導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇環境污染的研究結論，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2013）08-0055-03

1引言

多年以來，出口貿易一直是推動江蘇經濟快速發展的動力。江蘇的出口貿易總額逐年高速增長，對外貿易依存度顯著提高。其出口貿易總額從1990年的29.44億美元增長至2010年的2705.5億美元，平均年增長率近29.05%。在實現對外經濟高速增長的同時，江蘇省也不可避免地面臨著環境質量變化問題。工業廢氣排放量逐年上升，從1990年到2010年，廢氣排放總量從5047億m3上升到31212.9億m3。工業固體廢棄物排放也呈上升趨勢，從1990年的2234萬噸上升至2010年的9062萬噸。工業廢水排放量則變化不太顯著，廢水排放量基本保持在20億噸以上。經濟的增長往往會帶來環境的惡化，然而，經濟的增長不能以犧牲環境為代價，江蘇出口貿易與環境污染二者之間到底有怎樣的關系？如果出口貿易對環境污染有負面影響，那么出口貿易的產品結構是否會對環境污染也造成影響？這些都是本文將要探討的問題。

2文獻綜述

許多學者通過研究出口貿易對環境的影響，從而尋求解決出口貿易對環境污染問題的辦法。Copeland和Taylor實證認為貿易發展將會導致更多的污染排放。Grossman與Krueger（1991）最早將國際貿易的環境影響分解為規模效應、結構效應和技術效應三個方面，建立了貿易的環境效應分析的基本框架。Chichilnisky（1994）認為，在自然資源的產權界定和環境規制方面，南方國家比北方國家會更寬松，貿易自由化將導致南方國家更專業化于資源密集型產品，當產品規模擴大后，環境會進一步惡化。Esty和Geradin指出，經濟一體化會導致越來越多的環境避難所，這是因為某些國家實施的低環境標準和松弛的環境管制措施對該國形成有競爭力的產業能起到推進作用。vanBeers和vandenBergh（1996）側重于從方法論角度評論貿易和環境外部性之間的相互關系；Antweiler等人（2001）運用回歸方法進行了貿易的環境效應分析。此外，Ederington和Minier（2003）以及Winters（2004）等學者都各自對貿易和環境問題做了進一步的研究。

近年來，我國學者也對貿易對環境的影響進行了實證研究。張梅認為經濟增長、自由貿易的進一步會擴大導致環境惡化。李慕菡等（2005）通過對相關產業進出口和污染情況的分析，得出了我國國際貿易中污染產品的環境轉移客觀存在的結論。葉繼革、余道先（2007）用統計性描述方法從更加微觀的層面上分析了具體行業出口量的擴大對環境污染的不利影響。黨玉婷、萬能（2007）等人對我國1994-2003年的對外貿易環境效應進行了研究，研究結果表明現階段的進出口易從總體上惡化了我國的生態環境。但是，也有學者并不認同貿易增長對環境污染造成負面影響。李秀香等分析了二氧化碳的排放、出口增長與環境影響之間的關系，認為二氧化碳排放量的增加與出口增長沒有必然的正相關關系；張連眾等利用31個省市的二氧化硫排放量的截面數據進行回歸分析，表明貿易自由化有利于我國的環境保護。陳紅蕾、陳秋峰（2007）建立計量回歸模型，以二氧化硫（SO2）排放量作為環境污染指標對我國貿易開放的環境效應進行了實證研究，結果表明規模、結構和技術效應共同作用的結果可以減少污染排放量。

綜上所述，中外學者普遍認為出口貿易與環境污染之間存在聯系。基于此，在一個相對具體的區域內，在相對穩定的經濟和政策條件下，研究出口貿易與環境污染的關系，更符合一個地區的實際情況，更有利于為一個地區的經濟良性發展提供可靠的依據。本文以江蘇省為例，選取了1990～2010年的相關數據，實證分析了江蘇省出口貿易及貿易結構對環境污染的影響，并得出若干有助于推進江蘇省經濟與環境協調發展的結論。

3實證分析

3.1研究方法

本文利用江蘇1990-2010年江蘇出口總額（其中包括2000-2010年初級產品、工業制成品出口額）、工業廢氣、工業廢水、固體廢棄物排放量等數據構建計量模型，借助Eviews6軟件，運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等方法實證分析江蘇出口貿易與環境污染、貿易結構與環境污染之間關系。

3.2指標選擇

根據數據的可得性，本文選取“三廢”即工業廢氣排放量、工業固體廢氣排放物排放量、工業廢水排放量3個指標度量環境污染程度。出口總額作為出口貿易指標，并且為了進一步研究需要，選取初級產品出口額、工業制成品出口額作為指標分析產品貿易結構對環境的影響。

3.3數據采集

本文所選數據來源于江蘇統計年鑒、中國統計年鑒數據庫、江蘇省環境狀況公報等。具體如表1、表2所示。

從表中可以看出，一階差分以后的初級產品出口額及工業制成品出口額與環境污染存在相關關系，一階差分后，初級產品與環境污染存在負相關關系，工業制成品與環境污染存在正相關關系。可以認為貿易結構中，相較于初級產品，工業制成品的出口增加更能加劇了對環境的污染。

3.6格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗方法是分析時間序列變量之間的因果關系。協整分析的結果反映變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，但是，這種關系是否構成因果需要進一步驗證。考慮到經濟中通常出現的時滯效應，在對時間序列進行因果關系檢驗時，本文將對滯后各期的X與Y1、Y2之間關系進行檢驗，其檢驗結果列入表7內。

表7格蘭杰因果關系檢驗表

原假設滯后階數F值P值結論Y1不是X的Granger原因29.555410.0024不拒絕X不是Y1的Granger原因20.426470.6610拒絕Y2不是X的Granger原因34.604310.0254不拒絕X不是Y2的Granger原因30.683350.5805不拒絕Y3不是X的Granger原因22.306510.1362不拒絕X不是Y3的Granger原因22.361070.1307不拒絕檢驗結果顯示，在滯后二期的情況下，拒絕X不是Y1的Granger原因，即X是Y1的格蘭杰原因。其余情況下，均接受原假設。這就說明，江蘇出口總額的變化是導致是工業廢氣排放量變化的原因，而出口總額變化不會導致固體廢棄物排放量及工業廢水排放量的變化，究其原因，筆者猜測可能與所選分析數據較少，導致無法得出結論有關。

4結論

本文通過對江蘇省出口總額和工業廢氣、固體廢棄物、工業廢水排放指標分析，建立計量模型，進行協整分析與格蘭杰因果檢驗，得出如下結論。

第一，出口貿易的增長會加劇環境污染。以江蘇為例，隨著出口貿易的逐年增長，貿易規模的擴大，工業廢氣、固體廢棄物的排放也呈現出逐年增長的趨勢，江蘇省的環境污染有可能進一步惡化。因而，控制貿易的規模有利于改善環境質量。一味地擴大貿易規模，意味著擴大生產，增加污染，因此企業須制定全年生產計劃，不能因盲目追求利潤而擴大生產規模。同時，政府也應發揮作用，指導企業安排生產，不能只關注GDP數量而忽視GDP質量。

第二，出口貿易結構會對環境污染產生影響。由于在初步的回歸分析中，雖然擬合程度高，但是系數的斜率沒有通過顯著性檢驗，隨后進行一階差分，重新回歸分析，得出結論。在出口產品貿易結構中，初級產品出口額及工業制成品出口額都與環境污染存在相關關系，但是初級產品與環境污染存在負相關關系，工業制成品與環境污染存在正相關關系。可以看出，我省出口產品貿易結構中，尤其是工業制成品更能影響我省環境質量。因此，優化出口商品結構，對于減輕我省環境污染有一定的積極作用。降低出口商品中高污染、高耗能和資源性商品的出口比例，加大高新技術產品、機電產品等附加值高，污染低的產品。積極促使生產高污染、高耗能產品的企業進行技術改革，提高資源利用效率，必要時，甚至可以關掉這些高污染企業。

第三，出口貿易是影響江蘇省環境污染的原因。格蘭杰因果關系檢驗表明，出口總額的增長，出口貿易規模的擴大，會導致各類環境污染排放（諸如工業廢氣排放量）有上升趨勢，加重了我省的環境污染。因此，加快產業升級，優化產業結構，發展綠色經濟有利于改善環境。綠色經濟是以效率、和諧、持續為發展目標，以生態農業、循環工業和持續服務產業為基本內容的經濟結構、增長方式和社會形態。綠色經濟是一種新的經濟結構，通過發展綠色經濟，不僅能夠引導產業結構優勝劣汰，也能更好地提高自然環境的利用效率，有利于環境的可持續發展。

參考文獻

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篇2

中圖分類號：F124.5 文獻標志碼：A 文章編號：10085831（2016）03006408

一、問題與文獻回顧

進入21世紀，中國經濟繼續快速增長，國內生產總值從2000年的99 214.6億元增加到了2012年的518 942.1億元。特別是加入世界貿易組織以后，中國的對外貿易飛速增長，從2001年到2012年的12年間，中國進出口貿易總額的名義值年均增長39.9%。伴隨著中國貿易開放度的提升，由貿易引致的環境問題逐漸得到了人們的重視[1-3]。以水污染情況為例，中國2001年到2012年的12年間，廢水排放總量增長了92.9%①。很多學者的研究證明，貿易開放與近年來中國的能源消耗和環境污染之間存在顯著關聯，而且，自由貿易加速了能源消耗和環境污染[4-5]。因此，貿易開放對環境污染在何種程度上產生了什么樣的影響，便成為學術界爭論的焦點，也必然是相關宏觀政策制定的重要依據。

早在20世紀70年代，就有學者認為，經濟增長將會受到自然資源和環境污染的約束而不能長期持續，人們必須降低經濟發展的速度，以保護賴以生存的環境[6]。然而這只是理論分析，并沒有得到實證的檢驗。直到20世紀90年代，全球環境監控系統（GEMS）為經濟增長和環境污染的關系的實證研究提供了數據基礎。Grossman和Krueger首次以SO2和煙塵的排放為例，指出了污染物與人均收入之間存在“倒U型”關系（即環境庫茲涅茨曲線），并將貿易開放納入模型之中，提出了貿易開放對環境污染影響的“規模效應”、“技術效應”和“結構效應”[7]。后來，Copeland和Taylor通過構建南北貿易模型，完善了貿易與環境關系的理論研究[8]。然而，關于貿易開放對環境污染的影響方向，迄今為止仍存在很大爭議。目前被大部分學者所支持的理論框架是由Antweiler等提出來的，認為當其他因素不變時，貿易自由化對環境的影響取決于國家的類型，并依賴于該國的比較優勢，即貿易自由化與污染排放之間并非單一的線性關系[9]。Antweiler等的理論框架包含了一個以比較優勢為理論基礎的“要素稟賦假說”，以及一個“污染天堂假說”（Pollution Havens），進而代表內生環境規制的人均收入水平和要素稟賦共同決定貿易模式。要素稟賦假說認為，貿易自由化會使資本要素相對豐裕的發達國家的環境惡化，而勞動要素相對豐裕的發展中國家的環境將會得到改善。污染天堂假說則認為，人均收入較低的發展中國家會具有相對寬松的環境政策，使得他們在污染密集型產業上具有比較優勢，而人均收入較高的發達國家的環境政策相對嚴格，在清潔產業上具有比較優勢，因此貿易開放將導致發展中國家成為污染密集型產業的避難所。

針對以上情況，國內學者也展開了大量貿易與環境問題的研究。包群和彭水軍利用1996-2000年中國省級面板數據研究了貿易開放對六類污染物排放的影響，發現針對不同的污染物排放，其影響方向和效果有所不同[10]。李鍇、齊紹洲利用中國1997-2008年30個省市的面板數據，考察了貿易開放與中國CO2排放之間的關系，發現在CO2排放方面，貿易開放對環境的影響是負面的[11]。彭水軍等基于2005-2010年中國251個地級市的面板數據，分析了貿易開放的結構效應對三類污染物排放的影響，并通過不同虛擬變量的引入，考察對于SO2和煙塵指標，同時存在貿易開放帶來的要素稟賦效應和污染天堂效應[12]。林伯強、鄒楚沅利用2000-2011年間的相關數據，實證研究了“世界―中國”和“東部―西部”兩種經濟活動轉移過程中的環境污染機制，并得出結論，東西部經濟轉移過程也會加速東西部的污染轉移過程[13]。張艷磊等采用農資生產企業的微觀數據，證實了中國農資產品出口存在“污染天堂效應”，為中國環境規制政策制定和農資產品出口關稅設計提供了參考依據[14]。

綜合已有文獻，在采用計量模型對中國貿易與環境問題的研究中，大部分使用靜態面板數據，且研究選取了不同類別的指標，缺乏針對性。本文在環境污染指標的選取中，只針對中國的水環境污染進行研究，并合理地選取水污染指標，以確保研究的針對性和有效性。同時，考慮到水環境污染物的排放具有動態變化的特征，本文放寬了模型靜態的假設，采用動態面板數據進行估計。模型通過采用合適的滯后項作為工具變量，有助于解決人均收入和貿易開放之間可能存在的內生性問題。最后，在基本模型驗證的基礎上，本文通過加入不同的虛擬變量與貿易開放度的交叉項，進一步對“污染天堂效應”和“資源稟賦效應”進行識別，驗證兩種假說在中國水環境污染情況中是否成立；另外通過加入地區虛擬變量的交叉項，本文也將考察中國東西部在貿易開放影響水環境污染方面的差別。

二、模型構建

（一）理論模型

本文的實證研究選取Copeland和Taylor[8]、Antweiler等[9]的分析框架。模型考慮小型的開放經濟體系，該體系所面臨的世界市場價格Pw是確定的。且僅有資本K和勞動L兩種要素，生產X和Y兩種最終產品。其中X在生產過程中產生污染，而Y則不產生。假定以產品Y為基準計價單位（Py=1），產品X的相對價格為P。由于貿易壁壘的存在，使得經濟體商品X的價格不同于世界價格Pw，且可以表示為：

在以上三個方程中，M表示式（6）中除lnO以外的其他控制變量，交叉項為lnO與各虛擬變量的乘積。根據污染天堂假說，通常收入水平越低的地區，其環境污染規制越寬松，也越可能成為污染密集型產業的“避難所”。故在式（7）中加入虛擬變量IDum（收入虛擬變量）來捕捉可能存在的污染天堂效應。而根據要素稟賦假說，資本密集程度高的地區往往具有更高的污染排放強度，貿易開放將使得資本勞動比率高的部門成為污染密集型產業，因此貿易會引致該地區的環境污染排放加重，故在式（8）中加入虛擬變量KLDum（資本密集程度虛擬變量）來捕捉可能存在的要素稟賦效應。另外，由于受地理因素和相關經濟政策的影響，中國東西部的貿易開放程度存在明顯差異，為了考察這種明顯存在的差異，在式（9）中引入虛擬變量ReDum（地區虛擬變量）來捕捉可能存在的區域異質性。

三、數據來源和變量選取

本文所使用的數據來自相關年份的《中國統計年鑒》和《中國環境統計年鑒》中分地區的省市級資料。具體樣本為中國31個省市（包括4個直轄市）2004-2013年10年間的面板數據。針對模型中不同的變量，本文結合具體情況和前人的研究選取了相應合理的指標，具體情況如下。

其一，水污染物排放指標lnP。水污染的來源主要有居民生活中排放的廢水（生活污水）和人類生產過程中排放的廢水（工業廢水）兩大類。從水污染的化學指標出發水污染指標根據其性質可以分為物理指標、化學指標和生物指標，考慮到指標獲取的難易程度和可監測的準確程度，本文只選取水污染的化學指標進行研究，而不考慮其物理指標和生物指標的污染狀況。，本文所選取的水污染物指標包括有機污染物指標和無機污染物指標兩種。水環境的有機污染主要來自碳水化合物、蛋白質、脂肪等物質，由于其種類繁雜，難以逐一定量，但上述有機物都有被氧化的共性，即在氧化分解中需要消耗大量的氧。所以本文選取化學需氧量（Chemical Oxygen Demand， COD）排放量及排放強度作為研究的有機污染物指標排放強度為單位GDP內的污染物排放量。。在水環境的無機污染中，污水中的氮為植物的營養物質，而過量的氨氮排放使天然水體中的藻類大量生長和繁殖，水體產生富營養化現象。所以本文選取氨氮排放量及排放強度作為研究的無機污染物指標。而本文所選取的兩類污染物指標可以涵蓋生活污水和工業廢水兩大污染來源，具有一定的針對性和代表性。

其二，人均收入lnI。根據環境庫茲涅茨曲線（EKC）假說，人均收入水平是影響污染物排放的重要控制變量。本文選取各省市的人均GDP作為代表人均收入的指標進行研究，并考察基本模型中一次項和二次項的估計系數，進一步驗證經濟增長的規模技術效應在中國水污染中的曲線軌跡。

其三，資本勞動比率lnKL。資本密集程度較高的部分往往污染程度也較高，因此資本勞動比率可以用來反映生產的結構效應對環境產生的影響。參照林伯強等人的做法[13]，本文用人均資本存量作為指標反映資本勞動比率的大小。人均資本存量用資本存量除以年末就業人數得到。其中各省市各年份的資本存量根據張軍等人的方法計算得出[20]。

其四，貿易豐裕度lnO。根據前人的研究，本文用各省市相關年份的進出口總額占其GDP的比重作為指標，代表其貿易豐裕度。由于貿易的原始數據單位為美元，本文采用相關年份的平均匯率將其轉化為人民幣再進行計算得出貿易豐裕度的大小。該控制變量用來衡量貿易開放對水環境影響的結構效應。

其五，虛擬變量。如前文指出，本文通過分別引入虛擬變量IDum和KLDum，在基本模型的基礎上將考察貿易開放的污染天堂效應和要素稟賦效應在中國水環境污染方面是否存在。其中IDum為收入虛擬變量，以人均收入水平為標準，其收入水平在中位數以上的省市取值為1，否則為0。KLDum為資本密集程度虛擬變量，以人均資本存量為標準，其水平在中位數以上的省市取值為1，否則為0。此外，ReDum為本文引入的地區虛擬變量，西部10個省市取值為1，其他省市為0西部10個省市包括：西北五省的陜西省、甘肅省、青海省、寧夏省和新疆維吾爾族自治區以及西南五省市的重慶市、四川省、貴州省、云南省和自治區。。

四、回歸結果分析

（一）基本模型估計結果

公式（6）用被解釋變量（污染排放）的一階滯后項表征動態面板的同時采用兩步估計法對模型結果進行估計。同時，為了解決模型可能存在的異方差問題，參數估計的標準誤采用穩健估計量。具體模型估計結果如表1所示。

從模型整體檢驗結果看，四個基本模型AR1統計量均在1%的水平上顯著，且AR2統計量均不顯著，說明模型擾動項的差分均存在一階自相關，但不存在二階自相關，故接受“擾動項無自相關”的假設，可以使用差分GMM模型。所有模型的Sargan統計量均顯著，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設。

表1的估計結果顯示，四個基本模型的滯后一期的水污染指標均顯著為正，說明水污染的排放量和排放強度的調整確實是一個連續、動態的積累過程，進一步表明本文的動態模型設定形式是有效的。通過對EKC方程形式的估計可以發現，對于有機污染的化學需氧量排放和無機污染的氨氮排放（無論是排放量還是排放強度），人均收入的一次項系數均顯著為負，而二次項系數均顯著為正，說明人均收入和水污染排放之間呈現顯著的“U”形關系，即對于中國水污染排放，經濟增長的規模技術效應與“EKC假說”結論相反。四個基本模型中反映直接結構效應的資本勞動比率系數均不顯著，這可能是由于生活污水排放在整個水污染排放中所占比重較大，而導致反映生產結構效應的資本勞動比率對污染排放的影響不顯著。四個基本模型中反映貿易開放的結構效應的系數lnO均顯著為正，這表明貿易開放度提高加劇了中國水環境的污染排放。值得注意的是，這一結論與彭水軍等[12]在水污染排放中得出的結論截然相反。本文認為這可能是他們關于水污染的研究指標選取為廢水排放量和排放強度，而并非剝離出主要的有機污染物和無機污染物排放指標而導致的。

（二）污染天堂效應、要素稟賦效應和區域異質性檢驗

環境污染監管和要素稟賦共同決定一個經濟體的比較優勢。本部分通過引入貿易開放度的相關交叉項來識別決定中國水環境污染密集型產品貿易模式的比較優勢來源，即實證研究污染天堂效應和要素稟賦效應在中國水環境污染中是否存在，二者又是如何作用于貿易引致的結構效應，并就貿易開放對中國水環境影響可能存在的區域異質性進行檢驗。具體的模型是在基本模型的基礎上，采用公式（7）、（8）、（9）的形式進行驗證。模型估計結果如表2和表3所示。

在加入收入虛擬變量之后，無論是對于化學需氧量這一有機物排放指標還是氨氮這一無機物排放指標，交叉項回歸系數與lnO回歸系數相比均顯著增大，且彈性值增大為原來的10倍左右。說明與低收入地區相比，高收入地區的貿易開放會導致水環境污染排放的加劇，即對于中國水環境污染并不存在污染避風港效應。在加入資本勞動比虛擬變量之后，交叉項回歸系數與lnO回歸系數相比均顯著縮小。說明隨著貿易開放程度增加，資本勞動比較低地區的污染排放水平要高于資本勞動比較高的地區，即對于中國水環境污染也不存在要素稟賦效應。在加入地區虛擬變量之后，交叉項回歸系數顯著為負，說明對于中國西部經濟欠發達地區，貿易開放會降低其水污染排放，相反對于中東部經濟相對發達地區，貿易開放會增加其水污染排放。

五、結論與討論

本文基于2004-2013年10年間中國31個省市的面板數據，結合動態面板數據和差分GMM估計方法，實證研究了貿易開放引致的結構效應對中國水環境污染的影響。與已有文獻相比，本研究只針對中國水環境污染，選取化學需氧量和氨氮排放作為指標進行研究，另外，通過引入貿易開放的各種交叉項，進一步考察了中國水環境污染的“污染天堂效應”、“要素稟賦效應”以及可能存在的區域異質性。研究得到以下主要結論。

基本模型的回歸結果顯示，對于有機污染的化學需氧量排放指標和無機污染的氨氮排放指標，貿易開放的結構效應導致中國水環境污染排放顯著增加。從彈性值看，貿易開放引致的中國水環境污染排放小于經濟增長的規模和技術效應。這表明，經濟發展是導致中國水環境污染加劇的主要因素，而貿易開放的結構效應也會在一定程度上增加中國水污染的排放。另外，從環境庫茲涅茨曲線的驗證看，中國水環境污染隨經濟發展呈現“U”形軌跡，即在2004-2013年10年期間，中國水環境污染排放隨人均收入水平增加先減少后增加。

通過加入貿易開放的各種交差項識別決定中國貿易開放結構效應的比較優勢來源，本文研究進一步得出結論，對于有機污染的化學需氧量排放指標和無機污染的氨氮排放指標，中國貿易開放過程中并不存在所謂的“污染天堂效應”和“要素稟賦效應”。但值得注意的是，隨著資本要素積累和污染密集型產業的發展，中國越來越多的資本密集型產業將獲得比較優勢，進而污染密集型產品的出口增加，這也將加劇中國水環境污染的進一步惡化。因此，需要通過不斷完善中國水資源環境管理體系，實施最為嚴格的水污染監控管制，從而避免可能發生的貿易引致的中國水環境污染的進一步惡化。

最后，本文對中國水環境污染的指標選取為包括生活污水和工業廢水一起的化學污染指標。事實上，生活污水在整個水污染排放中占據了較大的比重，這也可能影響中國水污染“污染天堂效應”和“要素稟賦效應”的實證結果。在今后的研究中，進一步剝離出貿易開放分別對中國生活污水和工業廢水排放的影響將是一個值得深入研究的方向。

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篇3

一、問題的提出及文獻綜述

改革開放以來,中國引進的外商直接投資(FDI)數量一直高居發展中國家之首,外資(FDI)也被認為是中國經濟增長背后的基礎性驅動因素。[1]然而,FDI帶來經濟增長的同時也給我國帶來了巨大環境壓力。作為強大經濟引擎的FDI,其是否對中國的環境污染起到了推波助瀾的作用? FDI影響環境的機理是什么?這些問題的回答和解決,無疑具有較大的理論價值及現實意義。

國內外已有大量關于FDI與環境污染關系的研究,研究結果也眾說紛紜,相關結論歸納起來主要有三種:一是有益論。Birdsall(1993)、Lopez(1999)等認為跨國公司通過向東道國傳播綠色技術,從而有利于東道國的環境污染減少。[2]Porter(1995)、Kevin Grey (2002)、 Lyuba(1999)、David(2001)、Jeffery(2002)認為跨國公司建立和推廣TNCs(全球控制),示范帶動東道國企業實行ISO14001環境管理體系,使東道國環境得到改觀。[3]鄧柏盛(2008)、劉燕 (2006)、許士春 (2007)的研究也表明FDI對環境有改善作用;[4]二是損害論。較普遍的看法是東道國較弱的環境規制會吸引環境規制較高國家的投資,從而使東道國成為污染避難所。Zarsky (1999)Smarzynska(2001)、Kolstad(2002)等人的研究證實了“污染避難所”假說。[5]應瑞瑤、周立(2006)、吳玉鳴(2007)、溫懷德等(2007)利用計量模型實證結果表明,FDI對中國生態環境具有明顯的負面效應;[6]三是折衷論。該觀點認為FDI的環境效應是復雜多維的,不能一概而論是利或弊。如Grossman和Krueger(1991、1995)、Keydiche(1993)、Runge(1994)以及Dean(1992)等認為,[7]應根據一國經濟發展階段、居民收入水平、環境政策等情況,辯證、動態的角度綜合考察FDI對環境的影響。

綜合上述研究文獻,我們發現這些研究存在一些不足:(1)研究結論不一致甚至相互沖突,這不僅降低結論的科學性,同時也使決策者無所適從。因此,非常有必要探討這些結論不一致的原因。遺憾的是,有關這方面的研究并不多;(2)眾所周知,經濟-環境構成相互作用的大系統:一方面,經濟增長影響環境,另一方面,環境也制約經濟發展。現有研究中一般只考慮經濟對環境的影響而對環境反作用于經濟方面則較少考慮,建立的模型大多是基于經濟影響環境的單向模型。這種忽視環境對經濟的反作用將不可避免地導致所得出的結論出現偏誤(Dinda,2004);(3)FDI與環境污染之間絕不僅僅是簡單的“規模擴大導致污染增加”的單一邏輯關系,還應該存在一個復雜的傳導機制,比如,結構效應和技術效應(Verbeke,2002)、收入效應(Panayotou,2000)和政策效應(Runge,1993)等。然而,現有研究對FDI具體通過怎樣機制對環境產生影響并未做深入探討;(4)既有研究大都側重于從宏觀層面整體上考察FDI對環境的影響,很少從行業層面來具體研究FDI對環境的影響。

鑒于既有研究存在的不足, 筆者在借鑒JIE-HE(2005)研究思路的基礎上,[8]建立一個基于FDI―經濟(產出、結構、技術)―環境相互作用的分析框架,試圖在以下方面進行新的研究探索:(1)采用聯立方程模型,系統刻畫各變量之間“雙向”乃至“多向”的相互作用關系;(2)力圖從規模、結構、技術和環境規制等方面探究 FDI影響環境的內在機理;(3)試圖從產業層面來考察規模、技術、結構效應以進一步印證分析結論。

二、理論分析、實證模型及數據

(一)理論分析

1.環境對經濟增長的影響。傳統理論中生產要素主要包括物質資本(K)、人力資本(H)、勞動力(L),環境資源等被認為是取之不竭的而未予考慮。事實上,經濟與環境構成相互影響的大系統:經濟增長會影響環境質量,而環境(惡化)反過來也會制約甚至阻礙經濟增長。因此在本文中,環境(E)作為一種要素納入經濟產出模型:

Y=f(K,FDI,L,H,E)(1)

2.經濟(產出、結構、技術)對環境(規制、污染)的影響。在眾多分析經濟增長與環境污染之間關系的模型中,我們認為Grossman和Krueger的分析框架最為簡潔、最具解釋力。Grossman和Krueger(1991)創造性地將經濟對環境的影響分解為三種效應――規模效應、結構效應和(環境)技術效應。[7]據此,并考慮現實中日益突出的政府環境規制因素,可將經濟增長對環境的影響表達為:

E=e(Y,S,T,R)(2)

其中,Y代表經濟規模。通常認為,經濟增長往往伴隨導致經濟活動副產品――污染排放的增加;S代表經濟結構,因為,經濟增長會帶來產業結構的變化,產業結構變動對環境產生影響:當一國經濟處于工業化階段時,第二產業比重的上升將帶來環境污染的加重。而當一國經濟結構處于后工業化階段時,產業結構由制造業向服務業的轉移將帶來更小的環境壓力。Antweiler等(2001)利用格蘭杰檢驗證明FDI是產業結構變動的重要原因。[9]這樣,FDI對產業結構的影響可表達為:

S=W(FDI)(3)

T代表技術。FDI對環境技術效應主要體現在三個方面:一是投入產出效率的提高,二是清潔技術的采用,三是技術的溢出作用。Lecchumanan等(2000)研究發現,FDI有益于一國的技術進步從而提高一國的環境水平。Verbeke(2002)認為,技術進步會提高自然資源利用率,使資源得以大量節約進而減少污染排放和生態破壞。FDI對環境技術水平的影響可表達為:

T=k(FDI)(4)

R代表環境規制。 環境規制是指一個國家和地區以環境保護為目的而制定并實施的環境標準、排污規定、治理費用投入等各種保護環境的政策、措施的總和。當一國采取嚴厲的環境規制時,污染產業的比重降低,規制對環境產生正面的影響;反之,寬松的環境規制導致國內企業大量排污的同時,也會誘使國外污染產業轉移國內從而惡化本國環境。一般來講,伴隨收入水平(Y)提高公眾環境需求將增加,進而要求政府實施更嚴厲的環境規制。這樣,環境規制的影響因素可表達為:

R=g(Y,E)(5)

3.產出對FDI的影響。根據投資意圖, FDI有垂直型(vertical)和水平型(horizontal)之分(Copeland,2001),水平型FDI偏重東道國的市場潛力(我們用收入Y來表征),垂直型FDI則青睞東道國的勞動力等低成本(用工資W來表征)資源。這樣,FDI的規模可表達為:

FDI=(Y,W,R)(6)

可見,FDI與經濟、環境之間不是單向影響而是交互影響的復雜關系。一方面,FDI與產出之間、產出與環境之間、環境污染(E)與環境規制(R)之間存在相互作用的雙向反饋機制。另一方面,FDI通過規模效應、結構效應、技術效應和規制效應等途徑影響環境。

(二) 模型設定及變量說明

由上述分析我們知道,FDI、經濟、環境構成互為反饋的大系統,使用單一方程無法刻畫變量之間交錯影響的復雜關系。受JIE -HE模型的啟發,我們嘗試將這些變量相互作用的關系組建聯立方程系統。聯立方程組具體構建如下:

lnEt=p10+p11lnYt+p12lnSt+p13lnTt+p14lnRt+x1t(7)

lnYt=p20+p21lnKt+p22lnLt+p23lnHt+p24lnFt+x1t+p25lnE+x2t(8)

lnSt=p30+p31lnKLt+p32lnFDIt+x3t(9)

lnTt=p40+p41lnTt-1t+p42lnFDIt+x4t(10)

lnRt=p50+p51lnEt-1+p52lnTt-1+x5t(11)

lnFDIt=p60+p61lnTt-1+p62lnWt+p63lnRt+x6t(12)

其中,下標t表示年份。式(7)為污染方程。在Grossman and Krueger(1991)將影響環境污染的因素分解為經濟規模、經濟結構和技術效應的基礎上,我們加入了政府環境規制因素;式(8)為產出方程。除了傳統影響產出的生產要素外,環境污染變量E也作為一個要素被加入方程;式(9)為結構方程。我們選取外商直接投資FDI和資本勞動比率 K/L作為解釋變量,用來考察外商直接投資對經濟結構的影響;式(10)為技術方程。基于Antweiler(2001)的研究,我們將FDI作為影響技術的重要變量;式(11)為規制方程。它表明公眾收入(Y)提高、環境污染的日趨嚴重,政府會加強環境規制;式(12)是根據傳統外商直接投資區位理論建立的方程。為了考察環境規制對外商直接投資的影響,我們在方程中加入環境規制變量R。

(三)變量選取以及數據來源

考慮到研究問題的專注性及數據的可獲得性,本文以中國1988-2007年間的數據來考察FDI與環境污染之間關系。我們以中國工業SO2排放量來代表環境污染指標,數據來源于《中國環境統計年鑒》相應各期,單位為萬噸。參考JIE-HE(2006)的研究,中國用當年工業產業增加值占國內生產總值的比重與其初年(1988)排污強度乘積表征結構效應(S)。“排污強度始終為初年數值”的做法剔除了技術對經濟結構的影響,這符合環境污染的結構效應定義。同時,考慮到污染重的企業一般屬于資本密集型產業,我們選用資本勞動比率(K/L)的變動來反映產業結構的變動。

影響產出的投入要素包括:(l) 國內資本存量(K)。數值設定為全國資本存量減去外商直接投資存量的差額。全國資本存量2000年的數據直接引用了張軍(2004)的估計,[10]2000年之后的數據按照張軍的方法計算后予以補齊;(2)外資存量F 及流量FDI。具有溢出效應和參與生產的FDI應是存量FDI。鑒于統計年鑒中所列FDI數據實際上是增量FDI,并非存量FDI。為此我們利用公式:Ft+1=(1-δ)Ft+ FDIt,將流量FDI換算為存量FDI,折舊率仍參照張軍的9.6%.計算結果略;(3)人力資本H。陳釗等(2004)估算了中國各個省市人口的平均受教育年限。2001年及以前的人力資本直接取自陳釗等的估算結果,[11]此后六年我們按照陳釗等的估算方法將其補足;(4)勞動力投入L。以各地區年末就業人員數來度量,單位為萬人,數據來源于《中國統計年鑒》相應各期。

對于其它指標,我們用歷年工業總值代表產量水平(Y),采用職工年平均收入代表工資水平(W)。鑒于完成投資額可真正反映政府在當地環境管理上付出的努力和決心,我們選取中國歷年工業污染治理項目完成投資來代表該地區實際環境規制的寬嚴程度(R),數據同樣來自《中國環境年鑒》。工資、產量、環境治理投資額等數據都統一按1990年價格進行折算。

三 、計量分析結果及其經濟含義

廣義矩估計方法(Generalized Method of Moment, GMM)是將準則函數定義為工具變量與擾動項的相關函數,使其最小化得到參數的估計值。GMM方法允許隨機擾動項存在異方差和自相關,而且不需要知道隨機擾動項的確切分布,所得到的參數估計量比其他參數估計方法更合乎實際、更穩健。[12]因此我們采用GMM方法對聯立方程進行估計,下表是利用Eviews軟件計量的結果。以下是對各種效應的具體分析。

1.規模效應。規模效應表現為外商直接投資存量的增加將引起工業總產出的增加,工業產出規模的擴大將使污染排放增加。根據估計結果,FDI存量增加1%,工業總產出Y將增加0.22個百分點。而產出增加1%,會帶來污染增加0.84個百分點。這樣,FDI存量增加1%,最終導致污染排放增加0.185個百分點。

2.結構效應。FDI的進入影響中國產業結構進而影響污染排放。 由式(6),結構變量S對FDI的彈性為負,說明外資流入導致中國經濟結構朝清潔型結構轉變,進而減輕了污染水平。具體地講,FDI增加1%,將導致結構“清潔化”0.026個百分點。而產業結構每變動1%,污染排放將變動3.4個百分點。這樣,FDI帶來的結構效應為-0.084個百分點,即對環境產生了積極影響。

3.環境技術效應。FDI的進入帶來技術水平的提高以及誘致技術擴散會降低污染排放。具體地,FDI增加1%,將導致技術水平提高0.04個百分點。而伴隨技術進步1%,污染排放將減少0.72個百分點。這樣,技術進步引起的污染排放減少0.029個百分點。

4.環境規制效應。方程(1)中政府環境規制沒有通過檢驗,說明了政府環境規制不力。造成環境規制效力不顯的重要原因在于政府官員處在“晉升錦標賽”體制之中,為了保持或提高自己的顯示性業績――GDP增長率,往往會放松環境污染以增強競爭優勢。[13]方程(8)顯示FDI的流入與規制強度正向關系,表明“污染避難所假設”一定程度上在中國存在。對此,World Bank(1997)指出,中國地方政府面臨環境質量目標和經濟發展目標的沖突。[14]這一問題同樣反映在FDI領域,表現為各級政府為了發展本地方經濟,不斷降低環境標準以吸引外資進而帶來環境質量的惡化。

我們將FDI通過經濟規模、經濟結構、技術和環境規制等渠道影響環境的機理進行梳理,并匯總整理為下圖。從下圖可以看出,FDI對環境污染影響途徑中,規模效應最大(0.185%),依次是結構效應(-0.084%)和技術效應(-0.029%)。總的來講,FDI每增加1%,導致中國環境在原有水平上惡化0.072%。FDI對環境污染的影響機制

四、結論及政策含義

本文在FDI―經濟―環境交互作用框架下建立聯立方程系統,利用中國1988―2007年數據對FDI影響環境的機理進行了實證研究,得到以下結論:

1.經濟規模、經濟結構和技術水平是影響中國環境污染的三個決定因素,環境規制對環境作用效果尚不明顯。

2.FDI帶來的經濟規模的擴大增加了污染排放,引致的經濟結構的優化和技術水平提高減少了污染排放。具體表現為:FDI每增加1%,通過經濟規模的擴大導致環境污染增加0.185%。FDI通過改善經濟結構和提高技術水平從而對環境產生了積極的影響,分別使污染排放分別減少0.084%和0.029%。總體效應是,FDI每增加1%,將使污染排放增加0.072%。

3.較為寬松的環境規制是吸引外商直接投資進入的一個重要因素,“污染避難所”現象在中國高速發展過程中一定程度上存在。

根據上述研究結論,可以得出這樣幾點政策建議:在未來發展階段,要想改善FDI對中國環境的不利影響,一要著力調整FDI投資的產業導向,充分實現其正的結構效應;二要努力提升FDI質量,提高環境技術溢出的正效應;三要改進環境規制,避免“污染避難所”現象。

主要參考文獻:

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[14]World Bank. Is globalization causing a“race to the bottom”in environmental standard? [R]. PREM Economic Policy Group and Development Economics Group, 2000.

The Mechanism and Effect of FDI Impact on Environment:Study on the Simultaneous Equation Model

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二研究方法

向量自回歸(VAR)模型1980年西姆斯(C.A.Sims，1980)將向量自回歸(VAR)模型引入到經濟學中，VAR模型是基于數據統計性質建立的模型，常用于預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。所以本文也主要基于VAR模型來考察環境污染和經濟增長之間的變化關系。

三實證結果及分析

1單位根檢驗VAR模型的有效性

取決于變量的穩定性，如果變量為平穩的時間序列，就可以直接構建無約束的VAR模型。本文使用ADF檢驗對變量lngdp、dlngdp、lngas、dlngas、lnso2、dln-so2、lnsoot、dlnsoot、lnwater、dlnwater進行了平穩性檢驗。通過檢驗得知lngdp、lngas、lnso2、lnsoot、lnwate一階差分之后都形成平穩序列，即服從一階單整過程I(1)。所以，對lngdp、lngas、lnso2、lnsoot、lnwate兩兩之間進行Johansen協整檢驗，判斷他們能否滿足協整條件。實驗發現他們之間并不存在協整關系，由于篇幅問題，這里不再詳述。因此，本文將使用無約束的VAR模型進行實證研究。

2VAR模型的穩定性

檢驗AR根估計方法是對VAR模型估計的結果進行平穩性檢驗，其基本原理是:如果被估計的VAR模型所有根的模的倒數小于1，即位于單位圓內，則VAR模型滿足平穩性條件;如果存在某些根的模的倒數大于1，即在單位圓外，則模型不穩定，某些結果將不是有效的。VAR模型的所有根模的倒數都位于單位圓內，說明被估計的VAR模型是滿足平穩性條件的，那么結果就是有效的。據此，在已經確定的VAR模型基礎之上，本文將對各個環境污染指標對經濟增長指標GDP產生的沖擊影響做進一步的分析，找出他們之間的變化關系。

3基于VAR模型的廣義脈沖響應分析

根據上文對VAR模型估計的基礎之上，使用廣義脈沖響應函數來分析陜西省經濟增長指標GDP分別對lngas、ln-so2、lnsoot、lnwate等環境污染指標的沖擊響應，以此來描繪和刻畫經濟增長與不同的環境污染之間的動態變化關系。本文選取了滯后期長度為20期的脈沖響應模型。在基期由于GDP的一個正向沖擊，工業廢氣、二氧化硫和工業廢水都呈現出明顯的“倒U型”的庫茨涅茨曲線，這就符合了已知的經濟發展理論:在經濟發展初期，環境污染加劇，而隨著經濟的進一步發展，人們的收入水平上升，對環境質量的要求提高，從而生態環境不斷改善。工業廢氣在第3期達到最大，在第12期基本回歸初始位置;工業廢水在第2期上升到最大值，在第11期變化進本歸于零;而二氧化硫的排放量則相對滯后，第6期達到其最大值，直到第15期波動才逐漸歸于平靜，這說明二氧化硫受到經濟增長波動的影響持續時間較長，即就是說工業發展和經濟增長所產生的污染主要是以二氧化硫為主的。工業煙塵排放在第2期至第6期之間可以看出“倒U型”曲線的趨勢，但是這個走勢也并不是嚴格滿足倒U關系。工業廢氣和工業廢水在初期產生一個沖擊，GDP指數經過初始的沉降波動之后都在第3期達到其最大值，隨后波動不斷遞減，分別在第13期和第11期基本恢復原始位置;GDP對二氧化硫和工業煙塵的沖擊則更為敏感，直接上升達到最大值之后緩慢波動最終趨于平靜。以環境污染為代價可以在短期內增加GDP，促進經濟的增長，而在長期，這種影響逐漸削弱，最終并不會帶來人們所期待的經濟發展和社會繁榮。但是廢物排放卻最終污染了環境，事后對生態環境的治理卻需要花費更大的成本，這種經濟發展的方式是不可持續的，人類的發展最終會受到環境的制約，所以如果想要尋找更廣闊的發展空間，必須是以環境保護為前提和基礎的，考慮到生態文明的可持續的健康的發展方式。

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DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.10.06

中圖分類號：F205文獻標識碼：A 文章編號：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

中國經濟自改革開放以來一直采用粗放型增長方式，這種經濟增長方式導致了資源的日益枯竭和生態環境的不斷惡化。2016年3月10日，主席在參加兩會青海團審議時強調：“像保護眼睛一樣保護生態環境，像對待生命一樣對待生態環境”。良好的生態環境是最普惠的民生福祉，現已到了改變“犧牲環境拉動經濟”發展模式的關鍵時刻。工業的過度擴張導致嚴重的產能過剩，產能過剩的行業多是高污染行業，地方政府大都以犧牲環境來鼓勵投資，企業所承擔的私人成本遠小于社會成本，進而出現過度投資，最終導致資源與環境不堪重負的局面[1]。如何有效治理環境污染？產能過剩與環境污染是怎樣的關系？一般認為，工業是推動經濟增長的最主要力量，同時也是環境污染的最主要來源。基于此，本文主要探討工業部門政府規制和產能過剩對環境污染的作用是否顯著、作用強度及影響機理，以期引導后續環境政策的調整與完善。

1文獻綜述

關于環境污染的影響因素，陳興鵬等[2]揭示了環境污染指數隨著人均GDP的上升而增加。葉阿忠等[3]分析了經濟增長、FDI與環境污染交互影響體系。Zeng等[4]認為制造業集聚可以減輕“污染天堂”效應。日益惡化的環境正是發達國家污染工業廠商規避本國嚴格環境標準選擇進入發展中國家投資建廠帶來的后果，即Esty和Geradin[5]的污染避難假說。原毅軍[6]認為技術創新對污染減排有顯著的抑制作用。Magat等[7]以加拿大魁北克省紙漿行業為研究對象，檢驗環境規制對生物需氧量和固體懸浮物排放量的影響，結果顯示環境規制能促使企業減少20%的排放量。Blackman等[8]研究證實墨西哥環保機構增加環境監察次數不能顯著刺激企業采用先進的“凈化”技術，正式環境規制沒有真正發揮作用。

關于產能過剩的研究主要集中在兩個方面：一是產能過剩的原因研究。林毅夫[9]提出“潮涌理論”，認為發展中國家對于新產業的發展前景具有良好的社會共識，引發投資的“潮涌”現象，導致產能過剩。陶然等[10]認為隨著1994年分稅制改革以及加入WTO以后，地方保護主義盛行，導致大量重復建設和產能過剩。二是產能過剩與環境污染的關系研究。江飛濤等[11]認為在我國特定的管理體制下，中央政府難以向地方政府提供環境保護的激勵合同，寬松的環境政策及對污染企業的縱容使得高能耗高污染排放的行業生產成本外部化，最終導致產能過剩。張平淡等[12]利用我國2001～2008年27個制造業行業細分數據檢驗產能過剩與環境污染的關系，結果顯示產能利用率與環境污染負相關。

本文在以上研究基礎上，從以下三個方面進行拓展：一是從研究視角上，現有研究主要從經濟增長、產業結構和技術創新來探討環境污染問題，鮮有從產能過剩視角來探討環境污染的影響機理；二是把我國分為東中西部地區，引入虛擬變量，分別討論環境污染各因素的影響程度，提出差異化環境污染治理對策；三是解釋中國環境污染的模型，必須要符合我國經濟運行的特征和背景，本文在解釋變量上進行了拓展，引入了非正式規制。

2政府規制、產能過剩對環境污染的作用機理

為了全面分析政府規制、產能過剩對環境污染的作用機理，構建如下理論分析框架，展現三者內在關聯。按照“波特假說”，適度的環境規制有助于提升工業企業生產技術和創新水平，即同樣的投入將增加更多產出，產品供給持續增加，引起產能過剩；環境規制有利于提升產品的競爭能力，市場對產品的需求增加，在一定程度上緩解產能過剩；非正式規制主要是指社會公眾對污染企業的談判和游說，對生產產生抑制作用，在一定程度上緩解產能過剩；如果污染企業改進技術，增加產量，將加劇產能過剩。總之，政府規制會對環境污染產生影響，而政府規制在產能過剩的背景下對環境污染的影響不同。為了從理論根源上了解政府規制和產能過剩對環境污染的作用機制，接下來將進行一系列實證檢驗。作用機理繪制如圖1所示。

3指標及數據來源

本文考察我國28個省（市）（、海南、重慶等省市因數據缺失，不包含在內），樣本期為1997～2012年。數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國人口統計年鑒》和國家統計局網站。

31被解釋變量：環境污染EP

選取工業廢水、工業廢氣、工業固體廢物排放量（“工業三廢”）三個指標來度量環境污染綜合指數。排除人口規模的影響，以上各排放總量均除以年末常住人口數。由于各指標量綱不同，在進行環境污染綜合指數測算之前，按如下步驟處理：

首先，對三種污染物排放總量進行標準化處理，即Ht=Ht-HminHmax-Hmin，Ht代表第t年各污染物標準化后的賦值，Ht代表各污染物當年的排放值，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，采用層次分析法確定三種污染物在綜合指數中所占的比重。最后，計算各年環境污染綜合指數，即EPi，t=∑3j=1WjHtj（t=1，2，…16；j=1，2，3），EPi，t表示第i省t年的環境污染綜合指數，j表示污染物種類，Htj表示第t年第j種污染物排放量標準化值，Wj表示第j種污染物所占權重。

32核心解釋變量：政府規制強度和產能過剩程度

正式規制強度ER。借鑒Lanoie[13]采用工業污染治理投資水平占GDP的比重來表示，該指標值越大，說明政府正式規制強度越大。

非正式規制強度ERN。傅京燕[14]認為公眾通過談判或游說的非正式規制產生的環保效應更加明顯。一般認為人們受教育程度越高將更加關注環境質量。借鑒Barro和Lee[15]的研究方法，用各省6歲及以上人口平均受教育年限來表示。計算公式為ERNit=∑（Eduyk×Popuk）÷∑Popuk，其中Eduyk表示第k種學歷受教育年限，Popuk表示第k種學歷的受教育人數，各種學歷的受教育年限為小學6年、初中9年、高中12年、高等教育（大專及以上）16年，取自然對數。

產能過剩程度CU。遵循韓國高[1]的做法，用工業產能利用率作為評價產能過剩的指標，產能過剩=1-產能利用率，預期產能過剩與環境污染正相關。

33其他變量的選擇

除政府規制強度和產能過剩程度外，還要考慮其他可能影響環境污染的因素。①經濟增長GDP。選取各地區人均GDP來表示，為消除通貨膨脹的影響，以1997年為基期，換算成實際人均GDP。為驗證環境污染與人均收入之間是否存在環境庫茲涅茨曲線（EKC假說），在模型中引入GDP及其平方項，如果GDP估計系數為正，平方項估計系數為負，則EKC假說成立，取自然對數。②技術創新水平Tech。采用各地區研發經費內部支出占GDP的比重來表示。③產業結構IS。選取第二產業產值占GDP的比重來表示。④外商直接投資FDI。采用經過價格平減處理以后的外商投資金額來表示，取自然對數。

4實證分析

41環境污染的影響因素分析

在前面分析討論的基礎上，構建如下多元面板回歸模型：

規制強度，ERNit表示非正式規制強度，CUit表示產能過剩程度，為了探究政府規制強度和產能過剩程度對環境污染的聯合影響，加入交乘項ERit×CUit和ERNit×CUit，it為4個控制變量向量，ωi表示不可觀測的省際效應，vt表示時間固定效應變量，εit是隨機擾動項，α0～α5、γ為待估系數。

如果不考慮測量誤差、遺漏變量等內生性問題，對式（1）進行固定效應模型估計，結果將出現誤差及不一致性。李鎧[16]等認為環境污染具有一定的滯后效應，即當期的環境污染受前一期影響，因此本文在計量模型中引入前一項EPit-1，設定動態面板數據模型如下：

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

模型（1）實證結果如表1所示。方程①單獨考證正式規制、非正式規制和產能過剩對環境污染的作用。結果顯示正式規制強度、非正式規制強度和產能過剩程度均與環境污染顯著正相關，說明政府規制強度的上升不能減少環境污染，產能過剩程度與環境污染正相關。方程②加入了正式規制和產能過剩的交乘項，回歸系數為正，但沒有通過顯著性檢驗。非正式規制與產能過剩的交乘項回歸系數為負，且在1%水平上顯著，說明產能過剩背景下，非正式規制對環境污染有抑制作用。加入控制變量得到方程③，GDP系數為正，其平方項系數為負，并且在10%水平上顯著，驗證了EKC假說的存在。技術創新的系數為負數，但沒有通過顯著性檢驗。產業結構系數顯著為正，說明第二產業所占的比重越高，對環境污染的影響越大。FDI的系數顯著為正，說明外商直接投資的增加會在一定程度上加大環境污染。這與宋馬林等[17]的研究結論基本一致，資源尋求型的FDI嚴重破壞了東道國的環境。

42環境污染影響因素的區域差異分析

根據各省所處地理位置，將北京、天津等10個省市劃℃為東部地區；山西、吉林等8個省劃為中部地區；內蒙古、廣西等11個省劃為西部地區。建立模型（3），D為虛擬變量：

東、中、西部地區環境污染影響因素結果如表2③～⑤列所示。從回歸結果看出，非正式規制強度對中部地區的環境污染的抑制作用最小，對西部地區的影響最大，所以西部地區應加大非正式規制的力度。產能過剩對各地區的環境污染均有促進作用，且在西部地區最明顯，因為東部地區產能利用率本身較高，產能過剩地區大部分處于中西部地區，化解產能過剩將顯著改善中西部地區環境質量。東部地區產業結構對環境污染的作用最明顯，因為東部地區經濟發展較快，工業所占比重較高，加快第三產業發展將顯著改善東部環境質量。FDI對西部地區環境污染作用大于東中部地區，說明東中部地區的FDI多為市場尋求型，不會對環境造成很大破壞，而投入到西部地區的FDI多為資源尋求型，容易導致環境危機。

43關于產能過剩視角的進一步分析

實證模型中加入了非正式規制與產能過剩的交乘項，結果顯示產能過剩背景下，非正式規制對環境污染抑制作用較大，說明產能過剩在某種程度上加劇了非正式規制對環境污染的影響，但這種邏輯關系是否存在，需要進一步檢驗。

以79%為分界點對各省產能過剩程度進行劃分，產能利用率79%以下歸為高度產能過剩區域，記為S區；79%以上歸為低度產能過剩區域，記為W區。S區包括山西、湖南等13個省，W區包括北京、天津等16個省。在S區和W區分別建立環境污染的動態面板模型，回歸結果見表2⑥～⑦列。S區非正式規制系數為-14691，W區為-10414。說明在產能過剩程度較高的區域，非正式規制對環境污染的影響較大，非正式規制對產能過剩造成的環境污染有平抑作用，進一步說明交乘項的運用具有穩健性。

5結論與啟示

本文利用我國28個省市1997～2012年面板數據建立環境污染影響因素模型，檢驗政府規制和產能過剩對環境污染的影響。實證結果表明：正式規制對我國環境污染影響較小，非正式規制對環境污染有抑制作用。產能過剩是環境污染的重要原因。化解產能過剩將顯著改善中西部地區環境質量。非正式規制對產能過剩引起的環境污染有平抑作用。第二產業所占比重越低，FDI越低，越能起到降污減排作用，加大東部地區產業結構調整，將顯著改善東部環境質量。

基于上述結論得出如下啟示：①制定適宜的政府正式規制強度。不能盲目提高正式環境規制強度，靈活運用排污費、污染許可證、環境稅等規制手段，根據不同地區、不同產能過剩程度的現實特點，采用差異化的規制強度。②加大非正式環境規制強度，樹立協調、共享、綠色發展理念。政府首先應加大宣傳力度，號召全社會共同保護環境、保護賴以生存的地球。其次應加大教育投資，只有教育水平上去了，環保意識才能再上新臺階。③推行供給側結構性改革，化解產能過剩。近年來多行業的產能過剩不僅造成了資源的閑置和配置效率的低下，還加劇了環境污染，在經濟新常態下不能再盲目擴大投資規模，應加強供給側改革，強化技術創新、錯峰生產及“一帶一路”戰略等，淘汰落后才能，實現資源的有效配置和生態環境的協同發展。④合理使用FDI，優化產業結構。事實證明，FDI對我國的技術溢出效應非常有限，反而加劇了我國的環境污染，故不應該再盲目吸引和使用FDI。對東部地區來說，加快產業結構調整，降低第二產業所占比重是降污減排的發展方向。

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篇6

關鍵詞：產業結構；環境污染；主成分分析

一、引言

實現經濟增長與環境協調發展是各國政府和學術界普遍關心的話題。現有研究成果主要有：

（一）經濟增長與環境質量關系的研究

國外關于經濟增長與環境污染之間關系的研究主要圍繞環境庫茲涅茨曲線假說展開。Grossman和Krueger于1991年首次驗證經濟增長與環境質量之間的關系，他們利用GEMS的城市大氣質量數據發現二者呈現出一種“倒U形”關系。Panayotou（1993）在此基礎上正式提出了著名的環境庫茲涅茨曲線（EKC）假說。此后，國外許多學者通過不同的污染指標和分析方法得出了不同的結論，Friedl和Getzner（2003）發現二氧化碳和人均GDP呈現N型曲線，Martin Wagner（2008）發現二者呈單調遞增關系。

國內的多數研究是對環境庫茲涅茨曲線進行驗證，證明其是否存在以及呈現何種曲線關系。趙細康等（2005）研究發現環境庫茲尼茨曲線的這種典型的倒“U”形曲線關系在中國并不存在。梁云等（2014）以二氧化碳排放總量來衡量環境質量，他們發現這兩者是明顯的“倒U型”關系。而高宏霞等（2012）分析發現只有工業廢氣排放量和二氧化硫排放量這兩個指標與人均GDP的關系符合“倒U形”關系。

（二）產業結構與環境質量關系的研究

不同的學者對產業結構變動與環境質量之間的關系持有不同的觀點。一方面，有學者認為隨著工業化進程加深，環境污染的程度將加深。趙雪雁（2007）、余曉娟（2010）分別以浙江省、甘肅省為研究對象，都指出影響污染物排放的重要因素是產業結構變化，其中第二產業對環境污染的影響效應尤為顯著。聶小桃（2012）認為造成廣州市水環境、固體環境和大氣環境污染的主要原因是第二產業。

另一方面，黃孔融和王國聘（2008）在研究中指出第三產業對環境的影響很容易被人遺忘，但隨著第三產業的快速發展，其對環境的負面影響將顯著增加。王芳（2008）對河南省產業結構與環境質量變化的關系進行了研究，認為能顯著影響環境質量的是第一產業和第三產業而不是第二產業。

綜上所述，學者們的研究多集中于經濟增長對環境的影響以及產業結構對環境的影響，但將經濟增長水平與產業結構結合起來的研究卻不多，而且以福建省為研究對象的類似研究更為少見。因此，本文利用福建省經濟與環境數據來揭示福建省經濟增長及產業結構變化對環境質量的影響。

二、福建省環境質量概況

環境質量的好壞通常用工業污染物的排放來衡量，其中廢水排放量、廢氣排放量、工業二氧化硫排放量、煙粉塵排放量和固體廢棄物產生量是造成環境污染的比較具有代表性的污染物。

圖11990年―2013年福建三大污染物排放量

數據來源：2014年福建統計年鑒

根據可獲得性數據可知不同污染物具有不同情況：（1）工業廢水排放量在2011年前持續增長，但2011年后明顯下降。（2）工業廢氣排放量一直保持上升趨勢，從1997年開始增長勢頭迅猛，是排放量增長速度最快的污染物，這嚴重威脅著福建省的空氣質量。（3）工業二氧化硫排放量在2006年以前呈現明顯上升趨勢，但2006年后有所下降。（4）工業煙粉塵的排放量近年來則保持平穩，變化不大，且處于較低水平。（5）工業固體廢物排放是所有污染物排放量中呈現下降趨勢的，而且下降趨勢是明顯的，由1990年的4238萬噸下降至2012年的016萬噸。從總體上看，福建的環境問題依然較為嚴重，環境保護任重道遠。

三、環境污染綜合指數

本文基于數據可獲得性選擇工業廢水排放量（gs）、工業廢氣排放量（gq）、工業二氧化硫排放量（gl）、工業煙粉塵排放量（gyf）和工業固體廢物排放量（gg）共5個指標作為環境污染單項指標，其原始數據均取自1990-2013 年的《福建省統計年鑒》和《中國環境年鑒》。

由于指標數據之間存在的相關性，使我們不能簡單的用原始指標來分析EKC曲線的圖形特征。其原因在于：一方面我們并不是從單個環境指標變量出發，分析其與經濟增長和產業結構之間的關系，因為這樣得到的結果是片面的；另一方面，如果將各個環境污染原始指標不加處理，直接納入經濟環境模型之中，由于指標數據之間的相關性的存在，會使我們的分析結果不準確。鑒于以上分析，本文采用主成分分析方法，去除原始指標數據之間的相關性，將5個環境污染物排放量指標綜合為一個指標來分析經濟增長和產業結構變化對環境的影響，其解釋能力大于單項環境污染物排放指標。設E來表示環境污染綜合指標。

根據SPSS運行過程可知，前2個主成分解釋了全部方差的87193%，這說明前2個主成分足以代表原來的5個指標。設分別用E1和E2表示這2個主成分。接下來計算前2個主成分的系數，可得兩個主成分的線性組合如下：

E1=0514×gs+0493×gq+0499×gl -0253×gyf -0425×gg

E2=0214×gs+0198×gq+035×gl+0775×gyf +0439×gg

接著計算污染綜合指數E，如下：

E=0730 E1+0270 E2

在現實情況下工業污染物的排放量是不可能為負數的，但在計算過程中環境污染綜合指數中出現負數的現象，因此本文根據許正松等（2014）的方法，采用離差標準化法以消除負數現象。計算結果如下圖所示。

福建省整體環境污染情況大致可以分為三個階段，第一階段是1990―1997年，這期間環境污染指數保持穩定，且低于03。第二階段，即1998―2005年呈現逐年加重的趨勢。在第三階段，即2005―2013年，環境污染指數又趨于穩定，但可以看到這階段的環境污染綜合指數明顯高于第一階段，均超過07。

四、實證分析

（一）模型假定

本文采用計量模型分析經濟增長和產業結構對環境的影響。其中，以人均GDP 為自變量，以環境污染綜合指標為因變量。本文用三個指標來度量產業結構，分別是工業增加值占GDP比重、重工業產值占工業總產值比重以及第三產業比重，其原始數據均取自1990-2013 年的《福建省統計年鑒》，構造估計模型如下。

Et=β0+β1lngdpt+β2（lngdpt）2+β3（lngdpt）3+β4lnint+β5 lnzint +β6 lndst +β7Xt+Ut

其中，Et為環境污染綜合指數，lngdpt為人均GDP的對數，lnint為工業增加值占 GDP 比重的對數，lnzint為重工業產值占工業總產值比重的對數，lndst為第三產業增加值占GDP比重的對數，Xt為影響環境污染指標的其他控制變量，ut為殘差項，β為參數，t為時期。

對于估計模型，其圖形的特征均由變量前系數的取值（正、負、或零）所決定，根據數學分析方法我們可以得出以下結論：

（1）如果β1>0，β2=β3=0，表明環境污染程度隨經濟增長呈線性上升趨勢，污染程度會隨著經濟的增長逐步惡化；

（2）如果β10，β3=0，則曲線為“正U型”，即環境質量隨著經濟增長先好轉再惡化；

（3）如果β1>0，β2

（4）如果β1>0，β20，則曲線呈“正 N 型”特征，即環境污染程度隨著經濟發展水平的提高先提高，然后下降，最后提高；

（5）如果β10，β3

（6）如果β1

（7）如果β1=β2=β3=0，表明經濟增長對環境沒有影響，這種情況否定了任何形式的 EKC 曲線的存在。

本文選擇的控制變量是環境政策。本文用工業污染治理項目本年完成投資額占當年GDP的百分比來度量環境政策，它對污染程度的影響預期為負。

（二）模型估計結果

模型的回歸結果見表1。

表1結果顯示：

（1）β1>0，β2

（2）工業增加值占GDP的比重對環境污染顯著為正，即環境質量隨著工業的發展而不斷惡化。從結構上看，重工業占比的增加對環境污染的影響顯著為正，這說明隨著重化工業比重不斷加大，污染將愈發嚴重。

（3）第三產業增加值占GDP比系數為顯著負值，表明福建省第三產業比重的上升對改善環境有幫助。

（4）控制變量的系數不顯著，這有悖于理論預期。分析其原因可能是環保投入只有占到GDP的1%到15%才能有效控制環境污染，而要使環境質量有明顯改善則需達到3%。但是福建省1990-2013年工業污染治理投資水平普遍較低，尤其是2007年以后，其值都低于02%。因此該系數不顯著。

五、結論

本文利用福建省1990-2013年相關數據驗證經濟增長、產業結構與環境質量之間的關系。研究發現環境質量與經濟增長之間呈現“倒U型”曲線關系。在產業結構中，環境質量隨著工業化程度的加深而不斷惡化，對環境造成的壓力越來越大。（作者單位：華僑大學經濟與金融學院）

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篇7

中圖分類號：F299.21 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）31-0096-03

引言

工業文明興起之時，人類便開始了從農村向城市化的發展。然而城鎮化的快速發展，也會導致環境污染加重、資源使用超負荷、建設用地占用耕地等一系列負面影響。近幾年霧霾天氣影響的范圍與深度都在逐漸加大，甚至幾度成為年度關鍵詞，水資源污染、大氣污染、噪聲污染、生活垃圾污染愈演愈烈，所以城鎮化發展到底保持多快的速度才是合適的？城鎮化的發展會帶來經濟的增長，也會帶來各項污染指標的增長，無論從經濟學角度還是合理規模增長角度來看，一個地方的城鎮化總歸有邊際效應，一旦突破某項指標的臨界值，原住民的教育、醫療、資源、就業等都會攤薄，對于攤大餅式的發展，資源環境承受度很難在短期內支撐起來，甚至會超出資源環境的承載能力，造成嚴重的環境污染，后續的治理問題又將是一個棘手的問題。因此，本文的探索對制定協調城鎮化與環境之間關系的政策具有一定的參考意義。

一、變量與測度模型

城鎮化是一個農村化逐漸轉變為城市化、工業化，人口聚集化、規模化的過程。最直觀的結果就是城鎮人口增多，所以一般用城鎮化率來反映一個地區的城鎮化水平高低，即一個地區常住于城鎮的人口占該地區總人口的比例。

自然環境具有自凈能力，但是過多的人類活動參與，使得環境中有害物質增加到超過自然的自凈能力就會出現環境污染。環境污染包括大氣污染、土壤污染和水體污染，由于人類城市化過程中最主要的活動是日常生活以及工業生產，所以選取了人均城鎮生活污水排放量（萬噸/萬人），人均生活污水COD排放量（噸/萬人），人均生活垃圾清運量（萬噸/萬人）等指標來評價城鎮化對環境的污染效應。

（一）數據來源

基于本文的研究目標和選取的變量，考慮數據的準確性以及獲取的可行性，從《安徽省統計年鑒》（2000―2015）中選取了城鎮化率和各指標相關數據，以及常住城鎮人口、研究與試驗發展（R&D）經費投入和安徽省的GDP數據。

（二）污染測度模型

1.邊際污染測度模型。城鎮化最直接的表現就是常住于城市的人口比重越來越大、城市非農業產業的發展進步迅猛，包括服務業與工業，而基于我國的現狀，最主要的就是工業的迅速發展，所以將上述的幾項指標除以安徽省常住人口，每年各項指標較上年的增量除以當年的城鎮化率的增量，具體用以下的公式表示：

ΔQc=■

其中，Qi表示第i年安徽省城鎮環境污染物的人均排放量，Ci表示第i年安徽省城鎮化率，ΔQc為城鎮化率每提高一個百分點帶來的人均城鎮污染物增加量，此式將安徽省城鎮化率對環境污染的進行了量化表示，可以更直觀地看到城鎮化對于環境的影響。

2.綜合污染測度模型。綜合污染測度主要選用因子分析法

（1）利用SPSS20.0先對數據進行標準化處理（為消除各指標變量單位間的量綱影響）。

（2）利用最大方差法提取公共因子。如果各個變量在公共因子上的載荷相差不大，多為中等水平，則需要進行因子旋轉，一般采用最大方差法，也叫正交旋轉法。

（3）_定權重。

3.STRIPAT城鎮化回歸模型。STIRPAT全名為可拓展的隨機性的環境影響評估模型，最初由Dietz和Rose所提出，可利用其來來探討各因素（人口、財產、技術）對環境壓力的影響，具體模型如下：

It=aPtT1AtT2TtT3et

其中，It為環境污染指標，Pt表示為人口指標，At為富裕度指標，Tt代表技術水平，指標Ti，（i=1，2，3）稱為對應各因素的環境彈性系數，表示各因素每增長1%，環境污染增長Ti%，a為常數項，e為誤差項。為了探討城鎮化率對環境的影響，將城鎮化率（記為Zt）添加到公式中，并將上述非線性模型兩邊取對數轉化為線性模型，變換后的模型如下：

lnIt=lna+T1lnPt1+T2lnAt+T3lnTt+T4lnZt+tlne

其中，得到的污染綜合得分表征為環境污染指標，以及城鎮人口表示為人口指標，人均GDP表示為富裕度指標，研究與試驗發展（R&D）經費和內部支出情況表示為技術水平指標，利用Eviews帶入估算出各環境彈性系數，可以直觀看出城鎮化率每提高1個百分點帶來的環境污染得分的百分比變化。

二、安徽省邊際環境污染效應實證分析

（一）污染測度

1.邊際污染測度

首先，所獲取的指標數據（城鎮生活污水排放量，生活污水COD排放量、工業廢水排放量，工業廢氣排放總量，工業二氧化硫排放量，煙塵排放量，工業粉塵排放量，工業固體廢物產生量，生活垃圾清運量）除以各年安徽省的常住人口總數，獲得各指標數據的人均數，然后根據以上部分所述的邊際污染指數計算方法，得到的結論如下：2000―2014年，安徽省的城鎮化率每年每提高1個百分點，各項環境污染指標都受到相應的影響。其中，除了人均工業二氧化硫排放量的增加量出現了明顯的減少，人均生活污水中COD排放量增加量總體有少量的減少趨勢，剩下的各指標增加量總體上都呈現逐年增加的趨勢，這說明這幾年一直強調的節能減排政策，以及對生活污水的技術處理有了顯著的效果。而人均城鎮生活污水量排放量的增加量逐年增加的趨勢最明顯，人均工業廢氣排放量與人均工業粉塵排放量的增加量。其次，這與近幾年來安徽省的空氣質量下降、大氣污染嚴重息息相關。人均固體廢棄物增加量不減的趨勢也是導致環境污染的一大因素――有害物質通過地表、水資源對人們的生活以及環境造成惡劣的負面影響。

2.綜合污染指數測度

（1）利用SPSS 20.0，將人均數據進行標準化，首先進行數據檢驗，看看本次的樣本數據是否適合進行因子分析。檢驗結果（如表1所示）。

KMO檢驗用于檢驗變量間的偏相關系數是否過小。KMO值越接近于1，表示變量的共同因素越多，變量間的凈相關系數越低，越適合做因子分析。由分析結果可知，KMO的值為0.769，說明該樣本總體的變量較適宜進行因子分析。

（2）根據上部分的說明，將9個指標的數據進行降維處理，得到的變量方差解釋結果（如表2所示）。

按照系統默認的提取方法，提取特征根大于1的主成分，由表2可得，提取了3個主成分，主成分1提取了總方差66.824%，主成分2提取了總方差的14.2%，主成分2提取了總方差13.102%，累計解釋了總體方差的94.126%，即所有指標的94.126%可以由這3個主成分表示。

（3）采用正交旋轉法進行因子旋轉，對原始載荷矩陣進行調整簡化。

（4）根據成分得分系數矩陣以及公式計算綜合得分，將得分進行排名（見下頁表3）。

根據在綜合得分的排名可看出，2011年之前的得分都為負數，之后便開始一直出現正數。且總體而言，2000―2014年安徽省的環境污染得分呈現逐年遞增的趨勢，這與上一部分的邊際污染結果一致。所以可以得出安徽省近幾年來的環境污染情況越來越嚴重。

3.城鎮化與環境污染的效應關系

注意到環境污染綜合得分有些為負值，由于取對數時變量不能為負值，所以首先參照張樂勤、張勇在《城鎮化演進邊際污染效應及其庫茲涅茨曲線探析：基于安徽省的實證》中的處理方法，將綜合污染得分按照下式進行百分比的轉變：

可以計算得出，安徽省的環境污染從2004年的最低46.37到2011年的60.66，七年時間增加將近15分，平均每年增加2分多，但是2011年后的污染的增勢有所緩解，基本維持在60.6，處于較穩定的狀態。對數線性回歸結果（如下頁表4所示）。

P值都大于0.05，接受殘差為白噪聲序列的原假設，所以可以認為回歸模型是平穩的，較好地模擬了幾個變量之間的關系。

另得到R2為0.9343，說明在線性回歸模型中，環境增長率總離差中，由這4個離差解釋的部分占93.43%，模型擬合的較好。DW值為2.0659，說明不存在自相關性。

得到關系式為：lnIt=-10.69277+1.16225lnAt-1.0121741lnTt+

1.351754lnPt+3.165704lnZt

所以由上式可以知道，2000―2014年安徽省的人均富裕度、技術進步、城鎮人口以及城鎮化率4個因素對環境污染都會有影響。根據模擬得知，當安徽省的人均GDP、研究與試驗發展（R&D）經費、城鎮人口和城鎮化率每增加1%，環境綜合污染得分分別增加1.16225%、-1.012174%、1.357154%和3.165704%。所以，城鎮化率的提高對于環境的影響力度大于其他幾個影響因素，城鎮化的快速發展是造成安徽省近幾年的環境污染不可忽略的原因。

（二）結論

本文通過對安徽省2000―2014年相關數據的分析，得到以下幾點結論：第一，經過對安徽省城鎮化的邊際污染指數分析得出，2000―2014年，城鎮化率每年每提高1個百分點，各項環境污染指標都受到相應的影響的結論。第二，經過主成分分析方法提取了3個公共因子，這3個公共因子對環境污染的貢獻率分別為0.608541、0.118874、0.097573。所以，第一公共因子對環境的污染力度明顯高于其他公共因子。對于減少環境的污染，要著重從第一公共因子中的那幾個指標入手。第三，建立STIRPAT模型，結合本文的探討目標，強調當安徽省的城鎮化率每提高1個百分c，環境綜合污染得分將提高3.165704的百分點，是城鎮化率增長的3倍之多，且城鎮化率的提高對于環境的影響力度要大于其他幾個影響因素，所以城鎮化的快速發展是造成安徽省近幾年環境污染的最主要的原因。

三、建議

根據本文的結論，對于從哪些方面、怎樣適當發展城鎮化以減少對環境的惡化提出以下幾點建議：第一，城鎮化過程中伴隨著各項污染物排放量的增加，所以不能一味追求城鎮化率數字上的進步，繼續走先污染后治理的老路，而是要在考慮資源、環境的承載能力的基礎上，尋求一個人與自然、人與生態協同共存的平衡點，做到在最大速度發展城鎮化的同時使環境能夠自我調節、自我消化。第二，城鎮化過程中二氧化硫以及污水中的COD排放量得到了一定的控制，所以我們要繼續保持以及更進一步的貫徹落實節能減排、科學發展、可持續發展的政策，繼續加強對廢水、廢氣的處理以及排放，從源頭上做到城鎮化的同時保護生態環境。第三，城鎮化過程中帶來的工業化程度加大是引起環境污染的一大重要因素，所以在城鎮化進程中要深化產業結構改革，盡量發展廢氣、廢水、固體廢棄物產生少的行業，逐漸減少工業企業的比重，加大服務業的比重，這樣就可以發展與環境健康發展的城鎮化產業結構。第四，建立生態工業園區，在發展工業的同時利用生態進行循環發展，綠色發展，協調發展。且各生態工業園區要結合實踐，聯系自身的特點進行深化改革，建立和完善協調統一、合理運轉、機制透明的工業園區生態化改造監管機制。充分發揮工業園區生態改造監管機制在工業生態園區實際建設中的指導監督作用，否則一切都是空談于紙。

參考文獻：

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[2] 王立猛，何康林.基于STIRPAT模型分析中國環境壓力的時間差異――以1952―2003年能源消費為例[J].自然資源學報，

2006，（6）：862-869.

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企業環境行為受到的約束來自于多方面，包括政府規制、公眾約束、非政府機構監督、消費者綠色需求等[1]。目前，我國政府主要通過控制型的行政干預和激勵性的市場機制對污染企業進行環境規制。然而我國政府的直接行政控制存在管制執行率低下的問題，沒有從根本上遏制企業污染惡化 [2]。政府環境規制執行力不足使得我國的環保法規形同虛設，對企業環境污染治理沒有產生應有的作用[3]。在這種情況下，非正式環境規制如公眾參與、社會輿論監督的作用正在逐漸顯露。其中，環境非政府組織，簡稱環境NGO，已經成為了一支政府之外不容忽視的社會監督力量，被稱作環境監護人公眾利益代表，試圖對企業進行倡導、影響和監督[4]。事實證明，政府環境規制和環境NGO 的監管共同影響著企業環境行為，在企業環境污染治理中構成了一個三方博弈問題。政府如何制定合理的管理法規，環境NGO 如何配合監管，企業如何積極順從環境規制，改善企業環境行為，共同實現可持續發展目標，成為目前亟待解決的問題。因此，有必要對三方博弈關系進行均衡分析。

環境資源的稀缺性和環境污染的負外部性使得政府干預環境資源的使用具有必要性和合理性。對環境規制的研究始于庇古提出的用政府干預的方式解決環境污染問題以及科斯主張的以市場交易方式實現外部性的內部化。繼而，國外學者開始對環境污染與治理問題進行深入廣泛的研究。目前我國對于企業環境污染治理中環境規制的研究主要集中在以政府為主的命令控制型環境規制，政府對企業進行直接行政干預或通過市場機制影響企業的決策。張學剛、鐘茂初[5] 運用博弈分析方法對政府環境監管與企業污染治理的互動決策進行深入探討，結果表明政府因企業污染帶來的收益、降低政府監管成本、加大對企業污染的處罰等有助于環境質量改善。張倩、曲世友[6] 對政府實施排污稅環境規制下企業與政府之間的博弈關系進行研究，發現監管強度并不能直接影響企業的排污水平。申亮[7] 運用演化博弈論針對政府激勵機制對綠色供應鏈下制造商生產策略演化行為的積極作用進行研究，認為政府構建的制度環境及激勵機制并不是從一開始就能夠促進企業向綠色市場轉化，必須根據企業的反應不斷加以調整并構建最優機制。這些研究結果反映出環境規制對企業環境行為的影響具有復雜性，并且存在監管失靈的問題，這使得學者們進一步思考環境規制如何影響企業環境行為，影響企業改善環境行為的因素及關鍵因素是什么。研究表明，企業環境行為不只受到政府規制的影響。Helen[8] 總結了環境供應鏈管理的驅動力和阻力主要源自于組織內部、規制、客戶、競爭者和社會。Lee[9] 認為企業采取綠色實踐的最主要驅動因素是買家影響、政府參與和綠色供應鏈成熟度。Hall[10] 通過案例研究和訪談發現來自環保組織的壓力對企業綠色供應鏈管理有規制作用。Dungumaro[11] 等通過博弈分析討論了公眾參與在生態環境保護中所發揮的作用。基于這些研究，一些學者將兩方博弈擴展到三方博弈進行研究。徐詠梅[12] 通過建立環保部門、企業和公眾三方博弈模型，發現公眾的環保參與既可以縮小企業的排污不達標空間，又可以擴大政府部門的監督力度空間。徐愛[13] 等構建了家電綠色供應鏈中政府、企業和消費者三方博弈模型，發現為企業和消費者提供補償并對不執行綠色供應鏈管理的企業加大懲罰力度，有利于家電行業綠色供應鏈管理的實施。然而利用三方博弈對企業環境污染問題進行分析具有一定復雜性，現有研究多建立公眾參與條件下的博弈模型，并沒有將公眾的經濟收益考慮到其行為決策中，這使得現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環境規制中政府對企業環境行為的影響方面，并未對環境NGO 的監管作用進行深入研究。環境NGO 作為繼政府、企業之后的又一參與到企業環境污染治理中來的主體，對企業環境行為的監管有著不可替代的作用。世界資源研究所的工作論文通過五個案例研究，證明了環境NGO 在綠化中國供應鏈過程中所起的現實作用[14]。本文將通過構建企業環境污染治理中的政府、環境NGO 和企業三方博弈模型，分析三方博弈均衡條件及結果，并提出推動環境規制合理發展的有效建議。

2 三方博弈模型的建立與假設

本文認為企業是否順從環境規制受到來自政府和環境NGO 的監管壓力影響，形成政府、環境NGO 和企業三方博弈。各博弈方均為理性經濟人，政府、環境NGO 和企業均以自身經濟利益最大化為目標。企業可能選擇順從環境規制，也可能選擇不順從;政府有對企業進行管理的職責，兩種策略選擇為：對企業是否順從環境規制進行檢查，或者不檢查;同時環境NGO 作為重要的社會監督力量，也有兩種策略選擇：對企業是否順從環境規制進行監督，或者不監督。

企業如果順從環境規制，一方面為達到環保要求產生成本的增加Cb，另一方面因產品更加環保，而提高價格、滿足市場綠色需求使得收益增加Rb ;當政府對企業進行檢查時，會對順從規制的企業給予獎勵補貼Sgb，對不順從的企業處以罰金Pgb，同時政府產生檢查成本Cg ;政府如不對企業進行檢查，則需要對產生的污染進行處置，付出處置費Fg ;環境NGO 如果對企業進行監督，曝光其不良行為，會產生監督成本Co，同時受到來自政府的資助Sgo和來自公眾的資助Sso ;企業由于不順從環境規制，會因環境NGO 曝光其不良行為而蒙受損失Lb。各參數均為大于0 的常數。

政府、環境NGO 和企業三方博弈關系。該博弈模型解釋了企業環境污染治理現狀中政府、環境NGO 和企業的相互關系。目前社會多數企業環保意識不強，政府主要通過補貼與獎勵手段鼓勵企業順從環境規制，對不順從的企業通過懲罰來施加一定的壓力，通過各種手段促使企業環境污染治理現狀得到改善;而環境NGO 的資金主要來自于政府資助和社會資助，對于污染企業，通過曝光不良環境行為來對其施加壓力，輔助政府進行監督。

3 結論與政策建議

3.1 結論

本文建立了企業環境污染治理中政府、環境NGO 和企業的三方博弈模型。在該模型中，最理想的策略組合為(企業順從，政府不檢查，環境NGO不監督)，即x 越大越優，y、z 越小越優。通過純策略納什均衡分析以及混合策略納什均衡分析得出以下結論：

(1)影響企業順從環境規制的主要因素為政府罰金和政府補貼，并且政府罰金對企業的規制效果更好。政府設置越高的罰金可更加有效地提高企業順從環境規制的積極性和主動性。而高罰金和高補貼并存的管理制度會降低企業積極性和主動性。此外，只有在政府罰金大于政府檢查成本的情況下，政府才會執行檢查，企業才會順從環境規制，所以政府罰金的設置需以檢查成本為依據。

(2)影響政府檢查概率的主要因素為企業成本、企業收益和環境NGO 的監督力度。對于政府而言，企業成本的降低和實施的增加直接導致企業改善環境行為的積極性提高，則政府可降低檢查力度;同時環境NGO 監督力度提高促使政府檢查力度的降低，證明環境NGO 對政府有輔助監管作用。

(3)影響環境NGO 監督概率的主要因素為企業成本、企業收益和政府的檢查力度。同理，對環境NGO 而言，企業成本的降低和收益的增加使環境NGO 的監督力度降低;政府檢查力度的提高促使環境NGO 監督力度的降低，也證明了政府和環境NGO 之間存在相輔相成，互為幫助的關系。

3.2 政策建議

根據以上結論，本文立足于政府、環境NGO 和企業的角度，分別提出政策建議。

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[中圖分類號]F062.2；X196 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-6848（2015）03-0005-21

[作者簡介]孔凡斌（1967― ），男，江西九江人，江西省社會科學院副院長、研究員，江西財經大學二級教授、博士研究生導師、博士后合作導師，主要從事生態經濟、資源與環境經濟和農林經濟研究（江西南昌 330077）；許正松（1972― ），男，安徽壽縣人，皖西學院副教授，江西財經大學在讀博士研究生，主要從事生態經濟理論與政策、資源與環境經濟學研究；黃思明（1984― ），女，江西南昌人，江西財經大學講師，江西財經大學在讀博士研究生，主要從事財稅理論與政策研究（江西南昌 330032）。

[基金項目]國家社會科學基金重大項目“我國大湖流域綜合開發新模式與生物多樣性保護研究：以鄱陽湖生態經濟區建設為例”（12&ZD213）、2014年度江西財經大學研究生創新專項資金項目“經濟發展與承接產業轉移的環境效應研究――基于江西省的實證分析”（YC2014-B058）、安徽省哲學社會科學規劃項目“承接產業轉移背景下安徽產業轉型升級的研究”（AHSKF11-12D343）與江西財經大學協同創新中心2015年招標課題資助項目的階段性成果。

Title： The Relationship between Economic Growth and Environment： Literature Review and Future Research Prospects

By： Kong Fanbin， Xu Zhengsong & Huang Siming

Abstract： The issues of economic growth and environment have experienced three stages， namely， “The Limit to Growth”， the hypothesis of Environmental Kuznets Curve（EKC）， and the debate of the Environmental Kuznets Curve hypothesis. The Environmental Kuznets Curve hypothesis became a research hotspot when it was first proposed because of its forceful policy implications. The current literature fully investigates the causes of the formation of the converse U type of the EKC， and with further research， there have been more and more debates on the EKC， which mainly focus on the effectiveness of the EKC model， the nonuniqueness of EKC shape， the environmental effects of international trade and FDI， and the timing of turning point of the EKC curve. As a result， there appear many contradicted conclusions. Meanwhile， domestic scholars have done a lot of positive？analysis of pollutants in China and put forward a lot of policy suggestions. Most of the study results come to the same conclusion that the EKC is not fit for all pollutants and environmental policies and technological innovation are significant for improving environmental quality. Therefore， it is still a long way for us to research the dynamic models of the economic growth and environmental pollution. The recently developed econometric methods which have been applied to analyze pollutants will continue to be one of the research hotspots in the coming years.

Key words： economic growth； environmental quality； The Environmental Kuznets Curve； pollution diversion； environmental regulation

一、前言

自然環境是經濟增長的基礎，它提供了經濟活動所需的直接和間接投入，同時作為接收器，又吸收和消化著生產和消費所帶來的環境污染，而環境污染被視為經濟增長的副產品。人類社會是否可以在現有的資源約束條件下，或者雖然破壞了自然環境但無需修復治理的情況下獲得永久性的經濟增長？穩定的收入增長與環境質量之間是什么關系？在可持續的經濟高速增長目標與良好的環境質量之間是否存在著均衡？以上問題自產生之日起就引起了廣泛、激烈的爭論，直到今天爭論也沒有減弱的趨勢。雖然經歷了幾十年深入的研究，但學術界對這些問題的見解依然沒有達成共識，經濟增長與環境污染的關系仍然是研究的熱點問題。

按照時間順序，環境污染與經濟增長之間關系的探討大致經歷了三個發展階段，即增長極限說、環境庫茲涅茨曲線假說（the Environmental Kuznets Curve， EKC）以及對環境庫茲涅茨曲線假說的質疑。隨著研究的推進，經濟增長與環境污染之間關系的復雜性逐漸展現，各種研究精彩紛呈，令人目不暇接。

二、從增長極限說到環境庫茲涅茨曲線假說

（一）增長極限說

在Meadows、Ehrlich和Holdren等學者看來，生產和消費需要大量的能源和物質投入，同時會產生大量的廢物副產品①。隨著產出的增加，人們的收入會持續增長，但自然資源消耗的增加、廢棄物的積累以及污染物的集聚將會超過生物圈的承受能力，導致環境質量的惡化和人類福祉的下降。不僅如此，資源的消耗和減少最終會給經濟活動本身帶來無法消除的傷害。為了保護環境，也為了保護經濟活動本身不受傷害，經濟增長需要放緩，世界必須過渡到穩定的經濟狀態。20世紀70年代初，羅馬俱樂部在《增長的極限》中就提到：“產業革命以來的傳統的工業化道路，已經導致全球性的人口激增、資源短缺、環境污染和生態破壞，經濟增長將受到自然資源的制約而不能長期持續，為了達到保護環境的目的，必須人為降低經濟增長速度至零增長。”②增長極限說對產業革命以來的經濟增長模式提出了嚴厲的警告，但由于受到統計數據的限制，這一結論一直沒有得到實證分析的有力支持。

直到20世紀80年代，主流觀點還認為，雖然有一些環保技術可以選擇利用，但隨著經濟活動規模的持續擴大，環境將不斷惡化。該觀點可以由Ehrlich和Holdren所提出的IPAT模型來表示①。IPAT公式是一個用以評估環境壓力的著名公式，即：

Environmental impact（I）=Population（P）*Affluence（A）*Technology（T）.

該公式表明，影響環境的因素是人口總數（Population）、人均收入（或國內生產總值，Affluence）與技術水平（以單位產出的污染物排放量表示，Technology），以及三個因素相互間的作用。一般認為，人口總數和人均收入將隨著經濟增長持續增加，而技術水平則是唯一一個可以收縮的變量。這里的技術包括了收集廢料的新方法，有效降低資源消耗率的再循環技術，以及更好的產品設計等。技術變量收縮得越小，經濟增長的環境壓力就越小，這意味著技術是所有積極環境政策的核心。

（二）環境庫茲涅茨曲線假說

20世紀80年展起來的可持續發展理念認為，經濟增長并不會必然損害環境，事實上，減少貧困對保護環境而言必不可少②。然而，可持續發展理論與增長極限論并非完全對立，增長極限論在強調經濟增長存在極限的同時，提出的“全球均衡狀態”概念，在一定意義上可以認為是可持續發展理論的重要來源之一。

在進行北美自由貿易協定（NAFTA）可能對環境帶來潛在影響的開創性研究中，Grossman和Krueger提出了環境庫茲涅茨曲線（EKC）的概念，該概念與可持續發展理念相一致。當時環保主義者擔心北美自由貿易協定（NAFTA）在促進經濟增長的同時會導致墨西哥的環境惡化。Grossman和Krueger利用全球環境監測系統（GEMS）提供的煙塵和懸浮顆粒物（SPM）的數據，實證分析了世界上很多城市的環境污染水平和人均收入之間的關系。分析結果表明，當一個國家達到墨西哥當時的人均收入水平時，污染物的濃度將達到峰值。因此，Grossman和Krueger的研究得出的結論是：“與人們的擔心相反，經濟增長會改善墨西哥的環境質量而非使其惡化。”③Panayotou借用1955年Simon Kuznets所提出的收入不均等程度隨著經濟增長先加劇后減弱的倒U型關系，首次將環境與人均收入間的關系定義為環境庫茲涅茨曲線（EKC），如圖1所示④。這一關于環境污染指標與人均收入之間關系的假說認為，在經濟增長的早期，污染排放增加，環境質量下降；而當人均收入超過某一水平時（選擇不同的污染物指標，該人均收入水平區別很大），經濟增長與環境污染之間關系的趨勢會發生逆轉，于是在高收入水平下，經濟增長會帶來環境的改善。

環境庫茲涅茨曲線（EKC）為人所熟知還有賴于世界銀行的《1992年世界發展報告》和Shafik的研究。Shafik提出，經濟活動規模的擴大會不可避免地惡化環境的觀點是建立在技術和環境治理投資不變的基礎之上；而隨著收入的增加，人們對環境質量有著更高的要求，可供投資的資源也隨人均收入的增加而越來越多，兩者共同的作用會導致環保措施的采納①。有學者如Beckerman更加態度鮮明地認為，高收入與環境保護措施采納之間的強相關性表明，雖然經濟增長在早期階段會導致環境的惡化，但對絕大多數國家來說，改善環境的最佳也可能是唯一的途徑，就是變得富有②。甚至環境規制措施在降低經濟增速的同時也降低了環境質量。

三、EKC曲線形成原因的解釋

環境庫茲涅茨曲線提出后，關于其形成原因的探討不斷深入，研究結論主要集中在以下四個方面。

（一）規模效應、結構效應與技術效應

在EKC形成原因的多種解釋中，將經濟增長對環境的影響分解為規模效應（scale effects）、結構效應（composition effects）和技術效應（technological effects）是最為常見的解釋。如果經濟結構和技術水平保持不變，污染物排放量會隨著經濟規模的擴大成比例增加，這被稱為規模效應。傳統的認為經濟增長與環境質量相互沖突的觀點反映的就是這種規模效應③。不同的工業生產產生的污染物及排放強度不同，隨著經濟增長，一國的經濟結構會發生變化，所排放的污染物種類和強度也發生變化，這被稱為結構效應④。技術進步帶來兩方面的變化：一是在其他條件不變的情況下，生產效率提高；二是更為有效的技術手段使得單位產出的污染排放更少。兩者在一起被稱為技術效應⑤。

環境庫茲涅茨曲線（EKC）假說的支持者認為，在經濟發展初期，規模效應的影響最為顯著，而在經濟發展的更高水平上，經濟結構將從高污染的工業經濟向信息密集型工業和清潔服務業轉變，伴隨著環境破壞性較小的生產投入替代環境破壞性較大的生產投入，結構效應和技術效應對環境的影響逐漸增大；再加上環保意識的提高，環境法規的強化，以及更多的環保投入，環境質量將逐步改善。通過長期的觀察可以發現，隨著經濟的增長，環境質量呈現先惡化后改善的現象，因此，EKC曲線被認為是對隨經濟增長環境質量自然演變規律的描繪⑥。

（二）環境規制

污染水平隨人均收入的變化可能源于產出規模的增減、產業結構的調整、技術水平的變化以及污染治理的影響。其中，環境規制的強化是當收入跨越中等國家收入水平后環境改善的主要原因，沒有理由相信環境質量隨收入增長的改善是自動形成的①。Panayotou的研究發現，對于二氧化硫排放來說，積極的環境政策在低收入水平下就能顯著減輕環境惡化的程度，在高收入水平下更是如此②。這意味著環境規制的強化可以使環境庫茲涅佐曲線變得扁平，進而降低經濟增長的環境代價。在一項水污染治理的跨國研究中，Mani、Hettige和Wheeler發現，水質隨人均收入的改善，部分是源于技術進步和產業結構變化，而最主要原因還是更為嚴格的環境規制③。

富裕國家較發展中國家執行更為嚴格的環境規制標準有三個主要的原因。首先，在已經完成醫療和教育的基本投資之后，環境污染所帶來的破壞就獲得了社會更多的關注。其次，高收入國家擁有更多的技術人員和資金預算用于環境監控和污染治理。第三，無論政府采取什么立場，更高的收入水平和教育水平會使得社會采用和執行更高的環保標準④。這些因素共同作用的結果表現為高收入和嚴格的環境規制之間顯著的正相關關系⑤，于是，人們觀察到環境質量隨經濟發展而進入EKC曲線的下降區間。

（三）市場機制（經濟自由化）

隨著經濟發展，市場機制逐步完善，經濟走向自由化。過去的三十年中，許多國家逐步放開經濟管制，減少政府補貼，解除價格管制，國企私有化，消除貿易和投資壁壘。自1980年以來，發展中國家金融逐步深化，價格扭曲得以明顯糾正⑥。要素價格和產品價格的變化影響經濟活動，并進而影響到污染水平。最大的污染制造者如鋼鐵和石化行業經常獲得國家補貼和干預，而取消政府補貼通常有利于環境改善。

許多自然資源尤其是不可再生的自然資源會隨著日漸稀缺而價格上漲。能源補貼的取消使得原先被外部化的成本逐漸內部化，此舉能提高能源使用效率，降低工業的能源使用強度⑦，而使用效率的提高意味著單位產出的污染排放減少⑧。與之相反，中國的國有企業由于生產效率較低，使得減少空氣污染的成本更高⑨。可以觀察到，私有化和取消政府補貼在壓縮高污染企業規模的同時，傾向于擴大低污染行業如服務業的生產規模①；同時，經濟自由化也擴大了高能源使用效率企業的市場份額②。經濟自由化還體現為自由貿易，開放的貿易環境能有效降低引進清潔生產技術的成本。因此，開放程度高的發展中國家的企業能更快地采用清潔生產技術③。

雖然經濟自由化能有效改善環境質量，但它并不是萬能的。當經濟快速增長時，生產效率提升所帶來的單位產出污染排放的減少，會被產出的快速增長所抵消并超越，此時除非加強環境規制，否則污染會持續加劇而非減輕④。

（四）經濟增長過程中替代彈性和邊際效用的變化

在工業化發展初期，相對于清潔的空氣和水，人們更加重視是否有工作以及收入的多少，此時消費的邊際效用大于污染的邊際效用絕對值（污染帶來損害，故其對消費者的效用為負），污染隨消費量的增加而加劇，社會位于EKC曲線左側的迅速增長階段⑤。消費的邊際效用遞減，而污染的邊際損害遞增，于是隨著經濟增長和收入增加，人們越來越重視環境的價值，環境監管也變得更加有效。公眾會避免購買和使用污染嚴重企業所生產的產品，銀行也會因為擔心承擔環境責任而拒絕給環保不力的企業提供信貸。投資者會權衡因企業污染排放所受到監管及處罰而導致的潛在投資損失，因此，在鼓勵清潔生產中扮演了重要角色⑥。在中等收入水平下，環境污染達到最嚴重的地步，隨著人均收入的進一步增加，收入和環境質量之間的關系可能會從正相關轉變為負相關，環境污染逐步回落到工業化初期的水平⑦。Stern和Common的內生增長模型也表明，對消費者而言，當環境舒適度對物質消費的邊際替代彈性大于1時，經濟增長與環境污染之間就會出現EKC曲線中環境質量改善的階段⑧。

Pasten和Figueroa的模型描述了環境污染的演變，其模型假定有一個最大化其效用函數的代表性消費者，效用大小取決于消費量的多少和污染水平的高低，而污染也被視為生產消費品時的產出。在簡化的假設下，該模型表明：如果污染對資本的替代彈性越小，越難通過其他生產的投入來減少污染，同時也越容易通過增加消費來增加效用，污染將趨于越來越嚴重；消費的邊際效用彈性越大，則越難以通過增加消費量來增加總效用。隨著經濟增長，污染對資本的替代彈性和消費的邊際效用彈性都變得越來越大，經濟增長過程中替代彈性的變化和邊際效用彈性的變化促成了EKC曲線的形成⑨。

四、關于環境庫茲涅茨曲線假說的爭論和質疑

EKC假說認為，雖然在工業化初期環境污染不可避免，但隨著經濟增長，當收入到達“轉折點”（turning point）后，環境質量將持續改善。如果EKC假說是普通存在的規律，則意味著經濟增長不是環境改善的威脅，而是環境改善的途徑。由于EKC假說符合人們追求物質財富的心理需求，且具有強烈的政策色彩，自20世紀90年代EKC假說被提出以來，眾多學者對其進行了廣泛的理論分析和實證研究。隨著研究的持續深入，不僅沒有達成統一的研究結論，甚至出現了很多結論上的相互矛盾，不少學者對EKC假說暗含的“收入決定論”產生了懷疑。錯綜復雜、似是而非的研究結論也使得學者們對經濟增長與環境污染之間的關系重新進行思考。EKC假說的批評者認為EKC模型的有效性值得懷疑，EKC曲線的形狀也并非是唯一的，甚至質疑倒U型的EKC曲線是否真實存在。國際貿易和FDI使得EKC曲線可能只是統計上的假象，經驗分析得出的眾多轉折點也使得人們難以判斷真實的轉折點位于何處，等等。這些問題相互交織，互為影響，錯綜復雜。由于這方面的文獻多如牛毛，只能對其中的一部分進行回顧。

（一）EKC模型的有效性

Shafik的研究發現，不管是廢棄物還是二氧化碳排放，似乎并沒有遵循倒U型曲線關系①。隨后的研究強化了對EKC假說在其他污染物排放上有效性的懷疑，其中最為重要的幾個問題包括：遺漏變量帶來的設定偏誤、偽回歸、綜合變量，以及時間效應的識別。

標準的EKC回歸模型為：■

■。其中，E為環境質量或人均污染物排放量，Y為人均國內生產總值，■為隨機誤差項， In為自然對數。等式右邊的前兩項截距表示國家或地區i及時間t，分別被稱為地區效應和時間效應。截距Yt用以解釋因時間變化而產生的隨機擾動。“轉折點”（污染達到最大）處人均收入水平的計算公式為：■②。

大量證據表明，標準EKC模型過于簡單，而一些被忽略或遺漏的變量在解釋污染物排放水平時起著重要作用。各種污染物排放是否存在轉折點以及轉折點的位置，在不同的樣本或計量模型下會得出不同的結論③。例如二氧化硫排放的EKC模型估計結果就對樣本的選擇非常敏感④。利用豪斯曼檢驗統計發現，標準EKC回歸模型的固定效應估計參數和隨機效應估計參數存在著顯著差異⑤。這表明回歸系數與地區效應跟時間效應有關，也表明回歸系數在遺漏變量的情況下會產生遺漏變量偏差。

使用面板數據檢驗發現二氧化碳和二氧化硫的排放以及人均GDP時，均為綜合變量，意味著在使用標準EKC模型進行回歸分析時，只能用時間序列數據或面板數據。否則模型就需要使用其他方法如一階差分或組間估計，如不然，EKC估計將是一個偽回歸⑥。Verbeke和De Clerq于2006年做了蒙特卡羅分析，得到了大量的人為的時間序列數據，用以檢驗數據之間的倒U型曲線關系是否成立。盡管采用任意的數據，也有40%左右的數據符合EKC曲線特征①，結果令人吃驚。使用可獲得的統計數據，Perman和Stern發現，1960至1990年間大約74個國家中的半數的二氧化硫排放的EKC曲線，其參數均為有偏估計②。即便統計數據協整，在很多國家EKC曲線的形狀是U型而非倒U型。這種在協整關系存在的情況下卻得出U型曲線的結論也表明簡單的EKC模型忽略了重要的變量。Vollebergh等人指出，EKC模型回歸的結果還有賴于模型隱含的假設條件，標準的EKC模型假設所有國家都有相同的時間效應，但是這種影響很可能會因國家不同而有差異③。一些研究通過引進附加的解釋變量對基本的EKC模型進行擴展，如將“政治自由”④、產出結構⑤、對外貿易⑥等對環境污染有潛在影響的因素納入模型中。雖然總體上這些納入的變量統計上顯著⑦，但測試發現依然存在遺漏變量偏誤，仍然難以得出統一的結論⑧。

近十年發表的論文使用了更復雜而精巧的計量經濟學模型，研究表明在控制時間效應的情況下，二氧化硫和二氧化碳的排放量與人均收入之間的關系為單調正相關⑨。無論是標準EKC模型還是近期發展起來的模型，均只能部分解釋環境污染隨經濟增長的變化⑩。通過回顧文獻發現，經濟收入與環境污染效應的關系一直處于爭論和被質疑中。關于EKC的文獻中得到的唯一的統一結論，似乎是污染物濃度在中等收入水平時開始下降，而污染物排放量和收入保持單調遞增關系。

（二）EKC曲線形狀的非唯一性

Grossman和Krueger首次對經濟增長與環境污染間關系的研究采用了三次函數（非對數）形式的EKC模型，使用的是跨國截面數據{11}。之后的學者也多是采用跨國或跨地區的截面數據進行回歸分析。結果表明，當人均收入達到5000至8000美元時，空氣污染和水污染達到峰值。當收入超過這一水平時，污染開始下降，如圖2中的“傳統的EKC”所示。在發展中國家，一些政策制定者將這一實證研究結果理解為經濟政策上的“先發展，后治理”。

篇10

一、引言

一直以來，早期的主流經濟學家普遍認為，擁有并充分利用豐富的自然資源是經濟發展的優勢，并未十分關注資源與環境問題，各國經濟增長往往伴隨著環境的污染和資源的破壞。近來，這一問題日益突出，全球的資源環境正呈透支之勢，全球資源供給能力的減少，連同資源需求的增長在加速進行，于是環境與可持續發展問題引起了人們的重視。著名經濟學家托達羅甚至在其1994年的發展經濟學教科書中指出，“在過去的40年中，經濟學家們已經日益認識到環境問題對發展努力成功的重要性……在環境上獲得可持續增長與我們對經濟發展的定義成為同一語了。”

根據世界環境和發展委員會1987年發表的《我們共同的未來》中的定義,可持續發展就是指既能滿足當代人的需要又不對后代人滿足自身需要的能力構成危害的發展。可持續發展要求既達到發展經濟的目的，又保護好人類賴以生存的大氣、淡水、海洋、土地和森林等自然資源和環境，使子孫后代能夠永續發展和安居樂業。Solow。等人指出，可持續發展并非意味著要把各種資源存量保持在初始狀況。例如，如果美國沒有用耕地代替森林，美國可能現在還是一片原始森林，不可能有今天這么發達和富裕。由此看來，可持續發展意味著用一種資源合理代替另一種資源,比如用肥沃的耕地來代替原始森林。因此，可持續發展依然需要權衡各種資源，這一問題可以放在增長理論框架下分析。

二、分析可持續發展的內生增長理論框架

Ramsay（1928）模型提供了現代增長經濟學的基本方法，其跨期效用最大化就是要權衡當代人和后代人之間的利益，如果引入資源耗竭約束和環境污染約束，該模型就是分析可持續發展問題一個不錯的框架。事實上，利用增長理論框架分析可持續發展并不是一個新課題。早在20世紀70年代，當梅多斯等人提出轟動一時的增長的極限論時，著名環境經濟學家Dasgupta and Heal(1974)就運用新古典增長理論分析了不可再生資源的最優開采路徑，并得出了較為樂觀的結論。20世紀80年代中期以來，以Romer(1986)知識外溢模型和Lucas(1988)人力資本外部性模型為代表，經濟學家們開始放松新古典增長理論的一個關鍵性假定――資本邊際報酬遞減，有的對新古典增長模型框架進行了修正和發展，有的則完全放棄了新古典模型的基本假定，構建了以技術進步內生化為特征的新經濟增長理論，也被稱為內生增長理論。90年代以后，通過引入技術創新，新增長理論奠定了技術進步的微觀基礎，從而進一步完善了通過分析技術進步抵消資本邊際收益遞減傾向對經濟持續增長問題的解釋。

20世紀末，資源稀缺和環境退化問題日益嚴重，引起了人們對可持續發展問題的關注。傳統的新古典增長理論分析可持續發展問題時顯得蒼白無力，而新興的內生增長理論卻在日臻成熟，它給人們分析可持續發展問題帶來了一種新思路，于是人們的思想便轉移到了用內生增長理論分析可持續發展問題上。在內生增長理論框架下分析可持續發展問題，就是在人與環境自然和諧共處的目標前提下，在考慮了環境污染和資源稀缺后，研究可持續發展能否維持和如何維持，解決稀缺資源在各種用途之間的配置。這方面的研究已經取得了一些進展，并構建了“內生型經濟增長模型”框架。這些研究一般都將環境資源作為一種資本引入生產函數，在對均衡經濟增長路徑求解的基礎上擴展模型，并據以得出相應的經濟含義。

Aghion和Howitt(1998)結合關于可持續發展與經濟增長問題的相關研究，闡述了在內生增長理論框架下討論可持續發展的思路。他們首先引入了環境質量指標變量E（E小于0），并將E看作一種會因環境污染而耗竭、但又具有再生產能力的資本品，于是人們的福利便取決于消費和總的環境質量指標，進而取決于環境污染和資源可再生性，相應地瞬時效用函數為u(c,E)。以P表示污染流，它是產出水平Y和污染強度Z的增函數，即P(Y,z)。以θ表示最大的可再生速度，顯然θ大于0。因此，環境質量跨期動態微分方程為：

E=-P(Y,z)-θE（1）

假設環境質量具有一個上限值和一個下限值，因此對于所有時間t，最優增長路徑必須滿足約束條件：

Emin≤E(t)≤0（2）

此外，除了資源的可再生速度，不可再生資源的存量S也會影響可持續發展，S不能為負值，且其變化率是資源開采流量R的負數。這時，影響產出的因素除了資本K和中間產品生產力B，還包括資源開采流量R和污染強度z，即總產出函數為

Y=F(K,B,Rz)

這一產出函數可以采取多種具體函數形式。現在，尋找考慮了環境資源因素的最優增長路徑，就是在一系列約束條件下求解目標函數

（3）

這些約束條件包括有形資本、智力資本、環境質量和自然資源的初始條件，決定這些狀態變量變化率的運動法則，K、B、S的非負約束，以及前面談到的約束條件（2）。不難得到這一最大化問題的漢密爾頓函數：

（4）

這里，控制變量是消費、研究、污染強度和資源開采。這個漢密爾頓函數和以往傳統增長方程沒有太大不同，惟一的區別在于這里是一個“綠色的”國民生產凈值，考慮到了環境特點、環境損耗和自然資源存量。因此，最優增長路徑就是，通過對與環境、污染和自然資源開采有關的成本與收益賦予價格，來在當代人福利與未來人福利之間進行平衡。這樣，增長能否持續的問題，就轉化成了是否存在國民生產凈值最優增長路徑的問題。

三、環境污染、資源稀缺與可持續發展

在內生增長理論框架下分析可持續發展，一般是從環境污染和資源稀缺兩個方面展開的。近來，將內生增長

模型和環境問題結合起來所做的研究不少，多是在內生增長框架下探討包含污染積累及其負效用的短期和長期含義。Stokey (1998)率先進行了關于環境污染與可持續經濟增長的研究，構建了在內生增長理論下分析可持續發展問題的一個基本框架。她引入了污染強度Z，作為代表性消費者的控制變量之一，利用內生增長的簡單AK模型來分析了環境污染與可持續發展的關系，并在長期增長將停滯、跨期替代彈性小于1的情況下，得出了倒U型的環境Kuznets曲線。Aghion and Howitt (1998) 對Stokey的AK模型的假設稍作改動，正如前面所述，他們給環境質量設定了一個下限值,低于該下限值環境質量將不可逆和累積惡化，并具有非常高的成本。在這一假設下,如果資本無限制地增長，污染強度Z在長期內會漸漸趨近于零，這時消費的增長率將下降到小于零。這就是說，不斷提高清潔技術來避免環境災難的成本，會使得資本的社會邊際產出減少到能夠維持增長的值之下，因此增長在長期內是不可持續的。但是,如果換一種生產函數，即像熊彼特模型那樣區分有形資本和智力資本,則可以得到相反的結論。智力資本即知識生產，是由清潔技術生產的，污染并不能使其社會邊際產出減少，如果這種更“綠色”的智力資本的積累速度，快于有形資本的積累速度，這樣它就能抵消由于降低污染強度帶來的社會資本邊際產出的減少,于是可持續發展便得到了保證。沿襲這種思路，Grimaud（1999）在分散經濟的熊彼特模型中考察了污染排放許可對平衡增長路徑的影響。此外，Withagen和Vellinga（2001）通過三個與環境問題有關的內生增長模型，發現環境污染、自然資源稀缺等新元素會影響長期增長率。后來，Grimaud又進一步細化Stokey和Aghion的基本模型，還用“創造性破壞”的概念分析了平衡增長路徑上的不可再生資源的最優開采速度(Grimaud and Rouge 2003)。

內生增長理論因受到生態問題的驅動，主要是關注環境污染問題，多數文獻都忽視了自然資源對增長的貢獻或創新在克服資源稀缺中所起到的作用。雖然有些經濟學家們也在研究資源稀缺問題，但他們主要是在假定外生技術進步的新古典框架下進行的。事實上，除了污染問題外，資源稀缺作為可持續發展問題的另一個方面，也同樣可以用內生增長理論框架來分析。早在19世紀70年代，環境經濟學家Dasgupta and Heal(1974)、Stiglitz（1974）就曾將自然資源作為一種生產投入討論了自然資源稀缺問題，然而他們的討論運用的是新古典外生模型而不是內生技術變遷，得出的是增長可持續的樂觀結論。內生型創新在緩和資源稀缺方面具有重要的作用，但直到20世紀90年代中期，關于內生型創新與資源稀缺關系的研究才剛剛起步。近來，一些非經濟學領域的調查已經提出了創新與資源可獲得性之間可能存在的關系。例如，Homer-Dixon（1995）認為，經濟發展過程中產生的創新與資源稀缺存在一種雙方面的關系，一方面創新能夠緩解資源稀缺，另一方面資源稀缺可能會限制創新能力，特別是在一些低收入國家。同時，經濟學領域關于創新在經濟增長中的作用的近期討論，更是加強了這些關于長期經濟增長潛在因素的跨國跨地區調查的經驗結論。這些經驗研究從窮國缺乏能夠促進增長的穩定經濟政策和制度的角度，解釋了為什么窮國沒能趕上富國的問題。然而，Barbier認為，窮國的制度和政策失敗雖然很關鍵但還不足以說明這個問題，傳統分析忽略了一個同樣重要的方面，那就是窮國對自然資源稟賦的結構性依賴，它是窮國增長的一個重要桎梏。窮國為了設法解決資源稀缺問題，可能會選擇一條本質上“不可持續”的長期增長路徑，而不是能確保“可持續”的長期增長路徑。后來，他接著分析了資源稀缺對創新供給的這種約束，認為在一些關鍵假設下內生增長可以克服資源稀缺問題（Barbier 1999）。

四、結束語

可持續發展和經濟增長的關系一直是經濟學探討的一個主題，關于經濟增長與可持續性不能共存的爭論很多。這些討論表明，當不考慮環境問題時，人口增長率和外生技術進步率決定著長期經濟增長率。但如果引入環境問題，如環境污染，它們似乎對增長率沒有什么影響，只產生水平效應。因此，從長期來看，穩定狀態水平會低于沒有引入環境因素的初始水平。顯然，如果再考慮資源耗竭問題，增長率就可能又會發生變化。因此，創新不過是可持續的經濟增長的一個必要而非充分條件，將環境污染問題和資源稀缺性質引入最優增長理論才能更好地對經濟增長問題做出解釋。本文給出了在內生增長理論框架下分析可持續發展問題的基本框架，但關于什么樣的政策才能真正實現最優的可持續增長路徑還有待進一步的分析。這些政策的具體制定和實施還涉及到制度體系問題，構建和實施適應可持續發展要求的新制度還是一個值得探討的深遠話題。

【參考文獻】

[1] Aghion , Philippe and Peter Howitt , 1998 , Endogenous Growth Theory , MIT Press.

[2] Dasgupta , Partha and Geoffery Heal , 1974 ,"The Optimal Depletion of Exhaustible Resources ,"Review of Economic Studies , 41，3-28

[3] Edward B. Barbier，1999，"Endogenous Growth and Natural Resource Scarcity，"Environmental and Resource Economics; Jul 1999，14，1，51-74

[4] Grimaud , Andre , 1999 ,"Pollution Permits and Sustainable Growth in a Schumpeterian Model ,"Journal of Environmental Economics and Management , 38(3) , 249-266