江蘇省大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化關系研究

[摘要]為研究江蘇省大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化的關系，收集并分析1995—2015年江蘇省工業(yè)廢氣排放量、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)與城市化率。實證分析結果顯示，江蘇省大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化之間存在Granger因果關系，產(chǎn)業(yè)結構高級化程度越高，從長期來看會加劇大氣污染排放，但在短期內(nèi)促進城市化；產(chǎn)業(yè)結構合理化程度越高，大氣污染排放越少，在短期內(nèi)對城市化率有正向的顯著影響；城市化率越高，大氣污染排放越少，且在長期對產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化都有顯著影響。

[關鍵詞]大氣污染；產(chǎn)業(yè)結構；城市化

[中圖分類號]F061.3

[文獻標識碼]A

[文章編號]2095-3283（2017）10-0112-04

[作者簡介]章敏（1982-），女，浙江淳安人，講師，經(jīng)濟學碩士，研究方向：計量經(jīng)濟學、發(fā)展經(jīng)濟學。

[基金項目]江蘇高校哲學社會科學研究項目“江蘇省能源消費、大氣污染排放與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的研究”（項目編號：2015SJD053）的階段性研究成果。

一、引言

美國環(huán)保署2015年3月數(shù)據(jù)顯示，江蘇省是長三角地區(qū)大氣污染物（SO2、NOX、煙塵、碳排放）排放比重最大的省份。并且據(jù)江蘇省環(huán)境保護廳公布的《江蘇省環(huán)境狀況公報》，2013—2016年連續(xù)四年江蘇13個省轄市環(huán)境空氣質(zhì)量均未達標。江蘇省大氣污染排放環(huán)境治理任務仍十分緊迫。

產(chǎn)業(yè)結構和城市化是研究大氣污染問題的主要切入點之一。對大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構間關系的研究，有些學者運用VAR模型或者改進的VAR模型，如曹慧豐等（2015）構建產(chǎn)業(yè)結構升級系數(shù)，采用VAR模型分析河北省1995—2013年產(chǎn)業(yè)結構和大氣污染的關系[1]；占李玲和陳洪昭（2014）計算產(chǎn)業(yè)結構升級系數(shù)和環(huán)境污染指數(shù)，運用VAR模型分析福建省1986—2012 年產(chǎn)業(yè)結構與環(huán)境污染的關系[2]；吳振信等（2016）選擇SO2作為大氣污染指標，計算產(chǎn)業(yè)結構高級化與合理化兩個指數(shù)，基于空間面板結構向量自回歸模型分析環(huán)渤海經(jīng)濟圈產(chǎn)業(yè)結構、大氣污染以及經(jīng)濟增長之間的互動關系[3]。

對大氣污染與城市化之間關系的研究，部分學者運用二次曲線回歸和三次曲線回歸模型進行分析，如馮剛等（2016）[4]、王盈曉等（2016）[5]。高明等（2016）基于STIRPAT 模型，運用中國2001—2013 年省際面板數(shù)據(jù)分析城市化進程、環(huán)境管制對大氣污染的影響[6]。劉強（2008）則建立工業(yè)廢氣、工業(yè)廢水、工業(yè)固體廢物排放與第二產(chǎn)業(yè)比重之間的線性回歸模型[7]。馬麗梅和張曉（2014）建立空間計量模型研究經(jīng)濟社會、經(jīng)濟結構以及氣候等因素對PM10的影響[8]。李世奇和朱平芳（2017）則是運用投入產(chǎn)出法，通過計算完全排放系數(shù)與完全消費系數(shù)分析產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對三種主要大氣污染物減排的貢獻[9]。

對于大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化三者的互動關系，有的學者借助熵值法，如吳玥弢和仲偉周（2015）運用熵值法分析西安市大氣污染和產(chǎn)業(yè)結構、城市化三者的關系[10]。

本文運用1995—2015年江蘇省工業(yè)廢氣排放量、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)與城市化率來實證分析江蘇省大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化之間的關系。

二、變量選取與數(shù)據(jù)來源

在統(tǒng)計年鑒中，大氣污染主要包括二氧化硫、氮氧化物和煙（粉）塵，但在《江蘇統(tǒng)計年鑒》（1996—2016）中這些指標尚未前后連貫。因此，為了保證數(shù)據(jù)的可得性與連續(xù)性，大氣污染排放選取工業(yè)廢氣排放量（億立方米）作為指標，變量名稱為GAS。

產(chǎn)業(yè)結構指標的構建借鑒干春暉、鄭若谷和余典范（2011）的產(chǎn)業(yè)結構高級化指標和產(chǎn)業(yè)結構合理化指標。其中，產(chǎn)業(yè)結構高級化指標IU為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比，能衡量產(chǎn)業(yè)結構升級程度；產(chǎn)業(yè)結構合理化指標既能反映產(chǎn)業(yè)之間協(xié)調(diào)程度，還能體現(xiàn)資源的有效利用程度，可以衡量要素投入結構和產(chǎn)出結構耦合程度。其構造是對泰爾指數(shù)作出相應調(diào)整，計算公式為：

IR=∑3i=1YiYlnYiY/LiL

式中，Yi為第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Y為總產(chǎn)值，Li為第i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，L為總就業(yè)人數(shù)。若IR=0，表明產(chǎn)業(yè)結構為均衡狀態(tài)；若IR≠0，表明產(chǎn)業(yè)結構偏離均衡，產(chǎn)業(yè)結構不合理。

城市化水平的整體評價體系包括城市人口比重（城市人口實際包括非農(nóng)業(yè)人口、居住城區(qū)的農(nóng)業(yè)人口和流動人口）、適齡人口入中學率、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、城市人均住房面積、人均公共綠地面積等。其中，衡量城市化發(fā)展程度的數(shù)量指標是城市化率，即城市人口占總人口比例。本文選取江蘇省城市人口占總人口比例，即城市化率作為城市化水平指標，變量名稱為URB。

原始數(shù)據(jù)來源于《江蘇統(tǒng)計年鑒》（1996—2016），數(shù)據(jù)樣本區(qū)間是1995—2015年，收集江蘇省工業(yè)廢氣排放量（億立方米）、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比、城鎮(zhèn)人口占比的數(shù)據(jù)。根據(jù)預先設定指標計算各變量數(shù)值。

選取工業(yè)廢氣排放量GAS、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)IU、城市化率URB制成圖1。圖1反映了江蘇省1995—2015年大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化的變動情況，可以發(fā)現(xiàn)此三個變量大致呈增長趨勢，其中工業(yè)廢氣排放量GAS增長速度較快，產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)IU和城市化率URB的增長速度幾乎同步。

三、實證結果與分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

從圖1可得，1995—2015年江蘇省工業(yè)廢氣排放量與產(chǎn)業(yè)結構、城市化之間呈現(xiàn)相同的變動趨勢，可能出現(xiàn)“偽回歸”。本文運用Eviews8.0分析軟件中的ADF單位根檢驗方法對GAS、IU、IR、URB四個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表1所示。

表1結果顯示，江蘇省GAS、IU、IR、URB四個原序列在10%的顯著性水平下無法通過平穩(wěn)性檢驗。而其一階差分序列在1%的顯著性水平下都能通過平穩(wěn)性檢驗，說明四個序列都是一階單整的，即為I（1）序列。endprint

（二）協(xié)整檢驗

根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結果，江蘇省GAS、IU、IR、URB四個序列是一階單整，可進行協(xié)整檢驗。由于對多變量協(xié)整分析最為常用的是Johansen協(xié)整檢驗方法，因此采用Johansen方法檢驗這四個變量是否存在協(xié)整關系，結果見表2。

從表2可得，江蘇省GAS、IU、IR、URB四個變量在5%顯著性水平下存在兩個協(xié)整關系。并且，由Eviews8.0可得江蘇省大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化之間關系的標準化方程是：

GAS=1132806IU-2025899IR-5351061URB

通過該協(xié)整關系式可以得到，江蘇省大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化之間的長期均衡關系：江蘇省產(chǎn)業(yè)結構高級化程度越高，大氣污染排放越多；產(chǎn)業(yè)結構合理化程度越高，大氣污染排放越少；城市化率越高，大氣污染排放越少。

（三）向量自回歸（VAR）模型估計

由于該模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，運用AR根檢驗該模型穩(wěn)定，因此建立VAR（1）模型穩(wěn)定，所建立模型的結果如表3。限于篇幅，本文將VAR模型中參數(shù)T統(tǒng)計值小于1.96的內(nèi)生解釋變量GAS（-1）和GAS（-2）刪除。

從表3的結果可得：1. 江蘇省產(chǎn)業(yè)結構高級化在滯后兩期對大氣污染排放有顯著的正向影響，但滯后一期的影響不顯著，說明江蘇省產(chǎn)業(yè)結構高級化短期內(nèi)暫時不會刺激大氣污染排放增多，但是長期會加劇大氣污染排放；2. 江蘇省產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)在滯后兩期對大氣污染排放有顯著的負向影響，但滯后一期的影響不顯著，說明江蘇省產(chǎn)業(yè)結構合理化程度越高，長期來說會促進大氣污染減排，但短期內(nèi)的促排效應不顯著；3. 江蘇省城市化率在滯后兩期對產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化都有顯著影響，但是在滯后一期卻沒有顯著影響；4. 江蘇省產(chǎn)業(yè)結構高級化在滯后一期對城市化率有正向的顯著影響，但是在滯后兩期卻沒有顯著影響；江蘇省產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)在滯后一期對城市化有顯著的影響，但滯后兩期的影響不顯著。

（四）Granger因果分析

VAR模型已考察了多個變量間局部的動態(tài)互動關系，接下來借助Granger因果關系檢驗進一步確定多個變量之間的關系，檢驗結果見表4。由于變量數(shù)量較多，兩兩變量間的Granger因果關系檢驗的組合亦較多，限于篇幅，只在表4中顯示存在顯著Granger因果關系的變量組合。

從表4能夠看出，在10%的顯著性水平下，江蘇省大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化的Granger因果關系：江蘇省產(chǎn)業(yè)結構高級化、產(chǎn)業(yè)結構合理化和城市化均是大氣污染排放的Granger原因，同時大氣污染排放還是產(chǎn)業(yè)結構高級化的Granger原因，城市化又是產(chǎn)業(yè)結構高級化、產(chǎn)業(yè)結構合理化的Granger原因，產(chǎn)業(yè)結構高級化也是城市化的Granger原因。

四、結論與啟示

本文采用1995—2015年江蘇省工業(yè)廢氣排放量、產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)與城市化率來實證分析大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構、城市化之間的關系，得到如下結論與啟示：

1. 江蘇省產(chǎn)業(yè)結構高級化和大氣污染排放互為Granger原因，產(chǎn)業(yè)結構高級化程度越高，在長期會加劇大氣污染排放。同時，江蘇省產(chǎn)業(yè)結構高級化也是城市化的Granger原因，在短期內(nèi)對城市化率有正向的顯著影響。這意味著，隨著江蘇省第三產(chǎn)業(yè)比重不斷增加，大氣污染排放增加，并且促進城市化。究其原因，主要是近些年來江蘇省交通運輸、倉儲和郵政業(yè)發(fā)展迅速。交通運輸?shù)钠嚒⒋啊w機等排放的尾氣是造成大氣污染的主要來源之一。因為內(nèi)燃機燃燒排放的廢氣中含有一氧化碳、氮氧化物、碳氫化合物、含氧有機化合物、硫氧化物和鉛的化合物等物質(zhì)。同時，發(fā)展迅猛的江蘇省住宿和餐飲業(yè)也增加了大氣污染排放。截至2016年12月，江蘇的餐飲企業(yè)增至約22萬家，其中南京市住宿、餐飲企業(yè)已達31758家。但江蘇省新建飯店、餐飲企業(yè)尚無綠色標準評估和核準機制，多數(shù)飯店和餐飲企業(yè)建筑老化，保溫隔熱效果差，節(jié)能效果差。此外，印刷、印染、室內(nèi)室外裝修等行業(yè)也都會產(chǎn)生揮發(fā)性有機物。為了降低江蘇省大氣污染排放，應該優(yōu)先發(fā)展公共交通，控制運輸工具數(shù)量的無序增長，提升社會整體的環(huán)保意識，將環(huán)境管理融入餐飲企業(yè)管理之中，控制污水、煙塵以及廢氣的排放，推廣垃圾分類處理等等。

2. 江蘇省產(chǎn)業(yè)結構合理化是大氣污染排放的Granger原因，其合理化程度越高，大氣污染排放越少，且長期來看會促進大氣污染減排，但短期內(nèi)的促排效應不顯著。同時，江蘇省產(chǎn)業(yè)結構合理化在短期內(nèi)對城市化率有正向的顯著影響。產(chǎn)業(yè)結構合理化指標IR越接近于0，產(chǎn)業(yè)結構越合理，意味著資源有效利用的程度越高。計算該指標發(fā)現(xiàn)其總體趨勢是不斷下降，從1995年的0.2084已降至2015年的0.073，說明江蘇省產(chǎn)業(yè)結構合理化可以促進大氣污染減排。江蘇省可以在一定的經(jīng)濟發(fā)展階段上根據(jù)科學技術水平、消費需求結構、人口基本素質(zhì)和資源條件，對起初不合理的產(chǎn)業(yè)結構進行調(diào)整，實現(xiàn)生產(chǎn)要素的合理配置，使各產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。

3. 江蘇省城市化是大氣污染排放、產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化的Granger原因，城市化率越高，大氣污染排放越少，同時城市化率在長期來看對產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化都有顯著影響，但是在短期內(nèi)影響不顯著。江蘇省城市化率從1995年的27.3%快速發(fā)展至2015年的66.5%，其城市化過程就是產(chǎn)業(yè)結構不斷由低層次向高層次演進的伴生發(fā)展過程。伴隨著江蘇省經(jīng)濟的發(fā)展，經(jīng)濟的比較利益原則和規(guī)模經(jīng)濟原則等無形中就要求并指導著產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化。為此，江蘇省在城市化進程中，還應加大推進生態(tài)文明建設，強調(diào)環(huán)境建設的重要性。面對資源約束趨緊、環(huán)境污染嚴重、生態(tài)系統(tǒng)退化等嚴峻形勢，必須樹立尊重自然、順應自然、保護自然的生態(tài)文明理念，將生態(tài)文明建設放在突出地位。

[參考文獻]

[1] 曹慧豐，畢巍強，曾詩鴻.產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的大氣污染治理效應——以河北省為例[J].管理世界，2015 （12）：182-183.

[2] 占李玲，陳洪昭.產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與環(huán)境污染關系的實證分析——以福建省為例[J].福建師大福清分校學報，2014，126（5）：84-92.

[3] 吳振信，閆洪舉，張雪峰.基SpSVAR模型的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構與大氣污染互動研究[J].商業(yè)研究，2016，467（3）：18-23.

[4] 馮剛，孜比布拉·司馬義，何芯，斯琴.烏魯木齊城市化進程與大氣污染關系研究[J].環(huán)境工程，2016（7）：110-116.

[5] 王盈曉，劉目興，張永利，王留林.張海林武漢市城市化進程與大氣污染關系探究[J].環(huán)境保護科學，2016，42（2）：77-82.

[6] 高明，吳雪萍，郭施宏.城市化進程、環(huán)境規(guī)制與大氣污染——基于STIRPAT模型的實證分析[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2016，275（9）：110-117.

[7] 劉強.城市產(chǎn)業(yè)結構與環(huán)境污染的關系分析——以無錫為例[D].無錫：江南大學，2008.

[8] 馬麗梅，張曉. 區(qū)域大氣污染空間效應及產(chǎn)業(yè)結構影響[J].中國人口·資源與環(huán)境，2014， 24（7）：157-164.

[9] 李世奇，朱平芳.產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與能源消費變動對大氣污染的影響——基于上海投入產(chǎn)出表的實證分析[J].上海經(jīng)濟研究，2017（6）：82-89.

[10]吳玥弢，仲偉周.城市化與大氣污染——基于西安市的經(jīng)驗分析[J].當代經(jīng)濟科學，2015，37（3）：71-79.

（責任編輯：喬虹董博雯）endprint