基于VEC模型的呼和浩特市三次产业发展与工业污染排放关系研究

金 良 董锁成 郭嘉铭 李泽红 郑 吉

(1.中国科学院地理科学与资源研究所，北京 100101;2.内蒙古财经大学资源与环境经济学院，呼和浩特 010070)

在1972年Meadows 等人将世界系统以计算机模型——世界模型来模拟未来，模拟结果显示，若世界人口、工业化、污染、食物生产的增加以及资源的减小保持在不变的速率，那么地球将在研究年份之后100 的某个时刻达到增长的极限［1］。该研究在当时引致了大量的批评，与此同时也引发了经济学家关于经济发展与资源环境之间关系的热切讨论。基于1955年Kuznets 关于收入分配倒U 形关系论述产生了环境库兹涅茨曲线理论，Grossman 与Krueger 在研究北美自由贸易区协议的环境效应中首次切实证明了收入与环境倒U 形曲线关系的存在［2］。此后，Stern 与Arrow 等人进一步对这一论点加以完善，说明经济发展可以从技术效应、规模效应、结构效应三方面对环境水平加以正面的影响。其中的结构效应主要是指产业结构的调整会改变生产过程对资源环境施加的压力。总体来说，第二产业具有资源消耗量大，消耗强度高的特点，在生产过程中对环境的污染程度最高。来自中国国家环保局的数据显示，工业污染占中国污染总量的比值最高曾达70%［3］。

近年来，中国学者从多方角度对产业的资源环境影响做出论述。李娅、孙根年［4］与包群、彭水军［5］对产业结构调整与大气质量的关系进行实证研究;马晓钰、郭莹莹、李强谊等利用30 个省份的面板数据，总体分析我国经济结构变动对工业三废排放量的影响［6］;唐德才基于面板数据模型，对工业化进程、产业结构、环境污染三者的联系进行研究［7］。由于我国各区域内城市发展基础不一，发展水平不同，因此对具体城市的产业结构与环境污染的关系进行研究也十分必要。本文利用1991－2012年时间序列数据，对呼和浩特市三次产业发展与工业三废排放量的关系进行实证研究。

1 研究区域基本情况

自2000年西部大开发正式运作以来，呼和浩特市得到了飞速发展，实现了自计划经济时期“一五”、“二五”的以来的再一次经济飞跃。在这一期间，地区总产值由2000年的199.9 亿元增至2012年2475 亿元，增长11.4 倍。虽经济总量在全国城市中来说不算高，但呼和浩特市的经济增速在全国范围内名列前茅。

在地区生产总值不断攀升的背景下，呼和浩特市三次产业产值在1991 至2012年间均呈上升趋势。进一步将呼和浩特市三次产业产值以各产业生产总值指数换算，使各年度产值具有可比性。从图1 中可以了解到，1999年及之前，三次产业产值处于较低的水平，自2000年起，第一、二产业增长速率加快，增长轨迹陡峭爬升。相较之下，呼和浩特市第一产业产值增长速率较为缓和。对比2012年与1991年数据，由第一产业到第三产业，产值增长依次为115.09 亿元、782.33 亿元、1674.57 亿元;增长倍数分别为18.8 倍、52.4 倍、113.2 倍。

在产业结构的变动上，总体来看，呼和浩特市第一、二产业比例逐年走低，与此同时，第三产业的比重逐年增加。在1991 至1995年间，三次产业比值此增彼减，略有波动，第二产业产值在1993年以50.23%的比重居于首位。然而这个数值在其后的第三年回落至41.28%，次年，即1997年，被第三产业比重超越。此后，第二产业份额除在2005年略有增长之外，其余年份均变动不大。而第一产业产值比重自1996年达到18.27%后即逐年降低，至2011年下降为5.03%。投入产出比小、生产周期长的第一产业比重渐低，释放出大量农村剩余劳动力转移到第二产业及第三产业中，推动后两个生产部门的发展，扩大生产规模，开发生产技术、提高生产效率。可以看到经过近二十年的发展，呼和浩特市产业结构日趋集约化、现代化、合理化。

2 研究方法，指标选择与相关数据处理

2.1 研究方法

对于某一系统在不同时间(地点、条件)的响应，我们称其为时间序列。时间序列可以分为两种，即平稳时间序列，以及非平稳时间序列。严平稳时间序列也就是我们常说的随机序列，也称白噪声序列。但在日常的数据处理中，严平稳的时间序列十分稀少。通常我们所说的平稳序列是指宽平稳序列。宽平稳时间序列有以下三个特征:

(1)序列均值E(Yt)=μ 与时间t 无关

(2)序列方差E(Yt－μ)2=σ2与时间t 无关

(3)协方差γk=E(Yt－μ)(Yt+k－μ)与时间无关

若待处理的数据是平稳的，那么就可以建立自回归模型或运用通常的最小二乘法来对变量进行方程拟合。然而现实中我们遇到的时间数列是非平稳的序列。这些序列在具有长期趋势的同时，也叠加有不规则的变动。若是直接对非平稳序列运用最小二乘法进行拟合，会产生伪回归的问题。在这种情况下，通常的解决方法是对数列进行差分运算使其平稳，之后再进行拟合。然而差分处理会减小样本容量，降低方程自由度，造成信息的缺失。因此本文采用误差修正模型对选用指标数据进行处理。

误差修正模型存在单一方程与多方程两种形式。本文所用到的是单一方程模式。

设有两变量yt与xt，两者之间存在协整关系，则存在简单协整方程:yt=β0+β1xt。

此方程诠释了变量之间的长期关系。同时，据Granger 定理，若有多个非平稳变量存在协整关系，则必有误差修模型可以表达他们之间的关系。简单的误差修正模型表达式为:

k1ECMt－1为误差修正项，k1为误差修正系数，表示ECM 对Δyt的修正速度。误差修正方程诠释了变量间的短期关系，表示x 变量变动k0单位与y 变量变动一个单位同时发生。

2.2 指标选择与相关数据处理

本文选择工业废气排放量、工业废水排放量与工业固体废弃物排放量表征工业三废排放，分别由G，W，S 表示。三次产业产值指标表征呼和浩特市三次产业发展情况，分别由PI、SI、THI 表示，并将各产业产值以1991年为基础，换算为可比数据。为了消除几组变量数据可能存在的异方差，同时为了加强数据的平稳性，对所选用指标数据进行对数处理，即最后得到的六组指标表达为lnG，lnW，lnS，lnPI，lnSI，lnTHI。

3 VEC 模型建立

3.1 单位根检验

为检验数据是否可以直接应用最小二乘法进行方程拟合，或是进一步进行协整检验，对利用Eviews 6.0 对六个指标的数据进行ADF 单位根检验以判断数据的平稳性。ADF 单位根检验方程:

零假设与备择假设分别是:H0:ρ=0(yt非平稳);H1:ρ ＜0(yt平稳)。

在实际检验过程中，滞后项的个数应服从两个原则:为消除自相关，滞后阶数应充分大;为保持较大的自由度，滞后阶数应尽量小。与此同时，在未知数据性质时应逐个尝试在检验方程中加入趋势项与位移项。对六组原始序列及其一阶差分项进行ADF 单位根检验考察其平稳性，结果如表1 所示。可见，六组原始序列皆为不平稳序列，然而在进行一阶差分之后，除dlnS 在5%的显著水平上平稳之外，其余差分序列皆在1%的显著水平下平稳，可称六组序列都是一阶单整I(1)序列，为同阶单整，可进行下一步协整检验。

表1 单位根检验(注:(C，T，K)中，C 代表截距项，T 代表时间趋示，K 代表滞后阶数)

续表1

3.2 协整检验

在进行协整之前先确定VAR 最优滞后阶数。为考察工业三废与三次产业产值之间的关系，将序列组合为三组，表示为GR1、GR2、GR3，分别包括lnG、lnPI、lnSI、lnTHI;lnW、lnPI、lnSI、lnTHI;lnS、lnPI、lnSI、lnTHI。

表2 协整检验

可以看到，GR2 的VAR 方程最优滞后阶数为3，协整检验与误差修正方程在检验中加入了约束项，因此最优滞后阶数是无约束的VAR 模型滞后期减去一期，即GR2 协整检验的滞后阶数为2。GR1 与GR3 通过最多检验标准的滞后阶数为1，可计算出协整分析及误差修正模型的滞后期为0。然而VEC 模型测算的是变量之间短期的扰动关系，若滞后期为0，得出的只有变量间的长期趋势，VEC 模型失去意义。但是在分析的过程中发现，lnG、lnPI、lnSI 与lnS、lnPI、lnSI 建立VAR 模型后，得到具有统计意义的滞后阶2，协整检验以及误差修正方程的最优滞后项为1，将这两组变量分别由GR12 与GR32 表示。运用Johansen 检验三组非平稳序列的协整性。

表3 GR12 协整检验结果

表4 GR2 协整检验结果

组GR12 的检验结果中，没有协整关系假设所对应的迹统计量小于临界值，未拒绝原假设，即lnG、lnPI、lnSI 不存在协整关系。GR2 的检验结果在显著水平0.05上拒绝了没有协整关系与只有一个协整关系的假设，而在存在两个协整关系的假设上迹统计量小于临界值，说明GR2 存在两个协整关系。对GR32 的检验结果做同样的分析，得知其同样具有两个协整关系。

表5 GR32 协整检验结果

4 VEC 模型的构建

GR2 与GR32 各具有两个协整关系，然而本文的研究目标是考察工业三废排放与三次产业发展之间的联系，因此两组各取一个协整，分别以lnW 与lnS 为因变量，以lnPI、lnSI、lnTH，lnPI、lnSI 为自变量进行VEC模型的构建，滞后阶数依次为2 与1。GR2 的长期均衡方程如方程(1)所示，短期均衡方程如方程(2)所示，模型AIC 与SC 分别为－0.123546 与2.063576。

5 结果分析

5.1 GR2 拟合结果分析

(1)从长期均衡关系来看，呼和浩特第一产业产值与第三产业产值与工业废水排放量存在负相关关系，工业废水排放减小1%的同时，第一产业产值与第三产业产值分别增加6.22%与0.23%。相对的，第二产业产值与工业废水的排放量成同向变动关系，其每增加4.99%，工业废水排放量增加1%。中国国家统计局将农业、林业、牧业、渔业等统计在第一产业中，这部分产业在我国目前仍然以小规模个人生产为主，未形成规模化、机械化的生产模式，因此第一产业用水仅有少部分统计在工业废水排放口径中。因此第一产业产值与工业废水排放变动呈负相关关系并不能说明农业产值的增长可以减少环境污染排放。可以看到第三产业的发展在长期内有利于环境污染的控制。然而此结果显示，若保持如今的发展趋势，第三产业第增加1%所降低的工业废水排放量要远小于第二产业增加一产值所带来工业废水排放增量。

(2)可以在短期均衡方程中看到修正系数为－0.17，也就是说，当关系出现偏离长期趋势时，上一期的偏离会以17%的力度在本期得到纠正。观察滞后项的系数，可以看到滞后一期与滞后二期的第一产业产值对工业废水排放量的扰动系数符号相反，一阶滞后项每变动1 个百分点，当期废水排放反向变动0.084 个百分点，而二阶滞后项每变动1 个百分点，当期废水排放变动0.17 个百分点。与其具有同样性质的是第二产业产值。当滞后一期的第二产业产值变动时1%，废水排放反向变动0.1%;而滞后二期的产值变动1%时，废水排放同向变动0.3%，可见滞后两期的第二产业产值的正向扰动能力最强。第三产业的两期滞后项所带来的扰动作用皆是反向的，一阶滞后项每增加1%，当期废水排放减小0.26%;二阶滞后项每增加1%，当期废水排放减少0.15%。

5.2 GR32 拟合结果分析

(1)在长期，呼和浩特市固体废弃物排放量与第一产业产值反向变动，与第二产业产值同样变动。第一产业产值每增加1%，固体废弃物排放减少1.58%;第二产业产值每增加1%，固体废弃物排放增加2.13%。

(2)可知误差修正方程修正系数为－0.49，也就是说，本期会以42.3%的力度修正上一期变量关系与长期均衡产生的偏离，修正力度要比GR2 组变量的修正力度大。在短期滞后变量关系上，滞后一期的固体废弃物排放量对当期值有反向扰动的关系，扰动系数为0.55。亦即当前者增加1%时，当后者将减少0.55%。第一产业产值的一阶滞后项同样与当期固体废弃物排放存在反向扰动的关系。该滞后项每变动1 个百分点，固体废弃物排放的当期值反向变动0.32 个百分点。第二产业产值的扰动系数为0.31，其每增加1%，固体废弃物排放相应增加0.31 个百分点。总的来说，第二产业产值的扰动力度要小于第一产业产值。

6 结 论

从协整分析的结果上来看，工业废气排放量与第一产业、第二产业与第三产业均不存在协整关系;工业废水排放与三次产业产值存在2 期滞后协整关系;工业固体废弃物排放与第一产业产值与第二产业产值存在1 期滞后的协整关系。

从误差修正模型的建立结果来看，在长期与短期，第二产业的发展都以较强的力度正向作用于工业废水以及工业固体废弃物的排放量。在长期第二产业产值每增加1%，工业废水排放量增加量接近该数值的5 倍，工业固体废弃物排放大约是其2 倍。这种情况与呼和浩特市的工业结构相关。截止到2012年，呼和浩特市企业数量最多的三种工业类别分别是非金属矿物制品业，32家;电力、热力的生产和供应业，27 家;化学原料及化学制品制造业，23 家;这些都是能源消耗量较大，环境污染性较高的类别。在这之后又有农副食品加工业21 家，其中以乳业以及软饮料加工为主，两者在2012年的产量依次为146.78 万吨与108.53 万吨。这两种轻工业的生产过程中都伴随着大量废水的产生。然而近几年来，虽然上述产业产量仍居于高位，然而其生产规模却在逐年下降。2012年呼和浩特市铁矿石原矿产量为107.31 万吨，2011年为243.34 万吨，产量下降了55.9%;2008年，乳业占食品加工业的比重为19.7%，比2004年下降了11.5 个百分点，2012年乳制品产量比上一年下降了22%。相应的，其他轻工业产出品，如食用植物油、白酒、配混合饲料等均有所提高，这说明呼和浩特工业结构正向着低能耗低污染与多元化、合理化的方向发展。

反之，第三产业产值的增长都伴随工业废水排放量的下降，在长期其每增加1 个百分点，工业废水排放量减小0.24 个百分点。可以了解到，第三产业发展对环境污染的改善作用要远小于呼和浩特第二产业产值增加对环境带来的负面作用。表6 列出了近五年来呼和浩特市第三产业增加值中营利性产业的构成比例。

从表6 中可以了解到，第三产业增加值的结构中居于前三位的是交通运输、仓储和邮政业，批发和零售业以及住宿和餐饮业这三项基础服务行业。而交通运输与邮政业的发展相较于其他服务行业来说具更大的环境污染性，如公路的修建会产生固体垃圾，交通工具的增加会提高汽车尾气排放量和能源消耗量。餐饮业的发展则会排放更多的生活垃圾与生活污水。而这三项服务行业在增加值中所占比例在近五年保持在一个稳定的较高的数值上，这也以解释误差修正方程中第三产业产值增加的同时，工业废水排放量的减少量并不大。除金融业在2012年较2011年增长4.08%之外，其他的服务行业的比例也没有明显的波动，都处于一个较低的比例上。其中房地产业、信息传输计算机服务及软件业对比前几年的数值反而有部分下降。总的来说，呼和浩特市第三产业仍着重于基础服务业的发展，在高新技术产业以及新兴服务的发展上并不是很活跃。

表6 第三产业增加值构成比例

7 研究启示

基于呼和浩特市自然资源禀赋，如何在保证经济增长的同时，协调好经济活动与环境之间的关系，成为日趋重要的问题。生产是拉动经济发展的引擎，是连接人类活动与自然资源环境的桥梁。第二产业在相当长的一段时间内极大的拉动了呼和浩特的发展，然而包含在其中的一些高耗能高污染产业对环境造成了一定的不利影响。在今后的发展过程中，呼和浩特市应调整工业结构，像能源、化工与矿业这种环境污染性高的企业，应在逐渐减少企业数量的同时大力推动新技术的开发，提高企业能源利用率，单位产出率与废弃物处理量与处理率，建立清洁生产机制。在第三产业的发展过程中，在加强基础服务行业建设的同时，应着力强化新型服务行业，如金融业、计算机服务及软件业，租赁行业等。这些行业在具有环境友好性的同时，也可以大力服务于其他产业的发展，有利于企业提高生产科技含量以及实现规模效应，减小生产成本，提高生产效率。产业结构的优化与生产环境友好性的提高同时也可以调整居民就业结构，保证居民就业质量与生活质量，走以人为本的科学发展路径。

［1］Meadows D.H.，Meadows，D.L.，Randers，J.，Behrens，W.The Limits to Growth［M］．Universe Books，New York，USA，1972．

［2］Grossman G．and A Krueger Environmental Impact of a North American Free Trade Agreement［Z］．1991 Paper Prepared for the Conference on United States－Mexico Free Trade Agreement．

［3］李姝.城市化、产业结构调整与环境污染［J］．财经问题研究，2011(6):38－43．

［4］李娅，孙根年．20年来西安市工业发展与大气环境质量变化的关系［J］．干旱区资源与环境，2009(11):59－64．

［5］包群，彭水军．经济增长与环境污染:基于面板数据的联立方程估计［J］．世界经济，2006(11):48－58．

［6］马晓钰，郭莹莹，李强谊．我国经济结构变动对环境污染的影响［J］．商业研究，2013(4):57－62．

［7］唐德才．工业化进程、产业结构与环境污染——基于制造业行业和区域的面板数据模型［J］．软科学，2009，23(10):6－11．