山東省產業結構、城市化與大氣環境動態關系研究

董會忠，曹正旭，李 旋，張仁杰，韓沅剛

我國城市化快速發展促進了人民生活水平顯著提高，生產方式發生轉變，然而由于經濟粗放式發展，也帶來了產業結構布局不合理、城市化不均衡、環境污染等一系列問題，其中大氣污染尤為突出。近年來，區域性大氣污染問題日益嚴重，大規模霧霾天氣頻發，尤其表現在經濟發達、工業發展迅速的東部沿海城市群區域[1-3]，嚴重影響了空氣質量和城市產業結構布局，阻礙了經濟的可持續發展。山東省作為沿海經濟大省，正處于工業化與城市化加速發展的重要階段，同時也面臨大氣污染問題，如何在新舊動能轉換背景下正確處理產業結構、城市化與空氣質量的關系，是我們必須面對和解決的問題。探討山東省產業結構、城市化與空氣污染三者之間的動態關系，對解決經濟發展與環境污染之間的矛盾，實現產業結構、城市化與大氣環境協調發展具有重要意義。

一、文獻綜述

縱觀國內外現有文獻，有關產業結構、城市化與大氣污染的研究，主要集中在兩個方面：一方面是關于產業結構與大氣環境污染之間的研究。其中，第一種觀點認為，產業結構調整與大氣污染之間呈倒“U”型關系，即短期內產業結構的調整會造成空氣污染，長期調整則有助于污染狀況的持續改善[4-6]。眾多學者從國家、省域、市域層面對該觀點進行了實證分析。馬麗梅等[7]基于國家層面，通過建立空間環境庫茲涅茨曲線，研究發現改變能源消費結構與優化產業結構是治理空氣污染的關鍵。回瑩等[8]以河北省為例，證實了產業結構和霧霾污染綜合指數呈倒U型關系。陳陽等[9]以我國35個大中城市為樣本，考察了城市蔓延、產業結構對大氣污染的協同效應，研究表明，產業結構優化升級可減輕大氣污染。第二種觀點則認為，產業結構與大氣污染并不一定呈倒“U”型關系，這主要取決于對污染指標的選擇[10]，李姝[11]基于中國省際面板數據的研究也證實了這一觀點。另一方面是關于城市化與大氣污染之間的研究。許多學者認為，城市化進程尚處于加劇空氣污染階段[12-14]，冷艷麗等[2]從全國層面研究了城市化對霧霾污染的影響，認為城市化水平越高，對霧霾污染的影響越大；黃亞林等[15]以武漢市為例，構建了城市化水平與空氣質量綜合評價體系，發現二氧化硫、二氧化氮及PM10對城市化水平具有不同的響應規律。部分學者研究發現，城市化發展到一定程度，會降低大氣污染，Inmaculada[16]通過實證分析表明，在高度發達的國家，一旦城市化達到某一水平，城市化對于大氣污染的影響將會轉變為負效應；石大千等[17]研究發現大型城市的智慧城市建設減污效應明顯，智慧城市降低環境污染的效果隨城市規模的擴大而增強。

綜上所述，眾多學者無論從理論還是實證方面對產業結構、城市化與大氣環境的研究均取得了豐碩成果，但仍有一些不足，多數學者更多的針對三者中任意兩者之間進行研究，割裂了三者的關系。基于此，本文運用山東省2001—2018年相關數據，通過建立VAR模型，實證分析山東省產業結構、城市化與空氣質量之間的動態關系，并根據分析結果提出山東省產業結構調整、城市化建設與大氣污染治理的相關建議。

二、研究方法

(一)VAR模型

VAR模型作為處理多個相關經濟指標的經典模型，近年來已被廣泛應用于經濟和空間計量等研究領域[18-20]。本文在VAR模型估計的基礎上，運用脈沖響應函數和方差分解研究山東省產業結構、城市化和空氣質量綜合指數之間的內在動態關系。

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+···+AmYt-m+μt(t=1,2，…，n)

(1)

式(1)中，Yt為內生變量列向量，Yt-i(i=1,2···m)為滯后內生變量向量，Am為k×k系數矩陣，m為模型的滯后階數，μt為白噪聲誤差。

(二)指標選取與數據處理

本文采用多指標綜合評價法來評價產業結構水平、城市化水平與空氣質量三者之間的動態關系。根據對產業結構優化升級內涵的界定及其表現，產業結構指標的選取借鑒現有文獻對產業結構的分類[1]，分為高效化、合理化、創新化三個層面，從這三個角度構建山東省產業結構綜合評價指標體系。選取人口發展、經濟發展、社會發展、生活水平、生態環境五個指標層構建山東省城市化進程綜合評價指標體系。空氣質量水平選取每立方米二氧化硫濃度、二氧化氮濃度、PM2.5濃度三個指標。具體各項指標見表1。

由于指標體系的數據單位與量綱不同，無法直接對比，需要進行標準化處理，采用極差標準化方法對指標數據進行處理。

對于正向指標：

(2)

對于逆向指標：

(3)

式(2)和式(3)中，xit為第t年第i個指標，min{xit}和max{xit}分別為該第i個指標的最大值和最小值，αit為經過標準化處理后的指標值。

本文采用多指標綜合評價法測度山東省產業結構、城市化和空氣污染綜合水平。多指標綜合評價法把多個單項指標整合為一個綜合指標，從而實現對評價對象的綜合評價。在綜合評價過程中，應對各項指標進行加權處理，以確保評價結果的準確性和科學性。進行綜合評價之前，需要確定每個選定指標的權重。采用變異系數法計算山東省產業結構、城市化及空氣質量評價指標的權重。變異系數越大表示該指標在綜合評價中的影響越大。各指標的變異系數計算如下：

表1 產業結構、城市化及空氣質量綜合評價指標體系

評價體系指標層評價指標產業結構評價體系高效化合理化創新化第三產業比重/%萬元GDP能耗/t標準煤/萬元第三產業就業人員比重/%人均水資源量/m3/人工業固體廢物綜合利用率/%科研人員數量/萬人R&D經費支出/億元專利授權量/萬件城市化評價體系人口發展水平經濟發展水平居民生活水平社會發展水平城鎮人口比重/%人口密度/人/km2人均地區生產總值/元/人固定資產投資/億元職工平均工資/元城鎮居民人均可支配收入/元城鎮居民人均消費支出/元衛生機構床位數/張公共圖書館圖書藏量/萬冊空氣質量評價體系生態環境水平空氣污染綜合指數工業二氧化硫排放量/噸工業廢水排放量/萬噸二氧化硫/mg/m3二氧化氮/mg/m3PM2.5/mg/m3

(4)

(5)

采用線性加權法分別對山東省產業結構、城市化及空氣質量進行綜合評價：

(6)

y設定為{f(x)，f(y)，f(z)}，其中，f(x)為產業結構水平綜合指數；f(y)為城市化發展綜合指數；f(z)為空氣污染綜合指數。

(三)數據來源

2001—2018年山東省產業結構、城市化及空氣質量評價指標數據主要來源于《山東統計年鑒》，部分環境數據來源于《山東省環境狀況公報》。

三、實證分析

(一)單位根檢驗

為避免出現偽回歸問題，對時間序列模型進行平穩性檢驗，若時間序列變量是平穩的，則可以建立VAR模型進行變量之間的動態分析。本文采用ADF檢驗方法考察各變量時間序列數據之間的平穩性，單位根檢驗結果見表2。山東省產業結構水平綜合指數、城市化水平綜合指數和空氣污染綜合指數三個變量的時間序列均接受存在單位根的原假設，因此各序列都是非平穩的，但一階差分后的序列均平穩，所以，采用原始序列的一階差分數據來建立VAR模型。

表2 ADF檢驗結果

變量ADF統計量1%水平5%水平10%水平P值結論產業結構綜合水平-1.783406-4.800080-3.791172-3.3422530.6578非平穩城市化綜合水平-1.975948-4.728363-3.759743-3.3249760.5669非平穩空氣污染綜合指數-3.002552-4.728363-3.759743-3.3249760.1632非平穩△產業結構綜合水平-8.877536-4.800080-3.791172-3.3422530.0000平穩△城市化綜合水平-4.121065-4.800080-3.791172-3.3422530.0297平穩△空氣綜合污染指數-4.465823-4.800080-3.791172-3.3422530.0171平穩

注：△表示一階差分。

(二)協整檢驗及格蘭杰因果檢驗

數據通過平穩性檢驗后進行協整檢驗，考察各變量之間是否存在長期的均衡關系。本文采用Johansen檢驗法檢驗變量之間的穩定關系(見表3)，山東省產業結構水平、城市化發展水平和空氣污染綜合指數在5%顯著性水平下存在協整關系，由此表明三者之間存在長期穩定的均衡關系。

格蘭杰因果關系檢驗結果表明(見表4)，山東省產業結構與城市化存在雙向格蘭杰因果關系，即產業結構調整與城市化進程相互影響；山東省產業結構與空氣質量存在單向格蘭杰因果關系，即產業結構是引起空氣質量變化的格蘭杰原因；山東省城市化與空氣質量存在單向格蘭杰因果關系，即城市化是引起空氣質量改變的格蘭杰原因。

表3 Johansen協整檢驗統計量檢驗結果

原假設特征值t統計量5%臨界值P值不存在協整向量0.762991?30.8778029.797070.0374至多存在一個協整向量0.51127110.7225815.494710.2291至多存在兩個協整向量0.0487230.6993043.8414660.4030

表4 格蘭杰因果關系檢驗結果

原假設F統計量P值結論f(x)不是引起f(y)變化的格蘭杰原因5.646270.0350拒絕f(y)不是引起f(x)變化的格蘭杰原因4.279730.0494拒絕f(x)不是引起f(z)變化的格蘭杰原因7.541260.0177拒絕f(z)不是引起f(x)變化的格蘭杰原因1.254940.2845接受f(y)不是引起f(z)變化的格蘭杰原因5.782570.0332拒絕f(z)不是引起f(y)變化的格蘭杰原因0.792400.3909接受

(三)VAR模型構建

最優滯后期檢驗對VAR模型尤為重要，滯后期太大或太小都會影響模型參數估計的準確性。因此，根據LR最大，FPE、AIC、SC和HQ最小的準測，對模型進行滯后期的選擇，結果見表5。

綜合考慮模型構建的有效性和反應信息的完整性，選擇最優滯后期為2，構建向量自回歸模型VAR(2)，矩陣表達式為：

表5 VAR模型最優滯后期檢驗

LagLoglLRFPEAICSCHQ061.55214NA?2.46e-0.8-9.008022-8.877649?-9.034820171.7243614.084612.18e-0.8-9.188364-8.666872-9.295544283.0874210.488972.09e-0.8?-9.551910?-8.639300-9.739493?

(7)

其中，Df(x)、Df(y)、Df(z)表示山東省產業結構水平、城市化發展水平、空氣污染綜合指數的一階差分。利用AR根來檢驗VAR模型的穩定性，由圖1所示，估計點都落在單位圓內，因此所建立的VAR模型是穩定的，也表明所選取的產業結構水平、城市化發展水平、空氣污染綜合指數這三個變量之間存在長期穩定關系。

(四)脈沖響應函數分析

基于上述協整關系，選用廣義脈沖響應函數對產業結構、城市化與空氣污染之間的動態沖擊響應態勢進行分析，響應期定為10期(見表6)。

圖1 VAR模型的單方根檢驗圖

表6 廣義脈沖響應分析結果

時期ResponseofdztodxResponseofdxtodzResponseofdztodyResponseofdytodz10.0104120.0000000.0212080.0000002-0.0070530.0132160.017780-0.0034373-0.000836-0.0111660.004030-0.0094924-0.0035830.013233-0.0012020.0010125-0.002741-0.0095440.008146-0.0118396-0.0017250.010672-0.0007780.0040437-0.002324-0.0083790.003854-0.0108428-0.0013410.0096030.0010040.0042579-0.001631-0.0080140.002428-0.00908910-0.0010350.0088540.0004710.004215累計-0.0118570.0184750.035733-0.031172

1.產業結構與空氣污染動態響應關系。據表6與圖2，可知空氣污染對產業結構變動一個單位沖擊響應效果，空氣污染第1期響應為0.010412;第2期到第4期處于零線以下并有所波動；第4期到第10期響應值依舊為負值，但是影響程度在逐漸降低，并逐漸趨向于零線。整個響應期累計響應為-0.011857，表明山東省產業結構的優化調整抑制了空氣污染，有助于空氣質量改善，并且影響效果逐漸趨于穩定。而產業結構對空氣污染一個單位沖擊響應效果中，當期響應為0；第2期到第10期于零線附近呈現“兩期一變”的周期性波動，其中第4期時達到極大值點0.013233，直到第10期仍未出現平穩趨勢。整個響應期累計響應為0.018475，說明空氣污染的過程中，雖然產業結構會出現不同水平的波動，但其整體呈上漲趨勢，即空氣質量的惡化倒逼政府加快產業結構的調整。

2.城市化與空氣污染動態響應關系。據表6與圖3，空氣污染對城市化一個單位沖擊響應效果來看，前3期響應為正值；第4期到第6期呈現為“負正負”的特征；第7期到第10期響應都為正值，同時在波動中趨于平穩，響應值逐漸向零線靠近。整個響應期內累計值為0.035733，說明隨著城市化水平的提高，空氣污染逐漸加重。而城市化對空氣污染一個單位沖擊響應，第1期響應為0，第2期和第3期為負值，第4期到第10期呈現為“降升交替”的特點。整個響應期內累計值為-0.031172，說明空氣污染短期內可能會對城市化水平產生波動，但長期來看則抑制了城市化水平的發展。

(a)空氣污染對產業結構的脈沖響應 (b)產業結構對空氣污染的脈沖響應

(a)空氣污染對城市化的脈沖響應 (b)城市化對空氣污染的脈沖響應

(五)方差分析

圖4 山東省空氣污染綜合指數的方差分析

山東省產業結構水平、城市化水平與空氣污染綜合指數方差分解結果見圖4。山東省空氣質量受自身影響最大，但是影響程度從最初的70%下降到第10期的47%，說明隨著時間變化，空氣質量受自身影響逐漸降低。產業結構的演化對空氣質量的影響逐漸減弱，從初期的25%上升到第2期的32%，之后又下降到第10期的22%，整體呈緩慢遞減趨勢，這說明產業結構調整對空氣質量的影響在前期是比較明顯的，但是隨著時間的變化，影響程度越來越小。城市化水平對空氣質量的影響從最初的4%到第3期的21%，之后隨著時間的推移，城市化水平對空氣質量的影響緩慢提升，這說明城市化水平提高對空氣質量的影響較為顯著，影響效果逐漸增大，未來還有緩慢增加趨勢。前4期，產業結構對空氣質量的影響作用大于城市化進程對空氣質量的影響，究其原因，產業結構調整雖然與城市化進程相互促進，但是產業結構調整的速度要快于城市化進程，此時產業升級對空氣質量的影響效果已經顯現，因此其對空氣質量的影響大于城市化進程對空氣質量的影響。產業結構在促進經濟發展的同時，也在推動城市化進程，城市化對空氣污染的促進作用逐漸顯現，其對空氣質量的影響超越了產業結構。

四、結論與建議

(一)結論

基于2001—2018年山東省相關數據，構建產業結構、城市化與空氣質量綜合評價指標體系，建立VAR模型，運用廣義脈沖響應函數與方差分析的方法，探討了山東省產業結構、城市化與空氣質量之間內在的動態關系，得出如下結論：

第一，山東省產業結構水平、城市化發展水平和空氣質量之間存在長期穩定的均衡關系，城市化進程加劇了空氣污染，產業結構調整則有利于空氣質量的持續改善。

第二，研究期內，山東省空氣質量受自身影響最大，前4期影響空氣質量的主要因素是產業結構水平，次要因素是城市化水平；中后期影響山東省空氣質量的主要因素是城市化水平，次要因素是產業結構水平。

(二)建議

根據相關分析結果，對山東省產業結構、城市化及空氣污染治理提出以下相關建議：

第一，加快產業結構升級，優化產業結構布局。改變農業生產方式，大力推廣現代化農業，調整第二產業內部結構，逐漸降低重工業比重，重點扶持低能耗、低污染的產業發展，提升服務業比重。

第二，積極推進新型城鎮化發展，建設生態型城鎮。在城市化進程的同時堅持環境保護政策，把生態文明建設融入到城市化建設中去，加強城市基礎設施建設，提高社會服務保障水平，在快速城市化的過程中增強環境保護意識，建設生態文明城市。