廣東省工業(yè)廢水排放量與經(jīng)濟影響因素的協(xié)整分析

(中水珠江規(guī)劃勘測設(shè)計有限公司, 廣東廣州510610)

廣東省的工業(yè)化進程已經(jīng)進入工業(yè)化后期的后半階段[1]。工業(yè)化和城市化進程加快將不可避免地對自然環(huán)境，尤其對水環(huán)境造成危害，危害是如何產(chǎn)生的、應(yīng)該采取哪些措施減輕和控制它們，是擺在廣東省有關(guān)決策部門面前的難題。2010年3月25日，環(huán)境保護部與廣東省人民政府在廣州簽署了共同推進和落實《珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要(2008—2020年)》合作協(xié)議，雙方將在推進珠江三角洲地區(qū)環(huán)境保護一體化、環(huán)境管理體制機制和經(jīng)濟政策先行先試、推進珠江三角洲地區(qū)環(huán)境影響評價促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、加強珠江流域水污染防治、加大農(nóng)村環(huán)境保護和生態(tài)建設(shè)工作力度、促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展、構(gòu)建先進的環(huán)境監(jiān)測預(yù)警和應(yīng)急體系等方面加強合作，全面落實國務(wù)院批準的《珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要(2008—2020年)》，把珠江三角洲地區(qū)建設(shè)成為全國探索環(huán)境保護科學發(fā)展、先行先試的試驗區(qū)和示范區(qū)。在《珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要(2008—2020年)》給廣東省帶來機遇和挑戰(zhàn)的時代契機下，本著堅決貫徹可持續(xù)發(fā)展的精神探索廣東省水污染的影響機制，為廣東省經(jīng)濟增長與水環(huán)境保護協(xié)調(diào)發(fā)展指明方向，就顯得尤為重要和迫切了。

協(xié)整理論是計量經(jīng)濟學中處理非平穩(wěn)時間序列的常用理論，其研究出發(fā)點是找出時間序列內(nèi)部的長期均衡關(guān)系，對兩個或多個非平穩(wěn)時間序列變量之間的長期均衡關(guān)系進行協(xié)整識別，而經(jīng)濟時間序列和水環(huán)境污染指標序列同屬于非平穩(wěn)時間序列，應(yīng)用協(xié)整理論分析時間序列，可以消除將非平穩(wěn)時間序列簡單地以平穩(wěn)時間序列對待而帶來的不可靠性[2]。近年來，不少學者運用協(xié)整理論及相關(guān)方法研究了中國水環(huán)境問題，對中國水環(huán)境保護和治理工作具有一定指導作用，如朱建華等[3]分析了中國水污染防治投資與GDP的關(guān)系，初步預(yù)測了“十二五”期間中國水污染防治投資；戴紅軍等[4]以江蘇省為案例研究對象，建立了環(huán)境資源生產(chǎn)函數(shù)模型，對實證數(shù)據(jù)進行了ADF單位根檢驗和Johansen協(xié)整檢驗，并結(jié)合嶺回歸分析方法，提出環(huán)境資源投入對區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)出的經(jīng)濟貢獻度遠遠大于環(huán)境污染造成的經(jīng)濟損失；張菲等[5]用工業(yè)SO2排放量表示環(huán)境污染，用實際國內(nèi)生產(chǎn)總值代表經(jīng)濟增長，分析出長期的經(jīng)濟增長帶來了環(huán)境污染；王鋒[6]利用環(huán)境庫茲涅茨曲線分析經(jīng)濟增長與水環(huán)境污染的關(guān)系，利用洛倫茲曲線即水資源與COD、氨氮排放量曲線判斷南流江水資源與水污染匹配的合理性；吳振信等[7]利用環(huán)境庫茲涅茨曲線，分析研究了北京市1998—2009年人均碳排放與地區(qū)生產(chǎn)總值的相關(guān)性，分析出北京市碳排放在不同時間段內(nèi)呈現(xiàn)不同的升降趨勢。

雖然也有學者對廣東省工業(yè)化進程中經(jīng)濟增長與水污染排放之間的關(guān)系進行了實證研究，如張玉媚[8]通過選取人均GDP數(shù)據(jù)和工業(yè)“三廢”指標，以回歸方法簡要討論了經(jīng)濟周期、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、出口依存度、國際直接投資、環(huán)境保護投資等對廣東省“三廢” 環(huán)境庫茲涅茨曲線特殊形態(tài)形成的影響；衡昌[9]運用協(xié)整理論分析了廣東省1991—2008年人均GDP與主要污染指標排放量的關(guān)系，提出環(huán)境污染與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)不規(guī)則的變動關(guān)系；盧洪友等[10]通過分析廣東省CO2、SO2與人均GDP存在長期協(xié)整關(guān)系，提出推行污染減排政策和加大環(huán)境污染治理的費用投入并不會阻礙經(jīng)濟增長的結(jié)論。但總體來說，目前缺乏對廣東省污染排放與經(jīng)濟影響因素關(guān)系的深入分析，且相關(guān)研究論述也不多。工業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級一直是推動廣東省從工業(yè)化后期進入后工業(yè)化階段的主要動力，而工業(yè)化通常被定義為工業(yè)(特別是其中的制造業(yè))或第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(或收入)在國民生產(chǎn)總值(或國民收入)中的比重，以及工業(yè)就業(yè)人數(shù)在總就業(yè)人數(shù)中比重不斷上升的過程[11]。本文試圖運用協(xié)整理論對廣東省工業(yè)GDP比重、霍夫曼系數(shù)、工業(yè)勞動者比重等經(jīng)濟影響因素與工業(yè)廢水排放量的長期均衡關(guān)系進行協(xié)整識別，從而為廣東省制訂科學有效的產(chǎn)業(yè)政策和水環(huán)境保護措施提供參考。

1 模型與方法[12]

1.1 單位根檢驗

單位根檢驗是研究時間序列平穩(wěn)性的一種基本方法，也是變量之間協(xié)整檢驗、因果關(guān)系檢驗等的基礎(chǔ)工作。假定序列xt服從AR(p)過程，則單位根檢驗方程為：

▽xt=γxt-1+ξ1▽xt-1+ξ2▽xt-2+…+ξp-1▽xt-p+1+εt

(1)

當序列的檢驗t統(tǒng)計值小于顯著性水平為5%的臨界值時，表明至少可以在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，認為序列不存在單位根，序列是平穩(wěn)的，反之，則存在單位根，序列還不平穩(wěn)，需對序列進行差分，直至滿足平穩(wěn)性。

1.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是診斷變量之間是否存在長期依存關(guān)系的常用方法之一。先建立向量自回歸(VAR)模型，用于預(yù)測相關(guān)時間序列系統(tǒng)和分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。最一般的VAR模型數(shù)學表達式為：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+B1xt+…+Brxt-r+εt

(2)

式中yt——m維內(nèi)生變量向量;xt——d維外生變量向量；A1…Ap、B1…Br——待估計的參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有p階和r階滯后期。

采用Johansen(1995)提出的關(guān)于系數(shù)矩陣Ⅱ的協(xié)整似然比(LR)檢驗方法，對VAR模型進行協(xié)整檢驗。協(xié)整似然比檢驗假設(shè)為：H0至多有r個協(xié)整關(guān)系，H1有m個協(xié)整關(guān)系(滿秩)。檢驗跡統(tǒng)計量：

(3)

從檢驗不存在任何協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開始，然后是最多一個協(xié)整關(guān)系，直到最多m-1個協(xié)整關(guān)系，共進行m次檢驗，備擇假設(shè)不變。

1.3 格蘭杰因果檢驗

先估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰成因，此時x的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計顯著性。一般地，還應(yīng)考慮序列y是否是x的格蘭杰成因。公式表示如下：

yt=α0+α1yt-1+…+αkyt-k+β1xt-1+…+βkxt-k

(4)

xt=α0+α1xt-1+…+αkxt-k+β1yt-1+…+βkyt-k

(5)

式中k是最大滯后階數(shù)，檢驗的原假設(shè)是序列x(y)不是序列y(x)的格蘭杰成因。

1.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響，通過描述這些影響的軌跡，以顯示任意一個變量的擾動如何通過模型影響所有其他變量，最終又反饋到自身的過程。以VAR(1)模型為例：

xt=α11xt-1+α12yt-1+ε1,t

(6)

yt=α21xt-1+α22yt-1+ε2,t

(7)

式中x和y分別表示2個不同變量，隨機擾動項ε稱為新息。

1.5 方差分解

方差分解是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量(共m個)的波動(k步預(yù)測均方誤差)按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的m個組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。

(i=1,2,…,k;t=1,2,…,T)

(8)

括號中的內(nèi)容是第j個擾動項εj從無限過去到現(xiàn)在時點對yj影響的總和。求其方差，假定εj無序列相關(guān)，則

(9)

上式是把第j個擾動項對第i個變量從無限過去到現(xiàn)在時點的影響，用方差加以評價的結(jié)果。yit的方差是上述方差的k項簡單和：

(10)

各個擾動項相對于yit的方差的貢獻度RVC可以用下式近似計算：

(11)

2 變量及數(shù)據(jù)

2.1 變量選取

根據(jù)廣東省工業(yè)化進程，從1995—2016年廣東歷年統(tǒng)計年鑒中選取工業(yè)GDP比重、霍夫曼系數(shù)、工業(yè)勞動者比重與工業(yè)廢水排放量作為本次實證分析的變量。其中，工業(yè)GDP比重指工業(yè)GDP占三次產(chǎn)業(yè)GDP的比例；霍夫曼系數(shù)指工業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)中，輕工業(yè)與重工業(yè)產(chǎn)值之比；工業(yè)勞動者比重指工業(yè)從業(yè)人數(shù)在三產(chǎn)所有在業(yè)人數(shù)中的比例；工業(yè)廢水排放量指經(jīng)過工業(yè)企業(yè)廠區(qū)所有排放口排放到企業(yè)外部的工業(yè)廢水量，包括外排的直接冷卻水、超標排放的礦井地下水和工業(yè)廢水混排的廠區(qū)生活污水，不包括外排的間接冷卻水(清污不分流的間接冷卻水計算在內(nèi))。

2.2 數(shù)據(jù)預(yù)處理

對時間序列數(shù)據(jù)對數(shù)化后容易得到平穩(wěn)序列，且對數(shù)化并不改變時序數(shù)據(jù)的特征，故本文在實證分析時均采用各變量的自然對數(shù)值，對數(shù)化的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)GDP比重、霍夫曼系數(shù)、工業(yè)勞動者比重分別用ly、lx1、lx2、lx3表示，見圖1—4。

3 實證研究

3.1 單位根檢驗

時間序列l(wèi)y、lx1、lx2、lx3均包含常數(shù)和線性時間趨勢項，并不平穩(wěn)，二階差分后得到的iily、iilx1、iilx2、iilx3序列基本上均圍繞0均值上下波動， 已處于平穩(wěn)狀態(tài)，見圖5—8。ADF檢驗時滯后階數(shù)按AIC、SC最小準則確定，檢驗結(jié)果見表1。

圖1 對數(shù)化后工業(yè)廢水排放量(ly)曲線

圖2 對數(shù)化后工業(yè)GDP比重(lx1)曲線

圖3 對數(shù)化后霍夫曼系數(shù)(lx2)曲線

圖4 對數(shù)化后工業(yè)勞動者比重(lx3)曲線

圖5 ly二階差分(iily)曲線

圖6 lx1二階差分(iilx1)曲線

圖7 lx2二階差分(iilx2)曲線

圖8 lx3二階差分(iilx3)曲線

序列iily、iilx1、iilx2、iilx3的t統(tǒng)計量值均小于5%水平下的ADF檢驗臨界值，表明這4個序列在95%的置信水平下都是平穩(wěn)的。因此，非平穩(wěn)序列l(wèi)y、lx1、lx2、lx3經(jīng)過二階差分平穩(wěn)，滿足協(xié)整分析的前提條件。

表1 單位根檢驗結(jié)果

3.2 協(xié)整檢驗

將序列l(wèi)y、lx1、lx2、lx3作為內(nèi)生變量(均取2階滯后)，常數(shù)項作為外生變量，根據(jù)AIC和SC信息量取值最小的準則及LR檢驗，取模型滯后期為2，建立VAR對象進行協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗結(jié)果見表2、3。

表2 特征根跡檢驗結(jié)果

注：能夠拒絕原假設(shè)的檢驗用“*”標記

表3 最大特征值檢驗結(jié)果

注：能夠拒絕原假設(shè)的檢驗用“*”標記

在95%的置信水平下，變量之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，說明工業(yè)GDP比重、霍夫曼系數(shù)、工業(yè)勞動者比重與工業(yè)廢水排放量之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.3 格蘭杰因果檢驗

同階單整且存在著協(xié)整關(guān)系的序列，滿足格蘭杰因果關(guān)系檢驗的前提。在置信水平為95%的條件下，分別對lx1、lx2、lx3與ly進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果見表4。

對于lx2不是ly的格蘭杰成因的原假設(shè)，在滯后1階時拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.01，表明lx2不是ly的格蘭杰成因的概率小于0.05，而第二個檢驗的相伴概率分別是0.58，表明至少在95%的置信水平下，可以認為lx2是ly的格蘭杰成因；對于lx3不是ly的格蘭杰成因的原假設(shè)，在滯后1階時拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.03，第二個檢驗的相伴概率是0.31，表明至少在95%的置信水平下，可以認為lx3是ly的格蘭杰成因。

短期來說，霍夫曼系數(shù)、工業(yè)勞動者比重是工業(yè)廢水排放量的格蘭杰成因，而工業(yè)GDP比重與工業(yè)廢水排放量不存在直接的因果關(guān)系。

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

3.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

對VAR模型進行脈沖函數(shù)響應(yīng)分析，研究ly、lx1、lx2、lx3之間的相關(guān)作用。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：年)，擬定為25，縱軸表示因變量對自變量的響應(yīng)程度，實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶(圖9—12)。

短期來說，霍夫曼系數(shù)、工業(yè)勞動者比重對工業(yè)廢水排放量的影響較大，而從中遠期來看，工業(yè)GDP比重是工業(yè)廢水排放量的主導因素， 這與格蘭杰因果檢驗的結(jié)論一致。

圖9 ly對自身一個標準差新息的響應(yīng)

圖10 ly對lx1一個標準差新息的響應(yīng)

圖11 ly對lx2一個標準差新息的響應(yīng)

圖12 ly對lx3一個標準差新息的響應(yīng)

3.5 方差分解

建立VAR模型后，選用方差分解方法研究工業(yè)GDP比重、霍夫曼系數(shù)、工業(yè)勞動者比重對工業(yè)廢水排放量的貢獻度，定量地把握變量間的影響關(guān)系，預(yù)測期同樣擬定為25 a，預(yù)測結(jié)果見圖13—16。

圖13 ly對自身方差分解結(jié)果的影響

圖14 lx1對ly方差分解結(jié)果的影響

圖15 lx2對ly方差分解結(jié)果的影響

圖16 lx3對ly方差分解結(jié)果的影響

lx1對ly的貢獻度隨著預(yù)測時間而逐漸增加，lx2、lx3均是先增加后減小，最終趨于穩(wěn)定，其中l(wèi)x2對ly的貢獻度要大于lx3的貢獻度。

上述變化趨勢與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果一致，即工業(yè)GDP對工業(yè)廢水排放量的影響度在中期開始逐漸增加，并一直持續(xù)到遠期；霍夫曼系數(shù)在中前期的較長一段時間內(nèi)對工業(yè)廢水排放量的貢獻度基本維持在30%左右，是工業(yè)廢水排放量不可忽視的重要影響因素之一，遠期雖影響度有所下降，但仍然穩(wěn)定在26%左右；工業(yè)勞動者比重在短期內(nèi)對工業(yè)廢水排放量最高達18%左右的貢獻，但遠期逐漸減小到6%左右。

4 結(jié)果分析

4.1 工業(yè)GDP比重與工業(yè)廢水排放量具有同向變動關(guān)系

在1995—2009年的15 a間，廣東省工業(yè)GDP比重逐漸增加，2010—2016年的7 a內(nèi)，工業(yè)GDP比重增長速度更快，該時期工業(yè)廢水排放量年均增長率也達到了最大，驗證了廣東省工業(yè)GDP比重在后期對工業(yè)廢水排放量的重要影響。目前，廣東省工業(yè)化進程已處于工業(yè)化后期的后半階段，工業(yè)比重將在持續(xù)增長中保持相對穩(wěn)定，甚至可能會讓步于第三產(chǎn)業(yè)而略微減小，其對工業(yè)廢水排放量的作用也可能在現(xiàn)狀水平基礎(chǔ)上有所起伏，但基本的同向變動影響仍將較大。

4.2 霍夫曼系數(shù)與工業(yè)廢水排放量存在異向變動關(guān)系

1995—2009年，廣東省重工業(yè)產(chǎn)值一直小于輕工業(yè)產(chǎn)值，而這段時期的工業(yè)廢水排放量也呈起伏變化，說明了中前期霍夫曼系數(shù)的不穩(wěn)定在一定程度上造成了工業(yè)廢水排放量的波動。2010—2013年全省的霍夫曼系數(shù)逐漸減小，2014—2016年霍夫曼系數(shù)基本穩(wěn)定，表明廣東省的重工業(yè)隨著工業(yè)化進程已經(jīng)發(fā)展到了一定程度，工業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化也已步入了相對穩(wěn)定的階段。隨著未來全省經(jīng)濟增長型式的逐漸成熟，霍夫曼系數(shù)在現(xiàn)狀水平上大幅變化的可能性不大，其對工業(yè)廢水排放量的異向影響在一段時間內(nèi)仍將繼續(xù)存在。

4.3 工業(yè)勞動者比重與工業(yè)廢水排放量存在同向變動關(guān)系

1995—2009年，廣東省工業(yè)勞動者比重變動較大；2010年以后，工業(yè)勞動者比重逐漸增加，特別是2014—2016年的3 a間，工業(yè)勞動者比重均保持在穩(wěn)定水平，表明廣東省3次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)已較為穩(wěn)定，隨著工業(yè)結(jié)構(gòu)升級和企業(yè)轉(zhuǎn)型的最終完成，企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的自動化、智能化與專業(yè)化將大大提高，對勞動者人數(shù)的需求將趨于飽和，甚至可能有所減少。因此，未來工業(yè)勞動者在業(yè)人數(shù)比重對工業(yè)廢水排放量同向變動影響將維持在低位水平上，對工業(yè)廢水排放量的貢獻度將小于工業(yè)GDP比重和霍夫曼系數(shù)對工業(yè)廢水排放量的貢獻度，但這種作用也不容忽視。

5 結(jié)語

根據(jù)實證研究結(jié)果，為促使廣東經(jīng)濟與水環(huán)境可持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展，建議主要開展以下工作。

a) 增強水環(huán)境保護意識。目前廣東省環(huán)保投資占GDP的比重已明顯增加，水污染治理投資占據(jù)其中相當一部分，表明了水環(huán)境保護意識已在實際工作中得到一定程度的體現(xiàn)，未來廣東省應(yīng)在經(jīng)濟不斷增長的過程中，明確工業(yè)化進程與水污染之間的同向變動關(guān)系，在促進工業(yè)增長的同時，也要采取切實有效的措施提高水環(huán)境的保護力度。建議有關(guān)部門和地方政府及時發(fā)布關(guān)于水資源和水環(huán)境保護工作信息，依法保障公眾的環(huán)境知情權(quán)；加強對舉報違法排污行為的支持力度，拓寬公眾參與和輿論監(jiān)督渠道；以水環(huán)境保護為專題開展新聞策劃，舉辦新聞發(fā)布，設(shè)置專版專欄，組織專題報道；通過每年的“世界水日”“中國水周”以及“世界環(huán)境日”的契機，展示大型公益廣告、進行社會宣傳活動等。

b) 加強工業(yè)污染治理。在廣東省由輕工業(yè)為主逐漸向重工業(yè)為主轉(zhuǎn)變的工業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級過程中，應(yīng)高度重視重工業(yè)化程度的提高所造成的水污染問題，并制定配套的水污染治理對策，以促進經(jīng)濟增長與水環(huán)境保護的協(xié)調(diào)發(fā)展。建議大力支持鼓勵綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加強先進生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)、創(chuàng)新力度，廣泛推行清潔化生產(chǎn)，嚴格執(zhí)行環(huán)境影響評價制度、“三同時”制度和污染物排放總量控制制度，做好企業(yè)污染物排放的監(jiān)察執(zhí)法工作，對重點污染企業(yè)通過技術(shù)改造，限期治理，關(guān)、停、并、轉(zhuǎn)等手段削減污染物量，從源頭上控制水污染。

c) 提高勞動者素質(zhì)和人才培養(yǎng)力度。勞動者數(shù)量和素質(zhì)對工業(yè)廢水排放量具有一定影響，應(yīng)切實加強工業(yè)從業(yè)人員隊伍的建設(shè)，提高勞動者的素質(zhì)，以堅決貫徹保護水環(huán)境的思想開展生產(chǎn)活動。建議生產(chǎn)單位通過培訓、進修、調(diào)研、出國考察等方式學習先進的生產(chǎn)理念，提升現(xiàn)有人才隊伍的業(yè)務(wù)素質(zhì)，同時積極與省內(nèi)外高等學校、科研院所等機構(gòu)廣泛開展研究合作，建立高學歷人才引入機制；為鼓勵支持企業(yè)自主創(chuàng)新、技術(shù)研發(fā)和人才培養(yǎng)，政府應(yīng)設(shè)置專項基金給予經(jīng)濟上的照顧，并嚴格審計基金的開支情況，做到專款專用。

d) 依法治水，深化管理機制。廣東省水環(huán)境保護工作已基本步入了法制軌道，應(yīng)進一步完善水資源保護法規(guī)體系，逐步健全水資源地方性法規(guī)，同時加強執(zhí)法隊伍建設(shè)，具體落實相關(guān)地、市的水環(huán)境管理、保護責任，深化流域水環(huán)境保護協(xié)商管理機制，實行河長制，將污染控制方案納入當?shù)亟?jīng)濟社會發(fā)展計劃，由各級政府主導，多渠道籌集水污染控制治理資金，確保實現(xiàn)行政區(qū)內(nèi)污染控制目標。