山東省經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結構變動的環(huán)境效應分析

劉 濤

(山東政法學院，山東濟南 250014)

一、引言

隨著中國經(jīng)濟增長步伐的不斷加快，資源過度消耗、環(huán)境污染問題日益嚴重。為緩解環(huán)境惡化與經(jīng)濟增長之間存在的矛盾，近十年來各省份不斷加強環(huán)境治理。通過對環(huán)境污染進行規(guī)制不僅可以改善地區(qū)居民生存環(huán)境，同時也可以對區(qū)域經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構變化產(chǎn)生積極的影響。國內外大量的理論探索和實證研究，揭示了環(huán)境污染與經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構之間的關系，如利用庫茲涅茲理論研究分析經(jīng)濟增長與環(huán)境變化之間的關系;采用實證分析方法比較分析行業(yè)間、地區(qū)間環(huán)境狀況改善對企業(yè)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)績效影響的研究;環(huán)境質量與外商直接投資、經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)成長等的相互影響研究，等等。這些研究成果對構建環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展的雙贏發(fā)揮了積極的推動作用。

根據(jù)產(chǎn)業(yè)理論，產(chǎn)業(yè)結構的實質是資源的轉換器，在利潤催動下各種要素都將變?yōu)楫a(chǎn)品，同時自然資源的耗費、環(huán)境狀況的惡化都必然對產(chǎn)業(yè)結構造成影響。上世紀90年代以來，山東省作為東部沿海省份經(jīng)濟發(fā)展迅速，經(jīng)濟總量始終保持快速增長。2013年山東省GDP達到5.46萬億元，環(huán)比增長速度達到9.5%。其中，第一二三產(chǎn)業(yè)增長率分別為9.2%、3.5%、12.1%。但是，由于工業(yè)發(fā)展帶來的資源耗費與環(huán)境惡化，使得經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出不可持續(xù)狀態(tài)。盡管1987－2013年間，山東省第二產(chǎn)業(yè)一直保持著較大的比重和較快的增長速度，但在理論研究者看來，第二產(chǎn)業(yè)的“單兵疾進”很可能是造成資源枯竭、環(huán)境破壞的主要部門。本文擬采用山東省1981－2013年污染物指標和人均GDP數(shù)據(jù)驗證環(huán)境庫茲涅茲曲線，同時運用計量方法，實證研究山東省產(chǎn)業(yè)結構與環(huán)境變化之間的互動關系，為政府部門構建環(huán)境與經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的協(xié)調共進機制提供理論參考。

二、理論與模型描述

(一)模型構建

按照倒U型EKC理論，本文分別考察了山東省廢水排放量、工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量、煙塵排放量、工業(yè)固體廢物的數(shù)據(jù)。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上看，所有指標的倒U型EKC特征并不明顯，其散點圖表現(xiàn)的形狀不太容易識別?？紤]圖形中可能存在拐點的情況以及Madhusudan提供的公式(張捷，2006)，本文運用二次函數(shù)和三次函數(shù)的簡化形式對模型進行試估計，將回歸模型設為:

式中，y為某種污染物的排放水平;x為人均GDP;α0、α1、α2、α3為回歸系數(shù);ε為隨機誤差項。

式(1)和式(2)所反映的經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系在如下情形可以歸納為:經(jīng)濟增長的同時環(huán)境趨于惡化;經(jīng)濟增長的同時實現(xiàn)了環(huán)境狀況的改善;經(jīng)濟增長與環(huán)境質量先負相關后正相關的關系，即“U”型關系;經(jīng)濟增長與環(huán)境質量之間存在著先正相關后負相關的關系，即“倒U”型關系;經(jīng)濟增長與環(huán)境質量之間存在“正相關－負相關－正相關”的關系，即“N”型關系;經(jīng)濟增長與環(huán)境質量之間存在“負相關－正相關－負相關”的關系，即“倒N”型關系;經(jīng)濟增長與環(huán)境之間沒有聯(lián)系。

(二)指標選取與數(shù)據(jù)來源

在以往的研究成果中，學者們通常用污染物排放量和污染排放密集程度作為描述環(huán)境狀況的指標，從數(shù)據(jù)的可得性角度考慮，本文選用污染物排放量(廢水、廢氣、固體廢物)作為評價指標;經(jīng)濟增長采用人均GDP指標，兼顧環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展中的人口因素，具體數(shù)據(jù)來源于歷年的《山東省統(tǒng)計年鑒》。

為了能客觀的從整體上把握山東省的經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關系，本文選取環(huán)境污染的3個主要影響指標，即工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣(本研究只計算二氧化硫、煙塵排放量)和工業(yè)固體廢物排放量構建綜合指數(shù)來描述環(huán)境污染水平，并采用無量綱方法進行同度量處理。

本文選用極差標準化方法進行數(shù)據(jù)處理，其公式為:

式中，i為年份;y't為標準化以后的數(shù)值;yi為工業(yè)三廢排放的原始值;ymin為工業(yè)三廢排放的最小值;ymax為工業(yè)排放的最大值。根據(jù)下列公式計算出山東省每年的環(huán)境污染指數(shù)Yi，計算公式為:

式中，PIi為第i年的綜合環(huán)境污染指數(shù);j代表污染物排放類型;y'ji為第i年第j種污染物排放量的權重值。由于廢水、廢氣和固廢對環(huán)境污染的污染程度不一，本文參考王西琴(2005)采用的層次分析方法計算各指標的權重，分別是0.27、0.41和0.32。最后計算出1981－2013年山東省環(huán)境污染指數(shù)，見表1。

表1 1981－2013年山東省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染水平

年份 人均GDP(元/人) 環(huán)境污染指數(shù) 年份 人均GDP(元/人)環(huán)境污染指數(shù)1993 3214 0.437 2010 41076 0.539 1994 4443 0.426 2011 47296 0.740 1995 5693 0.449 2012 52206 0.711 1996 6727 0.507 2013 56892 0.702 1997 7420 0.499

為檢驗山東省環(huán)境變化與工業(yè)化過程中產(chǎn)業(yè)結構變化之間的關系，我們考察兩個比率來檢驗山東省環(huán)境曲線是否與工業(yè)化進程中的產(chǎn)業(yè)結構有關。第一個比率是重工業(yè)總產(chǎn)值與輕工業(yè)總產(chǎn)值的比率，用ZQ表示;另一個是第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的比率用MS表示。如圖1、2所示，1981－2013年山東省人均GDP與ZQ比率呈“N”型關系，與MS比例的關系呈倒“S”關系。

圖1 1981－2013年山東省人均GDP與ZQ的關系

圖2 1981－2013年山東省人均GDP與MS的關系

三、實證檢驗

(一)山東省經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結構和環(huán)境概況

一般說來，重工業(yè)的污染排放量比輕工業(yè)的污染排放量大，在廢氣和廢水的排放上尤其如此。在20世紀80年代，山東省的輕工業(yè)所占比重較高。從90年代開始，重工業(yè)增長速度明顯加快，重工業(yè)比重于1991年超過輕工業(yè)后一直高于輕工業(yè)比重，特別是進入21世紀以來，山東重工業(yè)化的傾向更加明顯，2007年重工業(yè)比重高達65.07%，高出輕工業(yè)比重近30個百分點，山東省進入了重工業(yè)化為主導的新一輪增長周期。從經(jīng)驗上看，工業(yè)化的過程與環(huán)境污染存在必然聯(lián)系;從產(chǎn)業(yè)結構角度看，第二產(chǎn)業(yè)對環(huán)境的破壞通常遠遠超過第三產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)比率的上升，即MS比率上升會引起污染物排放量增加。長期以來，山東省的服務業(yè)比重一直偏低，第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)相比明顯滯后，從上世紀90年代初至2007年，第三產(chǎn)業(yè)占比僅上升了3個百分點;同一時期的第二產(chǎn)業(yè)則上升了接近12個百分點。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對薄弱且增長率一直存在明顯波動，這也與山東省近20年中環(huán)境狀況的反復變化存在必然聯(lián)系。隨著近幾年產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，2013年山東省第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重降為51.4%，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重提高到40%。與此相應，經(jīng)歷了幾年的滯后期以后，從2011年起山東省環(huán)境污染指數(shù)開始呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢。

(二)平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和因果關系檢驗

對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析前，需要先對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，然后確定各變量的協(xié)整關系，進行因果關系檢驗。本文選用ADF檢驗方法驗證各變量的平穩(wěn)性，選用AEG檢驗法驗證所需變量間的協(xié)整關系，用Granger檢驗法驗證變量見的因果關系。表2、表3顯示了本研究所需變量的平穩(wěn)性和協(xié)整關系。

表2 各變量的平穩(wěn)性檢驗

變量 差分 T統(tǒng)計量 P值結論AGDP1 0 階 0.680322 0.9993非平穩(wěn)1 階 －3.224910 0.0932平穩(wěn)AGDP2 0 階 2.031584 1.0000非平穩(wěn)1 階 －3.599527 0.0665平穩(wěn)0 階 2.843655 1.0000非平穩(wěn)1 階 －1.641723 0.7771 AGDP3非平穩(wěn)2 階 －4.591113 0.0052平穩(wěn)MS 0 階 －2.105715 0.2439非平穩(wěn)1 階 －5.819367 0.0000平穩(wěn)PI 0 階 －0.988388 0.7454平穩(wěn)SMOKE 0 階 －1.083514 0.7101非平穩(wěn)1 階 －4.747942 0.0006非平穩(wěn)1階 －6.152559 0.0000 平穩(wěn)SO2 0階 －2.052119 0.2644 非平穩(wěn)1階 －4.139478 0.0030 平穩(wěn)Waste 0階 2.039178 0.9875 非平穩(wěn)1階 －1.799723 0.0689 非平穩(wěn)2階 －2.086859 0.0380 平穩(wěn)Water 0階 2.737487 1.0000 非平穩(wěn)1階 －3.630608 0.0108 平穩(wěn)WG 0階 －2.366385 0.3889 非平穩(wěn)1階 －5.419837 0.0006 平穩(wěn)ZQ 0階 0.574299 0.9867 非平穩(wěn)1階 －4.623858 0.0009 平穩(wěn)

表3 變量間的協(xié)整關系檢驗

變量 T 統(tǒng)計量 顯著性水平 臨界值 結論Pi agdp2 －2.501 0.01 －2.583不存在協(xié)整關系0.05 －1.952存在協(xié)整關系Water agdp1 －2.899 0.01 －2.583存在協(xié)整關系Wg agdp1 －2.306 0.01 －2.583不存在協(xié)整關系0.05 －1.952存在協(xié)整關系Waste agdp1 －3.066 0.01 －2.583存在協(xié)整關系Pi agdp1 －2.492 0.01 －2.583不存在協(xié)整關系0.05 －1.952存在協(xié)整關系

表2、表3中變量AGDP為人均GDP，AGDP1、AGDP2、AGDP3為人均一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值。SMOKE為煙塵排放量，SO2為二氧化硫排放量，WASTE為固體廢物排放量，WATER為工業(yè)廢水排放量，WG工業(yè)廢氣排放量，PI為環(huán)境污染指數(shù)。平穩(wěn)性檢驗的結果顯示變量 AGDP1、AGDP2、MS、ZQ、SMOKE、SO2、WATER、WG、PI為一階平穩(wěn)過程，變量AGDP、AGDP3、WASTE為二階平穩(wěn)過程。根據(jù)協(xié)整理論，只能驗證平穩(wěn)階數(shù)相同的變量間的協(xié)整關系，因此表3中提供了一階平穩(wěn)過程中相關變量的協(xié)整關系檢驗。檢驗結果顯示，在1%的顯著性水平下變量WATER和 ZQ、WG和 ZQ、WASTE和 ZQ、Water和 MS、WG和MS、Waste和 MS、Waste和agdp2、Water和agdp1之間呈現(xiàn)協(xié)整關系，在5%的顯著性水平下變量PI和ZQ、PI和MS、Water和agdp2、Wg和agdp2、PI和agdp2、Wg和agdp1、PI和agdp1之間呈現(xiàn)協(xié)整關系。因此見顯著性水平取為5%，所有研究變量間均存在協(xié)整關系。

在確定了各變量間協(xié)整關系的基礎上，再利用格蘭杰因果關系檢驗法檢驗所需變量之間的因果關系。表4顯示了各變量兩兩間因果關系的檢驗結果，變量滯后階數(shù)由AIC和SC準則確定。

表4 因果關系檢驗結果

零假設 F值相伴概率 結論PI不是 AGDP2 的格蘭杰原因 0.89063 0.4225接受原假設

表4顯示，在10%的顯著性水平下變量ZQ和WATER、ZQ和WG、ZQ和WASTE、ZQ和PI、MS和WASTE、PI和MS、AGDP2和WATER、AGDP2和WG、AGDP2和WASTE、AGDP2和PI之間存在單向因果關系。

(三)環(huán)境庫茲涅茨模型分析

因果關系檢驗的結果，工業(yè)發(fā)展特別是重工業(yè)發(fā)展對環(huán)境污染起著重要作用，根據(jù)EKC理論可分別繪制工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物排放量以及環(huán)境污染指數(shù)與人均工業(yè)GDP之間的散點圖，見圖3－圖6。從圖中可見，圖5顯示的環(huán)境污染指數(shù)PI與人均工業(yè)總產(chǎn)值AGDP2之間存在較明顯的N型關系，工業(yè)廢水排放量WATER與AGDP2之間存在較明顯的直線關系，變量WG和WASTE與AGDP2之間的關系不易確定。接下來，我們通過回歸分析的方法驗證環(huán)境污染變量與人均工業(yè)產(chǎn)值之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線，回歸結果見表5。

圖3 人均工業(yè)GDP與環(huán)境污染指數(shù)

圖4 人均工業(yè)GDP與工業(yè)廢水

圖5 人均工業(yè)GDP與工業(yè)廢氣

圖6 人均工業(yè)GDP與工業(yè)固體廢物

表5 山東省1981－2013年環(huán)境經(jīng)濟計量模型估計結果

污染物 常數(shù)項 α1 α2 α3 R2 F 檢驗 備注環(huán)境污染指數(shù)0.268(8.755)0.0003(2.166)－2.35E －07(－1.640)6.36E －11(1.813) 0.624 18.707 N型

表5分別顯示了工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物及環(huán)境污染指數(shù)對人均工業(yè)GDP的回歸結果?；貧w過程是先按照式(2)給定的模型對參數(shù)α1、α2、α3進行估計，并對估計結果進行顯著性檢驗。如果某個參數(shù)無法通過顯著性檢驗，則用剔除法將其剔除，直到最后得到顯著性良好的模型。估計結果中工業(yè)廢水的回歸結果三個參數(shù)均可以通過顯著性檢驗，擬合優(yōu)度達到0.977，根據(jù)參數(shù)的符號可以判斷工業(yè)廢水回歸曲線為“N”型。工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢物的回歸結果都顯示模型中、兩個參數(shù)無法通過顯著性檢驗，因而將其剔除，。剔除二次項、三次項后兩個回歸線均為直線型。工業(yè)廢棄回歸模型性擬合度不高，只達到0.244，工業(yè)固體廢物回歸模型性擬合度較高，達到0.988。環(huán)境污染指數(shù)回歸模型個參數(shù)均可通過顯著性檢驗，擬合度達到0.624。根據(jù)參數(shù)的符號判斷環(huán)境污染指數(shù)回歸曲線為“N”型。

(四)檢驗和模型估計結果分析

因果關系檢驗結果說明，重工業(yè)輕工業(yè)的比率變化可以引起三種污染源的顯著變化，還可以引起環(huán)境污染指數(shù)的顯著變化。重工業(yè)與輕工業(yè)對污染造成的影響存在明顯差異，將重工業(yè)輕工業(yè)總產(chǎn)值比率對環(huán)境污染指數(shù)做簡單回歸，回歸系數(shù)為0.26，這意味重工業(yè)相對輕工業(yè)產(chǎn)值的相對增加會導致環(huán)境污染水平整體上的上升。二三產(chǎn)業(yè)比率的變化不是造成所有污染源的顯著原因，但卻是產(chǎn)生工業(yè)固體廢物的顯著原因。

從圖3至圖6以及表5中可以看出，山東省各污染指標與人均收入增長所表現(xiàn)出的特點差異較大。在所有研究的環(huán)境指標的總量與人均GDP的關系型中，沒有一個呈典型的“倒U”型關系，而是全部呈“N”字型和直線型。這說明，山東經(jīng)濟發(fā)展中尚未出現(xiàn)發(fā)達國家發(fā)展過程中的“倒U”型的環(huán)境庫茲涅茨曲線，這與山東所處經(jīng)濟發(fā)展階段有很大的關系。從環(huán)境污染指數(shù)回歸的結果可以看出，山東省居民收入不斷增長的過程，也是環(huán)境污染水平反復變化、螺旋式上升的過程，環(huán)境污染變化軌跡為“N”型曲線。

四、結論與啟示

其一，環(huán)境庫茲涅茲曲線實證分析表明:長期以來(1981－2013年)，山東省的經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量處于相對較低的水平，產(chǎn)業(yè)結構基本合理，但依然存在改進空間。國際上的經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，人均GDP達到1000美元/年，同時三次產(chǎn)業(yè)各自比例達到10.90:48.40:40.70時，表明該國進入工業(yè)化較優(yōu)的結構階段。山東省早在1999年人均收入已突破1000美元/年，而同期的三次產(chǎn)業(yè)比例為15.90:48.40:35.70，這一比例相對國際經(jīng)驗數(shù)據(jù)存在明顯差距和改進空間。

其二，從回歸結果可以看出，三次產(chǎn)業(yè)中，第二產(chǎn)業(yè)的工業(yè)對山東省環(huán)境造成的破壞最為嚴重。與此同時，第二產(chǎn)業(yè)又是山東省至關重要的經(jīng)濟增長點，山東省工業(yè)的發(fā)展對全國經(jīng)濟發(fā)展有著重要的戰(zhàn)略意義。因此，僅靠降低經(jīng)濟增長速度的方式來治理環(huán)境污染并非是區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的理性路徑選擇。學術界認為較可行的方法，應當是通過技術進步來達到改良環(huán)境與經(jīng)濟增長并舉的目的?？梢酝ㄟ^加大第二產(chǎn)業(yè)領域的科技投資力度，重視環(huán)保型科技成果的開發(fā)與利用，降低污染排放的同時注重發(fā)展集約型經(jīng)濟，降低資源消耗，促進經(jīng)濟綠色增長;同時在政府財政支持下激勵企業(yè)發(fā)揮其社會職能，將環(huán)境治理費用納入企業(yè)內部成本。加大對排污超標企業(yè)與主管單位的懲治力度，獎懲并舉，以實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調可持續(xù)發(fā)展。

其三，對山東區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整優(yōu)化的建議:制造業(yè)的快速發(fā)展需要服務業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)與之配套，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)要圍繞建設山東半島制造業(yè)基地，要以制造業(yè)的中間環(huán)節(jié)分離和兩端延伸為突破口，重點發(fā)展為制造業(yè)配套的生產(chǎn)性服務業(yè)，包括現(xiàn)代物流業(yè)、科技服務業(yè)、金融業(yè)、中介服務業(yè)和會展業(yè)，形成第三產(chǎn)業(yè)多元化、高品質發(fā)展的長效機制。第二產(chǎn)業(yè)必須走集約化生產(chǎn)、清潔化生產(chǎn)、低能耗高產(chǎn)出的區(qū)域發(fā)展道路，積極培育高新技術產(chǎn)業(yè)集群，強化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的環(huán)境質量，多措并舉激勵企業(yè)內生化環(huán)境成本，實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境雙贏。更新農(nóng)業(yè)結構調整觀念，因地因市制宜，優(yōu)化種植業(yè)結構;建立和完善土地承包經(jīng)營權依法流轉的機制;以“高、新、外”為特征，支持民營科技型加工企業(yè)的發(fā)展，走農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化之路，推動生態(tài)環(huán)境保護與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟良性互動發(fā)展。