中國(guó)工業(yè)行業(yè)技術(shù)變化的環(huán)境效應(yīng)研究

韋 燕 生,敖 榮 軍,成 艾 華

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北武漢 430060;2.華中師范大學(xué)可持續(xù)發(fā)展研究中心,湖北武漢 430079;3.中南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北武漢 430074）

中國(guó)工業(yè)行業(yè)技術(shù)變化的環(huán)境效應(yīng)研究

韋 燕 生1,敖 榮 軍2＊,成 艾 華3

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北武漢 430060;2.華中師范大學(xué)可持續(xù)發(fā)展研究中心,湖北武漢 430079;3.中南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北武漢 430074）

基于2001-2008年中國(guó)內(nèi)地36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù),分別以全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率為衡量技術(shù)變化水平的指標(biāo),以污染排放指數(shù)為衡量排污水平的指標(biāo),對(duì)技術(shù)變化的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行了計(jì)量分析。結(jié)果表明,2001年以來(lái)工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步起到了促進(jìn)污染排放下降的效果,但是技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率卻具有促進(jìn)污染排放增加的效果。研究認(rèn)為,我國(guó)工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步已經(jīng)凸顯環(huán)境友好型特征,而在現(xiàn)有技術(shù)條件下,工業(yè)行業(yè)應(yīng)該謹(jǐn)慎的優(yōu)化組合生產(chǎn)要素,實(shí)施環(huán)境友好型生產(chǎn)方式,以實(shí)現(xiàn)技術(shù)效率和環(huán)境質(zhì)量的雙贏。

技術(shù)變化;環(huán)境效應(yīng);全要素生產(chǎn)率;技術(shù)進(jìn)步;技術(shù)效率

0 引言

20世紀(jì)90年代以來(lái),環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)和環(huán)境政策研究日益集中于與技術(shù)變化有關(guān)的問(wèn)題[1],但是,對(duì)技術(shù)變化的環(huán)境后果的專門(mén)研究并不多,相關(guān)的實(shí)證研究主要在兩個(gè)框架下展開(kāi),一是70年代初期研究者在探討人口增長(zhǎng)的環(huán)境效應(yīng)時(shí)提出的模型[2],二是90年代初期研究者在探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系時(shí)提出的假說(shuō)[3]。

模型以非常簡(jiǎn)單的形式明確了環(huán)境變化與其驅(qū)動(dòng)因素間的數(shù)量關(guān)系[2]。20世紀(jì)90年代后,基于該模型框架的實(shí)證分析大量涌現(xiàn),有些研究涉及對(duì)技術(shù)變化的環(huán)境效應(yīng)的探討。Dietz等[4]以回歸殘差項(xiàng)的反對(duì)數(shù)值反映技術(shù)的影響,通過(guò)對(duì)1989年111個(gè)國(guó)家的實(shí)證分析,揭示了技術(shù)變化增加CO2排放的效果。Shi[5]以制造業(yè)和服務(wù)業(yè)產(chǎn)出占 GDP比重作為技術(shù)變化指標(biāo),對(duì)1975-1996年93個(gè)國(guó)家進(jìn)行了實(shí)證分析,認(rèn)為制造業(yè)產(chǎn)出占 GDP比重對(duì)CO2排放量構(gòu)成正向影響,服務(wù)業(yè)比重則為負(fù)向影響。Hamilton等[6]對(duì)影響 1982-1997年 OECD國(guó)家CO2排放量的因素進(jìn)行了算術(shù)分解,揭示了能源利用效率的提高促進(jìn)CO2排放量下降的效應(yīng)。

Grossman等[3]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通過(guò)規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)影響環(huán)境質(zhì)量,二者之間的動(dòng)態(tài)變化呈現(xiàn)出一個(gè)倒U型曲線(EKC）。20世紀(jì)90年代中期以后,檢驗(yàn) EKC假說(shuō)的實(shí)證研究大量涌現(xiàn),有些研究將技術(shù)變化作為控制變量引入模型,檢驗(yàn)了技術(shù)變化的環(huán)境后果。Shafik等[7]將時(shí)間趨勢(shì)作為技術(shù)的替代變量,認(rèn)為技術(shù)變化與大多數(shù)污染物的排放量之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)。之后許多研究沿用了他們的方法,把時(shí)間趨勢(shì)作為反映技術(shù)變化的替代變量,得出的結(jié)論也不盡一致[8-10]。M anagi[11]引入環(huán)境技術(shù)進(jìn)步,認(rèn)為環(huán)境技術(shù)進(jìn)步降低了1970-1990年美國(guó)的農(nóng)業(yè)污染排放。Levinson[12]通過(guò)將污染排放量分解為行業(yè)的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),揭示了技術(shù)變化對(duì)美國(guó)制造業(yè)污染排放的削減效應(yīng)。彭水軍等[13]把“與環(huán)境相關(guān)的科研課題經(jīng)費(fèi)投入”和“政府財(cái)政科研支出”作為技術(shù)變化變量,揭示了技術(shù)導(dǎo)致我國(guó)污染排放增加的效果。

總之,當(dāng)前的實(shí)證研究對(duì)象主要是發(fā)達(dá)國(guó)家,針對(duì)發(fā)展中國(guó)家尤其是中國(guó)的實(shí)證研究非常有限。另外,研究者關(guān)于技術(shù)變化究竟起到了改善還是惡化環(huán)境作用的認(rèn)識(shí)并不一致,其主要原因在于在選擇反映相關(guān)變量的量化指標(biāo)方面存在明顯的不足。

第一,在技術(shù)變化的量化指標(biāo)選取方面,缺乏更為科學(xué)地從總體上衡量技術(shù)變化的指標(biāo)。以時(shí)間趨勢(shì)反映技術(shù)變化很牽強(qiáng),因?yàn)闀r(shí)間趨勢(shì)不僅反映了技術(shù)變化,還可能包括經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化以及其他所有未引入模型的社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量的動(dòng)態(tài)變化?？蒲型度胱鳛榧夹g(shù)變化的量化指標(biāo),間接性太強(qiáng),因?yàn)榭蒲型度氩⒉灰馕吨嗟难邪l(fā)產(chǎn)出,研發(fā)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的作用可能并不是直接的。能源利用效率并不是技術(shù)變化本身,只是技術(shù)變化的結(jié)果。采用這項(xiàng)指標(biāo)的隱含假設(shè)是,能源利用效率提高僅僅是技術(shù)變化的結(jié)果,并且技術(shù)變化必然導(dǎo)致能源利用效率提高。顯然,這種假設(shè)是不可靠的。首先,效率提高不僅是技術(shù)變化帶來(lái)的,還可能是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)觀念轉(zhuǎn)變等的結(jié)果;其次,大量研究已經(jīng)驗(yàn)證了技術(shù)變化并不必然導(dǎo)致能源利用效率提高。Jo rgenson等[14]揭示技術(shù)變化導(dǎo)致1958-1974年美國(guó)單位產(chǎn)出的能耗逐年增加。Fisher-Vanden等[15]則認(rèn)為如果技術(shù)變化是傾向于提高產(chǎn)品質(zhì)量和增加產(chǎn)品品種,就會(huì)導(dǎo)致更高的能源消耗而不是更高的能源利用效率。

第二,在環(huán)境質(zhì)量的量化指標(biāo)選取方面,缺乏從總體上反映排污水平的指標(biāo)。以各類污染物的排放量反映排污水平,首先直接導(dǎo)致了不同的結(jié)論,因?yàn)榧夹g(shù)變化對(duì)不同污染物排放量的影響是不同的;其次不可能揭示技術(shù)變化對(duì)地區(qū)或行業(yè)總體排污水平的影響方向。其原因在于:技術(shù)變化具有替代效應(yīng),新技術(shù)經(jīng)常會(huì)減低某些污染物的排放量,同時(shí)增加其他污染物的排放量;技術(shù)變化還可能轉(zhuǎn)移污染。因此,即使技術(shù)變化導(dǎo)致某類污染物排放量的減少,地區(qū)或行業(yè)總體排污水平仍然可能是增加的。

基于以上分析,本文以2001-2008年我國(guó)內(nèi)地工業(yè)細(xì)分行業(yè)為樣本,分別以全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率為衡量技術(shù)變化水平的指標(biāo),以污染排放指數(shù)為衡量排污水平的指標(biāo),實(shí)證分析中國(guó)工業(yè)行業(yè)技術(shù)變化的環(huán)境效應(yīng)。研究結(jié)果不僅可充實(shí)對(duì)技術(shù)進(jìn)步與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的研究,而且可為決策者確定調(diào)控技術(shù)進(jìn)步方向的政策提供客觀依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)處理

1.1 實(shí)證模型與變量說(shuō)明

本文實(shí)證分析數(shù)據(jù)采用同時(shí)包括截面數(shù)據(jù)(工業(yè)細(xì)分行業(yè)）和時(shí)序數(shù)據(jù)的面板數(shù)據(jù)(panel data）。以工業(yè)細(xì)分行業(yè)的總體排污水平為因變量,以工業(yè)細(xì)分行業(yè)的總體技術(shù)變化水平為自變量,采用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)工業(yè)行業(yè)技術(shù)變化的污染排放效應(yīng)進(jìn)行計(jì)量分析。為了控制行業(yè)規(guī)模對(duì)模型估計(jì)的影響,向模型中引入工業(yè)總產(chǎn)值和企業(yè)單位數(shù)兩個(gè)控制變量。采用的回歸模型如下:

其中,P代表排污水平,T代表技術(shù)變化水平,GIP代表工業(yè)總產(chǎn)值(萬(wàn)元）,UNIT代表企業(yè)單位個(gè)數(shù),μ代表對(duì)污染排放的隨機(jī)擾動(dòng)(假設(shè)與其它變量不相關(guān)）,j代表工業(yè)細(xì)分行業(yè)類型,t代表年份。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理方法

截面數(shù)據(jù)涉及工業(yè)細(xì)分行業(yè)的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)和排污量指標(biāo),相關(guān)數(shù)據(jù)均取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。2002年前的統(tǒng)計(jì)年鑒在統(tǒng)計(jì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)時(shí)對(duì)工業(yè)細(xì)分行業(yè)的劃分與統(tǒng)計(jì)排污量時(shí)的劃分不一致,為了確保面板數(shù)據(jù)平衡及足夠大的樣本量,實(shí)證分析的起始期為2001年,截面數(shù)據(jù)采用36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)。另外,需說(shuō)明的是,《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》在統(tǒng)計(jì)工業(yè)細(xì)分行業(yè)的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)時(shí)所指的工業(yè)是“國(guó)有及規(guī)模以上國(guó)有工業(yè)企業(yè)”(2001—2006年）和“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)”(2007年和2008年）,而在統(tǒng)計(jì)工業(yè)細(xì)分行業(yè)排污量時(shí)所指的工業(yè)是“全部工業(yè)”。二者的不一致無(wú)法處理,在一定程度上會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)果帶來(lái)一定的影響。

為了揭示行業(yè)總體技術(shù)變化水平而不僅僅是治污技術(shù)或能源利用效率的污染排放效應(yīng),采用全要素生產(chǎn)率(TFP）作為工業(yè)細(xì)分行業(yè)技術(shù)水平的量化指標(biāo)。20世紀(jì)90年代國(guó)際上流行的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法是一種有效測(cè)算全要素生產(chǎn)率的非參數(shù)方法。本文把我國(guó)36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)作為決策單元,采用產(chǎn)出導(dǎo)向的DEA方法,運(yùn)用DEAP2.1軟件,分別對(duì)我國(guó)2001-2008年36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析整理,得到各細(xì)分行業(yè) TFP逐年的M almquist生產(chǎn)率指數(shù),并將其分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和技術(shù)效率變化指數(shù)。DEA分析法以決策單元的投入產(chǎn)出資料為衡量要素,投入項(xiàng)和產(chǎn)出項(xiàng)之間具有正相關(guān)性是DEA模型的一個(gè)假設(shè)前提?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性,選用3個(gè)投入指標(biāo):固定資產(chǎn)凈值年均余額和流動(dòng)資產(chǎn)年均余額、從業(yè)人員年平均人數(shù)以及2個(gè)產(chǎn)出指標(biāo):工業(yè)總產(chǎn)值、產(chǎn)品銷售收入。表1列出了2001-2008年我國(guó)36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)的技術(shù)變化情況,限于篇幅,僅列出了各行業(yè)2001-2008年技術(shù)變化的平均值,省略了逐年的結(jié)果。

為了反映工業(yè)行業(yè)的總體排污水平,本文構(gòu)建了“污染排放指數(shù)”。計(jì)算公式如下:

其中,PI表示污染排放指數(shù);X表示污染物排放量(萬(wàn)t）;i表示污染物種類,根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》對(duì)工業(yè)污染物種類的劃分,i=5(包括廢水、二氧化硫、煙塵、粉塵和固體廢棄物）;j=36(代表36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)）;t代表年份。污染排放指數(shù)是一個(gè)相對(duì)指標(biāo),將其作為橫向比較行業(yè)間排污水平和縱向分析排污水平動(dòng)態(tài)變化的標(biāo)準(zhǔn)更有意義。指數(shù)值越大,說(shuō)明總體排污水平越高。表2列出了2001-2008年36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)的污染排放指數(shù)。

表1 2001-2008年36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)Malmquist指數(shù)及其分解Table 1 Malmquist index and its compositions of 36 industry sub-sectors,2001-2008

表2 2001-2008年36個(gè)工業(yè)細(xì)分行業(yè)污染排放指數(shù)Table 2 The pollution em ission index of 36 industry sub-sectors,2001-2008

2 模型估計(jì)與結(jié)果分析

以技術(shù)變化(包括全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率變動(dòng)指數(shù)）、工業(yè)總產(chǎn)值對(duì)數(shù)和工業(yè)企業(yè)單位個(gè)數(shù)對(duì)數(shù)為自變量,以污染排放指數(shù)為因變量,運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)技術(shù)變化的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)?？紤]到自變量之間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題,采用兩階段最小二乘法(2SLS）估計(jì)模型,選取工業(yè)總產(chǎn)值為橫截面工具變量。根據(jù) Hausman檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)的結(jié)果,模型均采用個(gè)體和時(shí)點(diǎn)雙固定效應(yīng)模型。

由于采用的面板數(shù)據(jù)截面數(shù)(36個(gè)行業(yè)）遠(yuǎn)大于時(shí)期數(shù)(8個(gè)）,為了避免不同行業(yè)樣本截面異方差問(wèn)題對(duì)估計(jì)有效性的影響,所有模型均采用截面加權(quán)回歸法(cross-section weights）消除截面異方差問(wèn)題。采用橫截面加權(quán)面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤(PCSE,Panel Corrected Standard Errors）方法計(jì)算參數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤,并以此計(jì)算回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量。另外,根據(jù)估計(jì)結(jié)果的D.W.統(tǒng)計(jì)值判斷回歸殘差是否存在序列自相關(guān)問(wèn)題,并相應(yīng)在估計(jì)方程中加入AR項(xiàng),以消除序列自相關(guān)現(xiàn)象。表3為回歸結(jié)果。

表3 技術(shù)變化對(duì)排污指數(shù)影響的回歸檢驗(yàn)Table 3 The effects of technological change on the environment

模型Ⅰ、Ⅱ和Ⅲ的因變量分別是全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和技術(shù)效率變化指數(shù)。所有模型的判決系數(shù)均在0.9以上,表明模型的擬合效果非常好,可以解釋該期間工業(yè)污染排放水平變化原因的90%以上。所有回歸系數(shù)均通過(guò)了t檢驗(yàn),且t統(tǒng)計(jì)量都在1%水平顯著,說(shuō)明每個(gè)自變量對(duì)污染排放水平的影響都非常顯著。

模型Ⅰ的結(jié)果表明,在控制了工業(yè)生產(chǎn)總值和企業(yè)單位數(shù)后,全要素生產(chǎn)率指數(shù)與污染排放指數(shù)呈顯著的正相關(guān),前者每提高1%,污染排放指數(shù)將增加0.0308。這說(shuō)明,2001年以來(lái)我國(guó)工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)具有增加污染物排放的效果。模型Ⅱ的結(jié)果表明,技術(shù)進(jìn)步指數(shù)與污染排放指數(shù)呈顯著的負(fù)相關(guān),前者每提高1%,污染排放指數(shù)將下降0.0226。技術(shù)進(jìn)步是指科學(xué)發(fā)現(xiàn)、發(fā)明、革新及技術(shù)的傳播、擴(kuò)散等,反映了新技術(shù)的運(yùn)用效果。因此,可以說(shuō),2001年以來(lái)新技術(shù)在工業(yè)行業(yè)的應(yīng)用起到了削減污染物排放的效果。模型Ⅲ的結(jié)果表明,技術(shù)效率指數(shù)與污染排放指數(shù)呈顯著的正相關(guān),前者每提高1%,污染排放指數(shù)將增加0.0287。技術(shù)效率描述的是現(xiàn)有技術(shù)水平下,生產(chǎn)者通過(guò)優(yōu)化生產(chǎn)要素組合而獲得最大產(chǎn)出的能力,反映了現(xiàn)有技術(shù)的發(fā)揮程度。因此,可以說(shuō),2001年以來(lái)工業(yè)行業(yè)在利用現(xiàn)有技術(shù)提高生產(chǎn)率的過(guò)程中,推動(dòng)了污染排放的增加。

綜上可以判斷,20世紀(jì)以來(lái),我國(guó)工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步方向已經(jīng)出現(xiàn)了較為顯著的變化,新技術(shù)應(yīng)用不僅提高了工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率,而且成為削減污染排放的推動(dòng)因素。但是,由于發(fā)揮現(xiàn)有技術(shù)仍是提高全要素生產(chǎn)率的重要途徑,其增加污染排放的效果抵消甚至超越了技術(shù)進(jìn)步對(duì)污染排放的削減效果,最終導(dǎo)致了全要素生產(chǎn)率與污染排放之間的正相關(guān)關(guān)系。

3 結(jié)語(yǔ)

我國(guó)工業(yè)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的方向已經(jīng)出現(xiàn)了較為顯著的環(huán)境友好型特征,新技術(shù)應(yīng)用不僅提升了全要素生產(chǎn)率,而且已經(jīng)成為推動(dòng)工業(yè)行業(yè)污染排放下降的因素。另一方面,在現(xiàn)有技術(shù)條件下,應(yīng)該謹(jǐn)慎的優(yōu)化組合生產(chǎn)要素,實(shí)施環(huán)境友好型生產(chǎn)方式,以實(shí)現(xiàn)技術(shù)效率和環(huán)境質(zhì)量的雙贏。評(píng)估當(dāng)前的環(huán)境和科技政策在引致環(huán)境友好型技術(shù)和生產(chǎn)方式等方面存在的不足,進(jìn)而制定更有利于推進(jìn)環(huán)境友好型技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境友好型生產(chǎn)方式變革的政策措施,是決策部門(mén)的當(dāng)務(wù)之急。

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Study on the Effect of Technological Change in Chinese Industry on the Environment

W EI Yan-sheng1,AO Rong-jun2,CHENG Ai-hua3
(1.CollegeofEconomics,ZhongnanUniversityofEconomicsandLaw,Wuhan 430060;2.ResearchCenterfortheSustainableDevelopment,CCNU,Wuhan 430079;3.EconomyCollegeofSouth-CentralUniversityforNationalities,Wuhan430074,China）

Based on the panel data composing of 36 industry sub-sectors from 2001 to 2008 inmainland China,the effectof technological change on the environment is econometrically analyzed in this paper,in w hich total facto r p roductivity,technical p rogress and technical efficiency are respectively taken as the indicator of technological change,and pollution emission index is taken as general levelof pollution emission from industry.The analysis reveals the effect on emission reduction by technical p rogress and the effecton emission increase by technical efficiency.Since the effectof technical efficiency surpasses that of technical p rogress on emission,the grow th of total factor p roductivity has been certain to increase pollute emission since 2001.The result imp lies that technical p rogressmade by Chinese industries has been characterized by environmental-friendliness.However,under the current level of technology,the facto rs of p roduction should be allocated perfectly and w isely to realize the environmentallyf riendly p roduction,w hich would guarantee the w in-win between technical efficiency and environmental quality.

technological change;effects on environment;total facto r p roductivity;technical p rogress;technical efficiency

X196

A

1672-0504(2010）05-0048-05

2010-05- 26;

2010-08-06

國(guó)家社會(huì)科學(xué)研究基金項(xiàng)目(08BM Z030）;教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(09YJC790112）

韋燕生(1973-）,女,博士研究生,從事人口、資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。＊通訊作者E-mail:rongjun8600@yahoo.com.cn