基于VEC模型的呼和浩特市三次產業發展與工業污染排放關系研究

金 良 董鎖成 郭嘉銘 李澤紅 鄭 吉

(1.中國科學院地理科學與資源研究所，北京 100101;2.內蒙古財經大學資源與環境經濟學院，呼和浩特 010070)

在1972年Meadows 等人將世界系統以計算機模型——世界模型來模擬未來，模擬結果顯示，若世界人口、工業化、污染、食物生產的增加以及資源的減小保持在不變的速率，那么地球將在研究年份之后100 的某個時刻達到增長的極限［1］。該研究在當時引致了大量的批評，與此同時也引發了經濟學家關于經濟發展與資源環境之間關系的熱切討論。基于1955年Kuznets 關于收入分配倒U 形關系論述產生了環境庫茲涅茨曲線理論，Grossman 與Krueger 在研究北美自由貿易區協議的環境效應中首次切實證明了收入與環境倒U 形曲線關系的存在［2］。此后，Stern 與Arrow 等人進一步對這一論點加以完善，說明經濟發展可以從技術效應、規模效應、結構效應三方面對環境水平加以正面的影響。其中的結構效應主要是指產業結構的調整會改變生產過程對資源環境施加的壓力?？傮w來說，第二產業具有資源消耗量大，消耗強度高的特點，在生產過程中對環境的污染程度最高。來自中國國家環保局的數據顯示，工業污染占中國污染總量的比值最高曾達70%［3］。

近年來，中國學者從多方角度對產業的資源環境影響做出論述。李婭、孫根年［4］與包群、彭水軍［5］對產業結構調整與大氣質量的關系進行實證研究;馬曉鈺、郭瑩瑩、李強誼等利用30 個省份的面板數據，總體分析我國經濟結構變動對工業三廢排放量的影響［6］;唐德才基于面板數據模型，對工業化進程、產業結構、環境污染三者的聯系進行研究［7］。由于我國各區域內城市發展基礎不一，發展水平不同，因此對具體城市的產業結構與環境污染的關系進行研究也十分必要。本文利用1991－2012年時間序列數據，對呼和浩特市三次產業發展與工業三廢排放量的關系進行實證研究。

1 研究區域基本情況

自2000年西部大開發正式運作以來，呼和浩特市得到了飛速發展，實現了自計劃經濟時期“一五”、“二五”的以來的再一次經濟飛躍。在這一期間，地區總產值由2000年的199.9 億元增至2012年2475 億元，增長11.4 倍。雖經濟總量在全國城市中來說不算高，但呼和浩特市的經濟增速在全國范圍內名列前茅。

在地區生產總值不斷攀升的背景下，呼和浩特市三次產業產值在1991 至2012年間均呈上升趨勢。進一步將呼和浩特市三次產業產值以各產業生產總值指數換算，使各年度產值具有可比性。從圖1 中可以了解到，1999年及之前，三次產業產值處于較低的水平，自2000年起，第一、二產業增長速率加快，增長軌跡陡峭爬升。相較之下，呼和浩特市第一產業產值增長速率較為緩和。對比2012年與1991年數據，由第一產業到第三產業，產值增長依次為115.09 億元、782.33 億元、1674.57 億元;增長倍數分別為18.8 倍、52.4 倍、113.2 倍。

在產業結構的變動上，總體來看，呼和浩特市第一、二產業比例逐年走低，與此同時，第三產業的比重逐年增加。在1991 至1995年間，三次產業比值此增彼減，略有波動，第二產業產值在1993年以50.23%的比重居于首位。然而這個數值在其后的第三年回落至41.28%，次年，即1997年，被第三產業比重超越。此后，第二產業份額除在2005年略有增長之外，其余年份均變動不大。而第一產業產值比重自1996年達到18.27%后即逐年降低，至2011年下降為5.03%。投入產出比小、生產周期長的第一產業比重漸低，釋放出大量農村剩余勞動力轉移到第二產業及第三產業中，推動后兩個生產部門的發展，擴大生產規模，開發生產技術、提高生產效率?？梢钥吹浇涍^近二十年的發展，呼和浩特市產業結構日趨集約化、現代化、合理化。

2 研究方法，指標選擇與相關數據處理

2.1 研究方法

對于某一系統在不同時間(地點、條件)的響應，我們稱其為時間序列。時間序列可以分為兩種，即平穩時間序列，以及非平穩時間序列。嚴平穩時間序列也就是我們常說的隨機序列，也稱白噪聲序列。但在日常的數據處理中，嚴平穩的時間序列十分稀少。通常我們所說的平穩序列是指寬平穩序列。寬平穩時間序列有以下三個特征:

(1)序列均值E(Yt)=μ 與時間t 無關

(2)序列方差E(Yt－μ)2=σ2與時間t 無關

(3)協方差γk=E(Yt－μ)(Yt+k－μ)與時間無關

若待處理的數據是平穩的，那么就可以建立自回歸模型或運用通常的最小二乘法來對變量進行方程擬合。然而現實中我們遇到的時間數列是非平穩的序列。這些序列在具有長期趨勢的同時，也疊加有不規則的變動。若是直接對非平穩序列運用最小二乘法進行擬合，會產生偽回歸的問題。在這種情況下，通常的解決方法是對數列進行差分運算使其平穩，之后再進行擬合。然而差分處理會減小樣本容量，降低方程自由度，造成信息的缺失。因此本文采用誤差修正模型對選用指標數據進行處理。

誤差修正模型存在單一方程與多方程兩種形式。本文所用到的是單一方程模式。

設有兩變量yt與xt，兩者之間存在協整關系，則存在簡單協整方程:yt=β0+β1xt。

此方程詮釋了變量之間的長期關系。同時，據Granger 定理，若有多個非平穩變量存在協整關系，則必有誤差修模型可以表達他們之間的關系。簡單的誤差修正模型表達式為:

k1ECMt－1為誤差修正項，k1為誤差修正系數，表示ECM 對Δyt的修正速度。誤差修正方程詮釋了變量間的短期關系，表示x 變量變動k0單位與y 變量變動一個單位同時發生。

2.2 指標選擇與相關數據處理

本文選擇工業廢氣排放量、工業廢水排放量與工業固體廢棄物排放量表征工業三廢排放，分別由G，W，S 表示。三次產業產值指標表征呼和浩特市三次產業發展情況，分別由PI、SI、THI 表示，并將各產業產值以1991年為基礎，換算為可比數據。為了消除幾組變量數據可能存在的異方差，同時為了加強數據的平穩性，對所選用指標數據進行對數處理，即最后得到的六組指標表達為lnG，lnW，lnS，lnPI，lnSI，lnTHI。

3 VEC 模型建立

3.1 單位根檢驗

為檢驗數據是否可以直接應用最小二乘法進行方程擬合，或是進一步進行協整檢驗，對利用Eviews 6.0 對六個指標的數據進行ADF 單位根檢驗以判斷數據的平穩性。ADF 單位根檢驗方程:

零假設與備擇假設分別是:H0:ρ=0(yt非平穩);H1:ρ ＜0(yt平穩)。

在實際檢驗過程中，滯后項的個數應服從兩個原則:為消除自相關，滯后階數應充分大;為保持較大的自由度，滯后階數應盡量小。與此同時，在未知數據性質時應逐個嘗試在檢驗方程中加入趨勢項與位移項。對六組原始序列及其一階差分項進行ADF 單位根檢驗考察其平穩性，結果如表1 所示。可見，六組原始序列皆為不平穩序列，然而在進行一階差分之后，除dlnS 在5%的顯著水平上平穩之外，其余差分序列皆在1%的顯著水平下平穩，可稱六組序列都是一階單整I(1)序列，為同階單整，可進行下一步協整檢驗。

表1 單位根檢驗(注:(C，T，K)中，C 代表截距項，T 代表時間趨示，K 代表滯后階數)

續表1

3.2 協整檢驗

在進行協整之前先確定VAR 最優滯后階數。為考察工業三廢與三次產業產值之間的關系，將序列組合為三組，表示為GR1、GR2、GR3，分別包括lnG、lnPI、lnSI、lnTHI;lnW、lnPI、lnSI、lnTHI;lnS、lnPI、lnSI、lnTHI。

表2 協整檢驗

可以看到，GR2 的VAR 方程最優滯后階數為3，協整檢驗與誤差修正方程在檢驗中加入了約束項，因此最優滯后階數是無約束的VAR 模型滯后期減去一期，即GR2 協整檢驗的滯后階數為2。GR1 與GR3 通過最多檢驗標準的滯后階數為1，可計算出協整分析及誤差修正模型的滯后期為0。然而VEC 模型測算的是變量之間短期的擾動關系，若滯后期為0，得出的只有變量間的長期趨勢，VEC 模型失去意義。但是在分析的過程中發現，lnG、lnPI、lnSI 與lnS、lnPI、lnSI 建立VAR 模型后，得到具有統計意義的滯后階2，協整檢驗以及誤差修正方程的最優滯后項為1，將這兩組變量分別由GR12 與GR32 表示。運用Johansen 檢驗三組非平穩序列的協整性。

表3 GR12 協整檢驗結果

表4 GR2 協整檢驗結果

組GR12 的檢驗結果中，沒有協整關系假設所對應的跡統計量小于臨界值，未拒絕原假設，即lnG、lnPI、lnSI 不存在協整關系。GR2 的檢驗結果在顯著水平0.05上拒絕了沒有協整關系與只有一個協整關系的假設，而在存在兩個協整關系的假設上跡統計量小于臨界值，說明GR2 存在兩個協整關系。對GR32 的檢驗結果做同樣的分析，得知其同樣具有兩個協整關系。

表5 GR32 協整檢驗結果

4 VEC 模型的構建

GR2 與GR32 各具有兩個協整關系，然而本文的研究目標是考察工業三廢排放與三次產業發展之間的聯系，因此兩組各取一個協整，分別以lnW 與lnS 為因變量，以lnPI、lnSI、lnTH，lnPI、lnSI 為自變量進行VEC模型的構建，滯后階數依次為2 與1。GR2 的長期均衡方程如方程(1)所示，短期均衡方程如方程(2)所示，模型AIC 與SC 分別為－0.123546 與2.063576。

5 結果分析

5.1 GR2 擬合結果分析

(1)從長期均衡關系來看，呼和浩特第一產業產值與第三產業產值與工業廢水排放量存在負相關關系，工業廢水排放減小1%的同時，第一產業產值與第三產業產值分別增加6.22%與0.23%。相對的，第二產業產值與工業廢水的排放量成同向變動關系，其每增加4.99%，工業廢水排放量增加1%。中國國家統計局將農業、林業、牧業、漁業等統計在第一產業中，這部分產業在我國目前仍然以小規模個人生產為主，未形成規?；?、機械化的生產模式，因此第一產業用水僅有少部分統計在工業廢水排放口徑中。因此第一產業產值與工業廢水排放變動呈負相關關系并不能說明農業產值的增長可以減少環境污染排放?？梢钥吹降谌a業的發展在長期內有利于環境污染的控制。然而此結果顯示，若保持如今的發展趨勢，第三產業第增加1%所降低的工業廢水排放量要遠小于第二產業增加一產值所帶來工業廢水排放增量。

(2)可以在短期均衡方程中看到修正系數為－0.17，也就是說，當關系出現偏離長期趨勢時，上一期的偏離會以17%的力度在本期得到糾正。觀察滯后項的系數，可以看到滯后一期與滯后二期的第一產業產值對工業廢水排放量的擾動系數符號相反，一階滯后項每變動1 個百分點，當期廢水排放反向變動0.084 個百分點，而二階滯后項每變動1 個百分點，當期廢水排放變動0.17 個百分點。與其具有同樣性質的是第二產業產值。當滯后一期的第二產業產值變動時1%，廢水排放反向變動0.1%;而滯后二期的產值變動1%時，廢水排放同向變動0.3%，可見滯后兩期的第二產業產值的正向擾動能力最強。第三產業的兩期滯后項所帶來的擾動作用皆是反向的，一階滯后項每增加1%，當期廢水排放減小0.26%;二階滯后項每增加1%，當期廢水排放減少0.15%。

5.2 GR32 擬合結果分析

(1)在長期，呼和浩特市固體廢棄物排放量與第一產業產值反向變動，與第二產業產值同樣變動。第一產業產值每增加1%，固體廢棄物排放減少1.58%;第二產業產值每增加1%，固體廢棄物排放增加2.13%。

(2)可知誤差修正方程修正系數為－0.49，也就是說，本期會以42.3%的力度修正上一期變量關系與長期均衡產生的偏離，修正力度要比GR2 組變量的修正力度大。在短期滯后變量關系上，滯后一期的固體廢棄物排放量對當期值有反向擾動的關系，擾動系數為0.55。亦即當前者增加1%時，當后者將減少0.55%。第一產業產值的一階滯后項同樣與當期固體廢棄物排放存在反向擾動的關系。該滯后項每變動1 個百分點，固體廢棄物排放的當期值反向變動0.32 個百分點。第二產業產值的擾動系數為0.31，其每增加1%，固體廢棄物排放相應增加0.31 個百分點?？偟膩碚f，第二產業產值的擾動力度要小于第一產業產值。

6 結 論

從協整分析的結果上來看，工業廢氣排放量與第一產業、第二產業與第三產業均不存在協整關系;工業廢水排放與三次產業產值存在2 期滯后協整關系;工業固體廢棄物排放與第一產業產值與第二產業產值存在1 期滯后的協整關系。

從誤差修正模型的建立結果來看，在長期與短期，第二產業的發展都以較強的力度正向作用于工業廢水以及工業固體廢棄物的排放量。在長期第二產業產值每增加1%，工業廢水排放量增加量接近該數值的5 倍，工業固體廢棄物排放大約是其2 倍。這種情況與呼和浩特市的工業結構相關。截止到2012年，呼和浩特市企業數量最多的三種工業類別分別是非金屬礦物制品業，32家;電力、熱力的生產和供應業，27 家;化學原料及化學制品制造業，23 家;這些都是能源消耗量較大，環境污染性較高的類別。在這之后又有農副食品加工業21 家，其中以乳業以及軟飲料加工為主，兩者在2012年的產量依次為146.78 萬噸與108.53 萬噸。這兩種輕工業的生產過程中都伴隨著大量廢水的產生。然而近幾年來，雖然上述產業產量仍居于高位，然而其生產規模卻在逐年下降。2012年呼和浩特市鐵礦石原礦產量為107.31 萬噸，2011年為243.34 萬噸，產量下降了55.9%;2008年，乳業占食品加工業的比重為19.7%，比2004年下降了11.5 個百分點，2012年乳制品產量比上一年下降了22%。相應的，其他輕工業產出品，如食用植物油、白酒、配混合飼料等均有所提高，這說明呼和浩特工業結構正向著低能耗低污染與多元化、合理化的方向發展。

反之，第三產業產值的增長都伴隨工業廢水排放量的下降，在長期其每增加1 個百分點，工業廢水排放量減小0.24 個百分點?？梢粤私獾剑谌a業發展對環境污染的改善作用要遠小于呼和浩特第二產業產值增加對環境帶來的負面作用。表6 列出了近五年來呼和浩特市第三產業增加值中營利性產業的構成比例。

從表6 中可以了解到，第三產業增加值的結構中居于前三位的是交通運輸、倉儲和郵政業，批發和零售業以及住宿和餐飲業這三項基礎服務行業。而交通運輸與郵政業的發展相較于其他服務行業來說具更大的環境污染性，如公路的修建會產生固體垃圾，交通工具的增加會提高汽車尾氣排放量和能源消耗量。餐飲業的發展則會排放更多的生活垃圾與生活污水。而這三項服務行業在增加值中所占比例在近五年保持在一個穩定的較高的數值上，這也以解釋誤差修正方程中第三產業產值增加的同時，工業廢水排放量的減少量并不大。除金融業在2012年較2011年增長4.08%之外，其他的服務行業的比例也沒有明顯的波動，都處于一個較低的比例上。其中房地產業、信息傳輸計算機服務及軟件業對比前幾年的數值反而有部分下降?？偟膩碚f，呼和浩特市第三產業仍著重于基礎服務業的發展，在高新技術產業以及新興服務的發展上并不是很活躍。

表6 第三產業增加值構成比例

7 研究啟示

基于呼和浩特市自然資源稟賦，如何在保證經濟增長的同時，協調好經濟活動與環境之間的關系，成為日趨重要的問題。生產是拉動經濟發展的引擎，是連接人類活動與自然資源環境的橋梁。第二產業在相當長的一段時間內極大的拉動了呼和浩特的發展，然而包含在其中的一些高耗能高污染產業對環境造成了一定的不利影響。在今后的發展過程中，呼和浩特市應調整工業結構，像能源、化工與礦業這種環境污染性高的企業，應在逐漸減少企業數量的同時大力推動新技術的開發，提高企業能源利用率，單位產出率與廢棄物處理量與處理率，建立清潔生產機制。在第三產業的發展過程中，在加強基礎服務行業建設的同時，應著力強化新型服務行業，如金融業、計算機服務及軟件業，租賃行業等。這些行業在具有環境友好性的同時，也可以大力服務于其他產業的發展，有利于企業提高生產科技含量以及實現規模效應，減小生產成本，提高生產效率。產業結構的優化與生產環境友好性的提高同時也可以調整居民就業結構，保證居民就業質量與生活質量，走以人為本的科學發展路徑。

［1］Meadows D.H.，Meadows，D.L.，Randers，J.，Behrens，W.The Limits to Growth［M］．Universe Books，New York，USA，1972．

［2］Grossman G．and A Krueger Environmental Impact of a North American Free Trade Agreement［Z］．1991 Paper Prepared for the Conference on United States－Mexico Free Trade Agreement．

［3］李姝.城市化、產業結構調整與環境污染［J］．財經問題研究，2011(6):38－43．

［4］李婭，孫根年．20年來西安市工業發展與大氣環境質量變化的關系［J］．干旱區資源與環境，2009(11):59－64．

［5］包群，彭水軍．經濟增長與環境污染:基于面板數據的聯立方程估計［J］．世界經濟，2006(11):48－58．

［6］馬曉鈺，郭瑩瑩，李強誼．我國經濟結構變動對環境污染的影響［J］．商業研究，2013(4):57－62．

［7］唐德才．工業化進程、產業結構與環境污染——基于制造業行業和區域的面板數據模型［J］．軟科學，2009，23(10):6－11．