序言：寫作是分享個人見解和探索未知領(lǐng)域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的環(huán)境污染的研究結(jié)論樣本，期待這些樣本能夠?yàn)槟峁┴S富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。

第1篇

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染 EKC曲線分析

一、引言

經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展越來越上升為重要的議題，河北省在加速其經(jīng)濟(jì)快速增長的同時無疑會帶來環(huán)境質(zhì)量的下降。近年來，為適應(yīng)京津冀一體化協(xié)同發(fā)展，河北省逐步加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和工業(yè)發(fā)展，在提高人均GDP的同時，其環(huán)境狀況每況日下：工業(yè)廢水等的排放降低了水、土壤質(zhì)量，加強(qiáng)水和土壤污染程度的加深。

探究經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的定量對應(yīng)關(guān)系順應(yīng)時展和科技進(jìn)步的潮流，更能為相關(guān)部門治理環(huán)境問題提供一定的理論依據(jù)和參考價值。

迄今為止，國內(nèi)外已有不少學(xué)者對于環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了一定的理論與實(shí)證研究。李志國、周蘊(yùn)[1]以山東省為例，采用VAR模型，選取1981～2009年的山東省人均GDP以及衡量環(huán)境污染的指標(biāo)數(shù)據(jù)探究經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的雙向?qū)?yīng)關(guān)系；趙愛文，李東[2]利用EKC曲線分析了中國碳排放的影響因素，通過環(huán)境庫茲涅次曲線和格蘭杰因果分析得出了中國人均GDP增加是人均碳排放增加的主要原因；熊鷹、徐翔[3]使用面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了外商直接投資影響因素經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型。宋濤、鄭挺國、佟連軍[4]研究結(jié)果顯示變量之間存在長期EKC關(guān)系。李國柱[5]驗(yàn)證環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的提高與企業(yè)技術(shù)升級改造的關(guān)系。包群、前人的研究中，未能充分考慮到EKC曲線的地區(qū)效應(yīng)，即在經(jīng)濟(jì)水平、氣候條件等不同的跨省甚至跨國地區(qū)，不能得出二者之間的倒U型關(guān)系。另外，人均GDP與其污染物之間在短期內(nèi)的定量對應(yīng)關(guān)系與數(shù)十年即長期可能存在不同，長期的政策效應(yīng)可能導(dǎo)致二者呈現(xiàn)出“波形”甚至線性關(guān)系。基于以上不足，本文基于河北省11年數(shù)據(jù)，探究地區(qū)間短期經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的動態(tài)關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來源和指標(biāo)體系的構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取人均GDP和反映經(jīng)濟(jì)增長的具有代表性的指標(biāo)人均GDP和環(huán)境污染指標(biāo)：工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)污水排放量，時間區(qū)間為2000～2011年。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《河北統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）基于e-views回歸的計(jì)量模型的建立

本文采用對數(shù)回歸模型：

Ln（pollution）=β0+β1ln（income）+β2ln（income）2+β3ln（income）3 +μi其中，pollution表示所選取的兩種污染物，β0，β1，β2，β3為常數(shù)，ui為殘差項(xiàng)；

基于以上模型，通過e-views軟件分別建立工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)污水排放量關(guān)于人均GDP的對數(shù)模型，根據(jù)p值、F統(tǒng)計(jì)量等判斷各污染物應(yīng)選擇三次、二次或者線性模型。

三、計(jì)算結(jié)果與分析

對于兩種污染物的時間序列數(shù)據(jù)分別取對數(shù)并與人均GDP的對數(shù)形式進(jìn)行線性、二次和三次回歸，并列出河北省工業(yè)二氧化硫與排放量與人均GDP的回歸結(jié)果如表1所示：

由以上結(jié)果可以看出，對于河北省工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)粉塵排放量與人均GDP的關(guān)系均滿足環(huán)境庫茲涅次曲線所提及的倒U型關(guān)系，即二者均只存在一個拐點(diǎn)。如圖1所示。對于方程1求導(dǎo)可知，其在ln（income）為0.35532時，其導(dǎo)數(shù)值為0，即達(dá)到了圖形的拐點(diǎn)，即為圖中的A點(diǎn)。在A點(diǎn)的左右兩側(cè)分別為第一階段和第二階段：其中，第一階段為倒“U”型曲線的前半部分，即隨著經(jīng)濟(jì)的增長，人均GDP的提高，河北省工業(yè)二氧化硫排放量逐漸降低；但是到了第二階段，隨著環(huán)境質(zhì)量的頻頻下降，政府及相關(guān)環(huán)境保護(hù)部門會采取相應(yīng)環(huán)保措施，降低在經(jīng)濟(jì)快速增長的同時所損失的機(jī)會成本，也就同時提高了環(huán)境質(zhì)量。換句話說，在第二階段，隨著人均GDP的逐漸增加，工業(yè)二氧化硫排放量逐漸降低，環(huán)境污染程度逐漸降低。

四、研究結(jié)論

對于經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的定量動態(tài)關(guān)系，會因?yàn)樗x取的地區(qū)的不同而得出不同的結(jié)論。對于跨國數(shù)據(jù)或跨省數(shù)據(jù)的研究，由于未能考慮地區(qū)之間的氣候差異、相關(guān)環(huán)境治理政策的不同、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不同等因素，而不能得出所有地區(qū)的任何時間段內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境發(fā)展之間均符合環(huán)境庫茲涅次曲線。有時還會因?yàn)樗x取的污染物的不同，導(dǎo)致不同代表環(huán)境污染的指標(biāo)與代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)之間的動態(tài)關(guān)系可能滿足線性、波形等關(guān)系。

對于本文，所選取的時間區(qū)間為2000年至2010年，所選地區(qū)為河北省，所選數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)。這些前提，滿足EKC曲線的適用條件。在河北省內(nèi)部，所實(shí)施的環(huán)境治理政策均一致，氣候條件，文化背景等外部條件也滿足同一性，在前提條件方面滿足了EKC曲線的應(yīng)用條件，這與所得結(jié)論相一致。

參考文獻(xiàn)

[1]張海蘋.“債轉(zhuǎn)股”股市救市記[J].金融財(cái)經(jīng)，2016（B49-51）.

[2]趙愛文，李東.中國碳排放的EKC檢驗(yàn)及影響因素分析[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2012（33-10）.

[3]熊鷹，徐翔.環(huán)境管制對中國外商直接投資的影響――基于面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)評論，2007，2：122-124.

第2篇

關(guān)鍵詞 環(huán)境退化成本；經(jīng)濟(jì)增長；環(huán)境庫茲涅茨曲線；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；國際貿(mào)易

中圖分類號 X50 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1002-2104(2011)05-0132-08 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.05.022

從20世紀(jì)80年代初開始，我國國民經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了近30年高速增長，但是在此過程中，賴以生存的環(huán)境卻遭到破壞，影響了經(jīng)濟(jì)社會的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，如何在保證經(jīng)濟(jì)增長的同時又能使環(huán)境污染得以控制成為許多學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。政府也認(rèn)識到環(huán)境保護(hù)對于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要性，強(qiáng)調(diào)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，積極出臺相關(guān)政策，加大資金投入，強(qiáng)化對環(huán)境的治理。可是我國作為最大的發(fā)展中國家，如果一味追求環(huán)境改善勢必會對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度產(chǎn)生影響，而且照搬歐美國家治理環(huán)境的模式也是不科學(xué)的，因?yàn)闅W美國家收入水平相對較高，人們甚至為了環(huán)境改善愿意在一定程度上承受收入水平的不增長甚至是負(fù)增長。另外，我國目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段，也限制了各種環(huán)境污染治理政策的全面實(shí)施，往往也存在治理成本過高的風(fēng)險(xiǎn)，因此選擇既能保證經(jīng)濟(jì)增長又能使環(huán)境改善的政策措施將具有重要意義。本文將選取環(huán)境退化成本作為環(huán)境污染指標(biāo)，利用1990-2009年數(shù)據(jù)，對比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、貿(mào)易開放、治污投資等政策對環(huán)境退化成本的影響，確定我國目前最優(yōu)的環(huán)境保護(hù)路徑。

1 文獻(xiàn)回顧

環(huán)境污染與國民收入水平之間一般呈現(xiàn)為倒“U”型的關(guān)系［1］：在低收入水平條件下，經(jīng)濟(jì)增長伴隨著自然資源豐裕度下降，環(huán)境污染程度迅速上升；而在高收入水平條件下，隨著經(jīng)濟(jì)的增長以及收入水平的進(jìn)一步提高，人們開始更多的關(guān)注環(huán)境問題，政府通過頒布實(shí)施高效嚴(yán)格的環(huán)境制度促進(jìn)環(huán)境的改善。然而，收入水平和環(huán)境污染之間的這種關(guān)系是否真實(shí)存在，國內(nèi)外學(xué)者做了大量研究。其中，Grossman［2］是較早在這一領(lǐng)域研究的經(jīng)濟(jì)學(xué)家之一，他將城市空氣污染和河水中的氧含量、廢渣含量、重金屬含量作為環(huán)境指標(biāo)，通過回歸分析，認(rèn)為美國大多數(shù)環(huán)境指標(biāo)，在低收入水平階段，經(jīng)濟(jì)增長引起了它們的惡化，再經(jīng)過一定階段會隨著經(jīng)濟(jì)增長而得到改善，而且拐點(diǎn)發(fā)生在收入水平為8000美元。國外其他學(xué)者如Sherry［3］、David［4］、Gürlük［5］等也通過不同的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出了基本相似的結(jié)論。另外，對我國環(huán)境庫茲涅茨曲線研究中，許士春［6］通過構(gòu)建包含污染方程和產(chǎn)出方程的聯(lián)立方程模型，應(yīng)用1996-2005年我國28個省市面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)目前的發(fā)展水平人沒有超越庫茲涅茨曲線的拐點(diǎn)，收入水平的增長將進(jìn)一步加速環(huán)境的惡化。符淼［7］通過對環(huán)境污染指標(biāo)進(jìn)行分解，分別測算了廢水、固體廢棄物等污染物的庫茲涅茨曲線，認(rèn)為我國廢水排放與收入之間存在倒U型曲線的關(guān)系，而廢棄物排放與收入之間為正相關(guān)關(guān)系，說明現(xiàn)階段仍處在倒U型曲線拐點(diǎn)的左端。這些研究表明在研究我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系的過程中，環(huán)境庫茲涅茨曲線仍可作為實(shí)證分析基礎(chǔ)。

目前研究治理環(huán)境污染路徑的文獻(xiàn)主要分為以下三類：第一類是應(yīng)用多個政策變量進(jìn)行綜合分析，探討這些變量是否能夠?qū)Ω纳骗h(huán)境產(chǎn)生積極影響。其中Panayotou［8］抽取了30個國家1982-1994之間的數(shù)據(jù)作為樣本，發(fā)現(xiàn)在低收入水平政策效率對于改善環(huán)境具有積極作用，隨著收入水平上升作用越明顯，但是經(jīng)濟(jì)增長速度越快、人口密度越高反而增加了經(jīng)濟(jì)增長的環(huán)境成本。

Dasgupta［9］分析了經(jīng)濟(jì)開放度、非正式制度、市場微觀主體規(guī)模、環(huán)境政策、信息是否完全以及分析時間長短的選擇(短期、中期、長期)等因素，在不同的條件下有可能對環(huán)境改善有利，也有可能對環(huán)境產(chǎn)生不利影響。Harbaugh［10］研究表明經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系除了受到經(jīng)濟(jì)因素影響外，很容易受到樣本選取以及研究方法的影響，有必要對污染進(jìn)行分類研究。第二類從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等國家內(nèi)部因素分析抑制環(huán)境污染的路徑。Hettige［11］選取13個國家的數(shù)據(jù)，并將影響環(huán)境污染的經(jīng)濟(jì)增長因素細(xì)分為三個：工業(yè)占國民收入比重、污染占工業(yè)產(chǎn)值比重以及污染占國民收入比重，發(fā)現(xiàn)工業(yè)產(chǎn)值在國民經(jīng)濟(jì)中的比重與環(huán)境污染不僅存在庫茲涅茨曲線的性質(zhì)，而且兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。Bruyn［12］選取20世紀(jì)80年達(dá)國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，表明經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化對于SO2排放沒有顯著作用，但在高收入階段，由國際協(xié)定而形成的環(huán)境政策卻能很好解釋環(huán)境與收入的負(fù)相關(guān)關(guān)系。林伯強(qiáng)［13］、包群［14］分析了能源強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等因素對二氧化碳排放的影響，發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)仍處于倒“U”型環(huán)境庫茲涅茨曲線的左半段，環(huán)境治理政策以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對污染物的排放都具有重要影響。然而張友國［15］采用投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)分解方法，利用我國1987-2007年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，無論是產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)變化還是產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)變化，都導(dǎo)致了碳排放強(qiáng)度的增加，不利于環(huán)境治理和改善。第三類主要是從國際貿(mào)易、國際投資等國家外部因素探討抑制環(huán)境污染的路徑。Copeland［16］通過分析經(jīng)濟(jì)增長、國際貿(mào)易、環(huán)境污染三者之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的倒“U”型曲線形式上，國際貿(mào)易和資本流動對環(huán)境污染產(chǎn)生了很大影響。劉渝琳［17］通過研究認(rèn)為FDI在促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的同時，也增加了我國的環(huán)境污染，而且經(jīng)濟(jì)增長及吸引FDI的代價就是引起環(huán)境污染損失。但韓玉軍［18］運(yùn)用“門檻回歸”方法，選取108個國家和地區(qū)的截面數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)收入水平、貿(mào)易開放是決定環(huán)境庫茲涅茨曲線的重要門檻因素，但是FDI的門檻效應(yīng)不明顯，也不能對環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長之間的庫茲涅茨曲線提供有效解釋。沈利生［19］、張友國［20］、李小平［21］都以投入產(chǎn)出模型為基礎(chǔ)，選取SO2排放量為污染指標(biāo)研究我國對外貿(mào)易對環(huán)境污染的影響，他們認(rèn)為貿(mào)易通過技術(shù)效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)對貿(mào)易含污量產(chǎn)生影響，其中技術(shù)效應(yīng)抑制了污染的排放，規(guī)模效應(yīng)加速了污染的排放，進(jìn)口污染排放強(qiáng)度高于出口污染排放強(qiáng)度，擴(kuò)大貿(mào)易有利于污染減排，而且國際貿(mào)易的發(fā)展，并沒有使中國成為發(fā)達(dá)國家的“污染天堂”。

通過分析，目前的研究工作主要存在以下特征：第一，以環(huán)境庫茲涅茨曲線為研究基礎(chǔ)。除去驗(yàn)證環(huán)境庫茲涅茨曲線存在性的文獻(xiàn)，其他有關(guān)探索改善環(huán)境路徑的文獻(xiàn)，多數(shù)是在環(huán)境庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)上，加入所要研究的具體經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行分析。第二，對環(huán)境污染指標(biāo)的設(shè)定沒有準(zhǔn)確統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。既有以單位產(chǎn)出所占污染物排放量做為環(huán)境污染指標(biāo)，又有以污染物排放量作為指標(biāo)，而且有的文獻(xiàn)指標(biāo)設(shè)定雖然能夠反映環(huán)境污染，但在經(jīng)濟(jì)意義上不能很好予以解釋，因此選擇適當(dāng)?shù)闹笜?biāo)對于研究環(huán)境污染問題顯得尤為重要。第三，部分文獻(xiàn)只關(guān)注單獨(dú)某項(xiàng)政策對環(huán)境污染的影響，而另一部分文獻(xiàn)雖然做了多個政策變量對環(huán)境污染影響的分析，但只回答了政策變量對改善環(huán)境是否有利，并沒有指出我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具體需要采用哪種或者哪幾種政策工具緩和經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境之間的沖突。

本文的貢獻(xiàn)在于：①采用環(huán)境退化成本作為環(huán)境污染指標(biāo)，對水、大氣、固體廢棄物三類環(huán)境污染進(jìn)行貨幣計(jì)量，統(tǒng)一了計(jì)量模型中變量的量綱；②在環(huán)境庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)上，初步建立選擇環(huán)境治理政策的標(biāo)準(zhǔn)。

2 1990-2009我國環(huán)境退化成本的測度

本文選取我國環(huán)境退化成本(環(huán)境退化成本是通過污染損失法核算的環(huán)境退化價值，是指在目前的治理水平下，生產(chǎn)和消費(fèi)過程中所排放的污染物對環(huán)境功能、人體健康、作物產(chǎn)量等造成的種種損害，環(huán)境退化成本又被稱為污染損失成本)

作為環(huán)境污染指標(biāo)，主要是因?yàn)椋孩僭诃h(huán)境庫茲涅茨模型中，解釋變量多數(shù)是貨幣化的經(jīng)濟(jì)變量，如國民收入、投資等，作為建立模型的重要原則，被解釋變量也應(yīng)該盡量貨幣化，也是合理解釋變量之間關(guān)系的保證；②環(huán)境污染貨幣化評估，有市場價值法、機(jī)會成本法、替代市場法、綜合法等，運(yùn)用不同的方法估計(jì)環(huán)境污染的結(jié)果也會出現(xiàn)很大差異［22］，其中較為合理的是通過綜合法對環(huán)境退化成本的估計(jì)，既反映了經(jīng)濟(jì)增長過程中環(huán)境污染成本的大小，也包含了對健康、環(huán)境利用等因素的影響。

根據(jù)《中國綠色國民經(jīng)濟(jì)核算研究報(bào)告2004》中的數(shù)據(jù)［23］，2004年水污染引起的水環(huán)境單位退化成本為4.712元/噸，大氣污染產(chǎn)生的的大氣環(huán)境單位退化成本為4 939.3元/噸，而固體廢棄物污染產(chǎn)生的固體污染單位退化成本為7.07元/噸。為了測算1990-2009年三種污染歷年環(huán)境退化成本，必須確定三種污染的當(dāng)期單位退化成本，由于治理污染的成本與居民的消費(fèi)品相關(guān)性相對較小，因此使用工業(yè)品出廠價格指數(shù)(PPI)折算歷年的各種污染當(dāng)期環(huán)境退化成本，具體計(jì)算公式分為兩部分：

①2004年之后年份的計(jì)算公式為：

第t年的單位環(huán)境退化成本=第t-1年的單位環(huán)境退化成本×第t年的環(huán)比PPI指數(shù)(1)

②2004年之前年份的計(jì)算公式為：

第t年的單位環(huán)境退化成本=第t+1年的單位環(huán)境退化成本第t+1年的環(huán)比PPI指數(shù)(2)

具體的計(jì)算結(jié)果見表1，數(shù)據(jù)顯示，大氣環(huán)境單位退化成本相對較高，表明單位大氣污染對環(huán)境、人體健康以及產(chǎn)量的影響程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于水污染和固體廢棄物污染。

在確定了歷年各類污染的環(huán)境單位退化成本基礎(chǔ)上，根據(jù)歷年各類污染物的排污量，可計(jì)算當(dāng)期的環(huán)境退還成本，具體的計(jì)算公式為：

當(dāng)期污染物的環(huán)境退化成本=當(dāng)期污染物的環(huán)境單位退化成本×當(dāng)期污染物的排放量(3)

估計(jì)結(jié)果見表2，我國總環(huán)境退化成本不斷上升，經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境之間的矛盾沖突越加明顯，在不考慮價格因素的情況下，當(dāng)期各類污染的環(huán)境退化成本從1990年的1 729.32億元上漲到5 128.67億元，凈增加兩倍之多。而且，從環(huán)境退化成本構(gòu)成角度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)水污染排放量占到了總污染物排放量的90%以上，由水污染引起的環(huán)境退化成本也占到總退化成本的50%以上；雖然固體廢棄物的排放量高于空氣污染物的排放，但是固體廢棄物污染形成的環(huán)境退化成本還不到空氣污染形成的退化成本的1%。由此可見，我國目前環(huán)境污染的成本主要來源于水污染物和空氣污染物的排放。

3 政策路徑的選擇標(biāo)準(zhǔn)

由于不同的政策變量會對環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)位置、曲率產(chǎn)生影響，而位置變化又引起拐點(diǎn)代表的收入水平與一國初始收入水平相對位置發(fā)生變化，曲率的大小反映單位收入變化對污染指標(biāo)影響的大小。于是，筆者認(rèn)為合理的治理政策選擇原則應(yīng)該是：在收入水平一定的條件下，該政策的實(shí)施將有助于將環(huán)境污染指標(biāo)降低到相對最低的水平。在這一標(biāo)準(zhǔn)的指導(dǎo)下，結(jié)合環(huán)境庫茲涅茨曲線的特征，可以通過以下兩個具體標(biāo)準(zhǔn)選擇治理環(huán)境污染的路徑。

標(biāo)準(zhǔn)1：在拐點(diǎn)處對應(yīng)收入水平相等條件下，選擇相對位置更接近橫軸的環(huán)境庫茲涅茨曲線所代表的治理政策。如圖1所示，環(huán)境庫茲涅茨曲線在政策2、政策3影響下，分別形成了曲線2、曲線3，在這種情況下，如果從庫茲注：1.在1999年之前水污染排放量，僅統(tǒng)計(jì)了工業(yè)水污染的排放量，而且不含有化學(xué)需氧量排放量以及氨氮排放量;2.空氣污染排放量包括SO2排放量、煙塵排放量、粉塵排放量，但在1999年之前的統(tǒng)計(jì)中只包含工業(yè)企業(yè)的SO2排放量、煙塵排放量、粉塵排放量，不包含居民生活過程中產(chǎn)生的排放量;3.固體廢棄物排放量從2003年起有對居民生活固體廢棄物排放量的統(tǒng)計(jì)，在此之前僅統(tǒng)計(jì)工業(yè)企業(yè)的固體廢棄物排放量，但是鑒于居民生活中固體廢棄物排放數(shù)量較大，故為了彌補(bǔ)2003之前的缺失數(shù)據(jù)，本文采用2003-2009年平均居民生活固體廢棄物排放量作為1990-2002年的居民生活中固體廢棄物排放量。

涅茨曲線曲率變化角度分析，政策2要優(yōu)于政策3，原因在于當(dāng)在收入處于較低的發(fā)展階段時，政策2產(chǎn)生的污染指標(biāo)水平要低于政策3產(chǎn)生的水平；在收入水平處在相對較高的發(fā)展階段時，當(dāng)收入進(jìn)一步增長，政策2使環(huán)境污染指標(biāo)下降的速度要快于政策3。

標(biāo)準(zhǔn)2：在拐點(diǎn)處對應(yīng)收入水平差異較大的條件下，政策的選擇隨著實(shí)體經(jīng)濟(jì)收入水平的變化而不斷調(diào)整。如圖1所示，從曲線位置變化角度分析，政策1和政策2進(jìn)入環(huán)境庫茲涅茨曲線之后，使相同形狀的曲線發(fā)生了位移，如果該國初始收入水平較低，無論使用政策1還是政策2都加速環(huán)境的惡化，但是可以先選擇政策2，在收入增

長相同的條件下，沿著污染程度較輕的路徑推動經(jīng)濟(jì)增長，當(dāng)收入達(dá)到中等水平時，政策1相對政策2更為合理，保證了在經(jīng)濟(jì)增長過程中環(huán)境狀況的改善；如果該國初始收入處于中等水平，政策2治理的結(jié)果是經(jīng)濟(jì)增長的同時環(huán)境污染沿著曲線2進(jìn)一步上升，但是政策1相對較為合理，既保證了經(jīng)濟(jì)增長又能使環(huán)境污染指標(biāo)進(jìn)一步下降；

圖1 變量對環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響

Fig.1 The impact of variable on EKC

如果該國初始收入處于高水平階段，雖然政策1和政策2都能使環(huán)境得到改善，但是政策1在同樣增長速度下環(huán)境污染程度最小?？梢?，在一定條件下，一國初始收入水平對于治理環(huán)境污染政策的選擇有著非常重要的作用。

4 模型構(gòu)建與說明

為了分析我國現(xiàn)階段環(huán)境治理的路徑，本文借鑒Cole［24］建立的污染排放損失模型，在反映環(huán)境庫茲涅茨曲線的基礎(chǔ)上，引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國際貿(mào)易等變量：

ln Losst=β1ln GDPt+β2( ln GDPt)2+β3ln INPt+β4lnEXt+β5 ln IMt+β6lnFDIt+β7INS2,t+β8INS3,t+ut

(4)

該式主要是從總量上對政策變量進(jìn)行分析，式中Losst表示每年總環(huán)境退化成本；GDPt表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，根據(jù)一次項(xiàng)系數(shù)和二次項(xiàng)系數(shù)可確定環(huán)境庫茲涅茨曲線的位置以及曲率大??；INPt表示每年治理工業(yè)污染投資完成額，反映污染投資對環(huán)境改善的影響；EXt表示出口額，IMt表示進(jìn)口額，F(xiàn)DIt表示外商直接投資資本存量，三個變量則用于衡量開放政策對于我國環(huán)境污染的影響；INS2,t表示第二產(chǎn)業(yè)比重，INS3,t表示第三產(chǎn)業(yè)比重，產(chǎn)業(yè)比重的變化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策的重要體現(xiàn)，而且由于三大產(chǎn)業(yè)的比重之和等于1，本文為了避免變量之間的多重共線性問題，未將第一產(chǎn)業(yè)比重納入到模型之中。

模型中環(huán)境退化成本通過本文第二部分測算所得，環(huán)境退化成本、國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資資本存量(該指標(biāo)值采用王小魯?shù)扔?009年測標(biāo)所得結(jié)果)、進(jìn)出口額以及工業(yè)污染投資完成額均通過1978年價格指數(shù)進(jìn)行折算。以上數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

5 實(shí)證結(jié)果與分析

為了對比國內(nèi)總產(chǎn)值、國際貿(mào)易、外商直接投資資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及治理污染完成投資額等因素對環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響，對式(4)進(jìn)行逐次回歸，結(jié)果見表3。

模型1反映出我國環(huán)境退化成本與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在倒“U”型關(guān)系，且該模型在修正二階自相關(guān)后所得(AR(1)、AR(2)系數(shù)通過5%顯著性檢驗(yàn))，二次曲線的拐點(diǎn)11.22，而我國2009年以1978年為基期所計(jì)算的國民收入為65 425.87億元，取對數(shù)值為11.09，說明我國目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r在沒有其他條件影響的條件下，已接近環(huán)境庫茲涅茨曲線的拐點(diǎn)，但仍處于環(huán)境庫茲涅茨曲線拐點(diǎn)的左端，表明經(jīng)濟(jì)規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大，環(huán)境污染的程度會有所加劇，這和大多數(shù)學(xué)者的研究相一致。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入外商投資資本存量，對應(yīng)的回歸系數(shù)為-0.125 622，雖然該系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，但能從系數(shù)的正負(fù)上判斷出外商直接投資資本存量的增加能夠在一定程度上降低環(huán)境污染損失，說明外商投資一般情況下都流向了“干凈”產(chǎn)業(yè)，對減少環(huán)境退化成本具有一定的促進(jìn)作用。模型3在模型1的基礎(chǔ)上加入每年治理工業(yè)污染投資完成額(INPt)，回歸系數(shù)為正，約為0.27，治理工業(yè)污染投資額的增加將引起環(huán)境退化成本的增長，表明治理環(huán)境污染投資的增加加速了環(huán)境惡化，這一結(jié)論的出現(xiàn)，原因可能在于：一方面治理環(huán)境污染投資沒有完全形成規(guī)模，投資項(xiàng)目降低環(huán)境退化成本的程度跟不上退化成本快速增加的需要；另一方面也可能是由治理污染投資項(xiàng)目的低效率所致，例如項(xiàng)目規(guī)劃不合理、技術(shù)指標(biāo)不過關(guān)等因素，可能導(dǎo)致項(xiàng)目本身導(dǎo)致環(huán)境退化成本的增加。模型4主要分析了國際貿(mào)易對環(huán)境退化成本的影響，結(jié)果顯示出口變量所對應(yīng)的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明出口對環(huán)境退化成本影響不顯著，回歸系數(shù)為負(fù)，說明出口擴(kuò)大不會加速環(huán)境的惡化；相反，進(jìn)口對應(yīng)的回歸系數(shù)不僅通過了顯著性檢驗(yàn)，而且為正，進(jìn)口增長將導(dǎo)致環(huán)境退化成本增加，國際貿(mào)易進(jìn)口部門的擴(kuò)張會加速環(huán)境的惡化，對進(jìn)口部門合理的調(diào)整有助于環(huán)境改善。模型5從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度對環(huán)境退化成本進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，第二產(chǎn)業(yè)比重對應(yīng)的回歸系數(shù)雖然為正，卻沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明第二產(chǎn)業(yè)比重的變化對我國環(huán)境成本沒有產(chǎn)生顯著影響，但這并不意味著我國第二產(chǎn)業(yè)各部門的生產(chǎn)活動不增加環(huán)境退化成本，原因可能在于我國長期對第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部進(jìn)行調(diào)整，鼓勵高污染、高耗能的制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，向低污染、低耗能、高效率生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變；第三產(chǎn)業(yè)的比重對應(yīng)系數(shù)為正且通過顯著性檢驗(yàn)，說明第三產(chǎn)業(yè)比重上升會使環(huán)境退化成本提高，加速了環(huán)境的惡化，這一結(jié)論和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律產(chǎn)生了沖突，其原因可能在于模型的設(shè)定未包含其他重要影響變量，但更有可能是第三產(chǎn)業(yè)中污染企業(yè)規(guī)模相對較小，無法承擔(dān)起治理污

染的投資成本，而且小規(guī)模企業(yè)往往環(huán)保意識不強(qiáng)，忽視對污染物的治理。模型6是 (4) 式的估計(jì)，該模型綜合分析了所要研究的所有政策因素對環(huán)境退化成本的影響，結(jié)果顯示當(dāng)國際貿(mào)易、治理污染投資以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等因素共同作用于環(huán)境退化成本時，污染治理投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整不能有效發(fā)揮降低環(huán)境污染的作用，相反，國際貿(mào)易對改善環(huán)境的積極作用得到進(jìn)一步的加強(qiáng)，特別是出口貿(mào)易部門，能夠?qū)Νh(huán)境的改善起到積極作用，出口部門對環(huán)境的積極影響能夠在一定程度上抵消進(jìn)口部門對環(huán)境的威脅。從6個模型的估計(jì)結(jié)果看，解釋變量不同則我國國內(nèi)生產(chǎn)總值所處階段就會不同，目前的國內(nèi)生產(chǎn)總值處于模型1、模型2拐點(diǎn)左端，說明經(jīng)濟(jì)增長仍會對環(huán)境帶來很大壓力；但是按照模型3至模型6的估計(jì)結(jié)果，我國GDP已越過環(huán)境庫茲涅茨曲線拐點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長有助于降低環(huán)境退化成本。這一結(jié)論和我國目前的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況相違背，探究其原因可能表現(xiàn)在兩個方面：一是在計(jì)量模型的分析中，仍可能遺漏了一些重要的解釋變量；二是我國目前實(shí)施的環(huán)境治理政策當(dāng)共同作用于環(huán)境污染時，存在低效率，甚至是無效率（模型6），從而引起實(shí)證模型的估計(jì)與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)不一致的情況。因此，為了提高政策利用效率，改善環(huán)境質(zhì)量，就需要有重點(diǎn)、有針對性的應(yīng)用環(huán)境治理政策。根據(jù)表3回歸結(jié)果，可得具體庫茲涅茨曲線的形狀，這為調(diào)整經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間沖突的路徑選擇提供了分析依據(jù)。見圖2，圖中垂直于橫軸的直線表示當(dāng)前我國GDP水平，根據(jù)GDP變量一次項(xiàng)、二次項(xiàng)對應(yīng)的系數(shù)就能判斷出環(huán)境庫茲涅茨曲線的彎曲程度以及拐點(diǎn)位置，圖中數(shù)字代表了該曲線對應(yīng)的模型。由函數(shù)性質(zhì)可知，二次項(xiàng)系數(shù)越小則曲線越平坦，只有模型5所反映的收入與環(huán)境退化成本彈性最小，而且拐點(diǎn)處對應(yīng)相對最小的國內(nèi)生產(chǎn)總值，這決定了模型5擬合的環(huán)境庫茲涅茨曲線位于當(dāng)前收入水平的左側(cè)，并將當(dāng)前國內(nèi)生產(chǎn)總值對應(yīng)數(shù)值代入模型5中也會得到比其他模型相對較低的環(huán)境退化成本，根據(jù)前文論述的選擇合理政策的原則和標(biāo)準(zhǔn)，在我國目前的產(chǎn)出水平下，首先應(yīng)采取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方式，降低環(huán)境退化成本。另外，合理發(fā)展對外貿(mào)易也是降低環(huán)境成本的重要手段，因?yàn)閺那€4分析，在目前國際貿(mào)易水平下，隨著國內(nèi)總產(chǎn)值的增長，降低環(huán)境退化成本的作用僅次于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，而且商品出口無論在模型6中還是在模型4中都對環(huán)境退化成本降低有一定影響。對于外商直接投資方面，實(shí)證結(jié)果顯示只有在產(chǎn)出處于非常高的階段時，外商直接投資資本存量增加才能對降低環(huán)境成本起到積極作用。而治理污染投資的政策，在配合國際貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)調(diào)整政策共同治理環(huán)境退化成本時，無論從圖2還

是從回歸結(jié)果分析，都不能降低環(huán)境退化成本。綜合上述分析，就我國目前發(fā)展水平，首先應(yīng)該進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，其次是通過進(jìn)出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化，這應(yīng)是緩解經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境污染沖突最主要工具，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境保護(hù)目的的

6 結(jié)論與不足

本文將環(huán)境退化成本做為環(huán)境污染指標(biāo)，通過與國內(nèi)生產(chǎn)總值、對外貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行分析，主要得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：第一，我國經(jīng)濟(jì)增長過程中，總環(huán)境退化成本在不斷增加，其中水污染、大氣污染成為環(huán)境污染的主要來源。第二，我國目前的國內(nèi)生產(chǎn)總值水平，在以環(huán)境退化成本為污染指標(biāo)的環(huán)境庫茲涅茨曲線中，在不考慮政策因素的影響下，仍未超越曲線的拐點(diǎn)。第三，當(dāng)多種環(huán)境治理政策共同影響環(huán)境污染指標(biāo)時，個別政策出現(xiàn)了低效率甚至是無效率，這成為實(shí)證估計(jì)與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況產(chǎn)生差異的原因之一。第四，中國作為最大的發(fā)展中國家，在目前的國內(nèi)產(chǎn)出水平上，首先要依靠產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整治理環(huán)境污染，進(jìn)一步加快第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部高污染、高耗能企業(yè)的轉(zhuǎn)型，同時也不能盲目擴(kuò)大第三產(chǎn)業(yè)比例，其次是國際貿(mào)易相關(guān)政策，鼓勵出口、限制進(jìn)口，通過“清潔”產(chǎn)品的出口降低本國環(huán)境退化成本。

本文雖然得出了一些有意義的結(jié)論，但是由于環(huán)境庫茲涅茨曲線對加入模型中的解釋變量比較敏感，曲線的形狀位置均會受到影響，因此仍需要尋找一個較為穩(wěn)定的模型分析經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境之間的關(guān)系、探尋兩者之間的協(xié)調(diào)路徑。另外，本文雖然就環(huán)境治理政策選擇的原則和標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了初步的細(xì)化，但在具體應(yīng)用和研究上還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)和完善。

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Research on the Path of Ajusting Conflict Between Environmental Pollution

and Economic Growth in China

――Based on Analysis of Environmental Degradation Cost

LI Juanwei REN Baoping

(School of Economics and Management,Northwest University,Xian Shaanxi 710127,China)

Abstract This paper selects relative data of our country from 1990 to 2009.Firstly, it uses these selected data to estimate the environmental degradation cost. It is found that environmental degradation cost shows a rising trend.The environmental degradation cost mainly results fromwater pollution and air pollution.Second,we take this cost as the indicator of environmental pollution and combine it with the characteristics of the Environmental Kuznets Curve.We also establish the criteria of choosing a policy path to control pollution,to seewhether the policy can effectively put the indicator of pollution down to a comparative lower level.According to those,we can analyse the path of the coordinating the conflicts betweeneconomic growth and environmental pollution.The empirical results indicate that not considering the effects of policies,the GDP level of our country is on the left of the turning points of Environmental Kuznets Curve.It means that increasing the domestic products can make the environment condition worse.Another result is that when all of the controlling pollution measuresare put into practice,some performances of those policies are at a low level,evenof no efficiency.The last conclusion is that at present in order to guarantee the sustaineahce economic growth and reduce the environment cost,thepolicy path is that firstly we should pay great attention to the adjustment ofindustrial structure.It means we should keep the proportion of the secondary industry at a reasonable level and strictly supervise the pollution enterprises in the process of developing the tertiary; Industry.The second step is to adjust the proportion of import and export and to stimulate export.The policy of attracting foreign direct investment and the government investment to deal with pollution at the present development stage of our country can not effectively reduce the the environmental degradation cost of economic growth.

第3篇

關(guān)鍵詞 非政府組織；環(huán)境規(guī)制；影響；空間計(jì)量

中圖分類號 F205 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1002-2104（2016）10-0034-10 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.005

二戰(zhàn)以來，非政府組織憑借其組織目說墓益性迅猛發(fā)展，成為重要的社會公共治理力量。由于其組織性、非政府性、非營利性、自治性和自愿性等特征，非政府組織發(fā)揮的作用主要包括，但不限于：填補(bǔ)政府用于社會發(fā)展方面資金的不足；開拓大量的就業(yè)機(jī)會；推動對弱勢群體和社會問題的廣泛關(guān)注；溝通三大部門的信息；培育公民的社會價值觀等。由于在推動社會進(jìn)程中已經(jīng)發(fā)揮的作用和可能激發(fā)的潛力，非政府組織被譽(yù)為公民社會建設(shè)的基石。生態(tài)治理與環(huán)境保護(hù)是國際非政府組織的傳統(tǒng)活動領(lǐng)域，世界自然同盟（The World Conservation Union，WCU）、世界野生動物基金會（World Wildlife Fund，WWF）、以及綠色和平組織（Green Peace）等在世界范圍都具有極大的社會甚至政治影響力。在中國，由于較少政治敏感性，環(huán)保型非政府組織較其他領(lǐng)域的非政府組織更為活躍。雖然如此，至少在中國，非政府組織在環(huán)境治理領(lǐng)域中的作用極少為各級政府主動利用并發(fā)揮作用，至于其定量的環(huán)境貢獻(xiàn)，尚未見相關(guān)研究成果在國內(nèi)外發(fā)表?；趯W(wǎng)絡(luò)非政府組織數(shù)據(jù)庫的手工整理，本研究實(shí)證檢驗(yàn)了非政府組織在區(qū)域環(huán)境治理中的作用。這是對第三方組織的環(huán)境規(guī)制效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，在控制相關(guān)變量后，發(fā)現(xiàn)在非政府組織發(fā)育較為成熟的地區(qū)，區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平顯著高于非政府組織發(fā)育較為滯后的地區(qū)。該結(jié)果可為評價非政府組織在環(huán)境保護(hù)中的貢獻(xiàn)提供量化依據(jù)。

1相關(guān)文獻(xiàn)回顧

非政府組織在國際生態(tài)與環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域中發(fā)揮的作用很早就引起了學(xué)者們的關(guān)注，相關(guān)的研究主要從非政府組織對政府和國際機(jī)構(gòu)的影響、非政府組織對企業(yè)的影響、非政府組織對消費(fèi)者和居民的影響三條線索展開。Haas et al詳細(xì)介紹了環(huán)保類非政府組織如何改變政府和相關(guān)國際機(jī)構(gòu)對生態(tài)與環(huán)境問題的看法、利用社會輿論和專業(yè)優(yōu)勢推動環(huán)境保護(hù)立法、以及積極協(xié)助執(zhí)法的策略?！吧鐣S可”（Social license）是理解環(huán)保類非政府組織影響企業(yè)的一個重要概念。以紙漿與造紙業(yè)企業(yè)為例，Gunningham et al回答了為什么“社會許可”對企業(yè)如此重要。Gunningham et al發(fā)現(xiàn)，企業(yè)超越法律規(guī)制的環(huán)境行為不能單純用規(guī)制威脅和道德約束來解釋，而是社會壓力和企業(yè)經(jīng)濟(jì)約束的共同結(jié)果。

對環(huán)保類非政府組織與消費(fèi)者和居民關(guān)系的研究又可以細(xì)分為兩類，一類是利益相關(guān)者（stakeholder）研究，強(qiáng)調(diào)環(huán)保類非政府組織作為戰(zhàn)略橋梁，構(gòu)建綠色聯(lián)盟框架，發(fā)展資源環(huán)境節(jié)約技術(shù)，兼顧生產(chǎn)者和消費(fèi)者利益，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可行的生態(tài)與環(huán)境效益。對環(huán)保類非政府組織與居民關(guān)系的另一類研究認(rèn)為居民的污染消費(fèi)認(rèn)知不僅來自于居民暴露于環(huán)境污染下的直接感受，還與其對環(huán)境污染種類及其危害性的認(rèn)識有關(guān)。居民對政府環(huán)境規(guī)制決策的影響不僅與其受到的環(huán)境污染傷害程度有關(guān)，還與其發(fā)表意見，溝通政府、媒體、研究機(jī)構(gòu)和其他居民的能力有關(guān)。因此，為有效發(fā)揮非政府組織在環(huán)境保護(hù)中的作用，非政府組織應(yīng)在致力于啟發(fā)民智、溝通民意和幫助居民行使民權(quán)。

具體到中國，雖然改革開放以來第一家官方背景的非政府組織誕生于環(huán)保領(lǐng)域（中國環(huán)境科學(xué)學(xué)會），第一家民間自發(fā)、最接近現(xiàn)代西方非政府組織的草根組織也誕生于環(huán)保領(lǐng)域（自然之友），當(dāng)前最活躍、影響最大的非政府組織也是環(huán)保領(lǐng)域的非政府組織，但就文獻(xiàn)檢索，現(xiàn)有研究多定性研究、宏觀研究，定量的、微觀的研究并不多見。少有的幾篇微觀文獻(xiàn)中，鄧國勝的研究值得關(guān)注。該研究在國家環(huán)保部宣教司支持下，對中國活躍環(huán)保非政府組織和相關(guān)政府部門分個人和單位進(jìn)行了問卷調(diào)研，基本客觀的展示了中國環(huán)保非政府組織的發(fā)展現(xiàn)狀。尤其有價值的是，鄧國勝發(fā)現(xiàn)受訪對象對環(huán)保非政府組織了解的程度與其對環(huán)保非政府組織作用的評價緊密相關(guān)，媒體工作人員和非政府組織工作人員對環(huán)保非政府組織作用的認(rèn)同程度較高，政府工作人員對環(huán)保非政府組織的認(rèn)可度最低，“中國的環(huán)保NGO通過媒體的宣傳報(bào)道和聯(lián)合行動，放大了環(huán)保NGO的作用”。鄧國勝定義的環(huán)保非政府組織的作用包括如下四個方面：提升公眾環(huán)保意識；促進(jìn)公眾環(huán)保行為的改善；完善公眾參與機(jī)制；開展政策倡導(dǎo)。這一定義以及相應(yīng)的研究結(jié)論與上文環(huán)保類非政府組織與居民關(guān)系的研究相吻合，暗示了環(huán)保類非政府組織發(fā)揮作用的機(jī)制。

根據(jù)相關(guān)公共部門績效理論，嚴(yán)格說來鄧國勝定義的環(huán)保非政府組織的作用其實(shí)只是其手段，真正的作用應(yīng)當(dāng)定義為區(qū)域環(huán)境的改善或環(huán)境規(guī)制水平的改變。因受數(shù)據(jù)可得性約束，該研究以區(qū)域內(nèi)非政府組織總量替代區(qū)域內(nèi)環(huán)保非政府組織數(shù)，衡量其最終的區(qū)域環(huán)境規(guī)制效應(yīng)。

2研究設(shè)計(jì)

由于環(huán)境污染的空間相關(guān)性與空間溢出性，學(xué)者們在環(huán)境治理研究中多采用空間計(jì)量方法。考慮到污染排放的時間連續(xù)性和危害滯后性，研究中引入了面板動態(tài)研究技術(shù)。因此，本研究的實(shí)證檢驗(yàn)部分?jǐn)M采用空間計(jì)量面板模型。環(huán)境污染治理的空間相關(guān)性和溢出性表現(xiàn)形式復(fù)雜，可以表現(xiàn)為因變量的空間相關(guān)，也可以表現(xiàn)為自變量的空間相關(guān)，還可以表現(xiàn)為隨機(jī)干擾項(xiàng)的空間相關(guān)，以及樣本個體效應(yīng)的空間相關(guān)，其一般化形式如下式：

（1）

式中：yit表示i區(qū)域t時刻因變量的觀測值，Xit為i區(qū)域t時刻自變量觀測值矩陣。模型中α為截距項(xiàng)，αi代表個體效應(yīng)，γt代表時間效應(yīng)。模型中以被解釋變量yit的滯后項(xiàng)為解釋變量引入動態(tài)模型，當(dāng)τ=0時，模型為靜態(tài)空間面板模型，否則為動態(tài)空間面板模型。模型中ρ代表因變量的空間相關(guān)系數(shù)，β代表自變量回歸系數(shù)，自變量的空間外部性系數(shù)為θ列向量，λ代表隨機(jī)擾動項(xiàng)的空間相關(guān)系數(shù)，φ代表個體效應(yīng)的空間相關(guān)系數(shù)。E、W、D分別代表隨機(jī)擾動項(xiàng)、因變量和自變量的空間權(quán)重矩陣，理論上可以一致，也可以不同。

根據(jù)回歸系數(shù)的不同，空間面板模型可以細(xì)分為不同的具體模型，總體看可以分為五種常用的空間面板模型：①當(dāng)θ=λ=0時，模型為空間滯后面板模型（spatialAutoregressive Panel Model，SAR）；②當(dāng)λ=0時，模型為空間杜賓面板模型（Spatial Durbin Panel Model，SDM）；③θ=τ=0，模型為帶自回歸誤差項(xiàng)的空間滯后面板模型（spatialAutocorrelation Panelmodel，SAC）；④θ=β=τ=0模型為空間誤差面板模型（Spatial Error Panel Mode，SEM）；⑤θ=β=τ=0當(dāng)，且φ≠0時，模型為廣義空間誤差隨機(jī)效應(yīng)面板模型（Generalised Spatial Panel RandomEffects Panel Model，GsPRE）。隨著對個體效應(yīng)αi和時間效應(yīng)γt的不同假設(shè)，以上前四種模型還可以進(jìn)一步細(xì)分成個體效應(yīng)與時間效應(yīng)的固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。

或許是環(huán)境治理的復(fù)雜性，不同學(xué)者的研究中采用了不同的空間面板模型。安虎森和吳浩波使用空間杜賓面板模型研究了工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放總量的空間相關(guān)性。王宇澄的研究也采用了空間杜賓面板模型研究了我國省際環(huán)境規(guī)制競爭的跨界溢出效應(yīng)。朱平輝等使用固定效應(yīng)空間滯后面板模型，對工業(yè)二氧化硫等七種工業(yè)污染排放的環(huán)境庫茲涅茲曲線進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國地區(qū)工業(yè)污染排放具有較強(qiáng)的空間依賴關(guān)系，且與傳統(tǒng)面板檢驗(yàn)相比，固定效應(yīng)空間滯后面板模型的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健，回歸質(zhì)量更好。趙佳佳和王健林在研究中國環(huán)境污染的庫茲涅茲曲線時，發(fā)現(xiàn)采用空間誤差面板模型的回歸結(jié)果顯著性水平大大好于普通面板模型的回歸結(jié)果。Anselin給出了針對橫截面數(shù)據(jù)的模型選擇機(jī)制，但其對快速發(fā)展的空間面板模型是否同樣適用值得懷疑。安虎森和吳浩波專門探討了空間面板模型的選擇機(jī)制，建議從空間杜賓模型出發(fā)，根據(jù)空間回歸系數(shù)的顯著性依次進(jìn)行模型篩選。馬梅麗和張曉在研究中國31個省份及異地之間霧霾污染的交互影響以及經(jīng)濟(jì)變動、能源結(jié)構(gòu)影響時，發(fā)現(xiàn)依據(jù)Anselin的選擇機(jī)制在空間面板模型間很難做出篩選決策，作者最終采用實(shí)用主義方法，根據(jù)回歸質(zhì)量和系數(shù)顯著水平同時接受隨機(jī)效應(yīng)空間滯后面板模型和固定效應(yīng)空間誤差面板模型的兩個回歸結(jié)果。鑒于空間計(jì)量模型篩選并非本文的目的，根據(jù)現(xiàn)有研究成果，本文同時參考安虎森和吳浩波、馬梅麗和張曉同樣的標(biāo)準(zhǔn)，采用不同模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并根據(jù)回歸結(jié)果選擇模型。

3數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

3.1變量選擇及數(shù)據(jù)來源與處理

空間權(quán)重矩陣主要有相鄰矩陣、距離矩陣以及不同要素的空間權(quán)重矩陣等三種類型，本文選擇空間相鄰矩陣，原因是其更符合本文的基本假設(shè)，本文假設(shè)由于污染的外部性，無論空間距離遠(yuǎn)近，相鄰地方政府的環(huán)境規(guī)制政策會相互參照，互相影響，并表現(xiàn)為相鄰區(qū)域污染排放水平的空間相關(guān)性?？臻g相鄰矩陣為對稱矩陣，相鄰省份取值為1，否則為0。

根據(jù)數(shù)據(jù)可得性和完整性，本研究的時間序列為2002-2013年共13年。區(qū)域非政府組織數(shù)量來自中國社會組織網(wǎng)，包括年末實(shí)有社團(tuán)、年末實(shí)有基金和年末實(shí)有民辦非企業(yè)單位三類，本研究將不同類數(shù)量加總，由研究者手動整理并根據(jù)各省當(dāng)年人口數(shù)轉(zhuǎn)化為人均值。

為增強(qiáng)研究結(jié)論可比性，變量選擇和定義盡量參考已有研究成果的研究設(shè)計(jì)，具體見表1。

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變量以單位工業(yè)增加值污染物排放量衡量，這是一個負(fù)向指標(biāo)，較高的排放水平意味著較低的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。省際層面的污染物排放量指標(biāo)主要有工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)固體廢棄物排放量（產(chǎn)生量）、工業(yè)煙粉塵排放總量、工業(yè)煙塵排放量和工業(yè)粉塵排放量等共六類。從2011年開始工業(yè)煙塵排放量與工業(yè)粉塵排放量不再單獨(dú)統(tǒng)計(jì)，合并到工業(yè)煙粉塵排放量。故研究期間，實(shí)際可供使用的污染排放數(shù)據(jù)共4類。不同類型污染排放合并計(jì)算，有研究采用簡單加和方法，也有采用縱橫拉開法。本研究取單位工業(yè)增加值各類污染物排放量自然對數(shù)值的加和衡量污染規(guī)制強(qiáng)度，并以縱橫拉開檔次法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

地方政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求以財(cái)政收入分權(quán)度衡量，計(jì)算公式如式（2）。DECENit為i省份t年財(cái)政收入分權(quán)度，F(xiàn)income代表預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入，分子為樣本i省份在t年的預(yù)算內(nèi)收入，分母為當(dāng)年國家預(yù)算內(nèi)收入。

（2）

根據(jù)已有文獻(xiàn)，控制區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域能耗水平，變量定義如表1。根據(jù)主流研究成果，預(yù)期區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與區(qū)域環(huán)境污染排放強(qiáng)度正相關(guān)，開放度與區(qū)域污染排放強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，工業(yè)化水平與環(huán)境污染排放強(qiáng)度正相關(guān)，區(qū)域能耗水平與環(huán)境污染排放強(qiáng)度正相關(guān)。

地區(qū)生產(chǎn)總值、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口總額、工業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值根據(jù)相關(guān)省際指數(shù)折算為2002年水平。為約束變量空間分布以防止異方差，同時在回歸中獲得因變量對自變量的彈性，對環(huán)境污染強(qiáng)度、地方政府財(cái)政收入分權(quán)度、人均非政府組織數(shù)、單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗取自然對數(shù)。

除專門說明，各變量中經(jīng)濟(jì)變量來自中宏區(qū)域數(shù)據(jù)庫，污染排放數(shù)據(jù)來自環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒，能耗數(shù)據(jù)來自能源統(tǒng)計(jì)年鑒。

3.2變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)

為增強(qiáng)直觀感受，除環(huán)境污染強(qiáng)度變量，表2介紹了變量的非自然對數(shù)描述性統(tǒng)計(jì)。數(shù)據(jù)顯示，海南環(huán)境污染規(guī)制最為嚴(yán)格，連續(xù)多年污染排放強(qiáng)度全國最低，2010年達(dá)到最低值-1.184。河北省環(huán)境污染排放強(qiáng)度多年保持在較高水平，并在2011年達(dá)到13.16的污染排放強(qiáng)度最高值。財(cái)政分權(quán)度最低的是2004年的青海省，最高的是2002年的廣東省。從人均看，非政府組織人均最多的是2008年寧夏回族自治區(qū)8.336個/萬人，最少的是2002年貴州省0.775個/萬人。人均GDP2013年上海最高，2002年價折算后為91 062元/人，最低的是2002年貴州省，只有3 153元/人，是前者的3.5%。數(shù)據(jù)顯示，即使同比2013年，貴州的人均GDP也只有上海的12.9%（11 707/91 062），顯示出巨大的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異。二產(chǎn)比重2013年北京最低，僅有22.32%，2011年的山西最高，達(dá)到59.05%。開放度最高是2008年的北京，最低的是2002年的河南省。單位GDP能耗最高的是2004年的寧夏，最低的是2013年的北京。整體看，無論是本研究的自變量、因變量還是控制變量，都呈現(xiàn)出較大的時間和空間差異，呈現(xiàn)強(qiáng)烈的動態(tài)特征。

自變量間的自相關(guān)導(dǎo)致回歸結(jié)果有偏是實(shí)證檢驗(yàn)中常遇到的問題。本研究中人均GDP是一個綜合性變量，對二產(chǎn)比重、開放度以及單位GDP能耗都可能產(chǎn)生影響。相關(guān)性檢驗(yàn)見表3。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)，人均GDP變量的引入可能帶來嚴(yán)重的自相關(guān)問題。由于相關(guān)文獻(xiàn)較多的引入了人均GDP變量，謹(jǐn)慎起見，實(shí)證檢驗(yàn)將應(yīng)用膨脹系數(shù)法和條件數(shù)法對此開展進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

4實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

4.1環(huán)境規(guī)制水平的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

環(huán)境規(guī)制水平的空間相關(guān)性是應(yīng)用空間計(jì)量模型的基礎(chǔ)，根據(jù)式（3）測算環(huán)境規(guī)制水平的全局Moran’s I指數(shù)。

（3）

根據(jù)表4數(shù)據(jù)，環(huán)境規(guī)制水平的全局Moran’s I指數(shù)均為正值，且通過顯著性檢驗(yàn)，說明在樣本期間，中國相鄰省份的環(huán)境規(guī)制水平存在顯著的空間相關(guān)性，且變動方向?yàn)檎嚓P(guān)（同高或同低）。這一結(jié)論不僅為本文采用空間計(jì)量方法研究環(huán)境規(guī)制奠定了事實(shí)基礎(chǔ)，也為已有的研究關(guān)于相鄰區(qū)域間會在環(huán)境規(guī)制上競逐到底（race to bottom）提供了新的依據(jù)。

4.2區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與非政府組織對環(huán)境規(guī)制的影響

OLS估計(jì)方法是絕大多數(shù)實(shí)證研究方法的基礎(chǔ)，應(yīng)用OLS方法本研究檢驗(yàn)了自變量可能的多重共線性及其對回歸結(jié)果的影響，檢驗(yàn)方法為方差膨脹因子（VIF）和條件數(shù)（coldiag），檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

通常情況下，膨脹系數(shù)均值（mean VIF）大于3，或者條件數(shù)大于30，皆可斷定存在多重共線性。表5中第一列膨脹系數(shù)均值剛好超過3，而第三列條件數(shù)則遠(yuǎn)超多重共線性判斷值，證明在第一列和第三列存在嚴(yán)重的多重共線性。仔細(xì)觀察各變量的膨脹系數(shù)和方差分解占比（Variance-Decomposition Proportions），人均GDP是造成多重共線性的原因，證明了前文相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)論，如果不剔除人均GDP變量將會造成實(shí)證研究的結(jié)論有偏。

表6采用靜態(tài)面板模型和動態(tài)面板模型檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制的動態(tài)性。模型1至模型3為靜態(tài)面板模型，模型1采用固定效應(yīng)回歸方法，模型2采用隨機(jī)效應(yīng)回歸方法，模型3采用最大似然隨機(jī)效應(yīng)回歸方法。Hausman檢驗(yàn)拒絕回歸系數(shù)無系統(tǒng)性差異的隨機(jī)效應(yīng)假設(shè)，建議采用固定效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果符合理論預(yù)期，區(qū)域財(cái)政分權(quán)度提高會增加本區(qū)域的環(huán)境排放強(qiáng)度，雖然在固定效應(yīng)模型中回歸系數(shù)不再顯著，但符號依舊。區(qū)域人均非政府組織數(shù)量會顯著降低本區(qū)域的污染排放強(qiáng)度，也即會顯著提升本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平。這兩個結(jié)論都符合前文預(yù)期?？刂谱兞繂挝籊DP能源消耗和第二產(chǎn)業(yè)比重的上升也會提升區(qū)域的環(huán)境污染排放強(qiáng)度，且在所有靜態(tài)回歸模型中都保持1%統(tǒng)計(jì)水平顯著。所有模型都證實(shí)控制變量區(qū)域開放度的提升會在1%顯著水平降低區(qū)域的環(huán)境污染排放強(qiáng)度，這一結(jié)論否定了“污染天堂”的中國適用性，與已有的研究結(jié)論一致。

考慮環(huán)境規(guī)制的時間延續(xù)性，本期某區(qū)域的環(huán)境規(guī)制可能顯著受前期影響，模型4采用系統(tǒng)廣義矩模型檢驗(yàn)了區(qū)域環(huán)境規(guī)制政策的動態(tài)性。AR檢驗(yàn)證實(shí)，模型殘差在1%顯著水平存在一階序列相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)，Sragan檢驗(yàn)證實(shí)本研究采用的工具變量不存在過度識別問題，證明了本研究采用動態(tài)模型的合理性?；貧w結(jié)果顯示，上期的環(huán)境污染排放會對本期造成顯著影響，回歸系數(shù)高達(dá)0.74。顯著為正的回歸系數(shù)證實(shí)區(qū)域的環(huán)境污染排放及其隱含的環(huán)境規(guī)制水平具有正向延續(xù)性，某區(qū)域的環(huán)境規(guī)制政策具有較強(qiáng)的政策延續(xù)性。其他各變量系數(shù)除數(shù)值差異外，符號與回歸顯著性與靜態(tài)模型無顯著差異。

由于變量的空間相關(guān)性和時間動態(tài)性，開展空間計(jì)量模型檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表7。模型5和模型6采用空間滯后面板模型（SAR），模型7和模型8采用空g誤差面板模型（SEM），模型9和模型10采用空間杜賓面板模型（SDR），模型11為帶自回歸誤差項(xiàng)的空間滯后面板模型（SAC），模型12為廣義空間誤差隨機(jī)效應(yīng)面板模型（GSPRE）。模型5、7、9采用了隨機(jī)效應(yīng)面板模型回歸方法，模型6、8、10則采用了固定效應(yīng)面板模型回歸方法，采用Hausman檢驗(yàn)以判斷何種方法為優(yōu)。從回歸結(jié)果看，所有Hausman檢驗(yàn)z統(tǒng)計(jì)量在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，支持在本研究中采用回歸系數(shù)無差異的隨機(jī)效應(yīng)面板模型。

從檢驗(yàn)結(jié)果看，空間相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著度不支持帶自回歸誤差項(xiàng)的空間滯后面板模型在本研究中的適用性。同樣，廣義空間誤差隨機(jī)效應(yīng)面板模型中因變量空間相關(guān)系數(shù)p僅在10%統(tǒng)計(jì)水平顯著，隨機(jī)擾動項(xiàng)統(tǒng)計(jì)上不顯著，顯示該模型不適用于本研究的數(shù)據(jù)分布。

在剩下的三個模型5、7、9中，回歸結(jié)果基本一致，顯示本研究結(jié)論的穩(wěn)健性，但從回歸系數(shù)z統(tǒng)計(jì)量角度，模型5和模型7的回歸質(zhì)量更好，因此后文分析基于模型5和模型7的回歸結(jié)果進(jìn)行。首先，空間面板模型的檢驗(yàn)結(jié)果證明，本研究的因變量存在嚴(yán)重的空間相關(guān)性，當(dāng)不考慮因變量的空間相關(guān)性時，回歸結(jié)果的隨機(jī)誤差則存在空間相關(guān)性，當(dāng)同時考慮因變量和隨機(jī)誤差的空間相關(guān)性時，空間相關(guān)性系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性水平下降，暗示了二者的內(nèi)在關(guān)系。

當(dāng)分別考慮因變量的空間滯后和隨機(jī)誤差的空間誤差時，實(shí)證結(jié)果顯示，以財(cái)政收入分權(quán)度衡量的地方政府區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求會顯著提升區(qū)域污染排放水平。由于自變量和因變量都采用了自然對數(shù)形式，回歸系數(shù)反映區(qū)域污染排放水平對財(cái)政收入分權(quán)度的彈性大于1，且都在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著。這一結(jié)論證實(shí)地方政府對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求越強(qiáng)烈，越容易放松區(qū)域環(huán)境管制，表現(xiàn)為單位GDP污染排放水平的上升。

各地人均非政府組織數(shù)量對當(dāng)?shù)匚廴九欧潘降幕貧w系數(shù)也符合預(yù)期，所有模型的回歸系數(shù)都為負(fù)，其中模型5、7在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著。實(shí)證研究結(jié)果證實(shí)，區(qū)域人均非政府組織數(shù)量上升能有效提升區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平，顯著降低區(qū)域污染排放水平，其彈性約為-0.45。在公民社會建設(shè)中，非政府組織的數(shù)量與活躍程度是公民參與社會治理程度的重要標(biāo)志。作為對傳統(tǒng)上單一的公共治理主體政府的有益替代和補(bǔ)充，非政府組織不僅能補(bǔ)充財(cái)政資金的不足，還能吸收更多的勞動力、專業(yè)技能和媒體資源以緩解公共治理資源的不足，更重要的是，非政府組織先天的道德優(yōu)勝地位和組織性使其能在政府與公民間有效發(fā)揮信息交流與溝通作用。環(huán)境保護(hù)是非政府組織的重點(diǎn)工作領(lǐng)域，區(qū)域內(nèi)相關(guān)領(lǐng)域非政府組織數(shù)量的上升可以有效改善當(dāng)?shù)卣途用竦沫h(huán)境認(rèn)知，增強(qiáng)環(huán)境保護(hù)意識，集聚環(huán)境保護(hù)資源并提升政府的環(huán)境執(zhí)法決心和能力，從數(shù)據(jù)上，就表現(xiàn)為較高的人均非政府組織數(shù)量將降低區(qū)域的環(huán)境污染排放水平，本文的實(shí)證研究證實(shí)了這一點(diǎn)。

控制變量區(qū)域開放度、單位GDP能耗水平回歸結(jié)果符合預(yù)期，較高的區(qū)域開放度會降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境代價，而能耗水平則會起到相反的效果?，F(xiàn)有的多數(shù)研究都不支持“污染天堂”假說在中國的適用性，而是支持參與國際貿(mào)易對中國的污染減排是有益的，本文的研究與此一致。回顧中國改革開放的歷史，沒有證據(jù)表明存在高能耗、高污染產(chǎn)業(yè)在世界范圍內(nèi)向中國的大規(guī)模遷移，相反對外開放使中國獲得新的技術(shù)和新的產(chǎn)品，進(jìn)入新的市場，從而改變落后的生產(chǎn)生活方式和要素利用方式，包括環(huán)境要素利用方式。由于全要素生產(chǎn)率的持續(xù)提升和資本、勞動力的高效利用，環(huán)境要素變得相對稀缺，故對外開放推動了中國的環(huán)境保護(hù)。改革開放政策已經(jīng)不同方面獲得廣泛支持，從有效促進(jìn)環(huán)境保護(hù)，推進(jìn)可持續(xù)發(fā)展角度，本文的研究結(jié)論也證實(shí)了對外開放的貢獻(xiàn)。為推動中國資源與環(huán)境保護(hù)和建設(shè)，應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大開放。

已有的研究多數(shù)認(rèn)同經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的能耗代價是導(dǎo)致環(huán)境污染的重要因素，此外，能源結(jié)構(gòu)差異還會帶來污染結(jié)構(gòu)的差異，如霧霾的產(chǎn)生即與煤炭在能源消耗結(jié)構(gòu)中的比重密切相關(guān)。從本文的回歸系數(shù)看，單位GDP能耗的污染排放富有彈性，在所有的回歸模型中回歸系數(shù)都超過2。這一方面證明了高能耗發(fā)展會付出嚴(yán)重的環(huán)境代價，另一方面也指出了節(jié)能是重要的環(huán)境節(jié)約發(fā)展路徑。在所有回歸模型中，區(qū)域開放度和單位GDP能耗的回歸系數(shù)都相對穩(wěn)定，且在統(tǒng)計(jì)上高度顯著，顯示出結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于在實(shí)證研究中使用了不同的研究方法，結(jié)論呈現(xiàn)較強(qiáng)的穩(wěn)定性，此處主要檢驗(yàn)因變量規(guī)制污染排放水平的賦值合理性，參考相關(guān)文獻(xiàn)，以縱橫拉開檔次法重新構(gòu)建因變量進(jìn)行檢驗(yàn)。此外，由于中國活躍非政府組織多數(shù)受制于注冊規(guī)定而不得不“非法活動”，本文也采用中國環(huán)境年鑒提供的“來信總數(shù)”來反映區(qū)域公民社會活躍程度，變量取值方法與前文一致，以某省當(dāng)年人均“來信總數(shù)”的自然對數(shù)衡量該區(qū)域的公民社會活躍程度，變量名稱MAIL。穩(wěn)健性檢驗(yàn)見表8。

檢驗(yàn)1結(jié)論基本與前文一致，不再贅述。檢驗(yàn)2中改變方法衡量區(qū)域公民社會建設(shè)水平后，雖然回歸系數(shù)符號依舊符合預(yù)期，但顯著水平大幅下降，這可能與指標(biāo)選取與衡量目標(biāo)的弱一致性有關(guān)。網(wǎng)絡(luò)時代，公民表達(dá)意愿的方式多元化，傳統(tǒng)的信函可能已經(jīng)不再是首選。雖然如此，由于“電話/網(wǎng)絡(luò)投訴數(shù)”僅從2011年開始統(tǒng)計(jì)，當(dāng)前難以用于空間面板檢驗(yàn)，尋找或開發(fā)新的指示變量是本研究未來的一項(xiàng)重要工作。

5結(jié)論與政策建議

非政府組織是二戰(zhàn)以來興起的重要公共治理主體，已經(jīng)成為公民社會建設(shè)重要的推動力量。生態(tài)與環(huán)境保護(hù)是非政府組織傳統(tǒng)的聚焦領(lǐng)域，當(dāng)今世界知名的非政府組織不少是著名的環(huán)保類非政府組織。由于遠(yuǎn)離意識形態(tài)，環(huán)保類非政府組織較少涉及政治敏感性，因此改革開放以來，環(huán)保類非政府組織在我國得到較快的發(fā)展。

令人詫異的是，雖然環(huán)保類非政府組織在中國已經(jīng)具有較大的社會影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)中卻少有對其環(huán)境治理績效的研究。基于系統(tǒng)廣義矩模型和空間計(jì)量模型，本文對非政府組織的區(qū)域環(huán)境治理績效開展了定量研究。當(dāng)控制相關(guān)變量后，研究發(fā)現(xiàn)：以人均非政府組織數(shù)量衡量的區(qū)域非政府組織發(fā)育程度確實(shí)會顯著影響區(qū)域的環(huán)境治理水平。在非政府組織發(fā)育較好的區(qū)域，環(huán)境質(zhì)量顯著高于非政府組織發(fā)育水平較低的區(qū)域。雖然非政府組織由于其目標(biāo)的公益性天生相對政府具有道義上的優(yōu)勢，但定量績效證據(jù)的缺乏使其社會公信力存在瑕疵。本文的實(shí)證研究彌補(bǔ)了這一缺陷，實(shí)證研究證實(shí)了非政府組織對區(qū)域環(huán)境規(guī)制的促進(jìn)作用。

研究發(fā)現(xiàn)：在財(cái)政分權(quán)度衡量的地方政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求度較大的區(qū)域，其環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度顯著較低，且彈性系數(shù)大于1。政府治理相關(guān)文獻(xiàn)認(rèn)為，在“政治集權(quán)，經(jīng)濟(jì)分權(quán)”的治理體制下，地方政府會因?yàn)榻?jīng)濟(jì)與政治晉升動機(jī)參與“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長競爭錦標(biāo)賽”。本文的研究結(jié)論證實(shí)了在這一過程中，犧牲環(huán)境促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長成為政府的可行戰(zhàn)略選擇。為有效保護(hù)環(huán)境，應(yīng)合理重構(gòu)政績考核指標(biāo)體系，降低經(jīng)濟(jì)指標(biāo)比重，豐富環(huán)境指標(biāo)類型，提升環(huán)境指標(biāo)地位，實(shí)行重大環(huán)境事故一票否決制。

研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)開放度有助于提升區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平，這一結(jié)論證明中國的對外開放實(shí)踐并沒有產(chǎn)生學(xué)者們擔(dān)憂的“污染天堂”后果。為加強(qiáng)資源環(huán)境可持續(xù)發(fā)展，應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大開放。

第4篇

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；環(huán)境污染；擴(kuò)展的EKC模型；面板協(xié)整

中圖分類號：F222.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

Abstract: This paper， based on utility function， builds an extended EKC model. Through the analysis of panel cointegration， the conclusion is that the EKC curves of industrial waste water， waste gas is not any kind of “U-shape”， “inverted U-shape” or “N-shape”. There is causality between economic growth and discharge of industrial wastes， but the discharge standard of developed areas is remarkably different from that of under-developed areas; the differences of industrial structure have an effect on the discharge of wastes， especially when the proportion of secondary industry in the national economy is large， the discharge of industrial wastes will be more; the population density has an crowding-out effect on industrial wastes; the discharge of industrial wastes have a mechanism to force the government devote more to the pollution. The environments of Beijing and Shanghai are taking a favorable turn， while the situation in He’nan province is still worsening. To solve the problem of environmental pollution thoroughly， a rational and effective institution is needed. Only when the restraint of institution from objective point is great than the restraint of human’s own behavior， can the environmental problem be solved.

Key words: economic growth; environmental pollution; extended EKC model; panel co-integration

1971年《羅馬俱樂部報(bào)告》出臺之后，關(guān)于經(jīng)濟(jì)是否可持續(xù)發(fā)展一度成為廣泛的爭議話題，隨后的討論從資源枯竭問題轉(zhuǎn)向了環(huán)境污染問題。目前經(jīng)濟(jì)學(xué)界一般用環(huán)境庫茲涅茨曲線(Environmental Kuznets Curve， EKC)表示經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境的關(guān)系。該曲線是指當(dāng)收入超過一定的臨界值時，按照人均值度量的經(jīng)濟(jì)活動的環(huán)境效應(yīng)幅度會隨著收入的增加而下降，就是說人均收入和環(huán)境污染呈現(xiàn)的是倒U型曲線關(guān)系。在人均收入水平比較低的情況下，隨著人均收入的提高，環(huán)境污染加??；Grossman and Krueger（1991；1994）研究表明，在人均收入達(dá)到一定水平 ，一般為 4000-5000 美元(1985年的美元計(jì)價)，人均收入的提高將伴隨著環(huán)境狀況的改善。繼Grossman和Krueger之后，許多實(shí)證研究結(jié)果都表明，在大多數(shù)環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)與人均收入之間存在著倒U型的關(guān)系。Selden和Song(1994；1995)考察了四種重要的空氣污染物(即SO2、CO2、NO2和SPM)排放問題，發(fā)現(xiàn)它們與收入之間都存在倒U型的關(guān)系。Xepapadeas和Amri(1995)證實(shí)對于大氣中SO2的濃度也存在同樣的結(jié)論。Grossman and Krueger(1995)使用比1994年的研究范圍更廣的環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行了跨國面板模型分析，沒有發(fā)現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量會隨經(jīng)濟(jì)增長而持續(xù)惡化的證據(jù)，相反，他們選取的大多數(shù)環(huán)境指標(biāo)在經(jīng)濟(jì)增長的初始階段出現(xiàn)惡化，而隨著經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出穩(wěn)定改善的過程。

隨著人們生活水平的提高，將會追求更高的生活質(zhì)量，因此對于環(huán)境污染的問題也會越來越受到重視，研究該問題的學(xué)者也越來越多。本文嘗試建立一個基于效用函數(shù)擴(kuò)展的環(huán)境庫茲涅茨曲線，應(yīng)用面板單位根和面板協(xié)整理論，分析我國分省的環(huán)境庫茲涅茨曲線——我國分省經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系問題。

一、文獻(xiàn)綜述

對于中國經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境污染關(guān)系問題的研究，主要體現(xiàn)在兩個方面：一種是對某一個省市的研究，主要適用OLS方法進(jìn)行模型估計(jì)，但是很少見到對時間序列進(jìn)行單位根和協(xié)整檢驗(yàn)問題，然后根據(jù)回歸結(jié)果分析EKC模型是否存在，進(jìn)而提出相關(guān)的政策建議；第二種是利用分省面板模型回歸分析，主要是使用Hausman檢驗(yàn)判斷使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效用模型，未曾見到對于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根和面板協(xié)整檢驗(yàn)問題。第一種情況的研究成果眾多；第二種情況的研究成果很少，主要有：包群、彭水軍、陽小曉（2005）；劉燕、潘楊、陳剛（2006）；于峰、齊建國、田曉林（2006）；李達(dá)、王春曉（2007）。

包群、彭水軍、陽小曉（2005）利用1996-2002年期間我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，對我國經(jīng)濟(jì)增長與包括水污染、大氣污染與固體污染排放在內(nèi)的6類環(huán)境污染指標(biāo)之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)倒U型EKC關(guān)系很大程度上取決于污染指標(biāo)以及估計(jì)方法的選取，存在以相對低的人均收入水平越過環(huán)境倒U型曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)的可能。

劉燕、潘楊、陳剛（2006）使用1990-2003年中國的省級面板數(shù)據(jù)對中國的經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系進(jìn)行了計(jì)量分析，同時考察了中國的對外開放政策對環(huán)境質(zhì)量的影響。結(jié)果表明中國的經(jīng)濟(jì)增長同環(huán)境污染之間并不存在簡單的倒U型曲線關(guān)系，中國的經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢水之間表現(xiàn)為一種倒N型曲線關(guān)系，與工業(yè)廢氣之間表現(xiàn)為N型曲線關(guān)系，與工業(yè)固體廢物之間表現(xiàn)一種倒U型曲線關(guān)系。同時，分析表明出口同中國的環(huán)境污染之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；而外商直接投資與中國的環(huán)境污染之間卻存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

于峰、齊建國、田曉林（2006）在 Stern（2002）模型的基礎(chǔ)上，以 SO2 排放量表征環(huán)境污染水平，對 1999—2004 年間除西藏、山西和貴州以外的我國28 個省、自治區(qū)及直轄市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)變動加劇了我國環(huán)境污染，生產(chǎn)率提高、環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新與推廣降低了我國環(huán)境污染。并估算了這五要素對環(huán)境質(zhì)量影響的各自實(shí)際貢獻(xiàn)率。

李達(dá)、王春曉（2007）利用1998-2004年間我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，研究了3種大氣污染物和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明3種大氣污染物與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在倒U型環(huán)境庫茲涅茨曲線。二氧化硫排放與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒N型曲線，與多數(shù)研究結(jié)果不相符；同時，第二產(chǎn)業(yè)比重、經(jīng)濟(jì)增長速度、單位GDP能耗和環(huán)境政策強(qiáng)度四個解釋變量總體上對3個大氣污染物的排放具有顯著影響。

從上述文獻(xiàn)可以看出，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，研究經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系的文章也似乎越來越多。上述豐富的研究成果對于我國或者某些省份和城市制定合理的環(huán)境措施，減少環(huán)境污染總量，降低環(huán)境污染程度都具有十分重要的指導(dǎo)意義。但是上述研究成果共同的遺憾是：一是模型簡單，沒有考慮到影響環(huán)境污染的其他因素，僅限于經(jīng)濟(jì)增長對于環(huán)境污染影響的研究和回歸分析；二是實(shí)證分析手段和方法受到計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和發(fā)展水平的制約。基于此，本文從上述兩個方面進(jìn)行補(bǔ)充和擴(kuò)展分析，基于效用函數(shù)理論模型，建立中國的EKC模型，使用面板單位根和面板協(xié)整分析技術(shù)進(jìn)行研究，希望結(jié)論能符合中國國情和實(shí)際，對于中國經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境污染和治理提出有針對性和有益的建議。

二、模型的建立與微觀基礎(chǔ)

考察經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的關(guān)系問題，首先要分析兩個變量的傳導(dǎo)路徑，因此要從微觀傳遞機(jī)制入手，進(jìn)而分析宏觀層次上變量的依賴關(guān)系。

（一）模型的微觀基礎(chǔ)

我們首先建立一個代表性家庭個體的函數(shù)模型，然后將它一般化推廣，形成一個包含更廣泛個體的函數(shù)模型。

1.代表性個體的效用函數(shù)與污染函數(shù)。

假設(shè)一個代表性家庭消費(fèi)C會導(dǎo)致污染H，因此家庭的效用函數(shù)為：

家庭消費(fèi)越多，效用越高，因此 ；而污染越高，效用越低，因此 。由于污染是由于消費(fèi)引致的，因此家庭如果減少污染，或者是減少消費(fèi)，或者是對污染進(jìn)行投入治理。令E為家庭治理環(huán)境污染的資源投入量，考慮到污染是消費(fèi)的副產(chǎn)品，因此可以設(shè)定家庭污染函數(shù)為：

假設(shè)消費(fèi)越多，污染越嚴(yán)重，因此消費(fèi)和污染正相關(guān)，即 ；同時假定隨著污染治理投入的增加，環(huán)境污染隨之減輕，兩者負(fù)相關(guān)，即 。假定家庭治理污染和消費(fèi)的資源稟賦總量為Y（收入），則約束條件為C+E=Y。

假定效用函數(shù)為線性的，可以表示成如下形式：

表示單位消費(fèi)產(chǎn)生單位效用，污染帶來的邊際效用損失為 ，且 。假定單位消費(fèi)產(chǎn)生單位污染，并且污染治理函數(shù)設(shè)定為柯布——道格拉斯形式，具體表示為：

該形式表明，當(dāng)不進(jìn)行污染治理投入的時候，污染量H等于消費(fèi)量C，污染量隨著消費(fèi)的增加而增加；隨著污染治理投入的提高，當(dāng) 時，污染量為零，即消除了污染。

2.函數(shù)的一般形式。

我們將效用函數(shù)擴(kuò)展到多個個體，假定不存在外部性影響，則效用函數(shù)和污染函數(shù)可以表示為：

i=1，2，……n

其中， ， ， 。

求解得到最優(yōu)消費(fèi)為：

（二）環(huán)境污染模型的建立

從國內(nèi)外已有文獻(xiàn)來看，一般的EKC模型形式為：

y為環(huán)境指標(biāo)，x為人均GDP，u為隨機(jī)擾動項(xiàng)， 、 、 和 為待估參數(shù)。

當(dāng) ， 時，y和x為線性關(guān)系； ， ， 時，y和x呈現(xiàn)“倒U”型二次曲線關(guān)系； ， ， 時，y和x呈“U”型二次曲線關(guān)系； ， ， 時，y和x為三次曲線關(guān)系，圖形為“N”型； ， ， 時，y和x為三次曲線關(guān)系，圖形為“反N”型；當(dāng) ， ， 時，表示環(huán)境污染不受經(jīng)濟(jì)水平的影響，兩者之間沒有關(guān)系。

根據(jù)Grossman and Krueger（1991；1994）對NAFTA環(huán)境效應(yīng)得出的結(jié)論，經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境的影響表現(xiàn)為三個方面：規(guī)模效應(yīng)（Scale Effects）、結(jié)構(gòu)效應(yīng)（Structural Effects）、技術(shù)效應(yīng)（Technology Effects）。我們在此基礎(chǔ)上對一般的EKC模型進(jìn)行擴(kuò)展，由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中產(chǎn)出的增長必然導(dǎo)致對環(huán)境資源需求的增加，同時向環(huán)境中排放各種廢棄物的存量也在增加，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會導(dǎo)致資源損耗和環(huán)境破壞，因此用人均GDP和人口密度來表示規(guī)模效應(yīng)對環(huán)境的影響；用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化表示結(jié)構(gòu)效應(yīng)對環(huán)境的影響；用單位GDP能耗表示技術(shù)效應(yīng)對環(huán)境的影響；同時增加政策效應(yīng)變量，用污染治理投入代表政策強(qiáng)度和政府政策導(dǎo)向。則本文擴(kuò)展的EKC模型可以表示為：

其中，ln表示對變量取對數(shù)；H為環(huán)境污染量；i為個體單位，這里指省市自治區(qū)；t為時間序列； 表示截面效應(yīng)； 是待估參數(shù)；y是人均GDP；G表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，這里為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全部產(chǎn)值的比重；M為非農(nóng)業(yè)人口的人口密度；A為單位GDP能耗，表示技術(shù)進(jìn)步；E為污染治理投入，表示政策強(qiáng)度；u為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

三、基于面板單位根和面板協(xié)整檢驗(yàn)的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)的來源和說明

本文所用數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1997-2005年，這是由于考慮到重慶從1997年才有數(shù)據(jù)，同時也是為了考察中國經(jīng)濟(jì)增長最為強(qiáng)勁這一時段對于環(huán)境的影響問題，從邏輯上來說這段時間變量的關(guān)聯(lián)度應(yīng)該最強(qiáng)。由于西藏缺少環(huán)境指標(biāo)有關(guān)數(shù)據(jù)，因此我們考察的個體是除了西藏以外的大陸30個省市自治區(qū)。我們用工業(yè)廢水排放量（FS，單位：萬噸）、工業(yè)廢氣排放量（FQ，單位：億標(biāo)準(zhǔn)立方米）和工業(yè)固體廢棄物排放量（FW，單位：萬噸）表示環(huán)境污染量，因此原模型變成了三個方程。其他字母所表示的變量如前文擴(kuò)展的EKC模型所示：y是人均GDP（單位：億元／萬人）；A為單位GDP能耗（單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤／億元）；G表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，這里為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全部產(chǎn)值的比重（%）；M為非農(nóng)業(yè)人口的人口密度（單位：萬人／公頃）；E為污染治理投入（單位：萬元），實(shí)際應(yīng)用中對變量取了對數(shù)。所有數(shù)據(jù)均來自于有關(guān)年度《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國國土資源年鑒》等權(quán)威數(shù)據(jù)資料庫。本文所用軟件是Eviews5.1和Stata9.0。

（二）面板模型與估計(jì)、檢驗(yàn)方法

計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論表明，眾多經(jīng)濟(jì)變量尤其是面板數(shù)據(jù)大都是非平穩(wěn)變量，用非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸分析結(jié)果很大程度上表現(xiàn)為偽回歸。為避免偽回歸現(xiàn)象，需要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根和協(xié)整檢驗(yàn)。

1.面板單位根檢驗(yàn)。

面板模型進(jìn)行回歸分析之前進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這是避免出現(xiàn)偽回歸的前提條件。面板單位根檢驗(yàn)方法有別于時間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，主要為：LLC檢驗(yàn)(Levin、Lin and Chu，2002)、Breitung檢驗(yàn)(Breitung，2000)、Hadri檢驗(yàn)(Hadri，1999)是相同根的檢驗(yàn)方法，IPS檢驗(yàn)(Im、Pesaran and Shin，2003)、Fisher-ADF(Maddala and Wu，1999；Choi，2001)檢驗(yàn)是不同根的檢驗(yàn)方法；LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)原假設(shè)是含有單位根；Hadri檢驗(yàn)原假設(shè)為不含有單位根。本文所用數(shù)據(jù)和變量的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，表中斜體數(shù)字表示該檢驗(yàn)的結(jié)果和其他檢驗(yàn)結(jié)果相反。

表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)方法 lnFS lnFQ lnFW lnY

水

平

值 LLC檢驗(yàn) 0.19(0.57) -1.08(0.14) 2.84(0.99) 6.2(0.99)

Breitung檢驗(yàn) 4.19(0.99） -0.02(0.49) 1.04(0.85) 10.7(0.99)

IPS檢驗(yàn) -0.24(0.41） -0.39(0.35) 5.58(0.99) 5.64(0.99)

Fisher-ADF檢驗(yàn) 59.1(0.58) 70.14(0.22) 25.3(0.99) 8.36(0.99)

Hadri檢驗(yàn) 13.4(0.00)* 46.6(0.00)* 16.8(0.00)* 12.87(0.00)*

一

階

差

分

值 LLC檢驗(yàn) -23.7(0.00)* -13.1(0.00)* -26.2(0.00)* -8.63(0.00)*

Breitung檢驗(yàn) 4.84（0.99） -0.02(0.49) -1.94(0.02)** 1.85(0.97)

IPS檢驗(yàn) -4.09(0.00)* -4.2(0.00)* -3.92(0.00)* -6.53(0.00)*

Fisher-ADF檢驗(yàn) 170.9(0.00)* 116.8(0.00)* 144.8(0.00)* 80.8(0.05)**

Hadri檢驗(yàn) 0.12（0.45） -1.1(0.86) 0.58(0.28) 0.26(0.34)

檢驗(yàn)方法 lnG lnM lnA lnE

水

平

值 LLC檢驗(yàn) -0.48(0.31) 8.13(0.99) -6.63(0.00) 11.5(0.99)

Breitung檢驗(yàn) 3.77(0.99） 7.02(0.99) 4.2(0.99) -0.52(0.3)

IPS檢驗(yàn) 0.69(0.75） 15.2(0.99) -0.27(0.4) -0.48(0.31)

Fisher-ADF檢驗(yàn) 62.5(0.46) 46(0.94) 50.7(0.8) 13.1(0.99)

Hadri檢驗(yàn) 15.47(0.00)* 17.7(0.00)* 13(0.00)* 22.5(0.00)*

一

階

差

分

值 LLC檢驗(yàn) -10.55(0.00)* -5.87(0.00)* -22.8(0.00)*

Breitung檢驗(yàn) 4.97(0.99) -3.11(0.00)* -5.6(0.00)* -4.5(0.00)*

IPS檢驗(yàn) -4.88(0.00)* -7.24(0.00)* -3.85(0.00)* -6.3(0.00)*

Fisher-ADF檢驗(yàn) 109(0.00)* 110.6(0.00)* 95(0.00)* 160.4(0.00)*

Hadri檢驗(yàn) 0.03(0.49） -0.18(0.57) 0.53(0.29) -1.05(0.85)

*、**分別表示在1%、5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)；括號中數(shù)據(jù)是該統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率。

上述檢驗(yàn)結(jié)果除了lnFS、lnFQ、lnY、lnG一階差分值的Breitung檢驗(yàn)，lnA水平值的LLC檢驗(yàn)顯著與眾不同外，其他四種或以上檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)結(jié)論一致，均表明上述變量是I(1)的，也就是說本文模型所用變量是非平穩(wěn)變量。

對于面板模型，如果變量是非平穩(wěn)的，進(jìn)行回歸分析之前需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷是否可能屬于偽回歸。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)。

Pedroni(1999，2004)以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出7個統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，其中除了Panelν-stat為右尾檢驗(yàn)之外，其余統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均為左尾檢驗(yàn)。4個是用聯(lián)合組內(nèi)尺度描述即Panel v-Statistic、Panel ρ-Statistic、Panel ADF-Statistic、Panel PP-Statistic；另外3個是用組間尺度來描述即Group ρ-Statistic、 Group ADF-Statistic、 Group PP-Statistic。如果各統(tǒng)計(jì)量均在1%(或5%)的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，表明非平穩(wěn)的時間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系。

Pedroni(1999，2004)基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)量最關(guān)鍵的是計(jì)算所假設(shè)協(xié)整方程的殘差。

對于如下的協(xié)整方程：

，

其中， ， 為獨(dú)立變量的個數(shù)。

為了得到相關(guān)的面板協(xié)整統(tǒng)計(jì)量，首先要估計(jì)協(xié)整方程。為了得到兩個組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量（panel rho-stat、panel t-stat）值，對原序列進(jìn)行差分運(yùn)算并估計(jì)如下差分方程：

其中，

由差分方程的殘差值以及Newey-West（1987）的估計(jì)量可以計(jì)算出 的長期值，用 表示。

通過協(xié)整方程的殘差 以及回歸式 可以得到panel rho-stat和group rho-stat統(tǒng)計(jì)量。 的長期方差 以及同期方差 分別為：

并且令：

另一方面對于panel t-stat和group t-stat統(tǒng)計(jì)量再次利用協(xié)整方程的的殘差估計(jì) 計(jì)算 的方差 。記：

， 。

Pedroni對于相關(guān)的面板協(xié)整檢驗(yàn)量作了如下的表示：

panel rho-stat：

panel t-stat：

group rho-stat：

group t-stat：

對于每個面板模型利用近似的均值和方差既可以進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

對于面板協(xié)整檢驗(yàn)而言其原假設(shè) ：對 ，即不存在協(xié)整關(guān)系；而對于組間統(tǒng)計(jì)量而言其備則假設(shè)為： ：對 ：而對于組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量而言其備則假設(shè)為： ：對 。

本文所用變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 本文所用變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)

變量 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

解

釋

變

量

lny、

lnG、

lnM、

lnA、

lnE

被解釋

變量

lnFS 組內(nèi)

統(tǒng)計(jì)量 Panel ν-stat

-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 10218* Panel ADF-stat -10.48*

組間

統(tǒng)計(jì)量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無

被解釋

變量lnFQ 組內(nèi)

統(tǒng)計(jì)量 Panel v-Stat

-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 16.1* Panel ADF-stat -13.7*

組間

統(tǒng)計(jì)量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無

被解釋

變量lnFW 組內(nèi)

統(tǒng)計(jì)量 Panel v-Stat

-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 1.3E+25* Panel ADF-stat -29.4*

組間

統(tǒng)計(jì)量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無

1.除了Panelν-stat為右尾檢定之外，其余統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均為左尾檢定。

2.*表示在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

3.由于缺少西藏個別變量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，因此組間統(tǒng)計(jì)量兩個指標(biāo)無法計(jì)算。

三個方程變量的協(xié)整檢驗(yàn)的組內(nèi)和組間統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著水平上均表明拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此上述三個方程存在協(xié)整關(guān)系，可以直接進(jìn)行回歸分析，不存在偽回歸。

3.實(shí)證結(jié)果。

按照協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，我們對三個模型進(jìn)行了總體回歸，回歸結(jié)果制成表3。表中斜體數(shù)據(jù)表明t統(tǒng)計(jì)量接受系數(shù)為零的原假設(shè)。

表3 三個總體回歸模型的樣本回歸結(jié)果

被解釋變量lnFS 被解釋變量lnFQ 被解釋變量lnFW

lnY -0.79(-5.07)* -0.15(-1.22) -1.09(7.09)*

lnY2 0.32(2.86)* 0.22(2.44)* 0.23(2.02)**

lnY3 0.30(2.36)* 0.2(2.04)** 0.37(2.94)*

lnG -1.02(-5.04)* -0.21(-1.32) 0.87(4.37)*

lnA -0.68(-6.16)* 0.19(2.21)** -0.02(-0.14)

lnM -0.04(-1.2) -0.03(-0.88) 0.01(0.17)

lnE 0.94(54)* 0.75(54.9)* 0.76(44.4)*

R2 0.56 0.64 0.6

樣本容量 240

1.解釋變量系數(shù)后面括號里的數(shù)字是t統(tǒng)計(jì)量，下同。

2.*、**、***分別表示t統(tǒng)計(jì)量在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，下同。

上述回歸結(jié)果表明，工業(yè)廢水排放量和人口密度無關(guān)，主要受到人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位GDP能耗和污染治理四個變量的影響，并且污染治理投入與工業(yè)廢水排放量正相關(guān)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位GDP能耗和工業(yè)廢水排放量負(fù)相關(guān)，也就是說工業(yè)產(chǎn)值的比重越大、單位GDP的能耗越大，廢水排放量就越少；反之則反是。工業(yè)廢水排放量的曲線形式不同于前文所分析的“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。工業(yè)廢氣排放量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度無關(guān)，與單位GDP能耗、污染治理投入正相關(guān)；工業(yè)廢氣排放量的曲線形式也與已有成果不同。工業(yè)固體廢棄物的排放量與人口密度、單位GDP能耗無關(guān)，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、污染治理投入正相關(guān)；曲線形式與工業(yè)廢水排放量曲線一致。

目前面板模型的應(yīng)用研究主要是基于Hausman檢驗(yàn)的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，本文嘗試在此方面進(jìn)行分析，同表3結(jié)果進(jìn)行比較分析。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明三個方程均適合使用隨機(jī)效應(yīng)模型，結(jié)果制成表4。

表4 基于Hausman檢驗(yàn)的隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

被解釋變量lnFS 被解釋變量lnFQ 被解釋變量lnFW

C 10.57(28.7)* 8.2(18.5)* 7.7(19.5)*

lnY 0.15(1.69)*** 0.996(9.36)* 0.57(5.73)*

lnY2 0.075(1.63)*** 0.1(1.76)*** 0.03(0.6)

lnY3 -0.27(-5.74)* -0.09(-1.5) 0.03(0.65)

lnG 0.898(3.36)* 0.92(3.08)* 0.8(2.78)*

lnA -0.01(-0.108) 0.16(1.37) 0.18(1.59)

lnM -0.11(-1.7)*** -0.11(-1.99)** -0.06(-0.77)

lnE 0.074(3.29)* 0.08(2.9)* 0.05(2.27)**

R2 0.25 0.55 0.45

上述結(jié)果表明，lnFS、lnFQ、lnFW均與單位GDP能耗無關(guān)，并且常數(shù)項(xiàng)均為正。其中，lnFS、lnFQ、lnFW與第二產(chǎn)業(yè)的比重、污染治理投入正相關(guān)，lnFS、lnFQ與人口密度負(fù)相關(guān)，lnFW與人口密度無關(guān)。lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。這個結(jié)論和包群、彭水軍、陽小曉（2005）、劉燕、潘楊、陳剛（2006）、于峰、齊建國、田曉林（2006）、李達(dá)、王春曉（2007）所用面板數(shù)據(jù)分析的結(jié)果不同。

表3和表4比較，我們發(fā)現(xiàn)，表4的結(jié)果從理論邏輯上更合理一些，因此后文分析以表4的結(jié)果為基礎(chǔ)。

lnFS、lnFQ、lnFW三個指標(biāo)均與第二產(chǎn)業(yè)的比重正相關(guān)，這基本符合經(jīng)濟(jì)邏輯和人們的正常思路，工業(yè)產(chǎn)值的比重越大，工業(yè)排放量就越大，對環(huán)境的污染也就越大。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標(biāo)與人口密度呈現(xiàn)（或者不存在）微弱的負(fù)相關(guān)，表明產(chǎn)業(yè)升級帶動的就業(yè)方向更加理性以及人們對于環(huán)境條件的要求提高；人口越是密集，對于政府控制環(huán)境質(zhì)量的力度壓力就越大，重污染企業(yè)的規(guī)劃就越是可能遠(yuǎn)離人口密集區(qū)，lnFS、lnFQ、lnFW三個指標(biāo)的排放量就越小，因此兩者負(fù)相關(guān)。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標(biāo)均與污染治理投入正相關(guān)，似乎不符合經(jīng)濟(jì)邏輯的正常思路。因?yàn)橐话銇碚f，污染治理投入越多，各種工業(yè)排放量似乎應(yīng)該越少，環(huán)境就越為改善。實(shí)際上，本文認(rèn)為，工業(yè)廢水、廢氣、固體廢棄物的排放與污染治理投入有一種循環(huán)的“倒逼機(jī)制”，當(dāng)工業(yè)排放量增加污染嚴(yán)重政府污染治理投入就增加環(huán)境隨之改善政府就自然減少了污染治理投入（往往表現(xiàn)為監(jiān)督管理力度弱化，這種弱化卻表現(xiàn)為有關(guān)部門的內(nèi)部理性。試想，如果環(huán)境質(zhì)量一直很好，這個部門是否有繼續(xù)存在的必要？同時國家也因?yàn)榄h(huán)境質(zhì)量一直較好必然減少污染治理投入，勢必減少某些部門的收入和福利）工業(yè)排放量增加（這一輪次的邏輯是一種博弈，因?yàn)槠髽I(yè)廢水等的排放會減少企業(yè)內(nèi)部成本，所以一有機(jī)會增加三排對企業(yè)來說是提高收益）的惡性循環(huán)。正是因?yàn)檎?、有關(guān)管理部門、企業(yè)站在各自立場獨(dú)立行事，沒有較好地協(xié)調(diào)運(yùn)作和缺少對整個環(huán)境質(zhì)量的使命感，也因?yàn)樯鲜鋈齻€方面權(quán)利義務(wù)不對等，沒有較好的獎懲機(jī)制等有效的制度安排，這種“倒逼機(jī)制”就會一直存在，這就導(dǎo)致。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標(biāo)均與污染治理投入正相關(guān)。

由于表4的結(jié)果具有邏輯基礎(chǔ)，因此我們嘗試在表4的基礎(chǔ)上，分析和探討分省的lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量，期望找到規(guī)律性的結(jié)論。我們按照表4的回歸結(jié)果，將自主排放量編制成表5。由于對排放量取了對數(shù)，因此結(jié)果存在負(fù)數(shù)，負(fù)數(shù)越小，表明自主排放量越小；數(shù)值越大，表明自主排放量越大。

表5 基于隨機(jī)效應(yīng)模型的各地區(qū)lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量

地區(qū) lnFS lnFQ lnFW 地區(qū) lnFS lnFQ lnFW

北京 -0.561 -0.919 -0.943 河南 0.714 0.915 0.713

天津 -0.782 -1.205 -1.783 湖北 0.795 0.385 0.236

河北 0.513 0.691 1.133 湖南 1.034 0.359 0.436

山西 -0.426 0.597 1.081 廣東 0.97 0.314 -0.321

內(nèi)蒙古 -0.719 0.403 0.378 廣西 0.775 0.841 0.594

遼寧 0.832 0.535 1.036 海南 -0.842 -0.945 -2.199

吉林 -0.195 -0.122 -0.172 重慶 0.340 -0.39 -0.269

黑龍江 -0.197 -0.406 0.004 四川 0.912 0.740 1.066

上海 0.666 -0.712 -1.097 貴州 -0.865 0.721 0.950

江蘇 1.124 0.164 0.001 云南 -0.347 -0.008 0.616

浙江 0.604 -0.102 -0.837 陜西 -0.324 0.146 0.564

安徽 0.38 0.496 0.698 甘肅 -0.769 0.107 0.064

福建 0.197 -0.756 -0.140 青海 -2.057 -1.066 -1.472

江西 0.169 0.052 1.295 寧夏 -1.665 -0.946 -1.465

山東 0.365 0.401 0.609 新疆 -0.642 -0.289 -0.775

工業(yè)廢水自主排放量較大的幾個地區(qū)（從大到小排序）有：江蘇、湖南、廣東、四川、遼寧、湖北、廣西、河南、上海、浙江；工業(yè)廢水自主排放量較小的地區(qū)（按照從小到大排序）有：青海、寧夏、貴州、海南、天津、甘肅、內(nèi)蒙古、新疆。工業(yè)廢氣自主排放量較大的幾個地區(qū)（從大到小排序）有：河南、廣西、四川、貴州、河北、山西、遼寧、安徽；工業(yè)廢氣自主排放量較小的地區(qū)（按照從小到大排序）有：天津、青海、寧夏、海南、北京、福建、上海。工業(yè)固體廢棄物自主排放量較大的地區(qū)（按照從大到小排序）有：河北、江西、山西、四川、遼寧、貴州、河南、安徽；工業(yè)固體廢棄物自主排放量較小的地區(qū)（按照從小到大排序）有：海南、天津、青海、寧夏、上海、北京、浙江、新疆。 一個很有意思的情況是：工業(yè)廢水自主排放量最大的幾個地區(qū)除了廣西，其余地區(qū)或者是經(jīng)濟(jì)增長較好的地區(qū)，或者是經(jīng)濟(jì)總量大??；而工業(yè)廢水自主排放量較小的地區(qū)幾乎無一例外的都是經(jīng)濟(jì)增長較為緩慢或者不發(fā)達(dá)地區(qū)。工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢棄物自主排放量較大的地區(qū)基本完全重復(fù)，而且和工業(yè)廢水自主排放量較大的地區(qū)差異明顯，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的三廢排放和經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的三廢排放標(biāo)的不同，我們認(rèn)為這是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不同造成的。三廢排放較小的地區(qū)重復(fù)較大，基本上是西部或者經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)。上述狀況給我們提供的一個基本規(guī)律表明經(jīng)濟(jì)增長和工業(yè)三廢排放具有因果關(guān)系

三排自主排放量都較大的地區(qū)有：四川、遼寧、河南；三排自主排放量都較小的地區(qū)有：青海、寧夏、海南、天津。前者的環(huán)境問題需要引起政府的極大關(guān)注，尤其河南，經(jīng)濟(jì)較為落后，環(huán)境污染較為嚴(yán)重，如此惡性循環(huán)，情景堪憂。對于后者，如何保障環(huán)境不會遭受進(jìn)一步破壞的前提下，有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和增長，成為國家和當(dāng)?shù)卣囊豁?xiàng)重要任務(wù)。

四、結(jié)論和政策建議

基于效用函數(shù)擴(kuò)展的EKC模型的面板協(xié)整分析表明如下結(jié)論：

1.我國分省的lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。

2.分省經(jīng)濟(jì)增長和工業(yè)廢水、廢氣、固體廢棄物的排放具有因果關(guān)系。

3.經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和不發(fā)達(dá)地區(qū)工業(yè)三廢的排放標(biāo)的顯著不同。

4.工業(yè)三廢排放對國家污染治理投入具有“倒逼機(jī)制”。

5.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其是第二產(chǎn)業(yè)比重的增加會增加工業(yè)三廢的排放量。

6.人口密度對工業(yè)三廢排放具有擠出效應(yīng)。

7.河南省的環(huán)境狀況需要引起警惕，北京、上海的環(huán)境有明顯改善的跡象。

根據(jù)上述結(jié)論，我們提出如下的政策建議：

1.我們沒有看到分省環(huán)境和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，我們的經(jīng)濟(jì)增長目前仍然是以環(huán)境惡化為代價。但并不是說經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長無法改變環(huán)境惡化的狀況，北京和上海已經(jīng)表明了EKC曲線在我國某些地區(qū)一定程度上成立。從目前的環(huán)境惡化狀況出發(fā)，一味提高經(jīng)濟(jì)增長速度、忽視經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和犧牲人們賴以生存的環(huán)境為代價是不可取的，發(fā)達(dá)國家的先污染后治理的思路不一定在中國適用，因?yàn)閲楹椭贫取⒁约叭丝趬毫Σ煌?。因此首先要從國家層面上制定有效的環(huán)境保護(hù)政策和措施，并且要能夠做到有法可依，有法必依，執(zhí)法必嚴(yán)，違法必究，否則只是落在紙面上的所謂環(huán)境保護(hù)法律必然形如廢紙。同時利用各種渠道宣傳和提高國人環(huán)境保護(hù)的覺悟，喚醒人們的環(huán)境保護(hù)意識，如果從人的心靈教育認(rèn)識到人類發(fā)展和環(huán)境的辯證關(guān)系并不是用金錢所能買回來或者治理好的，人類行為導(dǎo)致的污染排放必然減少?？偨Y(jié)來說，法律的健全和有效實(shí)行——明確的權(quán)責(zé)利關(guān)系——良好的道德品質(zhì)教育，將有利于環(huán)境保護(hù)。

2.堅(jiān)決杜絕工業(yè)三廢排放對于國家污染治理投入的“倒逼機(jī)制”，不應(yīng)該再出現(xiàn)“污染嚴(yán)重——投入治理——環(huán)境改善——治理投入減少——污染嚴(yán)重”的惡性循環(huán)，而應(yīng)該是從源頭抓起，真正做到誰污染誰治理，建立環(huán)境污染的誠信機(jī)制，制定有效的獎懲機(jī)制，杜絕環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域的腐敗，當(dāng)制度機(jī)制代替了行為機(jī)制，當(dāng)制度的客觀約束高于人的主觀約束，這時候的環(huán)境保護(hù)必將呈現(xiàn)良性循環(huán)發(fā)展態(tài)勢。

3.一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式不應(yīng)該是領(lǐng)導(dǎo)一言堂，而應(yīng)該建立一整套的評估體系對項(xiàng)目的實(shí)行進(jìn)行綜合的可行性評估，包括對環(huán)境污染的程度與長期影響的評價，并且要備案，要建立負(fù)責(zé)機(jī)制，出現(xiàn)嚴(yán)重后果要有人負(fù)責(zé)，正確處理好責(zé)權(quán)利的辯證關(guān)系。同時要杜絕GDP唯上的地方政府績效評價指標(biāo)體系，建立一整套切實(shí)可行的包括環(huán)境狀況的指標(biāo)評價體系。

4.對個別整體環(huán)境污染嚴(yán)重的地區(qū)，要因勢利導(dǎo)，盡快扭轉(zhuǎn)環(huán)境持續(xù)惡化的惡性循環(huán)狀態(tài)，具體問題具體對待的同時更要總攬全局，制定切實(shí)可行的綜合治理措施。

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第5篇

關(guān)鍵詞：貿(mào)易自由；環(huán)境質(zhì)量；規(guī)模效應(yīng)；結(jié)構(gòu)效應(yīng)；技術(shù)效應(yīng)

中圖分類號：F74 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）30-0250-03

引言

環(huán)境質(zhì)量長期以來被視為一國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的主要指標(biāo)，自20世紀(jì)80年代至今，在中國對外貿(mào)易特別是出口貿(mào)易高速發(fā)展的同時，資源、環(huán)境問題日益凸顯，可持續(xù)發(fā)展面臨嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，環(huán)境損害問題無論在國內(nèi)學(xué)術(shù)界還是決策層都備受關(guān)注。從已有文獻(xiàn)來看，學(xué)者們普遍認(rèn)為貿(mào)易通過影響經(jīng)濟(jì)活動水平或經(jīng)濟(jì)布局對環(huán)境造成間接影響（Copeland&Taylor）。但是，涉及貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)結(jié)果等核心問題至今還未達(dá)成一致，尤其在有關(guān)貿(mào)易環(huán)境政策法規(guī)的制定方面爭論更為激烈，這無疑給政策制定帶來了極大的困擾。對于中國來說，深入研究改革開放至今貿(mào)易與環(huán)境之間的互動機(jī)制，在一定理論框架下探索貿(mào)易自由化如何影響環(huán)境質(zhì)量，并據(jù)此對貿(mào)易與環(huán)境政策進(jìn)行針對性的宏觀戰(zhàn)略調(diào)整，對促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長平穩(wěn)轉(zhuǎn)型進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。正是基于以上原因有必要對現(xiàn)有的文獻(xiàn)進(jìn)行系統(tǒng)的回顧。在結(jié)構(gòu)安排上，本文首先梳理國外學(xué)者就貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)研究的相關(guān)理論與實(shí)證文獻(xiàn)，并對理論界主流觀點(diǎn)做詳細(xì)論述，最后是結(jié)論。

一、貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的理論研究

將貿(mào)易與環(huán)境結(jié)合起來的研究源于18世紀(jì)初古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家David Ricardo關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與資源承載力和環(huán)境容量間關(guān)系的初步探討中。David Ricardo認(rèn)為貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大加快經(jīng)濟(jì)增長的同時必然會增加資源需求量和污染排放量，但受資源總量和環(huán)境同化能力的制約，可能導(dǎo)致對環(huán)境的負(fù)面影響，最終造成環(huán)境損害。隨著世界貿(mào)易自由化進(jìn)程的加速和環(huán)境污染問題的日益突出，這一觀點(diǎn)引發(fā)了大量學(xué)者關(guān)于貿(mào)易與環(huán)境問題的持續(xù)性討論。Pethig.Rudiger（1976）、Sieber，Horst（1977）和Gregory.Michael（1991）分別研究表明，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大提高了污染物排放水平，而生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步大大降低了單位產(chǎn)值污染排放強(qiáng)度。Grossman 和Krueger（1993）突破了單一因素的約束，開創(chuàng)性地將規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)因素同時納入理論分析中，運(yùn)用控制變量法對這三大因素進(jìn)行了分析，得出規(guī)模效應(yīng)具有負(fù)向性，生產(chǎn)技術(shù)則表現(xiàn)為正效應(yīng)，而經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?nèi)绻怯蓢议g環(huán)境監(jiān)管差異引起時結(jié)構(gòu)效應(yīng)才呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)。之后，Theodore Panayotou（2000）做了更為全面的分析，新提出了收入增長效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、產(chǎn)品組成效應(yīng)和法規(guī)效應(yīng)，其中收入增長效應(yīng)是對規(guī)模效應(yīng)的補(bǔ)充與完善，而經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)效應(yīng)和產(chǎn)品組成效應(yīng)是從空間層面上對結(jié)構(gòu)效應(yīng)的進(jìn)一步分解。

（一）貿(mào)易環(huán)境規(guī)模效應(yīng)的探究

由于實(shí)際收入與貿(mào)易引致的經(jīng)濟(jì)規(guī)模兩者存在正向關(guān)系，進(jìn)而探討經(jīng)濟(jì)規(guī)模與環(huán)境污染的關(guān)系可轉(zhuǎn)換為研究實(shí)際收入水平與環(huán)境污染之間的關(guān)系。Grossman & Krueger（1993）和Runge（1994）研究表明隨著實(shí)際收入水平的上升，空氣質(zhì)量首先出現(xiàn)惡化，但是一旦國民收入超過一定水平，空氣質(zhì)量就開始改善。Selden & Song（1994）以新古典增長模型為基礎(chǔ)，采用Simon Kuznets（1955）研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入不均之間關(guān)系的研究思路，并且假設(shè)環(huán)境質(zhì)量、產(chǎn)品生產(chǎn)與消費(fèi)以及環(huán)境政策法規(guī)對收入都具有彈性，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易促進(jìn)工業(yè)和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的早期階段污染水平明顯提高，但到后期出現(xiàn)了降低，實(shí)際收入與污染水平呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系。

（二）貿(mào)易環(huán)境結(jié)構(gòu)效應(yīng)的討論

假定一國消費(fèi)者偏好不變，國家間染排放政策差異是引致產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是形成結(jié)構(gòu)效應(yīng)的唯一因素。Copeland&Taylor（1993，1994）運(yùn)用了不同于Merrifield（1988）和 Rauscher（1991）的研究方法，建立了一個多商品、多國家的南北貿(mào)易模型，并假定南北方國家都為小型國家且環(huán)境污染是局部的，研究表明：使北方國家“雙高”的收入與環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)使污染性產(chǎn)業(yè)相對收縮，減輕了其環(huán)境壓力，而在南方國家卻形成污染藏納場。Copeland&Taylor（1995）則放松了原南北貿(mào)易模型中污染局部性的假設(shè)，建立了全球污染模型，并假定南北方國家都采用可交易的污染物排放許可證體制，認(rèn)為許可證額度在北方國家的減少量并不能與南方國家的增加量百分百抵消，那么貿(mào)易自由化將提升專業(yè)化生產(chǎn)均衡下的總體污染水平。而Pethig（1976）、Daly（1993）和Porter（1995）則從國際競爭的視角對這一問題進(jìn)行了探討，這些研究認(rèn)為，世界環(huán)境污染的加劇的原因并不是Copeland&Taylor（1995）所提出污染的凈效應(yīng)為負(fù)，而是各國維持或增強(qiáng)本國競爭力的附帶效應(yīng)是降低各自的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，出現(xiàn)了“向底線賽跑”的情形，產(chǎn)生了所謂“陷入低環(huán)境”標(biāo)準(zhǔn)效應(yīng)，從而增加了全球污染物排放總量。

（三）貿(mào)易環(huán)境技術(shù)效應(yīng)的爭論

如何提高生產(chǎn)中的技術(shù)水平成為學(xué)術(shù)界繼技術(shù)效應(yīng)正向性討論之后的新關(guān)注點(diǎn)，學(xué)者們普遍認(rèn)為，在不考慮FDI因素，本國政策法規(guī)對促進(jìn)清潔技術(shù)的發(fā)展起到了至關(guān)重要的作用，西方主流經(jīng)濟(jì)學(xué)就政策選擇的主張形成了“庇古稅原理”和“科思定理”兩大陣營。Pigou（1932）依據(jù)馬歇爾（Marshall）提出的外部性理論，認(rèn)為環(huán)境污染具有典型負(fù)外部性，只要把市場失靈造成的負(fù)外部效應(yīng)內(nèi)化到商品生產(chǎn)的真實(shí)成本中，確保污染者能夠自行研發(fā)引進(jìn)更加先進(jìn)的技術(shù)來降低污染排放量。而1959年Coase在《社會成本問題》的開篇就指出庇古對外部性解決有失公平和全面，不贊成庇古的通過政府額外增加課稅來對外部性進(jìn)行干預(yù)，并為以非政府干預(yù)方式解決外部性內(nèi)部化問題提供了理論基礎(chǔ)。Coase強(qiáng)調(diào)市場制度本身就能解決好環(huán)境污染的問題，只要政府在進(jìn)行外部性干預(yù)時明確產(chǎn)權(quán)即可。J.H.Dales（1971）成功運(yùn)用了Coase的思想，首次就提出了運(yùn)用拍賣污染許可證的方法來解決環(huán)境污染的設(shè)想，之后，F(xiàn).R.Anderson（1977）借鑒J.H.Dales（1971）的研究，提出了著名的數(shù)量配論，認(rèn)為控制污染成本較低的廠商將其多余的許可證賣給控制污染成本較高的廠商，在有效分配環(huán)境資源的同時降低了總體污染排放量，Randolph，M.Lyon（1989）還認(rèn)為可轉(zhuǎn)讓的污染排放許可證制度TDPs（transferable discharge permits）有助于發(fā)達(dá)國家解決環(huán)境問題。

二、貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)的實(shí)證研究

在貿(mào)易環(huán)境效應(yīng)理論研究進(jìn)行的如火如荼同時，大量的經(jīng)驗(yàn)研究利用不同樣本對貿(mào)易環(huán)境的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)以及總效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。

（一）貿(mào)易環(huán)境的規(guī)模效應(yīng)

一些學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)規(guī)模與環(huán)境質(zhì)量之間存在“倒U型”關(guān)系。Shafik & Bandyopadhyay（1992）對1960—1990年期間的149個國家十種污染物排放量、人均GDP以及相關(guān)變量進(jìn)行線性對數(shù)估算，得出的結(jié)論是：大多數(shù)環(huán)境指標(biāo)隨經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢。之后，Grossman &Krueger（1993）和Grossman（1994）采用GEMS數(shù)據(jù)分析后也發(fā)現(xiàn)SO2暗物質(zhì)濃度、空氣懸浮顆粒以及水污染物濃度與實(shí)際收入水平都呈“拋物線型”，分別在人均GDP達(dá)到4 000美元～5 000美元、9 000美元和8 000美元時出現(xiàn)拐點(diǎn)。從空氣污染整體水平的角度，Hilton and Levinson（1998）對Octel 、OECD 1972—1992年期間48個國家汽油消費(fèi)量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后也支持了這一結(jié)論。而另外一些學(xué)者對之前的觀點(diǎn)產(chǎn)生了質(zhì)疑，Mc-Gillivray（1993）以22個OECD國家12種環(huán)境指標(biāo)為基礎(chǔ)，得到了體現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量的綜合性指標(biāo)，但發(fā)現(xiàn)該指標(biāo)的變化具有隨機(jī)性，不能說明環(huán)境質(zhì)量與收入之間存在確定的數(shù)量關(guān)系。Groot等人（2001）以中國30個省市自治區(qū)1982—1997年的污染排放數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)除水污染外，固體廢氣物、污染氣體以人均值衡量時都表現(xiàn)出單調(diào)遞增的趨勢。另外，Harbaugh，levinson and Wilson（2002）對Grossman &Krueger（1993）的結(jié)論進(jìn)行敏感性驗(yàn)證時發(fā)現(xiàn)，這種“倒U型”關(guān)系并非對所有污染物都成立。

（二）貿(mào)易環(huán)境的結(jié)構(gòu)效應(yīng)

貿(mào)易引致的污染性產(chǎn)業(yè)的集中擴(kuò)張對污染性產(chǎn)品出口國環(huán)境造成了破壞。Walter（1973）和Robinson（1988）通過計(jì)算發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)70年代美國出口產(chǎn)品污染程度較進(jìn)口產(chǎn)品要高出15%以上，且這一時期污染排放量呈大幅度上升趨勢。Brown，Deardorff，Stern（1992）利用一般均衡模型研究表明環(huán)境敏感性產(chǎn)品生產(chǎn)地向美國和加拿大等發(fā)達(dá)國家轉(zhuǎn)移，而Anderson.K（1992）則認(rèn)為污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向了發(fā)展中國家，但都發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)入地環(huán)境質(zhì)量明顯惡化，Xu（1999）的研究進(jìn)一步證實(shí)了這一結(jié)論。但就環(huán)境質(zhì)量整體而言，Lucas（1992）、Birdsall和Wheeler（1993）認(rèn)為污染性產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移有利于全球環(huán)境的改善，而這一觀點(diǎn)受到了Low，P，a和 A.Yeats.（1992）的強(qiáng)烈反駁，他們采用1967—1968年和1987—1988年間兩組世界貿(mào)易數(shù)據(jù)，對美國的鋼鐵和非鐵金屬等5個最具污染的行業(yè)出口額與總出口額的比率變化做了研究，發(fā)現(xiàn)污染性產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域轉(zhuǎn)移對轉(zhuǎn)入地和轉(zhuǎn)出地的環(huán)境影響結(jié)果完全相反，因而凈效應(yīng)不能確定。

（三）貿(mào)易環(huán)境的技術(shù)效應(yīng)

“庇古稅原理”和“科斯定理”在實(shí)際環(huán)境治理應(yīng)用中主要形成了以稅收和排污權(quán)交易為代表的兩種制度體系。一派觀點(diǎn)認(rèn)為對市場機(jī)制較為完善的發(fā)達(dá)國家，稅收制度在降低污染物排放水平方面比排污權(quán)制度更為有效。James.W.Martin（1929）對1929美國伊利諾斯州年新頒布的廢氣稅法規(guī)做了優(yōu)勢性分析，與1927年的舊法規(guī)以及和其他州同類法規(guī)的比校，該法規(guī)使總體污染氣體排放量有所降低。Thomas C.Kinnaman（1994）研究表明美國各州所實(shí)施的固體垃圾填埋稅在改善環(huán)境質(zhì)量方面十分有效，且最佳的稅率為每噸5美元～10美元。另外，James Boyd（2003）對美國兩家公司所在地區(qū)分別使用污染排放稅法和排污權(quán)制的環(huán)境治理的成本分析發(fā)現(xiàn)，前者的治污邊際成本明顯低于后者。而另一派觀點(diǎn)則認(rèn)為排污權(quán)制度更為有效。Oates and Strassmann（1978 and 1984）研究調(diào)整公共污染排放結(jié)構(gòu)問題時發(fā)現(xiàn)：相比較運(yùn)用排污稅，TDPs更能激勵污染排放者降低排放量。Randolph M.Lyon（1990）基于政策激勵和直接管制的企業(yè)排污行為分析模型，采用了Vivian and Hall（1981）所使用的數(shù)據(jù)，分析了在兩種不同的環(huán)境監(jiān)管方式下公共部門與私人部門的排污行為的差異，研究表明使用符合市場運(yùn)行機(jī)制的可轉(zhuǎn)讓污染排放許可證比統(tǒng)一的稅收制度更有效率。SabruoIkeda（2005）對中國天津紡織染料業(yè)、化工業(yè)、造紙業(yè)和食品加工四大行業(yè)20家公司遵循可交易許可證制度后的COD和BOD排放量數(shù)據(jù)分析得出，COD減少率由60%提升到70%，污染排放量得到了明顯降低。

結(jié)語

本文通過梳理總結(jié)貿(mào)易自由影響環(huán)境的相關(guān)文獻(xiàn)，得出以下結(jié)論：在理論層面，一是以Grossman和Krueger（1993）三因素觀點(diǎn)為代表的是早期研究認(rèn)為技術(shù)效應(yīng)的正向性遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于規(guī)模效應(yīng)帶來的負(fù)效應(yīng)，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)影響甚微，一般可不予考慮，二是以Copland（1995）主張的環(huán)境跨國界污染為代表的深化階段擺脫了時間空間鎖定，發(fā)現(xiàn)較之于規(guī)模效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)，結(jié)構(gòu)效應(yīng)對環(huán)境影響起到了決定性作用，而庇古稅原理和科思定理的有效性存在各自的適用范；在經(jīng)驗(yàn)層面，經(jīng)濟(jì)規(guī)模與環(huán)境污染之間并沒有確定的數(shù)量關(guān)系，而污染性產(chǎn)業(yè)的跨區(qū)轉(zhuǎn)移不一定使全球污染水平加劇還有可能減緩，另外，在環(huán)境治理方面發(fā)達(dá)國家運(yùn)用庇古稅比科思定理更為有效。

參考文獻(xiàn)：

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Journal of Environment &Development，1993，2.

[4] Cavlovic，K.B；Robert.P.B and Kishore，G.A.“Mets-Analysis of Environmental Kuznets Curve Studies.”Agricultural and Resource

第6篇

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長；人力資本；環(huán)境污染

中圖分類號：F74

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1002-2848-2008(02)-0088-07

一、引 言

近年來，中國經(jīng)濟(jì)保持快速發(fā)展，對外貿(mào)易和吸收外商直接投資(以下均簡稱FDI)也取得了矚目成就。然而，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，中國也遭受了較嚴(yán)重的環(huán)境污染。流入中國的FDI超過七成進(jìn)入了制造業(yè)領(lǐng)域，較為集中的行業(yè)為：通信、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)，交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)，電氣機(jī)械及器材制造業(yè)，紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品業(yè)等。其中交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)，電氣機(jī)械及器材制造業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品業(yè)的FDI增長較快，然而這些行業(yè)都是污染大戶，其中化學(xué)原料及化學(xué)制品業(yè)是廢水排放最主要的行業(yè)之一。出口主要集中于化學(xué)化工，塑料，紡織，賤金屬及其制品，機(jī)器、機(jī)械器具、電氣設(shè)備及零件等高污染制造行業(yè)，且這些行業(yè)的出口近年來都保持了較快增長。根據(jù)2005-2006年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，2000-2005年中國廢水和廢氣排放量均逐年加快增長，另懷德的研究，近5年總的污染經(jīng)濟(jì)損失也呈加快增長態(tài)勢[1]。那么，對外貿(mào)易、FDI是否導(dǎo)致了中國環(huán)境污染惡化呢?

FDI與發(fā)展中國家的環(huán)境污染有著爭論性的聯(lián)系，這方面理論以“污染避難所”假說為代表。Baumol和Oates認(rèn)為，如果發(fā)展中國家自愿實(shí)施較低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，專業(yè)化生產(chǎn)污染密集型產(chǎn)品，而發(fā)達(dá)國家由于制定的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)普遍高于發(fā)展中國家，高污染產(chǎn)業(yè)必然會向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移，發(fā)展中國家將成為世界“污染避難所”，環(huán)境污染隨之逐漸加劇[2]。不過這一假說并未得到普遍認(rèn)同，Porter和van der Linde認(rèn)為，企業(yè)積極進(jìn)行環(huán)境保護(hù)可以促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，降低總生產(chǎn)成本和提高企業(yè)價值，從而增強(qiáng)競爭優(yōu)勢[3]。這就使得低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)所帶來的成本優(yōu)勢能否吸引FDI成為疑問。另外，馬麗、劉衛(wèi)東、劉毅認(rèn)為，污染控制成本并非企業(yè)成本中最重要的因素，也不會成為促使企業(yè)向海外遷移的動力[4]。

對外貿(mào)易也與環(huán)境污染存在著爭論性的聯(lián)系。近年來，隨著貿(mào)易自由化所導(dǎo)致后果的凸顯以及公眾環(huán)境意識的提高，對外貿(mào)易所產(chǎn)生的收益問題開始受到質(zhì)疑，人們開始反思對外貿(mào)易在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長過程中所引起的包括環(huán)境在內(nèi)的各種后果。Ropke指出國際貿(mào)易會在幾個方面引起環(huán)境問題，例如自然資源的低估，不惜以犧牲環(huán)境來換取經(jīng)濟(jì)增長，擴(kuò)大環(huán)境的外部性影響等[5]。Dua和Esty等指出，作為全球貿(mào)易自由化的結(jié)果，各國會紛紛降低各自的環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)以維持或增強(qiáng)競爭力，出現(xiàn)所謂“向(環(huán)境標(biāo)準(zhǔn))底線賽跑”(race to the bottom)，甚至出現(xiàn)阻撓環(huán)境立法等漠視環(huán)境管制的現(xiàn)象[6]。但也有學(xué)者認(rèn)為“向底線賽跑”的論斷缺乏足夠證據(jù)，Eliste和Fredriksson在對農(nóng)業(yè)部門的經(jīng)驗(yàn)分析中，沒有發(fā)現(xiàn)有充分的證據(jù)支持“向(環(huán)境標(biāo)準(zhǔn))底線賽跑”的論斷[7]。

上述分析表明對外貿(mào)易與FDI可能與環(huán)境污染存在了某種關(guān)系，本文擬利用2000-2005年中國30個省、直轄市、自治區(qū)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，分析對外貿(mào)易、FDI對環(huán)境污染的影響，并試圖找出既能抑制環(huán)境污染又能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的要素，這一(些)要素便是促進(jìn)對外貿(mào)易、FDI與社會經(jīng)濟(jì)和自然環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的重要政策變量。

二、模型構(gòu)建

在de Mello和Ramirez模型的基礎(chǔ)上，將人力資本因素置入生產(chǎn)函數(shù)[8-9]：

三、主要數(shù)據(jù)的簡單說明

人力資本(H)、初級勞動投入(L)、公路標(biāo)準(zhǔn)里程(Transport)可根據(jù)2001-2006年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》相對容易的獲取。各省GDP以2000年為基期扣除價格因素后得到；進(jìn)口滲透(M)和出口導(dǎo)向(X)為各省進(jìn)出口扣除美國2000年為基期的CPI后轉(zhuǎn)換為人民幣，再與各省2000年為基期GDP相比的比重。下面主要對污染(P)、資本(K)、FDI、實(shí)際匯率(Exchange)數(shù)據(jù)做簡要說明。

本文主要難點(diǎn)之一是環(huán)境污染數(shù)據(jù)的獲得較為困難。首先是完整原始數(shù)據(jù)獲得困難。以1989年《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》正式頒布為標(biāo)志，國家和各地方環(huán)境狀況統(tǒng)計(jì)制度開始建立。1997年環(huán)境統(tǒng)計(jì)將鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)污染納入統(tǒng)計(jì)范圍，此后的生活和工業(yè)污染統(tǒng)計(jì)范圍進(jìn)一步擴(kuò)大，環(huán)境統(tǒng)計(jì)逐漸趨于完善。但2000年之前的部分地區(qū)環(huán)境狀況公報(bào)中生活廢水、生活廢氣統(tǒng)計(jì)資料缺乏，因此將污染數(shù)據(jù)年限設(shè)置為2000-2005年。其次是以何種環(huán)境污染指標(biāo)表示整體環(huán)境污染狀況的問題。以往研究中，環(huán)境污染常常以單個或幾個獨(dú)立指標(biāo)來表示，而個別獨(dú)立的環(huán)境污染指標(biāo)走勢通常不一致，因此很難代表環(huán)境污染整體。本文擬以價格為權(quán)重建立一個綜合環(huán)境污染指標(biāo)(即估算環(huán)境污染經(jīng)濟(jì)損失)，使該指標(biāo)能最大限度代表環(huán)境污染整體，并彌補(bǔ)以往利用單個或幾個獨(dú)立環(huán)境污染指標(biāo)進(jìn)行的實(shí)證研究，無法揭示環(huán)境污染整體狀況的窘境。將空氣主要污染物：二氧化碳①、二氧化硫、懸浮顆粒物(煙塵、工業(yè)粉塵)，水主要污染物：化學(xué)需氧排放，以及噪音污染等作為環(huán)境污染損失估算對象，舍棄固體廢棄物、一氧化碳等指標(biāo)②。環(huán)境污染損失估算是近幾年我國環(huán)境研究中的熱點(diǎn)和難點(diǎn)，借鑒劉渝琳，溫懷德的研究方法(限于篇幅考慮，本文不做詳細(xì)介紹)[1]，以2000年為基期，估算出各省環(huán)境污染損失。限于資料獲取能力，本估算不含固體廢棄物、一氧化碳，以及其他一些非主要指標(biāo)，這使得本估算成為保守估算。這里僅給出2005年環(huán)境污染損失表。如能獲取更完善的數(shù)據(jù)，環(huán)境污染損失應(yīng)大于表1數(shù)據(jù)，但它由最主要污染物估算得到，應(yīng)仍能較好地反映各省污染損失狀況。由表1可知，無論從三大區(qū)域環(huán)境污染損失的最大值、平均值，還是總值來看，我國環(huán)境污染損失都總體上呈現(xiàn)為由東向西逐漸減少的格局。

FDI應(yīng)采用存量指標(biāo)還是增量指標(biāo)是一個值得思考的問題。實(shí)際上，具有溢出效應(yīng)和參與生產(chǎn)的FDI應(yīng)是存量FDI，而部分新引進(jìn)FDI很可能還未充分發(fā)揮其應(yīng)用功能，因此采用存量指標(biāo)應(yīng)更合理。中國統(tǒng)計(jì)年鑒中所列FDI數(shù)據(jù)實(shí)際上是增量FDI，并非存量FDI。可借鑒上述資本數(shù)據(jù)計(jì)算公式，有：FDIit+1=(1-δ)FDIit+Iit+1[]PFDIi，折舊率仍參照7.5%，存量可由各地新增FDI經(jīng)上述公式計(jì)算得出，增量FDI價格指數(shù)可參照美國消費(fèi)者價格指數(shù)。計(jì)算結(jié)果略。

由于2005年7月21日及其之前幾年我國實(shí)行盯住美元的匯率制度，匯改后我國無論是經(jīng)常項(xiàng)目還是資本項(xiàng)目的順差都主要來自美國，美元在籃子貨幣中仍有重要地位，因此本文的實(shí)際匯率使用美元對人民幣的匯率。實(shí)際匯率可通過以下公式計(jì)算得到：

四、實(shí)證分析

(一)全國整體分析

以GDP為被解釋變量的全國面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果見表2。資本、FDI、初級勞動投入、人力資本等參與生產(chǎn)的要素對經(jīng)濟(jì)增長的作用顯著為正，其中資本對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最為明顯。環(huán)境污染損失也對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了顯著促進(jìn)作用，這表明它確實(shí)做為一種環(huán)境代價，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，且其對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)僅次于資本(其系數(shù)僅小于資本)。除此之外，出口和進(jìn)口(由于本文出口導(dǎo)向率和進(jìn)口滲透率可理解為出口和進(jìn)口的替代指標(biāo)，為分析簡便，下文中X與M均直接簡稱出口與進(jìn)口)也對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了正的影響，這表示中國進(jìn)出口促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步(也可能是由于擴(kuò)大市場、帶動投資等等其他因素)，從而推動了經(jīng)濟(jì)增長；不過進(jìn)口系數(shù)很小，這表明它對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用很有限。交通系數(shù)顯著為正，這說明中國交通發(fā)展整體上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。真實(shí)匯率系數(shù)為正，但在固定效應(yīng)模型中不顯著，這表明匯率對中國經(jīng)濟(jì)的影響具有省份特征，這可能是由于東中西部各省對外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的差異造成的；這主要是由于我國2000-2005年這一時期名義匯率的相對貶值增強(qiáng)了我國經(jīng)濟(jì)的競爭力，預(yù)期實(shí)際匯率將對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極的影響，Yao和Zhang 、姚樹潔、馮根福、韋開蕾等的研究也得出了類似的結(jié)論[13-14]。

以環(huán)境污染損失為被解釋變量的全國面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果見表3。經(jīng)濟(jì)增長是環(huán)境污染損失的主要原因，高產(chǎn)出地區(qū)環(huán)境污染損失也相應(yīng)高。FDI加重了環(huán)境污染，這是由于我國吸收FDI的領(lǐng)域主要集中于制造業(yè)，而制造業(yè)是產(chǎn)生污染最主要來源，這也說明FDI技術(shù)外溢并沒有整體上改善環(huán)境污染，或技術(shù)外溢不足，亦或是對技術(shù)外溢的吸收不足。初級勞動投入系數(shù)均顯著為正，說明我國勞動力投入整體上仍以污染性生產(chǎn)為主。資本系數(shù)顯著性水平都不高，對環(huán)境污染不具有解釋力。人力資本系數(shù)顯著為負(fù)，對抑制環(huán)境污染損失有積極意義，這是由于人力資本是知識和技術(shù)的重要載體，而知識和技術(shù)的增加會對環(huán)境污染產(chǎn)生抑制作用。進(jìn)口系數(shù)僅通過顯著性檢驗(yàn)，且其系數(shù)均為負(fù)，表明進(jìn)口通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步(或替代了國內(nèi)污染性生產(chǎn))，一定程度上緩解了國內(nèi)污染，不過其系數(shù)較小，對控制國內(nèi)環(huán)境污染的作用有限。出口系數(shù)顯著為正，說明出口通過技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)生產(chǎn)擴(kuò)大的同時，卻造成了環(huán)境污染，出口的作用更多的體現(xiàn)在了生產(chǎn)擴(kuò)大上，并沒有對環(huán)境污染形成積極影響。

從可持續(xù)增長角度看，必須有效控制環(huán)境污染，然而我國經(jīng)濟(jì)增長以較大的環(huán)境污染為代價，若處理不當(dāng)，將對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不利影響。人力資本既可較好的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，又能抑制環(huán)境污染，因此積極促進(jìn)人力資本積累可緩解控制環(huán)境污染與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長這一矛盾。另外，進(jìn)口存在促進(jìn)技術(shù)的功能，并可以替代國內(nèi)的污染性生產(chǎn)，這使得它對于緩解上述矛盾有一定積極意義，不過進(jìn)口對于降低環(huán)境污染與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用都比較小。

(二)地區(qū)差別

東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大；FDI在地區(qū)分布上也呈現(xiàn)出顯著不平衡性，到2005年東部已經(jīng)累計(jì)吸收FDI占全國總吸收額的近84%，而中西部分別僅為11.4和4.7%；而進(jìn)出口貿(mào)易中，東部地區(qū)所占份額更是達(dá)90%以上；據(jù)表1中三個地區(qū)環(huán)境污染損失均值可知，環(huán)境污染狀況表現(xiàn)為由東至西逐漸減少。這一現(xiàn)象影響了以全國為對象的研究精確度，因此本文將全國分為東、中、西部三個區(qū)域進(jìn)行分析(區(qū)域劃分與表1同)。

以GDP為被解釋變量的分地區(qū)數(shù)據(jù)回歸結(jié)果見表4。東部經(jīng)濟(jì)增長主要依靠資本、FDI、初級勞動投入、出口，以及環(huán)境污染代價。東部地區(qū)人力資本并不能解釋其經(jīng)濟(jì)增長，這主要因?yàn)闁|部匯集了來自全國各地的大量人才，東部人力資本由本地和外來兩部分組成，其經(jīng)濟(jì)增長應(yīng)由這二者之和的人力資本來解釋。東部進(jìn)口也不能解釋其經(jīng)濟(jì)增長。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不顯著依靠FDI，而是主要依靠自身力量，如資本、初級勞動投入、人力資本、出口，以及環(huán)境污染代價等，這主要是由于西部所吸收的FDI較少，且增長不穩(wěn)定。中部地區(qū)的資本、初級勞動投入、人力資本、出口、環(huán)境污染損失，以及匯率等都促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。中部地區(qū)的進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)作用(隨機(jī)效應(yīng)模型通過顯著性檢驗(yàn))，這可能與西部較低的技術(shù)吸收能力有關(guān)，或是進(jìn)口替代了中部地區(qū)的生產(chǎn)。中部交通的系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，不能成為其經(jīng)濟(jì)增長的原因。

以環(huán)境污染損失為被解釋變量的分地區(qū)數(shù)據(jù)回歸結(jié)果見表5。東、中、西部三大地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長、FDI、出口等均是環(huán)境污染增加的顯著原因。東部地區(qū)資本是環(huán)境污染減輕的因素，而在中西部地區(qū)則相反，中西部地區(qū)資本系數(shù)為正。這說明東部地區(qū)資本承載的生產(chǎn)技術(shù)水平要高于全國平均水平，資本的增長使得生產(chǎn)的技術(shù)水平提高，從而有利于控制污染，而中西部地區(qū)資本承載的生產(chǎn)技術(shù)水平較低，資本的增長擴(kuò)大了生產(chǎn)，但不利于控制污染。初級勞動投入系數(shù)為正(但在東部地區(qū)未通過顯著性檢驗(yàn))，這基本上印證了我國勞動力投入整體上仍以污染性生產(chǎn)為主的觀點(diǎn)。進(jìn)口對污染的緩解作用僅在東部成立，這說明東部地區(qū)吸收進(jìn)口的技術(shù)外溢效應(yīng)能力強(qiáng)于中西部地區(qū)，另外也可能與中西部地區(qū)進(jìn)口額較少，且增長不穩(wěn)定有關(guān)。

五、簡短的結(jié)論

本文就對外貿(mào)易、FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)與環(huán)境污染效應(yīng)進(jìn)行了面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析。將以上分析整理后，有如下四點(diǎn)重要結(jié)論：

1.對外貿(mào)易與FDI都整體上促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)增長，其中，進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的作用較小。分區(qū)域看，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不顯著依靠FDI，東部地區(qū)的進(jìn)口也不能解釋其經(jīng)濟(jì)增長。這說明中國的對外貿(mào)易與吸引外資，從整體上說，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長這方面還是比較成功的。

2.出口貿(mào)易與FDI加劇了中國環(huán)境污染。由于中國是以相對較低的成本進(jìn)行出口貿(mào)易，以十分優(yōu)惠的條件吸引FDI，使得出口貿(mào)易與FDI所獲得的利益是國內(nèi)外共享的，然而其污染卻留在了國內(nèi)，由國內(nèi)獨(dú)自承擔(dān)。要實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)福利最大化，以及經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，中國的出口與引資政策還有待繼續(xù)調(diào)整和完善。

3. 進(jìn)口貿(mào)易可抑制環(huán)境污染，但作用比較小。從地區(qū)看，僅東部地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易顯著抑制了其環(huán)境污染。雖然本文的實(shí)證結(jié)果認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易整體上促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)增長，但其系數(shù)很小，而且進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制比較復(fù)雜，因此，在控制環(huán)境污染與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的政策選擇時，應(yīng)謹(jǐn)慎使用進(jìn)口貿(mào)易這一政策工具。

4.人力資本具有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長與抑制環(huán)境污染的雙重功能。雖然東部地區(qū)人力資本對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長與抑制環(huán)境污染的作用均不明顯，但是本文給出了人才往東部流動，補(bǔ)充了東部人力資本的解釋。因此，人力資本對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長與控制環(huán)境污染是非常重要的。應(yīng)積極促進(jìn)人力資本積累，促使對外經(jīng)濟(jì)與自然環(huán)境、社會經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

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第7篇

關(guān)鍵詞：環(huán)境管制；技術(shù)授權(quán)；社會福利；清潔生產(chǎn)技術(shù)；特許權(quán)；排污許可證；消費(fèi)者剩余

中圖分類號：F224.0 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2016）05-0075-07

一、引言

在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時，中國正面臨著嚴(yán)峻的環(huán)境污染問題，嚴(yán)重影響了中國經(jīng)濟(jì)的增長質(zhì)量（肖士恩和雷家X）[1]和環(huán)境質(zhì)量（李名升等）[2]。中國政府已經(jīng)意識到環(huán)境污染的危害和清潔生產(chǎn)對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用，早在2003年1月1日就實(shí)施了《中華人民共和國清潔生產(chǎn)促進(jìn)法》，工信部等政府部門制定了相關(guān)方案，大力推行清潔生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)和應(yīng)用，并且明確提出，應(yīng)用先進(jìn)適用的技術(shù)實(shí)施清潔生產(chǎn)技術(shù)改造是提升企業(yè)技術(shù)水平和核心競爭力，從源頭預(yù)防和減少污染物產(chǎn)生，實(shí)現(xiàn)清潔發(fā)展的根本途徑。

既能夠降低污染排放，又可以提高產(chǎn)品質(zhì)量的技術(shù)是一種高效節(jié)能的清潔生產(chǎn)技術(shù)，它普遍存在于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活當(dāng)中。例如，先進(jìn)的煉鋼工藝在減少能源消耗和污染排放的同時，提高了鋼鐵產(chǎn)品質(zhì)量（殷瑞鈺）[3]。在水泥生產(chǎn)行業(yè)，通過實(shí)施污染削減技術(shù)，提高了資源利用效率和水泥產(chǎn)品質(zhì)量（盧聲超）[4]。

國內(nèi)學(xué)者的實(shí)證研究表明，清潔生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用對中國經(jīng)濟(jì)增長和企業(yè)競爭力的提升具有促進(jìn)作用。黃菁和陳霜華[5]通過建立人力資本內(nèi)生增長模型，探討了經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境污染和環(huán)境治理在均衡增長路徑中的關(guān)系，并運(yùn)用中國的數(shù)據(jù)對模型結(jié)果進(jìn)行了計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果表明清潔要素及技術(shù)的使用是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。秦佩恒等[6]對2009年中國金屬制品行業(yè)調(diào)查的實(shí)證研究表明，清潔生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用水平是影響企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效和環(huán)境績效的關(guān)鍵，在一定程度上印證了Porte和van der Linde[7]理論假說，即適度的環(huán)境管制能夠引發(fā)技術(shù)創(chuàng)新，降低企業(yè)生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)品質(zhì)量和生產(chǎn)效率，從而形成企業(yè)的競爭優(yōu)勢。

清潔技術(shù)的應(yīng)用及其對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用得益于環(huán)境管制。朱承亮等[8]對1998―2008年環(huán)境約束下中國經(jīng)濟(jì)增長效率的分析發(fā)現(xiàn)，政府管制和環(huán)境治理強(qiáng)度對中國經(jīng)濟(jì)增長效率改善具有促進(jìn)作用。余長林和高宏建[9]基于1998―2012年中國省級層面的面板數(shù)據(jù)考察了環(huán)境管制強(qiáng)度和隱性經(jīng)濟(jì)規(guī)模對中國環(huán)境污染的影響，認(rèn)為政府應(yīng)通過提高環(huán)境管制強(qiáng)度、刺激企業(yè)治污和生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，達(dá)到提高生產(chǎn)效率和污染治理的雙重目的。鐘茂初等[10]利用中國省際面板，對環(huán)境管規(guī)制能否倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和環(huán)境保護(hù)的雙贏具有重要意義。

查建平[11]進(jìn)一步指出，在中國當(dāng)前工業(yè)化階段，嚴(yán)格的環(huán)境管制有利于推進(jìn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)生態(tài)化和集約化發(fā)展，推動工業(yè)企業(yè)加大技術(shù)引進(jìn)，提升環(huán)境全要素生產(chǎn)率在工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長中的重要作用?？梢?，環(huán)境管制能夠提升企業(yè)生產(chǎn)效率和競爭力，在很大程度上促進(jìn)了工業(yè)企業(yè)對清潔技術(shù)的需求。

在關(guān)注清潔生產(chǎn)技術(shù)有效需求的同時，如何有效增加清潔技術(shù)的供給同樣不容忽視。許多科研機(jī)構(gòu)和研究型高校等非生產(chǎn)性企事業(yè)單位，作為科學(xué)技術(shù)知識的重要供應(yīng)者，本身并不從事相關(guān)產(chǎn)品生產(chǎn)，而是通過技術(shù)授權(quán)來實(shí)現(xiàn)清潔技術(shù)的商業(yè)化和產(chǎn)業(yè)化。

如何通過最優(yōu)技術(shù)授權(quán)合同的選擇，實(shí)現(xiàn)非生產(chǎn)性企事業(yè)單位收入最大化，并提供持續(xù)的創(chuàng)新動力，日益引起經(jīng)濟(jì)學(xué)家們的關(guān)注。Li和Geng[12]研究了非生產(chǎn)性企業(yè)向一個耐用品廠商的技術(shù)授權(quán)，證明了固定收費(fèi)、特許權(quán)收費(fèi)和雙重收費(fèi)都有可能是最優(yōu)合同形式，取決于技術(shù)創(chuàng)新類型和創(chuàng)新程度。Stamatopoulos和Tauman[13]通過研究異質(zhì)消費(fèi)者條件下提高產(chǎn)品質(zhì)量的技術(shù)授權(quán)，發(fā)現(xiàn)依據(jù)市場需求的不同，最優(yōu)合同形式既有可能是固定收費(fèi)和特許權(quán)收費(fèi)，也有可能是雙重收費(fèi)。

然而，關(guān)于環(huán)境管制條件下最優(yōu)技術(shù)授權(quán)合同形式的研究還比較少，這不利于通過先進(jìn)的技術(shù)手段治理嚴(yán)重的環(huán)境污染。因此，深入探討這一問題，對于有效增加清潔技術(shù)供給，減少企業(yè)污染排放，提高企業(yè)生產(chǎn)效率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

本文構(gòu)建了一個經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，一個非生產(chǎn)性企業(yè)擁有一項(xiàng)可以提高產(chǎn)品質(zhì)量同時又能降低污染排放的技術(shù)，它決定采用何種技術(shù)授權(quán)合同形式向其他兩個生產(chǎn)性企業(yè)轉(zhuǎn)讓該技術(shù)。兩個潛在的技術(shù)受讓企業(yè)在市場上進(jìn)行古諾競爭。在該模型當(dāng)中，政府對生產(chǎn)性企業(yè)實(shí)行排污總量控制。環(huán)境管理部門通過設(shè)置排污上限的環(huán)境管制措施，會對技術(shù)擁有企業(yè)的最優(yōu)合同選擇產(chǎn)生重大影響。排污總量限制了技術(shù)擁有企業(yè)通過設(shè)置適當(dāng)?shù)膯挝划a(chǎn)出費(fèi)攫取新增利潤的能力，從而導(dǎo)致特許權(quán)收費(fèi)合同成為最佳選擇。

清潔技術(shù)的應(yīng)用對生產(chǎn)者、消費(fèi)者和社會福利的影響同樣不能忽視。如果對一項(xiàng)新技術(shù)的應(yīng)用降低了生產(chǎn)者利潤、消費(fèi)者剩余和社會福利，那么就需要在環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)利益之間做出取舍，在特定條件下可能會影響新技術(shù)的推廣應(yīng)用。本文的研究結(jié)果表明，最優(yōu)技術(shù)授權(quán)合同形式不僅提高了生產(chǎn)者利潤，而且增加了消費(fèi)者剩余和社會福利，達(dá)到了環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)利益的一致。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：在第二部分筆者給出了基本模型，研究了沒有技術(shù)授權(quán)的市場狀況。在第三部分筆者研究了技術(shù)擁有企業(yè)的最佳技術(shù)授權(quán)形式和社會福利效應(yīng)。第四部分是結(jié)論和建議。

四、結(jié)論和建議

筆者討論了一個外部專利持有者通過技術(shù)授權(quán)提高產(chǎn)品質(zhì)量，從而降低污染排放，達(dá)到改善環(huán)境的目的，這是以前關(guān)于清潔技術(shù)使用與環(huán)境治理文獻(xiàn)較少涉及的內(nèi)容。另一方面，關(guān)于技術(shù)授權(quán)的文獻(xiàn)很少涉及環(huán)境管制。本文的研究表明，在環(huán)境管制條件下，特許權(quán)收費(fèi)合同是技術(shù)擁有企業(yè)的最優(yōu)選擇，并且促進(jìn)了清潔技術(shù)的應(yīng)用，提高了消費(fèi)者剩余和社會福利。

根據(jù)本文的結(jié)論，筆者提出以下三點(diǎn)建議：第一，政府應(yīng)該實(shí)行較為嚴(yán)格的環(huán)境管制措施，制定明確的污染排放限額；第二，應(yīng)當(dāng)發(fā)揮市場機(jī)制和政府調(diào)控的雙重作用，兩者的相互作用在特定環(huán)境下能夠產(chǎn)生較為理想的結(jié)果；第三，環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)效益并行不悖，通過環(huán)境管制和清潔技術(shù)授權(quán)形式的選擇，可以實(shí)現(xiàn)兩者的一致，從而保持企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，推動清潔技術(shù)應(yīng)用，改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長期增長。

筆者并沒有將污染物排放對社會的危害納入到福利分析當(dāng)中。但是，由于在不同的技術(shù)授權(quán)合同形式下污染物排放總量是相等的，因此，即使考慮到危害函數(shù)，也不會影響本文的實(shí)質(zhì)性結(jié)論。

應(yīng)當(dāng)注意的是本文的結(jié)論依賴于特定的環(huán)境管理工具，即排污上限和排污許可證拍賣。后續(xù)研究可能要考察在其他環(huán)境管理工具下，例如排放標(biāo)準(zhǔn)、生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)和排污許可交易，技術(shù)擁有企業(yè)的授權(quán)策略及其社會福利效應(yīng)。

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第8篇

關(guān)鍵詞：EKC；經(jīng)濟(jì)增長；工業(yè)污染物；環(huán)境污染

中圖分類號：F062.2 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）25-0001-05

引言

1991年美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Grossman和Krueger在《北美自由貿(mào)易區(qū)的環(huán)境后果》一書中說到，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，污染水平會隨著經(jīng)濟(jì)增長、工業(yè)發(fā)展、收入提高而趨于嚴(yán)重；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段后，環(huán)境污染情況逐漸有所好轉(zhuǎn)，這種現(xiàn)象表現(xiàn)為倒U型。隨后，Grossman和Krueger對1979―1990年66個國家的污染物排放情況分析研究后提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線（Environmental Kuznets Curve，EKC）理論：環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間存在倒U型關(guān)系。之后，許多學(xué)者從不同角度，采用不同樣本和方法對EKC假說進(jìn)行了驗(yàn)證。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長除了呈倒U形關(guān)系外，同時還存在U型、U型+倒U型，甚至線型。

以上分析可知，經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系比較復(fù)雜，不同國家或地區(qū)由于受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、環(huán)境政策、人們環(huán)保意識等方面的影響，EKC曲線可能變化為其他形態(tài)。 隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施，四川經(jīng)濟(jì)得到快速發(fā)展，2010 年GDP達(dá)到16 898.6億元，為1987年（185.76億元）的90.97倍。與此同時，除工業(yè)廢水排放有大幅度減少外，環(huán)境問題均有惡化趨勢。因此，對四川省的經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染問題的統(tǒng)計(jì)分析，驗(yàn)證環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）在四川省是否存在具有重要的理論意義。

一、模型構(gòu)建與結(jié)果分析

（一）指標(biāo)選取與模型建立

典型環(huán)境指標(biāo)的選取是研究經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系計(jì)量模型的關(guān)鍵。由于各項(xiàng)反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)與人均 GDP 都有密切的聯(lián)系，故采用四川省人均 GDP 作為反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于《四川省統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固廢排放量在內(nèi)的7個環(huán)境指標(biāo)。借助于SPSS統(tǒng)計(jì)軟件，分析四川省1986―2011年人均GDP與各指標(biāo)的相關(guān)性（見表1）。

從表1中可以看出，環(huán)境指標(biāo)中工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固廢排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2排放量與人均GDP顯著相關(guān)，所以選取該4個指標(biāo)進(jìn)行模型構(gòu)建。由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境污染不同，擬合兩者之間關(guān)系所用的計(jì)量模型也不相同，常用的主要有線性函數(shù)、二次函數(shù)、三次函數(shù)和指數(shù)函數(shù)等。利用四川省1986―2011年的經(jīng)濟(jì)與環(huán)境數(shù)據(jù)，借助于SPSS19.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，進(jìn)行多種函數(shù)的擬合，根據(jù)擬合效果進(jìn)行優(yōu)選，最終選擇三次函數(shù)作為模型進(jìn)行研究。

以y表示環(huán)境污染指標(biāo)，x表示經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，構(gòu)建模型y=a+bx+cx2+ dx3+ξ。式中，a、b、c、d為模型參數(shù)；ξ為誤差隨機(jī)項(xiàng)。以工業(yè)廢水排放量為例，經(jīng)過軟件分析得出：

由此可以得出，工業(yè)廢水排放量的擬合方程：

y =222 987.366-30.603x+0.02x2+（-5.394E-8）x3+ξ

R2為0.753（R2為相關(guān)系數(shù)），F(xiàn)檢驗(yàn)為21.354，從擬合結(jié)果看，擬合優(yōu)度大于0.7，F(xiàn)值也很顯著，說明工業(yè)廢水排放量與人均 GDP 的曲線擬合效果好。因此，得到的擬合模型能夠很好地解釋兩者之間的關(guān)系，同理，可以得出其他環(huán)境污染指標(biāo)（見表5、下頁圖1至圖4）。

（二）結(jié)果分析

由圖1至圖4可知，1986―2011年四川省4 種污染物排放量隨人均GDP變化的曲線形態(tài)可分為兩類：工業(yè)固廢排放量與工業(yè)廢氣排放的EKC為明顯的倒U形，工業(yè)固體廢棄物排放量與工業(yè)廢水排放量的EKC形態(tài)為U型+倒U型，說明EKC曲線并不是必然存在倒U型的，它只是經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染眾多曲線關(guān)系中的一種。

依據(jù)本文表1和圖1可以看出，人均GDP與工業(yè)廢水排放量的關(guān)系曲線具有兩個轉(zhuǎn)折點(diǎn)：第一個轉(zhuǎn)折點(diǎn)為EKC曲線的低谷，對應(yīng)的時間在2005年（人均GDP為8 464元）這一時期。此后，工業(yè)廢水排放形勢進(jìn)一步惡化，于2009年（人均GDP為17 289元）到達(dá)第二個轉(zhuǎn)折點(diǎn)倒N形的EKC曲線的峰值，以后便是下降趨勢。出現(xiàn)這種情況的原因在于四川政府在加大力度整治環(huán)境污染，使其工業(yè)廢水排放量相對減少、污水處理率顯著提高，全省水環(huán)境質(zhì)量得到改善。類似可以分析，工業(yè)廢氣排放量于2007年（人均GDP為11 708元）達(dá)到峰值后隨人均GDP的增加逐漸減少。工業(yè)固廢排放量于2009年達(dá)到峰值轉(zhuǎn)折點(diǎn)，其后隨著經(jīng)濟(jì)增長，污染物的排放量呈下降趨勢。工業(yè)SO2排放量于1997年（人均GDP為4 017.2元）達(dá)到最低值，其后于2009年達(dá)到峰值。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果與實(shí)際情況較吻合，從2007年開始，四川省政府在環(huán)境治理及節(jié)能減排等方面治理措施強(qiáng)有力地推行，使得工業(yè)“三廢”利用率顯著提高。

二、原因分析

由以上的分析可以看出，四川省近十年來經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線呈現(xiàn)的關(guān)系并不是簡單的倒U型曲線，而是出現(xiàn)了倒U型、U型+倒U型等形態(tài)，此模型定量反映了四川經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染的關(guān)系，這種變化趨勢與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境治理力度的變化趨勢基本吻合。

（一）經(jīng)濟(jì)增長對EKC曲線的影響

改革開放以來，四川省經(jīng)濟(jì)處于高速發(fā)展時期，經(jīng)濟(jì)增長速度明顯加快，GDP總量從1986年的458.23億元增長到 2011年的21 026.7億元，年均增長17.95%，人均GDP從614元增長到26 147元，年均增長16.63%。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，人們?yōu)榱思涌彀l(fā)展，提高生活水平，往往會犧牲環(huán)境效益來換取經(jīng)濟(jì)利益，EKC曲線表現(xiàn)為倒U型上升部分。隨著人們收入水平的提高，逐漸意識到環(huán)境是一種稀缺資源，對環(huán)境質(zhì)量的需求逐漸上升，環(huán)境質(zhì)量需求的收入彈性會逐漸增大。人們會犧牲經(jīng)濟(jì)收入來改善環(huán)境質(zhì)量，EKC曲線表現(xiàn)為倒U型下降部分，四川省的環(huán)境污染已過峰值，正處于下降趨勢。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對EKC的影響

從圖5中可以看出，第二產(chǎn)業(yè)對環(huán)境污染的影響最大。1978―1990年，第一產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)，三類產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為“一二三”，對環(huán)境影響較小。1991―1998年，第二、三產(chǎn)業(yè)比重先后超過第一產(chǎn)業(yè)，形成“二三一”，環(huán)境污染急劇惡化。1999―2005年，第三產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)，形成“三、二、一”產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，對環(huán)境污染下降。2005年后，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重新調(diào)整為“二、三、一”。2009年，四川三類產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例為15.8∶47.4∶36.7。第二產(chǎn)業(yè)是能源消費(fèi)大戶，能源消費(fèi)占總量的80%以上。1986―2010年間，四川能源消費(fèi)總量增長了1.97倍，工業(yè)發(fā)展對環(huán)境的污染嚴(yán)重。

從工業(yè)內(nèi)部行業(yè)結(jié)構(gòu)分析，20世紀(jì)80年代，四川省為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長，實(shí)施重工業(yè)化戰(zhàn)略，使得資源過度消耗，污染排放增大，導(dǎo)致環(huán)境嚴(yán)重污染。結(jié)合本文圖1至圖4可以看出，1999―2009年第二產(chǎn)業(yè)與重工業(yè)比重一直處于上升趨勢，在2009年達(dá)到峰值，四種污染物排放量也在同時期達(dá)到峰值，兩者基本吻合。之后，第二產(chǎn)業(yè)與重工業(yè)的比重略有下降并趨于平緩，四種污染物的排放量也呈下降趨勢。第二產(chǎn)業(yè)的變化趨勢基本與 EKC曲線總體變化趨勢保持一致，說明第二產(chǎn)業(yè)是影響 EKC 曲線的關(guān)鍵因素。

（三）環(huán)境治理對EKC的影響

1.環(huán)境治理投資。中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源環(huán)境的耦合關(guān)系與其相關(guān)環(huán)境政策有著密切的關(guān)系，完善的環(huán)境政策及其有力的治理措施可以減少環(huán)境污染，提高環(huán)境質(zhì)量。1995年，四川省加大了環(huán)境治理力度，環(huán)保資金逐年上升，提高了工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固廢排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2排放量的處置率，從而有效降低了污染物的排放量，大大改善了環(huán)境質(zhì)量。四川省環(huán)境保護(hù)投資從1986年有了大幅度提高，2011年環(huán)保投資達(dá)到158.4億，占GDP的0.73%。根據(jù)發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)，一個國家在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展時期，環(huán)保投資要占到GDP的1%～1.5%才能有效控制環(huán)境污染，達(dá)到3%才能使環(huán)境質(zhì)量得到明顯改善，而這說明四川省在一定程度上環(huán)保投入遠(yuǎn)未達(dá)到應(yīng)該投入的比例。

2.環(huán)保政策。完善的環(huán)境政策及其有力的實(shí)施可以改善環(huán)境，減小環(huán)境壓力、加速實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)折點(diǎn)。在不同的發(fā)展階段，環(huán)保管理的政策會改變?nèi)藗兊沫h(huán)保意識，從而改變EKC的形狀。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，環(huán)境保護(hù)意識的增強(qiáng)，四川省加強(qiáng)了環(huán)境污染的治理，查處違法排污企業(yè)，依法予以關(guān)閉，限期治理，加快了淘汰落后生產(chǎn)工藝和生產(chǎn)方式的進(jìn)程，提高了工業(yè)“三廢”的處置率，工業(yè)廢水和工業(yè)固體廢物排放呈下降趨勢。20世紀(jì)90年代中期以來，針對大氣污染日漸嚴(yán)重的趨勢，政府部門加大了電力、礦產(chǎn)行業(yè)等部門技術(shù)培訓(xùn)，加強(qiáng)了工業(yè)廢氣的排放控制與處理。進(jìn)入21世紀(jì)，政府部門加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整，大力發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)與循環(huán)經(jīng)濟(jì)，提高了經(jīng)濟(jì)效益和經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量，同時陸續(xù)出臺了一系列地方性環(huán)保法規(guī)，對環(huán)境質(zhì)量的改善起到了重要的促進(jìn)作用。