,2006(1)
[3]袁建文.计量经济学实验教程.科学出版社,2008
[4]张根明等.长.株.潭城市群产业结构与经济增长关系实证研究.价值工程,2008( 12)
[5]王琳.产业结构与经济增长动态关系的实证研究——基于长江三角洲16城市的统 计数据.江淮论坛,2008(4)
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