我國環境污染與產業結構高級化關系的實證研究

徐非常 楊嵐

[摘?要]基于2004—2017年我國省級面板數據，對環境污染與產業結構高級化兩者進行了協整檢驗和Granger因果關系檢驗，并建立了面板誤差修正模型。研究表明，環境污染與產業結構高級化之間存在協整關系，即兩者的發展在長期來看是均衡的;在一定的滯后期下，兩者存在Granger因果關系。最后，根據研究結論提出了相關的政策建議。

[關鍵詞]環境污染;產業結構高級化;協整檢驗;誤差修正模型;Granger因果檢驗

[中圖分類號]F062.9

[文獻標識碼]A

[文章編號]2095-3283（2019）09-0039-06

An Empirical Study on the Relationship between Environmental Pollution and

Industrial Structure Optimizing in China

Xu Feichang?Yang Lan

（Business School of Hunan Normal University，Changsha Hunan 410006）

Abstract： Based on the provincial panel data of China from 2004 to 2017， the co-integration test and Granger causality test were carried out for environmental pollution and industrial structure Optimizing， and the panel error correction model was established for them. It is found that there is a co-integration relationship between environmental pollution and industrial structure Optimizing. Under a certain lag period， Granger causality exists between them. Finally， according to the research conclusion， the paper puts forward relevant policy Suggestions.

Keywords： Environmental Pollution; Industrial Structure Optimizing; Co-integration Test; Error Correction Model; Granger Causality Test

[作者簡介]徐非常（1993-），男，湖南邵陽人，碩士研究生，研究方向：發展經濟學;楊嵐（1996-），女，安徽淮北人，碩士研究生，研究方向：金融風險管理。

一、引言

改革開放40多年以來，我國經濟社會經歷了一個快速發展階段，特別在進入21世紀加入WTO以后，經濟總量的增長更是迅速，產業結構高級化水平也在不斷提升，到2012年，我國第三產業增加值占比為45.5%，已成為三次產業中增加值占比最高的產業。與此同時，由于工業化進程的推進，環境污染問題也正日益突顯。以廢水排放量為例，2004年我國廢水排放總量為482.4億噸，2017年為699.7億噸，增長了45%。環境污染已成為亟待解決的問題。

許多學者對環境污染與產業結構的關系已進行了各方面的論證。李姝（2011）基于省級面板數據研究發現產業結構調整與當前的環境污染之間存在顯著的相關性，且對于不同的污染物相關性方向不同。胡飛（2011）研究發現產業結構升級對減少我國東中部地區的環境污染效果不明顯。王青（2011）和王瑞鵬（2013）認為環境污染水平的變動與各產業產值結構的變動存在長期穩定的協同效應，兩者有著長期的均衡關系，環境污染的變動量受產值結構變化的影響。萬建軍（2014）研究發現產業結構對污染物排放量的影響很顯著。李鵬（2015）證實了環境污染排放總量與產業結構調整之間存在“倒U”型曲線關系。韓楠（2015）研究發現中國環境污染的變動由第二產業比重變化造成的影響較大，第二產業比重的增加使環境污染加劇。

產業結構升級變遷主要包含兩項內容：產業結構合理化和產業結構高級化。目前，關于環境污染與產業結構升級變遷之間關系的研究取得了一定的成果，但是單獨研究環境污染與產業結構高級化之間關系的相關文獻卻比較鮮見。因此，為了拓寬研究視角，本文將從產業結構高級化的角度出發，以實證分析的方法研究其與環境污染的關系。

二、指標說明與數據來源

本文研究的兩個主要核心指標是：環境污染和產業結構高級化。數據來源為國家統計局網站和歷年中國統計年鑒，考察了2004—2017年我國30個省、市、自治區（西藏、港澳臺除外）的數據。數據分析軟件為Eviews9.0。

（一）環境污染水平的度量

學者們在研究環境污染問題時，采用的指標呈現出多樣性。采用單一指標的如盛斌（2012）和楊仁發（2015）選取二氧化硫的排放量來代表環境污染水平，聶飛（2015）以人均二氧化硫排放量來代表環境污染水平。采用多指標的如楊海生（2005）和彭水軍（2006）在度量環境污染水平時，對幾種主要污染物的排放量（如工業廢水排放量、工業廢氣排放量）分別進行了研究。采用綜合指標的如袁曉玲（2009）和許和連（2012）在工業廢水排放量、工業廢氣排放量和工業固體廢棄物排放量等一系列指標的基礎上，利用熵權法計算出一個環境污染綜合指數，用以代表環境污染水平。

為了方便研究，以及綜合考慮各類環境污染指標的影響情況，本文在借鑒聶飛（2015）以人均二氧化硫排放量來代表環境污染水平的基礎上，加以改進，以三種主要污染物總量的人均生成量來代表環境污染水平（AP），計算公式如下：

AP=W+S+SO2總人數（1）

式中W表示廢水排放總量，S表示固體廢棄物產生量，SO2表示二氧化硫排放量，三者單位均為萬噸，總人數單位為萬人，環境污染水平（AP）單位為噸/人。

利用公式（1）計算所得的2017年我國30個省市環境污染水平如表1所示。

從表1可以看出，經濟發展水平較高的省市如上海、浙江、廣東和江蘇，這幾個省市的人均污染物排放量比較高，而大部分人均污染物排放量比較低的地區同時經濟發展水平也相對比較低，這說明經濟發展水平與環境污染水平存在可能的正相關性。

（二）產業結構高級化的度量

產業結構高級化是一個動態的過程，主要表現為三次產業比重沿著第一、二、三產業順序不斷上升，優勢產業順著勞動密集型產業、資本密集型產業、技術密集型產業方向更替，產業結構發展由低附加值產業向高附加值產業過渡，由低加工度產業向高加工度產業演進。

一般的研究在度量產業結構高級化時，首要考慮的因素是各次產業產值占比的情況，其中相當一部分研究都是根據克拉克定律，將非農產業產值占比用來度量產業結構高級化水平。然而，也有一部分學者通過構建的各種指標來度量產業結構高級化，如陳靜（2003）將第三產業產值占比和人均國民生產總值兩個指標通過因子分析法復合為產業結構系數，以此來衡量產業高級化;靖學青（2005）將各產業按產業高低層次加以排列，再根據各產業產值占比計算產業結構層次系數，以此來度量產業結構高級化水平;徐德云（2008）分別賦予三次產業不同的權重，再將三次產業產值占比進行加權求和作為產業結構高級化指數。不論學者們構建的產業結構高級化指標如何多樣化，體現的思想都是按照第一、二、三產業產值占比重要程度順序上升的原則加以測算。

通過比較與綜合分析，本文采用付凌暉（2010）提出的反余弦函數法所構建的產業結構高級化指數（ISO），具體計算過程如下：

將三次產業占比分別表示為y1，y2，y3，繼而構造一組三維向量Y=（y1，y2，y3），然后分別計算向量組Y與產業層次由低到高排列的向量X1=（1，0，0），X2=（0，1，0），X3=（0，0，1）的夾角θ1，θ2，θ3：

θj=arccos∑3i=1（xi，j×yi）∑3i=1（x2i，j1/2×∑3i=1（y2i）1/2，j=1，2，3（2）

產業結構高級化指數（ISO）的計算公式如下：

ISO=∑3k=1∑3j=1θj（3）

（3）式中ISO值越大，產業結構高級化水平越高。

根據上述（2）和（3）計算得出的2004—2017年我國產業結構高級化指數（ISO）變動情況如圖1所示。

圖1反映了2004—2017我國產業結構高級化程度的變化情況，可以看出大致趨勢基本上是勻速上升的，說明我國產業結構正在得到不斷的優化與升級。其中2008年的產業結構高級化指數增加值相對其他年份表現不太明顯，這可能與2008年國際金融危機對我國經濟造成的不利影響有密切關系。

根據公式（2）和（3）計算的2017年我國30個省市的產業高級化指數如表2所示。

從表2可以直觀看出產業結構高級化指數最高的省市為北京，其次是上海，產業結構高級化指數的排列順序大致與經濟發展水平的排列順序趨同，說明產業結構高級化指數與經濟發展水平存在較高的正相關性。

（三）數據預處理與描述統計

為了減弱變量的異方差、序列相關和多重共線性的影響，同時使數據更加平穩，對環境污染水平（AP）和產業結構高級化指數（ISO）分別取對數，數據的描述統計如表3所示。

三、實證分析過程

（一）單位根檢驗

在對數據進行分析之前，有必要對數據的平穩性進行檢驗，以免造成偽相關分析。環境污染水平對數（LNAP）和產業結構高級化指數對數（LNISO）的單位根檢驗結果如表4所示。

根據表4可以看出，面板數據單位根檢驗結果顯示環境污染水平對數（LNAP）和產業結構高級化指數對數（LNISO）的檢驗統計值均不顯著，所以不能拒絕變量“存在單位根”的原假設，即兩者均為非平穩變量。對兩者分別進行一階差分之后，檢驗統計值均顯著，拒絕原假設，LNAP與LNISO的一階差分均為平穩序列，即LNAP與LNISO均為一階單整序列。

（二）協整檢驗

因為LNAP與LNISO均為一階單整序列，可利用Kao（E-G based）和Pedroni（E-G based）檢驗方法對兩者進行面板數據的協整檢驗，檢驗結果如表5所示，表中各檢驗的原假設都是“不存在協整關系”。

從表5可以看出，Kao（E-G based）檢驗在5%的置信水平下拒絕了原假設，Pedroni（E-G based）檢驗有6個檢驗統計量值在10%或更高的置信水平下拒絕了原假設，只有1個檢驗統計量接受了原假設。因此，可以認為LNAP與LNISO存在協整關系，即我國環境污染與產業結構高級化兩者的發展在長期來看是均衡的。

（三）面板誤差修正模型

上述協整檢驗發現，我國環境污染與產業結構高級化存在長期的均衡關系，為了能夠進一步探索在短期內是否也存在某種相關關系，需要對長期關系模型加以修正分析，得到一個能夠分析環境污染與產業結構高級化短期波動關系的模型，而誤差修正模型剛好能夠實現這一點。此前，我們需要建立環境污染與產業結構高級化的長期均衡方程，如（4）所示：

LNAPt= C0+αLNISOt+μt（4）

C0為常數項，μt為殘差項。

借鑒一般做法，采用個體固定效應回歸方法，環境污染與產業結構高級化的長期均衡方程估計結果如表6所示：

表6長期均衡方程中產業結構高級化的系數為4.5，且在1%的統計水平下顯著，這說明：在長期來看，環境污染與產業結構高級化之間是存在正向的相關關系，即環境污染水平會隨著產業結構高級化指數的增加而提升，我國的環境污染仍然在不斷加劇。

令ECMt=μt= LNAPt- C0-αLNISOt，建立面板數據誤差修正模型，具體如下：

DLNAPt=C+β1DLNISOt+β2DLNAPt-1+β3DLNISOt-1+β4 ECMt-1+εt（5）

上式中DLNAPt和DLNISOt分別為LNAPt和LNISOt一階差分項，DLNAPt-1和DLNISOt-1為一階差分項的一階滯后項，C為常數項，ECMt-1為LNAPt和LNISOt的個體固定效應長期均衡方程殘差項的一階滯后項，εt為殘差項。回歸結果如表7所示。

根據表7環境污染與產業結構高級化的面板誤差修正模型可以得出以下結論：

1.產業結構高級化變動量D（LNISO）對環境污染變動量D（LNAP）具有負向的影響，在短期內，產業結構高級化變動量每提升1%，環境污染變動量就會下降1.88%，即環境污染對產業結構高級化的彈性為1.88。這說明：隨著產業結構高級化指數的不斷提升，環境污染水平的增加量將會不斷下降，當環境污染水平的變動量為D（LNAP）=0時，我國的環境污染狀況就達到了峰值，即我國環境污染達到了EKC“倒U”型曲線的頂端;之后當環境污染變動量D（LNAP）<0時，環境污染狀況逐漸得到改善，EKC“倒U”型曲線開始出現。

2.ECMt-1的系數-0.1328在10%的水平下顯著，這說明，當短期內環境污染（AP）與產業結構高級化（ISO）兩者發展偏離均衡時，將會以13.28%的速度被修正至均衡狀態。這說明，2004—2017年這段時間，我國環境污染與產業結構高級化仍然被束縛在一種均衡狀態，環境污染水平會隨著產業結構高級化指數增長而增長，且尚未超過EKC“倒U”型曲線的頂端。

（四）Granger因果關系檢驗

為了檢驗環境污染（LNAP）與產業結構高級化（LNISO）兩者之間的相關性是否存在意義，對其進行了Granger因果關系檢驗，檢驗結果如表8所示，限于篇幅，本文只列舉了滯后期小于等于5階的檢驗結果。

從表8可以看出，在滯后期為2階時，拒絕原假設，LNAP與LNISO互為Granger因果關系，在滯后期為3、4、5階時，只有LNAP是LNISO的Granger原因的單向因果關系。由此可見在一定的滯后期內，環境污染與產業結構高級化兩者之間是存在Granger原因的。

四、研究結論與政策建議

本文依據2004—2017年我國省級面板數據，研究了我國環境污染與產業結構高級化之間的長期均衡與短期波動關系，得出以下結論：

1.環境污染與產業結構高級化之間存在協整關系，即兩者的發展在長期來看是均衡的。在短期內，產業結構高級化變動量每提升1%，環境污染變動量就會下降1.88%，當兩者發展偏離均衡時，將會以13.28%的速度被修正至均衡狀態。這說明在2004—2017年這一時期，我國的環境污染是隨著產業結構高級化程度上升而加劇的。但是，由于環境污染增量與產業高級化增量的變動呈反向關系，再根據配第—克拉克定理可推論產業結構高級化會隨著經濟增長而不斷提升，我們可以認為將來隨著經濟不斷發展和產業結構高級化程度的進一步提升，環境污染水平的變動量會不斷降低，最終越過EKC“倒U”型曲線的頂點，使環境污染狀況逐步得到改善。

2.在一定的滯后期內，環境污染與產業結構高級化之間存在Granger因果關系：在滯后期為2階時，環境污染與產業結構高級化互為Granger因果關系，在滯后期為3、4、5階時，只有環境污染是產業結構高級化的Granger原因的單向因果關系。一方面，產業結構高級化的過程就是三次產業比重沿著第一、二、三產業順序不斷上升的過程， 2012年我國第三產業產值首次超過第二產業產值，開始進入由工業化向后工業化過渡的階段，這期間有大量的高污染型工業企業出現，環境污染問題隨之加劇。另一方面，由于環境污染問題的加劇，各企業又迫于政府環境規制的壓力，為了減少污染排放，紛紛改進生產工藝，摒棄傳統落后生產技術，使得產業結構不斷得到調整升級，產業結構高級化程度不斷提升。所以，環境污染與產業結構高級化就會存在互為因果的關系。

根據以上研究結論，我們提出了以下相應的政策建議：在未來的經濟建設道路上，要堅持綠色發展，可持續發展，深入貫徹和落實十九大報告中指出的人與自然和諧共生、保護環境的基本國策，打好污染防治這一“攻堅戰”。具體可以概括為五點：第一，繼續推動產業結構升級，推動產業結構高級化發展，使環境污染水平早日越過EKC“倒U”型曲線的拐點。第二，大力發展高端制造業和現代服務業，轉變經濟發展方式，破除傳統，淘汰或者改造一批高污染的企業，對于某些重要的但高污染的行業，必須增加研發投入，提高技術創新能力，以減少在生產過程中單位產品所造成的污染物排放量。第三，開發新能源。某些污染物產生的主要原因是因為傳統的不清潔能源大量使用導致的，因此要開發清潔綠色能源替代傳統能源，減少污染。第四，增設污染物處理設施設備，使更多的污染物能夠進行無害化處理。第五，加大環境規制力度，完善相關法律法規，以立法的形式控制環境污染狀況。

[參考文獻]

[1]許和連，鄧玉萍.外商直接投資導致了中國的環境污染嗎？——基于中國省際面板數據的空間計量研究[J].管理世界，2012（2）.

[2]胡飛.產業結構升級、對外貿易與環境污染的關系研究——以我國東部和中部地區為例[J].經濟問題探索，2011（7）.

[3]C. W. J. Granger. Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-spectral Method[J]. Econometrica， 1969（3）.

[4]楊仁發.產業集聚能否改善中國環境污染[J].中國人口·資源與環境，2015（2）.

[5]萬建軍，李揚如.國際貿易、產業結構對環境污染的影響——基于面板數據動態GMM模型[J].北京化工大學學報（社會科學版），2014（3）.

[6]王瑞鵬，王朋崗.城市化、產業結構調整與環境污染的動態關系——基于VAR模型的實證分析[J].工業技術經濟，2013（1）.

[7]盛斌，呂越.外國直接投資對中國環境的影響——來自工業行業面板數據的實證研究[J].中國社會科學，2012（5）.

[8]李鵬.產業結構調整與環境污染之間存在倒U型曲線關系嗎？[J].經濟問題探索，2015（12）.

[9]韓楠，于維洋.中國產業結構對環境污染影響的計量分析[J].統計與決策，2015（20）.

[10]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）.

[11]聶飛，劉海云.FDI、環境污染與經濟增長的相關性研究——基于動態聯立方程模型的實證檢驗[J].國際貿易問題，2015（2）.

[12]付凌暉.我國產業結構高級化與經濟增長關系的實證研究[J].統計研究，2010，27（8）.

[13]袁曉玲，張寶山，楊萬平.基于環境污染的中國全要素能源效率研究[J].中國工業經濟，2009（2）.

[14]徐德云.產業結構升級形態決定、測度的一個理論解釋及驗證[J].財政研究，2008（1）.

[15]梁云芳，高鐵梅.中國房地產價格波動區域差異的實證分析[J].經濟研究，2007（8）.

[16]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）.

[17]靖學青.產業結構高級化與經濟增長——對長三角地區的實證分析[J].南通大學學報（社會科學版），2005（3）.

[18]楊海生，賈佳，周永章，王樹功.貿易、外商直接投資、經濟增長與環境污染[J].中國人口·資源與環境，2005（3）.

[19]陳靜，葉文振.產業結構優化水平的度量及其影響因素分析——兼論福建產業結構優化的戰略選擇[J].中共福建省委黨校學報，2003（1）.

（責任編輯：郭麗春?董博雯）