荊生金

(山東財經(jīng)大學 山東 濟南 250014)

改革開放四十年來，山東省第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值從1978年的296.82億元增長到2016年的150705.13億元，占山東省GDP總量的45.4%。多年來粗放的經(jīng)濟增長方式也產(chǎn)生了一系列的負面影響，霧霾災害問題就是其中之一。霧霾災害的治理不僅可以改善我們的生存環(huán)境，而且促進我國經(jīng)濟發(fā)展方式向著綠色可持續(xù)進行轉變[1]。

隨著經(jīng)濟高速發(fā)展，粗放的經(jīng)濟增長方式和工業(yè)為主體的產(chǎn)業(yè)結構影響下，山東省霧霾災害是一個急需解決的問題。針對霧霾災害問題，考量產(chǎn)業(yè)結構與霧霾災害之間關系就變得尤為重要。以山東省為研究對象，分析產(chǎn)業(yè)結構與霧霾之間的關系，具有重要的理論及現(xiàn)實意義。本文試圖回答如下幾個目前尚未得到良好解釋的問題：產(chǎn)業(yè)結構對霧霾災害是否存在顯著的門檻效應？傳統(tǒng)靜態(tài)視角下以工業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結構與引入產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化后的動態(tài)產(chǎn)業(yè)結構對霧霾災害的影響會有什么變化？本文通過門檻模型研究這些問題并做出回答，以期為中國經(jīng)濟高質量發(fā)展、合理優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構和治理環(huán)境污染上提供相關的政策建議。

一、文獻綜述與研究創(chuàng)新

在產(chǎn)業(yè)結構與霧霾災害二者關系的研究上，部分學者認為產(chǎn)業(yè)結構與霧霾災害之間存在線性關系。研究結果表明，工業(yè)占三產(chǎn)結構的比例決定了霧霾災害程度[2]，而環(huán)境庫茲涅茨曲線中“倒U型”關系在中國并不存在或還未出現(xiàn)[3]。也有學者提出產(chǎn)業(yè)結構與霧霾災害之間存在非線性關系,認為產(chǎn)業(yè)結構也與大氣污染存在“倒U型”關系[4]；此外，隨著地理分異，產(chǎn)業(yè)結構與霧霾災害之間呈現(xiàn)出“倒N型”“N型”和“U型”曲線關系，這是由于我國產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展不協(xié)調(diào)、三次產(chǎn)業(yè)結構之間差距過大等原因造成的[5]。

在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對霧霾災害影響的研究上，有學者認為，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整能夠有效減少污染，提升環(huán)境質量，是治理霧霾的重要舉措。研究結果表明，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整能夠提升能源效率和技術水平，有利于治理環(huán)境污染，減輕霧霾災害[6]。有學者持不同觀點，認為產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整因為存在“損人利己”效應，因此對環(huán)境污染影響較小[7]。還有研究表明，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與廢氣污染之間呈現(xiàn)負相關,與污水污染之間呈現(xiàn)正相關，具備異質性[8]。

已有研究為本論文提供了重要借鑒，但尚存一定局限性。一是長期以來僅將工業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總值的比例作為產(chǎn)業(yè)結構衡量因素，考慮到我國第三產(chǎn)業(yè)近年來在拉動我國國民經(jīng)濟上的作用越來越大，需要引入產(chǎn)業(yè)結構高級化與產(chǎn)業(yè)結構合理化組成的動態(tài)指標，對產(chǎn)業(yè)結構與霧霾災害之間的關系進行分析與研究。二是霧霾災害衡量指標迥異，不同污染物測度結果不同。本文通過選取具有針對性的PM2.5年均值作為指標，運用面板門檻模型，從動態(tài)及靜態(tài)兩個視角，研究產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對霧霾的影響，以期豐富產(chǎn)業(yè)結構對霧霾災害影響的理論框架。

二、模型設定與變量說明

(一)模型設定

面板門檻模型由Hansen提出，本文將產(chǎn)業(yè)結構作為核心解釋變量，研究產(chǎn)業(yè)結構對霧霾災害產(chǎn)生的門檻效應，然后擴展檢驗是否存在多重門檻效應。

(1)

式中的PM2.5it是霧霾災害水平；ISit為核心解釋變量產(chǎn)業(yè)結構；i代表觀察個體，t代表時間；μi為地區(qū)個體差異的固定效應；xit為一系列控制變量包括機動車保有量、城鎮(zhèn)化水平科研經(jīng)費內(nèi)部支出；εit是隨機擾動項并且滿足獨立同分布。本文在Hansen基礎上，檢驗在不同經(jīng)濟發(fā)展水平下產(chǎn)業(yè)結構對霧霾災害是否存在一個或多個拐點，建立如下計量模型：

PM2.5it=μi+β1xit+εit(qit≤γ)

(2)

PM2.5it=μi+β2xit+εit(qit>γ)

(3)

其中qit是門檻變量，γ是待估計的門檻值，εit擾動項為獨立同分布。同時，根據(jù)模型的基本設定，運用“自體抽樣法”來擬合似然比檢驗的漸進分布進行估計，結合(1)式模型可轉化為：

PM2.5it=μi+ISitI(qit≤γ1)A1+ISitI(qit>γ2)A2+Bxit+εit

(4)

(二)變量選取

1．被解釋變量

本文將霧霾災害作為被解釋變量，霧霾中PM2.5能夠較好的反應霧霾災害狀況。數(shù)據(jù)采用哥倫比亞大學社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)發(fā)布的衛(wèi)星監(jiān)測數(shù)據(jù)為基礎，將其解析為山東省17地市PM2.5濃度的具體數(shù)值。

2.核心解釋變量

本文將產(chǎn)業(yè)結構IS作為核心解釋變量，并且從靜態(tài)和動態(tài)兩個角度去衡量[10]。靜態(tài)產(chǎn)業(yè)結構衡量指標的構造方法為工業(yè)產(chǎn)值在總產(chǎn)值中的占比，故此將靜態(tài)產(chǎn)業(yè)結構指標IST設置為第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重為代理變量。

基于現(xiàn)有研究，從產(chǎn)業(yè)結構合理化ISR、產(chǎn)業(yè)結構高級化ISH兩個角度衡量動態(tài)的產(chǎn)業(yè)結構。

(5)

上式中，Li和Yi分別表示第i產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)和產(chǎn)值；Yi/Li表示各個產(chǎn)業(yè)的部門生產(chǎn)率；Yi/Y表示第i產(chǎn)業(yè)的部門產(chǎn)出結構；Li/L表示第i產(chǎn)業(yè)的部門就業(yè)結構。當產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)趨向于零時，說明產(chǎn)業(yè)結構向合理化發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展也趨向均衡化，即產(chǎn)業(yè)結構合理化衡量的是產(chǎn)業(yè)間資源的有效利用水平。當產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)大于1時，表明產(chǎn)業(yè)結構朝高級化方向發(fā)展。

3.控制變量

借鑒已有文獻并且考慮到數(shù)據(jù)可獲得程度，本文選取經(jīng)濟發(fā)展水平、城市化水平、機動車保有量、科研技術研發(fā)投入等因素作為控制變量。

對數(shù)據(jù)采取對數(shù)化處理不會改變數(shù)據(jù)的性質和相關關系，且對數(shù)化處理能夠消除異方差和多重共線性，因此本文對PM2.5、經(jīng)濟發(fā)展水平、城市化水平、科研技術水平和機動車保有量等數(shù)據(jù)自然對數(shù)，分別表示為PM2.5、GDP、UL、VO、R&D。

三、實證分析

(一)門檻效應檢驗與門檻值估計

面板門檻效應分析需要從門檻效應的存在性檢驗開始，對于模型(4)來說，門檻效應的原假設為：H0:A1=A2，原假設成立，表明產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與霧霾災害之間不存在單重門檻效應。反之，若原假設不成立，則表明產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與霧霾災害之間存在單重門檻效應,以此類推。

本文選擇經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量，經(jīng)過1000次Bootstrap自抽樣得到的F統(tǒng)計量如表1所示。靜態(tài)產(chǎn)業(yè)結構和動態(tài)產(chǎn)業(yè)結構作為核心解釋變量時，均存在三重門檻檢驗，因此采用三重門檻模型。

表1 門檻效應檢驗結果

(二)門檻條件分析

靜態(tài)產(chǎn)業(yè)結構系數(shù)低于第一個門檻值時，霧霾災害影響最為嚴重；當跨越第一個門檻值后，霧霾災害的整體趨勢呈現(xiàn)下降，尤其在跨越第四個門檻值后，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)結構系數(shù)對霧霾影響最小。機動車在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)結構上顯示為正且在1%的水平上顯著，這說明機動車的增加霧霾災害會趨向嚴重。技術投入系數(shù)顯示為負且在1%的水平上顯著，隨著技術投入的增加，霧霾災害趨勢會減弱。

表2 產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對霧霾災害的門檻效應估計結果

回歸結果顯示：產(chǎn)業(yè)結構越趨于高級化，系數(shù)轉換為負且變小，表明產(chǎn)業(yè)結構高級化對霧霾災害影響越小且霧霾災害能得到有效解決。動態(tài)角度的產(chǎn)業(yè)結構合理化系數(shù)ISR回歸結果上看，經(jīng)濟發(fā)展水平尚未跨越第一門檻值時，ISR系數(shù)為負且在1%的水平上顯著。經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第一門檻且尚未跨越第二門檻時，ISR系數(shù)為負且在1%的水平上顯著，當經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第二門檻且尚未跨越第三門檻時，ISR系數(shù)為負且在1%的水平上顯著。當經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第三門檻時，ISR系數(shù)為負且在1%的水平上顯著。根據(jù)回歸結果顯示：ISR系數(shù)表現(xiàn)出動態(tài)變化過程，產(chǎn)業(yè)結構與霧霾災害之間呈現(xiàn)出負相關關系，產(chǎn)業(yè)結構越合理，霧霾災害越低。產(chǎn)業(yè)結構高級化系數(shù)對霧霾災害的影響也存在三個門檻值，當產(chǎn)業(yè)結構高級系數(shù)低于第一個門檻值時，系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，這說明產(chǎn)業(yè)結高級化程度發(fā)展尚不充分時會導致霧霾災害；當跨越第一個門檻值且尚未跨越第二個門檻指時，系數(shù)顯示為負且尚未通過檢驗，這說明產(chǎn)業(yè)結構高級化對霧霾災害的效果已經(jīng)顯現(xiàn)，但由于程度還不夠高，所以不通過檢驗。當產(chǎn)業(yè)結構高級化系數(shù)跨越第三門檻值后，系數(shù)顯示為負且在1%的水平上顯著，霧霾災害程度呈現(xiàn)下降趨勢，可以得出結論，產(chǎn)業(yè)結構越高級，霧霾水平越低。城市化水平系數(shù)顯示為正且在5%的水平上顯著，這表明城市化與霧霾災害之間存在正向影響，城市化水平的提高霧霾災害會隨之趨向嚴重。

四、結論

以上結果分析，我們可以看出門檻模型在分析產(chǎn)業(yè)結構對霧霾災害的影響上有著良好的解釋性。根據(jù)本文研究結果表明，我們無論是從傳統(tǒng)以第二產(chǎn)業(yè)占國民生產(chǎn)總值的靜態(tài)角度，還是結合了產(chǎn)業(yè)結構高級化與產(chǎn)業(yè)結構合理的動態(tài)角度，都驗證了產(chǎn)業(yè)結構對霧霾災害存在顯著的多重門檻效應。門檻效應的存在也佐證了:產(chǎn)業(yè)結構對霧霾災害影響不是簡單的線性關系，而是存在非線性關系，拐點的存在即證明靜態(tài)與動態(tài)的產(chǎn)業(yè)結構指標對于霧霾災害有不同影響。