產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境質量的實證研究——基于山東省2001～2012年的數(shù)據(jù)分析

徐福英，劉濤(山東工商學院工商管理學院，山東煙臺264005)

產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境質量的實證研究
——基于山東省2001～2012年的數(shù)據(jù)分析

徐福英，劉濤
(山東工商學院工商管理學院，山東煙臺264005)

［摘要］選取山東省2001～2012年間的數(shù)據(jù)，運用相關性分析和協(xié)整性分析對產業(yè)結構升級率、優(yōu)化率與生態(tài)環(huán)境壓力、狀態(tài)和響應之間的關系行了實證，研究表明:產業(yè)結構調整對生態(tài)環(huán)境壓力、狀態(tài)具有顯著的正向作用，對生態(tài)環(huán)境響應的影響相對復雜。具體表現(xiàn)在:第二產業(yè)比重降低，生態(tài)環(huán)境壓力降低;第三產業(yè)比重提高，生態(tài)環(huán)境狀態(tài)有效改善;產業(yè)結構調整對工業(yè)廢氣、廢水和固體廢棄物的治理影響差異較大;提高產業(yè)結構優(yōu)化率，能加強工業(yè)污染物排放的治理水平，但減少了環(huán)?？偼度氲腉DP占比;產業(yè)結構升級率增大，則增加了環(huán)?？偼度氲腉DP占比，并對廢氣的治理起積極作用，但對廢水、固體廢棄物的治理起消極作用。

［關鍵詞］產業(yè)結構調整;生態(tài)環(huán)境質量;山東省

早在1991年格魯斯曼和克魯格就從規(guī)模、技術和結構三個層面分析經濟增長給生態(tài)環(huán)境帶來的影響，并明確指出產業(yè)結構變化是影響環(huán)境質量的重要因素［1］。之后，產業(yè)結構調整對環(huán)境質量的影響越發(fā)受到重視，研究成果也不斷增多。但通過對已有成果的深入分析發(fā)現(xiàn)，學者們更為注重產業(yè)結構變化與環(huán)境污染關系的量化分析，而較少關注產業(yè)結構調整對生態(tài)環(huán)境的正向作用。從理論上看，產業(yè)結構的調整應當是以經濟與生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)性為前提的。那么，現(xiàn)實中產業(yè)結構的不斷調整到底對生態(tài)環(huán)境產生了哪些影響?這些影響使環(huán)境狀態(tài)發(fā)生了什么變化?我們該從何入手調整產業(yè)結構，以實現(xiàn)經濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境的良性互動?基于此，本文從產業(yè)結構調整出發(fā)，對山東省環(huán)境質量變化進行歷時性分析，以全面探討產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境質量的相關關系。本研究與以往研究成果的不同之處在于:在原有研究基礎上，從生態(tài)環(huán)境狀態(tài)、生態(tài)環(huán)境壓力和生態(tài)環(huán)境響應三個層面上分別選取不同指標，系統(tǒng)分析了產業(yè)結構調整對生態(tài)環(huán)境的正負影響，并探討了產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境質量的關系。

一、文獻回顧與評述

由于環(huán)境自凈能力低下，資源供給愈發(fā)短缺，微觀環(huán)境治理效果有限［2］，尋求產業(yè)轉型成為經濟社會發(fā)展的必然選擇。而在產業(yè)轉型過程中，受資源與環(huán)境約束，產業(yè)結構的調整既可以發(fā)揮“資源配置器”的功能，又能有效地控制經濟發(fā)展中的資源消耗和污染物排放［3－4］。國外早期關于經濟增長與生態(tài)環(huán)境質量關系的一些研究成果基本上為描述性和探索性研究，在可持續(xù)發(fā)展理念提出之后，環(huán)境作為一個獨立變量進入到產業(yè)結構分析中，最具代表性的是格魯斯曼和克魯格( 1995)提出的環(huán)境庫茨涅茨曲線假說［5］。在此基礎上，米勒和布萊爾( 1985 )［6］、戴維．里德( 1998)［7］、戴利( 2001)［8］等也分別對產業(yè)結構與資源消耗、環(huán)境污染之間的關系進行了相應的研

究。國內研究主要以分析產業(yè)結構與資源消耗、環(huán)境污染的關系以及產業(yè)結構調整的環(huán)境效應為主。其中，陳國階( 1994)分析了我國資源利用與產業(yè)結構調整的關系，指出不同的產業(yè)結構對自然資源的依賴程度存在差異［9］。路正南( 1999)［10］和尹春華等( 2003)［11］分別運用多元回歸分析和灰色關系分析法對產業(yè)結構與資源消耗的關系進行了實證研究。在環(huán)境污染方面，周景博( 1999)分析了北京市一二三次產業(yè)對環(huán)境污染的影響，認為三次產業(yè)的污染程度差別較大［12］。王青( 2011)等分析了三大產業(yè)在國民經濟中所占的比例變化對環(huán)境污染的影響，并針對各地區(qū)不同的工業(yè)內部格局，對相應的污染治理程度進行了研究［13］。劉文新( 2007)［14］，王德發(fā)( 2005)［15］、張少兵( 2008)［16］等也分別從不同角度研究了產業(yè)結構調整與環(huán)境污染之間的關系。在產業(yè)結構變化的環(huán)境效應方面，趙雪雁等( 2005)對黑河流域生態(tài)環(huán)境質量和產業(yè)結構效益的耦合關系進行了定量分析［17］。張海峰等( 2008)在分析青海省產業(yè)結構發(fā)展變化軌跡及不同產業(yè)發(fā)展對生態(tài)環(huán)境影響的基礎上，利用不同產業(yè)的生態(tài)環(huán)境影響指數(shù)計算了1980年以來青海省產業(yè)結構的變化及其生態(tài)環(huán)境效應，認為其產業(yè)轉型中需實施基于生態(tài)環(huán)境保護的長效產業(yè)政策［2］。此外，韓峰和李浩( 2010)［18］、黃勤和劉波( 2009)［19］等分別對湖南省和四川省的產業(yè)結構變遷及其生態(tài)環(huán)境效應進行了研究。

綜上，隨著生態(tài)環(huán)境問題的凸顯，很多學者開始關注產業(yè)結構調整對生態(tài)環(huán)境的影響問題，并涌現(xiàn)出了大量的成果，其中產業(yè)結構變遷與資源消耗、污染物排放之間的關系是學者們的研究重點，但有關產業(yè)結構調整對生態(tài)環(huán)境正向效應的研究鳳毛麟角。從方法上看，以定量分析和實證研究為主，缺乏對產業(yè)結構對生態(tài)環(huán)境變化作用機理的系統(tǒng)性和解釋性研究。因此，產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境質量之間到底存在何種關系，是一個值得探究的問題。

二、理論假設

傳統(tǒng)經濟學認為，經濟活動的發(fā)生依賴于自然環(huán)境，同時又作用于自然環(huán)境。經濟系統(tǒng)對環(huán)境系統(tǒng)的影響是從獲取資源和排放廢物兩方面產生的，而在這一過程中，產業(yè)結構發(fā)揮著重要功能，經濟系統(tǒng)正是通過產業(yè)結構才能對環(huán)境系統(tǒng)產生影響。從經濟系統(tǒng)與環(huán)境系統(tǒng)的雙向作用過程出發(fā)，可將產業(yè)結構與自然環(huán)境的關系簡單理解為三個方面:第一，自然環(huán)境為產業(yè)結構的調整提供基本條件;第二，自然環(huán)境是產業(yè)結構調整過程中廢棄物的排放和凈化場;第三，產業(yè)結構調整不斷影響并改變著自然環(huán)境條件。因此本研究從如上三個方面出發(fā)，對產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境之間的關系作如下理論假設。

(一)產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境壓力

生態(tài)環(huán)境問題分為原生生態(tài)環(huán)境問題和次生生態(tài)環(huán)境問題，所謂次生生態(tài)環(huán)境問題主要包括不合理開發(fā)利用資源引發(fā)的生態(tài)環(huán)境問題、對環(huán)境的直接污染和其他人為因素導致的生態(tài)環(huán)境問題。本文中生態(tài)環(huán)境壓力主要是指由次生生態(tài)環(huán)境問題所帶來的壓力，具體從污染物排放方面選取特定指標來衡量。眾所周知，任何產業(yè)的發(fā)展都要消耗一定的能源和其他資源，同時產生相當比例的廢氣、廢水和固體廢棄物等，且不同產業(yè)結構，其資源消耗程度與對環(huán)境污染的影響程度是不同的。按照三次產業(yè)劃分的話，以工業(yè)為主的第二產業(yè)對能源與其他資源的消耗遠高于以農業(yè)為主的第一產業(yè)和以服務業(yè)為代表的第三產業(yè)，按照前面所說的產業(yè)發(fā)展消耗資源并產生相應比例污染物的邏輯關系，第二產業(yè)對環(huán)境的污染強度也要大于第一和第三產業(yè)，這一點也可以從歷年中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒中各行業(yè)污染物的排放量得到印證。

基于上述分析可以得出產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境壓力的理論假設H1:產業(yè)結構調整中第二產業(yè)的相對比重越小，則人均污染物排放越少，生態(tài)環(huán)境壓力越小。

(二)產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境狀態(tài)

狀態(tài)指物質系統(tǒng)所處的狀況，由一組物理量來表征。本文中生態(tài)環(huán)境狀態(tài)主要是指自然資源的現(xiàn)有情況，通過森林覆蓋率、城市人均公共綠地面積以及不同資源的人均擁有量來表征，選取具體指標衡量。根據(jù)上文的分析，在產業(yè)結構調整過程中，由于二產比一產、三產的資源消耗程度高，因此三產比重越高，資源消耗越小，人均資源擁有量就越大。

基于上述分析，得出產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境狀態(tài)的理論假設H2:產業(yè)結構中第三產業(yè)的相對比重越大，則生態(tài)環(huán)境狀態(tài)越好。

(三)產業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境響應

響應的原意是指系統(tǒng)在激勵作用下所引起的反應。本文中生態(tài)環(huán)境響應是指人們根據(jù)資源與環(huán)境的變化所采取的一系列措施，通過對污染物的處理與環(huán)保投入等一系列指標衡量。理論上，

在產業(yè)結構調整過程中，因為二產比一產的污染強度大，本著先污染后治理的原則，隨著二產比重的增大，污染物排放量必然增加，為削減環(huán)境污染的負外部性，治理力度和環(huán)保投入也相應增加。另一方面，由于人們日漸認識到第三產業(yè)的發(fā)展依賴于良好的環(huán)境條件，因此環(huán)境的正外部性效應越來越受到重視，必然更要加強對污染物的處理，加大環(huán)保投入。

基于上述分析可以得出產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境響應的理論假設H3:產業(yè)結構中無論是二產比重的增大，還是三產比重的增大，都會加強生態(tài)環(huán)境響應的程度。

三、數(shù)據(jù)來源與變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所涉及的所有數(shù)據(jù)均來自2001－2012年的《山東省統(tǒng)計年鑒》《山東省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》和《山東省環(huán)境狀況公報》，由于2001－2012年間三者的部分統(tǒng)計口徑有所變化，因此，人均工業(yè)廢氣排放量、人均耕地面積、工業(yè)廢水排放達標率、工業(yè)二氧化硫去除率四個指標的時間跨度為2001至2010年，環(huán)保投入占GDP的比例時間跨度為2003至2010年，其余指標的時間跨度均為2001至2012年。

(二)變量選擇與指標體系構建

根據(jù)已有研究，本文選擇產業(yè)結構優(yōu)化率和產業(yè)結構升級率作為產業(yè)結構調整的衡量指標。同時，綜合考慮山東省生態(tài)環(huán)境發(fā)展狀況，根據(jù)聯(lián)合國經濟合作開發(fā)署建立的壓力－狀態(tài)－響應模式，從生態(tài)環(huán)境壓力、生態(tài)環(huán)境狀態(tài)、生態(tài)環(huán)境響應三個層面分別選取反映污染物排放、環(huán)境條件變化、資源占有以及監(jiān)督治理水平的不同指標，全面衡量山東省生態(tài)環(huán)境質量，指標體系及具體情況如表1所示［20］。

四、實證結果分析

(一)相關性分析

本文在進行回歸分析之前，首先運用Eviews6. 0軟件，分別對產業(yè)結構優(yōu)化率( A1)和產業(yè)結構升級率( A2)與生態(tài)環(huán)境各指標之間的相關性進行了分析。研究結果表明，總體上解釋變量與被解釋變量之間存在較強的相關關系，其中: A1與生態(tài)環(huán)境質量各指標的相關性均較強，基本高于A2與生態(tài)環(huán)境質量各指標的相關性;除人均耕地面積、環(huán)保投入的GDP占比與A1呈負相關外，其他指標均與其呈正相關關系;在產業(yè)結構升級率與生態(tài)環(huán)境質量各指標的相關關系上，反映生態(tài)環(huán)境壓力的三個指標以及工業(yè)二氧化硫去除率均與A2存在較強的正相關關系，具體見表2。

(二)協(xié)整分析

表1　產業(yè)結構與生態(tài)環(huán)境質量衡量指標表

表2　各指標相關系數(shù)表

續(xù)表2　

通過對衡量產業(yè)結構調整和生態(tài)環(huán)境質量的13個指標的時間序列進行ADF單位根檢驗，結果表明，上述時間序列均二階差分平穩(wěn)，為二階單整序列，符合回歸分析的前提。接著用衡量生態(tài)環(huán)境質量的11個指標分別對A1和A2進行普通最小二乘回歸，得到殘差序列，再對殘差序列進行單位根檢驗，結果表明所有檢驗統(tǒng)計量均小于臨界值，上述11列估計殘差序列均為平穩(wěn)序列(具體見表3)，因此，衡量生態(tài)環(huán)境質量的所有指標分別與產業(yè)結構優(yōu)化率和產業(yè)結構升級率具有協(xié)整關

系。

(三)研究結果

用通過檢驗的反映生態(tài)環(huán)境壓力、生態(tài)環(huán)境狀態(tài)和生態(tài)環(huán)境響應的11個指標分別對產業(yè)結構優(yōu)化率和產業(yè)結構升級率進行回歸分析，結果如下。

表3　生態(tài)環(huán)境質量各指標與產業(yè)結構調整指標的協(xié)整性檢驗

1．生態(tài)環(huán)境壓力與產業(yè)結構調整

B1 =－122. 224 316 391 +1. 462 533 134 38* A1 +0. 207 711 891 78* A2

B2 =－59. 144 135 512 9 +0. 609 276 663 519 * A1 +0. 202 253 392 234* A2

B3 =－20. 566 870 755 1 +0. 213 716 408 284 * A1 +0. 0697 421 034 412* A2

上述關系式中，A1、A2的系數(shù)都大于0，即在產業(yè)結構中不論二產、三產還是兩者均增大，人均污染物的排放都增加了，但三個關系式A2的系數(shù)均小于A1的系數(shù)，這表明產業(yè)結構優(yōu)化率對污染物排放的影響程度遠大于產業(yè)結構升級率對污染物的影響程度，即相對第二產業(yè)，第三產業(yè)比例增大可相對降低人均污染物的排放，因此假設H1成立。

2．生態(tài)環(huán)境狀態(tài)與產業(yè)結構調整

C1 =0. 643 552 130 559 + 0. 261 885 977 656 * A1 +0. 073 294 893 924 6* A2

C2 =－71. 649 834 405 5 +0. 977 633 701 528 * A1 +0. 065 253 207 170 1* A2

C3 =0. 113 214 728 947－0. 000 385 756 718 057* A1 +7. 007 557 877 87e－05* A2

C4 =167. 374 165 935 +0. 002 251 636 140 09 * A1 +0. 000 270 478 890 026* A2

上述關系式中，C1和C2關系式中A1、A2的系數(shù)遠大于C3和C4關系式中的系數(shù)，說明不論是二產還是三產，均對森林覆蓋率和城市人均公共綠地面積的有較大程度影響，但對人均耕地面積和人均水資源擁有量的影響則很小，這反映了國家對耕地和水資源的嚴格控制。同時，上述關系式中，除C3式中A1的系數(shù)小于0外(這表明隨著二產和三產比重的增大，占用了一定的耕地)，其余各式中A1、A2的系數(shù)均大于0，表明產業(yè)結構升級率與衡量生態(tài)環(huán)境的各指標均呈正相關關系，即隨著三產比重的不斷提高，生態(tài)環(huán)境狀態(tài)越來越好。因此，假設H2成立。

3．生態(tài)環(huán)境響應與產業(yè)結構調整的關系

D1 =43. 188 771 410 6 + 0. 638 069 645 05* A1－0. 065 593 400 820 1* A2

D2 =－1 116. 717 765 88 + 11. 225 384 382 3 * A1 +4. 189 913 824 27* A2

D3 =－45. 505 204 815 8 + 1. 773 211 797 93 * A1－0. 518 386 946 079* A2

D4 =5. 369 633 374 95－0. 058 329 349 852 4 * A1 +0. 016 143 204 430 2* A2

上述關系式中，D1、D3關系式中A1的系數(shù)大于0，A2的系數(shù)小于0，表明產業(yè)結構優(yōu)化率與工業(yè)廢水排放達標率、工業(yè)固體廢物綜合利用率正相關，產業(yè)結構升級率與兩者之間負相關。D2關系式中A1和A2的系數(shù)都大于0，表明產業(yè)結構優(yōu)化率和產業(yè)結構升級率均與二氧化硫去除率均呈正相關。上述結果同時也說明: A1和A2對于治理工業(yè)廢氣、廢水和固體廢棄物的作用是不同的，產業(yè)結構優(yōu)化對三者的治理效應均是積極的，產業(yè)結構升級僅對廢氣的治理起積極作用，但在治理廢水、固體廢棄物方面卻起消極作用，這部分地反映出國家當前的環(huán)境政策更多地關注廢氣的排放，而忽視了對污水與固體廢棄物的治理。在D4關系式中A1的系數(shù)小于0，A2的系數(shù)大于0，即產業(yè)結構優(yōu)化率與環(huán)保投入呈負相關，產業(yè)結構升級率與環(huán)保投入呈正相關，這充分說明相對于二產，發(fā)展三產能大大改善環(huán)境條件，節(jié)省環(huán)保投入。綜上可見，假設H3不完全成立。

五、結論與建議

通過以上分析，可以得到以下結論:山東省產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境質量之間存在顯著關系，是影響資源環(huán)境的重要因素。其中:第二產業(yè)相對比重的降低，可以有效減少污染物的排放，降低生態(tài)環(huán)境面臨的壓力。第三產業(yè)相對比重的增大，可以提高森林覆蓋率、城市公共人均綠地面積和人均資源占有量，有效改善生態(tài)環(huán)境狀態(tài)。產業(yè)結構調整對治理工業(yè)廢氣、廢水和固體廢棄物的影響程度是不同的:產業(yè)結構優(yōu)化率增大，在增了對工業(yè)污染物排放的整體治理水平的同時，減少了環(huán)?？偼度氲腉DP占比;產業(yè)結構升級率增大，雖增加了環(huán)?？偼度氲腉DP占比，對廢氣的治理起積極作用，對廢水、固體廢棄物的治理反而起消極作用。根據(jù)以上結論，我省今后的產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境管理應從如下幾點入手:

第一，在產業(yè)結構的調整上，首先要繼續(xù)加快第二產業(yè)的轉型升級，提高企業(yè)的科技含量，并優(yōu)先發(fā)展高新技術產業(yè)，以減少能源消耗和污染物排放。其次，要充分發(fā)揮第三產業(yè)能源消耗少，污

染物排放量小等的優(yōu)勢，不斷提高第三產業(yè)的相對比重，以促進生態(tài)環(huán)境條件的改善，形成經濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境的良性循環(huán)。

第二，生態(tài)環(huán)境的公共性和外部性特征，決定了政府在環(huán)境治理中應發(fā)揮更重要作用，主要體現(xiàn)在:政府要在現(xiàn)有的環(huán)境政策框架中強化或增加對廢水及固體廢棄物的治理條款，并因地制宜地采取稅收、跨行業(yè)生態(tài)補償?shù)仁侄?，加大對工業(yè)區(qū)、重工業(yè)區(qū)的環(huán)保投入，通過塑造良好的生態(tài)環(huán)境來形成經濟社會發(fā)展的核心競爭力。

第三，政府作用的不可或缺并非意味者其應包攬一切，對于生態(tài)環(huán)境的治理，我們仍然要堅持市場在資源配置中的決定性作用，在明晰資源與環(huán)境產權和價格形成機制的基礎上，將經濟發(fā)展所帶來的生態(tài)環(huán)境問題通過市場機制加以解決，從而形成推動產業(yè)結構調整的不竭動力。

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［責任編輯:劉煒］

半島經濟研究

doi:10．3969/j．issn．1672－5956．2015．04．007

［作者簡介］徐福英，1979年生，女，山東青島人，山東工商學院講師，青島大學博士研究生，研究方向為環(huán)境經濟、旅游產業(yè)經濟，(電子信箱) xufuyinglygl@163．com。

［基金項目］山東省軟科學研究計劃項目( 2013RKB01049) ;山東省社會科學規(guī)劃研究項目( 14CGLJ01)

［收稿日期］2014-10-30

［中圖分類號］F061．5

［文獻標識碼］A

［文章編號］1672-5956( 2015) 04-0037-07