江蘇省第二產(chǎn)業(yè)演進(jìn)與工業(yè)三廢排放關(guān)系研究

劉安國,張克森,聶 蓓,王美艷,張英奎

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江蘇省第二產(chǎn)業(yè)演進(jìn)與工業(yè)三廢排放關(guān)系研究

劉安國,張克森,聶 蓓,王美艷,張英奎*

(北京化工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 100029)

本文采用江蘇省1991~2014年統(tǒng)計(jì)年鑒環(huán)境污染和第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù),運(yùn)用Johansen檢驗(yàn)、Granger檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解等方法,分析資源依附型產(chǎn)業(yè)及非資源依附型產(chǎn)業(yè)環(huán)境污染變量與第二次產(chǎn)業(yè)成長的相互作用與相互影響,并結(jié)合資源依附型與非資源依附型產(chǎn)業(yè)的EKC特征分析探討促進(jìn)江蘇省“三廢”減排的二次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策.研究結(jié)果表明:環(huán)境污染各變量與第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出長期存在均衡關(guān)系;第二次產(chǎn)業(yè)成長是引起資源依附型和非資源依附型產(chǎn)業(yè)“三廢”排放變化的Granger原因;環(huán)境污染各變量的變化在短期對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出有較大沖擊,但其長期動態(tài)效應(yīng)趨于下降;資源依附型產(chǎn)業(yè)廢氣及固體廢棄物排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變化的貢獻(xiàn)度要大于非資源依附型產(chǎn)業(yè),而工業(yè)廢水的排放表現(xiàn)則相反.EKC特征分析表明資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣減排與固體廢棄物減排為江蘇省環(huán)境管理面臨的首要挑戰(zhàn).

環(huán)境污染；資源依附型產(chǎn)業(yè)；產(chǎn)業(yè)發(fā)展

工業(yè)三廢排放與包含工業(yè)在內(nèi)的第二次產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系成為經(jīng)濟(jì)學(xué)家和環(huán)境學(xué)家共同關(guān)心的問題.研究表明[1-3]:一國或一地區(qū)環(huán)境污染將隨經(jīng)濟(jì)增長走出先上升、再下降的倒U型環(huán)境庫茲涅茲曲線(EKC)軌跡.環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)家的這一觀察很自然地使人聯(lián)想到此前經(jīng)濟(jì)學(xué)家和社會學(xué)家針對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷所作的觀察:在一國(或地區(qū))長期經(jīng)濟(jì)增長過程中,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通常會發(fā)生顯著的變化,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重心由第一次產(chǎn)業(yè)向第二次產(chǎn)業(yè)和第三次產(chǎn)業(yè)漸次轉(zhuǎn)移,表現(xiàn)為第一次產(chǎn)業(yè)份額持續(xù)下降,第二次產(chǎn)業(yè)份額基本穩(wěn)定,但第二次產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)份額先上升、再下降,第三次產(chǎn)業(yè)份額持續(xù)上升[4].國際范圍的進(jìn)一步研究[5-7]表明,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與污染減排之間存在著相對復(fù)雜的關(guān)系.在某些情形,收入水平與污染活動的增加相聯(lián)系;在另一些情形,污染排放隨國民收入的增加和服務(wù)業(yè)的發(fā)展而下降.也有學(xué)者對上述環(huán)境演化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷之間關(guān)系的論證提出質(zhì)疑[8-9],認(rèn)為沒有證據(jù)表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷是發(fā)達(dá)國家20世紀(jì)80年代二氧化硫排放顯著減少的重要原因.

在中國,圍繞產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對節(jié)能減排的影響展開的研究[10-12]導(dǎo)出的主要結(jié)論是:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整有利于節(jié)能減排,第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對節(jié)能減排的效果尤為顯著.左可貴等[13]和李名升等的研究表明,工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變化對于促進(jìn)污染減排具有顯著影響.張雷等[15]和陳潔等[16]強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整對節(jié)能減排的單向驅(qū)動作用,其他學(xué)者[17-19]則強(qiáng)調(diào)節(jié)能減排之于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的倒逼效應(yīng).馬訓(xùn)舟等[20]基于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的研究表明工業(yè)產(chǎn)值對廢水及廢氣排放量沖擊具有正向響應(yīng);陳迅和馮敬娟等學(xué)者[21]運(yùn)用協(xié)整分析、廣義脈沖函數(shù)法和方差分解法研究發(fā)現(xiàn),河南省經(jīng)濟(jì)增長加重了工業(yè)污染,工業(yè)污染的惡化也給經(jīng)濟(jì)增長帶來了負(fù)面影響.還有學(xué)者[22-23]論證污染減排與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在雙向動態(tài)作用機(jī)制.朱俏俏等[24]以1994~2011年的能源消費(fèi)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行的實(shí)證分析表明:提高資源依附型產(chǎn)業(yè)碳排放會阻礙工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展;工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的正面沖擊會導(dǎo)致資源依附型產(chǎn)業(yè)碳排放先升后降,同時也會引起制造業(yè)碳排放短期內(nèi)下降,長期內(nèi)在經(jīng)歷小范圍起伏后趨于平穩(wěn).

經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非線性演進(jìn)路徑與環(huán)境演化的非線性EKC路徑交織在一起,使得關(guān)于產(chǎn)業(yè)演進(jìn)與工業(yè)污染(減排)關(guān)系的研究復(fù)雜化和多樣化.從國內(nèi)外研究進(jìn)展來看,針對產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境污染(減排)關(guān)系的研究已不限于探究單方向的關(guān)系,越來越多的研究嘗試更深入地剖析二者之間的雙向聯(lián)系或相互影響.不過,由于受數(shù)據(jù)可獲得性及研究方法等多種因素的制約,當(dāng)前就產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境污染(減排)之間的雙向聯(lián)系展開的討論大多圍繞第二次產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、制造業(yè)籠統(tǒng)地進(jìn)行,對相關(guān)產(chǎn)業(yè)做進(jìn)一步細(xì)分的不多,且大部分研究只涉及單一的或有限的工業(yè)污染物類別,很少涵蓋工業(yè)“三廢”的全部子類.基于這一觀察,我們選擇經(jīng)濟(jì)與環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)相對健全完善的江蘇省展開研究,按照資源依附型產(chǎn)業(yè)與非資源依附型產(chǎn)業(yè)分類,分析重點(diǎn)調(diào)查行業(yè)工業(yè)三廢與第二次產(chǎn)業(yè)演進(jìn)之間的動態(tài)關(guān)系,以工業(yè)“三廢”排放與第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出之間的動態(tài)響應(yīng)分析、企業(yè)污染排放對第二次產(chǎn)業(yè)成長的影響力度和貢獻(xiàn)度大小分析、污染排放與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間相互影響的深層機(jī)制分析為基礎(chǔ),結(jié)合針對不同產(chǎn)業(yè)子類的EKC演化特征分析,對江蘇省第二產(chǎn)業(yè)演進(jìn)與工業(yè)三廢排放關(guān)系及其長期走勢進(jìn)行科學(xué)識別和預(yù)測,并就促進(jìn)江蘇省“三廢”減排的二次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策設(shè)計(jì)提出科學(xué)建議.

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)選擇和數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

傳統(tǒng)上采用協(xié)整分析等定量方法研究表征非線性產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與非線性環(huán)境品質(zhì)演進(jìn)的變量之間的數(shù)量關(guān)系.為深入細(xì)致地研究江蘇省重點(diǎn)調(diào)查行業(yè)工業(yè)三廢排放與第二次產(chǎn)業(yè)演進(jìn)之間的動態(tài)關(guān)系,依照《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》將江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)細(xì)分為資源依附型產(chǎn)業(yè)和非資源依附型產(chǎn)業(yè)2個子類(參見表1),這一細(xì)分有助于提取與節(jié)能減排和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化相關(guān)的政策涵義(由于數(shù)據(jù)可獲得性方面的原因,研究未能覆蓋第二次產(chǎn)業(yè)中的建筑業(yè)).

從1992~2015年的《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》析取第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值(單位:億元)、人均GDP(單位:萬元)、資源依附型產(chǎn)業(yè)及非資源依附型產(chǎn)業(yè)的工業(yè)廢水排放量(單位:萬t)、工業(yè)廢氣排放量(單位:億m3)和工業(yè)固體廢棄物排放量(單位:萬t)的時間序列數(shù)據(jù),并以之為基礎(chǔ)展開協(xié)整分析和Granger因果關(guān)系分析.

作為協(xié)整分析的前期準(zhǔn)備,首先使用ADF檢驗(yàn)法對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和5類污染排放數(shù)據(jù)時間序列的對數(shù)值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).表2給出研究中將要使用的各變量名稱.

表1 資源依附型產(chǎn)業(yè)與非資源依附型產(chǎn)業(yè)分類

表2 各變量名稱列表

檢驗(yàn)任一變量的時間序列平穩(wěn)性的ADF模型設(shè)定如下:

DX=++X-1+

(= 1, 2, …,) (1)

式中:和分別為截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng);為隨機(jī)擾動項(xiàng);表示滯后項(xiàng).分別按1%、5%、10%的顯著性水平對各變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn).若統(tǒng)計(jì)量小于臨界值,則接受原假設(shè);反之拒絕原假設(shè).ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示.

表3 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

一階差分中,第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值序列以及資源依附型產(chǎn)業(yè)和非資源依附型產(chǎn)業(yè)的污染排放序列除廢水之外都通過了1%、5%、10%的顯著性檢驗(yàn),均為一階單整序列;在二階差分中,第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值序列以及資源依附型產(chǎn)業(yè)和非資源依附型產(chǎn)業(yè)的工業(yè)廢水序列都通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn),符合二階差分平穩(wěn)條件.

1.2 建模原理和計(jì)算方法

1.2.1 協(xié)整分析在完成ADF檢驗(yàn)之后,我們以滿足檢驗(yàn)條件的工業(yè)“三廢”排放與第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)運(yùn)用Johansen[25]多重協(xié)整檢驗(yàn)方法對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和5類污染排放數(shù)據(jù)的時間序列的對數(shù)值進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),以判斷第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和3類污染排放之間是否存在長期均衡關(guān)系.規(guī)定:

式中:Y為維非平穩(wěn)(1)向量;X為維確定性外生變量;為隨機(jī)擾動項(xiàng).與(2)相聯(lián)系的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)可以表述為:

(3)

1.2.2Granger因果關(guān)系檢驗(yàn) 雖然協(xié)整檢驗(yàn)可以幫助我們判斷工業(yè)“三廢”排放與第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值時間序列數(shù)據(jù)之間是否存在穩(wěn)定均衡的聯(lián)系,但是,要進(jìn)一步討論這類均衡關(guān)系的因果性,需要使用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn).支撐Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想是:如果的變化引起了的變化,則的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在變化之前.假設(shè)要檢驗(yàn)變量與之間的因果關(guān)系以及因果關(guān)系的指向,可以構(gòu)建模型:

(5)

此處,隨機(jī)誤差項(xiàng)和被假定是不相關(guān)的.與(4)和(5)相對應(yīng)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的原假設(shè)是:“不是引起變化的Granger原因”或“不是引起變化的Granger原因”.依照標(biāo)準(zhǔn)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)程序?qū)K省工業(yè)“三廢”排放序列與第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值序列進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn).

1.2.3 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析因果關(guān)系檢驗(yàn)僅能識別工業(yè)“三廢”排放序列與第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值序列之間是否存某種穩(wěn)定的作用或影響以及作用的方向,但并不提供與作用強(qiáng)弱以及作用持續(xù)時間長短相關(guān)的信息,引入廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可以幫助我們解決后一個問題.脈沖響應(yīng)函數(shù)用來衡量某個內(nèi)生變量隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響.以包含兩個內(nèi)生變量且滯后一階的VAR模型為例,規(guī)定:

(7)

1.2.4 方差分解 從觀測變量的方差入手,通過方差分析,可以幫助我們從多個控制變量中識別那些對觀測變量有顯著影響的變量.根據(jù)文獻(xiàn)[26], VMA(￥)的表達(dá)式y的第個變量可以寫成:

式中:為向量個數(shù).假定各無序列相關(guān),且擾動項(xiàng)向量的協(xié)方差矩陣Σ為對角矩陣,y的方差可以分解成種不相關(guān)影響,第個變量基于沖擊的方差對y的方差的相對貢獻(xiàn)度可以表示為:

(9)

根據(jù)統(tǒng)計(jì)軟件計(jì)算結(jié)果可以將第個變量基于沖擊的方差對y的方差的相對貢獻(xiàn)度分別滯后期數(shù)繪制成相關(guān)圖表.方差分解允許進(jìn)一步分析工業(yè)“三廢”排放中的每一項(xiàng)對第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值貢獻(xiàn)度的大小.

1.2.5 資源依附型與非資源依附型產(chǎn)業(yè)的EKC特征分析 為有針對性地探討江蘇省促進(jìn)“三廢”減排的長效政策措施,有必要了解江蘇省資源依附型與非資源依附型產(chǎn)業(yè)的EKC特征. EKC特征反映相關(guān)產(chǎn)業(yè)污染排放X與一國(或一地區(qū))一般經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平D之間的關(guān)系,在實(shí)證研究中通常采用以下回歸方程研究相關(guān)產(chǎn)業(yè)的EKC特征:

式中:為隨機(jī)擾動項(xiàng).在具體計(jì)算中,用江蘇省人均GDP作為表征其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo).視回歸結(jié)果的不同,EKC曲線可以呈現(xiàn)出倒U型、U型和N型等多種特征.

2 研究結(jié)果

2.1 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和3類污染排放協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果見表4.特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果表明,在5%的顯著性水平上,至多存在兩個協(xié)整方程的初始假設(shè)并不被拒絕,證實(shí)資源依附型產(chǎn)業(yè)污染排放、非資源依附型產(chǎn)業(yè)污染排放與第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值等變量之間存在長期平衡關(guān)系.

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.2Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和3類污染排放的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表5.

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

在10%的顯著性水平上,第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的變化既是非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量與工業(yè)固體廢棄物排放量的變化產(chǎn)生的Granger原因,也是資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放量與工業(yè)固體廢棄物排放量的變化產(chǎn)生的Granger原因.“第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的變化是資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放量的變化產(chǎn)生的Granger原因”的結(jié)論不被拒絕的概率為88.38%.在10%的顯著性水平上,資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放量的變化是第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的變化產(chǎn)生的Granger原因,但資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放量與工業(yè)固體廢棄物排放量的變化以及非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量與工業(yè)固體廢棄物排放量的變化均不是第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的變化產(chǎn)生的Granger原因.

2.3脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果

江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和3類污染排放的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果如圖1~圖3所示.

2.3.1 工業(yè)廢水排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)如圖1(a)所示,響應(yīng)與沖擊短期呈正相關(guān)關(guān)系,長期呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,響應(yīng)曲線呈“倒U型”.第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的一個正的外生沖擊導(dǎo)致資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放在第1與第2期上升,并在第2期達(dá)到最大值0.08,然后一直下降.

2.3.2 工業(yè)廢氣排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)如圖2a所示,響應(yīng)與沖擊呈正相關(guān)關(guān)系.第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的一個正的外生沖擊導(dǎo)致資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放在波動中上升,并在第4、第6和第8期達(dá)到最大值0.10,然后下降并趨于平穩(wěn).

非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)如圖2b所示,響應(yīng)與沖擊呈正相關(guān)關(guān)系.第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的一個正的外生沖擊導(dǎo)致非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放在波動中上升,并在第8和第10期達(dá)到最大值0.09,然后下降并趨于平穩(wěn).

2.3.3 工業(yè)固體廢棄物排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)固體廢棄物排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)如圖3a所示,響應(yīng)與沖擊呈正相關(guān)關(guān)系,響應(yīng)曲線呈“倒U型”.第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的一個正的外生沖擊導(dǎo)致資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)固體廢棄物排放在第1至第6期持續(xù)上升,并在第6期達(dá)到最大值0.14,然后一直下降.

非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)固體廢棄物排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)如圖3b所示,響應(yīng)與沖擊呈正相關(guān)關(guān)系,響應(yīng)曲線呈“倒U型”.第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的一個正的外生沖擊導(dǎo)致非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)固體廢棄物排放在第1至第3期上升,并在第3期達(dá)到最大值0.071,然后下降并趨于平穩(wěn).

2.4方差分解結(jié)果

江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變化的方差分解結(jié)果見圖4.圖4a所示為工業(yè)廢水排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變化的貢獻(xiàn)度的演變.假設(shè)其他條件一定,給定工業(yè)廢水排放的一個變化,可以觀察到第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出自身波動對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出自身的影響程度隨時間減弱,在經(jīng)過短期下降之后逐漸趨于穩(wěn)定.資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放的變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度緩慢而持續(xù)地上升,自第10期之后穩(wěn)定在3%的最大值水平;非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放的變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度先上升再下降,于第4期達(dá)到最大值8.60%,在小幅下降之后從第7期開始穩(wěn)定在7%的水平,與資源依附型產(chǎn)業(yè)相比,非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放的變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度更高.

工業(yè)廢氣排放變化與工業(yè)固體廢棄物排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變化的貢獻(xiàn)度的演變路徑非常相似(圖4b和圖4c).假設(shè)其他條件一定,給定工業(yè)廢氣排放(或工業(yè)固體廢棄物排放)的一個變化,可以觀察到第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出自身波動對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出自身的影響程度長期內(nèi)持續(xù)減弱.資源依附型與非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放(或工業(yè)固體廢棄物排放)的變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度長期內(nèi)持續(xù)上升,但資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放(或工業(yè)固體廢棄物排放)變化對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度上升的幅度和速度比非資源依附型產(chǎn)業(yè)的要高.在工業(yè)廢氣排放的情形,資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放變化對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度從第16期起穩(wěn)定在24%的水平,非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放變化對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度從第14期起穩(wěn)定在6%的水平.在工業(yè)固體廢棄物排放的情形,資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)固體廢棄物排放變化對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度從第17期起穩(wěn)定在18%的水平,非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)固體廢棄物排放變化對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變量方差的貢獻(xiàn)度從第17期起穩(wěn)定在9%的水平.

2.5 EKC特征分析結(jié)果

江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)EKC特征分析結(jié)果如表7所示.

資源依附型產(chǎn)業(yè)與非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放之EKC曲線特征均表現(xiàn)為U型,表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高,這2類工業(yè)廢氣排放將對江蘇省大氣環(huán)境保護(hù)構(gòu)成越來越大的挑戰(zhàn).由于資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放之EKC方程的2次項(xiàng)系數(shù)(152.52)明顯高于非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放之EKC方程的2次項(xiàng)系數(shù)(74.81),表明應(yīng)對資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放挑戰(zhàn)的任務(wù)將更加艱巨.資源依附型產(chǎn)業(yè)與非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放與固體廢棄物排放之EKC曲線特征均表現(xiàn)為“倒U型”.計(jì)算得到對應(yīng)于資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放拐點(diǎn)的人均GDP為3.98萬元,對應(yīng)于非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放拐點(diǎn)的人均GDP為5.28萬元,對應(yīng)于資源依附型產(chǎn)業(yè)固體廢棄物排放拐點(diǎn)的人均GDP為10.95萬元,對應(yīng)于非資源依附型產(chǎn)業(yè)固體廢棄物排放拐點(diǎn)的人均GDP為5.13萬元.由于資源依附型產(chǎn)業(yè)固體廢棄物排放尚未達(dá)到拐點(diǎn),未來幾年江蘇省在資源依附型產(chǎn)業(yè)固體廢棄物排放治理方面同樣面臨巨大的壓力.

由于江蘇省資源依附型產(chǎn)業(yè)與非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放之EKC曲線特征均表現(xiàn)為U型,且資源依附型產(chǎn)業(yè)固體廢棄物排放尚未達(dá)到拐點(diǎn),未來工業(yè)廢氣排放和固體廢棄物排放的持續(xù)上升將給江蘇省“三廢”污染治理帶來嚴(yán)峻挑戰(zhàn).不過,資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)“三廢”排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的響應(yīng)普遍高于非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)“三廢”排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的響應(yīng)意味著江蘇省具有通過第二次產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整減少工業(yè)“三廢”排放的潛在空間.考慮到資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放和固體廢棄物排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出方差的貢獻(xiàn)度明顯高于非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放和固體廢棄物排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出方差的貢獻(xiàn)度,單方面通過更嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制限制或削減資源依附型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能的做法有可能造成短期內(nèi)第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出過度下降,因此并不可取.在升級環(huán)境規(guī)制的同時配套使用相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)政策(如在限制或削減資源依附型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能的同時采取相應(yīng)措施鼓勵非資源依附型產(chǎn)業(yè)發(fā)展以填補(bǔ)資源依附型產(chǎn)業(yè)退出所形成的產(chǎn)出缺口,向環(huán)境友好的非資源依附型產(chǎn)業(yè)提供環(huán)保技術(shù)研發(fā)補(bǔ)貼,為新進(jìn)入非資源依附型產(chǎn)業(yè)的投資項(xiàng)目免費(fèi)提供環(huán)境管理培訓(xùn)與技術(shù)培訓(xùn)等等),通過產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化促進(jìn)江蘇省“三廢”減排,在當(dāng)前條件下不失為一個可操作的政策選項(xiàng).

表7 江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)EKC特征分析結(jié)果

3　結(jié)論

3.1 江蘇省資源依附型與非資源依附型產(chǎn)業(yè)“三廢”排放與第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出之間存在長期平衡關(guān)系.

3.2 第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出變化既是資源依附型也是非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)“三廢”排放變化產(chǎn)生的Granger原因(“第二次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的變化是資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放量的變化產(chǎn)生的Granger原因”的結(jié)論不被拒絕的概率為88.38%).

3.3 資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)“三廢”排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的響應(yīng)普遍高于非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)“三廢”排放對第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的響應(yīng),資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢水排放響應(yīng)與第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊短期呈正相關(guān)關(guān)系,長期呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣與工業(yè)固體廢棄物排放響應(yīng)、非資源依附型產(chǎn)業(yè)所有工業(yè)“三廢”排放響應(yīng)與第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出沖擊在所有時期呈正相關(guān)關(guān)系.

3.4 資源依附型與非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放和固體廢棄物排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出方差的貢獻(xiàn)度均高于其工業(yè)廢水排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出方差的貢獻(xiàn)度,且資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放和固體廢棄物排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出方差的貢獻(xiàn)度明顯高于非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放和固體廢棄物排放變化對江蘇省第二次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出方差的貢獻(xiàn)度.

3.5 江蘇省資源依附型產(chǎn)業(yè)與非資源依附型產(chǎn)業(yè)工業(yè)廢氣排放之EKC曲線特征均表現(xiàn)為U型,工業(yè)廢水排放和固體廢棄物排放之EKC曲線特征均表現(xiàn)為倒U型,且資源依附型產(chǎn)業(yè)固體廢棄物排放尚未達(dá)到拐點(diǎn).

[1] Grossman G M, Krueger A B. Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement [J]. Social Science Electronic Publishing, 1991,8(2):223-250.

[2] Shafik, N, Bandyopadhyay, S. Economic Growth and Environmental Quality: Time Series and Cross-Country Evidence [M]. Background Paper for the World Development Report. The World Bank, Washington, DC, 1992.

[3] Panayotou, Theodore. Empirical tests and policy analysis of environmental degradation at different stages of economic development, Working Paper. Technology and Environment Programme, International Labour Office, International Labour Organization, 1993[EB]. http://staging.ilo.org/public/libdoc/ilo/1993/93B09_31_engl.pdf.

[4] 曼紐爾·卡斯特.網(wǎng)絡(luò)社會的崛起[M]. 夏鑄九,王志弘等(譯).北京:社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社, 2003.

[5] Shafik, N. Economic development and environmental quality: an econometric analysis [J]. Oxford Economic Papers, 1994,46:757- 773.

[6] Stern, David I. Explaining changes in global sulfur emissions: an econometric decomposition approach [J]. Ecological Economics, 2002,42:201-220.

[7] Levinson, A. Technology, International Trade, and Pollution from U.S.Manufacturing [M]. NBER working paper, 2007,13616.

[8] De Bruyn S M. Explaining the Environmental Kuznets Curve: Structural Change and International Agreements in Reducing Sulfur Emissions [J]. Environment and Development Economics, 1997,2(4):485-503.

[9] Bruvoll, Annegrete and Medin, Hege. Factors Behind the Environmental Kuznets Curve-A Decomposition of the Changes in Air Pollution [J]. Environmental and Resource Economics, 2003,24(1):27-48.

[10] 肖 挺,劉 華.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與節(jié)能減排問題的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家, 2014,9:58-68.

[11] 趙 偉,田銀華,彭文斌.基于CGE模型的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整路徑選擇與節(jié)能減排效應(yīng)關(guān)系研究[J]. 社會科學(xué), 2014,4:55-63.

[12] 邱新國,譚靖磊.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對節(jié)能減排的影響研究—基于中國247個地級及以上城市數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 科技管理研究, 2015,10:240-243/254.

[13] 左可貴,包玉澤,李崇光,等.工業(yè)碳減排績效及其影響因素動態(tài)分解[J]. 自然資源學(xué)報, 2014,29(9):1576-1588.

[14] 李名升,周 磊,陳遠(yuǎn)航,等.經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的污染減排效應(yīng):以COD減排為例[J]. 環(huán)境科學(xué), 2014,35(8):3212-3217.

[15] 張 雷,李艷梅,黃園淅,等:中國結(jié)構(gòu)節(jié)能減排的潛力分析[J]. 中國軟科學(xué), 2011,12:42-51.

[16] 陳 潔,焦建玲,李方一,等.行業(yè)減排的優(yōu)先次序與差別對策研究[J]. 資源科學(xué), 2016,38(7):1373-1382.

[17] 成艾華,魏后凱.促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)有序轉(zhuǎn)移與協(xié)調(diào)發(fā)展的碳減排目標(biāo)設(shè)計(jì)[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2013,23(1):55-62.

[18] 張曉娣.增長、就業(yè)及減排目標(biāo)約束下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2014,25(11):10-13.

[19] 賀勝兵,譚 倩,周華蓉.污染減排倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效應(yīng)測算-基于投入產(chǎn)出的視角[J]. 統(tǒng)計(jì)與信息論壇, 2015,30(2):15- 23.

[20] 馬訓(xùn)舟,姚 建,付中元,等.四川省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系研究[J]. 特區(qū)經(jīng)濟(jì), 2007,219(4):193-195.

[21] 陳 迅,馮敬娟.工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 工業(yè)工程, 2012,15(1):55-59.

[22] 謝榮輝,原毅軍.污染減排與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的雙向動態(tài)作用機(jī)制研究[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評論, 2014,13(2):96-111.

[23] 宮再靜,梁大鵬.中國CO2排放量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的互動關(guān)系研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2015,25(11):10-13.

[24] 朱俏俏,孫 慧,王士軒.中國資源型產(chǎn)業(yè)及制造業(yè)碳排放與工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2014,24(11): 112-119.

[25] Johansen S. Likelihood-based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive Models [M]. Oxford University Press, 1995.

[26] 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)分析方法與建模 [M]. 北京:清華大學(xué)出版社, 2006:294-295.

Research on relationship between emission of industrial wastes and the growth of secondary industry in Jiangsu province.

LIU An-guo, ZHANG Ke-sen, NIE Bei, WANG Mei-yan, ZHANG Ying-kui*

(School of Economics and Management, Beijing University of Chemical Technology, Beijing 100029, China).

Through Johansen test, Granger test of causality, functional analysis of generalized impulse and variance decomposition, in combination with analysis of EKC characteristics of different industries, the relationship and interaction between emission of “industrial wastes” by both resource-based and non-resource-based industries and the growth of secondary industry in Jiangsu province is analyzed on basis of 1991~2014 data from Statistical Yearbooks of Jiangsu. It is found that (1) in the long run variables for waste water, waste gas and solid waste keep in balance with output of secondary industry; (2) growth of secondary industry Granger-causes the change of emission of “industrial wastes” by both resource-based and non-resource-based industries; (3) changes of emission of “industrial wastes” in short run have considerable impact on output of secondary industry, but in the long run their dynamic effects tend to decrease; (4) variances in emission of waste gas and solid waste by resource-based industries contribute more to variance in output of secondary industry of Jiangsu province than variances in emission of waste gas and solid waste by non-resource-based industries do, but the opposite can be said for the emission of industrial waste water; (5) analysis of EKC characteristics of different industries with respect of emission of different wastes shows that reduction of emission of industrial waste gas and solid waste presents number-one challenge for environmental management of Jiangsu province.

environmental pollution；resource-based industry；industrial development

X196,F426

A

1000-6923(2017)04-1579-10

2016-09-05

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71473012);教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金資助項(xiàng)目(14YJA790030);國家社會科學(xué)基金資助項(xiàng)目(16BGL007)

劉安國(1962-),男,湖南常德人,教授,博士,主要從事城市和區(qū)域經(jīng)濟(jì)、經(jīng)濟(jì)增長以及資源和環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)研究.發(fā)表論文30余篇.

* 責(zé)任作者, 教授, zhangyk@mail.buct.edu.cn

, 2017,37(4)：1579~1588