城鎮化背景下產業結構調整對環境的影響
——基于面板門檻模型的實證研究

譚玲玲,徐 鑫

(山東工商學院 a.工商管理學院;b.金融學院,山東 煙臺 264006)

一、緒論

改革開放以來,我國經濟得到飛速發展,2018年的經濟比重占全球15%左右,人民生活水平得到明顯改善。然而,經濟飛速增長所帶來的環境污染問題也日益嚴峻,各地區的環境承載力接近臨界點,危害居民生活健康以及經濟的進一步發展。十三五規劃指出,需要進一步發展綠色產業,兼顧經濟發展與環境保護,堅持綠水青山就是金山銀山的發展理念。可見,當前經濟發展形勢下,環境問題已經引起了廣泛關注。

而隨著我國經濟的發展,各地區城鎮化水平也在不斷提高。上世紀90年代我國整體城鎮化率僅有26%左右,2017年末城鎮人口在總人口中的比重已經接近60%。城鎮化水平的提高潛移默化地推廣了環保理念,且各地區產業結構也不斷調整。產業結構調整也已經成為影響區域環境污染程度的重要因素,產業升級能否在經濟新常態和綠色城鎮化的背景下降低環境壓力,是當前關于環境污染方面研究的重點。探討城鎮化背景下產業結構對環境污染的影響,對改善生態環境、確保經濟綠色高質增長具有重要意義。

近年來,國內外學者已經針對環境污染的影響因素展開了大量的研究,取得了較為豐富的研究成果。大多數研究將經濟增長[1-3]、國際貿易[4]、金融發展[5]、技術創新[6]和FDI[7]作為環境污染的影響因素,探討如何遏制區域環境污染。隨著當前產業結構的不斷優化升級,產業結構作為影響環境污染的重要因素,也已經引起了國內外學者的關注。

在早期針對產業結構與環境污染的研究中,大部分學者以環境庫茲涅茨曲線為切入點,通過分析產業結構調整與環境壓力之間是否存在“倒U型”關系來研究如何制約地區生態環境污染。一方面,部分研究指出產業結構調整難以遏制環境壓力,產業結構的變動容易加劇污染物的排放,是增加環境污染壓力背后的驅動因素。Shandra的研究指出,產業結構的調整變動增加了工業廢水的排放總量[8]。Cherniwchan也發現,產業結構的變動,尤其是第二產業比重的增加造成了環境壓力的顯著上升[9]。同樣地,Bruvoll和Medin的研究也認為產業結構的調整難以降低環境壓力,這主要是由于產業結構的生態效應沒有得到科學合理的引導[10]。

然而,也有學者認為產業結構對區域生態環境的改善具有顯著的正向作用。Shafik指出,由于第三產業的比值不斷上升,第二產業發展規模縮小,工業污染物的排放量逐步減少,產業結構的優化調整可以明顯改善生態環境狀況[3]。Bruyn等探討了各個經濟體的環境壓力情況和背后的影響因素,同樣認為產業結構調整可以有效地降低環境壓力,推動企業減排[11]。從碳類污染物的視角出發,Jalil等的研究也證實了工業在國民生產總值中比重的降低可以逐步減少環境污染壓力和碳排放量[12]。可以看出,關于產業結構調整對環境污染存在正向還是負向影響,學術界尚未達成共識。

綜上所述,國內外關于產業結構對環境污染影響研究雖然較為豐富,但依然存在以下幾點問題:(1)大多數研究采用線性回歸模型展開實證分析,缺乏從非線性視角探討產業結構調整對環境污染的影響的研究。(2)多采用單一污染物,如工業廢水或碳排放量來測度環境壓力,難以綜合量化環境污染程度,容易導致結論出現偏差。(3)未有研究探討不同城鎮化水平下產業結構對環境污染的差異化影響。因此,本文構建面板門檻模型,采用我國各省份2001-2014年相關數據,使用綜合污染指數全面量化我國各省環境壓力,將城鎮化作為門檻變量,探討城鎮化背景下我國各地區產業結構對環境壓力的影響。

二、模型構建和變量選取

1.模型構建與估計

通過上文對我國環境污染方面研究的梳理,可以看出,影響我國區域生態環境污染的因素多種多樣,但針對城鎮化背景下產業結構調整對各地區環境污染的非線性影響的研究較為匱乏,本文考慮Hansen提出的靜態面板門檻模型展開實證研究[13],該模型具體形式為:

(1)

2.變量選取與數據來源

廣州地鐵A2型車輛客室車門為外掛門，車輛在正線或在彎道處變速運行時，若車門密封性不好，車門處容易產生刺耳的嘯叫聲(即口哨聲)，因此保證車門與車體之間良好的密封性顯得尤為重要。據統計，廣州地鐵A2型車輛在正線運行時，平均每月發生車門嘯叫問題約6件，嚴重影響了乘客乘車的舒適度。

為了分析城鎮化背景下產業結構的生態效應,本文將城鎮化作為模型中的門檻變量,同時選取城鎮化、產業結構和金融發展作為解釋變量,選取經濟發展和技術創新力度作為控制變量。此外,基于環境庫茲涅茨曲線假說,引入經濟增長的平方項驗證經濟增長與環境污染之間的倒U型關系,構建如下面板模型:

lnENit=αi+I(lnURBit≤γ*)(β1lnURBit+β2lnINDit+β3lnFINit)+I(lnURBit>γ*)

(2)

其中EN代表環境污染程度,借鑒徐明偉[5],使用工業三廢去量綱加權予以測度;URB代表城鎮化率,以城鎮人口與總人口比值來測度;IND表示產業結構,根據張贊[15],使用第二產業增加值與地區生產總值的比值予以測度;FIN為金融發展水平,依據劉玉光等[16],以存貸款總額與地區生產總值的比值來量化;GDP為地區人均生產總值(將2001年作為基年進行平減獲得實際GDP,單位:萬元),同時引入該變量的平方項檢驗EKC效應;RD代表技術創新水平(單位:億元),數據來源于各地區科技統計年鑒,各變量描述性統計結果見表1。

表1 變量描述性統計

根據表1結果可以看出,我國各地區環境污染綜合指數最大值為0.604 5,最小值為-0.917 7,均值為-0.031 2,說明我國各區域之間的環境壓力存在顯著差異。我國城鎮化水平的均值為0.483 6,最大值為0.896 1,最小值為0.239 6,說明我國整體城鎮化水平不高,但部分地區,如北京、上海等地區城鎮化水平較高。產業結構變量的均值為0.464 6,最大值為0.590 5,最小值為0.213 1,說明我國整體產業結構接近0.5,但部分地區工業化水平較低。將各省環境污染情況進行比較可以發現,我國整體生態環境污染呈現惡化趨勢,且東部和中部地區污染程度較為嚴重,尤其是河北及其周邊地區,而西部地區面臨的環境壓力較小。

三、實證結果與分析

1.面板單位根與協整檢驗

考慮到平穩的經濟時間序列常常具有共同的變化趨勢,因此在構建面板數據回歸之前必須檢驗變量的平穩性,確定變量之間存在的關聯,防止出現偽回歸。由于本文采用的是平穩面板數據,因而采用相應的LLC和IPS兩種面板單位根檢驗方法,檢驗結果如下:

依據表2中LLC檢驗結果能夠判斷各序列屬于平穩序列。且由IPS檢驗能夠看出,部分變量屬于非平穩序列,進而對各變量的一階差分序列實施IPS檢驗,發現面板不存在單位根。因此,可以推斷各序列之間具有協整關系,各個變量間的協整檢驗結果如表3所示。

表3中Gt和Ga屬于組估計量,原假設是模型無協整關系,而Pt和Pa屬于面板統計量,備擇假設為面板存在協整關系。根據表3結果可以看出,變量之間整體存在顯著的協整關系,不存在偽回歸的問題。

2.面板效應檢驗

在對上文構建的面板門檻模型進行估計之前,需要檢驗模型是否存在顯著的門檻效應。借助R語言軟件中的pdR程序包進行分析,通過自舉法模擬數據,同時給出對應的P值,具體結果如表4所示。

將表5中估計出的對數門檻值轉換后,對應的城鎮化水平為0.282 4。根據表5回歸結果可以看出,當城鎮化水平小于0.2824時,lnURB系數為-4.772 0,對應的t值為-5.111 7,在1%水平下顯著,說明城鎮化水平的提高可以有效降低環境污染程度, 且城鎮化水平每提高一個百分點,環境壓力降低4.772 0個百分點。而lnIND的系數為6.597 7,對應的t值為6.764 6,在1%顯著性水平下顯著為正,說明在城鎮化程度較低的區域,工業化水平的提高會顯著提高環境壓力,工業化水平每提高一個百分點,環境壓力上升6.597 7個百分點。lnFIN變量的系數為1.812 2,對應的t值為2.276 4,在5%顯著性水平下顯著,說明在城鎮化水平較低的區域,金融發展水平的提高可以顯著增加環境污染程度,金融發展水平每提高一個百分點,生態環境壓力上升1.812 2個百分點。

表2 面板單位根檢驗結果

注:表中統計量值下方為P值,①②③分別代表系數在10%、5%和1%顯著性水平下顯著,下同。

表3 面板協整檢驗結果

表4 門檻效應檢驗

表5 面板門檻模型回歸結果

另一方面,當城鎮化水平高于0.282 4時,lnURB系數是-2.240 6,對應t值為-3.669 1,在1%顯著性水平下顯著,說明在城鎮化率高于0.282 4的地區,進一步推進城鎮化依然可以顯著地降低環境污染程度。這主要是由于隨著整體城鎮化水平的提高,第二產業必然不斷向周邊地區轉移,且隨著居民生活水平的提高,綠色理念和環保經濟的發展模式得到推廣,也可以從側面潛移默化地遏制企業工業污染物的排放量。lnIND的系數為1.679 9,雖然相較于城鎮化率低于0.282 4時的系數有所降低,但對應t值為3.972 7,依然在1%顯著性水平下顯著,此時工業化水平每提高一個百分點,環境壓力上升1.679 9個百分點,說明在整個城鎮化推進過程中,工業化必然會造成區域生態環境的惡化,但隨著城鎮化水平的提高,產業結構對環境污染的推動作用得到一定程度的減弱。針對控制變量而言,經濟增長對環境污染的影響效果并不顯著。此外,技術創新水平的提高反而對環境污染不存在顯著的遏制作用,這可能是由于在增加科技研發投入時,企業的生產規模也在不斷擴大,污染排放量隨之增長。

3.穩健性檢驗

為驗證上述研究結論的穩健性,本文首先從指標測度視角出發對模型重新進行估計,以各地區專利授權量替換研發投入來測度技術創新水平,穩健性檢驗的結果如表6所示。

表6 穩健性檢驗

根據表6穩健性檢驗的結果可以看出,當進行變量替換后,各個變量系數和對應的顯著性水平并沒有出現顯著變動,且門檻估計值為-1.441 0,接近上文-1.264 4,因此可以判斷模型通過穩健性檢驗。

四、研究結論與政策建議

本文將城鎮化作為門檻變量構建面板門檻模型進行回歸分析,探討城鎮化、產業結構對區域生態環境污染的影響。研究發現:(1)推進城鎮化可以有效遏制區域生態環境污染,但是城鎮化水平越高,該遏制力度越小。(2)工業化水平的提高容易造成環境壓力增加,但城鎮化進程的推進可以在一定程度上減緩環境壓力的增加速度。(3)在城鎮化水平較低的地區,金融產業的發展將增加環境污染程度,而在城鎮化率較高的地區,金融發展能夠有效降低環境壓力。此外,增加科技研發投入難以有效降低環境污染,且經濟增長與環境污染之間不存在顯著的倒U型關系。

根據上述結論,本文提出以下政策建議:(1)考慮到我國當前環境污染形式存在較大的空間差異,因此應當因地制宜地出臺相關治理措施,大力推進綠色城鎮化進程,在城市發展過程中適當考慮地區資源和自然環境情況,規劃好有特色、適宜本地區城鎮發展的藍圖。(2)在調整產業結構的同時,考慮當地城鎮化水平,借助綠色城鎮化的發展帶動產業結構的優化調整,在推動工業化的同時注重協調好經濟增長與環境污染的關系。為產業結構的調整創造一個開放、包容、可持續的發展環境,加大技術創新對產業升級的支持力度。當地政府需要在企業發展過程中推廣綠色環保的經濟高質增長理念。(3)合理發揮綠色金融產業對環境污染的遏制作用,增加對綠色環保產業和高新技術產業的金融支持,適當借助金融手段協調經濟發展和環境污染之間的矛盾。