張同斌,李金凱,程立燕

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經(jīng)濟結構、增長方式與環(huán)境污染的內(nèi)在關聯(lián)研究
——基于時變參數(shù)向量自回歸模型的實證分析

張同斌1*,李金凱2,程立燕2

(1.東北財經(jīng)大學經(jīng)濟學院,遼寧 大連 116025；2.東北財經(jīng)大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院,遼寧 大連 116025)

基于對數(shù)平均迪氏指數(shù)(LMDI)方法分解影響環(huán)境污染的經(jīng)濟因素,利用時變參數(shù)向量自回歸(TVP-VAR)模型研究了各因素在不同時點、不同提前期對污染物排放的動態(tài)沖擊特征.結果表明,技術進步具有提高企業(yè)生產(chǎn)率以及提升企業(yè)產(chǎn)品清潔度的雙重效果,產(chǎn)生的創(chuàng)新補償效應降低了污染排放.我國以煤炭為主的能源消費結構和煤炭消耗產(chǎn)生不容易累積的煙煤型污染物,使得能源結構引致的污染效應在當期最為明顯,且持續(xù)期較短.能源利用效率的大幅提升有效降低了污染物排放,同時也呈現(xiàn)了一定的反彈效應.產(chǎn)業(yè)結構對環(huán)境污染的影響逐漸增強、經(jīng)濟規(guī)模擴大對于環(huán)境污染的沖擊具有較強的持續(xù)性.合理控制結構因素和規(guī)模因素對污染物排放的影響,成為了降低污染水平的重要環(huán)節(jié).

經(jīng)濟結構；技術進步；環(huán)境污染；時變參數(shù)向量自回歸模型

目前,我國在環(huán)境投資快速穩(wěn)定增長的同時,環(huán)境污染嚴重、生態(tài)系統(tǒng)退化,經(jīng)濟發(fā)展與資源環(huán)境之間的矛盾日益突出.1980~2013年,除了工業(yè)廢水排放量增速呈現(xiàn)較小幅度的下降之外,工業(yè)廢氣和工業(yè)固體污染物排放量均呈現(xiàn)上升態(tài)勢,年均增速分別為8.49%和6.36%,呈現(xiàn)了“越污染越治理、越治理越污染”的環(huán)境治理悖論.

國內(nèi)外學者一般從技術進步、能源消耗、產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟增長4個方面解釋環(huán)境污染變化的原因,將這4個方面原因與我國經(jīng)濟社會發(fā)展現(xiàn)實相結合,可以在一定程度上給出環(huán)境污染水平變化的解釋.技術方面,大多數(shù)研究均認為技術進步可以通過降低減排成本來減少污染物排放[1-2],但最近的研究表明清潔技術部門與污染技術部門之間替代彈性的大小會導致技術水平對環(huán)境污染產(chǎn)生不確定影響,二者之間替代彈性較大,短暫的環(huán)境規(guī)制政策就能使得企業(yè)以發(fā)展清潔技術為主,反之,則需要持續(xù)、較強的環(huán)境政策才能使得企業(yè)發(fā)展清潔技術,一旦環(huán)境規(guī)制變?nèi)?企業(yè)便以采用污染技術為主[3].國內(nèi)已有文獻表明我國清潔技術部門與污染技術部門之間替代彈性較小,即大多企業(yè)只注重資源消耗型的生產(chǎn)技術水平(污染技術)提升,而忽略節(jié)能減排型的技術進步(清潔技術),導致的技術進步方向偏差并未有效減少環(huán)境污染物排放.若現(xiàn)階段技術進步方向不變,難以實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的相容發(fā)展[4].

由于能源消費能夠產(chǎn)生大量SO2、NO2和CO2等環(huán)境污染物,是導致污染物排放、大氣污染的主要原因[5].有關能源因素對環(huán)境污染影響的研究主要集中于能源強度與能源結構2個方面,大部分學者采用回歸分析、灰色系統(tǒng)理論法、指數(shù)分析等研究發(fā)現(xiàn),能源強度與污染物排放具有顯著正相關關系,降低能源強度則有利于發(fā)揮減排效應[6-8].此外,我國以煤炭為主的能源消費結構是導致環(huán)境污染的主要原因,能源結構的變化有利于實現(xiàn)環(huán)境效益,甚至優(yōu)化能源結構對實現(xiàn)碳強度目標的貢獻度最大,將達到45%左右[9].但是,有的學者基于可計算一般均衡模型研究發(fā)現(xiàn),中國通過改變能源結構實現(xiàn)減排的效果并不明顯[10].

產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長對環(huán)境污染的影響方面,國內(nèi)外學者的結論則較為一致. 環(huán)境污染會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平、工業(yè)化進程的不斷加深而越來越嚴重,即隨著第二產(chǎn)業(yè)比重的不斷上升,環(huán)境污染物排放隨之增加.當經(jīng)濟向更高水平發(fā)展時,產(chǎn)業(yè)結構也將得到調(diào)整,使高污染、高能耗的工業(yè)經(jīng)濟向以高新技術產(chǎn)業(yè)及清潔環(huán)保產(chǎn)業(yè)為主的高效經(jīng)濟體轉變,最終降低污染水平[11-12].比如,國內(nèi)學者考慮到我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間存在顯著差異這一特征,對我國東中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境污染物排放之間的關系進行研究發(fā)現(xiàn),東部地區(qū)經(jīng)濟增長有效的抑制了環(huán)境污染,而中西部地區(qū)的增長加劇了污染物排放[13].因此,經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間一般符合環(huán)境庫茲涅茨特征,即經(jīng)濟發(fā)展水平通過影響產(chǎn)業(yè)結構,導致其與環(huán)境污染水平之間呈倒“U”型關系[14-16].

在國內(nèi)外研究的基礎上,首先采用對數(shù)平均迪氏指數(shù)分解方法(Logarithmic Mean Divisia Index, LMDI)分解技術進步、能源消耗、產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟增長等因素對環(huán)境污染的貢獻程度,找出中國環(huán)境污染變動的主要影響因素,給出各因素對中國環(huán)境污染影響的現(xiàn)實表述.在此基礎上,基于時變參數(shù)向量自回歸模型(Time Varying Parameter Vector Auto Regression, TVP-VAR)分析了在不同提前期沖擊下各變量對環(huán)境污染的影響路徑和時間演化機理,同時考察了在不同時點沖擊下各影響因素對環(huán)境污染作用機制的共同點和差異性.旨在找出促使污染水平降低的有利因素,認識中國當前環(huán)境污染的階段性特征,探索環(huán)境污染水平降低的有效路徑.

1 基于LMDI分解方法的環(huán)境污染影響因素分解

基于Ang[17]提出的LMDI方法測算環(huán)境污染排放系數(shù)、能源結構、能源強度、產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟規(guī)模對環(huán)境污染物排放量的貢獻效應.具體如下:

首先,構造kaya恒等式,如式(1)所示:

式中:pl為環(huán)境污染排放量;peM為煤炭消耗量,萬t標準煤;pe為能源消耗總量,萬t標準煤;gdpI為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值,億元;gdp為國內(nèi)生產(chǎn)總值,億元;表示環(huán)境污染排放系數(shù),即單位煤耗產(chǎn)生的污染排放量;表示能源結構;為能源強度;為產(chǎn)業(yè)結構,將式(1)簡化表示得到,

LMDI分解理論中存在加法和乘法兩種分解方法,二者之間可以相互轉化,在測算各變量貢獻時采用其中一種即可,為不失一般性,采用加法分解方法.設pl和pl-1為第和1期的環(huán)境污染排放量,則環(huán)境污染排放量的變動為:.

總效應為各因素效應之和:

且

=1981,1982,……,2013 (9)

至此,分解出影響環(huán)境污染排放量變化的5個因素.由于環(huán)境污染排放系數(shù)變化率較小,參照郭朝先[18]的研究,選取技術的表示變量資本生產(chǎn)率(cpt)作為環(huán)境污染排放系數(shù)的替代變量,記為技術效應.

2 數(shù)據(jù)來源、指標選取與變量計算

為了關注中國改革開放以來經(jīng)濟增長方式、產(chǎn)業(yè)結構變遷等因素與環(huán)境污染的關系,采用數(shù)據(jù)是1980~2013年共34年的時間序列數(shù)據(jù),如無特別說明,數(shù)據(jù)來源于《新中國65年統(tǒng)計資料匯編》[19],以下是變量選取與數(shù)據(jù)說明.

2.1 環(huán)境污染排放量

環(huán)境污染排放物主要指的是工業(yè)“三廢”,即工業(yè)廢水、廢氣和固體廢棄物.參照國內(nèi)外文獻中有關污染排放量的核算方法,選取工業(yè)廢水排放總量(1,t)、工業(yè)廢氣排放量(2,t)、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量(3,t)3個指標,單位分別為萬t、億m3、萬t,然后分別對每個指標進行線性標準化,以解決量綱不同導致的不可相加問題.工業(yè)三廢的數(shù)據(jù)來源于《新中國65年統(tǒng)計資料匯編》[19]、《中國環(huán)境年鑒》[20]和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》[21],標準化公式如式(10)所示.

其中,max(X,t)和min(X,t)分別為第指標在所有年份中的最大值和最小值,代表污染變量(=1, 2, 3),代表年份(=1981, 1982…, 2013).

與其他文獻類似,采取等權加和平均方法將標準化后的3個污染變量、和加總作為污染排放變量,記為pl.

2.2 技術效應

資本生產(chǎn)率變量是單位資本所帶來的產(chǎn)出量,一方面是技術水平的重要代表,與污染排放系數(shù)的大小緊密相關;另一方面,也是投資過度、產(chǎn)能過剩與經(jīng)濟失衡的體現(xiàn),例如資本生產(chǎn)率過低時,資本的高度浪費與能源的過度消耗是導致環(huán)境惡化的主要原因之一.通過計算GDP平減指數(shù)(1980年=100)與固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(1980年=100),分別對名義GDP變量(億元)、資本變量(億元)進行平減去除價格因素得到實際產(chǎn)出(RGDP)與實際資本(RK)后,采用兩者的比值作為資本生產(chǎn)率變量,記為cp,以刻畫技術效應,即:

價格指數(shù)數(shù)據(jù)、GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》[22],資本存量數(shù)據(jù)借鑒張軍和章元[23]對資本存量的估算方法,并將其擴展至2013年.

2.3 能源因素

能源消耗是導致污染物排放的主要途徑.能源結構方面,煤炭等非清潔能源占能源消費總量的比重過高,一直是中國環(huán)境污染問題加劇的重要原因,能源結構是影響環(huán)境污染的重要因素.采用煤炭占能源消費總量的比重作為能源結構的代表變量,記為ccr,能源數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟信息網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、《中國能源統(tǒng)計年鑒》[24].

能源強度方面,收集了能源消費總量數(shù)據(jù)(EN),計算了各年份的國內(nèi)生產(chǎn)總值(1980年不變價)(RGDP),兩者相比得到單位GDP能耗(t標準煤/萬元)作為能源強度的代表,記為ei,計算公式為:

2.4 結構效應

在工業(yè)化初期和中期,第二產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟中的地位十分重要,但是第二產(chǎn)業(yè)消耗的能源較多,污染排放量很大,因此,第二產(chǎn)業(yè)比重越高,環(huán)境污染可能越嚴重.隨著經(jīng)濟增長方式轉變和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化,污染排放問題會在一定程度上得到緩解.采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重,簡稱第二產(chǎn)業(yè)占比,表示產(chǎn)業(yè)結構變量,記為indr.數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟信息網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫.

2.5 規(guī)模效應

隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展,經(jīng)濟規(guī)模持續(xù)擴大,更多的經(jīng)濟活動帶來了更多的污染排放.因此,在研究污染問題時,一般將實際GDP變量作為規(guī)模效應的重要變量.此外,研究實際GDP變量對于污染排放的影響,還能夠表示在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段污染排放的變化特征.如前所述,計算了各年份實際GDP(1980年不變價)(RGDP)后取對數(shù),作為經(jīng)濟發(fā)展階段和規(guī)模效應的代表變量,記為lngdp.

3 環(huán)境污染物變動特征與影響因素

3.1 不同時期環(huán)境污染物變動特征

由圖1可得,環(huán)境污染物排放量在1988年出現(xiàn)峰值,1997年排放量達到谷底,此外,受國際金融危機的影響,環(huán)境污染物排放量在2008年左右出現(xiàn)了短暫的下降,因此,選取1988年、1997年和2008年作為轉折點將1980~2013年劃分為4個階段,即1980~1988年(時期Ⅰ)、1989~1997年(時期Ⅱ)、1998~2008年(時期Ⅲ)和2009~2013年(時期Ⅳ).基于LMDI方法分別計算4個時期各因素對環(huán)境污染的累積影響及其貢獻率,如表1和圖2所示.

表1 1981~2013年4個時期各因素對環(huán)境污染物排放的累積效應 Table 1 The cumulative effects of the factors on environmental pollutants in the four periods of 1981~2013

3.2 技術水平提升,尤其是環(huán)保技術進步可以減少環(huán)境污染物排放

由于在經(jīng)濟快速發(fā)展初期(時期Ⅰ和時期Ⅱ)只注重生產(chǎn)技術,忽略環(huán)保技術,導致技術對環(huán)境污染物排放量影響不顯著,沒有起到減少污染物排放的作用.隨著我國加強環(huán)境規(guī)制、制定清潔生產(chǎn)標準等,鼓勵和促使企業(yè)采用環(huán)保技術、加大環(huán)保投入,使得環(huán)保技術水平快速提升,并帶動了生產(chǎn)技術的快速增長,使得1998~2008年(時期Ⅲ)和2009~2013年(時期Ⅳ)技術效應得以發(fā)揮,有效減少了環(huán)境污染物排放.就整個時期而言, 1980~2013年,如表1所示,技術水平的提升并沒有使得環(huán)境污染物排放量下降,但是,圖2顯示,時期Ⅲ和時期Ⅳ中技術水平對環(huán)境污染物排放的抑制效應已經(jīng)充分顯現(xiàn)出來,且貢獻十分顯著.

3.3 優(yōu)化能源結構能夠降低污染排放

中國是煤炭產(chǎn)量和消耗量大國,長期以來以煤炭為主的能源結構較為單一,隨著石油、天然氣和電能時代的來臨,煤炭占能源的比重將會越來越小,能源結構趨于合理化.據(jù)測算,表1中時期Ⅰ煤炭占能源消費比重的年均增速為0.6%,時期Ⅱ、時期Ⅲ和時期Ⅳ的年均增速分別為-0.8%,-0.1%和-0.1%,能源結構中煤炭比重逐漸降低,能源結構優(yōu)化對降低污染物排放具有積極作用.但是,1998~2008年(時期Ⅲ)我國處于工業(yè)化加快推進時期,能源結構波動較大,其對環(huán)境污染影響不穩(wěn)定.據(jù)測算,時期Ⅲ中1998~2002年能源結構增速每年下降1%,而2003~2008年能源結構增速每年上升0.6%.總體而言,表1中能源結構對環(huán)境污染的影響方向與能源結構的變化方向一致,即在時期Ⅰ和時期Ⅲ中能源結構在不同程度上加重了環(huán)境污染,時期Ⅱ和時期Ⅳ則有利于污染物減排.因此,優(yōu)化能源結構有助于緩解環(huán)境壓力.

3.4 提升能源利用效率有助于緩解環(huán)境壓力

作為評價能源利用效率的重要指標,能源強度表示單位GDP消耗的能源量,可以較為準確地反映出不同時期經(jīng)濟發(fā)展所付出的環(huán)境代價.隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展以及技術水平的不斷提高,我國的能源消耗強度不斷降低,1980~2013年能源強度年均降低3.78%.由表1可得,4個時期能源強度均減少了三廢污染物的排放量,即我國能源利用率的不斷提升減緩了環(huán)境壓力.

3.5 降低第二產(chǎn)業(yè)比重有利于實現(xiàn)環(huán)境減排效應

表1顯示,除了時期Ⅲ之外,產(chǎn)業(yè)結構顯著地降低了污染排放,不難發(fā)現(xiàn),時期Ⅲ為我國工業(yè)快速發(fā)展階段,處于第二產(chǎn)業(yè)占比較高階段,因而加劇了環(huán)境污染.經(jīng)計算可得,我國在1980~2013年4個不同時期的第二產(chǎn)業(yè)占比平均值分別為44.5%、44.93%、46.38%和45.69%,顯然,時期Ⅲ中第二產(chǎn)業(yè)比重最高.因此,產(chǎn)業(yè)結構是影響環(huán)境污染物排放的關鍵因素,產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對于污染排放降低可以發(fā)揮積極影響.

3.6 唯GDP論使得規(guī)模效應加劇了環(huán)境污染

根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨曲線理論可知,經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染具有雙面效應,一方面,經(jīng)濟規(guī)模的擴大需要消耗更多的資源能源,導致污染物排放增加;另一方面,隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展和人均收入水平的持續(xù)提高,消費者會對環(huán)境提出更高的要求,對環(huán)保節(jié)能、無污染、綠色產(chǎn)品的需求增加,促使政府增大環(huán)境規(guī)制強度以及提高產(chǎn)品環(huán)境標準等,對減少環(huán)境污染發(fā)揮積極影響,經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的影響最終取決于上述兩種效應的相對大小.由表1中的結果可得,4個時期規(guī)模效應對環(huán)境污染物的排放影響均為正,這表明我國經(jīng)濟規(guī)模的擴大是以犧牲環(huán)境為代價的.如圖2所示,1998~2008年和2009~2013年2個階段,規(guī)模效應對于污染物排放的貢獻為負.結合中國經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實可得,將GDP作為考核地方政府績效的重要標準,使得地方政府產(chǎn)生唯GDP論的傾向,沒有考慮到環(huán)境的承載能力和可持續(xù)發(fā)展能力.

4 基于TVP-VAR模型的各因素對環(huán)境污染的時變影響特征

4.1 TVP-VAR模型估計結果

在應用TVP-VAR模型估計參數(shù)之前,需要確定模型滯后階數(shù).利用AIC和SC兩種信息準則進行判斷,最終選擇滯后1階的TVP-VAR模型,采用MCMC方法進行10000次抽樣得到參數(shù)估計結果,抽樣結果如表2所示.

表2 TVP-VAR模型參數(shù)抽樣和估計結果 Table 2 The parameter sampling and estimation results of TVP-VAR model

注:sb1,sb2,sa1,sa2,sh1,sh2分別表示后驗分布前兩個對角線元素估計結果,剩余對角線元素結果類似;Geweke收斂診斷值(CD)能夠檢驗馬爾科夫集中度,是驗證抽樣樣本是否收斂的指標;非有效因子是反映得到不相關樣本所進行抽樣次數(shù)的指標.

表2顯示,Geweke收斂診斷值(CD)均小于1,未達到顯著性水平5%的臨界值1.96,因此,收斂于后驗分布的零假設不能被拒絕,抽樣樣本最終收斂.非有效因子均較低,其中最大值為116.15,基于MCMC的10000次抽樣,意味著至少可以得到10000/116.15=86個不相關樣本,因此,上述各指標均表明在模型參數(shù)估計中產(chǎn)生了有效樣本.

4.2 經(jīng)濟結構、發(fā)展方式對環(huán)境污染的時變沖擊效應

圖3~圖8分別描述了TVP-VAR模型中不同時點沖擊的脈沖響應函數(shù)和不同提前期沖擊的脈沖響應函數(shù).在不同時點沖擊的脈沖響應函數(shù)圖中,根據(jù)1988年、1997年和2008年3個轉折時點作為代表,分析了3個不同時點上各解釋變量對環(huán)境污染物排放量的影響.在不同提前期的脈沖響應函數(shù)中,反映的分別是提前1期(短期)、2期(中期)和3期(長期)的沖擊效應.

4.2.1 技術效應具有降低環(huán)境污染排放的作用 由圖3a可得,在1988年、1997年和2008年3個不同時點施加的3次沖擊中,技術進步對環(huán)境污染排放量的沖擊效應均為負值,即我國技術水平的提高對環(huán)境污染排放量減少具有積極作用.通過分析發(fā)現(xiàn),可以從2個視角對技術進步與環(huán)境污染物排放的關系進行闡述,一是從技術水平本身角度,技術水平可以通過提高環(huán)境效率來減少污染物的排放[25];二是從消費者對環(huán)境產(chǎn)品的需求角度,隨我國經(jīng)濟的快速發(fā)展,人們對環(huán)境質量的要求越來越高,同時,對清潔環(huán)保產(chǎn)品的需求也逐漸增大.

例如,我國人均煤炭消費量由2005年的77kg下降到2012年的67.8kg,年均下降0.18%,與之相對,2005~2012年作為清潔能源代表的人均電力生活消費量和人均天然氣生活消費量年均增速分別為11.14%和20.11%.此外,清潔專利申請授權量由2003年的180項上升為2013年的4030項,年均增長率達38.48%,固體廢料的處理專利申請授權量年均增長率也達到了28.04%.清潔能源對高污染能源的替代以及清潔技術的發(fā)展正是消費需求拉動的結果.另外,綠色環(huán)保型技術進步具有提高企業(yè)生產(chǎn)率以及提升企業(yè)產(chǎn)品清潔度的雙重效果,對未來市場需求的預期促進企業(yè)加大技術創(chuàng)新、減少污染排放,降低產(chǎn)品價格、提升環(huán)保技術水平,不僅能夠減少排污稅負擔,而且可以降低政府規(guī)制減排的壓力,進而產(chǎn)生了創(chuàng)新補償效應[26].并且已有研究發(fā)現(xiàn),技術水平的提升還可以顯著提升工業(yè)行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率[27].因此,提升技術水平,尤其是環(huán)保技術,有利于減少污染物排放.

圖3a顯示,3個不同時點沖擊的變化趨勢基本一致,都是在滯后1期產(chǎn)生的影響最大,隨后逐漸減小,到滯后第4期時脈沖響應函數(shù)值衰減為0.但是,3個時點沖擊的響應函數(shù)值大小存在一定差異,1997年最大,2008年次之,1988年最小,這表明1997年左右技術效應對環(huán)境污染排放量的抑制程度最高.主要原因是,1980~1997年在我國環(huán)境保護技術進步中具有技術后發(fā)優(yōu)勢,環(huán)保企業(yè)通過模仿學習、消化吸收國外先進技術使得技術水平顯著提升.1997年我國首次明確提出可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略,強調(diào)提高資源利用效率,確定環(huán)境保護為長期堅持的基本國策,落實環(huán)境污染與保護的責任制,迫使企業(yè)提高環(huán)保技術水平,加大環(huán)保設施投入,減少污染排放.隨后,1997~2013年我國與領先國家的技術差距不斷收窄,技術模仿空間不斷縮小,創(chuàng)新成本持續(xù)上升,創(chuàng)新趨于可能性邊界.同時,隨著外資的不斷引進以及資本積累加速,創(chuàng)新難度加大,技術進步速度減緩,其對污染物排放減少的促進作用有所下降.

程度較高且趨于穩(wěn)定,這與技術進步所處的階段有關.在技術進步的初始階段,技術進步速度較慢,隨著環(huán)保投資的增大,資本生產(chǎn)率穩(wěn)步提高,環(huán)保投資進入邊際收益遞增階段,技術因素對于污染水平下降的貢獻程度提高.隨著資本的進一步累積,環(huán)境保護投資的邊際收益穩(wěn)定甚至出現(xiàn)一定的遞減情形,加之環(huán)境污染的存量逐漸累積,環(huán)境治理的邊際成本上升,技術進步對環(huán)境污染的影響也趨于穩(wěn)定.

4.2.2 能源結構對環(huán)境污染排放量具有正向沖擊效應 圖4a顯示,1988年、1997年和2008年3個不同時點能源結構沖擊下,環(huán)境污染的3個脈沖響應函數(shù)基本重合,即3個時點的沖擊效應大小、趨勢幾乎一致,這說明能源結構對環(huán)境污染排放量的影響均是在當期達到最大值,至第2期沖擊效應減小為0,該影響沒有顯著的時變特征.由于能源結構對環(huán)境污染的沖擊效應都為正值,因此,在3個時點上,煤炭占能源消費總量的比重越小,污染排放量越低,且沖擊持續(xù)期很短.

3個不同時點脈沖響應值沒有顯著的時變特征,主要原因在于我國以煤炭為主的能源消費結構仍未出現(xiàn)根本改變,煤炭消耗結構單一、比重較大,煤炭消費比重上升不利于能源效率的提高,二者之間具有顯著負向影響關系,且煤炭在能源消費中的比重較高,會加重環(huán)境污染物的排放[28].據(jù)測算,1988年、1997年和2008年中國能源消費總量中煤炭所占比重分別為76.24%、71.41%和70.30%,雖然略有下降,但基本維持在70%~76%之間,變化幅度很小.另外,我國動力用煤以及煤炭一次燃燒比重較大,煤炭作為一種能夠產(chǎn)生較高污染物的能源,使得我國排放污染物中較大部分為煙煤型污染,且該污染物不容易實現(xiàn)累積,因此,能源結構引致的污染效應在當期顯現(xiàn)地最為明顯,持續(xù)期較短.

為分析這一特征出現(xiàn)的原因,繪制了1980~ 2013年中國能源結構(煤炭占能源消費總量的比重)變動趨勢,如圖5所示.對比圖4b和圖5可得,不同提前期能源結構沖擊效應與能源結構變化趨勢基本一致,不僅上升期和下降期呈現(xiàn)高度的相關性,能源結構序列在1988年和2008年左右也出現(xiàn)了峰值,這表明能源結構對環(huán)境污染的影響取決于其自身的大小,能源結構中煤炭占比越高,其對環(huán)境污染的沖擊就越大.此外,在圖4b中,能源結構對環(huán)境污染的短期沖擊效應大于中期、長期效應,這也與煤炭產(chǎn)生的污染物不容易累積的特征有關.

4.2.3 能源強度對環(huán)境污染排放量具有負向沖擊效應 由圖6a可得,1988年、1997年和2008年3個時點,能源強度對環(huán)境污染的沖擊效應基本為負,且具有明顯的時變性,即1988年時點沖擊當期為負影響,且影響最大,隨后逐漸減弱,至第4期脈沖響應值基本衰減為0.能源強度沖擊對環(huán)境污染的影響效應為負且持續(xù)期較短,這與我國能源利用效率的提升有較大關系.具體而言, 1991~2013年,我國能源加工轉換效率由65.9%提升至72.96%,單位GDP能耗由4.74t標準煤/萬元下降至0.67t標準煤/萬元,實現(xiàn)了能源的相對高效利用,減弱了能源消耗對環(huán)境污染的壓力.

不同提前期能源強度沖擊對環(huán)境污染的影響方面,如圖6b所示,能源強度對環(huán)境污染物排放的影響基本為負,但在2003年之后,提前1期能源強度沖擊對環(huán)境污染的影響減弱,能源強度對污染物排放呈現(xiàn)了一定的反彈效應,這在部分上反映出能源效率的減排效應實現(xiàn)的內(nèi)在約束不足,即能源效率提高在一定程度上降低能源消費的同時,還會通過降低能源產(chǎn)品價格等促進能源消費,因而加重環(huán)境污染.

4.2.4 產(chǎn)業(yè)結構對環(huán)境污染排放量具有差異化的影響 圖7a顯示,1988年、1997年和2008年3個不同時點產(chǎn)業(yè)結構對環(huán)境污染排放量的影響均為負.并且,3個時點沖擊效應的趨勢一致,均是在當期的負向影響程度最大,第1期開始迅速減弱,第4期左右就減弱為0.但3個時點沖擊的大小存在明顯差異,1988年產(chǎn)業(yè)結構對環(huán)境污染的沖擊效應最弱,2008年沖擊效應最強.再結合圖7b中不同提前期的沖擊效應結果可得,隨著時間推移和環(huán)境污染存量的增加,產(chǎn)業(yè)結構對環(huán)境污染的影響逐漸增強.

1988年第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重較低,且工業(yè)中重工業(yè)的比重較低,使得產(chǎn)業(yè)結構對污染物排放的影響并不十分顯著,1988年第二產(chǎn)業(yè)占比為43.79%,產(chǎn)業(yè)結構中重工業(yè)與輕工業(yè)比重為1.12.隨著我國工業(yè)化進程的加快推進,工業(yè)所占比重呈現(xiàn)上升趨勢,特別是工業(yè)化初期和中期,重工業(yè)占比快速上升,1997年我國第二產(chǎn)業(yè)占比達47.54%,重工業(yè)與輕工業(yè)之比為1.34.2008年國際金融危機之后,為實現(xiàn)穩(wěn)增長的目標,我國實施了一系列大規(guī)模經(jīng)濟刺激政策,產(chǎn)業(yè)結構失衡問題更為凸顯,2009~2010年,如圖7b所示,產(chǎn)業(yè)結構沖擊對環(huán)境污染的影響也達到最大值.

需要指出的是,2011~2014年,隨著我國加快促進經(jīng)濟結構調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結構升級,第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重由46.14%下降至42.72%,并且GDP中第三產(chǎn)業(yè)占比開始超過第二產(chǎn)業(yè),由圖7b可得,2011年之后產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化使得其對環(huán)境污染的沖擊效應開始小幅下降,產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整已成為我國現(xiàn)階段保增長、促減排的重要路徑[29].

4.2.5 規(guī)模效應與環(huán)境污染排放量呈正相關關系 觀察圖8a可得,規(guī)模效應在1988年、1997年和2008年3個時點上均加大了污染物排放,其基本的變動趨勢為:3個時點沖擊在當期和滯后第1期影響程度較大,隨后緩慢減弱,至第10期左右衰減為0,這表明規(guī)模效應對于環(huán)境污染的沖擊具有較強的持續(xù)性.

進一步對圖8b進行分析可得,3次不同提前沖擊中,規(guī)模效應對于環(huán)境污染物排放的影響系數(shù)均為正,這與現(xiàn)有文獻中得出的結論是一致的[30].雖然脈沖響應函數(shù)呈現(xiàn)高度波動特征,但同時表現(xiàn)出逐步上升趨勢.這表明1980~2013年我國仍處于環(huán)境庫茲涅茨曲線的上升階段,尚未達到轉折點.對不同提前期沖擊的分析發(fā)現(xiàn), 1980~2008年,提前1期經(jīng)濟規(guī)模沖擊的短期效應主要圍繞0.01上下波動,提前2期的中期沖擊效應、提前3期的長期沖擊效應均持續(xù)上升,中長期影響程度越來越高,時滯越來越長.因此,合理控制規(guī)模因素對污染物排放的影響,成為了緩解環(huán)境污染問題的重要環(huán)節(jié).

5 結論

5.1 技術進步對環(huán)境污染排放量的沖擊效應均為負值,綠色環(huán)保型技術進步具有提高企業(yè)生產(chǎn)率以及提升企業(yè)產(chǎn)品清潔度的雙重效果,進而產(chǎn)生了創(chuàng)新補償效應.我國以煤炭為主的能源消費結構仍未出現(xiàn)根本改變,不同時點能源結構對環(huán)境污染的沖擊效應均為正值,沒有顯著的時變特征,且煤炭消耗排放污染物中較大部分為不容易實現(xiàn)累積的煙煤型污染物,因此,能源結構引致的污染效應在當期最為明顯、持續(xù)期較短.

5.2 我國能源利用效率的大幅提升有效降低了污染排放,但能源強度對污染物排放也呈現(xiàn)了一定的反彈效應,實現(xiàn)能源效率減排效應的內(nèi)在約束不足.產(chǎn)業(yè)結構對環(huán)境污染的影響逐漸增強,規(guī)模效應對于環(huán)境污染的沖擊具有較強的持續(xù)性.

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* 責任作者, 副教授, tongbinzhang@126.com

Intrinsic correlation among economic structure, growth mode and environmental pollution—Empirical analysis based on the TVP-VAR model

ZHANG Tong-bin1*, LI Jin-kai2, CHENG Li-yan2

(1. School of Economics, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China；2.School of International Economics and Trade, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China)., 2016,36(7)：2230~2240

This paper analyzed the economic factors that contribute to the pollution of the environment using Logarithmic Mean Divisia Index (LMDI) approach. Based on the Time-Varying Parameter Vector Auto-Regression (TVP-VAR) model, we investigated the impulse responses of those factors at different time points and different lead time. The results showed that technical progresses not only improved the productivity of enterprises but also promoted less-polluted production. The innovative compensation effect reduced pollution emissions. In China, coal combustion is a major component of energy production which makes coals smoke pollution currently the most significant source of environmental pollution caused by the energy structure. The rapidly increase of energy efficiency considerably reduced pollution emissions, but also showed a certain rebound effect. There were two important reasons hindering the radical improvement of environmental pollution-the unbalanced industrial structure and the expanding economic scale. Therefore, it is high time to reasonably control the structural factors and scale factors which are crucial ways of reducing pollution emissions.

economic structure；technological progress；environmental pollution；Time-Varying Parameter Vector Auto-Regressive (TVP-VAR) model

X24;F062.2

A

1000-6923(2016)07-2230-11

張同斌(1985-),男,山東濰坊人,副教授,博士,主要從事資源與環(huán)境經(jīng)濟學研究.發(fā)表論文30余篇.

2015-12-20

國家自然科學基金青年項目(71303035);遼寧省高等學校優(yōu)秀人才支持計劃(WJQ2013025)