唐雋捷，顧劍華，陳銘杰，陸浩翔

（桂林電子科技大學 商學院，廣西 桂林 541004）

引言

當前我國經(jīng)濟已經(jīng)步入了從高速增長向中高速增長轉變的新常態(tài)階段，經(jīng)濟發(fā)展動力從要素驅(qū)動和投資驅(qū)動轉向創(chuàng)新驅(qū)動，經(jīng)濟發(fā)展方式從粗放型轉向集約型，產(chǎn)業(yè)結構從勞動密集型轉向技術密集型。廣西在迎來發(fā)展新面貌的同時，自身仍存在不少問題，產(chǎn)業(yè)結構不合理是其中之一，特別是第二產(chǎn)業(yè)比重過高、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平低。隨著產(chǎn)業(yè)的深入發(fā)展，以及人口城市化進程的不斷加快，環(huán)境也不可避免地面臨著嚴峻的挑戰(zhàn)，并成為影響經(jīng)濟健康持續(xù)發(fā)展的重要因素，同時對人民生活帶來困擾。廣西為治理環(huán)境污染付出了巨大代價，2014年廣西環(huán)境污染治理投資總額為204.53億元，占當年全區(qū)生產(chǎn)總值的1.3%，然而環(huán)境污染狀況依然不容樂觀。

環(huán)境污染問題一直以來都是學術界關注的焦點，而國內(nèi)外學者從不同視覺對環(huán)境污染問題進行了深入的分析和探討，并取得了一定的成果。目前關于環(huán)境污染與經(jīng)濟增長關系的國內(nèi)研究主要沿著兩條主線進行，一條是關于方法的研究，一條是進行區(qū)域化研究的深入。從研究方法角度看，李鵬（2015）采用2004—2013年中國的省際面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，證實了環(huán)境污染排放總量與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整之間存在倒U型曲線關系；安靜（2016）基于VAR模型下脈沖響應函數(shù)和方差分解分析得出：技術進步、產(chǎn)業(yè)結構的合理化對經(jīng)濟增長的脈沖響應具有正向效應，而能源消耗對經(jīng)濟增長的沖擊表現(xiàn)為先正向后負向，產(chǎn)業(yè)結構合理化對能源消耗的抑制作用最為明顯。從區(qū)域化研究角度看，郝漢舟（2016）在分析綜合污染指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結構變動特征的基礎上，得出湖北省環(huán)境污染對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的反應有一定的滯后性；韓楠（2015）通過環(huán)境污染綜合評價指數(shù)分析得出：產(chǎn)業(yè)結構與環(huán)境污染之間存在長期、穩(wěn)定的協(xié)整關系，且產(chǎn)業(yè)結構的變化是環(huán)境污染的格蘭杰原因。

綜上所述，關于產(chǎn)業(yè)結構升級與環(huán)境污染影響的研究成果有很多，每位學者都有各自側重點，研究的方法也存在差異。長期以來，對產(chǎn)業(yè)結構升級與環(huán)境污染的關系研究較多是從EKC曲線方面展開研究。然而在基于時間序列數(shù)據(jù)的產(chǎn)業(yè)結構升級與環(huán)境污染關系的研究中，時序數(shù)據(jù)大多都是非平穩(wěn)的，運用EKC曲線就無法識別這種非平穩(wěn)性。因此，本文選取1995—2014年廣西相關統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，在構建產(chǎn)業(yè)結構升級系數(shù)和運用熵值法計算環(huán)境污染綜合指數(shù)的基礎上，通過建立VAR模型，利用脈沖響應和方差分解從兩者之間的數(shù)量關系角度研究廣西產(chǎn)業(yè)結構升級對環(huán)境污染的長期動態(tài)影響，繼而提出解決環(huán)境污染問題的相關建議。

一、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

（一）變量選擇

1.環(huán)境污染綜合指數(shù)

本研究采用熵值法計算工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量以及工業(yè)固體廢物排放量三個環(huán)境污染指標的權重。熵值法是一種在綜合考慮各因素提供信息量的基礎上計算一個綜合指標的數(shù)學方法。利用熵值法確定環(huán)境污染綜合評價指數(shù)的步驟如下：

（1）首先對數(shù)據(jù)進行標準化處理，公式為：

其中Pij（i=1，2...m；j=1，2，3）表示第i年第j類污染物排放值，minj表示第j類污染物排放值最小值，maxj表示第j類污染物的排放值最大值，表示經(jīng)過標準化處理后的數(shù)據(jù)。

（2）計算第j類污染指標的熵值，公式如下：

（3）計算第j類污染指標的權重，公式為：

（4）計算第i年的環(huán)境污染指數(shù)，公式為：

環(huán)境污染綜合評價指數(shù)pi越大，表示環(huán)境污染越嚴重。

2.產(chǎn)業(yè)結構升級系數(shù)

關于產(chǎn)業(yè)結構的衡量標準，不同的研究往往選取不同的指標。本文借鑒靖學青（2005）提出的“產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)R”來衡量產(chǎn)業(yè)結構水平，其計算公式為：

式中，q（j）表示一個國家或地區(qū)第j產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重。該系數(shù)主要用于衡量產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)展水平和程度。因為產(chǎn)業(yè)結構升級的一般規(guī)律是由第一產(chǎn)業(yè)到第二產(chǎn)業(yè)再到第三產(chǎn)業(yè)相繼主導產(chǎn)業(yè)結構，所以我們可以給第一、二、三產(chǎn)業(yè)分別賦值為1、2、3，由此，可以將產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)的公式簡化為：

由此可知，R的取值范圍為1—3。R的數(shù)值越接近于1，表明我國的產(chǎn)業(yè)結構層次越低；R的數(shù)值越接近于3，說明我國的產(chǎn)業(yè)結構層次較高。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文采用廣西1995—2014年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《廣西統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》。為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對所有變量進行自然對數(shù)處理，描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

二、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

本文在Eview8.0軟件中運用ADF檢驗對LNR、LNP進行單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。通過表2可以看出，LNP的P值小于0.05為穩(wěn)定序列，而LNR的P值大于0.05為非平穩(wěn)序列。對LNR進行一階差分得到的D（LNR），由于P值仍大于0.05，則進一步進行二階差分，得到D（DLNR）的P值小于0.05為平穩(wěn)序列。因此，本文建立關于LNP與D（DLNR）的VAR模型來分析產(chǎn)業(yè)結構升級與環(huán)境污染之間的關系。

（二）滯后結構檢驗

表2 各變量的平穩(wěn)性檢驗

本文運用AIC和SC準則確定滯后階數(shù)值，確定法則是在增加滯后階數(shù)值的過程中，使AIC和SC值同時最小，由表3可以看出AIC和SC值在滯后階數(shù)為4的時候達到最小。因此，選擇4作為最優(yōu)滯后階數(shù)。

（三）Johansen協(xié)整檢驗

采用Johansen和Juselius于1990年提出的用極大似然估計來檢驗多變量之間的協(xié)整關系，即Johansen檢驗。檢驗結果如表4所示：

表3 VAR模型的滯后階數(shù)選擇

表4 協(xié)整關系檢驗結果

從表4可以看到，在1%的顯著水平下，似然比大于臨界值，所以拒絕沒有協(xié)整方程的假設。也就是說，LNP和DDLNR之間具有一種長期的均衡關系，滿足建立VAR模型的前提。

（四）VAR模型的建立

經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整關系檢驗后，我們就可以建立VAR模型并對參數(shù)進行估計，估計結果見表5。

表5 VAR（4）模型的估計結果

將表5的VAR（4）模型改寫為矩陣形式：

（五）脈沖響應函數(shù)分析

分別給變量一個標準差大小的沖擊，得到相關的脈沖響應函數(shù)圖。在圖1和圖2中，橫軸表示沖擊作用的響應期數(shù)（單位：年），縱軸表示各變量的變化百分比。

圖1是環(huán)境污染對產(chǎn)業(yè)結構升級沖擊的脈沖響應函數(shù)圖。圖1表明，就環(huán)境污染對產(chǎn)業(yè)結構升級一個單位沖擊的響應來看，LNP當期反應為負值，在第二期達到最低點，然后開始上升，第四期達到正值，然后開始趨于平穩(wěn)，但有一個滯后期，大約為四年，在整個分析期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構升級對環(huán)境污染的總體影響為負。此結果表明，產(chǎn)業(yè)結構升級的不同階段對環(huán)境起著正反兩方面的作用。廣西產(chǎn)業(yè)結構的升級在初期對環(huán)境污染有改善作用，但持續(xù)時間不長，隨著產(chǎn)業(yè)結構升級的推進又會加重環(huán)境污染。

圖1 LNP對沖擊的響應

圖2 DDLNR對沖擊的反應

圖2是產(chǎn)業(yè)結構升級對環(huán)境污染沖擊的脈沖響應函數(shù)圖。從圖2可以看出，就產(chǎn)業(yè)結構升級對環(huán)境污染一個單位沖擊的響應來看，DDLNR當期反應為正值，第二期達到一個最高值，然后開始下降，至第四期達到一個最低點，隨后逐漸趨于平穩(wěn)，滯后期同樣為四年，且環(huán)境污染對產(chǎn)業(yè)結構升級的總體影響為正。這表明，環(huán)境污染問題的存在驅(qū)使產(chǎn)業(yè)結構持續(xù)進行優(yōu)化升級，而環(huán)境污染卻又在一定程度上限制了產(chǎn)業(yè)結構升級。

（六）方差分解分析

方差分解是指通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。表6給出了產(chǎn)業(yè)結構升級與環(huán)境污染的預測方差分解結果。

表6 方差分解結果

由表6可知，對于產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)的預測方差分解，起初產(chǎn)業(yè)結構升級只受自身影響，隨后產(chǎn)業(yè)結構升級對其自身的方差貢獻率逐漸降低，環(huán)境污染對其方差貢獻率較小，從長期來看基本維持在一定水平上。這說明，產(chǎn)業(yè)結構升級對其自身的貢獻率最大，環(huán)境污染對產(chǎn)業(yè)結構的升級有一定的促進作用；對于環(huán)境污染指數(shù)的方差分解，期初環(huán)境基本上僅受自身影響，隨后產(chǎn)業(yè)結構升級對于環(huán)境污染的作用不斷增強，其影響率0%由增大到47.71%。由此表明，短期產(chǎn)業(yè)結構升級對改善環(huán)境污染作用有限，但從長期來看，產(chǎn)業(yè)結構升級對環(huán)境問題的緩解作用較大，基本接近于環(huán)境的自身影響度。

三、結論與建議

本文基于1995—2014年廣西環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)結構升級的時間序列數(shù)據(jù)，建立了廣西環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的VAR模型，檢驗了環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的協(xié)整關系，運用脈沖響應函數(shù)和方差分解分析了環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的動態(tài)響應關系，得到以下結論：（1）廣西產(chǎn)業(yè)結構仍以工業(yè)經(jīng)濟為主，但其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟比重較大，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，資源能耗型工業(yè)結構明顯，對環(huán)境影響較大；（2）廣西產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級短期內(nèi)能減輕環(huán)境污染程度，但環(huán)境污染對產(chǎn)業(yè)結構升級的反應有一定的滯后；（3）環(huán)境污染問題的存在能夠促使產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級對減輕環(huán)境污染作用有限，其中廣西第二產(chǎn)業(yè)對環(huán)境污染有正向的增加作用。

基于以上結論，提出如下建議：（1）根據(jù)廣西第一產(chǎn)業(yè)比重較高、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后的特點，需加快發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)，優(yōu)化升級傳統(tǒng)服務業(yè)；加快發(fā)展現(xiàn)代特色農(nóng)業(yè)，調(diào)整、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。（2）廣西產(chǎn)業(yè)結構升級要進退并舉，“進”時，一方面要對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，使產(chǎn)業(yè)向全球產(chǎn)業(yè)鏈高端躍升；另一方面要引進戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)，扶持新的主導產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。同時“退”也非常重要，對產(chǎn)能嚴重過剩行業(yè)，特別是針對廣西鋼鐵集團防城港鋼鐵基地和柳州鋼鐵集團，強化環(huán)保、能耗、技術等標準，清理各種優(yōu)惠政策，對不符合準入條件的要督促退出。（3）加快高新技術園區(qū)建設，促進產(chǎn)業(yè)集聚，增強工業(yè)競爭力，圍繞北部灣經(jīng)濟區(qū)的工業(yè)布局思路，更大程度地發(fā)揮園區(qū)集聚效應與承載能力。

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