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    流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)分析

    2017-11-22 10:09:31方琳吳鳳平張慶海
    中國人口·資源與環(huán)境 2017年11期
    關(guān)鍵詞:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整

    方琳 吳鳳平 張慶海

    摘要

    隨著流域內(nèi)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的深入發(fā)展,流域水環(huán)境面臨的形勢十分嚴峻,太湖流域作為我國社會經(jīng)濟發(fā)展最快的地區(qū)之一,其水體質(zhì)量不容樂觀。為了實現(xiàn)流域內(nèi)經(jīng)濟、社會和環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展,本文首先基于主成份分析法確定太湖流域水質(zhì)綜合污染指數(shù),以此表征流域水環(huán)境質(zhì)量。在此基礎(chǔ)上,基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗方法,利用1991—2014年的太湖流域(江蘇部分)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制的相關(guān)數(shù)據(jù),從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角分析其對流域水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)。實證結(jié)果表明:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為79.522和-179.283,說明流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)的長期粗放式增長會導(dǎo)致水質(zhì)惡化,而且其影響程度并不會隨著時間而自動消退。而人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為67.578和309.411,說明流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市,短期會增加用水量,加劇水質(zhì)惡化,而長期造成的負面影響則會相對逐漸減弱。至于政府在流域治理方面的規(guī)制行為,由于其長短期彈性分別為-21.705和19.687,說明政府治理行為短期并不會有效改善水體質(zhì)量,其管制效果并非立竿見影,往往需要等待若干年才能有初步成效,而且相比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響程度,政府環(huán)境規(guī)制對水質(zhì)的影響力度略顯不足。最后基于實證分析結(jié)果,本文提出了促進改善流域水環(huán)境質(zhì)量的若干政策建議,包括:優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)和大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整;加大城市環(huán)境保護宣傳力度,普及節(jié)水意識和管制排污行為,并扶植農(nóng)業(yè)發(fā)展,實現(xiàn)城鄉(xiāng)人口數(shù)量的合理流動;促進研發(fā)一些高新排污設(shè)備,繼續(xù)加大政府在治理污水方面的投資,強化政府的環(huán)境規(guī)制行為等。

    關(guān)鍵詞 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu);政府環(huán)境規(guī)制;主成份分析;邊限協(xié)整檢驗

    中圖分類號 X22文獻標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104(2017)11-0176-09DOI:10.12062/cpre.20170443

    改革開放以來,流域水資源開發(fā)、利用工作取得顯著成效,為流域內(nèi)經(jīng)濟和社會發(fā)展做出了突出貢獻,但同時,水資源短缺、水污染嚴重等問題亦十分突出。太湖流域是我國社會經(jīng)濟發(fā)展最快的地區(qū)之一,其水體富營養(yǎng)化程度十分嚴重[1],據(jù)《太湖流域水資源公報》顯示,2015年度太湖流域河流水質(zhì)評價總河長5 688.5 km,全年僅有20.3%的評價河長水質(zhì)達到或優(yōu)于III類,380個水功能區(qū)全年期水質(zhì)達標(biāo)個數(shù)106個,達標(biāo)率僅為27.9%。而與此同時,城鎮(zhèn)生活用水和第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)用水占流域內(nèi)用水總量的69.4%,城鎮(zhèn)居民生活廢污水排放和第二產(chǎn)業(yè)廢污水排放量則分別高達流域廢污水排放總量的30.5%和45.2%。可見,隨著流域內(nèi)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的深入發(fā)展,水資源需求和廢污水排放量均將在較長一段時期內(nèi)持續(xù)增長,這必將導(dǎo)致水環(huán)境的進一步惡化,流域水資源面臨的形勢也更為嚴峻。依據(jù)國務(wù)院批復(fù)并實施的《太湖流域水環(huán)境綜合治理總體方案(2013年修編)》的文件精神,明確要求搞好太湖流域的生態(tài)文明建設(shè),不斷提升水環(huán)境質(zhì)量,實現(xiàn)流域內(nèi)經(jīng)濟社會和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展,為全國湖泊治理提供有益經(jīng)驗?;诖耍疚膹牧饔騼?nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角考察其對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響,著重分析流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制行為對水環(huán)境質(zhì)量的短期沖擊和長期效應(yīng)的差異,并在實證分析的基礎(chǔ)上給出相應(yīng)的政策建議。

    1 文獻綜述

    目前有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面,國外學(xué)者們主要從人口集聚,經(jīng)濟發(fā)展,水文、氣候等自然條件,水利設(shè)施建設(shè),凈水工程技術(shù)和政府治理等角度展開研究。如Paul等[2]認為人口集聚程度會對河流生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生非對稱性影響;Allan[3]也認為較低的人口密度會改變地區(qū)環(huán)境效應(yīng);Voeroesmarty等[4]發(fā)現(xiàn)較高密度的集聚現(xiàn)象會惡化生態(tài)環(huán)境。而Gunda T等[5]和Xia J等[6]均發(fā)現(xiàn),隨著人均收入的增加,環(huán)境可持續(xù)發(fā)展指數(shù)的大部分壓力指標(biāo)會發(fā)生惡化;Lawford等[7]認為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是影響流域水質(zhì)的主要因素,水環(huán)境生態(tài)系統(tǒng)的惡化可以看成是經(jīng)濟發(fā)展的副產(chǎn)品。Grey等[8]、Peng Hui等[9]和Giupponi等[10]則采用了多種方法驗證水文、氣候等自然條件變化會對盆地、流域水資源管理提出挑戰(zhàn),從而威脅水資源安全。還有一些國外學(xué)者如Gleick等[11]和Ashleg等[12]則建議生態(tài)系統(tǒng)嚴重退化的國家,可以通過投資建設(shè)水利基礎(chǔ)設(shè)施,采用凈水工程技術(shù)等方案來減緩水環(huán)境污染程度。也有一些學(xué)者從水資源治理等政府管理視角下分析其對水環(huán)境質(zhì)量的影響,如Rouillard等[13]和Rnieper等[14]指出政府對水資源治理會對環(huán)境產(chǎn)生間接影響,而且Pahlwostl等[15]、Cook等[16]、Morse[17]亦提出政府腐敗程度低是實現(xiàn)有效的水資源管理的關(guān)鍵因素之一。

    而國內(nèi)有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面則主要集中在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長對水生態(tài)環(huán)境的影響方面,如馬勇等[18]綜合運用“柯布—道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)和DEA模型,對長江中游城市群的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其產(chǎn)業(yè)生態(tài)化問題進行評價;楊建林等[19]以呼包銀榆經(jīng)濟區(qū)為例,檢驗和分析了經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對生態(tài)環(huán)境的動態(tài)效應(yīng);張明等[20]利用經(jīng)濟、環(huán)境指標(biāo)的面板數(shù)據(jù),對我國東部地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟增長之間是否存在環(huán)境庫茲涅茨倒U型關(guān)系進行了嚴格的統(tǒng)計檢驗;郭唯等[21]在人口、水資源、經(jīng)濟和諧發(fā)展評價基礎(chǔ)上,分析了河南省經(jīng)濟增長與水環(huán)境質(zhì)量和諧度的時間變化過程和空間分布情況;張可等[22]采用多指標(biāo)多原因模型分析人口、資本、物質(zhì)、技術(shù)、公共服務(wù)多種要素和資源的集聚與環(huán)境污染的關(guān)系等;趙海霞等[23]運用投入產(chǎn)出分析方法,探討不同經(jīng)濟發(fā)展模式下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對環(huán)境污染的影響程度等。

    顯然,雖然目前有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面已取得了不少研究成果,但是基于流域的立場,研究水環(huán)境質(zhì)量的影響因素方面的相關(guān)文獻很少,目前僅有董偉等[24]采用灰關(guān)聯(lián)分析方法分析長江上游水源涵養(yǎng)區(qū)生態(tài)安全的影響因素;佟新華[25]基于日本水環(huán)境數(shù)據(jù)研究其影響因素及水生態(tài)環(huán)境的保護措施;葉晶[26]運用結(jié)構(gòu)方程模型研究滇池流域水環(huán)境質(zhì)量的影響因素;王磊等[27]采用RS與GIS信息技術(shù)與主成份分析相結(jié)合的方法綜合研究了太湖流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)污染負荷現(xiàn)狀及其總體空間趨勢。由于流域不同于一般的行政區(qū)域,其水環(huán)境質(zhì)量依賴于流域內(nèi)跨行政區(qū)域的多方因素的影響,因此單純從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整角度衡量水環(huán)境質(zhì)量效應(yīng)有些許片面。而且從理論上而言,流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加,必然會導(dǎo)致很長一段時期內(nèi)的工業(yè)排污量增大,造成流域水體污染,而這種影響是否會隨著時間的推移保持相對穩(wěn)定態(tài)勢?另一方面,城鎮(zhèn)化進程的加快促使流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市,勢必會加大流域內(nèi)的用水量,而農(nóng)村人口現(xiàn)有環(huán)保意識不足,這部分人群流動到城市中,短期可能會惡化流域水環(huán)境質(zhì)量,而長期對水環(huán)境影響的程度會否減弱?還有近些年,政府在流域環(huán)境治理方面進行了大力投入,雖然大部分學(xué)者都認同其作用會導(dǎo)致水質(zhì)變優(yōu),但其對流域水環(huán)境的治理效果是否立竿見影,需要多少年才能有初步成效等?這些都有待實證方面的進一步考證。endprint

    因此,本文以太湖流域為例,從流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府的環(huán)境規(guī)制三方面衡量經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響。雖然太湖流域行政區(qū)包含江蘇、浙江、上海和安徽,但江蘇省大部分位于流域的上游,其經(jīng)濟行為對上下游水質(zhì)影響重大,而且其行政面積占據(jù)太湖流域的53%,故本文借助于太湖流域(江蘇部分)1991—2014年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù),運用基于自回歸分布滯后(autoregressive distributed lag: ARDL)模型的邊限協(xié)整檢驗方法,研究流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的短期影響和長期效應(yīng)的差異,為國內(nèi)其他流域水環(huán)境質(zhì)量的相關(guān)研究提供參考。

    對照已有參考文獻,本文的貢獻主要在于以下兩點:①基于流域立場,從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動、政府環(huán)境規(guī)制視角下研究流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響效應(yīng),并從短期和長期兩方面衡量這三者所產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)是否會隨著時間的推移而發(fā)生轉(zhuǎn)變,彌補了現(xiàn)有文獻在這方面的空白,是比較有現(xiàn)實意義和實踐依據(jù)的;②采用基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗方法,是由于該模型在小樣本數(shù)據(jù)下檢驗變量間的長期均衡和短期動態(tài)關(guān)系方面具備獨特的優(yōu)勢,這使得本文的研究在理論上也是合理可行的,亦可為后續(xù)研究提供一定的理論支持。

    2 研究方法

    在時間序列模型中,由于序列的非平穩(wěn)性可能會給回歸模型帶來“偽回歸”問題,為了避免出現(xiàn)虛假回歸,EngleGranger[28]和JohansenJuselius[29]分別提出了適用于兩變量和多變量的協(xié)整檢驗方法,但是這兩種方法均要求變量具有相同的單整階數(shù),而且分析中選擇內(nèi)生變量和外生變量,確定滯后階數(shù)、趨勢項和截距項時,往往會給研究結(jié)論帶來很大的不確定性,導(dǎo)致模型穩(wěn)定性不高。因此,Pesaran等[30]提出基于自回歸分布滯后(ARDL)模型的邊限協(xié)整檢驗(Bound Testing),這種分析方法與其他協(xié)整檢驗方法相比,具有如下幾方面的優(yōu)勢:一是可以避免內(nèi)生性問題,可對長期協(xié)整系數(shù)進行顯著性檢驗;二是基于協(xié)整和誤差修正模型,可以同時估計長期和短期方程;三是可以對不同階數(shù)的單整變量進行協(xié)整檢驗,不要求時序變量同為I(0)或I(1)過程;四是由于該方法對樣本規(guī)模敏感性相對不高,所以對于小樣本也具有很好的適應(yīng)度[31-32]。因此,結(jié)合本文所使用小樣本的時序數(shù)據(jù)特征,選擇基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗方法進行建模分析。

    為了分析流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長期效應(yīng),本文考慮建立如下形式的線性模型:

    WQt=α+βISt+γPSt+δERt+εt(1)

    其中,WQt是流域水質(zhì)綜合污染指數(shù),表征水環(huán)境質(zhì)量;ISt表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;PSt表示人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化;ERt是政府環(huán)境規(guī)制變量。

    由于變量可能存在非平穩(wěn)性,故不能直接建立上述長期均衡模型,依據(jù)Pesaran等提出的邊限協(xié)整檢驗的思想,為了檢驗非平穩(wěn)變量間的長期關(guān)系,需要先建立如下的ARDL模型:

    ΔWQt=α0+∑mi=0βiΔISt-i+∑nj=0γjΔPSt-j+∑rk=0δkΔERt-k+∑ql=1φlΔWQt-1+η1WQt-1+η2ISt-1+η3PSt-1+η4ERt-1+εt

    (2)

    在變量是I(0)或I(1)過程時,對方程滯后系數(shù)進行聯(lián)合顯著性檢驗,具體檢驗方法如下:

    檢驗原假設(shè)為:H0:η1=η2=η3=η4=0(不存在協(xié)整關(guān)系)(3)

    備擇假設(shè)為:H1:η1≠η2≠η3≠η4≠0(存在協(xié)整關(guān)系)(4)

    Pesaran等提出利用F統(tǒng)計量檢驗變量是否存在協(xié)整關(guān)系,并提出在原假設(shè)成立條件下,F(xiàn)檢驗統(tǒng)計量的分布并不是常見分布,Pesaran等給出F統(tǒng)計量的兩個臨界值:上限和下限,檢驗依據(jù)為:若F統(tǒng)計值高于臨界值上限,則拒絕H0,認為存在協(xié)整關(guān)系;若F統(tǒng)計值低于下限,則接受H0,認為變量間不存在協(xié)整關(guān)系;但是如果F統(tǒng)計值落在兩臨界值之間,則依據(jù)此法無法判斷是否存在協(xié)整關(guān)系。

    若存在協(xié)整關(guān)系,此方法能同時估計出變量間的長期協(xié)整方程和短期動態(tài)方程,如下式:

    長期協(xié)整方程:WQt=α+βISt+γPSt+δERt+εt(5)

    短期動態(tài)方程:ΔWQt=α0+∑mi=0βiΔISt-i+∑nj=0γjΔPSt-j+∑rk=0δkΔERt-k+∑ql=1φlΔWQt-1+θt-1+t(6)

    其中,t-1為長期協(xié)整方程的殘差滯后項。

    3 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

    在變量界定方面,對于衡量水環(huán)境質(zhì)量的指標(biāo),大部分學(xué)者采用的是工業(yè)和生活廢水排放量[18-19,33]。借鑒張亞麗等[34]、尹海龍等[35]提出的單項和綜合水質(zhì)污染指數(shù)評價指標(biāo),本文采用綜合水質(zhì)污染指數(shù)評價指標(biāo),主要是基于以下理論和實踐依據(jù):首先,依據(jù)水利部公益性行業(yè)科研項目“健康太湖綜合評價與指標(biāo)研究”成果表明,太湖流域目前存在的主要問題是:水體質(zhì)量輕污染,中度富營養(yǎng)化問題,藍藻數(shù)量不健康等,所有這些指標(biāo)都不是單一水質(zhì)污染指數(shù)能包含的,故本文采用綜合水質(zhì)污染指數(shù)。其次,水質(zhì)評價方法眾多,研究中較常用的有單因子指數(shù)評價法、水污染指數(shù)法、綜合污染指數(shù)評價法、模糊綜合評判法、主成份分析法等,前2種屬于單項污染評價指標(biāo),后3種屬于綜合污染評價指標(biāo),每種評價指標(biāo)適用于不同的研究對象?;谔饔虻陌l(fā)展現(xiàn)狀,本文需要評價因子較多,要求較高的水質(zhì)綜合評價方法,故基于太湖流域江蘇省各監(jiān)測點的各項水質(zhì)原始數(shù)據(jù),采用主成份分析法確定水質(zhì)綜合污染指數(shù)用以反映太湖流域江蘇部分的水環(huán)境質(zhì)量。

    對于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整指標(biāo),學(xué)術(shù)界對該變量界定的看法不一,一般是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展速度、人口因素、對外貿(mào)易程度,技術(shù)水平以及城市規(guī)模等方面來衡量[20,35-36]?;跀?shù)據(jù)的可獲得性和太湖流域的實際發(fā)展情況,本文經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口結(jié)構(gòu)變動和政府環(huán)境規(guī)制3方面來考慮。目前,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用的指標(biāo)有第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重[33],第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重[37],制造業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重[21],第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重[20]等,由于太湖流域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)尚處于起步階段,第二產(chǎn)業(yè)的工業(yè)污染仍然很嚴重,因此本文采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(%)來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。人口結(jié)構(gòu)變動考慮的方面比較多,有些學(xué)者從人口數(shù)量的變化(人口規(guī)模)來考慮[36],有些學(xué)者從人口收入結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)等方面來考慮[38],本文認為太湖流域近些年的人口城鄉(xiāng)流動變化頻繁,大量人口從農(nóng)村流動到城市,由于環(huán)保意識等習(xí)慣認知難以短期內(nèi)改變和用水人口數(shù)量的遞增,必然在很大程度上造成水環(huán)境污染,因此,本文從人口城鄉(xiāng)流動方面衡量人口結(jié)構(gòu)的變動,采用學(xué)術(shù)界比較認可的城市化率(%)作為人口結(jié)構(gòu)變動的衡量指標(biāo),由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)中有若干年的城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)有明顯離群值,出于數(shù)據(jù)可信度的考慮,本文參考周一星等[39]提出的修正方法,對個別離群的城市化率數(shù)據(jù)進行了修正。政府環(huán)境規(guī)制變量衡量的是政府對水環(huán)境質(zhì)量的政策干預(yù)力度,目前較為常用的衡量方法有:工業(yè)廢水和廢氣治理運行費用與增加值之比,治理污染設(shè)施運行費用或人均運行費用,或?qū)⑷司杖胨阶鳛楹饬績?nèi)生性環(huán)境規(guī)制強度的代理變量等[37],基于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文采用污染治理廢水項目本年完成投資額(萬元)來衡量政策環(huán)境規(guī)制變量。endprint

    本文基于太湖流域(江蘇部分)1991—2014年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù),分析流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng),由于流域內(nèi)相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)缺失,故采用江蘇省區(qū)行政統(tǒng)計數(shù)據(jù)乘以其所占流域面積占比進行了相應(yīng)折算。其中,本文所用省區(qū)的原始數(shù)據(jù)均來自于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》,而水質(zhì)原始數(shù)據(jù)則來自于中國湖泊科學(xué)數(shù)據(jù)庫太湖站各監(jiān)測點水質(zhì)數(shù)據(jù)和《太湖健康狀況報告》。為了提高估計的準確性和可信度,對于可能存在的價格波動的影響,以CPI為價格指數(shù)對名義量進行了調(diào)整,基期為1990年;同時為了消除原始數(shù)據(jù)的異方差性,對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整變量數(shù)據(jù)作了取對數(shù)處理。

    4 實證分析

    4.1 利用主成份分析法確定水質(zhì)綜合污染指數(shù)

    主成份分析法是一種通過降維來簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的方法,把多個指標(biāo)化為少數(shù)幾個綜合指標(biāo),使這幾個綜合變量反映原來多個變量的大部分信息,而且彼此之間互不相關(guān)。鑒于流域?qū)嶋H情況和數(shù)據(jù)的可獲得性,水質(zhì)評價指標(biāo)選用各監(jiān)測點的透明度、懸浮質(zhì)、電導(dǎo)率、溶解氧、總氮、總磷、葉綠素a、氨氮、硝態(tài)氮、亞硝態(tài)氮、磷酸根、高錳酸鹽指數(shù)數(shù)據(jù)共十二項,其中個別水質(zhì)指標(biāo)如透明度、溶解氧與水環(huán)境污染程度成反比,故將其取倒數(shù)處理,再對所有數(shù)據(jù)進行標(biāo)準化,并借助主成份分析,計算綜合污染指數(shù)。

    對數(shù)據(jù)進行主成份分析,得到數(shù)據(jù)矩陣的特征值、差值、貢獻率、以及累計貢獻率如表1所示。

    4.2 單位根檢驗

    雖然邊限協(xié)整檢驗并不要求變量是同階單整過程,但是Ouattara[40]亦指出這種方法并不適用于I(2)及以上階數(shù)的變量。因此,本文利用多種單位根檢驗的方法作為參考,借助ADF,PP和KPSS檢驗結(jié)果判斷變量是否是I(0)或I(1)過程,檢驗結(jié)果見表2。

    從上表可以看出,本文中所有變量均是I(0)或I(1)過程,可以采用邊限協(xié)整檢驗。

    4.3 估計ARDL模型

    由于本文基于1991—2014年的年度數(shù)據(jù)進行分析,根據(jù)有關(guān)經(jīng)驗,選擇最大滯后期為4,并依據(jù)AIC信息準則確立最優(yōu)模型為ARDL(4,2,3,3),估計結(jié)果見表3。

    從估計結(jié)果可以看出,太湖流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動(IS)、人口從農(nóng)村流向城市(PS)和政府的水環(huán)境規(guī)制行為(ER)等均會在一定程度上影響流域水環(huán)境質(zhì)量。從流域內(nèi)江蘇省區(qū)來看,第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加會對水體造成污染,其滯后2期(lnISt-2)回歸系數(shù)為188.02,數(shù)值為正且統(tǒng)計上顯著,說明第二產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展會對水體質(zhì)量產(chǎn)生長遠持久的負面影響,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響并不會隨時間推移而自動消退。從人口結(jié)構(gòu)角度來看,隨著城鎮(zhèn)化進程的加快,人口從農(nóng)村流動到城市,同樣會加劇水質(zhì)的惡化,其回歸系數(shù)從144.868(lnPSt),71.831(lnPSt-1),到-105.679(lnPSt-2),-58.864(lnPSt-3),統(tǒng)計上均顯著,但回歸結(jié)果卻由正轉(zhuǎn)變?yōu)樨?,可見長期由于城市的環(huán)保宣傳工作實施到位等,人口流動對水質(zhì)的負面影響將逐漸被削弱。至于政府在流域水環(huán)境的規(guī)制行為方面,其當(dāng)期并不會減弱水體污染,回歸系數(shù)為2.334(lnERt),而滯后3期的回歸系數(shù)為負,分別為-1.733(lnERt-1),-6.453(lnERt-2)和-10.9(lnERt-3),可見其治理效果要持續(xù)3年才有所體現(xiàn),而且其影響力度相比產(chǎn)

    業(yè)結(jié)構(gòu)和人口結(jié)構(gòu)的調(diào)整力度要小的多。另外,從估計結(jié)果中,我們亦發(fā)現(xiàn),水體的自我清潔修復(fù)功能(WQ)也是比較脆弱的,其滯后4期的回歸系數(shù)顯著且僅為-1.241(WQt-4),即若僅靠自身凈化能力,水體污染需要等上4年才能略有恢復(fù),相較于其他結(jié)構(gòu)性調(diào)整,自身調(diào)整的能力很低,故可以暫不考慮。

    4.4 邊限協(xié)整檢驗和長短期方程估計結(jié)果

    我們利用F統(tǒng)計量檢驗變量是否存在協(xié)整關(guān)系,檢驗結(jié)果見表4??梢钥闯觯捎贔統(tǒng)計值為7.154,高于5%顯著水平下的上限臨界值4.35,所以拒絕原假設(shè),依據(jù)邊限協(xié)整檢驗的思想,認為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

    表5顯示誤差修正項(ECMt-1)在10%的顯著性水平上顯著,符號為負,此項系數(shù)絕對值越大,表明系統(tǒng)受到?jīng)_擊后,向均衡回復(fù)的速度越快。誤差修正項的回歸結(jié)果為-0.237,這表明當(dāng)太湖流域水環(huán)境受到一個外部沖擊后,流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整將使得水環(huán)境質(zhì)量以23.7%左右的速度進行調(diào)整,整個收斂到均衡水平的過程大約持續(xù)5年。

    從長期協(xié)整關(guān)系來看,流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnISt)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)(lnPSt)的回歸系數(shù)分別為79.522和67.578,數(shù)值為正且統(tǒng)計上顯著,說明其會對流域水環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生強大的負面影響。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加和農(nóng)村人口大量流入城市均會造成流域內(nèi)水環(huán)境質(zhì)量在一定程度上的惡化,而政府環(huán)境規(guī)制行為(lnERt)的回歸系數(shù)為-21.705,從長期來看,政府環(huán)境規(guī)制行為能起到改善流域水環(huán)境的作用,但其影響力度遠低于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。

    另外,從短期調(diào)整方程來看,人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)仍然會惡化水環(huán)境質(zhì)量,其短期影響力度為當(dāng)期(ΔlnPSt)和持續(xù)滯后2期(ΔlnPSt-1,ΔlnPSt-2)的回歸系數(shù)之和(即:144.868+105.679+58.864=309.411),顯然遠高于長期影響力度(67.578),從側(cè)面反映了流域內(nèi)人口從農(nóng)村流入到城市確實會短期加重水環(huán)境污染的現(xiàn)狀,但只要合理的流向規(guī)劃和正確的政策宣傳導(dǎo)向,人口城鄉(xiāng)流動對水環(huán)境造成的負面影響會相對逐漸減弱。另一方面,從短期回歸結(jié)果,我們也發(fā)現(xiàn)了一些和長期影響不一致的情況,如第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加短期并不會惡化水環(huán)境質(zhì)量,其滯后一期(ΔlnISt-1)的回歸結(jié)果為-188.020,且短期總彈性為當(dāng)期(ΔlnISt)和滯后1期(ΔlnISt-1)的回歸系數(shù)之和(即:8.737-188.020=-179.283),顯然短期并不會惡化水環(huán)境質(zhì)量,甚至一定程度上改善了水體質(zhì)量,然而結(jié)合其對水環(huán)境造成的長期負面影響(79.522),說明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對流域水環(huán)境質(zhì)量的負面影響是逐漸體現(xiàn)出來的,一定LM是拉格朗日乘數(shù)檢驗,AC(p)檢驗殘差項是否存在p階序列相關(guān),原假設(shè)為不存在序列相關(guān);JB檢驗用于檢驗殘差序列是否服從零均值的正態(tài)分布,原假設(shè)為序列服從零均值的正態(tài)分布;ARCH(p)檢驗用于檢驗殘差序列是否滿足同方差的要求,原假設(shè)為序列不存在p階條件異方差;Reset檢驗是指Ramsey的模型設(shè)定檢驗,用于檢驗?zāi)P偷亩x形式是否有誤,原假設(shè)為模型設(shè)定無偏差。括號內(nèi)為P值。endprint

    程度上表明目前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展日趨不合理,這就需要政府有效合理的排污引導(dǎo)和產(chǎn)業(yè)規(guī)劃,方能逐漸消除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非均衡發(fā)展對水環(huán)境所造成的長期負面影響。另一方面,政府的環(huán)境規(guī)制行為并不會如預(yù)期般那樣改善水環(huán)境質(zhì)量,短期回歸結(jié)果從當(dāng)期(ΔlnERt)到直至滯后2期(ΔlnERt-1,ΔlnERt-2)分別為2.334,6.453和10.900,短期總彈性為19.687(2.334+6.453+10.900),數(shù)值為正且統(tǒng)計上均顯著,說明政府環(huán)境治理的頭幾年并不能輕易改善水環(huán)境質(zhì)量,短期治理成效很低,并非立竿見影,而鑒于長期回歸系數(shù)為負且統(tǒng)計上顯著,說明政府環(huán)境治理的長期行為確實有利于改善水體質(zhì)量,這就需要政府在水環(huán)境治理方面進行針對性的持續(xù)改進和加強,方能發(fā)揮政府治理的成效。

    最后,我們對模型的殘差項做了序列相關(guān)性、正態(tài)性、同方差性和模型設(shè)定的檢驗,從檢驗結(jié)果可以看出,在長期關(guān)系中,均不存在序列相關(guān)和異方差性,模型設(shè)定亦合理。而且依據(jù)Brown等[41]提出的CUSUM和CUSUMSQ檢驗結(jié)果顯示,遞歸殘差曲線的CUSUM和CUSUMSQ值都在5%的臨界線內(nèi),說明估計的模型是穩(wěn)定的,相關(guān)的估計結(jié)果可以作為政策制定的參考依據(jù)。

    5 結(jié)論與政策建議

    本文基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗,利用1991—2014年的太湖流域(江蘇部分)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制的相關(guān)數(shù)據(jù),從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角分析其對流域水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)。實證結(jié)果表明:①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為79.522和-179.283,可見流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)持續(xù)粗放式增長長期會導(dǎo)致水質(zhì)惡化,而且其影響程度并不會隨著時間而自動消退;②人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為67.578和309.411,說明流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市,短期會增加用水量,加劇水質(zhì)惡化,而長期造成的負面影響則會相對逐漸減弱;③政府在流域治理方面的規(guī)制行為,由于其長短期彈性分別為-21.705和19.687,說明政府治理行為短期并不會有效改善水體質(zhì)量,其管制效果并非立竿見影,往往需要等待若干年才能有初步成效。另外我們亦發(fā)現(xiàn),相比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響程度,政府環(huán)境規(guī)制對水環(huán)境質(zhì)量的回歸系數(shù)均小于前兩者,說明其對水質(zhì)的影響力度略顯不足。

    以上所有實證結(jié)果均顯示了流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性優(yōu)化調(diào)整均會在短期和長期范圍內(nèi)影響到水環(huán)境質(zhì)量,因此針對估計結(jié)果,我們給出相應(yīng)的政策建議:

    (1)政府應(yīng)該加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度。由于第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加會很大程度上污染流域水環(huán)境質(zhì)量,所以政府需要在控制第二產(chǎn)業(yè)排污現(xiàn)狀下,將優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)和大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)作為產(chǎn)業(yè)調(diào)整的重要任務(wù),一方面借鑒他國的農(nóng)業(yè)機械化,向集約式農(nóng)業(yè)發(fā)展;另一方面通過創(chuàng)造性的知識、集約化的發(fā)展來促進第三產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展,從而達到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的目的。

    (2)城市人口過多,會加重水環(huán)境壓力,為了解決過快的城鄉(xiāng)人口流動,政府應(yīng)該通過扶植農(nóng)業(yè)發(fā)展,在農(nóng)村實行高效的生產(chǎn)現(xiàn)代化管理,給農(nóng)民更多優(yōu)惠政策等,有效規(guī)劃城鄉(xiāng)人口流動,實現(xiàn)城鄉(xiāng)人口數(shù)量的合理轉(zhuǎn)變;同時,對于由鄉(xiāng)入城的新增城市人口,政府需要加大環(huán)境保護的宣傳力度,普及節(jié)水意識和管制排污行為,用以緩解流域內(nèi)人口過量對用水和排污所造成的壓力,降低其對水環(huán)境所產(chǎn)生的負面影響。

    (3)政府的環(huán)境規(guī)制行為雖然短期治理成效不高,但長期效果顯著。其原因主要可以歸結(jié)為流域的跨區(qū)域管理的特征,由于流域內(nèi)省區(qū)及各城市間溝通交流需要時間累積效應(yīng),因此短期效果不大,但只要建立了合理有效的溝通機制、并長期執(zhí)行行之有效的措施,長期治理效果是顯著有效的。考慮到政府在過去幾十年因為片面追求經(jīng)濟發(fā)展,給環(huán)境造成很大的污染,現(xiàn)在我們更應(yīng)該吸取教訓(xùn),加大治理污水方面的投資,研發(fā)一些高新排污設(shè)備,并繼續(xù)積極推進河長制、水資源消耗總量和強度雙控行動,做好水資源承載能力監(jiān)測預(yù)警和水效領(lǐng)跑者引領(lǐng)行動等創(chuàng)新性工作,為流域內(nèi)經(jīng)濟社會環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展做出努力。

    (編輯:王愛萍)

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