周小亮 吳武林 廖達(dá)穎

(福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 福建福州 350116)

技術(shù)創(chuàng)新、能源效率與大氣污染的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制

周小亮 吳武林 廖達(dá)穎

(福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 福建福州 350116)

基于我國(guó)1990-2014年數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR模型、脈沖響應(yīng)和方差分解考察對(duì)外開(kāi)放條件下技術(shù)創(chuàng)新、能源效率與大氣污染的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制。結(jié)果表明：技術(shù)創(chuàng)新、能源效率與二氧化硫排放之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；由能源效率到技術(shù)創(chuàng)新、二氧化硫排放存在單向Granger因果關(guān)系，技術(shù)創(chuàng)新和二氧化硫排放是雙向Granger因果關(guān)系；技術(shù)創(chuàng)新對(duì)二氧化硫排放的貢獻(xiàn)率為上升趨勢(shì)且超過(guò)50%，能源效率對(duì)二氧化硫排放的貢獻(xiàn)率也表現(xiàn)出上升趨勢(shì)，但遠(yuǎn)低于技術(shù)創(chuàng)新和二氧化硫排放自身的貢獻(xiàn)率。

技術(shù)創(chuàng)新； 能源效率； 大氣污染； VAR模型

一、引言

改革開(kāi)放30多年來(lái)，我國(guó)取得了舉世矚目的經(jīng)濟(jì)成就，但經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的背后付出了沉重的資源與環(huán)境代價(jià)。例如，我國(guó)在2010年成為世界上最大能源消費(fèi)國(guó)，能源消費(fèi)總量從1978年的5.71億噸標(biāo)準(zhǔn)煤上升至2015年的43億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，增幅高達(dá)6.5倍；我國(guó)霧霾污染問(wèn)題日益突出，2015年P(guān)M2.5濃度高達(dá)50.2微克/立方米，全國(guó)80.1%的樣本城市未達(dá)到二級(jí)濃度限制；我國(guó)每年因大氣污染而過(guò)早死亡的人數(shù)高達(dá)35萬(wàn)至50萬(wàn)，大氣污染已成為威脅人們健康的重要因素。[1]長(zhǎng)期的粗放型增長(zhǎng)方式導(dǎo)致了嚴(yán)重的能源浪費(fèi)和污染排放，而大量化石能源消耗是大氣污染的主要源頭。近年來(lái)，我國(guó)不斷加大污染防治的投入力度，但以化石能源為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)并沒(méi)有改變，能源效率偏低的局面依然嚴(yán)峻，由此引發(fā)的環(huán)境問(wèn)題已成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)持續(xù)發(fā)展的嚴(yán)重障礙。無(wú)論是提高能源效率，還是緩解環(huán)境污染，技術(shù)創(chuàng)新被普遍認(rèn)為是實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的主要途徑。[2][3][4]在此背景下，對(duì)現(xiàn)階段我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新、能源效率與大氣污染的關(guān)系進(jìn)行研究具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前，國(guó)內(nèi)外關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新、能源效率和大氣污染的關(guān)系研究主要分為三個(gè)方面。一是技術(shù)創(chuàng)新和能源效率的關(guān)系研究：Fisher等認(rèn)為資本節(jié)約型技術(shù)創(chuàng)新是中國(guó)能源效率上升的最關(guān)鍵因素[5]；王群偉等認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新是提高能源效率、增強(qiáng)新能源企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵手段[6]；王班班和齊紹洲以中國(guó)36個(gè)工業(yè)行業(yè)為例，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入的增加會(huì)顯著降低能源強(qiáng)度[7]；周五七認(rèn)為長(zhǎng)期來(lái)看技術(shù)進(jìn)步是促使工業(yè)能源強(qiáng)度下降的重要途徑[8]；此外，Zeng等、鄭義和徐康寧通過(guò)實(shí)證發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步是促使中國(guó)能源強(qiáng)度減少的主要因素。[9][10]二是技術(shù)創(chuàng)新和大氣污染的關(guān)系研究：王鵬和謝麗文認(rèn)為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能增加工業(yè)“三廢”綜合利用產(chǎn)品產(chǎn)值，有效提高工業(yè)二氧化硫去除率[11]；何為等指出企業(yè)減排技術(shù)進(jìn)步有效地降低了大氣污染排放[12]；魏巍賢等研究發(fā)現(xiàn)改進(jìn)能源清潔技術(shù)將進(jìn)一步鞏固治理大氣污染的政策效果[13]；然而，周勇和林源源、Acemoglu等認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步不一定總是減少二氧化碳等污染物排放，也可能導(dǎo)致污染排放的增加。[14][15]三是能源效率與大氣污染的關(guān)系研究：Jessie等實(shí)證檢驗(yàn)了交通、能源和外貿(mào)對(duì)中國(guó)大氣環(huán)境的空間影響，發(fā)現(xiàn)煙塵和二氧化硫污染存在明顯的空間溢出效應(yīng)[16]；石敏俊和周晟呂基于CGE模型研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、能源效率提高和低碳技術(shù)進(jìn)步將實(shí)現(xiàn)64%-81%的減排目標(biāo)[17]；汪克亮等運(yùn)用DEA模型測(cè)算了全要素能源效率，發(fā)現(xiàn)中國(guó)全要素能效水平偏低，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化能有效促進(jìn)各地區(qū)的節(jié)能減排，而能源價(jià)格對(duì)節(jié)能減排的影響尚不明顯[18]；林伯強(qiáng)和李江龍指出以環(huán)境治理為目標(biāo)引致的能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，可以顯著抑制二氧化硫排放。[19]

綜合上述，發(fā)現(xiàn)相關(guān)研究存在以下幾點(diǎn)不足：一是現(xiàn)有研究集中在技術(shù)創(chuàng)新、能源效率和大氣污染中某兩者的關(guān)系，未將三者同時(shí)納入一個(gè)內(nèi)生系統(tǒng)進(jìn)行研究；二是未對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、能源效率和大氣污染之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系展開(kāi)分析；三是經(jīng)濟(jì)全球化背景下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展受到國(guó)際環(huán)境影響，現(xiàn)有研究未考慮對(duì)外開(kāi)放因素。本文以對(duì)外開(kāi)放為外生變量，將技術(shù)創(chuàng)新、能源效率和大氣污染共同納入到一個(gè)內(nèi)生系統(tǒng)，通過(guò)構(gòu)建VAR模型考察三者的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制并運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)考察內(nèi)生變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和因果關(guān)系，最后利用脈沖響應(yīng)和方差分解具體分析內(nèi)生變量的長(zhǎng)短期作用規(guī)律和相互擾動(dòng)的貢獻(xiàn)率。

三、技術(shù)創(chuàng)新與能源效率驅(qū)動(dòng)污染減排的理論分析

技術(shù)創(chuàng)新往往依托于具體的產(chǎn)業(yè)和平臺(tái)得以實(shí)踐，通常以新的產(chǎn)品和服務(wù)的形式進(jìn)入競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，由市場(chǎng)對(duì)新產(chǎn)品和新服務(wù)進(jìn)行優(yōu)勝劣汰，被接受方將實(shí)現(xiàn)規(guī)?；a(chǎn)并由此提高要素生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，增進(jìn)社會(huì)整體福利。具體而言，生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新通過(guò)運(yùn)用新技術(shù)對(duì)原有技術(shù)進(jìn)行改進(jìn)或替代，重新組合生產(chǎn)要素以實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)效率的提高，適度且匹配的技術(shù)創(chuàng)新將直接促進(jìn)能源的有效利用，降低各環(huán)節(jié)損耗，從而提升能源效率，但過(guò)度超前的技術(shù)創(chuàng)新有可能產(chǎn)生相反效果。而能源效率的提升意味著單位GDP能耗的降低和化石能源的有效利用，這將有利于從源頭減少?gòu)U氣排放。能源清潔技術(shù)的創(chuàng)新，例如脫硫技術(shù)，將從燃料成分、燃燒過(guò)程和燃燒尾氣等環(huán)節(jié)發(fā)揮除硫清潔作用，從而顯著地減少含硫廢氣的排放量。而能源開(kāi)發(fā)技術(shù)的創(chuàng)新有助于水能、風(fēng)能、生物能和天然氣等清潔能源的深度利用；其中，新能源技術(shù)創(chuàng)新很可能在未來(lái)的核能、太陽(yáng)能、地?zé)崮芎秃Ｑ竽艿刃履茉搭I(lǐng)域的開(kāi)拓中發(fā)揮革命性作用，從而推動(dòng)綠色高效的清潔能源與高污染的化石能源之間“替代效應(yīng)”的發(fā)生，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排和經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)目標(biāo)。

能源效率是一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中能源利用水平的標(biāo)志，它與技術(shù)創(chuàng)新、污染排放存在著緊密關(guān)系。一方面，能源效率的提高意味著單位能源消耗創(chuàng)造了更多的經(jīng)濟(jì)效益，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將刺激政府和企業(yè)增加創(chuàng)新投入，為創(chuàng)新行為的持續(xù)進(jìn)行提供物質(zhì)保障，最終創(chuàng)新成果得以實(shí)現(xiàn)。而創(chuàng)新成果又將反哺能源消費(fèi)系統(tǒng)和污染減排工程，助力節(jié)能減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，形成良性互動(dòng)的循環(huán)系統(tǒng)。另一方面，能源效率的提高將降低相對(duì)能源消耗，從源頭上減少?gòu)U氣排放，給整個(gè)資源環(huán)境系統(tǒng)帶來(lái)正外部性；而資源環(huán)境現(xiàn)狀的改善將加快“EKC拐點(diǎn)”到來(lái)，經(jīng)濟(jì)與環(huán)境跨過(guò)“倒U”型曲線拐點(diǎn)的發(fā)展方式將給創(chuàng)新系統(tǒng)營(yíng)造良好的外部環(huán)境和內(nèi)部支撐。廢氣排放具有極大的負(fù)外部性，一方面直接造成大氣污染，損害民眾健康福祉，提升經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的交易成本，間接給技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)和能源結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來(lái)巨大的外部壓力。另一方面，由于大氣污染的無(wú)國(guó)界性，當(dāng)本國(guó)發(fā)生嚴(yán)重污染時(shí)，可能會(huì)殃及周邊國(guó)家和地區(qū)，這將損害當(dāng)事國(guó)的國(guó)際形象，甚至影響當(dāng)事國(guó)投資環(huán)境的國(guó)際評(píng)價(jià)，抑制外商直接投資，并最終負(fù)作用于當(dāng)事國(guó)的技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)程。

四、變量說(shuō)明與模型設(shè)置

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

大氣污染指標(biāo)。大氣污染物種類(lèi)繁多，二氧化硫是我國(guó)最主要的大氣污染物之一，主要來(lái)源于工業(yè)生產(chǎn)和居民生活。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2014年我國(guó)工業(yè)和生活二氧化硫排放量的比重分別為88.15%和11.85%。本文以二氧化硫?yàn)槔芯看髿馕廴?，選擇全國(guó)二氧化硫排放量(萬(wàn)噸)作為大氣污染的代理變量。

技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)。技術(shù)創(chuàng)新是創(chuàng)新系統(tǒng)的核心部分，是知識(shí)的創(chuàng)造、傳播、應(yīng)用和擴(kuò)散的過(guò)程，也是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和提高生產(chǎn)率的重要途徑。研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入是影響一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新水平的關(guān)鍵因素，2015年我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占GDP的2.1%，位居世界第二。專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)被視為技術(shù)創(chuàng)新的重要成果，是衡量技術(shù)創(chuàng)新水平的關(guān)鍵指標(biāo)，2015年我國(guó)專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)高達(dá)171萬(wàn)件，位居世界第一。本文從創(chuàng)新投入的產(chǎn)出效益出發(fā)，選擇單位研發(fā)投入的專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)(件/億元)作為技術(shù)創(chuàng)新水平的指標(biāo)。

能源效率指標(biāo)。能源效率是指單位能源消耗所創(chuàng)造的產(chǎn)值，我國(guó)能源效率偏低問(wèn)題由來(lái)已久，尤其是工業(yè)部門(mén)能源消耗已成為節(jié)能減排的關(guān)鍵突破口。據(jù)測(cè)算，我國(guó)1980-2006年的工業(yè)GDP占全國(guó)40.1%，但能耗量占全國(guó)總量67.9%。本文選取能源強(qiáng)度(噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元)作為能源效率的指標(biāo)。能源強(qiáng)度是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)單位產(chǎn)值的能源消耗量，能源強(qiáng)度越小，意味著單位經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的成本越低，能源效率就越高。

對(duì)外開(kāi)放指標(biāo)。一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放程度主要體現(xiàn)在市場(chǎng)方面。1978年改革開(kāi)放打開(kāi)了我國(guó)融入世界的大門(mén)，2001年加入WTO標(biāo)志著對(duì)外開(kāi)放進(jìn)入全新階段，我國(guó)自此開(kāi)啟了融入經(jīng)濟(jì)全球化的黃金期。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)出口總額持續(xù)上升，由2001年的5096億美元增加至2014年的43015億美元，年均增速高達(dá)17.8%。本文選取具有代表性的進(jìn)出口總額占GDP比重作為衡量對(duì)外開(kāi)放程度的指標(biāo)。

本文基于我國(guó)1990-2014年數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。所采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《全國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，消除可能存在的異方差，得到較為平穩(wěn)且保持原有特征的時(shí)間序列，本文對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、能源強(qiáng)度、二氧化硫排放和對(duì)外開(kāi)放程度四個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，結(jié)果分別表示為STI、EI、SO2、TRADE，并給出變量的統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免結(jié)果產(chǎn)生偽回歸，本文運(yùn)用具有代表性的ADF方法對(duì)STI、EI、SO2和TRADE四個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行原假設(shè)為“原序列存在一個(gè)單位根”的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：Δ表示對(duì)變量做一階差分；檢驗(yàn)類(lèi)型中c為截距，t為時(shí)間趨勢(shì)，d為滯后階數(shù)；滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)則選取。

由表2可知，STI、EI、SO2和TRADE在1%和5%置信水平下存在單位根，是非平穩(wěn)時(shí)間序列。對(duì)四個(gè)變量進(jìn)行一階差分后，ADF檢驗(yàn)值分別小于1%或5%的臨界值，符合序列平穩(wěn)性要求，因此為同階單整I(1)過(guò)程，滿足協(xié)整檢驗(yàn)條件。

(三)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

為了探析技術(shù)創(chuàng)新、能源效率和大氣污染之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)STI、EI、SO2進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種針對(duì)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，基于VAR模型的回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)的方法，包括跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量?jī)煞N檢驗(yàn)結(jié)果。本文協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)包括“存在零個(gè)協(xié)整關(guān)系”、“至多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系”和“至多存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系”，結(jié)果如表3所示。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示5%置信水平下顯著。

由表3可知，兩種統(tǒng)計(jì)量得出的結(jié)論一致，即在TRADE序列為外生變量的協(xié)整檢驗(yàn)中，STI、EI和SO2序列之間在5%置信水平下存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，表明三個(gè)內(nèi)生變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系成立。

(四) VAR模型構(gòu)建

根據(jù)ADF檢驗(yàn)，STI、EI、SO2和TRADE序列均不平穩(wěn)，而一階差分后均滿足平穩(wěn)性條件，即為I(1)序列。從VAR模型的穩(wěn)定性和脈沖響應(yīng)函數(shù)的應(yīng)用價(jià)值角度出發(fā)，選擇以一階差分后的各變量序列來(lái)建立VAR模型、脈沖響應(yīng)和方差分解。為了簡(jiǎn)潔明了，約定下文繼續(xù)使用STI、EI、SO2和TRADE表示其一階差分后的結(jié)果。結(jié)合AIC和SC信息準(zhǔn)則，構(gòu)建滯后期為2的VAR模型，如式(1)所示。

式(1)中，ci表示常數(shù)項(xiàng)；εi是3維隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；aij為一階滯后項(xiàng)的3×3維系數(shù)矩陣；bij為二階滯后項(xiàng)的3×3維系數(shù)矩陣；di為外生變量的3×1維系數(shù)矩陣；aij,bij,di均需待估。

五、實(shí)證結(jié)果

實(shí)證分析的基本思路是：首先，利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)考察STI、EI和SO2三者之間的因果關(guān)系；然后，通過(guò)構(gòu)建VAR(2)模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)圖深入分析三者之間的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制，并通過(guò)AR特征多項(xiàng)式逆根圖驗(yàn)證VAR模型的穩(wěn)定性；最后，基于方差分解法確定三者之間相互擾動(dòng)的貢獻(xiàn)率。

(一)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)用于確定兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系及影響方向。理論上而言，適用于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的條件是平穩(wěn)時(shí)間序列。但李子奈指出同階單整的非平穩(wěn)序列也可以進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，且結(jié)果具有一定程度的可靠性。[20]因此，本文將基于VAR模型中變量的原序列進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

由表4可知，在5%置信水平下，STI不是EI的Granger原因，但EI是STI的Granger原因，即存在由EI到STI的單向Granger因果關(guān)系。在5%置信水平下，STI是SO2的Granger原因，且SO2也是STI的Granger原因，即STI和SO2是雙向Granger因果關(guān)系。在5%置信水平下，SO2不是EI的Granger原因，但在10%置信水平時(shí)EI是SO2的Granger原因，即存在由EI到SO2的單向Granger因果關(guān)系。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：*指在10%置信水平下顯著，拒絕原假設(shè)。

(二) VAR模型結(jié)果

為了確定內(nèi)生變量之間的相互影響趨勢(shì)，我們利用各變量一階差分后的序列數(shù)據(jù)進(jìn)行VAR(2)模型估計(jì)，結(jié)果如下列方程所示：

在第一個(gè)方程中：EI滯后1期和2期對(duì)STI的影響系數(shù)分別為-3.0341和-3.7701，表明能源強(qiáng)度降低將以“乘數(shù)效應(yīng)”促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平提高，這與我們的預(yù)期一致，即能源強(qiáng)度降低相當(dāng)于單位能源創(chuàng)造了更多產(chǎn)值，經(jīng)濟(jì)繁榮有利于增加研發(fā)投入，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。SO2滯后1期和2期對(duì)STI的影響系數(shù)也為負(fù)，說(shuō)明二氧化硫排放減少有利于技術(shù)創(chuàng)新水平提高，主要原因在于大氣污染的緩解將給社會(huì)產(chǎn)生正外部性，這對(duì)政府和企業(yè)對(duì)能源清潔技術(shù)創(chuàng)新的再投入具有一定激勵(lì)作用。

在第二個(gè)方程中：STI滯后1期和2期對(duì)EI的影響系數(shù)分別為-0.0289和0.0072，說(shuō)明滯后1期的技術(shù)創(chuàng)新水平提高使能源強(qiáng)度降低，而滯后2期時(shí)則拉升了能源強(qiáng)度，由于兩個(gè)系數(shù)之和為負(fù)數(shù)，因此長(zhǎng)期而言技術(shù)創(chuàng)新水平的提高將減少能源強(qiáng)度，說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新有利于提升能源效率。SO2滯后1期和2期對(duì)EI的影響系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說(shuō)明二氧化硫排放與能源強(qiáng)度存在一定程度的負(fù)相關(guān)性。

在第三個(gè)方程中：STI滯后1期和2期對(duì)SO2的影響系數(shù)分別是-0.1624和0.1945，說(shuō)明滯后1期的技術(shù)創(chuàng)新水平提高會(huì)減少二氧化硫排放，而滯后2期時(shí)加劇了二氧化硫排放；但兩個(gè)系數(shù)之和為正，因此長(zhǎng)期來(lái)看技術(shù)創(chuàng)新在一定程度上加劇了二氧化硫排放，可能原因包括：企業(yè)是技術(shù)引

進(jìn)和應(yīng)用的主體，但較多企業(yè)以追逐超額利潤(rùn)為目標(biāo)，畏懼承擔(dān)高昂的技術(shù)成本和貪圖短期利益而不愿主動(dòng)引進(jìn)和使用能源清潔技術(shù)，導(dǎo)致“有技術(shù)無(wú)市場(chǎng)”現(xiàn)象發(fā)生；由于缺乏有效監(jiān)督，許多企業(yè)往往只在環(huán)保檢查期間才開(kāi)啟環(huán)保設(shè)備，而檢查期結(jié)束后繼續(xù)直接排放廢氣。EI滯后1期和2期對(duì)SO2的影響系數(shù)分別是0.0435和-0.0205，說(shuō)明滯后1期的二氧化硫排放升高使能源強(qiáng)度增加，2期時(shí)則使能源強(qiáng)度減少；由于兩個(gè)系數(shù)之和為正，所以長(zhǎng)期而言二氧化硫排放升高導(dǎo)致能源強(qiáng)度增加；從外部性角度來(lái)解釋?zhuān)趸蚺欧派呒觿×舜髿馕廴?，從而增加了社?huì)治污成本并惡化了經(jīng)濟(jì)環(huán)境，最終導(dǎo)致單位產(chǎn)值的能源成本上升。

為了檢驗(yàn)VAR(2)模型的可靠性，需進(jìn)一步做穩(wěn)定性檢驗(yàn)。AR特征多項(xiàng)式逆根圖是一種檢驗(yàn)VAR模型是否穩(wěn)定的有效方法，若AR特征多項(xiàng)式的根的倒數(shù)全部位于單位圓以?xún)?nèi)，則表明該VAR模型具有穩(wěn)定性。對(duì)于擁有3個(gè)內(nèi)生變量且滯后階數(shù)為2期的VAR模型，其AR特征多項(xiàng)式有6個(gè)特征根。本文基于已構(gòu)建的VAR(2)模型，求出AR特征多項(xiàng)式的根并畫(huà)出逆根圖，如圖1所示。結(jié)果表明，所有特征根的倒數(shù)均位于單位圓以?xún)?nèi)，VAR(2)模型具有穩(wěn)定性特征。

圖1 VAR(2)的AR特征多項(xiàng)式逆根

(三)脈沖響應(yīng)分析

為了深入考察內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制，本文選擇脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)VAR(2)模型進(jìn)行長(zhǎng)短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于測(cè)算VAR模型的內(nèi)生系統(tǒng)中某一變量的隨機(jī)誤差項(xiàng)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后對(duì)所有內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來(lái)值造成的動(dòng)態(tài)影響。基于VAR(2)模型得出脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，結(jié)果如圖2、圖3、圖4所示，虛線代表置信區(qū)間，實(shí)線代表響應(yīng)值。

圖2 STI、EI和SO2對(duì)來(lái)自STI沖擊的響應(yīng)

由圖3可知，在STI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的正向沖擊下，STI、EI和SO2表現(xiàn)出不同程度的脈沖響應(yīng)，具體包括：(1)STI對(duì)自身的當(dāng)期沖擊立即作出正向響應(yīng)且達(dá)到峰值，隨后逐漸減弱，并在第2期時(shí)轉(zhuǎn)為負(fù)向作用，自第3期開(kāi)始迅速收斂后不再出現(xiàn)明顯波動(dòng)，說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新水平在短期內(nèi)對(duì)自身起到較強(qiáng)的提振作用。(2)EI對(duì)STI的沖擊表現(xiàn)為明顯的正向響應(yīng)，持續(xù)到第5期后轉(zhuǎn)為負(fù)向作用，于第7期達(dá)到最小值但影響程度較小，此后逐漸收斂，說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新在短期內(nèi)能刺激能源強(qiáng)度上升，但長(zhǎng)期影響有限。(3)SO2對(duì)STI的沖擊初期表現(xiàn)為高值負(fù)向效應(yīng)，并于第2期達(dá)到最小值，然后迅速反彈，于第3期達(dá)到最大值，并在第4至8期內(nèi)正負(fù)向響應(yīng)交替出現(xiàn)，但波動(dòng)幅度遞減，此后雖有小幅波動(dòng)，但總體呈現(xiàn)出收斂態(tài)勢(shì)，說(shuō)明短期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新水平變動(dòng)將顯著刺激二氧化硫排放，并具有一定的持久性，但長(zhǎng)期影響微弱。這可能是因?yàn)?，能源清潔技術(shù)的進(jìn)步和使用在初期收到了立竿見(jiàn)影的效果，但也間接刺激了資本投入再生產(chǎn)的積極性，化石能源消耗的增加給環(huán)境帶來(lái)的負(fù)外部性與技術(shù)進(jìn)步及推廣給環(huán)境帶來(lái)的正外部性相互作用，此消彼長(zhǎng)，最終短期內(nèi)二氧化硫排放對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的沖擊表現(xiàn)出正負(fù)響應(yīng)交替出現(xiàn)的態(tài)勢(shì)。

圖3 STI、EI和SO2對(duì)來(lái)自EI沖擊的響應(yīng)

由圖3可知，EI給出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的正向沖擊后，STI、EI和SO2表現(xiàn)出不同程度的脈沖響應(yīng)，具體包括：(1)STI在EI的沖擊下于第2期給出最小值的負(fù)向響應(yīng)，并在第3期開(kāi)始由負(fù)轉(zhuǎn)正且于第4期達(dá)到峰值，此后逐漸減弱并收斂，總體表現(xiàn)為倒“N”形收斂趨勢(shì)，短期作用大于長(zhǎng)期，表明能源強(qiáng)度增加在初期將抑制技術(shù)創(chuàng)新，隨后又轉(zhuǎn)向促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，具有一定持續(xù)性。這可能是因?yàn)?，能源?qiáng)度增加意味著產(chǎn)出成本上升，經(jīng)濟(jì)下行壓力增大，間接阻礙創(chuàng)新投入，最終在技術(shù)創(chuàng)新水平上體現(xiàn)；產(chǎn)出成本壓力又刺激政府和企業(yè)等主體啟動(dòng)新的創(chuàng)新投入，通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提高能源效率，減少能源強(qiáng)度，從而降低產(chǎn)出成本，這正是第3期開(kāi)始技術(shù)創(chuàng)新的響應(yīng)值轉(zhuǎn)負(fù)為正的內(nèi)在原因。(2)EI對(duì)自身的沖擊表現(xiàn)出明顯的正向響應(yīng)，且在初期達(dá)到峰值，隨后緩慢收斂并于第6期后總體回歸零值水平，表明能源強(qiáng)度上升短期內(nèi)對(duì)自身具有正向提升效應(yīng)。(3)SO2對(duì)EI的沖擊表現(xiàn)為低值正向響應(yīng)，并分別于第3期和第4期達(dá)到最大值和最小值，此后逐漸收斂至零值水平，表明能源強(qiáng)度短期內(nèi)對(duì)二氧化硫排放有一定刺激作用，且短期作用大于長(zhǎng)期。

圖4 STI、EI和SO2對(duì)來(lái)自SO2沖擊的響應(yīng)

由圖4可知，SO2給出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的正向沖擊后，STI、EI和SO2均表現(xiàn)出不同程度的脈沖響應(yīng)，具體包括：(1)EI在SO2的沖擊下表現(xiàn)為明顯的負(fù)向響應(yīng)，于第2期達(dá)到最小值，此后緩慢收斂直到第9期后回歸零值水平，總體表現(xiàn)為“U”形收斂趨勢(shì)，表明二氧化硫排放的上升不利于技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，且短期抑制作用大于長(zhǎng)期，具有一定持續(xù)性。我們對(duì)此的解釋是，大氣污染的加劇給整個(gè)技術(shù)創(chuàng)新系統(tǒng)帶來(lái)負(fù)外部性，短期內(nèi)沖擊了企業(yè)等創(chuàng)新主體的積極性，但企業(yè)從理性角度，及時(shí)擺脫沖擊帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)，回歸正常的創(chuàng)新軌道。(2)EI在SO2的正向沖擊下立即作出負(fù)向響應(yīng)，于第4期達(dá)到最小值后逐漸收斂，直到第9期后回歸零值水平，總體表現(xiàn)為滯后期較長(zhǎng)的“U”形收斂趨勢(shì)，表明二氧化硫排放的上升將迅速引起能源強(qiáng)度的降低，這可能是因?yàn)殡m然二氧化硫排放總量增加，但得益于能源清潔技術(shù)的使用，能源效率可以保持在較高水平，致使單位產(chǎn)出成本降低，即能源強(qiáng)度表現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)。(3)SO2對(duì)自身的正向沖擊初期就表現(xiàn)出明顯的正向響應(yīng)且有最大值，然后經(jīng)歷了2期和3期的小幅波動(dòng)后逐漸收斂至零值水平，表明二氧化硫排放對(duì)自身具有明顯的刺激作用，但持續(xù)性有限，且短期作用大于長(zhǎng)期。

(四)方差分解分析

為了進(jìn)一步評(píng)價(jià)VAR(2)模型，本文運(yùn)用方差分解來(lái)分析每一個(gè)新息沖擊對(duì)內(nèi)生變量產(chǎn)生的貢獻(xiàn)水平?；赩AR(2)模型，在蒙特卡洛模擬1000次的條件下，得出各變量的方差分解結(jié)果，如圖5所示。

由圖5(1)(2)(3)可知：STI對(duì)自身沖擊的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)為下降趨勢(shì)，初期時(shí)為100%，即全部由自身擾動(dòng)引起，隨后呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，并于第5期達(dá)到穩(wěn)定值84.5%。而EI對(duì)STI的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)為上升趨勢(shì)，并于第7期達(dá)到最大值8.9%后實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定。SO2對(duì)STI的貢獻(xiàn)率也表現(xiàn)出上升趨勢(shì)，并于第7期達(dá)到最大值6.5%后實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定，說(shuō)明二氧化硫排放波動(dòng)時(shí)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新水平的貢獻(xiàn)率低于能源強(qiáng)度。

由圖5(4)(5)(6)可知：STI波動(dòng)對(duì)EI的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)為下降趨勢(shì)，在1期時(shí)有最大值28.0%，此后逐漸減小并于第9期達(dá)到穩(wěn)定值18.5%。EI對(duì)自身的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)出先小幅上升后下降的趨勢(shì)，在第2期達(dá)到最大值79.5%，在第8期達(dá)到最小值67.8%后實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定。SO2對(duì)EI的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)為上升趨勢(shì)，初期為零，隨后逐漸上升，并于第7期達(dá)到最大值13.7%后實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定，說(shuō)明二氧化硫排放初期對(duì)能源強(qiáng)度的貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)低于技術(shù)創(chuàng)新，隨后差距逐漸縮小，但始終低于技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)率。

圖5 STI、EI和SO2的方差分解結(jié)果

由圖5(7)(8)(9)可知：STI波動(dòng)對(duì)SO2的貢獻(xiàn)率初期為零，隨后迅速上升，并于第6期達(dá)到最大值51.0%后實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定，說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)二氧化硫排放的影響存在6年的滯后效應(yīng)。EI波動(dòng)對(duì)SO2的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)出逐漸上升趨勢(shì)，但幅度較小，在第9期達(dá)到最大值4.8%后實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定。SO2對(duì)自身的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)為下降趨勢(shì)，初期為最大值97.9%，隨后逐漸下降，并在第8期降至最小值44.2%后實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定。結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新波動(dòng)會(huì)對(duì)二氧化硫排放產(chǎn)生明顯影響作用，對(duì)其貢獻(xiàn)率超過(guò)50%，這與傳統(tǒng)觀點(diǎn)一致：技術(shù)創(chuàng)新，尤其脫硫等能源清潔技術(shù)的進(jìn)步，是解決當(dāng)前因二氧化硫排放而造成大氣污染問(wèn)題的重要途徑。

五、結(jié)論與啟示

本文基于我國(guó)1990-2014年數(shù)據(jù)，將技術(shù)創(chuàng)新、能源效率與大氣污染共同納入一個(gè)內(nèi)生系統(tǒng)，并運(yùn)用VAR模型、脈沖響應(yīng)和方差分解重點(diǎn)考察對(duì)外開(kāi)放條件下三個(gè)內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制。主要結(jié)論有：(1)技術(shù)創(chuàng)新、能源效率與二氧化硫排放之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；(2)由能源效率到技術(shù)創(chuàng)新、二氧化硫排放存在單向Granger因果關(guān)系，而技術(shù)創(chuàng)新和二氧化硫排放是雙向Granger因果關(guān)系；(3)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)二氧化硫排放的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)為上升趨勢(shì)，且最大值超過(guò)50%，能源強(qiáng)度對(duì)二氧化硫排放的貢獻(xiàn)率也表現(xiàn)出上升趨勢(shì)，但遠(yuǎn)低于技術(shù)創(chuàng)新和二氧化硫排放自身的貢獻(xiàn)率；(4)能源強(qiáng)度、二氧化硫排放對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)率均為上升趨勢(shì)，但能源強(qiáng)度的作用更強(qiáng)；技術(shù)創(chuàng)新、二氧化硫排放對(duì)能源強(qiáng)度的貢獻(xiàn)率分別為下降趨勢(shì)和上升趨勢(shì)，但技術(shù)創(chuàng)新的作用更強(qiáng)。

基于研究結(jié)論，得出以下幾點(diǎn)對(duì)現(xiàn)實(shí)的啟示：第一，應(yīng)完善創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制，健全保護(hù)創(chuàng)新成果的法律體系，促進(jìn)“政產(chǎn)學(xué)研用”協(xié)同發(fā)展，破除創(chuàng)新成果“中看不中用”的困局，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新成果“產(chǎn)業(yè)化、商品化、接地氣、惠民生”的目標(biāo)。第二，依靠技術(shù)創(chuàng)新，尤其是生產(chǎn)工藝創(chuàng)新和機(jī)器設(shè)備改進(jìn)，促進(jìn)能源充分燃燒，實(shí)現(xiàn)能源效率的明顯提高；優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，逐步降低化石能源消耗比重，進(jìn)一步開(kāi)發(fā)和利用風(fēng)能、核能、生物能和太陽(yáng)能等清潔能源。第三，加強(qiáng)環(huán)境執(zhí)法力度，完善監(jiān)督管理體制，加大環(huán)保教育和宣傳工作，增強(qiáng)全民的環(huán)保意識(shí)。

注釋?zhuān)?/p>

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2017-06-15

2016年度國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動(dòng)力的理論基礎(chǔ)與實(shí)踐路徑研究”(16AZD002)； 2015年國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目“企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)機(jī)理、 量化及調(diào)控對(duì)策研究”(71503049)。

周小亮， 男， 江西永新人， 福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、 博士生導(dǎo)師， 博士；吳武林， 男， 浙江麗水人， 福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生；廖達(dá)穎， 女， 福建龍巖人， 福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生。

F062.2

A

1002-3321(2017)05-0039-09

[責(zé)任編輯：黃艷林]