两型社会建设中武汉市工业发展战略的实证研究.docx

1、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

2、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，Haveman1（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

3、，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，Whitehead4（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，Senez5（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

4、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（Environmental Kuznets Curve，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

5、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，Ugelow10（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 19852007 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

6、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：10017348（2009）04-0022-06收稿日期：20080728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

7、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 & Technology Progress and PolicyVol.26 No.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；Copeland11（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

8、移的主要原因；此后，Chen Jiyong 13 et al（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21 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

9、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 19852007 年；采用的计量软件为 Eviews50。22 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

10、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：INDEXtnt1 inditnj1indjtindexi （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；nj1indjt 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

11、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 n17。 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 19851995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

12、发展之间关系的库兹涅茨曲线（EKC）计量模型如下：lnINDEXta0c1lnPCGDPtc2（lnPCGDPt）2DUMMYi （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 20052007 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；i 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 6 362 元时发生转变， 对应年份为 1994 年。

13、 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 11946 石油加工及炼焦业 00854采掘业 11497 纺织业 00682造纸及纸制品业 11468 皮革、毛皮、羽绒及制品业 00448非金属矿物制造业 04737 橡胶制品业 00438黑色金属冶炼及压延工业 04415 金属制品业 00159化学原料及化学品制造业 03625 印刷业记录媒介的复制 00097有色金属冶炼及压延工业 02777 机械、电气、电

14、子设备制造业 00091食品、烟草及饮料制造业 01361 塑料制造业 00035医药制造业 01051 平均 03275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 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996指数 02240 02270 02345 02249 02405 02418 02465 02773 02648 02728 02626年份 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

15、 2007指数 02536 02564 02393 02328 02180 02207 02142 02347 02815 02530 02683表 2 武汉市历年工业污染排放强度指数本文计算的 1985 年武汉市工业污染排放指数为 02108。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Variable Coefficient Std Error tStatistic ProblnPCGDP 2032794 0339982 5979126 00000（lnPCGDP）

16、2 0116052 0019505 5949728 00000DUMMY 0303597 0049713 6106974 00000a0 1023972 1467779 6976338 00000R2 AdjR2 Fstatistic Prob（Fstatistic） DW0725578 0682248 1674544 0000014 1670802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：lnINDEXta0+c1lnFDIt+c2（InFDIt）2DUMMYi （3）其中 FDIt表示武汉市

17、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+0.1114DUMMY8101850（0.0000）2715319（0.0137）8101850 2715319（0.0137）（0.0199）-2.542329 2.201460（0.0403）其中R20440531，AdjR20352194，Fstatistic4986925，Prob（Fstatistic）0010187。从结果中可以看出，武汉市

18、 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3522。 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（SchwarzInformation Criterion） 准则确定。 结果显示变量 lnIN-DEXt，lnPCGDPt，lnFDIt都是二阶差分平稳的（

19、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）：lnINDEXt0223419lnFDIt（005328）0536013lnPCGDPt（014334）（4）由式（4）我们发现，在长期协整关系下

20、，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。23 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

21、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。lnENGta0c1lnPCGDPtc2lnFDItui （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：lnENGt87327691048849lnPCGDPt0157868lnFDIt （6）其中 R20934115，Adj R20927526，Fstatistic1417787，Prob（Fstatistic）0000000，DW0992497。 尽管模型整体

22、拟合很好，但是DW 统计量仅为 0992497， 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lnINDEXt 2 有 无 1 5417848 00004lnPCGDPt 2 有 无 0 4199739 00043lnFDIt 2 有 无 3 4238308 00050表 4 lnINDEXt，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。Lag LogL LR FPE AIC SC HQ0 2228605 NA 0002517 2528605 2677965 25577621 5

23、123703 1176369 403e06 3923703 33262632 5804798 8854244 542e06 3704798 2659279 35007023 6706923 9021248 662e06 3706923 2213325 3415357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 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996能耗 501 491 483 479 434 42 417 338 309 278 242年份 1997 1998 19

24、99 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007能耗 243 209 21 143 115 135 082 094 081 079 063表 7 武汉市历年单位工业产值能耗（t 标准煤 万元）数据来源：武汉统计年鉴历年。武汉市 1985 年单位工业产值能耗为 512t 标准煤 万元。No of CE（s） Eigenvalue Trace Statistic 005 Critical Value ProbNone 0764989 4185320 2979707 00013At most 1 0461377 1433889 1549471 00741At mo

25、st 2 0127104 2582840 3841466 01080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 2 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：lnENGtc1 ，c2 lnPCGDPtlnFDIt? ?ututut1 t?（7）其中 ut 为误差项；t 表示误差项中的信息（Inn

26、ovation），为修正后的模型白噪声； 为一阶序列相关系数，表示 t 时刻的误差与 t1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：lnENGta0+lnENGt1c1，c2lnPCGDPtlnFDIt? ? lnPCGDPt1lnFDIt1? ? ?t （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 8 AR（1）估计模型计量结果Variable C

27、oefficient Std Error tStatistic ProblnFDI 0005732 0086433 0066314 09479lnPCGDP 0739201 0202169 3656355 00018AR（1） 7547714 1411416 5347619 00000a0 0714487 0162524 4396208 00003R2 AdjR2 Fstatistic Prob（Fstatistic） DW0953714 0945999 1236278 0000000 2429704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

28、达到 09479。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Variable Coefficient Std Error tStatistic ProblnPCGDP 074899

29、9 0133695 5602298 00000AR（1） 7578525 1269702 5968741 00000a0 0709031 0157226 4509629 00002R2 AdjR2 Fstatistic Prob（Fstatistic） DW0953705 0948832 1957075 0000000 242616424 FDI 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 lnPCGDP Granger 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：lnPCGDPta0ln