英语原文共 16 页，剩余内容已隐藏，支付完成后下载完整资料
检验环境库兹涅茨曲线假说的功能灵敏度
Yi-Chia Wang
Department of Economics, National Taipei University
摘要
对于环境库兹涅茨曲线(EKC)假设，常规检验主要采用一元二次方程，在环境指标(如空气污染物)和福利措施(如人均收入)之间建立非线性关系模型。如果他们的倒U形图案的检验接受两个解释变量，即人均收入和它的平方变换是显著的，则EKC假说是成立的。使用OECD样本，本文表明，测试环境库兹涅茨曲线假说的有效性对我们在硫和碳的EKC曲线回归中如何把收入转变为非线性的是敏感的。本文研究了非线性收入在不同条件下的实验，并得出如下结论，只有当0 lt;lt; 1和1 lt;lt; 2，EKC回归才能证明两种空气污染物与人均收入之间存在可检验的非线性协整关系。在本文估计广义的EKC回归中，虽然我们在经合组织样品中发现了硫和碳的EKC模式，但使用不同的EKC曲线回归都不是协整方程，这一发现意味着，对传统的曲线回归协整关系检验是失败的，原因并不是因为使用二次函数形式形成的，而是因为污染物和收入水平的趋势从根本上是虚假的关系。
关键词：环境库兹涅茨曲线 EKC 非线性回归
1.简介
环境库兹涅茨曲线(EKC)假设在最近全球变暖的十年里引起越来越多的关注。这一假说认为，一旦经济达到一个关键的物质生活水平，环境的恶化将会缓解。现有的研究中使用各种污染物作为环境退化的代表，并取得了不同的结果。有些是令人鼓舞的，但大多数是令人沮丧的。
从Grossman和Krueger(1991)提出第一个EKC假说的实证检验起(Grossman和Krueger,1995)，越来越多的EKC实证研究开始盛行。上世纪90年代第一代有关EKC的文献主要集中在环境退化的代表变量的选择(如空气污染物)和解释变量的选择上—如人口密度(纳约特，1997)，地理区域(与博伊斯，1998)，以及制度因素(Shafik和Bandyopadhyay，1992)。在二十一世纪初期，一些研究者开始尝试研究EKC估计的基本理论。例如，传统简化形式的EKC回归强烈地认为污染与收入之间的关系是一个二次模型。为了证明这个假设，Galeotti et al (2006)使用了非线性三参数Weibull函数和广义矩估计法，并发现了在经合组织国家，二氧化碳的EKC模式有一个16587美元的转折点，而且在选定的非经合组织国家中，碳排放量是单调增加的。
传统简化形式的EKC回归也面临一些时序问题。由于EKC是经济中一个长期的现象，在进行任何回归之前，我们都需要认真检查所选的相关变量和解释变量间的时间序列特性。例如，Perman和Stern(2003)，进行面板单位根检验，发现人均SO2排放和GDP水平在他们的样品中是不固定的。此外，他们的结论是二氧化硫的EKC概念是有问题的，因为在被选定的74个国家为期31年的传统简化形式的EKC回归的协整检验是失败的。
使用1870至2001年期间的经合组织样本，本文遵循Perman和Stern(2003)的协整方法，在进行任何回归之前，要测试因变量的积分次序，人均二氧化硫和二氧化碳的排放量，解释变量还有非线性变化的人均收入。本文的第一个贡献是进一步检验当约化形式方程采用不同的函数时EKC回归协整模式的灵敏度。通过该实验，我们发现人均收入一阶单整的平方变换改变了变量的积分顺序，成为了二阶单整，使得对二氧化硫和二氧化碳的排放量进行的传统的二次曲线回归估计都是一阶单整变量，不可能为协整方程，这意味着回归是虚假的。
本文的第二个重要的贡献是，甚至在相当平均的人均收入和非线性变换(小于但大于零)下，即使变换不改变人均收入的整合顺序，EKC的回归也往往是虚假的。本文中的实验和证据导致了许多EKC研究存在内部批判。本文对现有的EKC估计的真实经济意义提出了质疑，因为使用了EKC回归的不同函数形式，以及污染物首先随收入增加，然后在达到一定转折点后收入水平开始下降的概念根本问题。
本文结构如下：第2节简要介绍了在本文中使用的数据来源和样本覆盖区域。第3节对不同的非线性函数污染–收入功能形式进行敏感性试验，总结了EKC的回归特性。最后在第4节总结结论和未来的研究方向。
2.数据描述
本文旨在估计长期协整的EKC关系，首先需要选择与收入水平尽可能高的样本国家，因为这些国家应该承担高污染减排成本，特别是对SO2和CO2排放量。因此，本文选择了一些1870年至2001年的高收入的经合组织(OECD)国家，进行了SO2-EKC和CO2-EKC回归，并进行了回归敏感性测试。
这些国家的人口和GDP水平的历史数据来自Maddison(2003年)，覆盖了从19世纪末到21世纪初期间几乎全世界所有的国家。人口水平在年中的基础上估计，GDP水平是1990年国际Geary-Khamis中记录的。详细的数据结构的方法在Maddison(2003)中概述。
A.S.L.的年度报告和Associates记录的硫排放的数据为1850年至1990年的大部分国家。Stern(2005)将此出版数据扩大到1990年之后的大约70个国家，通过增长率或使用基于边界法或排放EKC计量估计外推方法的这类出版数据是不可用的。基于A.S.L.的评价标准和Associates的年度数据，Stern的工作包括搜集来自采矿、冶炼活动和燃烧硬煤，褐煤，和石油产生的人为SO2排放物。因此，因此，采用不同的计算方法不影响硫的排放量。
二氧化碳排放源于化石燃料的燃烧(包括固体、液体和气体)和水泥的生产。根据这个标准，美国橡树岭国家实验室(ORNL)由二氧化碳信息分析中心组织(CDIAC)记录了超过100年的大多数发达国家(在英国，ORNL的追踪排放回1750)的从燃料消耗产生二氧化碳排放的数据，还有至少50年的许多发展中国家的数据。
3.不同的非线性环境库兹涅茨曲线功能检验
一种二次回归EKC估计简化形式可以概括并表示为下面的回归：
(1)
其中是回归系数，和分别表示国家在时间的环境压力和财富水平，是回归残差，包括国家-和时间-的特定影响和白噪声。公式(1)采用每1000人的硫和碳排放的EKC作为因变量，EP和人均GDP作为，表示的任意次幂()，因此公式(1)具有一个非线性特性。本节的主要目的是为使用的不同幂次，以便研究非线性的污染与收入之间的关系，同时检查非线性拟合曲线的位置和形状(以及相应的转折点)是否会通过改变而改变。的一个EKC转折点可以通过公式(1)来计算，但是它只存在于下面两种情况：
即使当和是统计显著的，并可以用方程(1)估计EKC转折点，如果EP和Y是集成变量，回归方程也必须是协整方程。否则，它将是虚假的。用计量经济学的术语来说，只有回归残差序列是平稳协整的，因变量才可以采用一组解释变量。首先，表1进行了面板数据的单位根检验(Im et al.2003)检验下列变量：每1000人的二氧化硫排放量(S)，每1000人的碳排放量(C)，人均收入()和。
表1 在OECD国家环境库兹涅茨变量的面板单位根检验
从表1中我们可以得出这样的结论：人均收入和空气污染物的排放量是具有一个顺序的整合变量(或所谓的变量)。但是是统计学上的变量，所以如果渐近公式(1)包括的解释变量，它将不会产生一个残差序列，并且表明它不可能是协整方程。这个论断在附录A.3表A2和A3中被进一步证实和检验。
接着，我们检查集成为的顺序时，(具有0.1的间隔)。表2再次进行了一些关于水平和第一个差异的面板单位根检验(Im et al.2003)。表2中的主要结论是，当且时，(一阶单整)采取第一个差异后固定。
SO2，CO2，per capita GDP均为一阶单整的()，表2说明也为一阶单整的，所以回归方程有可能是协整的。下面需对回归方程作协整检验。 鉴于S、C、Y为，表2验证了式(1)中的EP，Y，和之间的长期协整关系的可能性，只要(具有0.1的间隔)。当一个回归涉及到因变量和解释变量都具有相同的整合顺序，回归就是平衡的和可测试的协整关系。在这里为了节省空间，从0.1到1.9(不含1)的平衡曲线EKC回归不同的顺序试验在附录A.3所示。这些回归方程的估计使用混合最小二乘估计、固定效应模型和随机效应模型，看他们的污染–收入模式的边际变化、EKC转折点、残差平方和(SSR)以及最重要的，剩余的单位根检验统计量表明回归是否是虚假的。
表2 和的面板单位根检验
3.1 曲线回归实验
不同的参数和估计方法得到的估计结果是近乎相同的，硫—曲线回归的实验结果在附录Appendix A.3中的表A2可以看到，SO2—收入模式呈现倒U型。这些回归方程将会生成不同的环境库兹涅茨曲线转折点，残差平方和(对数)以及剩余单位根检验统计量。
图形1—3 根据不同的估计方法描述表A2中的估计结果，显然，无论使用何种估计方法，估计转折点都回趋于2。然而，对于所有试验参数，混合最小二乘估计似乎产生更高的转折点和相应的标准误差。当=1.9时，最大的转折点在10900与11500之间， 在选定的经合组织样本中，这些人均收入水平已达到。显而易见，最小的残差平方和的变化受不同的估算方法的影响，在混合最小二乘估计和随机效应估计中，=0.7是最优的点；而在固定效应估计中，=1.1是最优的点。在选择估计非线性SO2–收入关系的时候，最小的SSR(对数)可以作为一个模型选择标准。
同样的碳—曲线回归试验是在附录A.3 的表A3 中可以查看，总和在图4—6显示。再次，不同实验的估计结果也是逐渐变化的。以转折点为例，从三种估计方法的结果来看，当人均收入增加的时候，CO2减少的临界值将会单调下降(相应的标准误差也会下降等)。当= 1.9，估计每1000人的二氧化碳的排放量的峰值位于18000和20000之间，这是从经合组织抽取的样本可达到的水平。
可以这样说，当= 1.5时，在混合最小二乘估计和随机效应估计中，残差平方和逐渐上升，而在固定效应估计中，这一统计结果正在向下并达到最低水平。
总之，用人均收入的非线性变换的不同的值可能会显著改变EKC估计结果。特别是在估计转折点的情况下，增加的值将提高硫的减少阈值。相反，当EKC的转折点增加的时候，人均二氧化碳排放量也会随之逐渐增加。同时，硫和碳的—曲线回归实验显示了不同的值下的不同程度的拟合优度，因此，当= 2时，传统的二次曲线函数可对污染物和样品的多样性进行分析。
图1 混合最小二乘估计下不同的值相对应的SO2面板估计统计量
图2 固定效应下不同的值相对应的SO2面板估计统计量
图3 随机效应下不同的值相对应的SO2面板估计统计量
图4 最小二乘估计下不同的值相对应的CO2面板估计统计量
图5 固定效应下不同的值相对应的CO2面板估计统计量
图6 随机效应下不同的值相对应的CO2面板估计统计量
图7 混合最小二乘估计下不同的值相对应的残差统计
图8 固定效应下不同的值相对应的残差统计
图9 随机效应下不同的值相对应的残差统计
3.2 —曲线回归的协整检验
传统的时间序列的协整定义假定在某些线性组合中，一阶单整的变量是可以固定的，这一假设在Pedroni面板环境模型中得到扩展。在本文中，—曲线回归的协整检验结果在0.1–0.9范围内(不含1)，因此与是同阶的。
图7—9的W—统计图是使用不同的估计方法从—曲线回归中测试残差序列的平稳性。就硫的—曲线回归而言，当增加时，W—统计图逐渐向上移动，这意味着更高的值会导致更高的非平稳回归残差，此外，由于没有回归残差序列是平稳的，我们得出如下结论：尽管SO2–收入模式呈钟形并且存在于19个经合组织国家，这种模式是虚假的，没有反映出协整关系。
对于每一个，面板单位根检验统计显示，所有的碳—曲线的EKC回归也是非平稳的。因此，尽管我们看到CO2—收入的关系呈现不同的倒U型，但从非平稳残差序列得出的结论来看，这些回归是虚假的，并且它们不支持在二氧化碳排放中的EKC假设。
4.结论
首先，本文认为，在传统的环境库兹涅茨曲线(EKC)回归中，如果是一个综合变量，则一组解释变量中的人均收入()和平方变换()与因变量、环境压力(EP)不存在渐近协整的可能性。本文采用从1870到2001年经济合作与发展组织样本，显示了每1000人的硫排放量和每1000人的碳排放量，且是I(1)变量，是I(2)变量。当和存在于解释变量集中，以SO2和CO2排放量为例不存在EKC的协整关系。
得出一些技术性结论，通过使用和来替代传统的EKC曲线回归Y2。在选定的OECD样本中，发现S，C，Y，和都是I(1)变量，所以涉及和的回归都是协整平衡和可检验的。进一步，本文发现和存在很强的相关性，并且似乎支持EKC假说；然而，本文使用不同的检验出没有一个函数形式是协整方程。
本文对EKC的贡献超过EKC曲线函数形式的技术推广。最近的EKC研究
剩余内容已隐藏，支付完成后下载完整资料
资料编号：[26861]，资料为PDF文档或Word文档，PDF文档可免费转换为Word
以上是毕业论文外文翻译，课题毕业论文、任务书、文献综述、开题报告、程序设计、图纸设计等资料可联系客服协助查找。
