中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境效應(yīng)分析——基于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的實證檢驗

楊福霞,聶華林,楊 冕

(1.蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,甘肅 蘭州730000；2.蘭州大學(xué) 資源環(huán)境學(xué)院,甘肅 蘭州730000)

一、引 言

改革開放以來,隨著我國社會經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展以及人民生活水平的顯著提高,各種環(huán)境問題日益引起社會各界的廣泛關(guān)注。自20世紀(jì)90年代淮河的嚴(yán)重污染給人們不合理的生產(chǎn)活動敲響警鐘之后,我國重大的環(huán)境污染事件一直令人高度關(guān)注。環(huán)境質(zhì)量所存在的問題,不僅對人們生活質(zhì)量的提高產(chǎn)生了負(fù)面影響,同時也逐步成為嚴(yán)重制約我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步騰飛的瓶頸。

目前,在探索驅(qū)動環(huán)境質(zhì)量變動的影響因素中,經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境效應(yīng)成為主要的研究視角。然而,現(xiàn)有研究環(huán)境經(jīng)濟(jì)的文獻(xiàn)較多集中于從相互關(guān)聯(lián)的3種效應(yīng),即規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的角度探究經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的影響機(jī)理。其中,規(guī)模效應(yīng)是指在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平相對穩(wěn)定的情況下,逐步擴(kuò)大的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對自然資源(如能源、水、礦產(chǎn)資源)供應(yīng)提出了更高的需求,而資源消耗過程中所產(chǎn)生的副產(chǎn)物(各種污染物如廢水、廢氣與固體廢棄物)也隨之增加,從而導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的逐步惡化。結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變普遍受配第一克拉克定律所支配,而不同產(chǎn)業(yè)的污染排放強(qiáng)度存在較大差異,一般表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)污染相對較低,而第二產(chǎn)業(yè)、尤其是重化工業(yè)污染較為密集,從而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對環(huán)境質(zhì)量的改善表現(xiàn)出先負(fù)后正的效應(yīng)。技術(shù)效應(yīng)是指隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展對科技依賴強(qiáng)度的日益增強(qiáng),以及迅速增加的R&D投資促進(jìn)知識存量的逐步累積,從而產(chǎn)生內(nèi)生技術(shù)變化和誘導(dǎo)性技術(shù)變化,前者通過增加資源用途的多樣性,使人類能夠應(yīng)用更有效的手段大規(guī)模地開發(fā)利用自然資源和不斷開拓新的產(chǎn)業(yè)活動與消費(fèi)領(lǐng)域,導(dǎo)致人類對生態(tài)環(huán)境更全面的掠奪；后者則通過提高資源利用效率的方式,減少對自然資源的耗費(fèi),加快對稀缺資源的替代和清潔生產(chǎn)技術(shù)的開發(fā),進(jìn)而改善環(huán)境質(zhì)量。國內(nèi)外學(xué)者分別從不同的研究視角,對上述3種效應(yīng)的存在性與合理性進(jìn)行檢驗。Grossman和Krueger(1995)通過對66個國家1979—1990年14種空氣和水污染物排放量與人均GDP之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析指出,絕大多數(shù)國家的環(huán)境質(zhì)量隨人均收入水平的提高呈現(xiàn)先惡化后改善的特征。Stern(2002)采用非線性的污染物分解模型,通過對全球64個國家1973—1990年SO2排放的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大對全球SO2排放的增加表現(xiàn)出正效應(yīng),而科技進(jìn)步則表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)。Dinda(2004)通過分析已有文獻(xiàn)中關(guān)于環(huán)境庫茲涅茨曲線的理論依據(jù)和實證研究,認(rèn)為環(huán)境惡化存在多方面的原因,而經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動和科技進(jìn)步是其主要因素。于峰等(2006)基于Stern的模型,對我國1999—2004年SO2排放的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,認(rèn)為經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動加劇了我國二氧化硫排放,而環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新與推廣則降低了我國的環(huán)境污染。李國柱等(2007)借用Grossman的分解分析法,分別計算了經(jīng)濟(jì)增長對我國工業(yè)“三廢”的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)效應(yīng),提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對改善我國的環(huán)境質(zhì)量具有較大的潛力。

事實上,社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展還通過環(huán)境政策、社會生活以及對外貿(mào)易等傳遞作用,對環(huán)境質(zhì)量的變化產(chǎn)生較大的間接影響。對于環(huán)境政策效應(yīng),一方面從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來看,環(huán)境污染主要是由生產(chǎn)的外部不經(jīng)濟(jì)性所造成的,即生產(chǎn)企業(yè)沒有將生產(chǎn)過程中排放的污染物對周邊環(huán)境的損害計入生產(chǎn)成本,而這一外部成本內(nèi)部化的過程,一般需要政府部門通過法律法規(guī)和環(huán)境政策工具強(qiáng)制企業(yè)執(zhí)行；另一方面從長遠(yuǎn)來看,隨著人們生活水平的日益提高,對美好的環(huán)境質(zhì)量需求將逐步取代傳統(tǒng)片面追求經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展思路,優(yōu)美的環(huán)境質(zhì)量將被視為一種奢侈型商品,以滿足人們的有效需求。環(huán)境政策制訂者也通過出臺各種有利于環(huán)境保護(hù)的政策法規(guī),維護(hù)人們的切身利益。就城市化水平而言,劉耀彬(2005)指出城市化作為社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然產(chǎn)物,通過人口快速增長、資源過量消耗與地域迅速擴(kuò)張等因素,對當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境產(chǎn)生顯著的脅迫作用。首先,大規(guī)模的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和高物耗、高污染型產(chǎn)業(yè)的迅速增長,以及交通運(yùn)輸流量的相應(yīng)增加,導(dǎo)致各種污染物的大量產(chǎn)生與排放；其次,由于一些城市的環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)不足,以及對相關(guān)環(huán)境政策法規(guī)執(zhí)行不力,導(dǎo)致大量的生產(chǎn)、生活廢棄物無法得以及時消除,并由于擴(kuò)散效應(yīng)與累積效應(yīng)而逐步演化為嚴(yán)重的城市環(huán)境問題。對于外商直接投資,依據(jù)“污染避難所”假說,不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的國家在環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的制訂上存在著差異,一般來說,發(fā)達(dá)國家制訂的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)普遍高于發(fā)展中國家,使得在環(huán)境要素的競爭上,發(fā)展中國家憑借其相對較低的環(huán)境門檻而具有一定的比較優(yōu)勢,這一現(xiàn)象引導(dǎo)著發(fā)達(dá)國家的污染密集型產(chǎn)業(yè)源源不斷地向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移,從而導(dǎo)致當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量的逐步惡化。張曉(1999)通過對我國 1978—1997年宏觀經(jīng)濟(jì)增長和主要污染物排放情況進(jìn)行比較分析,認(rèn)為這一期間我國的環(huán)境政策比較成功地抑制了經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展所導(dǎo)致的環(huán)境問題。楊海生等(2005)選取我國1990—2002年30個省市外商直接投資與各種污染物排放量的面板數(shù)據(jù),探討了FDI對我國環(huán)境庫茲涅茨曲線(ECK)的影響,結(jié)果表明FDI與污染物排放之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。趙海霞等(2006)通過構(gòu)建環(huán)境污染排放經(jīng)濟(jì)計量綜合分析模型,分析導(dǎo)致江蘇省環(huán)境惡化的主要經(jīng)濟(jì)原因,結(jié)果表明快速的城市化進(jìn)程是導(dǎo)致污染物排放增加的主要因素之一。張衛(wèi)東等(2007)采用對比組的VAR模型分析我國環(huán)境政策對經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染動態(tài)關(guān)系的影響,得出與張曉(1999)相反的結(jié)論,其結(jié)果表明由于我國環(huán)境政策沒有得到充分的執(zhí)行,環(huán)境政策的實施并沒有明顯改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的負(fù)面影響。

綜觀現(xiàn)有的環(huán)境經(jīng)濟(jì)實證研究相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn),目前研究者較集中于探索區(qū)域經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素變動對當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量的動態(tài)影響,而對環(huán)境政策、城市化水平、FDI等間接因素的影響分析則相對較少；其次,大多的實證分析均選取單一或多個污染物排放指標(biāo)來衡量環(huán)境污染水平,對環(huán)境質(zhì)量的整體變化趨勢考察較少,但考慮到環(huán)境污染狀況是一個綜合的、整體的概念,是各種污染物排放量的動態(tài)組合,因此在分析區(qū)域環(huán)境污染水平時,應(yīng)綜合考慮各種污染物的動態(tài)變化特征。鑒于以上兩方面因素,本文基于1986—2007年我國“三廢”排放量基礎(chǔ)數(shù)據(jù),測度該時期內(nèi)歷年環(huán)境污染綜合指數(shù)(AIEP),并嘗試采用基于VEC模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù),分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、城市化水平與外商直接投資等因素對環(huán)境污染綜合指數(shù)的影響機(jī)理及其在時序維度上的動態(tài)特征。文章結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分測度我國1986—2007年環(huán)境污染綜合指數(shù)；第三部分簡要描述本文采用的研究方法與所涉及數(shù)據(jù)的來源；第四部分通過構(gòu)建環(huán)境——經(jīng)濟(jì)綜合評價模型,詳細(xì)分析上述4個變量對我國環(huán)境污染水平的動態(tài)沖擊過程；第五部分對全文進(jìn)行總結(jié),并提出相應(yīng)的政策建議。

二、環(huán)境污染綜合指數(shù)呈現(xiàn)U型特征

(一)指標(biāo)選取

環(huán)境污染水平的度量主要包括污染物排放總量與污染物排放強(qiáng)度(單位產(chǎn)值污染物排放量)兩類指標(biāo)。鑒于本文的主要目的是考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境污染總體水平的影響,此處采用“三廢”排放總量指標(biāo)對環(huán)境污染綜合指數(shù)進(jìn)行度量。同時,考慮到廢水排放主要來源于工業(yè)生產(chǎn)與生活兩部分,且生活廢水排放日益增多的事實,而廢氣和固體廢棄物則主要源于工業(yè)生產(chǎn),因此,本文選取中國1986—2007年廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放量及工業(yè)固體廢棄物排放量3個指標(biāo)來測度我國歷年環(huán)境污染綜合指數(shù)。其中,各種污染物排放總量數(shù)據(jù)均摘自對應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國環(huán)境狀況公報》(1989—2007)。然而,由于《中國統(tǒng)計年鑒》中1986—1994年的“三廢”排放總量未包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)數(shù)據(jù),導(dǎo)致其與1995年以后的統(tǒng)計口徑不一致,因此需作相應(yīng)調(diào)整。①

(二)環(huán)境污染綜合指數(shù)的計算

首先,采用式(1)對各種污染物排放總量的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理:

其中,i為年份,V′i為標(biāo)準(zhǔn)化后的賦值,V i為各污染物當(dāng)年的排放量值,Vmax為各污染物排放量的最大值,Vmin為各污染物排放量的最小值。

其次,采用層次分析方法確定各種污染物在計算環(huán)境污染綜合指數(shù)過程中所占的權(quán)重?；贛ATLAB軟件對判斷矩陣進(jìn)行處理,得到廢水、廢氣與固體廢棄物的權(quán)重分別為0.40、0.36與0.24。

最后,根據(jù)式(2)對歷年的環(huán)境污染綜合指數(shù)進(jìn)行計算:

其中,Yi為第i年的環(huán)境污染綜合指數(shù),j代表污染物種類,Yji為第i年第j種污染物排放量的標(biāo)準(zhǔn)化值,Wj為第j種污染物的權(quán)重值。結(jié)果如圖1所示。

圖1 中國1986-2007年環(huán)境污染綜合指數(shù)變化趨勢示意圖

圖1顯示,1986—2007年期間,我國環(huán)境污染綜合指數(shù)總體呈現(xiàn)U型特征。其中,1986—1991年期間,我國環(huán)境污染綜合指數(shù)總體上呈現(xiàn)下降趨勢；1992—1999年期間,除了1998年環(huán)境污染綜合指數(shù)增長較快以外,其余各年份的變化均比較平穩(wěn),且總體上呈現(xiàn)緩慢上升勢頭；但自2000年開始,環(huán)境污染綜合指數(shù)開始迅速飆升。

三、分析方法及數(shù)據(jù)獲取

(一)協(xié)整與廣義脈沖相應(yīng)函數(shù)

依據(jù)Engle和Grange的協(xié)整方法,如果兩個或多個非平穩(wěn)變量的某種線性組合平穩(wěn),則變量之間存在長期均衡關(guān)系。但通過其協(xié)整方程,無法考察變量間短期波動的相互影響及其如何向長期均衡調(diào)整,而建立向量誤差修正模型(VECM)可以有效解決這一問題。Engle和Grange(1978)闡明如果一組變量存在協(xié)整關(guān)系,通常也存在相對應(yīng)的向量誤差修正方程,其表示因變量的變化量是其他自變量的變化量與長期均衡偏離量(用誤差修正項表示)的函數(shù)。因此,VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR模型,其中,非差分序列通過向量誤差修正項被引入到一次差分的VAR系統(tǒng)中,它同時考察變量之間的長期均衡和短期波動。本文是包含5個變量的VAR系統(tǒng),如果各變量原水平非平穩(wěn)但其某種線性組合平穩(wěn),則可建立VEC模型如下:

其中,每個方程為一個誤差修正模型。y t=(AIEP,IND3,EP,URB,FDI)′,ecmt-1=βy t-1為誤差修正項,反映變量之間的長期均衡關(guān)系,β表示協(xié)整向量的參數(shù)矩陣,當(dāng)系數(shù)向量δ反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時,將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度。Δ是一階差分算子,α是常數(shù)項,k是VEC模型的最佳滯后項,εt表示白噪聲殘差序列。VEC模型僅能考察樣本期內(nèi)自變量對因變量的作用力,無法探究各自變量對因變量的動態(tài)作用過程以及這種作用力是否長期有效,而脈沖響應(yīng)函數(shù)為解決這一問題提供了途徑。

脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function)是考察系統(tǒng)內(nèi)每個變量對其他變量的沖擊反應(yīng),它計算了在初期給某一變量一個沖擊時,系統(tǒng)內(nèi)所有內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值對這一沖擊的反應(yīng)度。但由于該函數(shù)正交化變換的結(jié)果嚴(yán)重依賴于各變量的順序,因此,本文采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)考察一個變量的沖擊怎樣影響其他變量以及這一影響力的持續(xù)時間。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)由Koop(1996)等提出,后經(jīng)Pesaran和Shin(1998)進(jìn)行了拓展研究。在對VAR模型進(jìn)行必要的數(shù)學(xué)變換后,Pesaran和Shin將廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)定義為:

其中,δj代表來自第j個變量的沖擊,n是該沖擊響應(yīng)時期數(shù),而Ωt-1則代表該沖擊發(fā)生時所有可獲得的信息集。令δj等于一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊,得出解析結(jié)論為:

其中,ej是單位向量,表示t時刻給第j個變量一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊,對y在t+n時刻的影響期望值。

(二)數(shù)據(jù)來源

考慮到與上述環(huán)境污染綜合指數(shù)的分析時期相對應(yīng),各組數(shù)據(jù)的時間跨度均為1986—2007年。其中,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IND3)用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來表示；環(huán)境政策(EP)用消除了通貨膨脹因素的工業(yè)污染治理項目當(dāng)年完成投資總額進(jìn)行度量；外商直接投資(FDI)用消除了通貨膨脹因素的實際使用外資額進(jìn)行度量；而城市化水平(URB)用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎剡M(jìn)行測度。以上所有基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來自于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》,所有涉及產(chǎn)值的數(shù)據(jù)均以1978年為基期進(jìn)行了指數(shù)平減。

四、誤差修正模型構(gòu)建與廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果分析

(一)誤差修正模型的構(gòu)建

考慮到對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理容易得到平穩(wěn)序列,而且并不改變時序數(shù)據(jù)的特征,本文實際分析時均采用各變量的對數(shù)值。由于VEC模型要求所有變量之間具有長期協(xié)整關(guān)系,而協(xié)整關(guān)系成立的前提是要求所有變量的時間序列具有相同平穩(wěn)階數(shù)。本文首先采用Augmented Dickey–Fuller(ADF)方法對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。結(jié)果顯示:在5%的顯著性水平下,環(huán)境污染綜合指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、城市化水平和外商直接投資序列均為一階單整序列。其次,運(yùn)用Johansen方法對上述4個變量與環(huán)境污染綜合指數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗。結(jié)果表明:在5%的顯著性水平下,4個指標(biāo)與環(huán)境污染綜合指數(shù)之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系,滿足VEC模型建立的前提條件。由此,構(gòu)建上述五個變量的VEC模型,鑒于本文的研究目的,此處僅描述環(huán)境污染指數(shù)的向量誤差修正模型,方程如下:

其中,括號內(nèi)為相應(yīng)變量參數(shù)的t統(tǒng)計量。首先,在誤差修正項(Ecm)中所有變量的t統(tǒng)計量都顯著,②即每個自變量對因變量都有較強(qiáng)的解釋力。同時,在誤差修正模型中,誤差修正項的t統(tǒng)計量也顯著,且系數(shù)為-0.59,即長期來講,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、外商直接投資和城市化水平是影響環(huán)境污染綜合指數(shù)的重要原因,且環(huán)境污染綜合指數(shù)以59%的速度調(diào)整前一期指數(shù)值對長期均衡值的偏離；并由誤差修正項方程中各自變量系數(shù)的符號可以看出,在各變量的長期作用下,第三產(chǎn)業(yè)比重的增加和環(huán)境政策的實施改善了環(huán)境質(zhì)量,而外商直接投資的增加和城市化水平的提高卻使環(huán)境質(zhì)量日趨惡化。其次,在誤差修正模型中,除誤差修正項和環(huán)境政策兩個變量之外,其他自變量短期變動的t統(tǒng)計量都不顯著。即表明短期內(nèi),環(huán)境污染綜合指數(shù)、外商直接投資、第三產(chǎn)業(yè)比重以及城市化水平4個變量的變動滯后項,對環(huán)境污染綜合指數(shù)即期的變動不存在明顯的因果關(guān)系,且模型中假設(shè)的變量對環(huán)境污染綜合指數(shù)的變動影響較弱。但由于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析是基于長期因果關(guān)系,因此,短期因果關(guān)系的缺失不會對其分析結(jié)果造成影響。

圖2 環(huán)境污染綜合指數(shù)對其他變量一個標(biāo)準(zhǔn)差的廣義脈沖響應(yīng)

(二)廣義脈沖響應(yīng)分析

在此基礎(chǔ)上,運(yùn)用GIRF方法考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、城市化水平和外商直接投資與環(huán)境污染綜合指數(shù)之間的沖擊響應(yīng)關(guān)系。與VAR系統(tǒng)相似,5變量的VEC系統(tǒng)可以產(chǎn)生25個脈沖軌跡,但考慮到本文的主要目的是考察環(huán)境污染綜合指數(shù)對其他4個變量的沖擊響應(yīng)。因此,圖2僅描述了環(huán)境污染綜合指數(shù)對其他4個變量一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后的響應(yīng)軌跡。其中,沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差由Monte Carlo方法得到,同時為了考察各變量對環(huán)境質(zhì)量的長期影響,沖擊響應(yīng)期設(shè)置為60。

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染綜合指數(shù)

圖2顯示,在整個沖擊響應(yīng)期內(nèi),AIEP對當(dāng)期IND3一個單位沖擊的平均響應(yīng)值-4.44%,③在前10期呈現(xiàn)單調(diào)遞增的趨勢,隨后穩(wěn)定于某一固定效應(yīng)。具體分時段來看,AIEP對IND3沖擊的當(dāng)期響應(yīng)值為-1.71%,隨后迅速增加到-3.88%(第 4期),然后開始緩慢增加,到第25期增至最大值-4.61%,隨后緩慢下降并趨于-4.44%。這一沖擊響應(yīng)過程說明:環(huán)境污染綜合指數(shù)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)為負(fù),且表現(xiàn)出可持續(xù)的特征,即國民經(jīng)濟(jì)中第三產(chǎn)業(yè)比重的增加有利于改善我國環(huán)境質(zhì)量,且該作用長期有效。究其原因發(fā)現(xiàn):在我國,第三產(chǎn)業(yè)主要包括流通部門、為生產(chǎn)和生活服務(wù)的部門、為提高科學(xué)文化水平和居民素質(zhì)服務(wù)的部門,其中,僅有交通運(yùn)輸、餐飲兩大行業(yè)污染物產(chǎn)生量相對較高。然而,在整個分析期內(nèi),上述兩大行業(yè)所占第三產(chǎn)業(yè)的比重有所降低或變化微弱,其中,交通運(yùn)輸、倉儲和郵政行業(yè)的比重由1986年的16.7%降低到2007年的14.6%,住宿和餐飲業(yè)的比重由1986年的5.5%微增到2007年的5.7%,而其他污染強(qiáng)度較小的行業(yè)(如旅游、金融保險、房地產(chǎn)等)所占第三產(chǎn)業(yè)比重都有了不同程度的增加。因此,第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中比重的增加將有利于降低我國的環(huán)境污染綜合指數(shù)。

2.環(huán)境政策與環(huán)境污染綜合指數(shù)

圖2顯示,在整個沖擊響應(yīng)期內(nèi),AIEP對當(dāng)期EP一個單位沖擊的平均響應(yīng)值為-3.86%。具體分時段來看,AIEP對EP沖擊的當(dāng)期響應(yīng)值為0.78%,隨后迅速增加,到第2期達(dá)到其正的最大值2.65%,然后開始急劇下降,到第6期降至0左右。此后環(huán)境政策開始發(fā)揮作用,響應(yīng)值從第7期的-0.57%平穩(wěn)上升到第35期的最大值-5.0%,最后穩(wěn)定于這一水平。該沖擊響應(yīng)過程說明:環(huán)境污染綜合指數(shù)對環(huán)境政策一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)總體為負(fù),且表現(xiàn)出可持續(xù)的特征,即我國環(huán)境政策的實施有利于環(huán)境質(zhì)量的改善,且該作用長期有效,但存在明顯的時滯效應(yīng)。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可以解釋為:首先,雖然我國在20世紀(jì)90年代已經(jīng)制訂了相對完備的環(huán)境法律法規(guī)體系,也出臺了較為密集的污染減排政策,但由于一些地方政府受到經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)使,為了獲取較高的GDP增長而不惜以犧牲環(huán)境為代價,對污染減排政策的執(zhí)行缺乏足夠的力度；其次,由于缺乏有效的監(jiān)督機(jī)制與公眾參與機(jī)制,企業(yè)污染成本低于守法成本的現(xiàn)象仍普遍存在,從而導(dǎo)致增排、偷排等行為屢禁不止。然而,從2006年開始在全國范圍內(nèi)推行的節(jié)能減排工作,其政策執(zhí)行力度空前強(qiáng)大,已經(jīng)取得了促使我國主要污染物(SO2、COD)排放總量連續(xù)三年降低的豐碩成果,對遏制我國環(huán)境污染總體指數(shù)連續(xù)上升的勢頭起到了顯著的效果,對逐步提升我國環(huán)境質(zhì)量也將產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。

3.城市化水平與環(huán)境污染綜合指數(shù)

圖2顯示,在整個沖擊響應(yīng)期內(nèi),AIEP對當(dāng)期URB一個單位沖擊的平均響應(yīng)值為7.94%,在前41期呈現(xiàn)單調(diào)遞增的趨勢,隨后穩(wěn)定于某一固定效應(yīng)。具體分時段來看,AIEP對URB沖擊的當(dāng)期響應(yīng)值為-0.45%,隨后迅速增加,但隨著時間的延續(xù),增速放緩,到第41期增至最大值9.5%,隨后穩(wěn)定于這一水平。該沖擊響應(yīng)過程說明:環(huán)境污染綜合指數(shù)對城市化水平提升的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)為正,且表現(xiàn)出可持續(xù)的特征,即我國城市化水平的不斷提高將促進(jìn)環(huán)境污染的加劇,且這一作用具有長期性。分析其原因不難發(fā)現(xiàn),隨著我國大規(guī)模的農(nóng)村人口源源不斷地向城市集中,對城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、工業(yè)生產(chǎn)以及交通運(yùn)輸服務(wù)提出了更高的需求,而上述行業(yè)的發(fā)展不僅需要消耗大量的燃料和工業(yè)原料,釋放出很多熱能和工業(yè)污染物；同時城市土地的擴(kuò)張和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也會侵占大量的良田、林地、水域和濕地等生態(tài)用地,改變了生物環(huán)境的組成和結(jié)構(gòu),加速城市環(huán)境承載力的衰減。這兩者共同作用導(dǎo)致城市環(huán)境質(zhì)量的惡化(章泉,2009)。

4.外商直接投資與環(huán)境污染綜合指數(shù)

圖2顯示,在整個沖擊響應(yīng)期內(nèi),AIEP對當(dāng)期FDI一個單位沖擊的平均響應(yīng)值為8.64%,在前46期呈現(xiàn)單調(diào)遞增的趨勢,隨后穩(wěn)定于某一固定效應(yīng)。具體分時段來看,AIEP對FDI沖擊的當(dāng)期響應(yīng)值為2.26%,隨后迅速增加,但隨著時間的延續(xù),增速放緩,到第46期增至最大值9.30%,隨后穩(wěn)定于這一水平。該沖擊響應(yīng)過程說明:環(huán)境污染綜合指數(shù)對外商直接投資的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)為正,且表現(xiàn)出可持續(xù)的特征,即外商直接投資額的增加加劇了我國環(huán)境污染狀況的惡化,且這一作用長期有效。究其原因發(fā)現(xiàn):由于我國制訂的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家,引導(dǎo)超過其環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的污染企業(yè)紛紛來華投資,但從外商直接投資的行業(yè)構(gòu)成來看,投資額多集中于污染強(qiáng)度較大的各工業(yè)行業(yè)。2007年,我國僅制造行業(yè)的外商直接投資額就占全年FDI總量的55%。從工業(yè)生產(chǎn)過程來看,外商直接投資主要集中于資源消耗大、環(huán)境污染嚴(yán)重的生產(chǎn)與組裝環(huán)節(jié),但牢牢控制著研發(fā)等上游環(huán)節(jié)和產(chǎn)品營銷網(wǎng)絡(luò),在將自身打造為世界“大腦”的同時,也將以我國為首的發(fā)展中國家塑造成為全球“勤勞的雙手”與“污染避難所”。

五、結(jié)論及政策建議

本文在對已有研究進(jìn)行脈絡(luò)梳理的基礎(chǔ)上,著重分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、城市化水平與外商直接投資4個變量對我國環(huán)境污染水平的影響機(jī)理及其動態(tài)作用過程。首先,基于我國1986—2007年“三廢”排放量數(shù)據(jù),對該時期內(nèi)歷年的環(huán)境污染綜合指數(shù)進(jìn)行測度,結(jié)果顯示:在樣本期內(nèi),我國環(huán)境污染綜合指數(shù)呈現(xiàn)先下降后上升的U型特征。在此基礎(chǔ)上,采用基于VEC模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù),圍繞上述研究目的展開分析。誤差修正模型的結(jié)果顯示:長期來講,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、外商直接投資和城市化水平是影響環(huán)境污染綜合指數(shù)的重要原因；但短期來看,環(huán)境污染綜合指數(shù)的變動還受到本模型中未涉及的其他因素的影響。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果表明:城市化水平的提升、外商直接投資額的增加對我國的環(huán)境質(zhì)量改善具有長期而顯著的阻礙作用,而環(huán)境政策的實施及第三產(chǎn)業(yè)比重的提升則對降低環(huán)境污染綜合指數(shù)具有持續(xù)的積極意義。

基于上述分析不難發(fā)現(xiàn):由于當(dāng)前我國正處于向后工業(yè)化過渡階段,高速的經(jīng)濟(jì)增長與快速的城市化進(jìn)程是造成我國環(huán)境污染日益加劇的根本原因；環(huán)保政策的實施以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化雖然在一定程度上對我國環(huán)境質(zhì)量的改善產(chǎn)生了積極效果,但仍然無法徹底扭轉(zhuǎn)當(dāng)前環(huán)境經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的演化趨勢。因此,要實現(xiàn)我國環(huán)境經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展,本文提出如下對策措施:(1)進(jìn)一步強(qiáng)化污染減排政策。在我國“十一五”減排工作取得豐碩成果的基礎(chǔ)上,加大下一階段的污染減排力度,擴(kuò)展主要污染物范疇,增加NOx、氨氮、CO2等減排指標(biāo),使減排工作由主要污染物向全方位推廣。(2)繼續(xù)深入優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對污染物減排具有一定的滯后性,但其長期效應(yīng)不可低估。以國家《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指導(dǎo)目錄》、《十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃》等為指導(dǎo),積極發(fā)展污染強(qiáng)度較小的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè),并逐步淘汰、限制污染強(qiáng)度密集行業(yè)的發(fā)展。同時,設(shè)置較為嚴(yán)格的外商投資門檻,對外商投資及國外產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移持謹(jǐn)慎接納的態(tài)度,積極引導(dǎo)外資流向符合我國環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的行業(yè)。(3)降低城市化進(jìn)程的環(huán)境負(fù)面效應(yīng)。城市化是引領(lǐng)我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的重要引擎,也是資源消耗、環(huán)境污染的重要癥結(jié)所在。因此,需進(jìn)一步加強(qiáng)對城市的生態(tài)化管理,做好合理的建設(shè)、交通等規(guī)劃,杜絕其呈現(xiàn)無序擴(kuò)張狀態(tài)；同時,需不斷加強(qiáng)城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與環(huán)境管理能力建設(shè),確保污染減排工作得以有效地貫徹執(zhí)行。

注釋:

①具體方法如下:基于僅有的1985年、1989年和1994年3個年份鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)“三廢”排放量數(shù)據(jù),假設(shè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)歷年污染物排放量呈現(xiàn)同比例變化趨勢,1986-1988年對應(yīng)數(shù)據(jù)分別按1985-1989年年均增長率估算；同理,1990-1993年對應(yīng)數(shù)據(jù)分別按1989-1994年年均增長率估算。其中1985年、1989年和1994年3個年份鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)“三廢”排放量數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《全國鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)污染源調(diào)查公報》。

②此處的顯著性水平為10%。

③響應(yīng)值前面的負(fù)號僅表示對應(yīng)變量對環(huán)境污染綜合指數(shù)的升高存在負(fù)效應(yīng),不影響對響應(yīng)值大小的判斷。

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