郭庭政段 寧武春友

(1.大連理工大學管理學院,遼寧大連 116023;2.中國環(huán)境科學研究院國家環(huán)境保護生態(tài)工業(yè)重點實驗室,北京 100012)

循環(huán)經(jīng)濟視角下原生和再生資源消費的動態(tài)分析

郭庭政1,2段 寧2武春友1

(1.大連理工大學管理學院,遼寧大連 116023;2.中國環(huán)境科學研究院國家環(huán)境保護生態(tài)工業(yè)重點實驗室,北京 100012)

從循環(huán)經(jīng)濟視角出發(fā),聚焦這種新經(jīng)濟模式下原生資源和再生資源的動態(tài)關系,以世界鉛資源為實證對象,利用1974-2006年世界鉛資源的相關時間序列數(shù)據(jù)組織樣本,基于協(xié)整關系分析構建VAR模型,在VAR模型框架下研究原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量對來自不同沖擊的脈沖響應函數(shù)和方差分解。研究結果表明:原生鉛產(chǎn)量、再生鉛產(chǎn)量與鉛消費總量之間存在著一個協(xié)整關系。這意味著在當前經(jīng)濟系統(tǒng)中,對鉛資源是剛性需求,沒有有效替代品,其供給的途徑只有原生鉛和再生鉛兩種。另外,對于來自市場消費規(guī)模、原生和再生鉛產(chǎn)量的變動沖擊,再生鉛所做出的響應比原生鉛更富有彈性,這一結論可以很好的闡釋為什么再生資源市場比原生資源市場波動大的現(xiàn)象。

原生資源;再生資源;VAR模型;脈沖響應分析;方差分解;鉛

循環(huán)經(jīng)濟是人類面對全球性所提出的發(fā)展范式,與傳統(tǒng)經(jīng)濟相比,它通過資源的循環(huán)利用形成了閉環(huán)循環(huán)的代謝模式,極大程度上模仿了自然生態(tài)系統(tǒng)的代謝模式。[1]因此,資源循環(huán)利用成為循環(huán)經(jīng)濟研究的焦點問題。事實上,資源的循環(huán)利用是可循環(huán)利用物質的基本屬性,并非循環(huán)經(jīng)濟使然,資源循環(huán)利用現(xiàn)象伴隨資源進入經(jīng)濟系統(tǒng)開始使用就同時出現(xiàn),只不過由于面臨日益嚴峻的資源和環(huán)境危機,人類提出循環(huán)經(jīng)濟理論將資源循環(huán)利用現(xiàn)象,上升到可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略高度上。循環(huán)經(jīng)濟3R原則中的“Recycle”利用。陳德敏從資源循環(huán)利用的角度指出,循環(huán)經(jīng)濟內涵是資源的循環(huán)利用,循環(huán)經(jīng)濟的中心含義是“循環(huán)”[2]。因此,循環(huán)經(jīng)濟使得人類開始從更高的視角去審視和博弈原生資源的開采和再生資源的循環(huán)利用。

目前,從宏觀角度研究資源循環(huán)利用的方法和模型可以概括為三類:其一是實物模型,如物質流分析法(Material Flow Analysis,MFA)、元素流分析法(Substance Flow Analysis,SFA)和生命周期評價法(Life Cycle Analysis,LCA)等,這些模型的研究重點是物質流及其對環(huán)境的影響,往往忽略物質流在經(jīng)濟、替代性、動態(tài)性等方面的影響;其二是經(jīng)濟模型,如局部均衡模型、一般均衡模型等,分析資源的使用與經(jīng)濟變量之間的關系,但大部分都忽略了對投入原料的替代和環(huán)境影響;其三是混合模型,如原料-產(chǎn)品鏈(Material-Products Chain,MPC)模型,涵蓋從原料到產(chǎn)品全生命周期物質流過程,主要建立在物料平衡的基礎上,但目前對這類模型的研究和應用較少。[3]上述這三類模型在宏觀層面對循環(huán)經(jīng)濟的理論研究和實證分析上都不能令人信服,主要原因在于它們對經(jīng)濟系統(tǒng)長期變動規(guī)律研究上,都采用的是以經(jīng)濟理論為基礎的結構化建模方式,因此無法避免循環(huán)經(jīng)濟理論基礎不足、變量難以測度和數(shù)據(jù)不充分等難題。[4]鑒于此,本文繞開傳統(tǒng)研究思路的難點,采用現(xiàn)代計量經(jīng)濟學非結構化建模的思想,構建基本實物變量的簡化模型,嘗試分析循環(huán)經(jīng)濟模式下,投入經(jīng)濟系統(tǒng)的鉛產(chǎn)品原生資源和再生資源存在哪些長期趨勢和動態(tài)規(guī)律。

1 研究方法

1.1 模型選擇與分析框架

傳統(tǒng)經(jīng)濟計量方法,如聯(lián)立方程模型等結構性方法,是以經(jīng)濟理論為基礎來描述變量關系的模型。但經(jīng)濟理論通常并不足以對變量之間動態(tài)聯(lián)系提供一個嚴密說明,而且內生變量既可以出現(xiàn)在方程的左端,又可以出現(xiàn)在方程的右端,使得估計和推斷變得更加復雜,為了解決這些問題而出現(xiàn)了一種用非結構性方法來建立各個變量之間關系的模型,即向量自回歸模型(VAR)。VAR模型是一種對多變量進行研究的建模思想,它把所考察的經(jīng)濟系統(tǒng)內的每一個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量滯后值的函數(shù)來構造模型,由此可以對相互聯(lián)系的時間序列及隨機擾動變量系統(tǒng)的沖擊作出分析,進一步對各種經(jīng)濟沖擊對變量的形成進行解釋。

其中:yt是k維內生向量,xt是d維外生向量,p是滯后階數(shù),T是樣本個數(shù),A1,…,Ap和B是要被估計的系數(shù)矩陣,εt是白噪聲序列向量。

循環(huán)經(jīng)濟系統(tǒng)輸入端的資源流可以分為兩條,一條是原生資源(Primary Resource),是指蘊藏在自然界中,經(jīng)過開采、加工后,成為產(chǎn)品制造和生活所需的基本原料,如各種礦產(chǎn)資源;另一條是再生資源(Secondary Resource),是指在生產(chǎn)和生活消費中產(chǎn)生的,不再具有原來使用價值,但經(jīng)過再生加工,能夠獲得新的使用價值的各種廢物,如廢鋼、廢有色金屬、廢紙等。[5]原生資源和再生資源這兩條輸入資源流,在經(jīng)濟系統(tǒng)消費需求約束下,調整著各自輸入量:從長期看,在輸入資源流和消費需求約束之間是否應該存在某種長期均衡關系呢?從短期動態(tài)關系看,每個量的變動又會對自身和其它量產(chǎn)生哪些?正是基于這樣最簡單的基本影響,以原生資源投入量、再生資源投入量和消費總量這三個實物變量構建一個VAR模型,通過他們之間的長期均衡關系,通過脈沖響應分析和方差分解來分析它們之間短期動態(tài)關系。另外,從這三個變量的性質來看,原生資源和再生資源投入量分別是各自市場供給要素疊加的結果,而消費總量則反映了整個經(jīng)濟發(fā)展水平下的需求,每個變量表現(xiàn)量值都可以看作是其身后代表的所有影響因素作用效應疊加的結果,所以可以把這三個變量看成內生變量,其內生性來源于各自所代表的復雜影響因素,滿足VAR模型對變量的基本要求。

1.2 變量與樣本的確定

對實證研究對象的選擇,首先考慮代表性問題:選擇大宗消費的不可再生可循環(huán)利用資源,具有成熟完備再生利用技術,保證較高循環(huán)再生率,這樣鋼鐵、銅、鋁、鉛等大宗消費金屬可以作為備選對象;其次,考慮生命周期問題:對于前述備選對象,只有鉛產(chǎn)品平均生命周期最短,而且鉛消費結構也比較集中,最大消費領域為鉛酸蓄電池,占總消費量80%以上,生命周期平均4年左右,而鉛其它的用途要么不可循環(huán)再生,如顏料、化工制品等,要么生命周期非常長(如電纜護套、鉛管等),可以忽略其循環(huán)再生[6-8],這樣就能夠保證在統(tǒng)計期內涵蓋多個循環(huán)再生周期,以衡量其長期均衡關系。

對樣本和變量的選擇,由于不同區(qū)域和國家資源消費的選擇,受資源要素稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平、環(huán)境與制度以及國際貿易等因素影響,使得這一尺度的變量并不是內生變量,所以將各個國家的物質流對接,剔除這些外生影響因素,選擇世界鉛資源統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為樣本,另外為了便于比較衡量原生資源和再生資源的投入,兼顧統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性和完備性,分別選擇原生鉛產(chǎn)量(PP)、再生鉛產(chǎn)量(SP)、鉛總消費量(CS)這三個實物變量,作為構建VAR模型的內生變量。本文采用的原始數(shù)據(jù)來源于《世界金屬統(tǒng)計年鑒》[9],樣本區(qū)間為1976-2006年,為了消除異方差影響,對三個序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù),分別記為:LNCS、LNPP、LNSP。

2 實證分析

2.1 協(xié)整分析

協(xié)整分析涉及的是一組經(jīng)濟變量,盡管就單個變量而言是非平穩(wěn)的,但是多個變量的線性組合卻是平穩(wěn)的。其經(jīng)濟意義在于:對于若干個具有各自長期波動規(guī)律的變量,如果是協(xié)整的,則他們之間存在長期均衡關系,一次沖擊只能使協(xié)整變量暫時偏離均衡位置,在長期中會自動恢復到均衡位置。對實際經(jīng)濟變量的協(xié)整分析,一般先對時間變量序列進行平穩(wěn)性檢驗,確定變量單整階數(shù);然后是檢驗變量之間的協(xié)整關系。[10]

2.1.1 平穩(wěn)性檢驗

對于非平穩(wěn)變量而言,只有被解釋變量單整階數(shù)不高于任何一個解釋變量單整階數(shù),變量之間才有可能存在協(xié)整關系。因此,在進行協(xié)整分析前,首先要對被分析序列進行平穩(wěn)性檢驗。[11]本文運用Eviews 5.0軟件分別對LNCS、LNPP、LNSP三序列采用擴展的Dickey-Fuller(ADF)檢驗法進行單位根檢驗,結果如表1所示:在5%的顯著水平下,三序列都是非平穩(wěn)序列,而一階差分序列都是平穩(wěn)序列,根據(jù)一階單整定義:原序列不是平穩(wěn)的,而其一階差分是平穩(wěn)的,記為I(1)。由此可知,LNCS、LNPP、LNSP都為一階單整時間序列,滿足協(xié)整分析條件,可以利用協(xié)整分析方法分析他們之間的動態(tài)關系。

2.1.2 協(xié)整檢驗

目前協(xié)整檢驗常用的方法主要有兩種:一是E-G兩步法,二是Johansen檢驗法,前者是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗方法,當存在多變量、樣本量小時,該方法存在參數(shù)估計不足問題,而后者是以VAR模型為基礎的檢驗回歸系統(tǒng)的方法,避免了設計過多線性模型進行OLS估計的不便,是進行多變量協(xié)整檢驗較好的方法。[12]鑒于本文設計的變量為3個,且樣本容量較小,故采用Johansen法。綜合考慮LR檢驗、AIC信息準則、SC準則,確定VAR模型最優(yōu)

表1 時間序列的單位根檢驗結果Tab.1 Results of augmented dickey-fuller unit root test

滯后階數(shù)為2,使用Eviews 5.0進行協(xié)整檢驗,其結果整理為表2,在5%顯著水平下,LNCS、LNPP、LNSP之間存在一個協(xié)整方程,即存在一種長期均衡關系,系統(tǒng)能夠將新息(innovation,即隨機擾動項)變化帶來的沖擊加以吸收。從現(xiàn)實經(jīng)濟意義理解,在當前技術水平下,經(jīng)濟系統(tǒng)中還沒有出現(xiàn)鉛資源的有效替代品,對鉛資源的需求是剛性需求,其供給途徑只有原生鉛和再生鉛兩種,供給和消費之間存在長期均衡關系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結果Tab.2 Results of Johansen co-integration test

2.2 VAR模型構建與估計

利用上述存在協(xié)整關系的三個變量,按照式(1)構建VAR模型。其中yt是三維內生向量,即yt=(LNCS,LNPP,LNSP)T,因無外生變量,故B=0。根據(jù)上面分析,VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2,構建VAR(2)模型,通過Eviews 5.0對VAR(2)模型進行估計,結果如表3所示,其中三個回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達到0.916,0.867,0.939,擬合程度非常好,并且通過AR視圖檢驗,所有特征根模的倒數(shù)都小于1,說明該VAR(2)結構是穩(wěn)定的,統(tǒng)計性質良好,可以保證脈沖分析和方差分解的有效性。

表3 VAR模型估計結果Tab.3 Results of Vector Autoregression estimation

2.3 脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)是用于衡量來自新息的一個標準差沖擊對變量當前和未來的影響軌跡,并且通過VAR模型的動態(tài)結構傳導給其他所有內生變量,能夠比較直觀的刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應[13]。所以,利用已建立的VAR(2)模型,分別給LNCS、LNPP、LNSP一個標準差沖擊,得到相應的脈沖響應函數(shù)圖,如圖1-圖6所示,其中實線表示脈沖響應函數(shù),虛線分別表示正負兩倍標準差偏離帶。由于本文研究重點是原生資源和再生資源的動態(tài)變化關系,因此從以下三個角度進行分析:

(1)原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量對鉛消費總量沖擊響應的差異。圖1所示為原生鉛產(chǎn)量對鉛消費總量的脈沖響應函數(shù)圖。鉛消費總量的增加,在當期對原生鉛產(chǎn)量產(chǎn)生微小拉動作用,這個效應在第三期就達到最大值為0.021,而后逐漸下降,到第二十期作用已經(jīng)很弱。而再生鉛產(chǎn)量對鉛消費總量的脈沖響應,如圖2所示,鉛消費總量的增加,在當期就對再生鉛產(chǎn)量起到明顯拉動作用,隨后呈增長趨勢,第五期達到最大值為0.057,并一直保持這種拉動效應。因此,比較這兩個響應函數(shù),可以發(fā)現(xiàn)二者的差異:對于來自鉛消費總量的變動,再生鉛產(chǎn)量比原生鉛產(chǎn)量響應更為靈敏,作用強度更大,持續(xù)時間更長。

(2)原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量相互沖擊響應的差異。原生鉛產(chǎn)量對再生鉛產(chǎn)量的脈沖響應函數(shù)如圖3所示。再生鉛產(chǎn)量的增加并沒有在當期對原生鉛產(chǎn)生沖擊作用,而是在第二期呈現(xiàn)明顯的替代效應,使原生鉛產(chǎn)量迅速降低,在第三期降到最低點0.024,之后這種替代效應逐漸減弱,直至第二十期完全消失。反過來,再生鉛產(chǎn)量對原生鉛產(chǎn)量的脈沖響應函數(shù)如圖4所示,原生鉛產(chǎn)量的增加在當期就對再生鉛產(chǎn)量產(chǎn)生明顯的替代效應,并達到最大值0.058,這種替代效應在第二期和第三期發(fā)生一個波動之后,便一直持續(xù)保持這種替代效應。因此,可以比較出原生鉛對再生鉛的替代效應更強,作用時間更長。

圖1 原生鉛產(chǎn)量對鉛消費總量的響應Fig.1 Response of LNPP to LNCS

圖2 再生鉛產(chǎn)量對鉛消費總量的響應Fig.2 Response of LNSP to LNCS

圖3 原生鉛產(chǎn)量對再生鉛產(chǎn)量的響應Fig.3 Response of LNPP to LNSP

圖4 再生鉛產(chǎn)量對原生鉛產(chǎn)量的響應Fig.4 Response of LNSP to LNPP

(3)原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量對自身沖擊響應的差異。圖5和圖6所示分別為原生鉛產(chǎn)量、再生鉛產(chǎn)量對自身的脈沖響應函數(shù)圖。通過比較這兩個脈沖響應函數(shù)特征可以發(fā)現(xiàn),對于自身的新息沖擊,原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量表現(xiàn)出相同變化規(guī)律:都在當期產(chǎn)生一個明顯的正向拉動效應,且作用強度相當,而后這種拉動效應都迅速減弱,在第十期幾乎消失。

圖5 原生鉛產(chǎn)量對原生鉛產(chǎn)量的響應Fig.5 Response of LNPP to LNSP

圖6 再生鉛產(chǎn)量對再生鉛產(chǎn)量的響應Fig.6 Response of LNSP to LNPP

2.4 方差分解

與脈沖響應分析不同,方差分解提供了另一種描述系統(tǒng)動態(tài)的方法。它是把VAR模型系統(tǒng)中每一個內生變量的變動按其成因分解為各隨機擾動項的沖擊,以評價每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度[12]。根據(jù)本文研究重點,分別考察原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量在20個預測期的方差分解,結果見表4。結果顯示:①原生鉛產(chǎn)量,從短期來看主要受自身產(chǎn)量變化影響,在第一期自身產(chǎn)量變化影響達到99.4%,而隨著時間的推移,自身影響迅速下降,鉛消費總量和再生鉛產(chǎn)量的影響逐漸顯現(xiàn),在第十期鉛總消費量和再生鉛產(chǎn)量的影響分別達到26.15%和26.89%,而原生鉛自身的影響則降為46.96%,而后三種沖擊作用基本達到均衡;②再生鉛產(chǎn)量,無論從短期還是長期,都主要受原生鉛產(chǎn)量影響,一直保持40%以上的水平,充分顯示了原生鉛對再生鉛的替代效應;再生鉛受自身產(chǎn)量變化沖擊在期初表現(xiàn)很明顯,第一期達到30.42%,而后這種作用隨著時間推移迅速減弱,到第十期只有7.16%;鉛消費總量對再生鉛產(chǎn)量的影響從第一期23.66%不斷增大,到第十期已經(jīng)達到49.38%;實際上,從第五期開始,再生鉛產(chǎn)量就主要受鉛消費總量和原生鉛產(chǎn)量共同影響,兩者影響之和接近90%,并一直保持在這個水平以上;③對比分析方差分解結果可以發(fā)現(xiàn):從長期看,鉛消費總量對再生鉛的產(chǎn)量影響要高于原生鉛產(chǎn)量;原生鉛產(chǎn)量對再生鉛產(chǎn)量影響要強于再生鉛對原生鉛;在對自身產(chǎn)量變動影響上,原生鉛產(chǎn)量表現(xiàn)了很強的自我累積影響特征,而再生鉛產(chǎn)量則在很大程度上受原生鉛產(chǎn)量和鉛消費總量的影響。綜上方差分解結果,與脈沖響應分析結論完全一致。

表4 原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量的方差分解Tab.4 Results of variance decomposition for LNPP and LNSP

3 結論與展望

本文從循環(huán)經(jīng)濟視角出發(fā),聚焦這種新的經(jīng)濟模式下原生資源和再生資源的動態(tài)關系,以世界鉛資源為實證對象,利用1974-2006年世界鉛資源的相關時間序列數(shù)據(jù)組織樣本,基于協(xié)整關系分析構建VAR模型,在VAR模型框架下研究原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量對來自不同沖擊的脈沖響應函數(shù)和方差分解,得到如下結論:

(1)原生鉛產(chǎn)量、再生鉛產(chǎn)量與鉛消費總量之間存在著一個協(xié)整關系。這種協(xié)整關系表明這三個變量之間存在著一種內生約束機制,使得它們之間保持一種長期均衡關系,某個變量的短期偏離最終還將恢復到均衡位置,這意味著在當前經(jīng)濟系統(tǒng)中,對鉛資源的需求是剛性需求,其供給的途徑只有原生鉛和再生鉛兩種,還沒有出現(xiàn)鉛資源的有效替代品。在未來鉛消費規(guī)模增長趨勢不變的情況下,如果原生資源不斷減少,只有依靠增加再生資源供給,來滿足這種均衡條件。然而,鉛是目前再生利用率最高的金屬,在發(fā)達國家達到90%以上,不能奢望僅僅依靠再生資源就能完全解決資源枯竭問題。因此,從長遠資源戰(zhàn)略角度看,積極尋找替代資源則是一種穩(wěn)妥的選擇。

(2)對于來自市場消費規(guī)模、原生鉛產(chǎn)量和再生鉛產(chǎn)量變動沖擊,再生鉛產(chǎn)量所做出的響應比原生鉛產(chǎn)量更富有彈性。也就是說,鉛消費規(guī)模的增長,帶動再生鉛產(chǎn)量增加要高于原生鉛;原生鉛產(chǎn)量降低導致再生鉛產(chǎn)量增加,要高于再生鉛產(chǎn)量降低導致原生鉛增加;在對自身產(chǎn)量變動影響上,原生鉛產(chǎn)量表現(xiàn)了很強的自我積累和影響特征,而再生鉛產(chǎn)量則在很大程度上受原生鉛產(chǎn)量和鉛消費總量的影響。這一結論可以很好的闡釋為什么再生資源市場比原生資源市場波動大的現(xiàn)象,這種波動性大的特征是再生資源市場的內在屬性特征,這也就決定了資源再生產(chǎn)業(yè)的企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模小,經(jīng)營靈活,容易對市場的變動做出迅速的響應。同時這樣的市場特征也提示我們,對于資源再生產(chǎn)業(yè),應該從政府的角度積極通過產(chǎn)業(yè)政策的扶持和優(yōu)惠,建立完善的再生回收利用體系,保證供給渠道的穩(wěn)定,同時通過產(chǎn)業(yè)規(guī)劃和宏觀調控,降低市場的波動性,促使資源再生產(chǎn)業(yè)朝著健康穩(wěn)定的方向發(fā)展。

另外,本文結論是建立在對鉛資源實證基礎上,按照本文思路對其他相似資源如鋼鐵、銅、鋁等進行實證研究,對比分析各種不同資源實證結果將是非常必要的。

(編輯:于 杰)

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AbstractStarting from the perspective of circular economy,the article focuses on the dynamic relationship between primary resource and secondary resource in the new economic mode.An empirical studyon world lead has been completed by using the related time series data from 1974 to 2006 and a VAR(Vecter Autoregression estimation)model is constructed based on the co-integration analysis.Then under VAR framework,impulse response analysis and variance decomposition of primary lead production and secondary lead production from different impulses are conducted.The empirical results show that a co-integration relationship exists among primary lead production,secondary lead production and the total consumption of lead,which suggests that there is a rigid requirement for lead in current economic system and there is no substitutes except the only two supplyways:primary lead and secondary lead.In addition,facing the impact of change in consumption scale of market,production of primary and secondary lead,the response of secondary lead is of more elasticity than that of primary lead.This conclusion can be well explained why the secondary resource markets are often claimed to be more volatile than primary resource markets.

Key Wordsprimary resource;secondary resource;VAR model;impulse response analysis;variance decomposition;lead

Dynamic Analysis of Consumption of Primary Resource and Secondary Resource Based on Circular Economy:An Empirical Study on World Lead

GUO Ting-zheng1,2DUAN Ning2WU Chun-you1
(1.School of management,Dalian University of Technology,Dalian Liaoning 116023,China
2.MEP Key Laboratory of Eco-industry Studies,Chinese Research Academy of Environmental Sciences,Beijing 100012,China)

X196

A

1002-2104(2010)04-0169-06

10.3969/j.issn.1002-2104.2010.04.030

2010-02-20

郭庭政,博士生,主要研究方向為循環(huán)經(jīng)濟與資源再生產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究。

＊“十一五”國家科技支撐計劃項目(No.2006BAC02A19),水專項(NO.2009ZX07529-005)