环境污染的研究结论精选(五篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的5篇环境污染的研究结论，期待它们能激发您的灵感。

篇1

关键词内生增长；税收竞争；收入分权；环境污染

中图分类号F812.2文献标识码A文章编号1002-2104（2016）04-0001-07doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.04.001

近年来对环境污染相关问题的研究也越来越多，也使得这一问题再度趋热。环境污染问题影响到中国经济持续增长和社会和谐发展，尤其是现阶段的雾霾天气已经严重危害到人们的身体健康。中国的财政体制改革过程从本质上说就是一个分权的过程，中央政府赋予地区政府的更多的财政自使得地方政府过分追求功绩而招商引资。在发展经济的同时放松了对环境的监管。所以深入探究影响环境污染的内在机制有其重要的现实意义。

1文献综述

针对地方政府竞争对环境污染作用的研究较多，如，国外学者Beeker和Lindsay研究认为地方政府间的策略是造成环境恶化的原因[1]。Wilson[2]和Raushcer[3]研究认为地方政府在竞争中为了获取竞争优势与收入增加，可能会采取降低税负或放松环境监管与治理的行为。Chirinko和Wilson研究认为地方政府针对不同类型的污染会采取“骑跷跷板”策略（不同的污染治理策略）[4]。国内学者崔亚飞和刘小川利用中国1998-2006年的省际面板数据进行实证研究，结果表明地方政府在税收竞争中对废水和固体废物进行了严格的治理，对二氧化硫排放反而放松了监管与治理[5]。刘洁和李文利用中国2000-2009年的省际面板数据进行实证研究，结果表明税负降低促进了工业废水、工业废气及工业废弃物等环境污染排放量的增加，而地方政府实施宽松的环境政策改善了工业废气和固体废弃物的环境问题，却增加了工业废水排放量[6]。张宏翔等利用中国2005-2012 年的省际面板数据进行实证研究，结果表明政府竞争倾向于加剧废气和废水的排放，倾向于改善固体废物的环境问题[7]。

关于财政分权与环境污染关系的研究，由于研究角度、统计方法的不同都使得研究结论呈现多元化。一方面学者研究发现提高分权程度会使得环境污染加剧，如，Sigman利用全球面板数据进行实证研究，结果表明财政分权对水污染具有正向影响[8]。张克中等利用中国1998-2008年的省际面板数据对财政分权对环境污染（碳排放）

①东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括广西、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。进行实证研究，结果表明财政分权对碳排放具有显著的正向影响[9]。俞雅乖利用中国2001-2010年的省际面板数据进行实证研究，结果表明财政分权对环境污染水平具有正向影响[10]。另一方面少数学者认为分权程度的提高不会加剧环境污染，反而改善环境，如，Millimet研究认为财政分权对环境污染具有负向影响[11]。薛刚和潘孝珍利用中国1998-2009年的省际面板数据进行实证研究，结果表明财政支出分权对污染排放规模具有负向影响，财政收入分权对污染排放规模的影响不一[12]。谭志雄和张阳阳利用中国1994-2012年的省际面板数据进行实证研究，结果表明财政分权对污染排放具有负向影响[13]。

本文创新地从理论和实证两个角度研究税收竞争、财政分权对环境污染的影响，探究影响环境污染的内在机制。与已有文献不同的是：首先在内生增长理论的框架下构建出税收竞争、财政分权作用于环境质量的理论框架；其次同时关注税收竞争、收入分权对环境污染的影响；然后将收入分权作为一种通道考虑，研究分权通道下，税收竞争对环境污染的影响；最后将总体划分为东、中、西部①三个地区，研究税收竞争对环境污染影响的区域差异性。

贺俊等：税收竞争、收入分权与中国环境污染中国人口・资源与环境2016年第4期2理论模型

本文在Davoodi和Zou[14]模型的基础上，将环境污染强度、环境质量分别引入生产函数和效用函数，构造出财政分权、税收竞争作用于环境质量的理论框架。

2.1生产函数

生产函数由四部分要素构成，分别为物质资本存量k、中央政府政府财政支出f、地方政府财政支出s以及环境污染强度z。生产函数满足柯布-道格拉斯（CobbDouglas）生产函数形式，则产出水平y为：

y=f（k，f，s，z）=Akαfβsγz（1）

其中，A表示技术进步率；α+β+γ=1，z∈[0，1]。

2.2消费者行为

设u为折现总效用，u（ct，et）为福利的瞬时效用函数，ct表示t期代表性家庭的人均消费。ρ表示时间偏好率。e表示环境质量。消费者在自身的和政府给定的预算约束以及环境约束下选择它的消费路径来使得贴现效应极大化，则最大化效用函数为：

Ω=∫∞0e-ρtu（ct，et）dt（2）

其中，u（c，e）=c1-σ11-σ-（-e）1+ω-111+ω，σ表示相对风险规避系数，ω表示环境意识参数。

代表性消费者的预算约束就是税后收入都用来消费和积累，即：

k・=（1-τ）y-c-（δ+n）k（3）

其中，τ表示税率，δ表示资本折旧率，n表示人口增长率。

根据Aghion和Howitt[15]的研究，环境质量e用实际环境质量与上限值之差来表示，则环境质量变化的动态方程为：

e・=-yzψ-θe（4）

其中，θ表示可能的最大再生速度，ψ表示污染程度指数。

2.3政府行为

政府达到收支平衡，预算约束为：

g=τy=τAkαfβsγz（5）

其中，g表示财政总支出，g=f+s。

2.4竞争性均衡求解

考虑以上因素，建立在人均消费水平c上的代表性消费者的决策问题是一个动态最优化问题，则最优化增长问题为：

max∫+∞0u（ct，et）e-ρtdt

k・=（1-τ）y-c-（δ+n）k

e・=-yzψ-θe（6）

对式（6）构造Hamilton泛函：

H=u（c，e）+λ[（1-τ）y-c-（δ+n）k]+μ（-yzψ-θe）（7）

在式（7）中，λ和μ表示Hamilton乘子。由最优化的一阶条件得：

H1c=0，H1z=0，H1k=ρλ-λ・（8）

综合以上式（1）、（5）以及（8），最终可求得在均衡路径上的经济增长率为：

gc=c・1c=11σ（1-τ）ατ1-α1αA11αf1gβ1αs1gγ1αz11αψ1ψ+1-δ-n-ρ

（9）

由式（4）可得：

e・1e=-yzψ1e-θ（10）

在均衡平衡路径上有c・1c=e・1e，由式（9）和（10）可得：

e=-στ1-α1αA11αf1gβ1αs1gγ1αzψ+11αk1（1-τ）ατ1-α1αA11αf1gβ1αs1gγ1αz11αψ1ψ+1-δ-n-ρ-θσ

）

由式（11）可知，本文已构建出宏观税率τ、财政分权s/g作用于环境质量的理论框架。

2.5主要结论

对式（11）求关于s/g的偏导数，发现e/（s/g）

对式（11）求关于τ的偏导数，发现e/τ

在上述两个结论成立的条件下，本文给出命题1：透过收入分权通道，税收竞争对环境污染的影响程度被加强。

为了验证理论结论在实际经济中的适应性，并验证命题1的正确性，本文将从经验研究的角度来探讨税收竞争、财政分权对环境污染的影响以及作用机制。

3经验研究

3.1模型设定

为了验证理论结论的正确性，本文以环境污染综合指标为因变量，以税收竞争强度和收入分权为自变量。具体的计量模型如下：

envit=α0+α1taxcompeit+α2fdit+∑51k=1βkxkit+εit（12）

值得注意的是，本文不仅研究税收竞争、收入分权对环境污染的影响，还深入探究通过收入分权通道，税收竞争对环境污染的影响是否改变。因此，本文引入税收竞争与收入分权的交叉项，研究分权通道是否会改变税收竞争对环境污染的影响。调整后的计量模型为：

其中，下标i代表省份，t代表时间，α0，α1，α2，βk为模型系数，εit为随机误差项。

3.2数据来源和变量说明

本文的面板数据包括除自治区以外的30个省市2003年至2012年的环境污染指标、税收竞争指标、收入分权指标、实际人均GDP增长率、贸易开放水平、城镇化水平以及环境规制的历史数据（因为的部分指标难以获得原始数据）。数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》以及国家数据库和中宏数据库公布的年度数据。

核心变量：环境污染综合指标（env），沿用谭志雄和张阳阳[13]构建的环境污染排放综合指数，具体为以工业废水排放量、工业废气排放量、工业二氧化硫排放量、工业粉尘排放量、工业烟尘排放量、工业固体废弃物排放量为基本数据，通过熵值法计算得到的环境污染综合指数；收入分权指标（fd），采用贺俊和吴照[16]对其的测算方法，用各省人均预算内本级财政收入与（人均预算内本级财政收入+人均预算内中央本级财政收入）之比表示；税收竞争强度指标（taxcompe），现阶段我国各地方政府间税收竞争策略主要体现为税率竞争，他们通过各种形式的税收优惠来降低地区的实际税负，从而达到招商引资的目的。而准确衡量各地区税收优惠的关键在于测算资本有效税率。因此沿用王佳杰等[17]衡量税收竞争强度的方法，具体为全国的资本有效税率与地方的资本有效税率之差衡量各个地区的税收优惠程度，其中资本收入有效税率=资本征税/资本收入，资本收入=资本征税+营业盈余。

xit表示影响环境污染的一些控制变量，具体包括：贸易开放水平（open）：用各省进出口贸易总额占GDP的比重表示；城镇化水平（urban）：用各省城镇就业人数与全部就业人数之比表示；环境规制（rug）：用工业污染治理投资完成额占GDP之比表示；市场化水平（market），用各省当年非国有企业工业产值占全省工业总产值的比重表示；经济增长率（grpcgdp）：用各省当年和其后3年的人均实际GDP 增长率的平均值表示。

3.3单位根检验

本文选用ADF检验来确定核心变量的平稳性。观察ADF统计值所对应的P值，以此判断变量是否平稳。判断标准为：当P

结果

Test

resultsD（env）1-18481 81（0，0，0）10000 01平稳D（fd）1-17134 21（0，0，0）10000 01平稳D（taxcompe）1-15897 71（0，0，1）10000 01平稳注：检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项；k表示滞后阶数，滞后期 k 的选择标准是以AIC和SC值最小为准则。

35税收竞争、收入分权与环境污染

由于模型2和4使用的是面板数据，需要先对实证模型进行Hausman检验，以确定回归检验采用的是固定效应模型还是随机效应模型。表2所示的模型2和4中Prob（H）均小于1%，因此，采用固定效应模型估计式（12）和（13）。模型1和3的估计结果中的二阶序列Arellanobond对应的p值均大于10%，拒绝二阶序列相关假设，因此说明回归不存在高阶序列相关性。回归结果表明，在显著性水平为10%情况下，除模型2中的市场化水平系数外，其他系数均能够通过系数显著性检验，此时F统计量对应的P值均小于显著水平为10%，说明回归模型也是显著的。模型2和4是基于静态面板数据模型进行的实证研究，与模型1和3的动态面板数据模型进行对比分析，研究显示各经济变量回归系数符号一致，系数稍有差异。具体的回归结果如表2所示。

根据估计结果，无论是模型1、2还是3和4，反映税收竞争强度的税收优惠指标的回归系数均为正，表明地方政府在通过各类税收优惠降低实际税负来招商引资，放松了环境监管，从而造成环境污染严重。收入分权对环境污染表现为显著的正向影响，表明收入分权程度越高，地方政府的自利性越强（李鼎和赵文哲[18]），地方政府为了

更多的财政收入而偏向于“GDP至上”的项目，挤压了政府对环保等公共服务的投入，忽视了环境治理，从而带来一系列的环境问题。收入分权与税收竞争的交叉项对环境污染表现为显著的正向影响，表明税收竞争程度越高，地方政府为了招商引资执行降低实际税负的优惠政策，以至于对环境放松了监管，加之收入分权高的地区，财政收入自主度高，地方政府会以牺牲环境为代价而选择能给自己带来高收益的项目，所以说收入分权强化了税收竞争对环境污染的正向作用，换句话说透过收入分权通道，税收竞争对环境污染的影响程度被加强。这一结果佐证了命题1的正确性。

继续观察控制变量可知：贸易开放水平open的回归系数显著为负，原因可能是贸易开放度通过技术外溢效应提高了技术水平和要素生产率，从而影响技术进步和产业结构调整，最终降低了环境污染物的排放。城镇化水平urban的回归系数显著为正，原因可能是在城镇化进程中，能源消费过快、机动车数量增加过快和使用频率过高、城市建设步伐过快，在这些过程中均产生环境污染物。环境规制rug的回归系数显著为负，原因可能是地方政府对环境规制的严厉使得本辖区企业的排污成本加大，促使他们使用先进的技术和清洁能源，从而降低了环境污染。市场化水平market的回归系数为正，原因可能是随着市场化进程的不断推进，能源资源的消耗量过大，从而对环境造成一定的压力。经济增长率grpcgdp的回归系数显著为正，表明随着经济的高速增长，环境并没有得到改善，反而进一步恶化。

36区域税收竞争与环境污染

本文在回归模型中引入地区虚拟变量（DumE、DumM、DumW）来探究税收竞争对环境污染影响的区域性差异，分别用虚拟变量对我国东、中、西部地区的省份赋值1，对其他省份赋值0，这样，东、中、西部省份所对应的地理位置差异虚拟变量向量为（1，0，0）、（0，1，0）、（0，0，1）。具体的计量模型为：

表3所示的模型5、6和7中Prob（Hausman）均小于1%，因此，本文采用固定效应模型估计式（14）。检验结果如表3所示。

根据估计结果，无论是包含所有控制变量还是剔除部分控制变量，东部地区税收竞争对环境污染表现为显著的负向影响，中西部地区税收竞争对环境污染表现为正向影响。其原因可能是中西部地区由于经济实力相对有限，地方政府的工作重点是通过税收优惠政策吸引投资来提振本地区的经济，这样可能会降低环境保护的门槛，放松环境监管，从而会加剧环境恶化。而东部地区也会通过税收优惠政策降低实际税负来招商引资，使得本地区的经济得到了强有力的发展。但是一方面东部地区本身具有优越的经济实力，有足够的财力支持环境污染的治理，另一方面随着经济的发展，富裕地区居民对环境的要求也越来越高，这就迫使地方政府有足够的动力去治理环境污染，所以说东部地区税收竞争不会加剧环境的污染，反而有益于环境的改善。

4结论与建议

本文首先在内生增长理论的框架下，推导出税收竞争、财政分权作用于环境污染的理论框架，理论分析收入分权、税收竞争与环境污染的联系。然后，为了验证理论结论在实际经济中的适应性，利用中国2003-2012年省际面板数据进行实证研究，得出如下结论：税收竞争对环境污染表现显著的正向影响；收入分权对环境污染表现显著的正向影响；税收竞争通过收入分权通道对环境污染的影响被加强；税收竞争对环境污染的影响呈现区域性差异，东部地区税收竞争有益于环境的改善，中西部地区税收竞争却加剧了环境污染。

根据经验研究得出的结论，本文提出如下三点政策建议：第一，财税手段与行政手段并行。利用财税手段引导企业治理污染的同时，中央政府对地方政府的税收竞争行为应予以行政上的制度规范。第二，完善我国的分权体制。从收入分权与环境污染的正向关系来看，未来应适当合理的分权，不断的调整和优化中央政府赋予地方政府的财政自，使其能达到改善环境的目的。第三，中、西部地区要加强对环境污染的控制。中央政府应引导中、西部地区地方政府将政府支出偏向于环保支出，从而改善环境污染问题。中、西部地区不要以牺牲环境为代价提振本辖区的经济，而是在发展经济的同时加强对环境的保护。

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Tax Competition，Revenue Decentralization and China’s Environmental Pollution

篇2

关键词：财政分权 地方财政 环境质量

一、 从国外的文献来看，较早的财政分权理论认为，财政分权的程度越高，环境污染越低。Tiebout（1956）利用“用脚投票”理论解释了较高的财政分权体制可以激励地方政府提供更多的公共服务来满足居民的需求从而吸引更多的居民来该辖区居住，其中就包括提供较低的环境污染程度。

近些年来，国外关于财政分权对环境质量影响的研究，结论不一。有学者认为，财政分权使得环境质量提高，而有些学者认为，财政分权使得环境质量降低。从理论研究角度，Kunce and Shogren（2007）认为，分权监管环境会产生“竞次”现象，为了吸引新的商业和创造就业机会，地方政府可能会通过放松环境监管来降低所引进的商业企业的社会成本，促使地方政府放松环境监管标准，导致环境质量下降。Fredriksson et al（2003）认为，地方政府降低环境标准或以其他地区为标杆制定标准是为了吸引投资，增加就业机会或税收等，而环境作为具有显著外部性的公共物品，地方政府很少有动力去关注他们的不作为给周边区域强加的污染成本问题

从实证研究角度看， Potoski（2001）考察了美国《清洁空气法案》颁布前后大气污染状况。在假定地方政府以辖区居民福利最大化为目标时，发现各州之间并不存在明显的税收趋劣竞争现象，甚至有的州环境标准设置在国家水平之上，即表现出“趋优竞争”。 Chirinko and Wilson（2007）认为地方政府针对不同类型的污染会采取不同的污染治理策略，即类似“骑跷跷板”

二、 国外文献基本是针对财政联邦制下，地方政府具有独立的税率决定权的财政分权行为进行研究的，而我国地方政府并不具备独立的税率决定权。不同于西方国家的财政分权，中国的财政分权伴随着政治集权，晋升激励使得地方政府官员有非常强的（政治）动力促进地方经济快速发展。中国地方政府的治理模式是“自上而下”的“标尺竞争”，即地方政府更多的只需要对中央政府负责，中央政府通过以GDP为主导的考核机制对地方政府进行考评。在中国，中央政府拥有绝对的权威任命地方官员，因而有能力奖惩地方官员的行为，那么中国式财政分权对环境污染的影响又是怎样的呢？国内专门作中国式财政分权对环境影响的研究主要分为理论研究和实证研究两个方面。

从理论研究的角度看，对于财政分权与环境污染之间的关系，几乎国内外所有学者都主要从财政分权对地方政府行为产生的影响这一角度进行理论分析。而以钱颖一（1997）为代表学者则指出传统理论中对于政府官员的假设是存在问题的，政府官员也会为了寻求自身的利益而做出与辖区居民的愿望相违背的决策。就环境质量来说，如果缺乏一套激励相容的制度，地方政府政府官员就会从自身利益最大化的角度出发为辖区内的居民提供最低标准的环境质量。因此，从理论分析而言，地方政府对于环境治理与污染控制的动机是存在不足的。蔡昉，都阳，王美艳；（2008）认为，中国的环境问题是由粗放式经济发展模式导致的，而这种发展模式又源于“中国式分权”下的政府行为。地方政府是否有足够的激励，牺牲短期的增长以换取长期的可持续发展？特别是，中国改革以来的高速经济增长，在很大程度上是靠地方政府追求GDP及其带来的财政收入推动的，节能减排要求是否与地方政府的动机激励相容，是任何有关政策能否有效的关键。周业安等（2004）认为，中国式分权和基于经济增长的政绩考核体制导致地方政府为了吸引外部资源展开互攀式竞争，虽然对经济发展起到积极的推动作用，却使得地方政府对改善环境的偏好不断降低，带来的是环境质量的不断下降。张凌云，齐晔（2010）分析了作为“理性人”的政府，在面临政治激励（政绩考核下的经济发展动力）和财政约束（地方政府财税压力大）下的环境监管困境，只是没有对相应的理论进行实证检验。

总之，从理论上分析，大多数研究结论都认为财政分权与污染量排放存在负激励。

从实证研究的角度看，李永友、沈坤荣（2008）对我国污染控制政策的减排效果进行了系统研究，并同时考察了公众环保诉求、邻近辖区污染控制策略以及中央政府的污染控制行为等因素的效应，得出了一些有价值的结论。杨海生等（2008）则利用空间计量模型对我国地方政府间环境政策竞争进行了实证检验，并得出地方政府间环境政策存在明显的相互攀比式竞争，即周边省份环境治理投入多，本辖区投入也多；周边省份监管弱，本辖区环境监管也弱的结论。杨瑞龙、章泉（2007）实证检验了中国的财政分权对环境质量的影响，得出财政分权度越高，环境质量越差，验证了财政分权可能导致地方政府降低环境保护的努力。张克中，王娟，崔小勇（2011）从碳排放的角度，利用1998—2008年省级面板数据分析了财政分权与环境污染的关系。研究发现，财政分权与碳排放存在正相关关系，分权度的提高不利于碳排放量的减少，这说明财政分权可能会降低地方政府对碳排放管制的努力，财政分权导致碳排放增加的影响途径主要是第二，第三产业。洪璐，彭川宇（2009）从中央政府与地方政府总收益函数分析出发，指出中央政府与地方政府在地方政府环境治理、财政支出比例选择上存在的差异；运用混合战略博弈模型对中央政府与地方政府博弈行为进行分析，得出地方政府执行环境政策的最优概率及中央政府对地方政府环境政策执行情况进行监督的最优概率。

总之，从国内文献的研究来看，基本上还是认为，财政分权加大了地方环境污染。但是，研究越来越细致。如把环境污染的种类再细分，发现财政分权对不同污染物的影响是不同的。闫文娟，钟茂初（2012）利用1999——2008年省级面板数据进行实证检验，发现中国式财政分权确实增加了外溢性公共物品（如废水）以及覆盖全国的纯污染公共物品（如二氧化硫）的污染排放强度，但并没有增加地方污染公共物品（如固体废弃物）的污染排放强度。由此得出结论，财政分权对不同性质的污染公共品的影响是不一样的。 又如，采用不同的财政分权度量标准，会得出不同的结论。薛刚，潘孝珍（2012）发现，以支出分权度衡量的财政分权指标与污染物排放规模负相关，且实证结果具有稳健性，以收入分权度衡量的财政分权指标与污染物排放规模的关系从实证的角度来讲不确定。此外，针对我国各省区的不同的经济发展水平，有学者提出了新的假说。李猛（2009）考察了财税收入对地方政府环境监管行为的影响，在环境库兹涅茨假说的基础上提出了中国环境污染的新假说， 环境污染程度随着人均地方财政能力水平的提高而持续上升，当人均地方财政能力水平超过倒U型曲线拐点值后，环境污染程度趋于下降，并利用中国省际面板数据进行验证。研究表明，中国环境污染程度与人均地方财政能力之间呈现显著的倒U型曲线关系，现阶段几乎所有省份的人均财政能力与倒U型曲线拐点值相去甚远。面对这种情况，需要中央政府改善财税激励以优化地方政府的环境监管行为，实现经济发展方式的根本转变。

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7 周业安，冯兴元，赵坚毅：地方政府竞争与市场秩序的重构【J】， 中国社会科学，2004，（1）.

8 李永友，沈坤荣：我国污染控制政策的减排效果——基于省际工业污染数据的实证分析【J】，管理世界，2008，（7）

9 杨海生，陈少凌，周永章：地方政府竞争与环境政策——来自中国省份数据的证据【J】，南方经济，2008，（6）

10闫文娟，钟茂初：中国式财政分权会增加环境污染吗？【J】，财经论丛 2012，（5）

11 杨瑞龙，章泉，周业安：财政分权、公众偏好和环境污染——来自中国省级面板数据的证据【R】，中国人民大学经济学院经济所宏观经济报告， 2007

12 张凌云，齐晔：地方环境监管困境解释——政治激励与财政约束假说【J】，中国行政管理， 2010， （3）

13 崔亚飞，刘小川：中国省级税收竞争与环境污染——基于1998-2006年面板数据的分析【J】，财经研究， 2010， （4）

14洪璐，彭川宇：城市环境治理投入中地方政府与中央政府的博弈分析【J】，城市发展研究，2009（1）

篇3

关键词：贸易开放；水环境污染；要素禀赋效应；污染天堂效应；动态面板数据

中图分类号：F124.5 文献标志码：A 文章编号：10085831（2016）03006408

一、问题与文献回顾

进入21世纪，中国经济继续快速增长，国内生产总值从2000年的99 214.6亿元增加到了2012年的518 942.1亿元。特别是加入世界贸易组织以后，中国的对外贸易飞速增长，从2001年到2012年的12年间，中国进出口贸易总额的名义值年均增长39.9%。伴随着中国贸易开放度的提升，由贸易引致的环境问题逐渐得到了人们的重视[1-3]。以水污染情况为例，中国2001年到2012年的12年间，废水排放总量增长了92.9%①。很多学者的研究证明，贸易开放与近年来中国的能源消耗和环境污染之间存在显著关联，而且，自由贸易加速了能源消耗和环境污染[4-5]。因此，贸易开放对环境污染在何种程度上产生了什么样的影响，便成为学术界争论的焦点，也必然是相关宏观政策制定的重要依据。

早在20世纪70年代，就有学者认为，经济增长将会受到自然资源和环境污染的约束而不能长期持续，人们必须降低经济发展的速度，以保护赖以生存的环境[6]。然而这只是理论分析，并没有得到实证的检验。直到20世纪90年代，全球环境监控系统（GEMS）为经济增长和环境污染的关系的实证研究提供了数据基础。Grossman和Krueger首次以SO2和烟尘的排放为例，指出了污染物与人均收入之间存在“倒U型”关系（即环境库兹涅茨曲线），并将贸易开放纳入模型之中，提出了贸易开放对环境污染影响的“规模效应”、“技术效应”和“结构效应”[7]。后来，Copeland和Taylor通过构建南北贸易模型，完善了贸易与环境关系的理论研究[8]。然而，关于贸易开放对环境污染的影响方向，迄今为止仍存在很大争议。目前被大部分学者所支持的理论框架是由Antweiler等提出来的，认为当其他因素不变时，贸易自由化对环境的影响取决于国家的类型，并依赖于该国的比较优势，即贸易自由化与污染排放之间并非单一的线性关系[9]。Antweiler等的理论框架包含了一个以比较优势为理论基础的“要素禀赋假说”，以及一个“污染天堂假说”（Pollution Havens），进而代表内生环境规制的人均收入水平和要素禀赋共同决定贸易模式。要素禀赋假说认为，贸易自由化会使资本要素相对丰裕的发达国家的环境恶化，而劳动要素相对丰裕的发展中国家的环境将会得到改善。污染天堂假说则认为，人均收入较低的发展中国家会具有相对宽松的环境政策，使得他们在污染密集型产业上具有比较优势，而人均收入较高的发达国家的环境政策相对严格，在清洁产业上具有比较优势，因此贸易开放将导致发展中国家成为污染密集型产业的避难所。

针对以上情况，国内学者也展开了大量贸易与环境问题的研究。包群和彭水军利用1996-2000年中国省级面板数据研究了贸易开放对六类污染物排放的影响，发现针对不同的污染物排放，其影响方向和效果有所不同[10]。李锴、齐绍洲利用中国1997-2008年30个省市的面板数据，考察了贸易开放与中国CO2排放之间的关系，发现在CO2排放方面，贸易开放对环境的影响是负面的[11]。彭水军等基于2005-2010年中国251个地级市的面板数据，分析了贸易开放的结构效应对三类污染物排放的影响，并通过不同虚拟变量的引入，考察对于SO2和烟尘指标，同时存在贸易开放带来的要素禀赋效应和污染天堂效应[12]。林伯强、邹楚沅利用2000-2011年间的相关数据，实证研究了“世界―中国”和“东部―西部”两种经济活动转移过程中的环境污染机制，并得出结论，东西部经济转移过程也会加速东西部的污染转移过程[13]。张艳磊等采用农资生产企业的微观数据，证实了中国农资产品出口存在“污染天堂效应”，为中国环境规制政策制定和农资产品出口关税设计提供了参考依据[14]。

综合已有文献，在采用计量模型对中国贸易与环境问题的研究中，大部分使用静态面板数据，且研究选取了不同类别的指标，缺乏针对性。本文在环境污染指标的选取中，只针对中国的水环境污染进行研究，并合理地选取水污染指标，以确保研究的针对性和有效性。同时，考虑到水环境污染物的排放具有动态变化的特征，本文放宽了模型静态的假设，采用动态面板数据进行估计。模型通过采用合适的滞后项作为工具变量，有助于解决人均收入和贸易开放之间可能存在的内生性问题。最后，在基本模型验证的基础上，本文通过加入不同的虚拟变量与贸易开放度的交叉项，进一步对“污染天堂效应”和“资源禀赋效应”进行识别，验证两种假说在中国水环境污染情况中是否成立；另外通过加入地区虚拟变量的交叉项，本文也将考察中国东西部在贸易开放影响水环境污染方面的差别。

二、模型构建

（一）理论模型

本文的实证研究选取Copeland和Taylor[8]、Antweiler等[9]的分析框架。模型考虑小型的开放经济体系，该体系所面临的世界市场价格Pw是确定的。且仅有资本K和劳动L两种要素，生产X和Y两种最终产品。其中X在生产过程中产生污染，而Y则不产生。假定以产品Y为基准计价单位（Py=1），产品X的相对价格为P。由于贸易壁垒的存在，使得经济体商品X的价格不同于世界价格Pw，且可以表示为：

在以上三个方程中，M表示式（6）中除lnO以外的其他控制变量，交叉项为lnO与各虚拟变量的乘积。根据污染天堂假说，通常收入水平越低的地区，其环境污染规制越宽松，也越可能成为污染密集型产业的“避难所”。故在式（7）中加入虚拟变量IDum（收入虚拟变量）来捕捉可能存在的污染天堂效应。而根据要素禀赋假说，资本密集程度高的地区往往具有更高的污染排放强度，贸易开放将使得资本劳动比率高的部门成为污染密集型产业，因此贸易会引致该地区的环境污染排放加重，故在式（8）中加入虚拟变量KLDum（资本密集程度虚拟变量）来捕捉可能存在的要素禀赋效应。另外，由于受地理因素和相关经济政策的影响，中国东西部的贸易开放程度存在明显差异，为了考察这种明显存在的差异，在式（9）中引入虚拟变量ReDum（地区虚拟变量）来捕捉可能存在的区域异质性。

三、数据来源和变量选取

本文所使用的数据来自相关年份的《中国统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》中分地区的省市级资料。具体样本为中国31个省市（包括4个直辖市）2004-2013年10年间的面板数据。针对模型中不同的变量，本文结合具体情况和前人的研究选取了相应合理的指标，具体情况如下。

其一，水污染物排放指标lnP。水污染的来源主要有居民生活中排放的废水（生活污水）和人类生产过程中排放的废水（工业废水）两大类。从水污染的化学指标出发水污染指标根据其性质可以分为物理指标、化学指标和生物指标，考虑到指标获取的难易程度和可监测的准确程度，本文只选取水污染的化学指标进行研究，而不考虑其物理指标和生物指标的污染状况。，本文所选取的水污染物指标包括有机污染物指标和无机污染物指标两种。水环境的有机污染主要来自碳水化合物、蛋白质、脂肪等物质，由于其种类繁杂，难以逐一定量，但上述有机物都有被氧化的共性，即在氧化分解中需要消耗大量的氧。所以本文选取化学需氧量（Chemical Oxygen Demand， COD）排放量及排放强度作为研究的有机污染物指标排放强度为单位GDP内的污染物排放量。。在水环境的无机污染中，污水中的氮为植物的营养物质，而过量的氨氮排放使天然水体中的藻类大量生长和繁殖，水体产生富营养化现象。所以本文选取氨氮排放量及排放强度作为研究的无机污染物指标。而本文所选取的两类污染物指标可以涵盖生活污水和工业废水两大污染来源，具有一定的针对性和代表性。

其二，人均收入lnI。根据环境库兹涅茨曲线（EKC）假说，人均收入水平是影响污染物排放的重要控制变量。本文选取各省市的人均GDP作为代表人均收入的指标进行研究，并考察基本模型中一次项和二次项的估计系数，进一步验证经济增长的规模技术效应在中国水污染中的曲线轨迹。

其三，资本劳动比率lnKL。资本密集程度较高的部分往往污染程度也较高，因此资本劳动比率可以用来反映生产的结构效应对环境产生的影响。参照林伯强等人的做法[13]，本文用人均资本存量作为指标反映资本劳动比率的大小。人均资本存量用资本存量除以年末就业人数得到。其中各省市各年份的资本存量根据张军等人的方法计算得出[20]。

其四，贸易丰裕度lnO。根据前人的研究，本文用各省市相关年份的进出口总额占其GDP的比重作为指标，代表其贸易丰裕度。由于贸易的原始数据单位为美元，本文采用相关年份的平均汇率将其转化为人民币再进行计算得出贸易丰裕度的大小。该控制变量用来衡量贸易开放对水环境影响的结构效应。

其五，虚拟变量。如前文指出，本文通过分别引入虚拟变量IDum和KLDum，在基本模型的基础上将考察贸易开放的污染天堂效应和要素禀赋效应在中国水环境污染方面是否存在。其中IDum为收入虚拟变量，以人均收入水平为标准，其收入水平在中位数以上的省市取值为1，否则为0。KLDum为资本密集程度虚拟变量，以人均资本存量为标准，其水平在中位数以上的省市取值为1，否则为0。此外，ReDum为本文引入的地区虚拟变量，西部10个省市取值为1，其他省市为0西部10个省市包括：西北五省的陕西省、甘肃省、青海省、宁夏省和新疆维吾尔族自治区以及西南五省市的重庆市、四川省、贵州省、云南省和自治区。。

四、回归结果分析

（一）基本模型估计结果

公式（6）用被解释变量（污染排放）的一阶滞后项表征动态面板的同时采用两步估计法对模型结果进行估计。同时，为了解决模型可能存在的异方差问题，参数估计的标准误采用稳健估计量。具体模型估计结果如表1所示。

从模型整体检验结果看，四个基本模型AR1统计量均在1%的水平上显著，且AR2统计量均不显著，说明模型扰动项的差分均存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，故接受“扰动项无自相关”的假设，可以使用差分GMM模型。所有模型的Sargan统计量均显著，无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设。

表1的估计结果显示，四个基本模型的滞后一期的水污染指标均显著为正，说明水污染的排放量和排放强度的调整确实是一个连续、动态的积累过程，进一步表明本文的动态模型设定形式是有效的。通过对EKC方程形式的估计可以发现，对于有机污染的化学需氧量排放和无机污染的氨氮排放（无论是排放量还是排放强度），人均收入的一次项系数均显著为负，而二次项系数均显著为正，说明人均收入和水污染排放之间呈现显著的“U”形关系，即对于中国水污染排放，经济增长的规模技术效应与“EKC假说”结论相反。四个基本模型中反映直接结构效应的资本劳动比率系数均不显著，这可能是由于生活污水排放在整个水污染排放中所占比重较大，而导致反映生产结构效应的资本劳动比率对污染排放的影响不显著。四个基本模型中反映贸易开放的结构效应的系数lnO均显著为正，这表明贸易开放度提高加剧了中国水环境的污染排放。值得注意的是，这一结论与彭水军等[12]在水污染排放中得出的结论截然相反。本文认为这可能是他们关于水污染的研究指标选取为废水排放量和排放强度，而并非剥离出主要的有机污染物和无机污染物排放指标而导致的。

（二）污染天堂效应、要素禀赋效应和区域异质性检验

环境污染监管和要素禀赋共同决定一个经济体的比较优势。本部分通过引入贸易开放度的相关交叉项来识别决定中国水环境污染密集型产品贸易模式的比较优势来源，即实证研究污染天堂效应和要素禀赋效应在中国水环境污染中是否存在，二者又是如何作用于贸易引致的结构效应，并就贸易开放对中国水环境影响可能存在的区域异质性进行检验。具体的模型是在基本模型的基础上，采用公式（7）、（8）、（9）的形式进行验证。模型估计结果如表2和表3所示。

在加入收入虚拟变量之后，无论是对于化学需氧量这一有机物排放指标还是氨氮这一无机物排放指标，交叉项回归系数与lnO回归系数相比均显著增大，且弹性值增大为原来的10倍左右。说明与低收入地区相比，高收入地区的贸易开放会导致水环境污染排放的加剧，即对于中国水环境污染并不存在污染避风港效应。在加入资本劳动比虚拟变量之后，交叉项回归系数与lnO回归系数相比均显著缩小。说明随着贸易开放程度增加，资本劳动比较低地区的污染排放水平要高于资本劳动比较高的地区，即对于中国水环境污染也不存在要素禀赋效应。在加入地区虚拟变量之后，交叉项回归系数显著为负，说明对于中国西部经济欠发达地区，贸易开放会降低其水污染排放，相反对于中东部经济相对发达地区，贸易开放会增加其水污染排放。

五、结论与讨论

本文基于2004-2013年10年间中国31个省市的面板数据，结合动态面板数据和差分GMM估计方法，实证研究了贸易开放引致的结构效应对中国水环境污染的影响。与已有文献相比，本研究只针对中国水环境污染，选取化学需氧量和氨氮排放作为指标进行研究，另外，通过引入贸易开放的各种交叉项，进一步考察了中国水环境污染的“污染天堂效应”、“要素禀赋效应”以及可能存在的区域异质性。研究得到以下主要结论。

基本模型的回归结果显示，对于有机污染的化学需氧量排放指标和无机污染的氨氮排放指标，贸易开放的结构效应导致中国水环境污染排放显著增加。从弹性值看，贸易开放引致的中国水环境污染排放小于经济增长的规模和技术效应。这表明，经济发展是导致中国水环境污染加剧的主要因素，而贸易开放的结构效应也会在一定程度上增加中国水污染的排放。另外，从环境库兹涅茨曲线的验证看，中国水环境污染随经济发展呈现“U”形轨迹，即在2004-2013年10年期间，中国水环境污染排放随人均收入水平增加先减少后增加。

通过加入贸易开放的各种交差项识别决定中国贸易开放结构效应的比较优势来源，本文研究进一步得出结论，对于有机污染的化学需氧量排放指标和无机污染的氨氮排放指标，中国贸易开放过程中并不存在所谓的“污染天堂效应”和“要素禀赋效应”。但值得注意的是，随着资本要素积累和污染密集型产业的发展，中国越来越多的资本密集型产业将获得比较优势，进而污染密集型产品的出口增加，这也将加剧中国水环境污染的进一步恶化。因此，需要通过不断完善中国水资源环境管理体系，实施最为严格的水污染监控管制，从而避免可能发生的贸易引致的中国水环境污染的进一步恶化。

最后，本文对中国水环境污染的指标选取为包括生活污水和工业废水一起的化学污染指标。事实上，生活污水在整个水污染排放中占据了较大的比重，这也可能影响中国水污染“污染天堂效应”和“要素禀赋效应”的实证结果。在今后的研究中，进一步剥离出贸易开放分别对中国生活污水和工业废水排放的影响将是一个值得深入研究的方向。

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篇4

关键词 产业集聚 经济增长 环境规制

一、引言

中国改革开放以来，经济增长迅猛，主要通过投资、进出口、消费“三驾马车”来拉动，这种模式达到了解放生产力、发展生产力的目标。后来随着中国的市场经济体制逐渐完善，极大地推动了中国的产业集聚。而集聚的形成一般是通过外部规模经济、技术溢出等优势，在提升产业竞争力、促进自主创新和优化资源配置等方面发挥了积极作用，从而在一定的程度上拉动地区经济高速增长。进入21世纪，尤其是2008年全球性金融危机以来，我国的经济增长面临动力疲弱、生态“雾霾”环境、自然资源超出人们承受能力的问题。近年来，我国粗放型经济增长模式带来的弊端，如环境污染已经不只是一个简单的经济问题，还是一个社会问题。2013年以来，“雾霾”这个词语占据了人们的视野，不仅成为人们心中无法抹去的阴影，也成为政府迫切需要解决的问题。我国现处于“三期叠加”时期，制造业作为经济增长与就业的重要推动器，但同时也是造成污染的根源。

二、产业集聚、经济增长与环境污染内在联系

最早Marshal（1920）系统研究了空间集聚，从金钱外部性和技术外部性解释了区位集聚，原因有个：专业化的中间产品和服务、劳动池效应及技术溢出、知识扩散。从此Marshal外部性的概念成为研究空间集聚的核心。在此期间，对于集聚的研究有过中断，但从20世纪90年代开始，学者对于产业集聚与经济增长关系的研究逐渐成为热点。从理论上分析，Krugman（1991）、Puga&Venables（1996）等经济学家认为，企业会选择市场潜力较大的区域进行生产，市场潜力扩大引起的前后相关联效应促进企业收益递增，进而在此区域产生集聚，从而形成“中心-”结构。Ottaviano&Martin（2001）在Krugman开创的新经济地理学理论基础上，加入内生增长理论以研究空间集聚与经济增长之间的联系，得出与Baldwin&Forslid（2000）类似的结论，证明了区域经济集聚会降低企业成本从而促进经济增长，而经济增长又反过来刺激其他产业向该地区集聚，进一步推动了产业空间集聚。Fujita&Thisse（2002）假定非熟练劳动力且不可自由流动、熟练劳动力且可自由流动两种前提下，运用内生增长理论得出了经济集聚与经济增长相互促进的结论。

随着理论研究的继续深入，国内外学者对于集聚与经济增长的关系在实证研究方面也作出了相当广泛的研究。在现有的文献中，发现关于经济集聚与经济增长之间的关系复杂，学术界目前对两者之间的关系存在分歧，大部分研究结果认为经济集聚对经济增长有促进作用，Crozet & Koenig（2007）利用欧盟1980～2000年的地区数据研究经济活动空间集聚对经济的影响。结果表明，空间集聚促进经济增长且经济活动空间分布越不均衡的地区增长越快。刘立云（2011）使用ISM模型和采用投入产出分析法对中西部文化产业集聚进行分析，结果显示，文化产业集聚对推动区域经济的发展具有重要意义。然而，一部分研究与上述观点不一致。此外，有些学者认为经济集聚与经济增长的关系并非是简单的线性关系。Brulhart&Sbergami（2009）采用工具变量法进行跨国实证研究，分析结果得出与Williamson（1965）结论一致，经济发展的初级阶段产业集聚对GDP增长具有促进作用，但达到某一水平之后，集聚对经济增长几乎没有影响。徐盈之等（2011）基于Barro增长模型建立门槛回归模型，利用中国30个地区1978～2008年省际面板数据对Williamsonhypothesis进行实证检验。研究结果表明，空间集聚对经济增长具有非线性效应，没有达到门槛值以前，集聚对经济增长具有正效应，但超出门槛值后，集聚会降低经济增长率，即威廉姆森假说在中国显著存在。

Nagesha（2007）认为，集聚对经济增长的非线性关系在于集聚醋精经济增长及城镇化发展的过程中，可能会产生环境污染这种负效应。对于环境污染与经济增长的研究学者也是非常关注，最著名的是Copeland&Taylor（1994）提出的“污染避难所”假说。他们认为一个国家实行严格的环境政策会导致国内企业成本增加，从理性人角度出发设定企业都已利润最大化为目标，这些企业将会重新考虑自己的投资决策，会使得企业将产业转移到环境标准减低的国家。学术界从环境角度研究主要从外商直接投资入手，Dua（1997）认为在贸易自由的情况下，各国为了吸引FDI会降低自己的环境标准以提高该国的经济增长，但结果会出现“向底线赛跑”的现象。

产业集聚与环境污染的本质是产业集聚的外部性问题，只是从环境角度出发。Esty&Geradin（1997）认为，发展中国家政府通过降低环境保护标准或放松环保规制以吸引外资，导致了国际环境条件的两极分化，得出发展中国家成为发达国家的“污染避难所”的结论。Matthew（2010）等采用日本的数据，支持“污染避难所”假说，特别是当贸易发生于发达国家与发展中国家之间时，实证结果更显著。朱英明等（2012），实证检验资源短缺和环境损害是否对工业集聚形成产生阻碍，结果发现水土资源短缺对工业集聚有显著的促进作用，但水环境污染对工业集聚产生显著的负面效应。张可等（2014）认为，经济集聚和环境污染相互存在明显的空间溢出效应，城市间的发展和环境质量存在交叉影响，具有双向影响的特征。近年来，集聚提高环境质量的外部性逐渐获得学者的关注。沈能等（2013）认为，产业集聚有效促进了产业内企业间的环保节能知识的溢出和共享，降低了低碳创新的成本和风险，减少了单个企业的治污成本，从而改善了碳生产率。因此，产业集聚可以作为控制污染排放总量和排放强度的重要机制。

三、结论

基于以上国内外研究成果的梳理，发现现有文献大多数是从实证的角度论证产业集聚与经济增长、产业集聚与环境污染之间的关系，很少从理论层面或影响机理角度分析。空间集聚在经济发展初期对经济增长起着重要作用，但超过某一水平后对经济增长的作用变小，甚至会对经济增长产生负面影响。原因在经济发展初级阶段，基础设施比较匮乏，资本市场进入受限，生产在空间集聚能够促进效率显著提升。但随着基础设施的完善，市场规模逐渐扩大，拥挤外部性会导致空间上的集聚出现分散的经济地理结构。可见，集聚与经济增长的关系很难用简单的线性关系来表示，那集聚与经济增长之间的关系是怎样的？产业集聚在什么程度上会对环境造成损害？环境污染在经济增长中是否发挥了关键作用？这都是以后值得研究的方向。

（作者单位为重庆工商大学）

参考文献

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关键词：经济增长；环境污染；环境库兹涅茨曲线；石家庄

基金项目：石家庄市科技局计划项目：“石家庄市经济发展与环境污染关系的实证研究”（项目编号：145790375）；河北省教育厅人文社科青年基金项目：“河北省经济发展与环境污染关系研究”（项目编号：SQ151117）

中图分类号：F29 文献标识码：A

收录日期：2015年4月22日

近年来，石家庄经济取得了巨大的成就，但在经济发展的进程中，以资源的高投入、环境的破坏为代价的经济增长方式，导致经济与环境的关系日益紧张。因此，对石家庄市经济发展与环境质量的关系进行实证研究具有十分重要的理论价值与现实意义。本文通过对1998～2012年石家庄市环境经济数据的经济计量模型研究，得出了石家庄市工业“三废”排放的EKC，并根据该曲线特点，提出协调经济发展与环境保护相关建议。

一、石家庄经济与环境现状

石家庄市是河北省省会，石家庄市地处华北平原腹地，与北京、天津、济南三大都市几乎是等距相望，地理位置十分优越。现辖8个区、11个县、3个县级市和1个国家级高新技术开发区，总面积1.58万平方公里，常住人口1，038.6万人（2012年底人口）1998～2012年17年间，石家庄市的地区生产总值从656.4亿元上升到4，863.6亿元，实现了经济总量的高速增长，但产业结构变化不明显，第一产业比重不断下降，第二产业基本保持不变，而第三产业比重提高不明显，一直保持“二三一”产业格局。（图1）

环境污染主要来源于工业“三废”的排放量，第一产业对环境影响较小，第三产业对环境影响最小。近年来，石家庄市环境污染日趋严重，水资源日益短缺，地下水严重超采，地表河流沿途受工业污染源污染；大气污染更为严重，京津冀的雾霾天气已经引起了普遍关注，环境问题日益严峻。

二、石家庄市经济增长与环境质量计量模型分析

（一）指标量化及计算结果。选取人均生产总值（GDP）、废水排放总量、废气排放总量以及固体废弃物产生总量作为分析石家庄市经济发展与环境污染水平关系的指标，搜集石家庄市1998-2012年的经济与环境数据，其中GDP采用1998年不变价计算。采用无量纲化方法分别对以上指标进行标准化处理：

Mi*=（Mi-Mmin）/（Mmax-Mmin），（i=1，2，…，15） （1）

其中，i表示年序（1998年记为1，以此类推），Mi*为标准化后的数值，Mi为指标初始值，Mmax为指标最大值，Mmin为指标的最小值。

定义人均GDP标准化后的数值为Xi，即第i年经济发展水平指标。环境指标标准化后的数值为Yij，即单指标污染水平。

由废水排放总量、废气排放总量以及固体废弃产生总量建立综合指标――环境污染水平。用来表征环境污染综合水平：

Yi=■Yij/3，（i=1，2，…，15；j=1，2，3）

式中，Yi为第i年的综合环境污染水平，j为污染物状态类型，Yij为第i年第j种污染物排放量的标准化值。以1998～2012年统计数据为依据，进行计算，结果列入表1。（表1）

（二）石家庄市环境库兹涅茨曲线分析。根据表1中的计算结果，绘制石家庄市的环境库兹涅茨曲线。（图2、图3）研究时段内石家庄市环境污染状况随经济增长呈现波动变化，环境库兹涅茨曲线大体呈现 “倒U形+U形+倒U形”的变化特征，及M形，与传统的环境库兹涅茨曲线的“倒U形”不同。其中“倒U形”环境库兹涅兹曲线的峰值出现在2006～2007年间，人均GDP21，500～24，000元，这个时期的环境污染程度较高；而“U 形”的环境库兹涅兹曲线的低谷出现在2008～2009年间，此时人均GDP为21，800～30，000元之间。这个时期的环境污染程度较低，与2008年北京举办奥运会有密切关系。第二个“倒U形”的峰值出现在2011～2012年间，随后开始出现下降趋势，2012年京津冀地区严重的雾霾天引起了社会各界的普遍关注，市委、市政府也加大环保工作力度，因此出现了环境污染水平有所缓和，但是整体水平依然较高。

工业废水排放量、工业废气排放量、固体废弃物产生量单项指标的环境库兹涅茨曲线，分别呈现“W形曲线的上升阶段”、“倒U形+U形”即N形、和“倒U形下降阶段”特征，即M 形，从图2和图3可以看出，综合环境的污染与废气排放量的形状基本一致，说明大气污染是石家庄污染的主要污染源。

三、结论与建议

（一）结论。通过实证研究可以看出：环境库兹涅茨曲线只是一个客观现象，而不是一个必然的规律，在不同的国家和地区EKC具有不同的表现形式；研究结果只反映的是石家庄市这一阶段环境库兹涅茨曲线的局部变化，而不是整体的变化趋势；根据石家庄实际情况，近年来废水、废气排放量有上升的趋势，今后应加强对废水、废气防治和治理工作。同时，逐步降低第二产业以及第二产业中重工业的比例，减少污染物的排放量，使得环境污染水平逐渐下降。

（二）建议

1、加快产业结构转型。环境污染主要来自工业污染物的排放，转变经济增长的方式，加快转变经济的增长方式才能从根源上改变工业污染的排放源，从而控制工业污染的总量。

2、优化工业行业结构调整，加快技术进步。工业内部的行业结构一定程度上影响着工业污染排放量，调整产业结构以及工业内部行业结构，对减少工业污染至关重要。因此，在工业化进程中，必须促进工业增长方式的转变，引进先进的技术和设备，加快旧设备的更新换代的能力和速度，推行工业低排放的清洁生产，走新型工业化道路。

3、加大环保投入。在保证经济发展的前提下，增加环保投资力度，提高污染治理投资在GDP中所占的份额，完善环境基础设施建设，加强环境保护和污染治理的能力，同时发展环境科技，创新环保产业，使环境质量得到进一步改善。

4、加强环境保护意识。提高全民的环保意识，加大环保教育的财政投入，向社会公众普及环保的科技知识，开展环境保护教育工作。推进企业环境行为信息公开化，建立严厉的奖惩制度。扩展公众参与渠道和制度，全民监督污染排放，全民参与环保。

主要参考文献：