廣東省工業廢水排放量與經濟影響因素的協整分析

(中水珠江規劃勘測設計有限公司, 廣東廣州510610)

廣東省的工業化進程已經進入工業化后期的后半階段[1]。工業化和城市化進程加快將不可避免地對自然環境，尤其對水環境造成危害，危害是如何產生的、應該采取哪些措施減輕和控制它們，是擺在廣東省有關決策部門面前的難題。2010年3月25日，環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《珠江三角洲地區改革發展規劃綱要(2008—2020年)》合作協議，雙方將在推進珠江三角洲地區環境保護一體化、環境管理體制機制和經濟政策先行先試、推進珠江三角洲地區環境影響評價促進產業結構優化升級、加強珠江流域水污染防治、加大農村環境保護和生態建設工作力度、促進環保產業發展、構建先進的環境監測預警和應急體系等方面加強合作，全面落實國務院批準的《珠江三角洲地區改革發展規劃綱要(2008—2020年)》，把珠江三角洲地區建設成為全國探索環境保護科學發展、先行先試的試驗區和示范區。在《珠江三角洲地區改革發展規劃綱要(2008—2020年)》給廣東省帶來機遇和挑戰的時代契機下，本著堅決貫徹可持續發展的精神探索廣東省水污染的影響機制，為廣東省經濟增長與水環境保護協調發展指明方向，就顯得尤為重要和迫切了。

協整理論是計量經濟學中處理非平穩時間序列的常用理論，其研究出發點是找出時間序列內部的長期均衡關系，對兩個或多個非平穩時間序列變量之間的長期均衡關系進行協整識別，而經濟時間序列和水環境污染指標序列同屬于非平穩時間序列，應用協整理論分析時間序列，可以消除將非平穩時間序列簡單地以平穩時間序列對待而帶來的不可靠性[2]。近年來，不少學者運用協整理論及相關方法研究了中國水環境問題，對中國水環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的關系，初步預測了“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，建立了環境資源生產函數模型，對實證數據進行了ADF單位根檢驗和Johansen協整檢驗，并結合嶺回歸分析方法，提出環境資源投入對區域經濟產出的經濟貢獻度遠遠大于環境污染造成的經濟損失；張菲等[5]用工業SO2排放量表示環境污染，用實際國內生產總值代表經濟增長，分析出長期的經濟增長帶來了環境污染；王鋒[6]利用環境庫茲涅茨曲線分析經濟增長與水環境污染的關系，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生產總值的相關性，分析出北京市碳排放在不同時間段內呈現不同的升降趨勢。

雖然也有學者對廣東省工業化進程中經濟增長與水污染排放之間的關系進行了實證研究，如張玉媚[8]通過選取人均GDP數據和工業“三廢”指標，以回歸方法簡要討論了經濟周期、產業結構、出口依存度、國際直接投資、環境保護投資等對廣東省“三廢” 環境庫茲涅茨曲線特殊形態形成的影響；衡昌[9]運用協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系，提出環境污染與經濟增長呈現不規則的變動關系；盧洪友等[10]通過分析廣東省CO2、SO2與人均GDP存在長期協整關系，提出推行污染減排政策和加大環境污染治理的費用投入并不會阻礙經濟增長的結論。但總體來說，目前缺乏對廣東省污染排放與經濟影響因素關系的深入分析，且相關研究論述也不多。工業結構的優化升級一直是推動廣東省從工業化后期進入后工業化階段的主要動力，而工業化通常被定義為工業(特別是其中的制造業)或第二產業產值(或收入)在國民生產總值(或國民收入)中的比重，以及工業就業人數在總就業人數中比重不斷上升的過程[11]。本文試圖運用協整理論對廣東省工業GDP比重、霍夫曼系數、工業勞動者比重等經濟影響因素與工業廢水排放量的長期均衡關系進行協整識別，從而為廣東省制訂科學有效的產業政策和水環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性的一種基本方法，也是變量之間協整檢驗、因果關系檢驗等的基礎工作。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，認為序列不存在單位根，序列是平穩的，反之，則存在單位根，序列還不平穩，需對序列進行差分，直至滿足平穩性。

1.2 協整檢驗

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

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+B1xt+…+Brxt-r+εt

(2)

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

采用Johansen(1995)提出的關于系數矩陣Ⅱ的協整似然比(LR)檢驗方法，對VAR模型進行協整檢驗。協整似然比檢驗假設為：H0至多有r個協整關系，H1有m個協整關系(滿秩)。檢驗跡統計量：

(3)

從檢驗不存在任何協整關系的零假設開始，然后是最多一個協整關系，直到最多m-1個協整關系，共進行m次檢驗，備擇假設不變。

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的滯后期系數具有統計顯著性。一般地，還應考慮序列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，檢驗的原假設是序列x(y)不是序列y(x)的格蘭杰成因。

1.4 脈沖響應函數

脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內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

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

(i=1,2,…,k;t=1,2,…,T)

(8)

括號中的內容是第j個擾動項εj從無限過去到現在時點對yj影響的總和。求其方差，假定εj無序列相關，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在時點的影響，用方差加以評價的結果。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 變量及數據

2.1 變量選取

根據廣東省工業化進程，從1995—2016年廣東歷年統計年鑒中選取工業GDP比重、霍夫曼系數、工業勞動者比重與工業廢水排放量作為本次實證分析的變量。其中，工業GDP比重指工業GDP占三次產業GDP的比例；霍夫曼系數指工業產值結構中，輕工業與重工業產值之比；工業勞動者比重指工業從業人數在三產所有在業人數中的比例；工業廢水排放量指經過工業企業廠區所有排放口排放到企業外部的工業廢水量，包括外排的直接冷卻水、超標排放的礦井地下水和工業廢水混排的廠區生活污水，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)。

2.2 數據預處理

對時間序列數據對數化后容易得到平穩序列，且對數化并不改變時序數據的特征，故本文在實證分析時均采用各變量的自然對數值，對數化的工業廢水排放量、工業GDP比重、霍夫曼系數、工業勞動者比重分別用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ly、lx1、lx2、lx3均包含常數和線性時間趨勢項，并不平穩，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， 已處于平穩狀態，見圖5—8。ADF檢驗時滯后階數按AIC、SC最小準則確定，檢驗結果見表1。

圖1 對數化后工業廢水排放量(ly)曲線

圖2 對數化后工業GDP比重(lx1)曲線

圖3 對數化后霍夫曼系數(lx2)曲線

圖4 對數化后工業勞動者比重(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的。因此，非平穩序列ly、lx1、lx2、lx3經過二階差分平穩，滿足協整分析的前提條件。

表1 單位根檢驗結果

3.2 協整檢驗

將序列ly、lx1、lx2、lx3作為內生變量(均取2階滯后)，常數項作為外生變量，根據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對象進行協整檢驗，協整檢驗結果見表2、3。

表2 特征根跡檢驗結果

注：能夠拒絕原假設的檢驗用“*”標記

表3 最大特征值檢驗結果

注：能夠拒絕原假設的檢驗用“*”標記

在95%的置信水平下，變量之間存在唯一的協整關系，說明工業GDP比重、霍夫曼系數、工業勞動者比重與工業廢水排放量之間具有長期穩定的均衡關系。

3.3 格蘭杰因果檢驗

同階單整且存在著協整關系的序列，滿足格蘭杰因果關系檢驗的前提。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，檢驗結果見表4。

對于lx2不是ly的格蘭杰成因的原假設，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，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、工業勞動者比重是工業廢水排放量的格蘭杰成因，而工業GDP比重與工業廢水排放量不存在直接的因果關系。

表4 格蘭杰因果檢驗結果

3.4 脈沖響應函數

對VAR模型進行脈沖函數響應分析，研究ly、lx1、lx2、lx3之間的相關作用。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位：年)，擬定為25，縱軸表示因變量對自變量的響應程度，實線表示脈沖響應函數，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、工業勞動者比重對工業廢水排放量的影響較大，而從中遠期來看，工業GDP比重是工業廢水排放量的主導因素， 這與格蘭杰因果檢驗的結論一致。

圖9 ly對自身一個標準差新息的響應

圖10 ly對lx1一個標準差新息的響應

圖11 ly對lx2一個標準差新息的響應

圖12 ly對lx3一個標準差新息的響應

3.5 方差分解

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

圖13 ly對自身方差分解結果的影響

圖14 lx1對ly方差分解結果的影響

圖15 lx2對ly方差分解結果的影響

圖16 lx3對ly方差分解結果的影響

lx1對ly的貢獻度隨著預測時間而逐漸增加，lx2、lx3均是先增加后減小，最終趨于穩定，其中lx2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函數分析結果一致，即工業GDP對工業廢水排放量的影響度在中期開始逐漸增加，并一直持續到遠期；霍夫曼系數在中前期的較長一段時間內對工業廢水排放量的貢獻度基本維持在30%左右，是工業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，但仍然穩定在26%左右；工業勞動者比重在短期內對工業廢水排放量最高達18%左右的貢獻，但遠期逐漸減小到6%左右。

4 結果分析

4.1 工業GDP比重與工業廢水排放量具有同向變動關系

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

4.2 霍夫曼系數與工業廢水排放量存在異向變動關系

1995—2009年，廣東省重工業產值一直小于輕工業產值，而這段時期的工業廢水排放量也呈起伏變化，說明了中前期霍夫曼系數的不穩定在一定程度上造成了工業廢水排放量的波動。2010—2013年全省的霍夫曼系數逐漸減小，2014—2016年霍夫曼系數基本穩定，表明廣東省的重工業隨著工業化進程已經發展到了一定程度，工業生產結構的變化也已步入了相對穩定的階段。隨著未來全省經濟增長型式的逐漸成熟，霍夫曼系數在現狀水平上大幅變化的可能性不大，其對工業廢水排放量的異向影響在一段時間內仍將繼續存在。

4.3 工業勞動者比重與工業廢水排放量存在同向變動關系

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

5 結語

根據實證研究結果，為促使廣東經濟與水環境可持續協調發展，建議主要開展以下工作。

a) 增強水環境保護意識。目前廣東省環保投資占GDP的比重已明顯增加，水污染治理投資占據其中相當一部分，表明了水環境保護意識已在實際工作中得到一定程度的體現，未來廣東省應在經濟不斷增長的過程中，明確工業化進程與水污染之間的同向變動關系，在促進工業增長的同時，也要采取切實有效的措施提高水環境的保護力度。建議有關部門和地方政府及時發布關于水資源和水環境保護工作信息，依法保障公眾的環境知情權；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督渠道；以水環境保護為專題開展新聞策劃，舉辦新聞發布，設置專版專欄，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) 加強工業污染治理。在廣東省由輕工業為主逐漸向重工業為主轉變的工業結構優化升級過程中，應高度重視重工業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，以促進經濟增長與水環境保護的協調發展。建議大力支持鼓勵綠色產業的發展，加強先進生產技術的研發、創新力度，廣泛推行清潔化生產，嚴格執行環境影響評價制度、“三同時”制度和污染物排放總量控制制度，做好企業污染物排放的監察執法工作，對重點污染企業通過技術改造，限期治理，關、停、并、轉等手段削減污染物量，從源頭上控制水污染。

c) 提高勞動者素質和人才培養力度。勞動者數量和素質對工業廢水排放量具有一定影響，應切實加強工業從業人員隊伍的建設，提高勞動者的素質，以堅決貫徹保護水環境的思想開展生產活動。建議生產單位通過培訓、進修、調研、出國考察等方式學習先進的生產理念，提升現有人才隊伍的業務素質，同時積極與省內外高等學校、科研院所等機構廣泛開展研究合作，建立高學歷人才引入機制；為鼓勵支持企業自主創新、技術研發和人才培養，政府應設置專項基金給予經濟上的照顧，并嚴格審計基金的開支情況，做到?？顚Ｓ?。

d) 依法治水，深化管理機制。廣東省水環境保護工作已基本步入了法制軌道，應進一步完善水資源保護法規體系，逐步健全水資源地方性法規，同時加強執法隊伍建設，具體落實相關地、市的水環境管理、保護責任，深化流域水環境保護協商管理機制，實行河長制，將污染控制方案納入當地經濟社會發展計劃，由各級政府主導，多渠道籌集水污染控制治理資金，確保實現行政區內污染控制目標。