(吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生院 吉林 長(zhǎng)春 130117)

一、研究方法與數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

本研究旨在考察廣東省能源消耗和廢水煙塵排放的沖擊對(duì)建筑業(yè)總產(chǎn)值的短期和長(zhǎng)期效應(yīng)如何。考慮以下函數(shù)Y=f(P,U1,U2)，其中Y為廣東省建筑業(yè)總產(chǎn)值占省內(nèi)GDP的比重，P為建筑業(yè)的單位GDP能耗，U1為行業(yè)煙塵排放總量，U2為行業(yè)廢水排放總量。換言之，基本假設(shè)是：?jiǎn)挝荒芎摹焿m排放、廢水排放都與建筑業(yè)產(chǎn)值相關(guān)。

對(duì)此進(jìn)行估計(jì)之后，得出的經(jīng)濟(jì)模型如下：

Y=αPt+βUt1+γUt2+μt

其中，α、β和γ為待估參數(shù)，μ為非均衡誤差。

(二)數(shù)據(jù)選取與收集

本研究以廣東省的建筑業(yè)為例，選取了產(chǎn)值占比Yt、行業(yè)的單位GDP能耗Pt、煙塵排放量Ut1以及行業(yè)廢水排放量Ut2這四個(gè)變量，收集了1990—2017年這28年年度數(shù)據(jù)。對(duì)于建筑業(yè)產(chǎn)值，采用的是相對(duì)值，用行業(yè)總產(chǎn)值占GDP總產(chǎn)值的比重來(lái)代表該行業(yè)的產(chǎn)值水平。對(duì)于行業(yè)的單位GDP能耗，是建筑業(yè)的能源消費(fèi)總量和其生產(chǎn)總值這兩個(gè)指標(biāo)計(jì)算出來(lái)，首先為了剔除價(jià)格波動(dòng)的影響，以1990年建筑業(yè)GDP作為不變價(jià)格，根據(jù)GDP折算指數(shù)計(jì)算了1990—2017年的實(shí)際GDP，用建筑業(yè)歷年的能源消費(fèi)總量/當(dāng)年的實(shí)際GDP后得出各年的單位GDP能耗。至于行業(yè)的廢水排放量Ut2和煙塵排放量Ut1這兩個(gè)變量的數(shù)據(jù)均來(lái)自歷年的廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒。

二、實(shí)證分析結(jié)果

本文主要運(yùn)用Eviews 8.0工具來(lái)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，分析了對(duì)產(chǎn)值Yt、單位GDP能耗Pt、煙塵排放量Ut1、廢水排放量Ut2這四組數(shù)據(jù)進(jìn)行的水平序列以及與其水平序列進(jìn)行一階差分后的序列的檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)該結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，四個(gè)水平序列中有兩個(gè)是非平穩(wěn)序列，而一階差分序列在5%顯著水平下均是平穩(wěn)的，因此這四個(gè)變量都是一階單整序列的。

由于OLS要求時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)序列，而上述ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果卻是一階單整序列，因此，要對(duì)所有變量進(jìn)行Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，以避免偽回歸問(wèn)題，該方法的關(guān)鍵是合理選擇滯后區(qū)間和檢驗(yàn)形式。在滯后區(qū)間方面，由于所建立的無(wú)約束向量自回歸模型VAR確定的最優(yōu)滯后期數(shù)為3，所以相應(yīng)地，Johansen檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期數(shù)為1～2。在檢驗(yàn)形式上，可以看出：在任何一種可能形式下，各向量在5%顯著水平下都至少存在一種協(xié)整關(guān)系。為了盡量保證結(jié)果的客觀性，確定最優(yōu)模型形式，本文分別建立了這5種可能形式的誤差修正模型，滯后階數(shù)為2。第一步先根據(jù)AIC和SC最小信息準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)模型形式;若出現(xiàn)情況：AIC和SC統(tǒng)計(jì)量識(shí)別的結(jié)果不一致，那么就需要進(jìn)入到第二步，進(jìn)行最后確認(rèn)。經(jīng)識(shí)別，VECM為“序列和協(xié)整方程存在二次趨勢(shì)”。據(jù)此得出反應(yīng)變量之間關(guān)系的方程，由協(xié)整方程可以看出建筑業(yè)產(chǎn)值Yt與行業(yè)的單位GDP能耗Pt以及行業(yè)廢水排放量Ut2顯著成正相關(guān)，與煙塵排放量Ut1成顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。誤差修正項(xiàng)ECt-1的系數(shù)顯著為負(fù)，這符合反向調(diào)節(jié)原理。但是，ΔYt和ΔPt的兩期滯后項(xiàng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值極小。雖然協(xié)整方程的參數(shù)顯著，但這并不必然意味著自變量能夠?qū)σ蜃兞慨a(chǎn)生影響，并且協(xié)整方程反映的是長(zhǎng)期均衡關(guān)系，因此我們還需要對(duì)短期和長(zhǎng)期的Granger非因果關(guān)系分別進(jìn)行檢驗(yàn)。

短期Granger計(jì)量檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的是各變量之間的非因果關(guān)系，因此應(yīng)該在誤差修正模型的基礎(chǔ)上對(duì)非平穩(wěn)但協(xié)整的變量進(jìn)行檢驗(yàn)。而且該檢驗(yàn)通過(guò)對(duì)VECM進(jìn)行弱外生性檢驗(yàn)實(shí)現(xiàn)。通過(guò)Wald檢驗(yàn)結(jié)果，列出χ2統(tǒng)計(jì)量和伴隨概率。首先，在因變量為ΔYt的模型中，在5%顯著水平下，ΔUt1不是ΔYt的短期Granger原因的原假設(shè)被拒絕，而ΔPt和ΔUt2不是ΔYt短期Granger原因的原假設(shè)被接受。而通過(guò)觀察VECM滯后項(xiàng)的系數(shù)并結(jié)合Yt對(duì)上述變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)信息差沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可做出如下判斷：建筑業(yè)的煙塵排放量(ΔUt1)對(duì)提高本行業(yè)產(chǎn)值具有正效應(yīng)。

其次，在以因變量為ΔPt的模型中，在10%的顯著水平下，ΔYt和ΔUt2不是ΔPt的短期Granger原因的原假設(shè)都被拒絕，這意味著建筑業(yè)產(chǎn)值和廢水排放對(duì)單位能耗有顯著的短期影響，再結(jié)合著脈沖響應(yīng)函數(shù)，可判斷出：建筑業(yè)產(chǎn)值對(duì)單位能耗有顯著的短期正效應(yīng)，廢水排放對(duì)單位能耗有顯著的短期正效應(yīng)，這一結(jié)論與我國(guó)高耗能、粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的現(xiàn)狀吻合。在因變量為ΔUt1的模型中，在5%和10%的顯著水平下，ΔYt、ΔPt和ΔUt2不是ΔUt1的短期Granger原因的原假設(shè)被拒絕，可看出建筑業(yè)產(chǎn)值ΔYt、廢水排放量ΔUt2對(duì)煙塵排量ΔUt1具有顯著的短期正效應(yīng)，而單位能耗ΔPt對(duì)煙塵排放量具有負(fù)效應(yīng)。

之所以進(jìn)行長(zhǎng)期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)，是要考察短期與長(zhǎng)期效應(yīng)是否一致，因此還需對(duì)VECM的ECT與自變量滯后項(xiàng)的聯(lián)合顯著性進(jìn)行了Wald檢驗(yàn)，研究各向量之間的長(zhǎng)期Granger非因果關(guān)系。

檢驗(yàn)結(jié)果可知，首先，ΔPt和ΔUt1不是ΔYt的長(zhǎng)期Granger原因的原假設(shè)在5%顯著水平下被拒絕，ΔUt2不是ΔYt長(zhǎng)期Granger原因的原假設(shè)在10%顯著水平下被拒絕。但反映其長(zhǎng)期均衡關(guān)系的協(xié)整方程中參數(shù)的符號(hào)與短期有較大差異，可看出，在長(zhǎng)期，廣東省建筑業(yè)的單位能耗、廢水與廢氣排放都在降低，且隨著時(shí)間逐漸增加，單位能耗、廢水排放和煙塵排放由短期對(duì)建筑業(yè)產(chǎn)值的正效應(yīng)逐漸變?yōu)殚L(zhǎng)期的負(fù)效應(yīng)。具體而言，增加能源消耗，廢水排放量和煙塵排放增多，只會(huì)使建筑業(yè)產(chǎn)值得到一時(shí)的提高，這種效應(yīng)并不持續(xù)，時(shí)間一長(zhǎng)，反而會(huì)起反效果。這一現(xiàn)象與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程所表現(xiàn)出來(lái)的情況相呼應(yīng)。

最后，在以ΔUt1為因變量的模型中，在5%顯著水平下，ΔYt和ΔPt不是ΔUt1的長(zhǎng)期Granger原因的原假設(shè)再次被拒絕，在10%顯著水平下，ΔUt2不是ΔUt1的長(zhǎng)期Granger原因的原假設(shè)才再次被拒絕。該長(zhǎng)期效應(yīng)與短期效應(yīng)一致：建筑業(yè)產(chǎn)值ΔYt、廢水排放量ΔUt2對(duì)煙塵排量ΔUt1具有顯著正效應(yīng)，而單位能耗ΔPt對(duì)它具有負(fù)效應(yīng)。此外，還可看出建筑業(yè)產(chǎn)值與煙塵排放量之間存在著雙向的長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系，但建筑業(yè)產(chǎn)值對(duì)單位能耗和廢水排放并無(wú)長(zhǎng)期影響。

三、結(jié)論

筆者認(rèn)為，單位能耗強(qiáng)度加大、廢水排放和煙塵排放增多的短期正效應(yīng)轉(zhuǎn)化成長(zhǎng)期負(fù)效應(yīng)的原因在于能源資源的日益匱乏和環(huán)境的日益惡化使保護(hù)環(huán)境的成本越來(lái)越大。在建筑業(yè)發(fā)展初期，依靠投入大量的能源資源和犧牲環(huán)境為代價(jià)來(lái)獲取經(jīng)濟(jì)利益，邊際效益大于邊際成本，會(huì)提高行業(yè)總產(chǎn)值。但能源資源是有限的、不可再生的，且隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，資源紅利消失，前期不顧環(huán)境污染、生態(tài)破壞、采用粗放型生產(chǎn)方式的弊端已日益顯露，后期行業(yè)發(fā)展已頗具規(guī)模，生態(tài)環(huán)境已成為當(dāng)前亟需重視的問(wèn)題。此時(shí)，為了彌補(bǔ)之前對(duì)生態(tài)環(huán)境的破壞所需要付出的成本是巨大的，甚至不可估計(jì)的，行業(yè)邊際成本大于邊際效益，若再繼續(xù)放任采取之前的生產(chǎn)方式，無(wú)疑會(huì)放緩建筑業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)速度乃至導(dǎo)致行業(yè)總產(chǎn)值下降。因此，我們必須摒除能源經(jīng)濟(jì)觀，走資源節(jié)約型、環(huán)境友好型道路，提高能源技術(shù)效率，以降能耗、促節(jié)約、求環(huán)保為目標(biāo)，提升建筑業(yè)的綠色度，實(shí)現(xiàn)建筑業(yè)的綠色發(fā)展。