河北省县域经济增长与环境质量变化的个体固定效应分析

收稿日期35
基金项目河北省教育厅人文社会科学研究项目“河北省县域工业企业环境污染综合治理模式研究”(S 3 的阶段性成果。

作者简介于海燕(—
, 女, 河北沧县人, 硕士, 主要研究方向为区域经济与可持续发展。

河北省县域经济增长与环境质量
变化的个体固定效应分析
于海燕, 于振英
(石家庄经济学院, 河北石家庄050031
摘要:除了人均G DP 和规模以上工业发展、第三产业发展状况以外, 还有许多其他经济因素与非经济因素影响县域污染物排放, 各因素对污染物排放量的影响因县域的不同而存在显著差异。

污染物排放量个体固定效应越低, 说明县域污染物排放量受人均G DP 、规模以上工业发展、第三产业发展因素的影响越大, 受其他因素的影响越小, 反之亦然。

人均G DP 个体固定效应越低, 说明人均G DP 受劳动力投入量、固定资产投资、人力资本存量和环境质量因素的影响越大, 受其他因素的影响越小。

关键词:个体固定效应; 县域经济增长; 污染物排放
中图分类号:F205文献标识码:A 文章编号:100726875(2010 022*******
一、引言
河北省县域工业企业排污量大、污染面广, 农村小型面粉加工、小型型煤加工、小型棉花加工、小型木器加工等企业星罗棋布, 再加上农业生产过程中的污染,
“点污染”正在演化为“面污染”。

研究县域经济增长对环境质量的影响, 以及环境质量下降如何反过来制约经济增长, 二者的双向反馈在不同县域存在哪些差异, 对于“农业大省”河北省如何发展县域经济具有重大意义。

本文使用线性模型, 利用河北省134个县2005年—2007年的数据, 分析河北省各县在经济增长和环境质量变化之间是否存在双向反馈, 以及这种双向反馈关系是否具有区域差异, 哪些因素(尤其是环境质量因素影响河北省县域经济增长, 以期为实现河北省县域经济可持续发展提出相关建议。

二、模型与估计结果
本文使用线性模型考察县域经济增长与环境变化之间的相互作用, 该模型包括:
(1反映人均
G DP 增长对污染物排放量影响的污染方程; (2污染物排放量、物质资本存量、人力资本存量、劳动力投入量对人均G DP 影响的产出方程。

经济增长和环境变化情况在不同县域之间一定会呈现出差异
性, 使用线性模型时, 需要考虑个体固定效应。

模型见下式:
Poarticle i t =μi +α1Y it +α2Y 2
it +α3Y 3
it +α4X it +ωit (1 Y it =μ′i +β1Poar ticle it +β2K it +β3Hu it +β4La it +εit
(2 式中, i 代表县域, t 代表年份, Poarticle 为
河北省134个县域主要污染物排放量, 包括化学需氧量(CO D 和二氧化硫(S O 2 的排放量(单位:吨 , 数据来源于河北省环境保护厅工作报告。

Y it 为i 县第t 年的人均G DP , 根据2006年—2008年《河北经济年鉴》整理、计算而得, 单位为万元/人, X it 为人均G DP 增长之外影响县域污染物排放的其他变量, 由规模以上工业产值与第三产业产值之和表示, 单位为万元, 其中前者直接与CO D 和S O 2的排放有
关, 后者反映产业结构调整后对县域环境承载力的影响。

K it 、Hu it 、La it 分别为i 县第t 年的物质资本存量(以各县全社会固定资产投资总额表示, 单位为万元、人力资本存量(根据数据资料的可得性, 以各县农业技术人员数量表示, 单位为人、劳动力投入量(以各县年末单位从业人
员与乡村从业人员之和表示, 单位为人。

μi 、μi ′
分别为反映各县特定个体差异的固定效应。

ωit 和εit 为随机误差项。

第33卷第2期石家庄经济学院学报
V ol 133N o 12
2010年4月
Journal of Shijiazhuang University of E conomics
A pr. 2010
:2010-0-0:09042:1972
(一估计结果
利用E 2V iews510软件对模型进行加权最小二乘估计。

为了消除截面数据的异方差性, 使用加权最
小二乘法。

因为横截面个数大于时序个数, 使用按截面加权(cr oss -section w eight s 的方式。

估计结果见表1和表2。

表1经济增长对环境质量的影响
Variab le
2
it -1125E -072144E -06-0105105
019593Y 3it
1109E-113171E -1101293752
017692X it
010431W eigh ted Statistics
R -s qu ared 01989538Mean dependent var 17060139Adjus ted R -squared 01983987S 1D 1dependent var 17092199S 1E 1o f reg ression 21621962Su m squared resid 1123E +09F -statis tic 17812791
Durbin -W atson stat
21955033
Prob (F -statis tic
表2环境质量和其他要素对经济增长的影响
Variab le
Coefficient Std. E rror t -S tatistic Prob. C 11635. 971072. 97810. 844560P oarticle it
-0. 040860. 008362-4.886260K it 0. 0200860. 00053137. 830640HU it 0. 1662140. 2488770. 6678560. 5048LA it -0. 013920. 005034-2.76416
0. 0061
W eigh ted Statistics
R -s qu ared 0. 999119Mean dependent var 42234.16Adjus ted R -squared 0. 998651S.D. depend ent v ar 65272.6S. E. o f regression
2397. 299Su m squared resid 1. 51E +09F -statis tic 2136. 801
Durbin -W atson stat
2. 690009
Prob (F -statistic
(二估计结果分析
11县域经济增长对环境质量的影响分析
(1 参数估计。

从表1的“参数估计”来看, 常数项C 值为12473156, 误差值为188315, 说明除了人均G DP 和规模以上工业发展、第三产业发展状况以外, 还有许多其他经济因素与非经济因素影响县域C OD 和S O 2排放, 例如贫富差距、环保意识、环境标准的颁布数量、环境执法力度与难度、工业化程度等因素。

Y i t 的系数值为-01030803, 并非表明河北省县域环境库兹涅茨曲线已经进入“双赢区间”, 而是由于过多的其他因素的影响导致人
均G DP 对污染物排放量的影响不显著(Y 2it 和Y 3
it 的系数值过小, 也说明了此问题的存在。

X it 为某县某年规模以上工业产值与第三产业产值之和。

从理论上分析, 县域工业越发达, 污染物排放量越多, 第三产业越发达, 越能减少污染物的排
放。

X it 的回归系数为负值, 说明河北省各县第三产业的发展水平不及工业, 县域产业结构还未实现优化和高度化, 而-01018的回归系数值印证了经
济因素对县域C OD 和S O 2排放量影响较小, 需分析非经济因素的影响。

方程中各变量的回归系数值均比较小, 说明各变量对C O D 和S O 2的影响不明显, 需分析污染物排放量个体固定效应。

(2 统计检验。

给出显著水平α=0105, 临界
值t 01025(400 =1196。

综观C 、Y it 、Y 2it 、Y 3
it 和X it
回归系数的t 统计值, 常数项C 和变量X it 的t 值(绝对值大于1196, 通过t 检验。

其他变量的t
值(绝对值小于1196, 说明Y it 、Y 2it 、Y 3
it 对县域C OD 和SO 2排放量的影响不显著。

当显著水平α=
15时, Y 的值(绝对值大于16, 通过检验。

总之, 除人均G D 之外的其他经济与非经济因素与县域O D 和SO 排放量之间存在显著的线
6
3石家庄经济学院学报第33卷第2期
02it t 07t P C 2
性相关关系, 而人均G DP 与县域污染物排放量之间的线性相关关系并不显著。

各变量和常数项的Pr ob 1值中, 常数项C 和变量X it 的Pr ob 1值小于
011, 而Y it 、Y 2it 、Y 3
it 的P
rob 1值均大于011, 其中Y 2it 和Y 3
it 的Pr ob 1值远大于011。

从Prob 1值分析中
可以得出与t 统计值分析相同的结论。

给出α=0105, F 0105(4, 397 =2139, 因为方程
(1 中F =178128>2139, 所以回归方程存在显著
的线性关系。

Pr ob (F -S tatistic =0<011, 方程(1 通过显著性检验。

R 2值和经过调整的R 2值均接近于1, 这说明样本回归线与样本观测值的拟合优度好, 自变量对因变量的解释能力强, 回归方程本身是显著的, 但结合t 检验结果, 各具体变量对县域污染物排放量的影响各有其特征。

另外, 经过H ausman 检验可知, 应该建立个体固定效应回归模型, 为不同个体确定不同的截距项。

回归方程(1中, DW =2196。

若给定α=0105, 查表得d L =1159, dU =1176。

由于DW =2196>(4-1159 =2141, 误差项存在负自相关。

其原因在于回归方程(1省却了影响县域污染物排放量的重要解释变量———制度安排, 而制度因素是序列相关的。

如果时序数据充足, 县域CO D 、S O 2排放量与人均G DP 之间可能会出现U 型、倒U 型、N 型关系, 使用线性回归模型拟合二者之间的关系时, 误差项必然存在自相关。

(3 个体固定效应分析。

个体固定效应(F ixed Ef fects 是指每一个个体均有一个不同的截距项, 表明各因素对污染物排放量的影响因县域的不同而存在显著差异。

因为回归方程(1考察了人均G DP 、规模以上工业发展、第三产业发展对县域污染物排放量的影响, 但人均G DP 、规模以上工业发展、第三产业发展的回归系数较小, 所以可以认为各县的个体固定效应的大小实际上反映了所有经济与非经济因素的作用。

这些因素包括:G DP 、产业结构、行业结构、人口密度、环境治理投资力度、技术进步、制度安排、城镇化水平、乡镇工业发展状况(污染强度、行业结构、环境治理水平、环境管理制度、经济外向程度、能源消耗水平, 等等。

污染物排放量个体固定效应大于-10000而小于-5000的县包括孟村、临城、武强、崇礼、顺平、平乡、沽源、馆陶、巨鹿、阜平、赤城、涞水、海兴、高邑、盐山、尚义、阳原、安国、广宗、南皮、灵寿、临西、博野、容城、肥乡、成安、万全、新河、雄县、南和、广平、肃宁、献
县、康保、赞皇、青县、邱县、望都、曲周、鸡泽、青龙、大厂、吴桥。

污染物排放量个体固定效
应越低, 说明县域污染物排放量受人均G DP 、规模以上工业发展、第三产业发展因素的影响越大, 受其他因素的影响越小。

43个县中, 有25个县2005年—2007年人均G DP 总和在134个县中排名在80名以后, 在河北省均属于欠发达县。

排名80名之前的县包括孟村、广平、邱县、鸡泽、大厂、临城、馆陶、高邑、成安、肃宁、赞皇、武强、安国、灵寿、容城、献县、青县、吴桥, 这些县或者依靠发展县域特色经济壮大了县域经济实力, 或者具有享誉全国的特色工业产业, 或者具有区位优势和丰富的旅游资源, 其县域经济实力正在提升。

鉴于43个县域污染物排放量受经济发展因素的影响较大, 所以在今后的经济发展过程中, 应注重对环境保护工作的重视, 避免走“先污染、后治理”的老路。

污染物排放量个体固定效应大于-5000而小于0的县包括:饶阳、威县、安平、阜城、任县、枣强、东光、曲阳、清苑、南宫、宽城、徐水、清河、唐县、蠡县、大名、行唐、宣化、永清、怀安、河间、卢龙、正定、高碑店、深泽、柏乡、沧县、易县、泊头、磁县、临漳、定兴、昌黎、蔚县、高阳、元氏、涿鹿、固安、赵县、武邑、新乐、滦平、大城、故城、丰宁、香河、涞源、晋州。

上述48个县经济发展水平差异较大, 有22个县2005年—2007年人均G DP 总和在本文考察的134个县中排名在81名以后, 在河北省均属于欠发达县; 15个县人均G DP 排名在41名～80名之间, 属于经济实力中等的县; 还有11个县排名在40名以内, 经济实力较强。

22个欠发达县或者地处偏僻, 或者是传统农业大县, 亟待发展县域经济, 而其污染物排放量的大小与经济发展水平相关程度较强, 所以要避免进入经济发展与环境污染的“两难区间”。

15个经济实力中等的县在产业结构优化、行业结构调整、环境治理投资、环境管理水平、技术进步等方面已经具备了一定的基础和实力, 应
注意在继续发展经济的过程中保护环境, 穿越“可持续发展隧道”。

11个经济实力较强的县或者具有优势产业、优势资源, 或者区位优势比较明显, 应利用经济实力较强的优势进行技术改造和环境治理, 跨越“环境高山”, 避免进一步造成“高污染”。

污染物排放量个体固定效应大于、小于5的县包括景县、邯郸、满城、乐亭、栾城、深
0000:
州、安新、围场、文安、宁晋、黄骅、涿州、迁西、隆化、魏县、内丘、怀来、隆尧、承德。

上述19个县人均G DP 排名比较分散, 排名1～40位的县为7个, 41～80位的县为7个, 81位以后的县为5个, 且个体固定效应排名与人均G DP 排名未呈现出明显的规律性, 充分说明了这19个县的污染物排放量受人均G DP 的影响不明显。

所以, 这19个县在发展经济的过程中, 要注重其他因素对污染物排放的影响。

污染物排放量个体固定效应大于5000的县包括:邢台、兴隆、鹿泉、滦县、永年、迁安、冀州、遵化、武安、平泉、定州、涉县、辛集、滦南、三河、霸州、抚宁、唐海、无极、藁城、平山、任丘、玉田、井陉。

污染物排放量个体固定效应极高, 理论上说明县域污染物排放量受人均G DP 、规模以上工业发展、第三产业发展因素的影响极小, 受其他因素的影响极大。

但是实际上上述24个县中, 有19个县人均G DP 排名在前40位, 其中8个县人均G DP 排名在前10位, 这又说明了当经济发展到一定水平时, 人均G DP 对污染物排放量的影响重新显现。

对此可做出如下解释:较富裕的县域一般城镇化水平较高, 乡镇工业发展速度超过了环境污染治理水平, 其经济外向程度和能源消耗水平一般也比较高, 经济发展水平间接作用于污染物排放量; 另外, 这些县还具有国家政策倾斜优势、传统产业优势、资源优势、地域优势等等, 也导致了这些县具有较高的个体固定效应。

21环境质量变化对县域经济增长影响的分析(1 参数估计。

与回归方程(1 相类似, 回归方程(2 的常数项C 值为11635197, 说明除了污染物排放量、全社会固定资产投资、人力资本和劳动力投入量影响县域经济增长之外, 其他经济与非经济因素
对县域人均G DP 的影响非常大。

常数项标准误差为1072198, 也说明需分析人均G DP 个体固定效应。

与理论设想相一致, 污染物排放量的回归系数为负值, 验证了污染物排放量的增加确实会造成人均G DP 的下降, 县域经济增长与环境质量变化之间存在双向反馈。

全社会固定资产投资和人力资本存量的增加会促进县域人均G DP 的增长, 但是一般劳动力投入量(就业人数的增加会造成县域人均G DP 减少。

人力资本存量对县域经济增长的影响最为明显, 劳动力投入量的反向影响说明县域经济增长过程中已经出现劳动力过剩问题, 过剩劳动力的边际生产力很小(甚至为
零 , 但在计算人均G D 时, 人口数量作为分母最终导致了人
均G DP 下降。

总之, 县域经济发展的最终目标应体现于技术进步、劳动力素质的提高以及环境质量
的改善。

(2统计检验。

给出显著水平α=0105, 临界值t 01025(400
=1196, 常数项C 与变量污染物排
放量、固定资产投资、劳动力投入量的t 统计值均通过检验。

人力资本存量的t 统计值过小, 且Pr ob 1>011, 变量未通过显著性检验。

当t 的绝对值过小时, 说明
存在多重共线性。

其原因是:在截面数据中, 劳动力投入量、固定资产投资额、人力资本拥有量在县域间存在较大差异, 而且劳动与资本两种生产要素高度相关。

给出显著水平α=0105, F 0105(4, 397 =2139, 回归方程(2 中F =213618>2139, 所以此回归方程存在显著的线性关系。

Pr ob (F -S tatistic =0<011, 方程通过显著性检验。

判定系数R 2和经过修正的判定系数均接近于1, 说明回归方程(2中自变量对因变量的解释能力强, 二者之间有较强的线性相关关系。

经过H ausman 检验可知, 应建立个体固定效应回归模型, 使不同个体的截距项不同。

回归方程(2中, DW 值为2169, 误差项存在负的自相关。

所以在分析影响县域经济增长的因素时, 不能忽视其他经济与非经济因素的影响。

河北省各县域之间生
产要素数量与质量差异较大, 某种经济因素或非经济因素对人均G DP 的影响可能会呈现非线性关系, 使用线性模型拟合这种关系时, 误差项必然存在自相关。

(3 个体固定效应分析。

人均G DP 个体固定效应表明各因素对人均G DP 的影响因县域的不同而存在显著差异。

影响县域人均G DP 增长的因素除了人口数量、劳动力投入量、固定资产投资、人力资本存量和环境质量以外, 还包括自然资源拥有量、产业结构、技术水平、制度安排、经济外向程度、消费水平等等。

其中制度因素又涉及行政体制、财政体制、金融体制、二元结构状况、经济发展意识等。

人均G DP 个体固定效应大于-8000、小于-4000的县包括:永清、香河、赤城、尚义、怀安、定兴、固安、大城、海兴、霸州、巨鹿、灵寿、任县、顺平、万全、阜平、广宗、魏县、沽源、大名、曲阳、威县、新河、博野、康保、文安、临西、平乡、易县、望都、围场、唐县、盐山、涞水、临漳、隆化、南和、安国。

人均G D 个体固定效应越低, 说明人均G D 受劳动力投入量、固定资产投资、人力资本存量和环境质量因素
P P P
的影响越大, 受其他因素的影响越小。

综观人均G DP 个体固定效应极低的38个县, 除了廊坊方程香河、文安、霸州人均G DP 排名较靠前, 大部分在河北省属于农业大县和经济欠发达县。

其中大部分县主要采用劳动密集型技术, 工业产业少从而CO D 和S O 2排放量较低, 其人均G DP 与劳动力投入量、污染物排放量、固定资产投资、人力资本存量呈同向变动。

通过检验38个县的劳动力投入量、人均固定资产投资、人力资本存量和人均污染物排放量综合排名, 发现除了廊坊市的霸州、文安、香河综合排名比较靠前之外, 其余33个县排名均在50名之后, 其中9个县排名在100名之后。

38个县经济增长水平与劳动力投入量、固定资产投资、人力资本存量和污染物排放量基本一致, 说明在经济发展过程中, 应注重技术进步、提高投资水平、发展教育、控制环境污染, 实现经济良性发展。

人均G DP 个体固定效应大于-4000而小于0的县包括:清苑、鸡泽、饶阳、景县、蔚县、献县、崇礼、阜城、枣强、青龙、武邑、蠡县、丰宁、故城、徐水、定
州、涞源、赵县、南皮、阳原、吴桥、平泉、成安、永年、涿鹿、广平、孟村、南宫、柏乡、满城、曲周、宁晋、深州、行唐、馆陶、武强、安新、隆尧、滦平、承德、涿州、容城、赞皇、肥乡、冀州、临城、宣化、兴隆、雄县。

综观人均G DP 个体固定效应较低的49个县, 劳动力投入量、固定资产投资、人力资本存量和环境质量指标的综合排名均在40名以后, 排名极端靠后的有阳原、肥乡两县, 与人均G DP 排名基本一致; 排名比较靠前的深州、满城、涿州3县人均G DP 排名也比较靠前; 平泉县四项指标综合排名41位, 但是人均G DP 排名为91位。

这说明49个县的经济增长仍然受劳动、资本、资源、环境质量的影响较大, 在经济发展过程中要注重生产要素培育, 并在一定程度上关注制度因素。

人均G DP 个体固定效应大于0而小于5000的县包括:深泽、怀来、抚宁、卢龙、内丘、昌黎、东光、磁县、青县、新乐、大厂、安平、晋州、河间、井陉、高阳、无极、沧县、高碑店、泊头、邢台、元氏、高邑、滦县、邱县。

上述25个县中, 井陉、邢台、滦县、晋州劳动力投入量、固定资产投资、人力资本存量和环境质量指标的综合排名比较靠前, 其人均G DP 排名也比较靠前; 其余21个县的四项指标综合排名比较分散, 而且相当一部分县的四项指标综合排名与其人均G D 排名出现了比较明显的不一致。

所以, 这5个县应注重调整
产业结构、促进技术进步、实施制度变迁、加强经济的外向程度、提高居民消费水平, 以促进县域经
济的发展。

人均G DP 个体固定效应大于5000的县:正定、玉田、唐海、黄骅、栾城、鹿泉、肃宁、涉县、遵化、藁城、邯郸、武安、平山、乐亭、迁安、三河、宽城、任丘、辛集、滦南、迁西、清河。

上述22个县人均G DP 在河北省排名居前23位, 是河北省县域经济最为发达的地区。

但是从劳动力投入量、固定资产投资、人力资本存量和环境质量四项指标的综合排名来看, 排名比较分散, 20个县域的四项指标综合排名在23名之后, 说明了这22个县人均G DP 受其他因素的影响较大。

三、结论与县域经济发展建议
定量分析结果表明, 县域经济增长与环境质量变化之间存在双向反馈关系, 即人均G DP 增长影响了环境质量, 反之, 污染物排放量增加致使自然环境生产要素的质量下降, 从而影响人均G DP 增长。

如果不注重环境保护, 最终会阻碍经济增长。

(一非经济因素会导致县域环境质量的变化
河北省众多县域的工业“三废”破坏了生态环境。

在利用环境库兹涅茨曲线分析县域经济增长与环境质量破坏之间的关系时, 要考虑贫富差距、环保意识的树立、环境管制力度等经济与非经济因素对环境质量的影响。

尤其是在县域, 上述因素对环境质量的影响可能是非常明显的, 从而导致环境库兹涅茨曲线在县域的解释能力减弱。

(二要注重发展现代农业和第三产业
在“无工不富”、“工业立县”等思想影响下, 各县域发展工业的愿望普遍比较迫切。

但是由于县域工业企业在地理布局上缺乏合理性, 生产技术落后, 有些产业又属于大中城市的污染转嫁, 所以环境污染比较严重。

为了促进县域G DP 增长, 应结合县域资源特色, 在发展工业的同时, 发展轻污染或无污染的现代农业与第三产业, 实现经济增长与环境保护的双赢。

(三在环境治理方面要因地制宜
河北省各县域经济发展水平不一, 各种经济与非经济因素对污染物排放量的影响程度存在较大差异。

污染物排放量个体固定效应较低的县域在经济发展过程中, 要避免走“先污染、后治理”的老路, 应加强环境管制、实施清洁生产技术。

污染物排放量个体固定效应较高的县域要重视经济增长之外的其他因素对污染物排放量的影响, 充分利用经
P 2
40 石家庄经济学院学报第 33 卷第 2 期济发展水平较高的优势 , 调整产业结构和行业结构 , 提高城镇化水平 , 促进产业集聚 , 改进乡镇企业的生产技术 , 以降
低污染物排放量 , 进入环境库兹涅茨曲线的下降阶段。

( 四分层次采取措施实现
县域经济良性发展通过定量分析发现 , 人均 G 个体固定效应 DP 较低的县一般都
是“农业大县”和经济欠发达县 , 注 : 释①模型中 , 关于影响县域经济增长的变量设置 ,借鉴了包群、彭水军的模型。

资料来源 : 包群、彭水军 . 经济增长与环境污染 : 基于面板数据的联立方程估计 [J ]. 世界经济 2006 年第 11 期 ,第 50 页。

人均 G 受劳动、资本、自然环境质量的影响较 DP 大 , 这些县在经济发展过程中需注重劳动与资本生产要素的培育 , 控制污染的蔓延。

人均 G 个体DP 固定效应较高的县一般都是经济发达县 , 所以应充分利用经济优势 , 适时进行制度变迁、推动技术进步、保护自然资源、提高经济外向程度 , 实现县域经济良性发展。

②其中 ,第一个模型为国内外众多研究 EKC 的文献中通常采用的模型。

第二个模型为柯布 - 道格拉斯函数的线性化形式。

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