环保投资与经济发展非线性效应的统计考察

周 纳，陈黎明，陆明理

（1.湖南商学院 数学与统计学院，长沙 410205；2.湖南大学 金融与统计学院，长沙 410079）

0 引言

面对不容忽视的环境问题[1]，从20世纪80年代至今，中国环保投资总量随着经济发展水平的提高逐年上升。环保投资作为区别于一般固定资产的投资，其对经济发展的影响效果一直存在争议。一种观点认为投资作为经济发展的重要推动力之一，环保投资的增长必然通过直接或间接的方式拉动经济发展。王珺红等[2]研究发现环保投资从短期和长期都能够拉动经济发展，而GDP在长期不是引起环保投资的原因。另一种观点认为环保投资属于非生产性投资，无法推动经济发展。王领等[3]研究发现经济发展对环保投资的正向作用相对较强，而环保投资的提高对经济发展的促进作用并不明显。还有部分学者认为环保投资与经济发展的关系很复杂。徐辉等[4]研究发现环保投资短期内对经济发展的贡献不是很大，但是长期而言会逐渐增大。定量评估环保投资与经济发展之间的关系对环保政策的制定有重要的指导意义，上述文献所构建的环保投资与经济发展关系的模型都假定参数在某个样本期间为常数，即假定环保投资与经济发展之间的关系是恒定不变的。然而很多突发事件，例如，宏观经济政策变化、金融危机、经济萧条等都可能影响两者之间的关系。

本文采用马尔科夫区制转移（MS）的方法解决这个问题。利用马尔科夫区制转移向量自回归模型对中国1986—2016年的环保投资与经济发展之间的相互关系进行动态考察，以揭示环保投资与经济发展之间的关系。

1 马尔科夫区制转移向量自回归模型

1989年Hamilton[5]提出使用马尔科夫区制转移（Markov-Switching）模型研究政策、突发事件等对美国人均实际GNP的影响。他将时间序列数据划分为几种不同状态，各状态之间的转移服从一个Markov过程，并在不同的状态下建立不同的模型，以此来解释美国经济周期中存在的非线性动态特征。Krolzig（1998）[6]根据Hamilton的研究结果进一步提出马尔科夫区制转移向量自回归（MS-VAR）模型,即VAR模型的回归参数随着区制的转移而变化。MS-VAR模型比一般的VAR模型更适合复杂多变的经济环境。其后Krolzig，Marcellino和Mizon（2002）[7]在研究英国经济周期和劳动力市场的动态协整关系时，提出马尔科夫区制转移向量误差修正（MS-VECM）模型。

马尔科夫区制转移模型的基本原理是：一个可观测的时间序列能被划分为多个不可观测的区制，随着时间的变化，时间序列中每个节点可能属于不同的区制。若一共存在S种区制，则St={1 ，2，…，S}代表了所有的可能区制。

定义pij为区制i到区制j的转换概率，则：

在两区制的MS模型中，转移概率可表示为：

此时转移概率矩阵为：

区制的持续期是指在某个区制下持续的时间长度。下面仍以两区制为例。从式（2）可以看出，对于St=1，概率p值越高，从当前的区制Ⅰ转换到区制Ⅱ的概率越小。假设区制Ⅰ从t+1时刻一直持续到t+i时刻，即：

区制Ⅰ持续期为：

同样，区制Ⅱ持续期为：

在给定状态St中，滞后p阶的MS-VAR(p)表达式为：

其中，u(⋅)表示各区制下的截距项，Ai(⋅)表示不同区制下各变量滞后项的系数。∑表示各区制下残差的方差，状态变量St由马尔科夫链产生。估计MS模型的方法有很多种，如极大似然估计法（MLE）、期望值最大化（EM）算法等，本文采用的方法是期望值最大化算法。

2 实证分析

2.1 数据来源

鉴于环保投资对经济发展的影响只有在中长期方能呈现，本文选取时间跨度为1986—2016年的环境污染治理投资总额（EI）和国内生产总值（GDP）数据作为样本来进行实证研究。EI作为环保投资指标，GDP作为经济发展指标。相关数据均来源于历年《中国统计年鉴》和《环境统计年鉴》。由图1可以看出，环保投资总额呈逐年增加趋势，其占GDP的比重也自1986年的0.71%提升至2016年的1.24%。

图1 1986—2016年中国环保投资及占比

本文使用历年的居民消费价格指数（1978=100）对环保投资和GDP进行平减，以消除物价变动的影响。另外为了消除异方差性，对数据进行对数变换。变换后的数据分别表示为LEI和LGDP。数据走势如图2所示。由图2可以看出LEI与LGDP均有上升趋势且无周期，故两序列均不是平稳序列。进一步对序列LEI和LGDP进行差分，检验其差分序列的平稳性。

2.2 平稳性检验

图2 LEI和LGDP走势

对数据进行ADF检验，结果见表1。由P值可以判断变量LEI和LGDP均为非平稳变量。一阶差分变量DLEI在1%的显著性水平上平稳，DLGDP在5%显著性水平上平稳，从而LEI和LGDP都是一阶单整序列，服从I(1)过程。

2.3 协整关系检验

通过AIC、SC、HQ等准则综合判断模型最优滞后阶数为2（见表2）。使用Johansen方法对数据进行协整检验（见表3）。表3中迹检验和最大特征根检验结果一致，均表明两变量虽然都为一阶单整，但不存在协整关系。

表2 滞后阶数判断

2.4 MS-VAR的估计结果及分析

在模型拟合中，运用OX-MSVAR在GiveWin2上估计。根据假设均值、截距、系数和方差是否随着时变参数S变化，可以得到MSA-VAR、MSIA-VAR、MSIAH-VAR、MSM-VAR等估计形式。本文根据AIC值和对数似然函数值判断选择MSIAH(2)-VAR(2)模型（截距项、自回归系数、方差随状态发生变化）来研究环保投资与经济发展之间的关系。从下页表4可知，MSIAH(2)-VAR(2)模型的LR线性检验值为33.18，在5%的显著性水平上拒绝原假设，说明非线性模型与线性模型存在显著差别。另外，对比MSIAH(2)-VAR(2)模型和线性模型的AIC值和对数似然函数值，发现相比于线性模型，MSIAH(2)-VAR(2)在模型拟合上有更大的改进，肯定了对环保投资和经济发展之间建立非线性模型的意义。

表3 协整关系检验

表4 非线性检验

模型估计的结果如表5所示。观察MSIAH(2)-VAR(2)模型参数发现，在区制Ⅰ，滞后1期的DLEI每增加1个单位会引起当期的DLGDP平均增加0.10个单位，滞后1期的DLEI对当期的GDP发展有正向促进作用；滞后1期的DLGDP每增加1个单位会引起当期的DLEI平均提高2.47个单位。而在区制Ⅱ，滞后1期的DLEI每增加一个单位，当期的DLGDP平均降低0.09个单位，滞后1期的DLEI对当期的GDP发展有一定程度的阻碍作用。滞后1期的DLGDP每增加一个单位，当期的DLEI平均降低2.14个单位。

表5 MSIAH(2)-VAR(2)模型参数估计

由表6的转移概率矩阵和表7区制持续期可知，若当前状态为区制Ⅰ，下期状态仍为区制Ⅰ的概率为0.9227，下期转换到区制Ⅱ的概率为0.0773，区制Ⅰ平均持续时间为12.94年；若当前状态为区制Ⅱ，下期状态仍为区制Ⅱ的概率为0.9247，下期转换到区制Ⅰ的概率为0.0753，区制Ⅱ的平均持续时间为13.28年；综上，区制Ⅰ和区制Ⅱ的稳定性无明显差异，区制Ⅰ和区制Ⅱ之间的转换概率低。

表6 区制转移概率矩阵

表7 无条件转移概率和平均持续期

两区制下的环保投资与经济发展的相关系数如表8所示。在区制Ⅰ中环保投资与经济发展呈正相关，在区制Ⅱ中环保投资与经济发展呈负相关。环保投资和经济发展相关关系的方向和大小在不同区制下都发生了明显的变化。

表8 区制Ⅰ、区制Ⅱ的相关系数阵

图3给出了两区制间的滤波（filtered）、平滑（smoothed）和预测（predicted）概率，可得到每个观测点所属的区制。表9为区制时间段划分的统计。观察可知1998年以前以及2011年以后表现为区制Ⅰ，1998—2011年表现为区制Ⅱ。

图3 两区制的滤波、平滑和预测概率

表9 区制时间段划分

结合模型参数估计结果可知1998年以前以及2011年以后，提高环保投资增长率对GDP增长率有明显促进作用，GDP增长率的提高也促进了环保投资的增长。这说明环境保护不仅没有阻碍经济的发展，而且成为了新的经济增长点；经济的发展也为环境整治提供了条件和财力。中国从上世纪70年代后期就认识到环境污染治理对改善环境状况和促进经济发展的重要作用，90年代明确提出走可持续发展道路是中国的必然选择。环保投资不但能够取得环境效应,同时也能带动相关产业发展、提供新的就业机会、引导技术进步，促进经济的可持续发展。1998—2011年间环保投资力度的不断加大一定程度上抑制了经济的发展。由于环境恶化的情况日益严重，政府加大了环保投资的力度，然而经济效益并不是环保投资的主要效益，其主要效益表现为环境效益和社会效益，故在短期内环保投资对经济发展的拉动作用尚未能弥补其投入成本。而经济的增长短期内也没有推动环保投资的增加，这种现象发生是因为政府环保投资效率不高、民间环保投资积极性低且企业对造成的环境污染持被动治理的态度。这也意味着经济发展和环境污染间的关系不会自动走向协调，单靠经济增长很难带来环境问题的改善，需要政府制定合理的相关政策。李佳佳等[8]发现税收政策、城镇化水平、环境投资以及技术水平都从不同方面对环境污染产生影响，通过制度创新跨越环境EKC曲线，可以实现经济与环境的协同发展。

图4（见下页）给出了基于历史数据预测未来区制转换的概率。图4（a）和图4（b）表示当观测值位于某一区制时，未来时期处于两种区制的不同概率。图4（c）、4（d）、4（e）分别表示持续期为h的概率，持续期小于等于h的概率以及h期一直维持原区制的概率。根据图4判断2018年的状态为区制Ⅰ的概率更高。

图4 持续期和区制转移概率关系

3 结论及政策建议

结合MSIAH(2)-VAR(2)模型，发现中国环保投资与经济发展的协同变动关系表现为两区制动态非线性关系。环保投资增长率在区制Ⅰ内对经济发展起正向推动作用，在区制Ⅱ对经济发展起阻碍作用；环保投资和经济发展的相关关系在两区制内表现不同：在区制Ⅰ中，环保投资和经济发展相关关系表现为正相关，相关性较强；在区制Ⅱ中，环保投资和经济发展相关关系表现为负相关，相关性较弱。区制间转移概率和平均持续期差异不大。

环保投资和经济发展关系出现的变化说明保护环境与发展经济之间的矛盾并非不可调和。为实现环保投资与经济发展相互协调、相互促进，环境污染状况改善，经济可持续发展，提出以下几点建议：

（1）建立市场化的环保投资体制，拓宽资金来源渠道。

打破政府在环保投资领域的垄断格局，取得社会资源的有效配置是实现环保投资体制市场化的关键。民间的资金量充足，但缺乏有效的投资渠道，将其引入环保行业将刺激环保产业快速发展。另外可多方吸引外资，开发国外的环保市场。相关部门也要对社会、企业的环保投资给予支持，如实行税收优惠和财政补贴。通过一系列的市场化行为可使环保投资与国民经济的发展同步。

（2）健全绿色绩效考核，提高环保投资的使用效益。

根据发达国家的经验，环保投资要占本国GDP的1%～1.5%，才能有效控制住环境污染，提高至2%～3%时，才能有效改善环境。为了有效改善环境，政府需要继续稳步增加环保投资，保证环保投资占到GDP的一定百分比。通过建立地方政府绿色绩效考核制度，可引导各级政府加大环保投资。提高环保资金款项的使用效益首先要加强环保资金的监督管理，确保专款专用。另外，大力研究开发环境污染治理技术和设备，以先进的技术为手段提高环保投资的效益。

（3）促进环保产业发展，拉动经济增长。

新常态下，通过发展健康的环保产业，培育健全的环保产品、技术和服务体系，不仅可以解决经济发展中存在的高耗能、高排放、高污染问题，构建环境保护和经济增长双赢局面，提高生态环境质量，而且还可以走出一条有中国特色的可持续发展之路，形成国民经济新的增长点。

（4）减少污染物排放，改革和完善环境税费制度。

通过完善环境税费制度可控制污染物排放总量。根据“污染付费”原则，逐步提高排污费的收取标准和范围，加大企业污染环境的成本，促使企业进行生产技术的革新，激发环保产业的需求和发展。同时需要加强监管，严格执法，保证环境税费制度得到有效贯彻和执行，实现环境保护与经济发展的双赢。