两型社会建设中武汉市工业发展战略的实证研究.docx

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两型社会建设中武汉市工业发展战略的实证研究

“两型社会”建设中武汉市工业发展战略的实证研究

0引言

2007年12月，武汉城市圈和长株潭城市群被国务院

批准为“全国资源节约型和环境友好型社会建设综合配套

改革试验区”，这标志着武汉市及其周边100km以内的城

市群走向了全国“资源节约型和环境保护型社会”建设的

最前端，引起了各方关注。

然而，作为传统工业重镇和“武

汉城市圈”龙头城市的武汉市，其在环境保护和能源利用

上的实际情况如何？

武汉市的经济发展水平和工业现状能

否达到“两型社会”建设的要求？

武汉市建设“两型社会”切

实可行的发展战略应如何制定？

这些都是目前武汉城市圈

建设发展所必须回答的问题，也是关系到“两型社会”改革

试验区成败的关键所在。

本文主要通过对武汉市相关历史

数据的实证分析，对上述问题进行初步讨论，并提出相应

的政策建议。

1文献综述

在环境保护与经济增长之间关系的研究上，学术界存

在两种截然相反的观点。

一种观点认为，实行严格的环境

保护政策会加重本地企业的负担和成本，进而影响经济的

发展速度。

例如Christiansen，Haveman〔1〕（1981）认为，严格

的环保规定将使企业不得不花费大量的人力、财力进行污

染处理或者缴纳污染罚款，从而增加企业的成本，影响其

生产力；Pashigan〔2〕（1984）提出企业购买污染处理设备的

费用和设备后期的运转费用也会加重企业的经营负担；

Brock，Evans〔3〕（1986）认为企业迫于环保法规而不得不改

变或增加生产流程，从而产生巨大的管理成本；Walley，

Whitehead〔4〕（1996）提出环保法规会影响企业管理层对企

业长期发展战略的制定，有可能使企业在未来丧失竞争

力。

而另一种观点则认为环保政策有利于经济发展。

West，

Senez[5]（1992）认为严格的环保政策会刺激企业进行技术

创新，提高效率，进而有利于本地经济的发展；Porter〔6〕

（1996）认为企业在污染处理的同时会设法将废弃物转化

为有价值的产品，从而增加收入；Slater，Angel〔7〕（2000）则

认为采用了环保技术生产方式的企业会在竞争中获得很

大的优势，从而获得更多的利益。

虽然以上研究都从不同的角度提供了相应的证据，但

都只研究了经济发展的短期情况，具有一定的局限性。

在

经济增长与环境保护长期动态关系的研究上，Grossman，

Krueger〔8〕（1991）和Shafik，Bandyopadhyay〔9〕（1992）提出了

环境库兹涅茨曲线（EnvironmentalKuznetsCurve，EKC），认

为一国的环境污染情况与该国的经济发展之间呈倒“U”

曲线关系，即一个国家的整体环境质量在经济发展初期随

着本国经济的增长而恶化，当该国经济发展到一定水平

后，环境质量开始随经济的继续增长而逐渐好转。

该思想

已被大量的实证研究所证实，成为研究经济增长与环境质

量之间关系的常用手段。

在环境质量与外商直接投资关系的研究上，Walter，

Ugelow〔10〕（1979）首先提出了“污染避难所”的思想，认为经

“两型社会”建设中武汉市工业发展战略的实证研究

陈继勇，隋晓锋

（武汉大学经济与管理学院，湖北武汉430072）

摘要：

随着武汉城市圈被国务院正式批准为全国“两型社会”改革试验区，该地区在环保、节能方面的现

状和发展战略逐渐成为了全国关注的焦点。

通过对“武汉城市圈”的“龙头”———武汉市1985～2007年的环

境状况、单位工业产值能耗、经济增长和外商直接投资等变量之间相互关系的实证分析发现，武汉市已经

进入了经济增长与环境保护相互促进的发展阶段，环境水平和能耗状况都随经济的不断发展而逐步改善；

武汉市引进的外商直接投资虽然对经济发展有一定的促进作用，但总体上质量不高；外商直接投资对武汉

工业的知识溢出水平很低；武汉市在某种程度上成为了国际“污染避难所”。

关键词：

两型社会；武汉城市圈；工业发展战略；资源节约；环境保护；外商直接投资

中图分类号：

F127.63文献标识码：

A文章编号：

1001－7348（2009）04-0022-06

收稿日期：

2008－07－28

基金项目：

国家自然科学基金项目（70773082）

作者简介：

陈继勇（1953-），男，湖北应城人，武汉大学经济与管理学院院长、教授、博士生导师，研究方向为世界经济；隋晓锋（1983-），

男，山东威海人，武汉大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向为世界经济。

第26卷%第4期

2009年2月

科技进步与对策

Science&TechnologyProgressandPolicy

Vol.26No.4%

Feb.2009

第4期

济较为落后的地区在全球化和工业化的过程中会成为高

污染行业的集中地；Copeland〔11〕（1994）通过建立相关模型，

从理论上证明了在发展中国家为促进经济发展而放松环

境管制的情况下，大量高污染企业将转移到这些国家；

Xing，Kolstad〔12〕（1996）进一步完善了该理论，提出成本差

异、投资限制和生产限制三方面因素是污染产业向经济落

后地区转移的主要原因；此后，ChenJiyong〔13〕etal（2006）

又在此基础上考察了贸易对环境的影响，提出了“贸易冲

击说”，认为各国不同的对外贸易政策和模式也将对环境

造成很大的影响。

通过对以上文献的回顾，本文认为，目前对经济发展

与环境保护关系的研究已经比较成熟，相关理论已经得到

了广泛认同和应用，对国家或地区总体发展战略的制定和

实施具有一定的指导意义。

本文也将依据上述理论，对武

汉市经济发展与环境质量之间的关系进行实证研究，以求

能在一定程度上对武汉市的“两型社会”建设提出相应的

建议。

2模型设定与实证分析

2．1本文数据来源

本文采用的数据来源如下：

武

汉市各工业行业历年产值来源于

《武汉五十年》和《武汉统计年鉴》；

武汉市历年人均GDP和历年单位

工业产值能耗来源于《武汉统计年

鉴》；武汉市历年外商直接投资额来自《中国城市统计年

鉴》和《武汉统计年鉴》。

以上数据在不同年份有调整的，以

最后一次调整为准。

本文所有数据取值区间均为1985~

2007年；采用的计量软件为Eviews5．0。

2．2武汉市环境状况的实证分析

武汉市作为全国重要的老工业基地之一，工业在城市

建设中起到了举足轻重的作用。

然而各工业部门的快速发

展也是环境污染的主要来源。

赵细康〔15〕（2003）建立了一套

较为科学合理的产业污染强度测算体系，并计算了我国各

主要工业行业的污染强度指数，如表1所示。

由于缺乏相关统计数据，我们无法直接对武汉市各工

业部门的污染指数进行计算。

但考虑到各工业部门的污染

排放状况在一定时期内和一定科技水平下基本保持稳定，

并且武汉市的工业行业结构与全国的总体状况并无明显

差异，故本文引用赵细康（2003）测算的我国各工业行业污

染排放强度来确定武汉市的总体工业污染排放指数，公式

为：

INDEXt＝

n

t＝1

∑inditn

j＝1

∑indjt

indexi

（1）

其中INDEXt表示武汉市t时期的工业污染指数；indjt

表示t时期行业i的产值；indxi表示行业i的污染排放强

度指数，采用表1中的相关数据；

n

j＝1

∑indjt表示t时期所有

被考察行业的工业产值总和。

由于表1中列举的17个行

业历年产值总和都占武汉市工业总产值的95％左右，具有

良好的代表性，所以本文实际纳入计算的为以上17个行

业，即公式中n＝17。

最终本文计算所得武汉市历年污染排

放指数如表2所示。

从表2中可以看出，武汉市工业污染排放指数在1985~

1995年呈逐年上升趋势，在1995年达到最高值后开始下

降，但在2005年又急速上升，究其原因主要是电力体制改革

后武汉市电力行业工业产值的急剧上升所致。

例如2005年

武汉市电力行业产值比2004年增长252％，这直接导致以本

文标准测算的污染排放指数的上升。

根据Shafik，Bandyopadhyay（1992）的思想，本文建立

武汉市污染排放指数与经济发展之间关系的库兹涅茨曲

线（EKC）计量模型如下：

lnINDEXt＝a0＋c1lnPCGDPt＋c2（lnPCGDPt）2＋DUMMY＋εi

（2）

其中INDEXt表示武汉市历年污染排放指数；

PCGDPt表示武汉市历年人均GDP；DUMMY为虚

拟变量，取2005~2007年对应值为1，其它年份为

0，以消除电力体制改革对模型造成的影响；εi为

扰动项。

获得计量结果如表3所示。

从结果中可以看出，武汉市工业污染排放指

数同人均GDP之间的关系与EKC模型拟合得较

好。

通过计量结果计算可得，武汉市EKC曲线应

该在人均GDP为6362元时发生转变，对应年份

为1994年。

这个结果很好地吻合了表2中的现实

数据。

从而我们可以得知，武汉市从上世纪90年

代中期开始，已经走上了总体经济发展与环境水

平相互促进的良性发展道路，实现了由“污染促发

行业排放强度行业排放强度

电力、煤气及水生产供应业1．1946石油加工及炼焦业0．0854

采掘业1．1497纺织业0．0682

造纸及纸制品业1．1468皮革、毛皮、羽绒及制品业0．0448

非金属矿物制造业0．4737橡胶制品业0．0438

黑色金属冶炼及压延工业0．4415金属制品业0．0159

化学原料及化学品制造业0．3625印刷业记录媒介的复制0．0097

有色金属冶炼及压延工业0．2777机械、电气、电子设备制造业0．0091

食品、烟草及饮料制造业0．1361塑料制造业0．0035

医药制造业0．1051平均0．3275

表1我国工业单位产值排放强度

资料来源：

赵细康：

《环境保护与产业国际竞争力》，中国社会科学出版社，2003

年，第248页。

年份19861987198819891990199119921993199419951996

指数0．22400．22700．23450．22490．24050．24180．24650．27730．26480．27280．2626

年份19971998199920002001200220032004200520062007

指数0．25360．25640．23930．23280．21800．22070．21420．23470．28150．25300．2683

表2武汉市历年工业污染排放强度指数①

①本文计算的1985年武汉市工业污染排放指数为0．2108。

陈继勇，隋晓锋：

“两型社会”建设中武汉市工业发展战略的实证研究23··

科技进步与对策2009年

展”到“环境友好型”经济增长模式的转变。

表3计量模型式

（2）的计量结果

VariableCoefficientStd．Errort－StatisticProb．

lnPCGDP2．0327940．3399825．9791260．0000

（lnPCGDP）2－0．1160520．019505－5．9497280．0000

DUMMY0．3035970．0497136．1069740．0000

a0－10．239721．467779－6．9763380．0000

R2Adj－R2F－statisticProb（F－statistic）DW

0．7255780．68224816．745440．0000141．670802

为验证FDI对武汉市工业污染排放指数的影响，初步

假设FDI与污染排放指数之间也存在EKC曲线关系，并

建立如下计量模型进行实证分析：

lnINDEXt＝a0+c1lnFDIt+c2（InFDIt）2＋DUMMY＋εi（3）

其中FDIt表示武汉市t时期外商直接投资额，单位为

万美元；其它变量的含义与

（2）式相同。

其计量结果为（〔〕

内的数字为对应的t统计量，（）内的数字为对应的P值）：

In/NDEXi=-2.233051+0.196681InFDIi-

0.011109（InFDIt）2+0.1114DUMMY

〔－8．101850〕

（0.0000）

〔2．715319〕

（0.0137）

〔－8．101850〕〔2．715319〕

（0.0137）

（0.0199）

〔-2.542329〕〔2.201460〕

（0.0403）

其中R2＝0．440531，Adj－R2＝0．352194，F－statistic＝4．986925，

Prob（F－statistic）＝0．010187。

从结果中可以看出，武汉市FDI与工业污染排放之间

的EKC曲线关系拟合优度很低，调整后的R2只有

35．22％。

这说明在这个问题上本文的假设是不成立的，即

FDI与工业污染排放指数之间不存在EKC曲线关系。

为进一步讨论武汉市环境状况和经济发展状况与

FDI之间的长期关系，我们在以上讨论的基础上建立

工业污染排放指数与人均GDP、FDI之间的协整计量

模型，进行Johansen协整检验。

首先对以上3组变量进

行ADF单位根检验，最佳滞后阶数采用SIC（Schwarz

InformationCriterion）准则确定。

结果显示变量lnIN-

DEXt，lnPCGDPt，lnFDIt都是二阶差分平稳的（表4），即

此三组变量都是I

（2）过程。

利用无约束水平VAR模型对协整最佳滞后阶数进行

确定，结果显示，在5％的显著性水平上，5个评价指标全

部支持最佳滞后阶数为1（如表5所示）。

同时对协整向量

个数进行Johansen特征迹检验，在5％的显著性水平上拒

绝向量之间无协整关系的原假设，而接受向量之间至多存

在一个协整关系的原假设（如表6所示）。

最终得到武汉市工业污染排放指数与人均GDP和

FDI的长期协整关系为（括号内的数字为标准差）：

lnINDEXt＝0．223419lnFDIt

（0．05328）

－0．536013lnPCGDPt

（0．14334）

（4）

由式（4）我们发现，在长期协整关系下，武汉市的工业

污染排放指数与FDI成正比，与人均GDP成反比。

这说明

在长期趋势下，武汉市吸引的外商直接投资对其环境质量

的提高有反作用，外商直接投资企业增加了环境污染，武

汉市在某种程度上沦为了“污染避难所”；而武汉市环境质

量改善的主要动力来源于自身的经济发展，这也与计量模

型

（2）和（3）的结果相吻合。

2．3武汉市工业能耗状况的实证分析

作为“两型社会”的另一个重要指标，资源节约在工业

发展中起着举足轻重的作用。

总体上来看，武汉市在工业

发展的同时，单位工业产值能耗不断降低（如表7所示），

形成了经济增长与能源节约相互促进的有利局面。

为考察武汉市单位工业产值能耗与经济增长和外商

直接投资之间的关系，本文拟建立以下计量模型，以确定

本地经济增长和FDI对武汉工业能耗降低的贡献率。

lnENGt＝a0＋c1lnPCGDPt＋c2lnFDIt＋ui（5）

其中ENGt表示武汉市单位工业产值能耗量；PCGDPt

表示武汉市人均GDP；FDIt表示外商在武汉直接投资额；a0

表示常数项；ui表示误差项。

对模型（5）进行OLS回归，计量

结果为：

lnENGt＝8．732769－1．048849lnPCGDPt＋0．157868lnFDIt（6）

其中R2＝0．934115，Adj－R2＝0．927526，F－

statistic＝141．7787，Prob（F－statistic）＝0．000000，

DW＝0．992497。

尽管模型整体拟合很好，但是

DW统计量仅为0．992497，说明模型存在明

显的自相关现象，这足以导致回归结果的高

变量差分阶数常数项时间趋势滞后阶数ADF值P值

lnINDEXt2有无1－5．4178480．0004＊

lnPCGDPt2有无0－4．1997390．0043＊

lnFDIt2有无3－4．2383080．0050＊

表4lnINDEXt，lnPCGDPt，lnFDIt的ADF单位根检验结果

注：

＊表示在1％的显著性水平上显著。

LagLogLLRFPEAICSCHQ

0－22．28605NA0．0025172．5286052．6779652．557762

151．23703117．6369＊＊4．03e－06＊＊－3．923703＊＊－3．326263＊＊

258．047988．8542445．42e－06－3．704798－2．659279－3．500702

367．069239．0212486．62e－06－3．706923－2．213325－3．415357

表5水平VAR模型最佳滞后阶数检验结果

注：

＊＊表示在5％的显著性水平上该标准选择的最佳滞后阶数。

年份19861987198819891990199119921993199419951996

能耗5．014．914．834．794．344．24．173．383．092．782．42

年份19971998199920002001200220032004200520062007

能耗2．432．092．11．431．151．350．820．940．810．790．63

表7武汉市历年单位工业产值能耗（t标准煤／万元）①

数据来源：

《武汉统计年鉴》历年。

①武汉市1985年单位工业产值能耗为5．12t标准煤／万元。

No．ofCE（s）EigenvalueTraceStatistic0．05CriticalValueProb．

None＊＊0．76498941．8532029．797070．0013＊＊

Atmost10．46137714．3388915．494710．0741

Atmost20．1271042．5828403．8414660．1080

表6模型协整向量个数检验结果

注：

＊＊表示在5％的显著性上拒绝原假设。

24··

第4期

估或者对被解释变量预测的失败，所以模型回归结果（6）

是不可采信的。

通过对模型（5）的残差序列自相关结构的

分析发现，模型（5）是非平稳的，但是其一阶差分的残差

序列的Q统计量都小于检验水平为5％的χ2分布临界

值，所以可以判定其残差序列为AR

（1）过程。

因此，本文

建立如下一阶自回归修正的AR

（1）估计模型：

lnENGt＝〔c1，c2〕

lnPCGDPt

lnFDIt?

?

?

?

＋ut

ut＝ρut－1＋εt

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

（7）

其中ut为误差项；εt表示误差项中的信

息（Innovation），为修正后的模型白噪声；ρ为

一阶序列相关系数，表示t时刻的误差与t－1

时刻的误差之间的相关系数。

需要注意的是，

自回归修正模型是不含截距项的，但Tintner

（1965）提出，在AR

（1）模型中加入常数项可

以检验原模型中是否含有趋势变量。

据此将

模型（7）转化为非线性模型形式并引入常数

项，结果为：

lnENGt＝a0+ρlnENGt－1＋〔c1，c2〕

lnPCGDPt

lnFDIt?

?

?

?

－ρlnPCGDPt－1lnFDIt－1?

?

?

?

?

?

?

?

＋εt（8）

利用Marquardt非线性最小二乘法对上述AR

（1）估计

模型进行计量估计，结果如表8。

表8AR

（1）估计模型计量结果

VariableCoefficientStd．Errort－StatisticProb．

lnFDI－0．0057320．086433－0．0663140．9479

lnPCGDP－0．7392010．202169－3．6563550．0018

AR

（1）7．5477141．4114165．3476190．0000

a00．7144870．1625244．3962080．0003

R2Adj－R2F－statisticProb（F－statistic）DW

0．9537140．945999123．62780．0000002．429704

由表8可知，尽管模型整体拟合程度很高，但变量

lnFDI在模型中的解释作用很低，其P值达到0．9479。

这说

明此变量与被解释变量lnENG之间并没有明显的相关关

系，应该从模型中删除。

这证明武汉市吸引的外商直接投

资对其单位工业产值能耗的降低并没有直接的促进作用。

删除lnFDI变量后重新计量的结果如表9所示。

新的计量

结果显示，lnPCGDP是lnENG的唯一外生解释变量，并且

存在明显的负相关。

这说明武汉市单位工业产值能耗的降

低主要取决于本地经济的发展和技术进步，而外来力量的

作用不明显。

表9删除lnFDI变量的AR

（1）估计模型计量结果

VariableCoefficientStd．Errort－StatisticProb．

lnPCGDP－0．7489990．133695－5．6022980．0000

AR

（1）7．5785251．2697025．9687410．0000

a00．7090310．1572264．5096290．0002

R2Adj－R2F－statisticProb（F－statistic）DW

0．9537050．948832195．70750．0000002．426164

2．4FDI对武汉市经济发展促进效果的实证分析

在前面的分析中，我们认为武汉市引进的FDI对本市

的环境改善和能耗节约都没有显著的促进作用，但通过对

lnFDI变量和lnPCGDP变量的Granger因果检验（如表10

所示）发现，分别在1％和10％的显著性水平上拒绝滞后阶

数为一阶和二阶的lnFDI变量，不是lnPCGDPGranger原

因的原假设，这说明武汉市的FDI对其经济发展有着一定

的促进作用。

根据Granger检验结果，本文建立lnPCGDP关于lnF-

DI的两期分布滞后模型如下：

lnPCGDPt＝a0＋ln