牛成英，王海東

（蘭州財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

甘肅省能源消耗及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水環(huán)境質(zhì)量動態(tài)關(guān)系研究

牛成英，王海東

（蘭州財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

文章運用時間序列向量自回歸模型、協(xié)整分析、向量誤差修正模型動態(tài)經(jīng)濟計量分析方法，對甘肅省能源消耗及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水環(huán)境質(zhì)量之間的動態(tài)關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果表明，甘肅省能源消耗及第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水環(huán)境質(zhì)量之間存在長期穩(wěn)定的均衡協(xié)同關(guān)系。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；水環(huán)境質(zhì)量；V A R模型；方差分解；脈沖響應(yīng)函數(shù)

水是人類生存發(fā)展中不可缺少的基礎(chǔ)性資源，也是一切生命物質(zhì)賴以生存的關(guān)鍵所在。保護水環(huán)境、減少水污染、提高水質(zhì)量，對人類的生存發(fā)展至關(guān)重要。甘肅省地處西北內(nèi)陸，自然植被稀少，生態(tài)環(huán)境脆弱，水資源匱乏，水環(huán)境系統(tǒng)自凈能力較低[1]，保護水資源顯得尤為迫切和重要。從經(jīng)濟社會發(fā)展規(guī)律來看，能源消耗和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對水資源及水環(huán)境質(zhì)量的影響較為突出。20世紀(jì)70年代以來，甘肅省主要形成了高度傾斜于能源、原材料的工業(yè)格局。改革開放以來，甘肅省三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重出現(xiàn)了巨大變化，特別是西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到進一步優(yōu)化。甘肅省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)大致反應(yīng)了自1978年以來甘肅省三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本情況。

本文通過對1991—2015年間甘肅省能源消耗、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及水環(huán)境污染的相關(guān)數(shù)據(jù)進行定量分析，運用時間序列向量自回歸模型、協(xié)整分析、向量誤差修正模型、動態(tài)經(jīng)濟計量分析方法[2]，研究甘肅省能源消耗、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系，關(guān)注甘肅省能源消耗和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水環(huán)境質(zhì)量的長期動態(tài)關(guān)系，為經(jīng)濟發(fā)展與防止和治理污染提供參考依據(jù)。

一、水環(huán)境質(zhì)量影響因素協(xié)整分析

（一）水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析及指標(biāo)選取

從甘肅省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)來看，自1978年以來，甘肅省第一產(chǎn)業(yè)比重先上升后下降，第二產(chǎn)業(yè)先下降后上升，總體上處于下降狀態(tài)，但仍然占據(jù)甘肅經(jīng)濟總量的首要地位；第三產(chǎn)業(yè)的比重總體上處于上升趨勢。但工業(yè)發(fā)展將導(dǎo)致“三廢”排放增加，對環(huán)境的污染也將趨于嚴(yán)重[3-4]。未來一段時期，甘肅省經(jīng)濟社會仍將較快發(fā)展，污染物產(chǎn)生與排放壓力還將繼續(xù)加大；以第二產(chǎn)業(yè)為主的經(jīng)濟增長模式，決定了經(jīng)濟發(fā)展對能源消耗的嚴(yán)重依賴。煤炭在我國的能源消耗結(jié)構(gòu)中占據(jù)重要地位，甘肅省以煤為主的能源消費結(jié)構(gòu)將直接導(dǎo)致污染物排放居高不下[5]。

根據(jù)對水環(huán)境質(zhì)量的影響因素分析，選取以下三個影響因素變量：

單位GDP能耗（X1）。由于能源消耗產(chǎn)生對環(huán)境污染的廢水及廢氣，且不同結(jié)構(gòu)能源消耗產(chǎn)生的環(huán)境污染物的比例結(jié)構(gòu)也不同。本文選取單位GDP能耗（噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元）為歷年能源消費總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）/1991年不變價格甘肅省生產(chǎn)總值（億元）。

第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占GDP比重（X2）（%）。在水環(huán)境質(zhì)量影響因素中，第二產(chǎn)業(yè)比重越大，對水環(huán)境的污染越強，預(yù)計該指標(biāo)會對水環(huán)境污染產(chǎn)生正影響。

第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占GDP比重（X3）（%）。第三產(chǎn)業(yè)比重對水環(huán)境的影響比較復(fù)雜，一般認(rèn)為，第三產(chǎn)業(yè)比重越大對水環(huán)境質(zhì)量的影響因素越小。

由于水環(huán)境污染的部分指標(biāo)沒有較長時間的樣本數(shù)據(jù)，鑒于工業(yè)廢水是城市水污染最重要的原因之一，選取甘肅省1991—2015年期間工業(yè)廢水排放量（PW）（單位：萬噸）和占工業(yè)化學(xué)需氧排放量（PO）（單位：萬噸）為水環(huán)境指標(biāo)來度量甘肅省水環(huán)境質(zhì)量。其中化學(xué)需氧量（COD），是指在一定的條件下，采用一定的強氧化劑處理水樣時所消耗的氧化劑量，是表示水中還原性物質(zhì)多少的一個指標(biāo)。水中還原性物質(zhì)主要的是有機物，因此化學(xué)需氧量（COD）又常作為衡量水中有機物質(zhì)含量多少的指標(biāo)。化學(xué)需氧量越大，說明水體受有機物的污染越嚴(yán)重。三個指標(biāo)均以1991—2015年期間甘肅省年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進行分析，數(shù)據(jù)來源于1991—2015年歷年《甘肅省統(tǒng)計年鑒》和歷年《甘肅省環(huán)境質(zhì)量公報》。為有效消除時間序列的異方差現(xiàn)象，將所選取指標(biāo)數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理，相應(yīng)各變量的對數(shù)形式為 LNX1，LNX2，LNX3，LNPW，LNPO。

（二）變量的單位根檢驗

為避免使用非平穩(wěn)變量可能產(chǎn)生虛假回歸，首先采用ADF方法對所有變量的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。運用EVIEWS軟件對各序列進行ADF檢驗，結(jié)果如表1所示。

表 1 單位根檢驗顯示 LNX1，LNX2，LNX3，LNPW，LNPO都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分在顯著性水平上都是平穩(wěn)的，因此原序列LNX1，LNX2，LNX3，LNPW，LNPO 是一階單整的。

表1 變量的單位根檢驗結(jié)果

（三）變量的協(xié)整檢驗

為確定變 量 LNX1，LNX2，LNX3，LNPW 之 間是否存在協(xié)整關(guān)系，采用JJ跡統(tǒng)計量法進行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen-Jusdius協(xié)整檢驗結(jié)果

結(jié)果說明，LNX1，LNX2，LNX3，LNPW 之間存在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關(guān)系，說明它們之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，協(xié)整方程如下：

從長期來看，1991年以來甘肅省單位GDP能耗、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重之間存在長期均衡關(guān)系，并且單位GDP能耗、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重對工業(yè)廢水排放量具有正向影響，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重對工業(yè)廢水排放量有反向影響。從方程（1）可以看出，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重對工業(yè)廢水排放量影響強度最大，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重每增加1%，工業(yè)廢水排放量將增加38.188 6萬噸。第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重對工業(yè)廢水排放量有反向影響較大，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重每增加1%，工業(yè)廢水排放量將減少33.786 7萬噸。

同樣采用JJ跡統(tǒng)計量法進行協(xié)整檢驗，確定變量 LNX1，LNX2，LNX3，LNPO 之間是否存在協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表3所示。

表3 Johansen-Jusdius協(xié)整檢驗結(jié)果

結(jié)果說明，LNX1，LNX2，LNX3，LNPW 之間存在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關(guān)系，說明它們之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，協(xié)整方程如下：

從長期來看，1991年以來甘肅省單位GDP能耗、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重之間存在長期均衡關(guān)系，并且單位GDP能耗、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重對工業(yè)化學(xué)需氧量排放量具有正向影響，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重對工業(yè)廢水排放量有反向影響。從方程（2）可以看出，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重對工業(yè)廢水排放量影響強度最大，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重每增加1%，工業(yè)化學(xué)需氧量排放量將增加4.322 4萬噸。第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重對工業(yè)廢水排放量有反向影響較大，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重每增加1%，工業(yè)化學(xué)需氧量排放量將減少3.807 7萬噸。

（四）誤差修正模型

在協(xié)整關(guān)系成立的基礎(chǔ)上，下面進一步建立誤差修正模型，以考察在短期內(nèi)出現(xiàn)對長期均衡的偏離時變量之間的動態(tài)修正機制。

1.PW、X1、X2和 X3之間的動態(tài)修正機制。EViews軟件提供的5種滯后階數(shù)選取準(zhǔn)則（包括AIC、SC、HQ、LR和 FPE）一致確定滯后1階較為合適。誤差修正模型為：

注：方括號[]內(nèi)的數(shù)值為對應(yīng)的t統(tǒng)計量。

R2=0.3982，S.E=0.0874，F(xiàn)=1.8529，方程中誤差修正系數(shù)為負(fù)值，與預(yù)期相符，由模型可見當(dāng)出現(xiàn)對長期均衡水平偏離時，下一期變量X1和X2會產(chǎn)生同向調(diào)節(jié)作用，變量X3會出現(xiàn)反向調(diào)節(jié)作用。

2.PO、X1、X2和 X3之間的動態(tài)修正機制。EViews軟件提供的5種滯后階數(shù)選取準(zhǔn)則（包括AIC、SC、HQ、LR和FPE）一致確定滯后1階較為合適。誤差修正模型為：

注：方括號[]內(nèi)的數(shù)值為對應(yīng)的t統(tǒng)計量。

R2=0.6185，S.E=0.1980，F(xiàn)=4.5397，方程中誤差修正系數(shù)為負(fù)值，與預(yù)期相符，由模型可見當(dāng)出現(xiàn)對長期均衡水平偏離時，下一期變量X1和X2會產(chǎn)生同向調(diào)節(jié)作用，變量X3會出現(xiàn)反向調(diào)節(jié)作用。說明能源消耗和第二產(chǎn)業(yè)與水環(huán)境質(zhì)量具有長期同向發(fā)展關(guān)系，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對水環(huán)境質(zhì)量具有反向作用。

二、水環(huán)境質(zhì)量影響動態(tài)分析

由于影響因素復(fù)雜，變量較多，通過對模型進行方差分解，以觀察各變量的貢獻程度，評價不同影響因素對水環(huán)境質(zhì)量結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。

（一）方差分解

方差分解提供了一種描述系統(tǒng)動態(tài)變化的方法，即把每個變量預(yù)測誤差的方差按其成因分解為與各個內(nèi)生變量相關(guān)聯(lián)的組成部分，這樣就可以比較各個變量沖擊的相對重要性隨時間的變化，因此方差分解揭示了一個變量的運動軌跡在多大程度上是源于自身的沖擊，多大程度上是源于系統(tǒng)中其他變量的沖擊。

1.PW、X1、X2和X3系統(tǒng)中變量相互沖擊情況

從單位根圖1可以看出，所有單位根都落在單位圓內(nèi)，因此表明所設(shè)定的VAR（1）模型是平穩(wěn)的。因此可以進行方差分解和脈沖響應(yīng)分析。圖2分別給出了LNPW、LNX1、LNX2和LNX3的方差分解圖。

圖1 VAR模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

圖2 LNPW 、LNX1、LNX2和LNX3的方差分解圖

從圖2可以看出，LNPW的預(yù)測方差主要是由LNX2和自身擾動引起的，LNX2的貢獻率逐漸上升到50%左右，來自自身的貢獻率占大約30%左右，LNX1逐漸上升到10%左右，來自LNX3的貢獻率不足10%；從圖1還可以看出，LNPW的預(yù)測方差初期主要由自身擾動引起，但是隨著時間的推移自身貢獻率下降，在4期以后降至35%左右，14期之后降至30%左右；與此相對應(yīng)的LNX1的貢獻率在4期后上升，上升10%左右趨于平穩(wěn)，LNX2的貢獻率從開始就逐步上升，7期以后趨于平穩(wěn)。由此可見，單位GDP的能耗，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值所占比重對工業(yè)廢水的排放量影響所占比重較大，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值所占比重對工業(yè)廢水的排放量影響相對較小。

2.PO、X1、X2和X3系統(tǒng)中變量相互沖擊情況

從單位根圖3可以看出，所有單位根都落在單位圓內(nèi)，因此表明所設(shè)定的VAR（1）模型是穩(wěn)定的。因此可以進行方差分解和脈沖響應(yīng)分析。圖4分別給出了LNPO、LNX1、LNX2和LNX3的方差分解圖。

圖3 VAR模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

圖4 DLNP0、DLNX1、DLNX2和DLNX3的方差分解圖

從圖4可以看出，LNP0的預(yù)測方差主要是由LNX2和自身擾動引起的，LNX2的貢獻率逐漸上升到50%左右，來自自身的貢獻率占大約33%左右，LNX1逐漸上升到5%左右，來自LNX3的貢獻率先上升，后下降，最終趨于15%左右；從圖4還可以看出，LNPO的預(yù)測方差初期主要由自身擾動引起，但是隨著時間的推移自身貢獻率下降，在5期以后降至35%左右，12期之后降至33%左右；與此相對應(yīng)的LNX1的貢獻率從開始上升至5%左右趨于平穩(wěn)，LNX2的貢獻率從開始就逐步上升，7期以后趨于平穩(wěn)至50%，LNX3的貢獻率從開始就逐步上升至20%左右，2期以后下降，5期后趨于平穩(wěn)至50%。由此可見，單位GDP的能耗，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值所占比重對工業(yè)化學(xué)需氧量的排放量影響所占比重較大，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值所占比重對工業(yè)廢水的排放量影響相對較小。

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)

分別給變量LNX1、LNX2和LNX3一個正的沖擊，采用廣義脈沖方法得到關(guān)于LNPW和LNPO的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，如圖5、圖6所示。在各圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示LNPW和LNPO變化量的響應(yīng)，實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了LNPW和LNPO變化量受到其他變化量的沖擊后的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖5 DLNX1、DLNX2和DLNX3對DLNPW影響的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖6 DLNX1、DLNX2和DLNX3對DLNPO影響的脈沖響應(yīng)函數(shù)

從圖5可以看出，給變量DLNX1一個正沖擊后，DLNPW變化量在5期以前變化相對劇烈，在3期達到最高點0.03，在6期后趨于平穩(wěn)。給變量DLNX2一個正沖擊后，DLNPW變化量在2期以前變化相對劇烈，在2期達到最高點0.02，4期后趨于平穩(wěn)。給變量DLNX3一個正沖擊后，LNPW變化量在2期以前變化相對劇烈，在2期達到最低點-0.02，5期后趨于平穩(wěn)。從脈沖響應(yīng)函數(shù)可見，依然是第二產(chǎn)業(yè)比重變化對甘肅省水環(huán)境中工業(yè)廢氣排放量變化影響最大。

從圖6可以看出，給變量DLNX1一個正沖擊后，DLNPO變化量在5期以前變化相對劇烈，在2期達到最低點-0.05，6期以后趨于平穩(wěn)。給變量5LNX2一個正沖擊后，5LNPO變化量在2期以前變化相對劇烈，在2期達到最高點0.03，7期以后趨于平穩(wěn)。給變量DLNX3一個正沖擊后，DLNPO變化量在2期以前變化相對劇烈，在2期達到最低點-0.02，7期后趨于平穩(wěn)。從脈沖響應(yīng)函數(shù)可見，依然是第二產(chǎn)業(yè)比重變化對甘肅省水環(huán)境中工業(yè)化學(xué)需氧量變化影響最大。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)可見，第二產(chǎn)業(yè)比重的變化對甘肅省水環(huán)境影響因素中，GDP單位能耗的變化影響具有較長期的影響，這是因為，隨著技術(shù)進步，GDP單位能耗相對降低，由此帶來的對甘肅省水環(huán)境的影響將呈現(xiàn)逐漸降低的趨勢，并將具有長期均衡的變化趨勢。GDP中第二產(chǎn)業(yè)所占比重變化對甘肅省水環(huán)境中工業(yè)廢氣的排放量影響最大，從圖6來看，GDP中第二產(chǎn)業(yè)所占比重變化對甘肅省水環(huán)境的影響在短期內(nèi)沒有大的變化，這說明GDP中第二產(chǎn)業(yè)所占比重的增長對甘肅省水環(huán)境的影響仍然是主要因素。GDP中第三產(chǎn)業(yè)所占比重變化呈反向影響，GDP中第三產(chǎn)業(yè)所占比重增加對甘肅省水環(huán)境污染將起到減緩的作用。

三、結(jié)論

從以上分析可以看出，甘肅省單位GDP、與第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與甘肅省水環(huán)境質(zhì)量之間存在著長期均衡關(guān)系。其中，單位能耗和第二產(chǎn)業(yè)比重對水環(huán)境質(zhì)量有正向效應(yīng)，而第三產(chǎn)業(yè)比重對水環(huán)境質(zhì)量有負(fù)向效應(yīng)?；谶@一結(jié)論，甘肅省應(yīng)該從源頭抓起，狠抓工業(yè)污染治理，加快淘汰落后生產(chǎn)工藝、設(shè)備；發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；改善能源結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展低硫燃料和清潔能源的利用，加快節(jié)能減排技術(shù)的研發(fā)和應(yīng)用，改革生產(chǎn)工藝，提高甘肅省工業(yè)三廢的處理能力和水平。

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（責(zé)任編輯：D 校對：L）

F205；F127.42

A

1004-2768（2017）07-0076-05

2017-04-17

甘肅省社科規(guī)劃項目（YB062）；甘肅省科技廳軟科學(xué)自助項目（1504ZKCAO13-4）；甘肅省高等學(xué)校科研項目（2015B-063）；蘭州財經(jīng)大學(xué)教改項目（LJZ201608）

牛成英（1972-），女，甘肅永登人，蘭州財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院副教授，研究方向：統(tǒng)計信息處理及應(yīng)用，王海東（1973-），男，遼寧臺安人，蘭州財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院副教授，研究方向：計量經(jīng)濟。