环境污染的研究结论精选(十四篇)

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14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：

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关键词：政府规制；产能过剩；环境污染

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.10.06

中图分类号：F205文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2016）10-0026-05

Abstract：This paper devides the factors that affect environmental pollution into governmental regulations and excess capacity，establish static and dynamic panel model using provincial data from 1997 to 2012.Results show that， firstly Increasing the strength of the formal regulation can not significantly reduce pollution. Secondly， improving informal regulation has a significant role to environment，informal regulation has significantly inhibitory action to pollution that produced by excess capacity. In the end， excess capacity is the cause of pollution，resolving excess capacity will significantly improve the central and western areas environmental quality.

Key words：governmental regulation；excess capacity；environmental pollution

中国经济自改革开放以来一直采用粗放型增长方式，这种经济增长方式导致了资源的日益枯竭和生态环境的不断恶化。2016年3月10日，主席在参加两会青海团审议时强调：“像保护眼睛一样保护生态环境，像对待生命一样对待生态环境”。良好的生态环境是最普惠的民生福祉，现已到了改变“牺牲环境拉动经济”发展模式的关键时刻。工业的过度扩张导致严重的产能过剩，产能过剩的行业多是高污染行业，地方政府大都以牺牲环境来鼓励投资，企业所承担的私人成本远小于社会成本，进而出现过度投资，最终导致资源与环境不堪重负的局面[1]。如何有效治理环境污染？产能过剩与环境污染是怎样的关系？一般认为，工业是推动经济增长的最主要力量，同时也是环境污染的最主要来源。基于此，本文主要探讨工业部门政府规制和产能过剩对环境污染的作用是否显著、作用强度及影响机理，以期引导后续环境政策的调整与完善。

1文献综述

关于环境污染的影响因素，陈兴鹏等[2]揭示了环境污染指数随着人均GDP的上升而增加。叶阿忠等[3]分析了经济增长、FDI与环境污染交互影响体系。Zeng等[4]认为制造业集聚可以减轻“污染天堂”效应。日益恶化的环境正是发达国家污染工业厂商规避本国严格环境标准选择进入发展中国家投资建厂带来的后果，即Esty和Geradin[5]的污染避难假说。原毅军[6]认为技术创新对污染减排有显著的抑制作用。Magat等[7]以加拿大魁北克省纸浆行业为研究对象，检验环境规制对生物需氧量和固体悬浮物排放量的影响，结果显示环境规制能促使企业减少20%的排放量。Blackman等[8]研究证实墨西哥环保机构增加环境监察次数不能显著刺激企业采用先进的“净化”技术，正式环境规制没有真正发挥作用。

关于产能过剩的研究主要集中在两个方面：一是产能过剩的原因研究。林毅夫[9]提出“潮涌理论”，认为发展中国家对于新产业的发展前景具有良好的社会共识，引发投资的“潮涌”现象，导致产能过剩。陶然等[10]认为随着1994年分税制改革以及加入WTO以后，地方保护主义盛行，导致大量重复建设和产能过剩。二是产能过剩与环境污染的关系研究。江飞涛等[11]认为在我国特定的管理体制下，中央政府难以向地方政府提供环境保护的激励合同，宽松的环境政策及对污染企业的纵容使得高能耗高污染排放的行业生产成本外部化，最终导致产能过剩。张平淡等[12]利用我国2001～2008年27个制造业行业细分数据检验产能过剩与环境污染的关系，结果显示产能利用率与环境污染负相关。

本文在以上研究基础上，从以下三个方面进行拓展：一是从研究视角上，现有研究主要从经济增长、产业结构和技术创新来探讨环境污染问题，鲜有从产能过剩视角来探讨环境污染的影响机理；二是把我国分为东中西部地区，引入虚拟变量，分别讨论环境污染各因素的影响程度，提出差异化环境污染治理对策；三是解释中国环境污染的模型，必须要符合我国经济运行的特征和背景，本文在解释变量上进行了拓展，引入了非正式规制。

2政府规制、产能过剩对环境污染的作用机理

为了全面分析政府规制、产能过剩对环境污染的作用机理，构建如下理论分析框架，展现三者内在关联。按照“波特假说”，适度的环境规制有助于提升工业企业生产技术和创新水平，即同样的投入将增加更多产出，产品供给持续增加，引起产能过剩；环境规制有利于提升产品的竞争能力，市场对产品的需求增加，在一定程度上缓解产能过剩；非正式规制主要是指社会公众对污染企业的谈判和游说，对生产产生抑制作用，在一定程度上缓解产能过剩；如果污染企业改进技术，增加产量，将加剧产能过剩。总之，政府规制会对环境污染产生影响，而政府规制在产能过剩的背景下对环境污染的影响不同。为了从理论根源上了解政府规制和产能过剩对环境污染的作用机制，接下来将进行一系列实证检验。作用机理绘制如图1所示。

3指标及数据来源

本文考察我国28个省（市）（、海南、重庆等省市因数据缺失，不包含在内），样本期为1997～2012年。数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国人口统计年鉴》和国家统计局网站。

31被解释变量：环境污染EP

选取工业废水、工业废气、工业固体废物排放量（“工业三废”）三个指标来度量环境污染综合指数。排除人口规模的影响，以上各排放总量均除以年末常住人口数。由于各指标量纲不同，在进行环境污染综合指数测算之前，按如下步骤处理：

首先，对三种污染物排放总量进行标准化处理，即Ht=Ht-HminHmax-Hmin，Ht代表第t年各污染物标准化后的赋值，Ht代表各污染物当年的排放值，Hmax代表各污染物排放量的最大值，Hmin代表各污染物排放量的最小值。其次，采用层次分析法确定三种污染物在综合指数中所占的比重。最后，计算各年环境污染综合指数，即EPi，t=∑3j=1WjHtj（t=1，2，…16；j=1，2，3），EPi，t表示第i省t年的环境污染综合指数，j表示污染物种类，Htj表示第t年第j种污染物排放量标准化值，Wj表示第j种污染物所占权重。

32核心解释变量：政府规制强度和产能过剩程度

正式规制强度ER。借鉴Lanoie[13]采用工业污染治理投资水平占GDP的比重来表示，该指标值越大，说明政府正式规制强度越大。

非正式规制强度ERN。傅京燕[14]认为公众通过谈判或游说的非正式规制产生的环保效应更加明显。一般认为人们受教育程度越高将更加关注环境质量。借鉴Barro和Lee[15]的研究方法，用各省6岁及以上人口平均受教育年限来表示。计算公式为ERNit=∑（Eduyk×Popuk）÷∑Popuk，其中Eduyk表示第k种学历受教育年限，Popuk表示第k种学历的受教育人数，各种学历的受教育年限为小学6年、初中9年、高中12年、高等教育（大专及以上）16年，取自然对数。

产能过剩程度CU。遵循韩国高[1]的做法，用工业产能利用率作为评价产能过剩的指标，产能过剩=1-产能利用率，预期产能过剩与环境污染正相关。

33其他变量的选择

除政府规制强度和产能过剩程度外，还要考虑其他可能影响环境污染的因素。①经济增长GDP。选取各地区人均GDP来表示，为消除通货膨胀的影响，以1997年为基期，换算成实际人均GDP。为验证环境污染与人均收入之间是否存在环境库兹涅茨曲线（EKC假说），在模型中引入GDP及其平方项，如果GDP估计系数为正，平方项估计系数为负，则EKC假说成立，取自然对数。②技术创新水平Tech。采用各地区研发经费内部支出占GDP的比重来表示。③产业结构IS。选取第二产业产值占GDP的比重来表示。④外商直接投资FDI。采用经过价格平减处理以后的外商投资金额来表示，取自然对数。

4实证分析

41环境污染的影响因素分析

在前面分析讨论的基础上，构建如下多元面板回归模型：

规制强度，ERNit表示非正式规制强度，CUit表示产能过剩程度，为了探究政府规制强度和产能过剩程度对环境污染的联合影响，加入交乘项ERit×CUit和ERNit×CUit，it为4个控制变量向量，ωi表示不可观测的省际效应，vt表示时间固定效应变量，εit是随机扰动项，α0～α5、γ为待估系数。

如果不考虑测量误差、遗漏变量等内生性问题，对式（1）进行固定效应模型估计，结果将出现误差及不一致性。李铠[16]等认为环境污染具有一定的滞后效应，即当期的环境污染受前一期影响，因此本文在计量模型中引入前一项EPit-1，设定动态面板数据模型如下：

LnEPit=α0+ηLnEPit-1+α1ERit+α2LnERNit+α3CUit+α4ERit・CUit+α5LnERNit・CUit+γit+ωi+vt+εit（2）

模型（1）实证结果如表1所示。方程①单独考证正式规制、非正式规制和产能过剩对环境污染的作用。结果显示正式规制强度、非正式规制强度和产能过剩程度均与环境污染显著正相关，说明政府规制强度的上升不能减少环境污染，产能过剩程度与环境污染正相关。方程②加入了正式规制和产能过剩的交乘项，回归系数为正，但没有通过显著性检验。非正式规制与产能过剩的交乘项回归系数为负，且在1%水平上显著，说明产能过剩背景下，非正式规制对环境污染有抑制作用。加入控制变量得到方程③，GDP系数为正，其平方项系数为负，并且在10%水平上显著，验证了EKC假说的存在。技术创新的系数为负数，但没有通过显著性检验。产业结构系数显著为正，说明第二产业所占的比重越高，对环境污染的影响越大。FDI的系数显著为正，说明外商直接投资的增加会在一定程度上加大环境污染。这与宋马林等[17]的研究结论基本一致，资源寻求型的FDI严重破坏了东道国的环境。

42环境污染影响因素的区域差异分析

根据各省所处地理位置，将北京、天津等10个省市划℃为东部地区；山西、吉林等8个省划为中部地区；内蒙古、广西等11个省划为西部地区。建立模型（3），D为虚拟变量：

东、中、西部地区环境污染影响因素结果如表2③～⑤列所示。从回归结果看出，非正式规制强度对中部地区的环境污染的抑制作用最小，对西部地区的影响最大，所以西部地区应加大非正式规制的力度。产能过剩对各地区的环境污染均有促进作用，且在西部地区最明显，因为东部地区产能利用率本身较高，产能过剩地区大部分处于中西部地区，化解产能过剩将显著改善中西部地区环境质量。东部地区产业结构对环境污染的作用最明显，因为东部地区经济发展较快，工业所占比重较高，加快第三产业发展将显著改善东部环境质量。FDI对西部地区环境污染作用大于东中部地区，说明东中部地区的FDI多为市场寻求型，不会对环境造成很大破坏，而投入到西部地区的FDI多为资源寻求型，容易导致环境危机。

43关于产能过剩视角的进一步分析

实证模型中加入了非正式规制与产能过剩的交乘项，结果显示产能过剩背景下，非正式规制对环境污染抑制作用较大，说明产能过剩在某种程度上加剧了非正式规制对环境污染的影响，但这种逻辑关系是否存在，需要进一步检验。

以79%为分界点对各省产能过剩程度进行划分，产能利用率79%以下归为高度产能过剩区域，记为S区；79%以上归为低度产能过剩区域，记为W区。S区包括山西、湖南等13个省，W区包括北京、天津等16个省。在S区和W区分别建立环境污染的动态面板模型，回归结果见表2⑥～⑦列。S区非正式规制系数为-14691，W区为-10414。说明在产能过剩程度较高的区域，非正式规制对环境污染的影响较大，非正式规制对产能过剩造成的环境污染有平抑作用，进一步说明交乘项的运用具有稳健性。

5结论与启示

本文利用我国28个省市1997～2012年面板数据建立环境污染影响因素模型，检验政府规制和产能过剩对环境污染的影响。实证结果表明：正式规制对我国环境污染影响较小，非正式规制对环境污染有抑制作用。产能过剩是环境污染的重要原因。化解产能过剩将显著改善中西部地区环境质量。非正式规制对产能过剩引起的环境污染有平抑作用。第二产业所占比重越低，FDI越低，越能起到降污减排作用，加大东部地区产业结构调整，将显著改善东部环境质量。

基于上述结论得出如下启示：①制定适宜的政府正式规制强度。不能盲目提高正式环境规制强度，灵活运用排污费、污染许可证、环境税等规制手段，根据不同地区、不同产能过剩程度的现实特点，采用差异化的规制强度。②加大非正式环境规制强度，树立协调、共享、绿色发展理念。政府首先应加大宣传力度，号召全社会共同保护环境、保护赖以生存的地球。其次应加大教育投资，只有教育水平上去了，环保意识才能再上新台阶。③推行供给侧结构性改革，化解产能过剩。近年来多行业的产能过剩不仅造成了资源的闲置和配置效率的低下，还加剧了环境污染，在经济新常态下不能再盲目扩大投资规模，应加强供给侧改革，强化技术创新、错峰生产及“一带一路”战略等，淘汰落后才能，实现资源的有效配置和生态环境的协同发展。④合理使用FDI，优化产业结构。事实证明，FDI对我国的技术溢出效应非常有限，反而加剧了我国的环境污染，故不应该再盲目吸引和使用FDI。对东部地区来说，加快产业结构调整，降低第二产业所占比重是降污减排的发展方向。

参考文献：

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[15]Barro R J，Lee J W.International Data on Educational Attainment：Updates and Implications[J].Oxford Economic Papers，2001（3）：541-563.

篇7

Abstract： In this thesis， the influencing factors in the environmental pollution control are analyzed with the specific examples in the different areas and cities in Shaanxi province. There are two approaches of analysis involved here. First， a comprehensive evaluation value is obtained after the variables which can reflect the environmental pollution control in cities have been analyzed with factors. And then a further analysis is followed by Panel Data pattern with the above mentioned comprehensive evaluation value used as a dependent variable， and meanwhile the other influencing factors as an independent variable. A final conclusion is drawn that it is obvious that the industrial structure has greatly influenced the environmental pollution control and a suggestion to rapidly develop the third industry is presented based on the further improvement to the production capacity of the second industry in the different areas and cities in Shaanxi province.

关键词： 环境污染；污染治理；因子分析；陕西省

Key words： environmental pollution；pollution control；factor analysis；Shaanxi Province

中图分类号：X5 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2013）08-0305-02

0 引言

近年来，环境污染问题日益受到全世界各国的重视，我国也不例外，特别是“节能减排”已经上升到国家战略层面，各省级政府也将减少环境污染作为其“十二五”期间的重要任务之一。陕西省作为西部大开发重点省份的能源大省，近十年来经济保持了快速增长，从1999年西部大开发以来，陕西GDP翻了两番多，目前人均国内生产总值已经突破了3000美元。但近年来陕西省的能源消耗、环境污染与经济增长之间的矛盾日益突出，陕西省也采取了一些措施治理环境污染，取得了一定的成效。据国家发改委、国家统计局2011年6月的《关于“十一五”各地区节能目标完成情况的公告》，“十一五”期间，陕西省单位GDP能耗指标比2005年下降了20.25%，排在全国第15位。而陕西省内各地市的经济发展水平、产业结构等方面的不完全相同，那么具体到各个地市来说，不同地市环境污染治理的情况如何，以及环境污染治理要受到哪些因素的影响，这将是一个非常有意义的研究话题，但目前还没有见到相关研究。本文以陕西省为例，分析各地市环境污染治理情况及相关的影响因素，以期为政府部门的政策制定提供参考。

1 文献综述

国内现有的关于环境污染方面的研究，大多是以省级区域作为研究对象的，这些文献的思路一方面是对各省域的环境状况进行评价，另一方面对其影响因素进行实证分析。环境污染要涉及许多指标，这就要涉及到对不同的指标如何进行综合的问题，有一些文献对这些指标的综合方法进行了研究，有的文献采用了专家打分的方法（沈锋，2008），有的文献用了熵值法（沈能，2010）。杨万平（2010）认为这些综合的方法都有不足之处，并提出一种方法对固体污染物、液体污染物和气体污染物的排放建立了污染排放综合指标，实际上这种方法用的是主成分分析的思想。李国志和李宗植（2010）则将各省域的能源消费折算为二氧化碳排放量进行区域比较，在影响因素方面，将各省的总人口、人均国内生产总值、能源强度作为自变量，同时为了验证库兹涅兹曲线，还将人均国内生产总值的平方作为自变量。王群伟等（2010）则用Malmquist指数计算了各省域二氧化碳排放绩效指标，并从能源强度、经济发展、产业结构、对外开放和所有制结构五个方面来考察对二氧化碳排放绩效的影响，这五个方面分别选取了能源消费总量/GDP总量、GDP总量/总人口、第三产业增加值/工业增加值、贸易总额/GDP、国有企业职工数/总就业人数。魏巍贤和杨芳（2010）则研究了技术进步对中国二氧化碳排放的影响，其中将技术进步分解为自主研发和技术引进两个部分。杨万平（2010）在环境污染的影响因素中，则考虑了经济规模、产业结构、产权结构、贸易开放度、能源效率、能源消费结构以及能源价格。而关于省内各地市的环境污染状况及影响因素，我们目前还没有见到有关文献。根据现有文献的研究结论，本文提出如下假设：

除了工业生产外，居民的生活消费也会给环境带来一定的污染，从而加大环境污染治理的难度。李国志和李宗植（2010）的研究中，考虑了各省的总人口。我们认为总人口是一个绝对量指标，而用人口密度则更合适，该指标用某地区的总人口除以地理面积得到。因此本文中用各城市的人口密度来代替各个城市的居民消费。本文提出第一个研究假设：

假设1：居民消费会对环境污染治理带来负面的影响。

理论和实证文献已经证实，环境污染及治理要受到产业结构的影响，而且大多数文献认为工业生产会带来环境污染，而第三产业的发展则会减轻环境污染。大多数文献在分析产业结构的影响时，都用的是某一产业的增加值在国内生产总值中的比重来表示。我们认为除了增加值以外，还要考虑工业生产的具体情况，由于陕西省各地市数据的可得性，本文中，我们用各城市的工业企业个数来表示第二产业的情况。本文提出第二个研究假设：

假设2：城市第二产业发展会对环境污染治理带来负的影响，而城市第三产业发展会对环境污染治理带来正的影响。

一个地区的经济增长，既可能会带来经济效率的提高，从而降低环境污染，同时，也可能在经济增长的过程中，会造成环境的污染。因此本文提出第三个研究假设：

假设3：经济增长既可能对环境污染治理带来正的影响，也可能带来负的影响。

2 实证分析

本文中，我们选择陕西省各地市的三废综合利用产品产值、工业固体废物综合利用率、工业废水排放达标率、工业烟尘去除量、生活污水处理率、生产垃圾无害化处理率来表示环境污染治理的变量，时间跨度为2003年至2009年，数据来源于国研网数据库。对这六个变化运用因子分析，得到的主要结果如下表1所示。

从上表可以看出，对上述六个变量，我们可以提取两个公因子，我们对这两个因子得分按照分别取权重34.151%和27.658%，得到每个地市在各年的综合因子得分，如下表2所示。

从表2中可以看出，从2003年到2009年，各地市环境污染治理程度不断提高，特别是2004年到2005年。从各市的平均值来看，西安市的环境污染治理最好，其次是渭南，而最差的是商洛，这可能是和商洛市的工业固体废物综合利用率较低，而生活污水处理率、生产垃圾无害化处理率基本为0有关。

为了进一步检验本文中提出的各个假设，我们对每个假设提出相应的代替变量，如前文所述，我们用人口密度（X1）作为生活消费的代替变量，人口密度越大，表明生活消费越多。在产业结构中，我们用第二产业增加值占国内生产总值的比重（X2）、第三产业增加值占国内生产总值的比重（X3）、以及工业企业个数（X4）作为产业结构的代替变量。在经济增长中，我们分别用经济增长率（X5）和人均国内生产总值（X6）作为经济增长的代替变量。在此基础上，我们建立如下的Panel Data模型：

Yit=？琢+？茁1X1it+？茁2X2it+…？茁6X6it+？啄it

用Eviews6.0软件，经检验固定效应模型最适合本文的数据，而且其判定系数R2最大，为83.88%，估计结果显示只有第三产业增加值占国内生产总值的比值（X3）、工业企业个数（X4）、人均国内生产总值（X6）三个变量显著，得到的方程如下：Yit=0.0676X3it-0.0010X4it-0.6568X6it

从这个方程可以看出，X3对污染治理程度的影响是正的，而X4和X6是负的。这说明城市的第三产业越发达，则污染治理程度越高，而工业企业个数越多、人均国内生产总值越大，则污染治理程度越低。而其他的变量对陕西省各城市的污染治理程度的影响不显著。

3 结论

从本文的分析我们可以看出，陕西省各地市的环境污染治理程度差异较大，而且不同年份的差异也较大。如果各地市的第三产业增加值比重越大，则该地市的环境污染治理程度就越好，而第二产业增加值的比重和工业企业个数的值越大，则该地市的环境污染治理程度就越差。这个结论可以看出，各地市要大力发展第三产业。当然第三产业的发展，必须有第一产业和第二产业发展的支持。只有第一产业和第二产业发展到一定的程度，才会对第三产业的发展提供各方面的基础和条件。因此，各地市要加强对第二产业生产能力的改进，提高生产效率，减少污染排放，在此基础上大力发展第三产业。

参考文献：

[1]沈锋.上海市经济增长与环境污染关系的研究―基于环境库兹涅茨理论的实证分析[J].财经研究，2008，34，（9）：81-901.

[2]沈能.能源投入、污染排放与我国能源经济效率的区域空间分析研究[J].财贸经济，2010，（1）：107-1131.

[3]杨万平.中国省际环境污染的动态综合评价及影响因素[J].经济管理，2010，（8）：159-165.

[4]李国志，李宗植.中国二氧化碳排放的区域差异和影响因素研究[J].中国人口、资源与环境，2010，20（5）：22-27.

篇8

关于经济增长与环境污染之间的关系,国内外很多学者进行了大量研究。1992年,美国经济学家G•Grossman和A•Kureger对此提出了一个环境Kuznets曲线(EnvironmentKuznetsCurve,EKC)的假设[1]。该假设试图说明如果没有一定的环境政策干预,一个国家的整体环境质量或污染水平是随着经济增长和经济实力的积累呈先恶化后改善的趋势。他们采用跨国数据说明了EKC的存在,即最初环境恶化程度随着人均GDP的上升而上升,达到一个转折点后,将随着人均GDP的上升而下降。并把这种现象归因于以下几点:(1)当人们越富有时,对环境质量的要求越高;(2)人们越富有,越有能力降低环境恶化程度;(3)经济增长有利于经济结构向低污染型生产转化;(4)经济增长有利于加速降低环境污染强度的技术的进步。Beckerman(1992)甚至认为,“随着人均国民收入的提高,环境恶化程度的下降可以由经济增长来解决。”国外学者对这项研究的方法主要有两种:一种是在认为存在EKC的基础上,采用横截面数据和面板数据,通过拟合二次多项式或三次多项式模型进行估计,在此基础上再来计算出拐点而进行的;另一种是利用一个国家的时间序列数据来进行分析的。但是,前一种研究方法目前受到了许多严厉的批评。批评者们认为,只有使用单一国家数据才能判别不同污染的真实EKC是否存在(如RobertsGrimes1997)。截面数据仅仅能反映发达国家的经济增长与环境污染之间所具有的负向关系,它在发展中国家经济增长与环境污染是呈正向关系的,因而,它不是一个适用于所有国家的单一关系。这一结论同样也适用于一个国家内不同地区的截面数据。因为,采用截面数据等于暗含了所有国家(或地区)都有相同的发展路径,而实际上这是不可能的。

ListGallet(1999)就曾用美国1929~1994年的数据对不同州的EKC进行了分析,他发现不同州的转折点并不相同,即美国各州的污染路径是不一致的,从而也印证了上面的结论。至于第二种方法,目前国外对这方面的研究并不是很多,结论也并不相同。一种认为存在EKC,如Carson等人(1997)利用美国1988~1994数据发现七种空气污染物与经济增长存在负向关系,并且转折点明显在用截面数据计算出来的转折点之上,从而印证存在EKC。但是,大部分利用时间序列数据进行分析的研究却表明EKC并不存在,如HannesEgli(2001)利用德国数据所作的研究就证明EKC并不存在[2]。KathleenM.day(2001)利用加拿大数据也正证明EKC并不存在[3]。国内对我国经济增长与环境污染之间的关系是否符合EKC的研究始于20世纪末,在方法上虽然大都是采用时间序列数据进行分析的,所不同的是有的是以我国不同年份作为样本来进行研究的,如朱智(2004)就是利用我国1991~2001年的数据,采用指数回归模型进行研究的,并认为我国水环境与水利经济发展的关系位于EKC的上升阶段[4]。有的则以省市数据作为样本来进行研究的,如吴玉萍等(2002)利用北京市1985~1999数据[5]、高振宁等(2004)选取江苏1988~2002数据[6]、陈华文等(2004)利用上海市1990~2001年数据[7]、刘耀彬等(2003)利用武汉市1985~2000年数据所作的研究[8]。但这些研究有一个共同点,首先,都是先假定EKC存在,然后,再通过直接运用时间序列数据拟合二次多项式或三次多项式,并据此再求出拐点来进行的。综观这些实证研究,他们存在一个共同的弊端,那就是对于时间序列数据,并没有进行平稳性和协整性检验,因此,所得到的结论就有可能因为是虚假回归而不能令人信服。

改革开放以来,我国经济取得了很大的发展。“中国是地球上经济变化最快的地方,也许在历史上绝无仅有,英国用了差不多整个19世纪才使人均收入增长了2•5倍,美国在1870~1930年的60年间收入增加3•5倍,日本在1950~1970年增长了6倍,而中国却比它们都快。自从1979年摆脱了经济孤立后,中国的收入增长了7倍,如果中国经济还将腾飞,这样的转变引起的全球效应将是戏剧化的”(JimRohwer,2001)。然而,一个不容忽视的事实是,在经济高速发展的同时,我国的环境污染情况不容乐观:根据世界银行的《世界发展报告》(1998)提供的资料,我国1995年单位美元GDP的二氧化碳排放量是美国的5•5倍,日本的13•8倍,高收入国家平均水平的7•9倍,世界平均水平的4•6倍。根据世界银行的《世界发展指标》(1998)提供的资料计算,我国1993年日水污染量是美国的2•2倍,日本的3•4倍,英国的7•8倍。由此可见,我国经济发展付出了十分昂贵的资源和环境代价,这样的发展是难以持续的。因此,对我国经济增长与环境污染之间的关系到底是否符合EKC进行深入细致研究,这对保持经济持续快速增长,避免和减少环境污染具有重要意义。

二、经济增长和环境污染间关系的简化模型

(一)简化模型的设计

本文用来研究经济增长和环境关系的指标是这样设计的:用来反映经济增长的指标是人均实际GDP(通过价格指数进行平减);反映环境污染程度的指标是用工业废水排放量、工业废气排放量和工业废物排放量三个指标,即通常所说的“三废”指标。对环境污染程度之所以采用这三个指标,一是因为目前在我国普遍采用的都是以它们作为环境污染程度指标的;二是因为这三个指标具有长期值,便于进行统计分析,这三个指标中的任何一个上升都将意味着环境污染程度的加大。关于环境污染程度指标和人均GDP关系的EKC研究国际上常用如下两种形式的简化模型来进行:一是二次多项式;再一个是三次多项式,可以包括常数项或时间项。也有一些专家学者在此简化模型中加入了其他一些变量,如贸易强度(Grossman和krueqer1995)、能源价格(deBrugn,vandenBergh和Opschoor1998)、经济结构(surichapman1998)、经济活动的空间密度(kaufmannetal1998)和收入的不平等性等(TorrasBoyce1998)。但是,添加这些附加的变量,由于其中一些随着时间变化很少,因此,用在只有一个国家的利用时间序列数据进行估计的简化模型中作为回归量并不合适。此外,使用仅包含人均GDP作为变量的简化模型有利于进行国际比较。因此,我们所采用的简化模型中将不包含这些附加变量。本文采用的三次多项式简化模型来进行的,模型表达式为:lnEi=α1+α2lnYi+α3lnY2i+α4lnY3+ui(1)其中,lnEi为环境污染指标的对数,lnYi为真实人均GDP的对数。

在上述模型中,如果α2>0,α3>0,且α4=0,则环境污染程度曲线将呈倒U型曲线;如果α2<0,α3=0,且α4=0,则环境污染程度曲线将直线下降;如果α2>0,α3<0,α4>0,则环境污染程度曲线将呈N型;如果α2<0,α3>0,且α4<0,并以人均GDP为横坐标,环境污染程度指标为纵坐标,则环境污染程度也将呈现倒N型,这意味着一个令人满意的人均GDP和环境污染的长期关系将存在。利用上述简化模型,我们分别对我国的工业废水(E1)、工业废气(E2)和工业废物(E3)的EKC进行了估计,样本数据区间为1986~2003年,资料来源为1987~2004各年的《中国统计年鉴》,估计结果如下:对工业废水EKC的估计,采用三次多项式简化模型,经检验lnY3的系数不显著,采用二次多项式进行估计,结果如下:lnE1=4•368lnYi(18•21)-0•3253lnY2i(-9•80)R2=0•108DW=2•1F=0•85(Prob(F-statistic))=0•448769)(2)该估计方程虽然两个系数显著,但由于F检验的P值为0•448769,故回归方程总体上并不显著。对工业废气EKC的估计结果如下:lnE2=-328(-2•51)+142•746lnYi(2•64)-20•039(-2•69)lnY2i+0•94(2•75)α4lnY3(3)R2=0•98DW=2•28F=180•99(Prob(F-statistic)=0•000000)该估计方程系数均通过显著性检验,回归方程总体上也是显著的(F检验的P值为0),模型拟合很好,且不存在序列相关,这说明模型的解释力很强。对工业废物EKC的估计结果如下:lnE3=2283•95(3•436)-936•3lnYi(-3•373)+128•21lnY2i(3•324)-5•84lnY3(-3•277)(4)R2=0•741DW=2•13F=13•364(Prob(F-statistic)=0•000215)该回归方程系数均通过了显著性检验,回归方程总体上也是显著的(F检验的P值为0•000215),模型拟合很好,且不存在序列相关,模型的解释力较强。

从工业废水的EKC估计方程看,由于α2>0,α3<0,且α4=0可知,这似乎符合倒U形曲线存在的条件,但由于该回归方程在总体上并不显著,所以这种关系等于不存在;对于工业废气EKC估计方程,由于α2>0,α3<0,α4>0,故表明废气污染程度曲线是呈N型的,即最初废气污染程度是随着人均GDP的上升而上升的,当达到一个转折点后,将随着人均GDP的上升而下降,再达到一个转折点,又随国民收入的上升而上升;对于工业固体废物EKC估计方程,由于α2>0,α3<0,α4<0,故固体废物污染程度曲线是呈N型的,它表明对于工业固体废物而言,它是人均GDP与工业固体废物环境污染之间有一个令人满意的长期关系。上述分析结果表明:就中国而言,除了工业固体废物以外,对环境质量有益的人均GDP与环境污染程度指标的EKC关系并不存在。上述分析过程虽然采用的是时间序列数据,但由于并没有进行数据的平稳性检验,因此还很难肯定结论是正确的。因为如果数据非平稳,上述估计结果有可能是虚假回归,所以还需要对数据作进一步统计分析。

(二)变量的平稳性检验和协整分析

在对EKC简化模型估计过程中,为了避免可能出现虚假回归,因此,首先需要对上述简化模型中所涉及的时间序列变量进行平稳性检验,而后再对时间序列变量间是否存在协整关系进行检验。1•变量的平稳性检验。首先检验H0∶μ=β=δ=0,检验统计量为:F=(RSSR-RSSU)/JRSSU/(T-k)~F(j,T-k)(5)其中,RSSR和RSSU分别表示约束和无约束的残差平方和,J为约束个数,T为用于估计的观察值的个数,k为无约束的回归因子的个数。当计算出来的F统计量的值大于临界值时,则拒绝原假设,说明数据至少含有截距或时间趋势。然后检验H0∶β=δ=0,仍然使用上面的F统计量。如果接受原假设,则说明数据不存在时间趋势,类似的还可检验是否存在截距项。在上述检验过程中,滞后阶数的选取,一般是采用AIC标准或SC标准,我们是选用AIC标准进行。按照上述检验方法,我们首先进行的是ADF检验,然后是PP检验。

从检验结果可以看出:对于估计方程1、2,由于被解释变量lnE1和lnE2前者为平稳后者为二阶单整,而解释变量lnY、lnY2、lnY3却皆是一阶单整的,这表明,这两个估计方程的被解释变量和解释变量间不存在协整关系,因此,前述关于工业废水和工业废气所作的估计是“伪回归”。而对于工业废物估计方程,由于被解释变量lnE3与解释变量lnY、lnY2、lnY3皆是一阶单整的,表明此方程的被解释变量和解释变量间存在协整关系,因此,前述由该估计方程所得出的结论可信。2•变量协整关系的检验。为了进一步验证工业废物估计方程工业废物污染与人均GDP增长变量间的协整关系成立,对此我们又对模型中变量间的协整关系作了检验。对变量间协整关系的检验方法主要有两类:一类是单方程的最小二乘估计法,以E-G两步法为代表;另一类是最大似然估计法。相对而言,最大似然估计检验的势较E-G两步法高。不论采用哪一种方法,都必须在大样本下来进行才行。然而,我们所面临的问题却是样本容量过少,当样本较小时,单位根检验和协整检验将缺乏一定的可信性,因为渐近临界值只有在大样本下才比较精确。Maddalaandkim(1998)甚至认为样本容量应超过100才行。为了克服样本较小的问题,我们采用了类似单位根检验过程,分别采用了基于E-G两步估计法下残差的单位根检验和DW检验,基于最大似然估计法下的hohansen检验等三种不同方法进行协整检验,以弥补因样本容量较小的不足,增加检验的可信性。

E-G两步估计法是指第一步进行协整回归,第二步对协整回归的残差进行平稳性检验,如果残差是平稳的,则说明变量间存在协整关系,否则协整关系不成立,所以,E-G两步估计法下的协整检验实质上就是对残差的单整检验。但由于是对残差进行单位根检验,故它的检验的临界值和一般序列单位根检验的不同,它的临界值更靠左。Engle-Yoo给出了这个检验的临界值,称为EG和AEG检验临界值。由于在第二部分我们已经进行了协整回归,所以可以直接对它的残差进行单位根检验。经计算AEG临界值(无截距、无时间趋势、无滞后)为-4•2763,EG临界值为4•11,这说明残差是平稳的,存在协整关系。另一基于最小二乘估计的协整检验是对残差作DW检验,由Sargan-Bhargava(1983)提出,称为协整DW统计量,记为CRDW。其计算公式和通常用于序列相关检验的DW统计量的计算公式相同,即CRDW=∑Tt=2(^ut-^ut-1)2∑Tt=1u^2t(6)对于工业废物估计方程,经计算CRDW=2•13,临界值为0•89,说明残差是平稳的,故表明上述工业废物污染与人均GDP增长之间的协整关系是成立的。最大似然估计法下的hohansen协整检验是基于VAR来进行的。根据AIC准则,选择滞后期为2。为了说明工业废物是否随人均GDP的增长而趋于减少,在检验时采用数据存在线性趋势,并且协整方程存在截距项和趋势项来进行。无论是1%的显著性水平,还是5%的显著性水平,其统计量的值都大于临界值,故也表明上述工业废物污染与人均GDP增长协整关系成立。综合上述三种检验方法表明,工业固定废物和人均GDP之间确实存在着一个长期稳定的均衡关系。所以,关于工业固体废物的估计方程可信。

三、结论

篇9

企业环境污染问题是发展中国家面临的主要难题之一。我国自改革开放以来，工业化进程加快，企业环境污染与工业化相伴而生，各类环境问题集中出现。环境污染呈加剧之势，生态破坏范围不断蔓延，北京也被贴上了雾霾之都的标签。如今，环境问题已严重阻碍了我国经济和社会的发展。在这样的背景下，我国正在努力构建环境政策体系，投入大量的人力、物力和财力，通过环境规制手段影响企业环境行为，最终减少污染，以求社会、经济、环境、人与自然可持续发展。

企业环境行为受到的约束来自于多方面，包括政府规制、公众约束、非政府机构监督、消费者绿色需求等[1]。目前，我国政府主要通过控制型的行政干预和激励性的市场机制对污染企业进行环境规制。然而我国政府的直接行政控制存在管制执行率低下的问题，没有从根本上遏制企业污染恶化 [2]。政府环境规制执行力不足使得我国的环保法规形同虚设，对企业环境污染治理没有产生应有的作用[3]。在这种情况下，非正式环境规制如公众参与、社会舆论监督的作用正在逐渐显露。其中，环境非政府组织，简称环境NGO，已经成为了一支政府之外不容忽视的社会监督力量，被称作环境监护人公众利益代表，试图对企业进行倡导、影响和监督[4]。事实证明，政府环境规制和环境NGO 的监管共同影响着企业环境行为，在企业环境污染治理中构成了一个三方博弈问题。政府如何制定合理的管理法规，环境NGO 如何配合监管，企业如何积极顺从环境规制，改善企业环境行为，共同实现可持续发展目标，成为目前亟待解决的问题。因此，有必要对三方博弈关系进行均衡分析。

环境资源的稀缺性和环境污染的负外部性使得政府干预环境资源的使用具有必要性和合理性。对环境规制的研究始于庇古提出的用政府干预的方式解决环境污染问题以及科斯主张的以市场交易方式实现外部性的内部化。继而，国外学者开始对环境污染与治理问题进行深入广泛的研究。目前我国对于企业环境污染治理中环境规制的研究主要集中在以政府为主的命令控制型环境规制，政府对企业进行直接行政干预或通过市场机制影响企业的决策。张学刚、钟茂初[5] 运用博弈分析方法对政府环境监管与企业污染治理的互动决策进行深入探讨，结果表明政府因企业污染带来的收益、降低政府监管成本、加大对企业污染的处罚等有助于环境质量改善。张倩、曲世友[6] 对政府实施排污税环境规制下企业与政府之间的博弈关系进行研究，发现监管强度并不能直接影响企业的排污水平。申亮[7] 运用演化博弈论针对政府激励机制对绿色供应链下制造商生产策略演化行为的积极作用进行研究，认为政府构建的制度环境及激励机制并不是从一开始就能够促进企业向绿色市场转化，必须根据企业的反应不断加以调整并构建最优机制。这些研究结果反映出环境规制对企业环境行为的影响具有复杂性，并且存在监管失灵的问题，这使得学者们进一步思考环境规制如何影响企业环境行为，影响企业改善环境行为的因素及关键因素是什么。研究表明，企业环境行为不只受到政府规制的影响。Helen[8] 总结了环境供应链管理的驱动力和阻力主要源自于组织内部、规制、客户、竞争者和社会。Lee[9] 认为企业采取绿色实践的最主要驱动因素是买家影响、政府参与和绿色供应链成熟度。Hall[10] 通过案例研究和访谈发现来自环保组织的压力对企业绿色供应链管理有规制作用。Dungumaro[11] 等通过博弈分析讨论了公众参与在生态环境保护中所发挥的作用。基于这些研究，一些学者将两方博弈扩展到三方博弈进行研究。徐咏梅[12] 通过建立环保部门、企业和公众三方博弈模型，发现公众的环保参与既可以缩小企业的排污不达标空间，又可以扩大政府部门的监督力度空间。徐爱[13] 等构建了家电绿色供应链中政府、企业和消费者三方博弈模型，发现为企业和消费者提供补偿并对不执行绿色供应链管理的企业加大惩罚力度，有利于家电行业绿色供应链管理的实施。然而利用三方博弈对企业环境污染问题进行分析具有一定复杂性，现有研究多建立公众参与条件下的博弈模型，并没有将公众的经济收益考虑到其行为决策中，这使得现有的三方博弈分析有一定局限性。

以上研究成果主要集中在环境规制中政府对企业环境行为的影响方面，并未对环境NGO 的监管作用进行深入研究。环境NGO 作为继政府、企业之后的又一参与到企业环境污染治理中来的主体，对企业环境行为的监管有着不可替代的作用。世界资源研究所的工作论文通过五个案例研究，证明了环境NGO 在绿化中国供应链过程中所起的现实作用[14]。本文将通过构建企业环境污染治理中的政府、环境NGO 和企业三方博弈模型，分析三方博弈均衡条件及结果，并提出推动环境规制合理发展的有效建议。

2 三方博弈模型的建立与假设

本文认为企业是否顺从环境规制受到来自政府和环境NGO 的监管压力影响，形成政府、环境NGO 和企业三方博弈。各博弈方均为理性经济人，政府、环境NGO 和企业均以自身经济利益最大化为目标。企业可能选择顺从环境规制，也可能选择不顺从;政府有对企业进行管理的职责，两种策略选择为：对企业是否顺从环境规制进行检查，或者不检查;同时环境NGO 作为重要的社会监督力量，也有两种策略选择：对企业是否顺从环境规制进行监督，或者不监督。

企业如果顺从环境规制，一方面为达到环保要求产生成本的增加Cb，另一方面因产品更加环保，而提高价格、满足市场绿色需求使得收益增加Rb ;当政府对企业进行检查时，会对顺从规制的企业给予奖励补贴Sgb，对不顺从的企业处以罚金Pgb，同时政府产生检查成本Cg ;政府如不对企业进行检查，则需要对产生的污染进行处置，付出处置费Fg ;环境NGO 如果对企业进行监督，曝光其不良行为，会产生监督成本Co，同时受到来自政府的资助Sgo和来自公众的资助Sso ;企业由于不顺从环境规制，会因环境NGO 曝光其不良行为而蒙受损失Lb。各参数均为大于0 的常数。

政府、环境NGO 和企业三方博弈关系。该博弈模型解释了企业环境污染治理现状中政府、环境NGO 和企业的相互关系。目前社会多数企业环保意识不强，政府主要通过补贴与奖励手段鼓励企业顺从环境规制，对不顺从的企业通过惩罚来施加一定的压力，通过各种手段促使企业环境污染治理现状得到改善;而环境NGO 的资金主要来自于政府资助和社会资助，对于污染企业，通过曝光不良环境行为来对其施加压力，辅助政府进行监督。

3 结论与政策建议

3.1 结论

本文建立了企业环境污染治理中政府、环境NGO 和企业的三方博弈模型。在该模型中，最理想的策略组合为(企业顺从，政府不检查，环境NGO不监督)，即x 越大越优，y、z 越小越优。通过纯策略纳什均衡分析以及混合策略纳什均衡分析得出以下结论：

(1)影响企业顺从环境规制的主要因素为政府罚金和政府补贴，并且政府罚金对企业的规制效果更好。政府设置越高的罚金可更加有效地提高企业顺从环境规制的积极性和主动性。而高罚金和高补贴并存的管理制度会降低企业积极性和主动性。此外，只有在政府罚金大于政府检查成本的情况下，政府才会执行检查，企业才会顺从环境规制，所以政府罚金的设置需以检查成本为依据。

(2)影响政府检查概率的主要因素为企业成本、企业收益和环境NGO 的监督力度。对于政府而言，企业成本的降低和实施的增加直接导致企业改善环境行为的积极性提高，则政府可降低检查力度;同时环境NGO 监督力度提高促使政府检查力度的降低，证明环境NGO 对政府有辅助监管作用。

(3)影响环境NGO 监督概率的主要因素为企业成本、企业收益和政府的检查力度。同理，对环境NGO 而言，企业成本的降低和收益的增加使环境NGO 的监督力度降低;政府检查力度的提高促使环境NGO 监督力度的降低，也证明了政府和环境NGO 之间存在相辅相成，互为帮助的关系。

3.2 政策建议

根据以上结论，本文立足于政府、环境NGO 和企业的角度，分别提出政策建议。

政府实施有效的环境规制需从三方面入手：一方面，对消费者和公众加强绿色消费意识和环境保护意识的宣传，提高消费者和公众对绿色环保产品的偏好，从而从市场源头提高对绿色环保产品的需求，使企业的收益增加;另一方面，制定合理的惩罚与奖励机制以提高政府的监管效率，罚金的设置需以检查成本为根据，高于检查成本，才可真正做到对企业的检查行之有效;对环境NGO 的管理方面，政府应大力支持环境 NGO 的发展，使其更好发挥对企业环境行为的监督作用以及对政府的辅助作用，形成监管联盟，构建有效的联合治理模式。

篇10

关键词：外贸　FDI　环境污染　长短期关系

20世纪80年代以来，长三角地区外贸、外资(FDI)利用均取得了巨大成就，1985―2007年间，整个地区外贸总额与FDI实际利用额的年均增率分别达到了23.46％与32.86％，从而使长三角成为我国外贸增长最快、吸收外资最多的地区之一。然而，在外贸、FDI推动区域经济高速增长的同时，长三角的环境污染却呈现出不断恶化的趋势。2007年整个地区工业废气、废水排放量以及工业废渣产生量已分别达到1985年的约6.01倍、1.09倍和4.19倍，由此带来的大气水体污染、酸雨赤潮频发以及废物垃圾堆积等环境问题严重威胁着整个区域的生态环境。那么，长三角地区外贸、FDI的增长与其环境污染存在着怎样的关系?该地区是否会因此而沦为新的“污染避难所”?鉴于以上问题，本文选取了长三角地区1985-2007年间外贸、FDI及三废排放的数据为样本，通过各种时序计量分析技术对该地区外贸、FDI与环境污染之间的长短期动态关系以及双向因果关系做了深入探究，以期验证前人理论在长三角地区的适用性，并为该地区贸易环境政策的调整提供理论依据。

一、文献回顾

关于贸易与环境的关系问题，国外学术界曾经在20世纪60、80、90年代分别掀起过三次研究热潮，期间涌现了大量的研究成果，主要存在三种不同观点。一是有益论。如Bhagwati(1993)、Stevens(1993)、Strutt和An―terdersonfl9991等均认为自由贸易有益于改善环境质量：Lyuba(1999)、David(2001)、Jeffery(2002)等人则支持“污染光环”假说，认为跨国公司的高效生产具有示范效应，能促使东道国环境得到改观。二是损害论。如Conrad(1993)、Chilchilnisky(1994)、Copeland和Taylor(1995)、和Geradinfl9971等人认为无论在短期或长期，若环境产权未能明确界定。贸易自由化对环境的影响都是消极的：而Smarzynska(Z001)、Kolstad(2002)、Hua Wang(2005)等人的研究则基本证实了“污染避难所”假说，认为发达国家严格的环境管制会促使污染产业迁移到管制较松的发展中国家，从而使其逐渐沦为“污染避难所”。三是折衷论。如Grossman和Krueger(1991、1995)、Keydiche(1993)、Runge(1994)以及Dean(1997)等认为贸易与投资的环境效应是复杂多维的，不能一概而论是利或弊，而应根据一国的经济发展阶段、居民收入水平、环境政策等情况，从辩证、动态的角度综合考察贸易投资对环境的影响机理及效应之间的“角力”。国内在该领域的研究始于20世纪90年代后，至今尚未形成完整的理论体系，文献多侧重于实证分析，在研究结论上存在较大分歧。如赵玉焕(1997)、沙文兵(2006)、周茂荣(2008)等认为贸易投资的增长会使我国环境问题日益严重，而张连众(2003)、李芳香(2004)等则认为贸易开放有利于环境保护。

二、数据、模型与实证检验

(一)变量选取、数据来源与处理

本文首先应用SPSS14.0对长三角三废数据进行了主成分分析，并将以此为基础构建的环境污染综合指数用于表征因变量环境污染(PLTN)，然后用长三角三省市加总的出口额、进口额与FDI实际利用额(单位金额均为亿美元)来分别表征出口贸易(EXP)、进口贸易(IMP)与外商直接投资(FDI)等自变量。文中数据均来自1986―2008年间江、浙、沪三省市的地方统计年鉴与环境状况公报，样本容量为23。为消除价格因素影响以获得变量实际值，本文对三省市加总的进、出口总额分别用WTO公布的中国进、出口商品价格指数进行了平减，FDI实际利用额则采用上海市统计局公布的固定资产投资价格指数来代替整个地区的指数进行了平减。所有价格指数均以1990年为基期经转化计算而得。由于自变量与因变量间的量纲不同，同时为增强数据稳定性并消除异方差的影响。本文对出口贸易、进口贸易与FDI等变量的数据也做了先取对数，后作标准化的处理，并在分析中分别记为：LNEXP，LNIMP，LNFDI。

(二)单位根检验

只有同阶单整的非平稳时序之间才可能存在协整关系，因此本文首先采用ADF单位根检验法对上述各变量的平稳性及其单整阶数进行了检验。检验时，本文根据各序列的曲线图来确定模型是否包含截距项和时间趋势项，滞后阶数p则在设定最大滞后长度后由EVIEW6，0软件按AIC准则自动选择最佳滞后期数。由检验结果表1可知，四个变量的原始时间序列都是非平稳的，但它们的一阶差分变量都平稳，因而都具有一阶单整I(1)现象，可在此基础上进一步做Johansen协整关系检验。

(三)协整关系分析

协整关系是指非平稳变量之间存在的一种长期稳定的均衡关系，本文在建立VAR(m)型的基础上采用Johansen and Juselius(1990)提出的方法对上述各变量进行了协整检验。首先依据EVIEW6.湔滞后长度判别检验的结果，将VAR模型的最佳滞后阶数m设为3。然后根据初始数据的特性，再将协整检验形式确定为“序列有线性趋势但协整方程仅含截距”，鉴于协整检验是对无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期进行约束检验，因此协整检验时的滞后期数应设为2。从检验结果表2可看出，最大特征根与迹统计量检验均表明在5％的显著性水平下变量间最多存在两个协整方程，现将第一个能准确反映变量间关系的协整方程写成如下数学表达式：

PLTN=0.404217+1.558060LNEXP-0.698444LNIMP+0.171226LNFDI

(1)

(0.13812)

(0.13262)

(0.01632)

由检验结果及表达式(1)，我们得出以下结论：一是从长期看，长三角地区的外贸、FDI与环境污染确实存在稳定的均衡关系；二是LNEXP，LNFDI与PLTN之间存在正的协整关系，即出口贸易和FDI加重了长三

角地区的环境污染，出口与FDI每增加1％，三废排放分别增加1.56％与0.17％：三是LNIMP与PLTN之间存在负协整关系，即进口贸易减轻了长三角地区的环境压力，进口每增加1％，三废排放减少0.70％：四是从系数的绝对值来看，出口对环境污染的影响最大，进口次之，FDI最小。这些结论与长三角的现实状况是相吻合的。20余年来，长三角工业制成品的出口贸易迅速增长，其中石化矿冶、纺织印染等污染密集品的出口规模也在急剧膨胀，而现代服务贸易与高新技术产品贸易却相对滞后。FDI大量流人中低端制造业与高耗能产业，致使整个地区偏污染型的生产活动规模不断扩大，虽然FDI能产生一定的技术外溢、制度示范等正面效应，但远低于其生产规模扩大所带来的环境负面效应，结果导致整个地区的工业排放日趋增多，环境污染随之恶化。与此相反，进口贸易则减缓了长三角地区的环境压力，这主要是因为商品的进口，尤其是污染密集品的进口不仅能促进市场竞争，有效替代过剩产能，而且先进技术设备的引进与扩散能提高整个地区的劳动生产率和资源利用率，从而有助于缓解经济贸易增长所带来的环境负影响。

(四)向量误差修正模型

根据Engle表述定理(1987)，若变量之间存在协整关系，则基于VAR模型可建立向量误差修正模型(VECM)以检验变量间的动态关系。在VECM模型中，误差修正项ecmt-1能反映变量之间在短期波动的不断调整下最终回归的长期均衡关系，而修正系数矩阵仅则能反映差分因变量偏离长期均衡状态时系统对其进行修正的调整速度。在做VECM检验之前，本文先对整个模型的平稳性进行了检验，由检验结果图l知，所有特征根均落在单位圆内或圆上，表明VECM模型是稳定的，由此得出的结论较为可靠。鉴于VECM的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，而前文确定的VAR模型滞后期为3，因而本次VECM检验的滞后期应设为2，检验时序列仍保留确定性趋势但协整方程仅含截距项。运行EVIEW6，0后，可得到以下矩阵形式的估计结果：

其中Yt=[PLTN LNEXP LNIMP FD]，veemt-1=(1-1.558 0.698-0.1711xYt-0.404。模型总体检验统计量为：LogL=96.3；AIC=-8.4；SC=-7.8。从以上矩阵方程的第一行数据可得出以下结论：短期内LNEXP对PLTN会产生显著的正向影响。且影响系数较长期大，这表明长三角地区出口的增长会使污染排放短期内立即增加，长期内出口贸易所发挥的规模效应与技术效应却部分抵消了其短期所产生的污染效应：与长期影响一样，短期内LNIMP也对PLTN产生显著的负面影响，因此进口贸易的生产替代作用能在短期内有效缓解污染排放压力，且长期内随着进口贸易技术溢出效应的发挥，其对污染排放的抑制作用会更大，因而进口的长期影响系数会大于其短期系数；与长期影响相反。短期内LNFDI会对PLTN产生较显著的负面影响，但影响力度较长期小，可见FDI的流入在短期内有利于污染排放的减少，这是因为外资项目的建设通常需要一定的周期，在外资企业开工投产前或试运营期间，其生产规模较小因而污染排放也较少，加上企业创建初期技术设备、中间品的进口还能产生一定的国产替代效应与技术溢出效应，所以短期内的污染排放不仅不会增加反而会有所减少，但长期内随着产能的扩大，特别是区内上下游产业被带动发展后，FDI将逐步发挥其进口替代效应，从而使国内生产与污染排放的压力随之增大。当FDI的污染排放效应超过其技术转移效应时，FDI必然会加剧环境污染；误差修正项的系数为负，符合反向纠正机制，而其绝对值较小，表明短期波动对长期均衡趋势的偏离程度较低，因而系统调整速度也较小，所以长三角地区外贸、FDI对污染排放的影响还是比较稳定的。从矩阵方程的其他几行数据还可看出，在滞后两期内PLTN对LNEXP与FDI均有较显著的负面影响，但影响系数较小，说明近年来随着环评审批、环保“三同时”、排污注册与许可以及排污费征收等环保措施的相继出台，长三角地区的环境政策法规体系日趋完善，环境执法与监管力度也有所提高，因此环境规制在抑制整个地区的粗放型出口与引导外资流向等方面已经初现成效。

(五)格兰杰(GRANGER)因果关系检验

协整关系的存在并不表明变量之间必然有经济意义上的因果关系，因此还需采用格兰杰因果检验法做进一步验证。本文首先基于变量的水平值对长三角地区PLTN与LNEXP、LNIMP、LNFDI间的长期格兰杰因果关系进行检验，然后在上文VECM模型的基础上应用WALD系数检验法对变量的差分值进行短期的因果关系检验。从检验结果表3可知，不管是长期或短期，在10％以内不同的显著性水平上，LNEXP、LNIMP与LNF―DI均是PLTN的格兰杰因，表明长三角进、出口贸易与FDI流入确实是影响整个地区环境污染变化的统计学原因：反过来，在90％左右的置信度水平上，PLTN也是LNEXP与LNFDI(LNIMP除外)的格兰杰因，这表明随着长三角地区环境管制的加强，环境资源，作为一种对比较优势具有影响力的生产要素，已通过成本传导机制对长三角的出口贸易与FDI产生了一定的反作用，但对进口贸易的反作用由于环境监管、执法等方面的原因目前尚不明显。

篇11

1　复合污染指数的构建

1.1　指数构建方法

所谓复合污染是指多种污染物对同一介质(土壤、水、大气、生物)的同时污染。实际中的环境污染多属此类污染。复合污染问题的典型反映是污染物在城市之间相互输送，造成各城市污染相互关联及多种高浓度污染物在时空上的叠加，导致污染物在生成、输送、转化过程中产生耦合作用，对人体健康和生态系统造成协同性负面影响。

由于复合污染中污染物之间的相互作用及影响机理非常复杂，很难完善地构建出一个复合污染指数，来准确地反映各种污染物相互影响之后的污染程度。本文尝试构建一个复合污染指数，旨在引入复合污染的思想，使研究中对环境污染的考察更全面、更准确。在复合污染指数的构建过程中，首先确定主要污染物的种类，然后运用客观赋权法熵值法对各种污染物赋权，最后对不同介质中容易引发复合污染的主要污染物的权重系数进行调整，以体现复合污染对环境污染程度的加重。

1.1.1　主要污染物种类

我国大气中主要的污染物有二氧化硫、烟尘和粉尘，选取上述主要污染物及工业废气排放量作为对大气污染程度的衡量；在水体的污染中，化学需氧量(COD)是对水体中各种污染的综合反映，选取化学需氧量和工业废水排放量作为对水体污染的衡量；土壤污染中，各地污染物的种类存在差异，本文以工业固体废弃物产生量作为对土壤污染程度的衡量。

复合污染综合指数构建的方法是将上述七种主要污染物的污染程度按一定的权重加总。复合污染综合指数的公式如下：

上述七种污染物的顺序分别是废水、废物、废气、二氧化硫、烟尘、粉尘和化学需氧量(COD)。

1.1.3　权重系数调整

介质中容易引发复合污染的污染物的存在，会使污染的程度进一步加剧，因此在复合污染指数的构建中，需要对容易发生复合污染的污染物权重进行调整。由于复合污染发生的机理复杂，无法精确地计算出污染物权重调整的系数。为体现考虑复合污染的思想，本文将每种介质中容易发生复合污染的典型污染物的权重系数乘以1.5，其他污染物权重系数不变。现阶段我国大气中的烟尘容易引发复合污染，水体中化学需氧量(COD)是对单一污染及复合污染结果的一个综合体现。土壤污染中，本文只考察工业固体废弃物排放量这一指标。所以在权重系数调整过程中，将工业烟尘排放量、化学需氧量(COD)和工业固体废弃物排放量三个指标的原有权重系数乘以1.5，以此来反映复合污染对环境污染总体状况的影响。权重系数调整之后，复合污染指数的表达式如下：

1.2　各省复合污染指数计算结果

将各省的污染物数据进行极值标准化处理，然后乘以每种污染的权重计算得出各省复合污染指数。计算结果如表1所示。

建模的思想是，减少坏的产出是要付出成本的，换言之，减少坏的产出就要放弃一些好的产出。根据文献[8]，生产可能性集和P(x)满足如下条件：

(1)闭集和凸集；

(2)联合弱可处置性：如果(y，b)∈P(x)且0≤θ≤1，那么(θy，θb)∈P(x)；

(3)如果(y，b)∈P(x)且b=0，那么y=0；

环境生产函数的一个缺点是它只是要尽量使好的产出最大化，而没有考虑到对坏的产出的减少。为了能使一个函数既能表征污染的减少，也能表征好的产出的扩大，我们引进方向性产出距离函数。方向性环境距离函数值测度了在给定方向、投入和环境技术结构下，“好”产品扩大和“坏”产品缩减的可能性大小。这与传统的产出距离函数的含义不同。

模仿标准距离函数的技术效率的度量方法，方向性距离函数的效率度量也可以定义为一个在0与1之间的指数。环境技术效率为“好”产品的实际产出量与环境技术结构下的前沿产出量的比率。方向性环境技术效率(ETE)定义如下：

我们用它来评价各行业增长与环境协调性，环境技术效率越大，说明离环境生产前沿越近，相应的行业增长与环境就越协调。这与我国当前倡导经济发展“又好又快”的理念一致。“快”是指经济增长速度高，“好”指的是污染少。

3　各省环境技术效率的测算

3.1　变量与数据

在运用方向性距离函数进行效率评价时，投入和产出变量的选取是非常关键的。本文旨在研究考虑复合污染情况下的环境技术效率，所以对污染产出指标给予极大重视。本文在上一部分中构建的复合污染指数作为环境效率评价模型中的&ld quo;坏的”产出指标，各地区的GDP综合反映了该地区取得的经济成果，因此将其作为“好的”产出指标。在投入指标的选取上，目前的学者多从资本、劳动力和能源投入三个方面选取。

本文的研究覆盖我国除西藏自治区、台湾省、香港和澳门特别行政区以外的所有地区，为保持数据统计口径的一致，把重庆市的数据归入四川省，总共29个省、直辖市、自治区(以下全部称为省)。采用年度面板数据，样本区间为2003-2009年。生产过程中需要要素投入，同时会有“好的产出”和“坏的产出”。需要投入的三种要素为资本存量、劳动力和能源。“好的产出”为GDP，“坏的产出”为环境复合污染程度，用复合污染指数来衡量。

3.2　各省环境效率实证结果

利用资源投入、产出和污染排放数据，采用非线性规划技术，计算每年各地区的环境技术效率。利用各地区2003-2009年要素投入、产出和环境污染数据，应用lingo软件对非线性规划模型进行求解，计算得到方向性距离函数的值，进而得到方向性环境技术效率(ETE)的结果。表3所示为各省2003年-2009年间的环境技术效率得分。

从上述结果可以看出，我国各省环境技术效率值在0.48至1之间。定义[0.9，1]的区间为高效区，[0.7，0.9)的区间为中效区，0.7以下为低效区。2003年-2009年期间，平均水平位于高效区的有：广东、上海、江苏、山西、广西、天津、内蒙古和辽宁；位于中效区的有：福建、湖南、河南、北京、黑龙江、湖北、山东、浙江、河北、吉林、甘肃和安徽。位于低效区的有：江西、四川、海南、陕西、新疆、云南、贵州、青海和宁夏。七年间始终处于高效区的有广东、上海、江苏、山西、广西和天津六省市；效率有上升趋势的省市有北京和宁夏；大部分省市的效率有下降的趋势。在不同年份上，最佳环境技术效率的省份分布相对比较稳定。

4　结论与政策建议

在环境问题，特别是复合污染的效应愈加显著的当前状况下，建立合理指标对复合污染程度进行量化测度，并在此基础上分析各个省份的环境技术效率是制定相关政策、完成节能减排任务的重要依据。本文利用方向性距离函数，对我国29个省区市2003-2009年复合污染状况、区域环境技术效率进行了实证研究，得出以下结果：

(1)从横向上来看，各省市间环境技术效率值有较大差异。经济发达地区如上海、江苏、广州等地的环境技术效率较高，云南、贵州、青海和宁夏等经济欠发达省份的环境技术效率较低。总体上来说，我国的环境技术效率表现出区域不平衡的特征，东部省份最高，中部次之，西部最为落后。省份间的环境技术效率差异说明，很多省份的节能潜力巨大。

(2)从时间上来看，绝大多数省份的环境技术效率值成下降趋势，但是下降的幅度不是很大。环境技术效率的恶化很大程度上可能源于我国“十一五”中后期经济发展模式的逆转，钢铁、水泥、电解铝、煤炭等行业发展过快，重新转向低质量、低效益、低就业、高能耗和污染高排放的增长模式，2005年重工业占工业总产值的比重高达69%，显现出过度工业化的特征。

(3)从直观上可以看出，环境技术效率的变动与环境污染程度之间存在反向关系，环境技术效率的水平对环境污染程度大小的影响较大。减少环境污染的程度，就要提高环境技术效率。

(4)与其他相似研究相比：很多学者对我国省际间的能源效率进行了研究，代表性的有胡鞍钢等[10]，袁晓玲等[11]。他们的研究表明，全要素能源效率经稳步提高后，自2002以来出现了下降趋势。这种总体趋势和本文得出的结论是一致的。但是在个别省份的效率值及排名上出现了差异，主要原因有两点：一是现有的大部分研究在考察效率时，没有考虑尽量减少“坏的产出”即污染物的排放，而本文采用的方向性距离函数，强调了好的产出的增加和坏的产出的减少；二是本文对环境污染的考察考虑了复合污染的效应，而其他研究多是以二氧化硫等一种污染物的排放量表示环境污染的程度。从以上两个方面可以看出，本文的研究更全面，对效率考察的理念更能体现“又好又快”的思想。

篇12

【关键词】污染 空间溢出 聚集

经济活动会出现污染情况，属于负外部属性。目前我国大城市都处在高污染和经济发展的矛盾影响中。城市的环境会对经济的聚集效益产生约束影响。在长三角和京津唐以及珠三角这三个主要经济带中，其影响的机制相对较为明显。如何在经济聚集以及环境污染互相影响机制下，找到对应的空间关系，在对发挥市场化的经济联动效果中，让环境污染的防治获得合理的协调解决，促进我国城市一体化的合理经济发展。

一、问题的提出

经济活动会带来环境污染的问题已经形成了较为广泛的社会共识。大城市的聚集程度高，污染也会相应的严重。其经济发展与环境污染的矛盾问题会越来越突出。在对区域污染联合治理过程中，引起地区性的利益分割，产生了区域间联动政策和协调管理方式的矛盾。站在经济发展的角度，对区域间存在利益的影响关系进行分析，需要研究出在市场经济协调机制下，加深污染防治并促进市场以及政府共同协作，对污染进行整治。目前的研究，都偏向对聚焦和污染之间的单向影响因素，对其污染向聚集进行的反向影响因素并没有太多的实质性质研究。因而，其模型的建立都是通过经验进行的，其理论的推导并不充分。对聚集以及污染之间的空间相关性存在结果的偏向。都是通过对单一污染物以及来源存在的差异影响进行判定，其实证结果有一定不足，通过产出密集理论的研究，可以得出，目前我国地级城市的污染物有多种，并在空间联立方程模型中对其之间存在的双向作用以及空间溢出进行理论对立研究。对其外生变量以及内生变量之间的研究需要建立相互性。

二、从产出末端来构建经济聚集与污染之间的理论模型解读

其理论模型的研究，需要对产出密度基本模型进行分析，考虑到聚集会直接出现环境负外部性，因而在生产环节的外端进行分析，污染是生产的是附加类型的产品属性，需要对污染扩展在产出密度模型中的具体意义进行解读。假设0单位的产出效应会直接带来Q单位的污染产出数量。因而对现有的产出关系可以划分为两个层次，分为正常产出和污染产出。产出理论模型进行分析，产出并未包含非期望产出，污染作为一种附属产品，可以认为满足产出密度模型的基本特征。其模型所表述的结果，可以表示产出过程中污染产出与正常产出之间的比例关系，即污染强度。根据产出模型进行分析，可知正常产出在单位面积上的产出与就业密度、物质资本投入等外在影响条件有着直接的对等关系，经济产业的投入就会增加。意味着具有更高的劳动生产率，有利于促进聚集经济的形成，非农部门劳动生产率的提高会促进产出的提高，促进污染排放总量的增加。当非农部门中污染型产业的比重增加时，污染产出增加的速度高于整个非农部门的产出增加速度，从而导致污染强度增加。在其经济发展处在高速状态下，其污染的比率会开始提升。特别是诸如制造业等容易产生污染的产业聚集，产出过程中的污染副产出总量和强度会出现几何倍数的增加。当物质资本和劳动的单位回报率一定，根据产出密度理论模型可知经济聚集会通过地方化经济和城市化经济获得聚集的正外部性，未来获得聚集的溢出效应，微观企业个体受交通运输成本以及市场利益中心点发散，不断向中心地区聚集，使得地区经济聚集不断提高。其向心的作用就开始变得忽视。实现了生产上的规模经济，经济聚集主要表现为产出规模的扩张和污染产出的增加，经济聚集效果会产生污染的加速度排出，此阶段的地区发展目标主要为追求经济快速增长。当经济活动过度度集中时，随着聚集水平的继续增加，聚集呈现出明显的负外部性，需要对此类负外部性的满足0

三、研究的结论得出

首先聚集对环境污染的作用存在两个直接实现的方式，一方面通过经济聚集可以实现产能扩张并引起环境污染水平的提高。经济聚集通过外部溢出效应获得直接的生产水平的提高，但污染情况就会加重。环境污染对经济聚集的反向作用机制也有两个途径：一是环境污染通过企业生产成本来影响企业在空间上的布局，从而对经济聚集产生抑制作用；二是环境污染通过对劳动生产率产生的负面影响来抑制经济聚集。

其次，经济聚集和环境污染有着相对显著的空间溢出。城市的经济活动密度和环境质量与周边城市密切相关，周边城市的经济活动和环境治理都会对自身城市的经济以及环境产生重要的影响变动。周边城市的经济聚集、劳动生产率也会影响本地的环境污染，周边城市的环境污染。同时，环境污染也会对经济聚集有着重要的反推影响。

最后，对整理宏观经济角度分析，对外开放的环境效应为正，未来中国应继续加大引进FDI和承接国际产业转移，同时需要设置相应的环保门槛。技术进步是可以对环境有一定的改变影响的，但效果有限。考虑了经济发展水平与污染的关系后发现两者之间存在倒"U”型关系，且目前我国重点地级城市处于拐点的右侧，其对环境的规划效果需要保障在经济效能获得合理产出后，进行不断的政策调整以及细致优化。需要提高现有标准的水平，要保障在严标准以及城市发展的宏观要求中进行均衡性的考虑。

四、政策方面的启示

一方面，经济聚集与环境污染之间有着对等的相互影响关系，城市化的过程中不可片面追求城市的规模和经济密度而忽略环境污染对经济聚集的负面影响。应建立城市经济密度与污染数据的动态关联监测系统，确定经济密度和污染阈值，需要对经济活动区域以及污染活跃区域分布进行分析，降低污染对经济活动的负面影响。从产出末端角度看，应减少污染类的产出，降低污染型产出的比重，优化产出结构和提升产品附加值。通过要素投入进行分析，虽然环境消耗可增加产出，但过多使用环境要素也会产生更多污染，需要重视对技术更新的重视，要通过技术水平的提高，让生产率保障在增长同时，对环境的破坏影响降低到最低的变动范畴、资本和劳动要素对环境要素的替代，在提升现有监控标准的同时，并通过实际行动去引导企业对防治污染工作的重视。

另一方面，经济活动是污染的主要来源，经济发展协同是污染联合治理的根本，应形成地区经济协同为主要手段、政策管理为协同手段的防范管理机制。政策和管理上的联动可取得治污短期效果，从长期看，协调地区间的产业结构、发展规划等经济因素才是污染治理的根本。因此，主动去建立产业发展带，划分合理的产业结构分布区域并层面的协调组织，全面协调各地的发展规划，制定出完备的长期战略发展规划。环境污染不应该通过降低经济发展进行控制，需要通过对其经济聚集作用分析，选择适合区域经济发展的调整手段，合理的规划出产业集群带。同区域经济的结构和布局调整，选择最为适宜的技术最为辅助手段，实现污染的降低，并保障经济的发展速率。政策管理应该偏向防范管理机制，要对区域经济类型进行把控和适当的区分，对空间溢出要得出适当的风险防范预判，并通过政策的引导，让经济的发展获得合理和充分的延伸以及适当和功能完善的扩展。盲目的政策引导会加剧区域污染的出现，进而在后续的处理机制中，成本和周期会上升，带给经济增长约束的压力。

通过对经济聚焦与环境污染的空间溢出以及相互影响作用的机制进行恰当研究和分析。可以得出，目前我国的地级城市处在经济发展和环境污染矛盾的状况中。要在交互影响中，对其技术以及区域规划在其矛盾解决的作用有清晰的认识，对其空间溢出的效果要进行准确和全面的评估。

参考文献：

[1]史青.外商直接投资、环境规制与环境污染[J].财贸经济，2013，（1）.

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关键词： 外商直接投资 环境污染 库兹涅兹曲线

一、问题的提出

改革开放30多年来，我国以优越的投资环境和广阔的市场吸引了越来越多的外商直接投资，以市场为导向的经济体制改革使中国逐渐成为世界上最受欢迎的外商直接投资国家。1979年，我国实际吸收外商直接投资额仅有0.86亿美元；到2002年，我国实际利用外商直接投资额达527.43亿美元，首次超过美国，成为当年全球吸收FDI最多的国家；2008年，我国实际利用外商直接投资923.95亿美元。

大规模的外商直接投资为我国经济发展做出了巨大贡献，在促进我国经济增长、产业结构升级等方面发挥了重要作用；但随着外商投资工业污染的影响，我国的环境问题也愈发严重，特别是城市的空气污染迅速恶化。根据总资产核算，2006年中国三资企业39.48%的资金都投向了污染密集型行业（根据2007年《中国城市统计年鉴》计算得出）。目前，有近四分之一的居民缺乏纯净的饮用水，三分之一的城市人口呼吸着被污染的空气。

由此，引发了这样一些问题：外商直接投资的大规模流入对我国的环境特别是空气质量状况是否存在负面影响？这种负面影响是否与外商直接投资的区位和行业选择有关？本文收集的最新数据随机绘制个别省（或直辖市）的环境库兹涅兹曲线，对国外的“污染天堂”假说进行验证，在实证分析的基础上对我国的环境管制政策提出相应的对策建议。

二、库兹涅兹曲线验证模型

（一）环境库兹涅兹曲线的产生

库兹涅兹曲线（KC）是一实证型经济理论。1955年，美国经济学家西蒙.库兹涅兹做出了大量统计分析后，提出了著名的库兹涅兹收入分配倒U型曲线。由此推出，在经济发展的初期，人们的收入差距较小，但随着经济的增长收入差距有扩大的趋势，经济的进一步增长又使这一情况得到改善。收入差距是先扩大再缩小，这表明收入差距与人均GDP之间存在着定量关系。我国作为一个发展中国家，在经济发展过程中同样也出现相似的情况，但同其他国家相比，最大收入差距时的经济发展水平不同。

1992年，格鲁斯曼（Gene Grossman）和克鲁格（Alan Krueger）对66个国家的不同地区内14中空气污染浓度和水污染浓度与人均GDP的关系进行了研究。研究发现：大多数污染物质的变动趋势与人均GDP的变动趋势间呈倒U关系，即污染程度随人均GDP的增长先增加，后下降。污染程度的峰值大约位于中等收入水平阶段。1995年，格鲁斯曼和克鲁格在《北美自由贸易区的环境后果》一书发表了环境库兹涅兹权限（Environmental Kunzites Curve 简称EKC）假说。在一国经济发展初期，污染水平会随着经济增长和收入提高而扩大；当收入增长到一定水平后，污染程度或者说环境质量逐渐得到改善。这种现象也表现为倒U型，我们称之为环境库兹涅兹倒U型曲线。

为什么经济增长对环境污染会产生这种效应呢？对于经济关系与环境污染指标所形成的倒U型曲线理论解释，经济学家们主要从经济规模效应、消除效应与结构效应三方面来分析。

经济的发展，需要投入很多资源来提高产量，也就意味着生产活动的副产品：废水、废气等的排放量快速增加，从而使得环境质量迅速下降。随着人均收入的迅速增加，经济规模越来越大，环境污染越来越严重。这就是规模效应。

当一国经济处于发展初期、国民收入较低时，政府财政收入有限，为了使人们脱离贫困，改善生活水平，政府更多的是考虑发展经济，从而忽略了对环境的保护。因此该阶段的工业发展多是一些高能耗、高污染、低附加值的产业。但是随着人们生活水平的提高，产业结构的调整，以及环境污染的加剧，人们的消费观念也开始发生转变，环境也成了一种消费品。为了满足人们生活的需求，也为了经济的可持续发展，政府开始知道各种保护环境的措施，使环境质量得到提高。从政策方面来看，政府对环境污染的治理能力而言，环境污染与收入水平呈现单调递减的关系。即随着人们生活水平的提高，对环境质量的要求相应提高，政府对环境污染治理力度加大，从而使污染物排放量呈逐步下降的趋势。对于政府政策产生的这种效应，有人称之为消除效应。

在发展经济的过程中，产业结构需要不断调整。一些落后的产业会从经济舞台中退出，而一些有活力的新兴产业会产生。开始，多数国家以农业生产为主，经济增长比较缓慢，环境污染较少，环境质量很高。但是，随着从以农业为主转向以工业为主时，资源开采的速度很快，但其利用率不高，一些高耗能高污染的行业占据主导地位，工业生产产生的废弃物大幅度增加，因而导致环境水平急剧下降。而当经济发展到一定水平时，随着人们生活水平的提高对环境质量的要求也提高，产业结构开始得到调整，从能源密集型为主的重工业向能源消耗少、污染低的服务业和技术密集型的产业转移。产业结构的调整，使得环境污染得到改善。从经济发展的总体来看，产业结构效应使得环境与经济发展的关系呈现倒U型。

由于经济规模效应、结构效应与消除效应，使得经济增长与环境污染在图中呈现一种倒U型的关系。

（二）环境库兹涅兹曲线的验证

分析从2000年到2008年整个中国的人均GDP和SO■排放量数据，看二者是否具有倒U的环境库兹涅兹曲线的特征。

在SO■单位排放量与人均GDP关系图中，以人均GDP为横坐标，以SO■/GDP为纵坐标。之所以采取SO■/GDP来定义纵坐标，是为了和前面的计量模型相对应。我们选取的是相对量，而不是SO■排放量的绝对量，来考察二者的关系。

通过作图，可以看出，从我国的总体情况来看，并没有出现倒U的环境库兹涅兹曲线，而是随着人均GDP的增加，SO■的相对排放量在不断减少。2000年到2004年曲线较陡，从2005年开始曲线开始趋于平缓。说明随着人均GDP的增加，SO■的相对排放量下降的速度在放缓。

选取两个具有代表性的城市，来找出人均收入和SO■排放量的关系，看齐是否具有倒U的环境库兹涅兹曲线的特征。

选取的北京市和广东省作为外商直接投资的大省，其利用外资情况和全国利用外资情况差不多相同。仍然是以SO■/GDP为纵坐标，以人均GDP为横坐标，从而绘制了两者之间的关系图（如图1和图2）。

两个省市的曲线都不符合环境库兹涅兹曲线的倒U型，都成斜向下的趋势。说明SO■/GDP与人均GDP呈反相关。这和整个国家的情况相同，也就是说SO■的相对排放量随着人均GDP的增加而不断下降。北京市的下降趋势比较明显，开始下降的较快，在2004年之后开始放缓，说明SO■的相对排放量下降的速度在下降。广东省的下降趋势比较平缓。

我们认为，之所以人均GDP和SO■的相对量没有出现倒U的关系，可能与选取的年份和跨度较短有关。

三、结论

通过库兹涅兹曲线图验证，外商直接投资和GDP都与空气中二氧化硫含量呈反比关系，每单位外商直接投资和GDP的增加带来的二氧化硫增量是减少的。近年来，外商直接投资集中在服务部门等第三产业，由此带来的空气污染呈下降趋势，这与之前的一些学者的正相关结论不同，但本文所得结论与预期假设比较一致。而在变量选取方面，由于个别变量不好统计，比如环境管制、国内污染严重的第二产业也会影响空气中的二氧化硫的含量。因此存在由于遗留变量带来的异方差问题。

针对我国目前外商直接投资和空气污染的状况，提出如下建设：

调整引资政策，注重引资结构，提高引资质量。改革开放初期，我国资金严重短缺，国家的引资政策较为优惠，FDI的大规模流入确实为我国经济发展做出了突出贡献。同时由于国家的低环境标准，有大量污染严重的产业转移到我国，对我国的环境造成重大破坏。如今，我国外汇储备居世界第一，资金已不是经济发展的障碍，国家应调整引资政策，应尽可能地引入“清洁”FDI，逐步减少污染严重的项目的引入，对某些危害人体健康的产业应禁止引入。

进一步完善环境保护立法，加大环保执法力度，建立可评估、可衡量的环保标准。尽管我国制定实施了一系列的环境资源法律，但是环保法律仍有很多方面不尽完善。例如，作为我国最重要的环保法律之一的《环境影响评价法》，对公共政策的环境影响评价，决策者的法律责任等问题都没有做出明确的规定。又由于环保标准特别是空气污染标准在某种程度上的不可评估性和衡量性，从而加重了环境污染。

尽快推行并完善绿色GDP核算体系，积极发展循环经济，以构建资源节约型社会。在传统“政绩观”的引导下，一些地方政府迫切希望利用外资发展本地区经济，往往盲目追求外资数量上的扩张，忽视外资质量和地区经济的可持续发展，从而为跨国公司向中国转移污染行业提供了便利。因此，必须尽快推行并完善绿色GDP核算体系，积极发展循环经济，循环经济“资源―产品―废弃物―再生资源”的反馈式循环过程，可以更有效地利用资源和保护生态环境，以尽可能小的资源消耗和生态环境成本，获得尽可能大的经济效益和社会效益，从而使经济系统与自然生态系统的物质循环过程相互和谐，促进资源永续利用，推动经济增长由粗放型向资源集约型转变，以有利于资源节约型的建设。

参考文献：

[1]夏友富.外商投资中国污染密集型产业现状、后果及其对策研究.管理世界，1993（3）.

[2]赵细康.环境保护与产业国际竞争力――理论与实证分析.中国社会科学出版社，2003（1）.

篇14

【关键词】农村 环境污染 治理 思考

0引言

相关研究表明，我国环境污染问题已经达到非常严重的地步，如果不能采取有效的措施进行有效的环境治理，其带来的环境后果将是非常严重的。其中，农村作为我国发展的资源之本，其环境的优劣在对于能否在国内实现可持续发展有着关键性的作用，要想真正建设实现环境友好型社会，治理农村环境污染是之根本所在。

1现阶段国内农村环境的污染治理

1.1农村环境污染治理的主体

在调查中我们发现，现阶段农村环境污染方面可以分为两类：第一类是点污染源污染，第二类是面污染源污染。从污染源的查找以及环境污染的治理过程来看，点污染源所引起的环境污染问题相对比较容易解决的，对于点污染源带来的农村环境污染，我们依然可以采用“谁污染、谁治理”的农村环境治理理念。但是对于面污染带来的环境污染问题其真正地污染是非常难于治理的，其包含的种类也是非常多的，常常包含有：农村生活产生的垃圾污染、生活产生的污水污染以及在进行农业生产过程中带来的非常严重的生产污染等。这些污染源的分布是非常广泛的，往往具有“由点连成线、有线连成面”的污染趋势，其带来的农村环境污染往往的非常严重，并且具有很大的持续性。其中农业生产过程中所使用的农药以及相关的化学制剂带来的农村环境污染往往带有非常大的危害性。当然，在农业生产过程中对于使用农药以及相关的化学制剂是不可避免的，但是在使用的过程中我们应当注意对于使用过程中剂量以及使用方法的选择。

1.2现阶段国内农村环境污染采用的治理方式

众所周知，对于农村环境带来污染的主要因素有两个，其一是农民日常生活带来的生活垃圾污染，这里所述的生活垃圾包含：气体污染物、水体污染物以及相关的固体污染物。其二是农业生产带来的污染，农业生产带来的污染主要指农药、化肥的大量使用带来的环境污染。由于农村污染具有上述两种污染源的形式，这就导致农村环境污染在具体的治理过程中不适合采用我们传统采用的“末端环境污染治理”模式，因为常用的“末端环境治理”主要是针对城市之中一些大中型厂房带来的环境污染。如果我们在农村环境污染治理过程中采用“末端环境污染治理”模式，这查找发现环境污染源是非常困难的。况且这类末端治理技术的采用对农村面源污染也是难以奏效的。因此，为了更好的建立农村环境污染治理的途径，我们可以从以下几个方面进行相关的工作。现分述如下：

1.2.1国家应当逐步完善国内环境污染治理方面的法律法规，例如：国家的相关立法单位应当对现阶段的环境保护法进行定期的审核和修改，因为随着我国经济环境的不断变化，其给环境污染治理带来的相关标准和技术要求等都在发生着不断的变化，所以相关环境保护立法单位实现对于环境保护法律法规的动态管理是非常重要的。同时这个过程中也应当对于相关法律条文的可行性进行科学的研究，防止法律法规成为一纸空文。

1.2.2在农村内部应当逐步完善环境保护机制，对于现阶段农村实际的环境保护措施以及相关自然资源的利用情况进行动态的跟进，最后对于现阶段农村环境污染的程度进行合理的计算，最后确定出合理的环境污染治理体制。

1.2.3要优化农业技术推广体系，要讲究社会效益，摒弃经济效益为主的做法，以国家为主，用市场价格调节为重要手段，大力推行生态化的现代农业技术替代传统农业技术，执行最严格的环境污染控制标准，合理设定使用量标准，坚决降低化肥、农药的总耗用量。

1.3现阶段我国农村污染治理的重点方面

在调查中我们发现，现阶段引起国内农村环境污染的因素的是非常多的，但是对于不同的农村地区，影响其内部环境污染的因素也不尽相同。这就需要相关的环境保护工作技术人员，对于不同的地区农村环境污染的具体原因进行全面的勘测，最后得出科学合理的结论。

此外，对于各个地区农村环境污染的因素在进行环境污染的治理过程中，我们应当分清主次，对于主要的因素要进行针对性的治理工作。在有条件的地方试行农民职业化，让农民掌握最好的现代农业技术，在“不降低农业产出总量，确保国家粮食安全，国家足额补贴”的前提下，尽量降低化肥、农药以及农膜的使用量，减少与约束农村环境污染源头。

同时在进行农村环境治理的过程中我们应当注意对于农村内部畜牧业的限制，对于农村内部畜牧业的发展进行合理的规划。此外，对于有些农村地区的水产养殖业我们也应当进行全面的控制，因为农村水资源环境的保护与农村水产养殖业的发展在一定程度上是一对矛盾体，在进行农村环境污染以及保护的过程中，如何实现农村内部的水产养殖业与水资源保护的协调发展，逐步全面的做到水产养殖业的发展以及资源环境保护的双丰收，是现阶段治理农村水资源环境污染的重要方面。

2结束语

随着时代的进一步发展以及我国市场经济的进一步提升，国家以及人们对于生态环境的要求将会不断增加，其中农村环境作为整个生态环境的基础，其污染治理一定要到位。这就需要相关的环境治理技术人员一定要认识到自身所肩负的艰巨的责任和义务，不断提高自身的能力水平，逐步增强我国农村环境污染治理的技术水平。

参考文献：

[1]陈国锋，张祝平.论农村生态环境污染治理与可持续发展――对国家级生态示范区浙江丽水市农村环境污染治理的调查与思考[J].自然辩证法研究，2006，06：84-88.

[2]陈恒彬.构建农村环境污染治理的长效机制：“二维”框架的路径选择――以邹平县张高村的环境状况为例[J].大连干部学刊，2007，07：25-27.

[3]李平.永兴县农村环境污染治理对策探析――基于政府公共管理职能的视角[J].梧州学院学报，2014，01：36-41.