王晨昱

摘 要 本文收集了1990—2016年江蘇省相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究基礎(chǔ)，采用向量自回歸（VAR）模型研究江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染的關(guān)系，通過(guò)因子分析從5類環(huán)境污染指標(biāo)中提取綜合污染指數(shù)，再用ADF方法檢驗(yàn)穩(wěn)定性，通過(guò)信息準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，用Granger方法檢驗(yàn)因果關(guān)系，最后用脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）分析方法來(lái)描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)由誤差項(xiàng)所帶來(lái)的沖擊的反應(yīng)，用方差分解分析影響內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度。研究結(jié)論表明：江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)根據(jù)污染及時(shí)作出調(diào)整。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)污染的影響是先越來(lái)越強(qiáng)，然后變?nèi)?，呈“倒U”形。雖然第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展會(huì)增加污染，但增加的程度很小，第三產(chǎn)業(yè)的程度更小。

關(guān)鍵詞 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 綜合污染指數(shù) VAR模型 ADF 檢驗(yàn) Granger檢驗(yàn) 脈沖分析 方差分解

一、基于VAR模型的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

為研究江蘇省環(huán)境污染狀況與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，筆者整理了1990—2016年《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》中的環(huán)境污染5項(xiàng)指標(biāo)、三大產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度和人均GDP數(shù)據(jù)。其中，提取廢水排放總量（萬(wàn)噸）、廢氣排放總量（億 m?）、廢氣中二氧化硫排放量（萬(wàn)噸）、廢氣中煙塵排放量（萬(wàn)噸）和工業(yè)固體廢物排放總量（萬(wàn)噸）5個(gè)指標(biāo)，分別用fs、fq、so2、yc和gtfw來(lái)表示。第一、二、三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度分別用ycy、ecy、scy表示。

（二）實(shí)證研究過(guò)程

首先在stata中，對(duì)廢水排放總量（fs）、廢氣排放總量（fq）、二氧化硫排放量（so2）、煙粉塵排放量（yc）、固體廢物（gtfw）進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到fs1、fq1、so21、yfc1和gtfw1這5個(gè)新的變量，并對(duì)它們做相關(guān)性分析后發(fā)現(xiàn)，fq與fs呈現(xiàn)出極為顯著的正相關(guān)（p<0.01），gtfw與fq、fs呈現(xiàn)出極為顯著的正相關(guān)（p<0.01）。這說(shuō)明江蘇省的廢水、廢氣、固體廢物存在顯著關(guān)聯(lián)性，而廢氣中污染物如二氧化硫、煙塵則較為獨(dú)立，與其他污染的相關(guān)系數(shù)較小。所以有關(guān)部門在相關(guān)的治理過(guò)程中，只抓住污染重點(diǎn)治理的方法難以奏效，必須注重對(duì)“三廢——廢水、廢氣和固體廢物”的聯(lián)合治理。與此同時(shí)，對(duì)于廢氣中的污染物——二氧化硫以及煙塵，需要單獨(dú)建立另一套治理方法，才能達(dá)到預(yù)期的效果。在stata軟件支持下經(jīng)過(guò)方差旋轉(zhuǎn)，利用下列公式計(jì)算綜合污染指數(shù)，即f=a1f1+a2f2+a3f3。

f即為綜合污染指數(shù)zb1。

提取綜合污染指數(shù)后，為了對(duì)變量進(jìn)行時(shí)間序列分析，需要對(duì)變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，目的在于確保VAR模型是有效的，排除“偽回歸”的可能性。本文對(duì)變量ycy、ecy、scy和zb1做了ADF檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，p值都小于0.05，可認(rèn)為第一、二、三產(chǎn)業(yè)以及綜合污染指數(shù)都是平穩(wěn)的。平穩(wěn)才能接著研究。

接下來(lái)要通過(guò)信息準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)。FPE、AIC、HQIC給出的最佳階數(shù)均為一階滯后、SBIC給出的結(jié)論是0階滯后，我們選取一階滯后。通過(guò)stata建立var模型，我們發(fā)現(xiàn)前一年的污染增大一個(gè)單位的話，第二年的第二產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率就會(huì)減少2.4%，第二年第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率就會(huì)增加3.6%左右?？梢钥吹?，江蘇省政府對(duì)環(huán)保的關(guān)心度很高，并能對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及時(shí)作出調(diào)整。

接下來(lái)，我們對(duì)上述建立的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，因?yàn)橹挥性诜€(wěn)定的情況下才可以通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析以及方差分解。其中滯后階數(shù)為1，有3個(gè)內(nèi)生變量，得到3個(gè)單位根，都位于單位圓內(nèi)，如圖1所示，所以VAR模型是穩(wěn)定的。

第二產(chǎn)業(yè)擾動(dòng)對(duì)綜合污染指數(shù)的影響，由于縱軸的標(biāo)尺最大僅顯示為0.1，且在27期內(nèi)出現(xiàn)的響應(yīng)小于正負(fù)0.05，可以認(rèn)為第二產(chǎn)業(yè)的波動(dòng)對(duì)綜合污染指數(shù)的沖擊較小。整體曲線呈現(xiàn)“倒U”形，影響的程度不是很明顯，說(shuō)明有關(guān)部門對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的監(jiān)管能力較強(qiáng)，嚴(yán)格控制排污標(biāo)準(zhǔn)，才使得第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展沒(méi)有導(dǎo)致污染物的爆發(fā)式增長(zhǎng)。圖1為第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度的沖擊對(duì)綜合污染指數(shù)的影響，最大響應(yīng)不超過(guò)0.025，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)綜合污染指數(shù)的影響時(shí)長(zhǎng)要短于第二產(chǎn)業(yè)，且影響更小。

從圖1我們可以看出第二產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度對(duì)綜合污染指數(shù)的反應(yīng)敏感，綜合污染指數(shù)一提高，第二產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度就很快下降。從圖1同樣可以看出第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度反應(yīng)敏感，綜合污染指數(shù)一提高，第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)度很快上升，且最大響應(yīng)接近10，上升到最高點(diǎn)之后，最后長(zhǎng)期趨于0值。

二、結(jié)論和政策性建議

研究結(jié)論表明：江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)根據(jù)污染及時(shí)作出調(diào)整。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)污染的影響是先越來(lái)越強(qiáng)，然后變?nèi)?，呈“倒U”形。雖然第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展會(huì)增加污染，但增加的程度很小，第三產(chǎn)業(yè)的程度更小。

（作者單位為北京語(yǔ)言大學(xué)）