环境污染的研究结论模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇环境污染的研究结论，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

中图分类号：F74文献标识码：A文章编号：1672-3198（2013）08-0055-03

1引言

多年以来，出口贸易一直是推动江苏经济快速发展的动力。江苏的出口贸易总额逐年高速增长，对外贸易依存度显著提高。其出口贸易总额从1990年的29.44亿美元增长至2010年的2705.5亿美元，平均年增长率近29.05%。在实现对外经济高速增长的同时，江苏省也不可避免地面临着环境质量变化问题。工业废气排放量逐年上升，从1990年到2010年，废气排放总量从5047亿m3上升到31212.9亿m3。工业固体废弃物排放也呈上升趋势，从1990年的2234万吨上升至2010年的9062万吨。工业废水排放量则变化不太显著，废水排放量基本保持在20亿吨以上。经济的增长往往会带来环境的恶化，然而，经济的增长不能以牺牲环境为代价，江苏出口贸易与环境污染二者之间到底有怎样的关系？如果出口贸易对环境污染有负面影响，那么出口贸易的产品结构是否会对环境污染也造成影响？这些都是本文将要探讨的问题。

2文献综述

许多学者通过研究出口贸易对环境的影响，从而寻求解决出口贸易对环境污染问题的办法。Copeland和Taylor实证认为贸易发展将会导致更多的污染排放。Grossman与Krueger（1991）最早将国际贸易的环境影响分解为规模效应、结构效应和技术效应三个方面，建立了贸易的环境效应分析的基本框架。Chichilnisky（1994）认为，在自然资源的产权界定和环境规制方面，南方国家比北方国家会更宽松，贸易自由化将导致南方国家更专业化于资源密集型产品，当产品规模扩大后，环境会进一步恶化。Esty和Geradin指出，经济一体化会导致越来越多的环境避难所，这是因为某些国家实施的低环境标准和松弛的环境管制措施对该国形成有竞争力的产业能起到推进作用。vanBeers和vandenBergh（1996）侧重于从方法论角度评论贸易和环境外部性之间的相互关系；Antweiler等人（2001）运用回归方法进行了贸易的环境效应分析。此外，Ederington和Minier（2003）以及Winters（2004）等学者都各自对贸易和环境问题做了进一步的研究。

近年来，我国学者也对贸易对环境的影响进行了实证研究。张梅认为经济增长、自由贸易的进一步会扩大导致环境恶化。李慕菡等（2005）通过对相关产业进出口和污染情况的分析，得出了我国国际贸易中污染产品的环境转移客观存在的结论。叶继革、余道先（2007）用统计性描述方法从更加微观的层面上分析了具体行业出口量的扩大对环境污染的不利影响。党玉婷、万能（2007）等人对我国1994-2003年的对外贸易环境效应进行了研究，研究结果表明现阶段的进出口易从总体上恶化了我国的生态环境。但是，也有学者并不认同贸易增长对环境污染造成负面影响。李秀香等分析了二氧化碳的排放、出口增长与环境影响之间的关系，认为二氧化碳排放量的增加与出口增长没有必然的正相关关系；张连众等利用31个省市的二氧化硫排放量的截面数据进行回归分析，表明贸易自由化有利于我国的环境保护。陈红蕾、陈秋峰（2007）建立计量回归模型，以二氧化硫（SO2）排放量作为环境污染指标对我国贸易开放的环境效应进行了实证研究，结果表明规模、结构和技术效应共同作用的结果可以减少污染排放量。

综上所述，中外学者普遍认为出口贸易与环境污染之间存在联系。基于此，在一个相对具体的区域内，在相对稳定的经济和政策条件下，研究出口贸易与环境污染的关系，更符合一个地区的实际情况，更有利于为一个地区的经济良性发展提供可靠的依据。本文以江苏省为例，选取了1990～2010年的相关数据，实证分析了江苏省出口贸易及贸易结构对环境污染的影响，并得出若干有助于推进江苏省经济与环境协调发展的结论。

3实证分析

3.1研究方法

本文利用江苏1990-2010年江苏出口总额（其中包括2000-2010年初级产品、工业制成品出口额）、工业废气、工业废水、固体废弃物排放量等数据构建计量模型，借助Eviews6软件，运用协整检验、格兰杰因果检验等方法实证分析江苏出口贸易与环境污染、贸易结构与环境污染之间关系。

3.2指标选择

根据数据的可得性，本文选取“三废”即工业废气排放量、工业固体废气排放物排放量、工业废水排放量3个指标度量环境污染程度。出口总额作为出口贸易指标，并且为了进一步研究需要，选取初级产品出口额、工业制成品出口额作为指标分析产品贸易结构对环境的影响。

3.3数据采集

本文所选数据来源于江苏统计年鉴、中国统计年鉴数据库、江苏省环境状况公报等。具体如表1、表2所示。

从表中可以看出，一阶差分以后的初级产品出口额及工业制成品出口额与环境污染存在相关关系，一阶差分后，初级产品与环境污染存在负相关关系，工业制成品与环境污染存在正相关关系。可以认为贸易结构中，相较于初级产品，工业制成品的出口增加更能加剧了对环境的污染。

3.6格兰杰因果检验

格兰杰因果检验方法是分析时间序列变量之间的因果关系。协整分析的结果反映变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，但是，这种关系是否构成因果需要进一步验证。考虑到经济中通常出现的时滞效应，在对时间序列进行因果关系检验时，本文将对滞后各期的X与Y1、Y2之间关系进行检验，其检验结果列入表7内。

表7格兰杰因果关系检验表

原假设滞后阶数F值P值结论Y1不是X的Granger原因29.555410.0024不拒绝X不是Y1的Granger原因20.426470.6610拒绝Y2不是X的Granger原因34.604310.0254不拒绝X不是Y2的Granger原因30.683350.5805不拒绝Y3不是X的Granger原因22.306510.1362不拒绝X不是Y3的Granger原因22.361070.1307不拒绝检验结果显示，在滞后二期的情况下，拒绝X不是Y1的Granger原因，即X是Y1的格兰杰原因。其余情况下，均接受原假设。这就说明，江苏出口总额的变化是导致是工业废气排放量变化的原因，而出口总额变化不会导致固体废弃物排放量及工业废水排放量的变化，究其原因，笔者猜测可能与所选分析数据较少，导致无法得出结论有关。

4结论

本文通过对江苏省出口总额和工业废气、固体废弃物、工业废水排放指标分析，建立计量模型，进行协整分析与格兰杰因果检验，得出如下结论。

第一，出口贸易的增长会加剧环境污染。以江苏为例，随着出口贸易的逐年增长，贸易规模的扩大，工业废气、固体废弃物的排放也呈现出逐年增长的趋势，江苏省的环境污染有可能进一步恶化。因而，控制贸易的规模有利于改善环境质量。一味地扩大贸易规模，意味着扩大生产，增加污染，因此企业须制定全年生产计划，不能因盲目追求利润而扩大生产规模。同时，政府也应发挥作用，指导企业安排生产，不能只关注GDP数量而忽视GDP质量。

第二，出口贸易结构会对环境污染产生影响。由于在初步的回归分析中，虽然拟合程度高，但是系数的斜率没有通过显著性检验，随后进行一阶差分，重新回归分析，得出结论。在出口产品贸易结构中，初级产品出口额及工业制成品出口额都与环境污染存在相关关系，但是初级产品与环境污染存在负相关关系，工业制成品与环境污染存在正相关关系。可以看出，我省出口产品贸易结构中，尤其是工业制成品更能影响我省环境质量。因此，优化出口商品结构，对于减轻我省环境污染有一定的积极作用。降低出口商品中高污染、高耗能和资源性商品的出口比例，加大高新技术产品、机电产品等附加值高，污染低的产品。积极促使生产高污染、高耗能产品的企业进行技术改革，提高资源利用效率，必要时，甚至可以关掉这些高污染企业。

第三，出口贸易是影响江苏省环境污染的原因。格兰杰因果关系检验表明，出口总额的增长，出口贸易规模的扩大，会导致各类环境污染排放（诸如工业废气排放量）有上升趋势，加重了我省的环境污染。因此，加快产业升级，优化产业结构，发展绿色经济有利于改善环境。绿色经济是以效率、和谐、持续为发展目标，以生态农业、循环工业和持续服务产业为基本内容的经济结构、增长方式和社会形态。绿色经济是一种新的经济结构，通过发展绿色经济，不仅能够引导产业结构优胜劣汰，也能更好地提高自然环境的利用效率，有利于环境的可持续发展。

参考文献

[1]朱红根，卞琪捐，王玉霞.中国出口贸易与环境污染互动关系研究―基于广义脉冲响应函数的实证分析[J].国际贸易问题，2008.

[2]叶继革，余道先.我国出口贸易与环境污染的实证分析[J].国际贸易问题，2007.

[3]赵银，李晓蕾.江苏省环境污染与人均GDP出口贸易关系的实证研究[J].安徽农业科技，2008.

篇2

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3

一、问题的提出及文献综述

改革开放以来,中国引进的外商直接投资(FDI)数量一直高居发展中国家之首,外资(FDI)也被认为是中国经济增长背后的基础性驱动因素。[1]然而,FDI带来经济增长的同时也给我国带来了巨大环境压力。作为强大经济引擎的FDI,其是否对中国的环境污染起到了推波助澜的作用? FDI影响环境的机理是什么?这些问题的回答和解决,无疑具有较大的理论价值及现实意义。

国内外已有大量关于FDI与环境污染关系的研究,研究结果也众说纷纭,相关结论归纳起来主要有三种:一是有益论。Birdsall(1993)、Lopez(1999)等认为跨国公司通过向东道国传播绿色技术,从而有利于东道国的环境污染减少。[2]Porter(1995)、Kevin Grey (2002)、 Lyuba(1999)、David(2001)、Jeffery(2002)认为跨国公司建立和推广TNCs(全球控制),示范带动东道国企业实行ISO14001环境管理体系,使东道国环境得到改观。[3]邓柏盛(2008)、刘燕 (2006)、许士春 (2007)的研究也表明FDI对环境有改善作用;[4]二是损害论。较普遍的看法是东道国较弱的环境规制会吸引环境规制较高国家的投资,从而使东道国成为污染避难所。Zarsky (1999)Smarzynska(2001)、Kolstad(2002)等人的研究证实了“污染避难所”假说。[5]应瑞瑶、周立(2006)、吴玉鸣(2007)、温怀德等(2007)利用计量模型实证结果表明,FDI对中国生态环境具有明显的负面效应;[6]三是折衷论。该观点认为FDI的环境效应是复杂多维的,不能一概而论是利或弊。如Grossman和Krueger(1991、1995)、Keydiche(1993)、Runge(1994)以及Dean(1992)等认为,[7]应根据一国经济发展阶段、居民收入水平、环境政策等情况,辩证、动态的角度综合考察FDI对环境的影响。

综合上述研究文献,我们发现这些研究存在一些不足:(1)研究结论不一致甚至相互冲突,这不仅降低结论的科学性,同时也使决策者无所适从。因此,非常有必要探讨这些结论不一致的原因。遗憾的是,有关这方面的研究并不多;(2)众所周知,经济-环境构成相互作用的大系统:一方面,经济增长影响环境,另一方面,环境也制约经济发展。现有研究中一般只考虑经济对环境的影响而对环境反作用于经济方面则较少考虑,建立的模型大多是基于经济影响环境的单向模型。这种忽视环境对经济的反作用将不可避免地导致所得出的结论出现偏误(Dinda,2004);(3)FDI与环境污染之间绝不仅仅是简单的“规模扩大导致污染增加”的单一逻辑关系,还应该存在一个复杂的传导机制,比如,结构效应和技术效应(Verbeke,2002)、收入效应(Panayotou,2000)和政策效应(Runge,1993)等。然而,现有研究对FDI具体通过怎样机制对环境产生影响并未做深入探讨;(4)既有研究大都侧重于从宏观层面整体上考察FDI对环境的影响,很少从行业层面来具体研究FDI对环境的影响。

鉴于既有研究存在的不足, 笔者在借鉴JIE-HE(2005)研究思路的基础上,[8]建立一个基于FDI―经济(产出、结构、技术)―环境相互作用的分析框架,试图在以下方面进行新的研究探索:(1)采用联立方程模型,系统刻画各变量之间“双向”乃至“多向”的相互作用关系;(2)力图从规模、结构、技术和环境规制等方面探究 FDI影响环境的内在机理;(3)试图从产业层面来考察规模、技术、结构效应以进一步印证分析结论。

二、理论分析、实证模型及数据

(一)理论分析

1.环境对经济增长的影响。传统理论中生产要素主要包括物质资本(K)、人力资本(H)、劳动力(L),环境资源等被认为是取之不竭的而未予考虑。事实上,经济与环境构成相互影响的大系统:经济增长会影响环境质量,而环境(恶化)反过来也会制约甚至阻碍经济增长。因此在本文中,环境(E)作为一种要素纳入经济产出模型:

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

2.经济(产出、结构、技术)对环境(规制、污染)的影响。在众多分析经济增长与环境污染之间关系的模型中,我们认为Grossman和Krueger的分析框架最为简洁、最具解释力。Grossman和Krueger(1991)创造性地将经济对环境的影响分解为三种效应――规模效应、结构效应和(环境)技术效应。[7]据此,并考虑现实中日益突出的政府环境规制因素,可将经济增长对环境的影响表达为:

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

其中,Y代表经济规模。通常认为,经济增长往往伴随导致经济活动副产品――污染排放的增加;S代表经济结构,因为,经济增长会带来产业结构的变化,产业结构变动对环境产生影响:当一国经济处于工业化阶段时,第二产业比重的上升将带来环境污染的加重。而当一国经济结构处于后工业化阶段时,产业结构由制造业向服务业的转移将带来更小的环境压力。Antweiler等(2001)利用格兰杰检验证明FDI是产业结构变动的重要原因。[9]这样,FDI对产业结构的影响可表达为:

S=W(FDI)(3)

T代表技术。FDI对环境技术效应主要体现在三个方面:一是投入产出效率的提高,二是清洁技术的采用,三是技术的溢出作用。Lecchumanan等(2000)研究发现,FDI有益于一国的技术进步从而提高一国的环境水平。Verbeke(2002)认为,技术进步会提高自然资源利用率,使资源得以大量节约进而减少污染排放和生态破坏。FDI对环境技术水平的影响可表达为:

T=k(FDI)(4)

R代表环境规制。 环境规制是指一个国家和地区以环境保护为目的而制定并实施的环境标准、排污规定、治理费用投入等各种保护环境的政策、措施的总和。当一国采取严厉的环境规制时,污染产业的比重降低,规制对环境产生正面的影响;反之,宽松的环境规制导致国内企业大量排污的同时,也会诱使国外污染产业转移国内从而恶化本国环境。一般来讲,伴随收入水平(Y)提高公众环境需求将增加,进而要求政府实施更严厉的环境规制。这样,环境规制的影响因素可表达为:

R=g(Y,E)(5)

3.产出对FDI的影响。根据投资意图, FDI有垂直型(vertical)和水平型(horizontal)之分(Copeland,2001),水平型FDI偏重东道国的市场潜力(我们用收入Y来表征),垂直型FDI则青睐东道国的劳动力等低成本(用工资W来表征)资源。这样,FDI的规模可表达为:

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

可见,FDI与经济、环境之间不是单向影响而是交互影响的复杂关系。一方面,FDI与产出之间、产出与环境之间、环境污染(E)与环境规制(R)之间存在相互作用的双向反馈机制。另一方面,FDI通过规模效应、结构效应、技术效应和规制效应等途径影响环境。

(二) 模型设定及变量说明

由上述分析我们知道,FDI、经济、环境构成互为反馈的大系统,使用单一方程无法刻画变量之间交错影响的复杂关系。受JIE -HE模型的启发,我们尝试将这些变量相互作用的关系组建联立方程系统。联立方程组具体构建如下:

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,下标t表示年份。式(7)为污染方程。在Grossman and Krueger(1991)将影响环境污染的因素分解为经济规模、经济结构和技术效应的基础上,我们加入了政府环境规制因素;式(8)为产出方程。除了传统影响产出的生产要素外,环境污染变量E也作为一个要素被加入方程;式(9)为结构方程。我们选取外商直接投资FDI和资本劳动比率 K/L作为解释变量,用来考察外商直接投资对经济结构的影响;式(10)为技术方程。基于Antweiler(2001)的研究,我们将FDI作为影响技术的重要变量;式(11)为规制方程。它表明公众收入(Y)提高、环境污染的日趋严重,政府会加强环境规制;式(12)是根据传统外商直接投资区位理论建立的方程。为了考察环境规制对外商直接投资的影响,我们在方程中加入环境规制变量R。

(三)变量选取以及数据来源

考虑到研究问题的专注性及数据的可获得性,本文以中国1988-2007年间的数据来考察FDI与环境污染之间关系。我们以中国工业SO2排放量来代表环境污染指标,数据来源于《中国环境统计年鉴》相应各期,单位为万吨。参考JIE-HE(2006)的研究,中国用当年工业产业增加值占国内生产总值的比重与其初年(1988)排污强度乘积表征结构效应(S)。“排污强度始终为初年数值”的做法剔除了技术对经济结构的影响,这符合环境污染的结构效应定义。同时,考虑到污染重的企业一般属于资本密集型产业,我们选用资本劳动比率(K/L)的变动来反映产业结构的变动。

影响产出的投入要素包括:(l) 国内资本存量(K)。数值设定为全国资本存量减去外商直接投资存量的差额。全国资本存量2000年的数据直接引用了张军(2004)的估计,[10]2000年之后的数据按照张军的方法计算后予以补齐;(2)外资存量F 及流量FDI。具有溢出效应和参与生产的FDI应是存量FDI。鉴于统计年鉴中所列FDI数据实际上是增量FDI,并非存量FDI。为此我们利用公式:Ft+1=(1-δ)Ft+ FDIt,将流量FDI换算为存量FDI,折旧率仍参照张军的9.6%.计算结果略;(3)人力资本H。陈钊等(2004)估算了中国各个省市人口的平均受教育年限。2001年及以前的人力资本直接取自陈钊等的估算结果,[11]此后六年我们按照陈钊等的估算方法将其补足;(4)劳动力投入L。以各地区年末就业人员数来度量,单位为万人,数据来源于《中国统计年鉴》相应各期。

对于其它指标,我们用历年工业总值代表产量水平(Y),采用职工年平均收入代表工资水平(W)。鉴于完成投资额可真正反映政府在当地环境管理上付出的努力和决心,我们选取中国历年工业污染治理项目完成投资来代表该地区实际环境规制的宽严程度(R),数据同样来自《中国环境年鉴》。工资、产量、环境治理投资额等数据都统一按1990年价格进行折算。

三 、计量分析结果及其经济含义

广义矩估计方法(Generalized Method of Moment, GMM)是将准则函数定义为工具变量与扰动项的相关函数,使其最小化得到参数的估计值。GMM方法允许随机扰动项存在异方差和自相关,而且不需要知道随机扰动项的确切分布,所得到的参数估计量比其他参数估计方法更合乎实际、更稳健。[12]因此我们采用GMM方法对联立方程进行估计,下表是利用Eviews软件计量的结果。以下是对各种效应的具体分析。

1.规模效应。规模效应表现为外商直接投资存量的增加将引起工业总产出的增加,工业产出规模的扩大将使污染排放增加。根据估计结果,FDI存量增加1%,工业总产出Y将增加0.22个百分点。而产出增加1%,会带来污染增加0.84个百分点。这样,FDI存量增加1%,最终导致污染排放增加0.185个百分点。

2.结构效应。FDI的进入影响中国产业结构进而影响污染排放。 由式(6),结构变量S对FDI的弹性为负,说明外资流入导致中国经济结构朝清洁型结构转变,进而减轻了污染水平。具体地讲,FDI增加1%,将导致结构“清洁化”0.026个百分点。而产业结构每变动1%,污染排放将变动3.4个百分点。这样,FDI带来的结构效应为-0.084个百分点,即对环境产生了积极影响。

3.环境技术效应。FDI的进入带来技术水平的提高以及诱致技术扩散会降低污染排放。具体地,FDI增加1%,将导致技术水平提高0.04个百分点。而伴随技术进步1%,污染排放将减少0.72个百分点。这样,技术进步引起的污染排放减少0.029个百分点。

4.环境规制效应。方程(1)中政府环境规制没有通过检验,说明了政府环境规制不力。造成环境规制效力不显的重要原因在于政府官员处在“晋升锦标赛”体制之中,为了保持或提高自己的显示性业绩――GDP增长率,往往会放松环境污染以增强竞争优势。[13]方程(8)显示FDI的流入与规制强度正向关系,表明“污染避难所假设”一定程度上在中国存在。对此,World Bank(1997)指出,中国地方政府面临环境质量目标和经济发展目标的冲突。[14]这一问题同样反映在FDI领域,表现为各级政府为了发展本地方经济,不断降低环境标准以吸引外资进而带来环境质量的恶化。

我们将FDI通过经济规模、经济结构、技术和环境规制等渠道影响环境的机理进行梳理,并汇总整理为下图。从下图可以看出,FDI对环境污染影响途径中,规模效应最大(0.185%),依次是结构效应(-0.084%)和技术效应(-0.029%)。总的来讲,FDI每增加1%,导致中国环境在原有水平上恶化0.072%。FDI对环境污染的影响机制

四、结论及政策含义

本文在FDI―经济―环境交互作用框架下建立联立方程系统,利用中国1988―2007年数据对FDI影响环境的机理进行了实证研究,得到以下结论:

1.经济规模、经济结构和技术水平是影响中国环境污染的三个决定因素,环境规制对环境作用效果尚不明显。

2.FDI带来的经济规模的扩大增加了污染排放,引致的经济结构的优化和技术水平提高减少了污染排放。具体表现为:FDI每增加1%,通过经济规模的扩大导致环境污染增加0.185%。FDI通过改善经济结构和提高技术水平从而对环境产生了积极的影响,分别使污染排放分别减少0.084%和0.029%。总体效应是,FDI每增加1%,将使污染排放增加0.072%。

3.较为宽松的环境规制是吸引外商直接投资进入的一个重要因素,“污染避难所”现象在中国高速发展过程中一定程度上存在。

根据上述研究结论,可以得出这样几点政策建议:在未来发展阶段,要想改善FDI对中国环境的不利影响,一要着力调整FDI投资的产业导向,充分实现其正的结构效应;二要努力提升FDI质量,提高环境技术溢出的正效应;三要改进环境规制,避免“污染避难所”现象。

主要参考文献:

[1]Berthélemy, S. Démurger. Foreign direct investment and economic growth: theory and application to China. Review Development Economics, 2000,(4).

[2]Birdsall N, D.Wheller. Trade Policy and Pollution in Lation American: Where are the Pollution Haven? Journal of Environment and Development, 1993(2).

[3]Porter M. Toward a New Conception of the Enironment competiveness Relationship. Journal of Economics Perspective, 1995(23).

[4]李惠茹.外商直接投资的生态环境效应问题研究及评述[J],生态经济,2007(5).

[5]Zarsky L. Havens, Halos and Spaghetti. Untangling the Evidence about Foreign Direct Investment and the Environment. OECD Conference on Foreign Direct Investment and Environment, The Hague,1999.

[6]于 峰等.中国外商直接投资环境效应的经验研究[J].国际贸易问题,2007(8).

[7]Grossman, G, and Krueger,A.(1991)“Environmental Impacts of A North American Free Trade Agreement,”NBER Working Paper No.3914.

[8]Jie- HE. Pollution Haven Hypothesis and Environmental Impacts of Foreign Direct Investment: The Case of Industrial Emission of Sulfur Dioxide (SO2) in Chinese Provinces, Ecological Economics, 2006.

[9]Antweiler,W,Copeland,B. (2001)“Is Free Trade Good for the Environment?”American Economic Review 91.

[10]张 军等.中国省际物质资本存量估算:1952―2000[J].经济研究,2004(10).

[11]陈 钊等.中国人力资本和教育发展的地区差异:基于面板数据的估算[J].世界经济,2004(12).

[12]李子奈,叶阿忠.高等计量经济学[M].北京:清华大学出版社,2000.

[13]陈 刚.FDI竞争、环境规制与污染避难所,世界经济研究[J].2009(6).

[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

向量自回归(VAR)模型1980年西姆斯(C.A.Sims，1980)将向量自回归(VAR)模型引入到经济学中，VAR模型是基于数据统计性质建立的模型，常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。所以本文也主要基于VAR模型来考察环境污染和经济增长之间的变化关系。

三实证结果及分析

1单位根检验VAR模型的有效性

取决于变量的稳定性，如果变量为平稳的时间序列，就可以直接构建无约束的VAR模型。本文使用ADF检验对变量lngdp、dlngdp、lngas、dlngas、lnso2、dln-so2、lnsoot、dlnsoot、lnwater、dlnwater进行了平稳性检验。通过检验得知lngdp、lngas、lnso2、lnsoot、lnwate一阶差分之后都形成平稳序列，即服从一阶单整过程I(1)。所以，对lngdp、lngas、lnso2、lnsoot、lnwate两两之间进行Johansen协整检验，判断他们能否满足协整条件。实验发现他们之间并不存在协整关系，由于篇幅问题，这里不再详述。因此，本文将使用无约束的VAR模型进行实证研究。

2VAR模型的稳定性

检验AR根估计方法是对VAR模型估计的结果进行平稳性检验，其基本原理是:如果被估计的VAR模型所有根的模的倒数小于1，即位于单位圆内，则VAR模型满足平稳性条件;如果存在某些根的模的倒数大于1，即在单位圆外，则模型不稳定，某些结果将不是有效的。VAR模型的所有根模的倒数都位于单位圆内，说明被估计的VAR模型是满足平稳性条件的，那么结果就是有效的。据此，在已经确定的VAR模型基础之上，本文将对各个环境污染指标对经济增长指标GDP产生的冲击影响做进一步的分析，找出他们之间的变化关系。

3基于VAR模型的广义脉冲响应分析

根据上文对VAR模型估计的基础之上，使用广义脉冲响应函数来分析陕西省经济增长指标GDP分别对lngas、ln-so2、lnsoot、lnwate等环境污染指标的冲击响应，以此来描绘和刻画经济增长与不同的环境污染之间的动态变化关系。本文选取了滞后期长度为20期的脉冲响应模型。在基期由于GDP的一个正向冲击，工业废气、二氧化硫和工业废水都呈现出明显的“倒U型”的库茨涅茨曲线，这就符合了已知的经济发展理论:在经济发展初期，环境污染加剧，而随着经济的进一步发展，人们的收入水平上升，对环境质量的要求提高，从而生态环境不断改善。工业废气在第3期达到最大，在第12期基本回归初始位置;工业废水在第2期上升到最大值，在第11期变化进本归于零;而二氧化硫的排放量则相对滞后，第6期达到其最大值，直到第15期波动才逐渐归于平静，这说明二氧化硫受到经济增长波动的影响持续时间较长，即就是说工业发展和经济增长所产生的污染主要是以二氧化硫为主的。工业烟尘排放在第2期至第6期之间可以看出“倒U型”曲线的趋势，但是这个走势也并不是严格满足倒U关系。工业废气和工业废水在初期产生一个冲击，GDP指数经过初始的沉降波动之后都在第3期达到其最大值，随后波动不断递减，分别在第13期和第11期基本恢复原始位置;GDP对二氧化硫和工业烟尘的冲击则更为敏感，直接上升达到最大值之后缓慢波动最终趋于平静。以环境污染为代价可以在短期内增加GDP，促进经济的增长，而在长期，这种影响逐渐削弱，最终并不会带来人们所期待的经济发展和社会繁荣。但是废物排放却最终污染了环境，事后对生态环境的治理却需要花费更大的成本，这种经济发展的方式是不可持续的，人类的发展最终会受到环境的制约，所以如果想要寻找更广阔的发展空间，必须是以环境保护为前提和基础的，考虑到生态文明的可持续的健康的发展方式。

篇5

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。

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篇6

关键词：产业结构；环境污染；主成分分析

一、引言

实现经济增长与环境协调发展是各国政府和学术界普遍关心的话题。现有研究成果主要有：

（一）经济增长与环境质量关系的研究

国外关于经济增长与环境污染之间关系的研究主要围绕环境库兹涅茨曲线假说展开。Grossman和Krueger于1991年首次验证经济增长与环境质量之间的关系，他们利用GEMS的城市大气质量数据发现二者呈现出一种“倒U形”关系。Panayotou（1993）在此基础上正式提出了著名的环境库兹涅茨曲线（EKC）假说。此后，国外许多学者通过不同的污染指标和分析方法得出了不同的结论，Friedl和Getzner（2003）发现二氧化碳和人均GDP呈现N型曲线，Martin Wagner（2008）发现二者呈单调递增关系。

国内的多数研究是对环境库兹涅茨曲线进行验证，证明其是否存在以及呈现何种曲线关系。赵细康等（2005）研究发现环境库兹尼茨曲线的这种典型的倒“U”形曲线关系在中国并不存在。梁云等（2014）以二氧化碳排放总量来衡量环境质量，他们发现这两者是明显的“倒U型”关系。而高宏霞等（2012）分析发现只有工业废气排放量和二氧化硫排放量这两个指标与人均GDP的关系符合“倒U形”关系。

（二）产业结构与环境质量关系的研究

不同的学者对产业结构变动与环境质量之间的关系持有不同的观点。一方面，有学者认为随着工业化进程加深，环境污染的程度将加深。赵雪雁（2007）、余晓娟（2010）分别以浙江省、甘肃省为研究对象，都指出影响污染物排放的重要因素是产业结构变化，其中第二产业对环境污染的影响效应尤为显著。聂小桃（2012）认为造成广州市水环境、固体环境和大气环境污染的主要原因是第二产业。

另一方面，黄孔融和王国聘（2008）在研究中指出第三产业对环境的影响很容易被人遗忘，但随着第三产业的快速发展，其对环境的负面影响将显著增加。王芳（2008）对河南省产业结构与环境质量变化的关系进行了研究，认为能显著影响环境质量的是第一产业和第三产业而不是第二产业。

综上所述，学者们的研究多集中于经济增长对环境的影响以及产业结构对环境的影响，但将经济增长水平与产业结构结合起来的研究却不多，而且以福建省为研究对象的类似研究更为少见。因此，本文利用福建省经济与环境数据来揭示福建省经济增长及产业结构变化对环境质量的影响。

二、福建省环境质量概况

环境质量的好坏通常用工业污染物的排放来衡量，其中废水排放量、废气排放量、工业二氧化硫排放量、烟粉尘排放量和固体废弃物产生量是造成环境污染的比较具有代表性的污染物。

图11990年―2013年福建三大污染物排放量

数据来源：2014年福建统计年鉴

根据可获得性数据可知不同污染物具有不同情况：（1）工业废水排放量在2011年前持续增长，但2011年后明显下降。（2）工业废气排放量一直保持上升趋势，从1997年开始增长势头迅猛，是排放量增长速度最快的污染物，这严重威胁着福建省的空气质量。（3）工业二氧化硫排放量在2006年以前呈现明显上升趋势，但2006年后有所下降。（4）工业烟粉尘的排放量近年来则保持平稳，变化不大，且处于较低水平。（5）工业固体废物排放是所有污染物排放量中呈现下降趋势的，而且下降趋势是明显的，由1990年的4238万吨下降至2012年的016万吨。从总体上看，福建的环境问题依然较为严重，环境保护任重道远。

三、环境污染综合指数

本文基于数据可获得性选择工业废水排放量（gs）、工业废气排放量（gq）、工业二氧化硫排放量（gl）、工业烟粉尘排放量（gyf）和工业固体废物排放量（gg）共5个指标作为环境污染单项指标，其原始数据均取自1990-2013 年的《福建省统计年鉴》和《中国环境年鉴》。

由于指标数据之间存在的相关性，使我们不能简单的用原始指标来分析EKC曲线的图形特征。其原因在于：一方面我们并不是从单个环境指标变量出发，分析其与经济增长和产业结构之间的关系，因为这样得到的结果是片面的；另一方面，如果将各个环境污染原始指标不加处理，直接纳入经济环境模型之中，由于指标数据之间的相关性的存在，会使我们的分析结果不准确。鉴于以上分析，本文采用主成分分析方法，去除原始指标数据之间的相关性，将5个环境污染物排放量指标综合为一个指标来分析经济增长和产业结构变化对环境的影响，其解释能力大于单项环境污染物排放指标。设E来表示环境污染综合指标。

根据SPSS运行过程可知，前2个主成分解释了全部方差的87193%，这说明前2个主成分足以代表原来的5个指标。设分别用E1和E2表示这2个主成分。接下来计算前2个主成分的系数，可得两个主成分的线性组合如下：

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

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

接着计算污染综合指数E，如下：

E=0730 E1+0270 E2

在现实情况下工业污染物的排放量是不可能为负数的，但在计算过程中环境污染综合指数中出现负数的现象，因此本文根据许正松等（2014）的方法，采用离差标准化法以消除负数现象。计算结果如下图所示。

福建省整体环境污染情况大致可以分为三个阶段，第一阶段是1990―1997年，这期间环境污染指数保持稳定，且低于03。第二阶段，即1998―2005年呈现逐年加重的趋势。在第三阶段，即2005―2013年，环境污染指数又趋于稳定，但可以看到这阶段的环境污染综合指数明显高于第一阶段，均超过07。

四、实证分析

（一）模型假定

本文采用计量模型分析经济增长和产业结构对环境的影响。其中，以人均GDP 为自变量，以环境污染综合指标为因变量。本文用三个指标来度量产业结构，分别是工业增加值占GDP比重、重工业产值占工业总产值比重以及第三产业比重，其原始数据均取自1990-2013 年的《福建省统计年鉴》，构造估计模型如下。

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

其中，Et为环境污染综合指数，lngdpt为人均GDP的对数，lnint为工业增加值占 GDP 比重的对数，lnzint为重工业产值占工业总产值比重的对数，lndst为第三产业增加值占GDP比重的对数，Xt为影响环境污染指标的其他控制变量，ut为残差项，β为参数，t为时期。

对于估计模型，其图形的特征均由变量前系数的取值（正、负、或零）所决定，根据数学分析方法我们可以得出以下结论：

（1）如果β1>0，β2=β3=0，表明环境污染程度随经济增长呈线性上升趋势，污染程度会随着经济的增长逐步恶化；

（2）如果β10，β3=0，则曲线为“正U型”，即环境质量随着经济增长先好转再恶化；

（3）如果β1>0，β2

（4）如果β1>0，β20，则曲线呈“正 N 型”特征，即环境污染程度随着经济发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，表明经济增长对环境没有影响，这种情况否定了任何形式的 EKC 曲线的存在。

本文选择的控制变量是环境政策。本文用工业污染治理项目本年完成投资额占当年GDP的百分比来度量环境政策，它对污染程度的影响预期为负。

（二）模型估计结果

模型的回归结果见表1。

表1结果显示：

（1）β1>0，β2

（2）工业增加值占GDP的比重对环境污染显著为正，即环境质量随着工业的发展而不断恶化。从结构上看，重工业占比的增加对环境污染的影响显著为正，这说明随着重化工业比重不断加大，污染将愈发严重。

（3）第三产业增加值占GDP比系数为显著负值，表明福建省第三产业比重的上升对改善环境有帮助。

（4）控制变量的系数不显著，这有悖于理论预期。分析其原因可能是环保投入只有占到GDP的1%到15%才能有效控制环境污染，而要使环境质量有明显改善则需达到3%。但是福建省1990-2013年工业污染治理投资水平普遍较低，尤其是2007年以后，其值都低于02%。因此该系数不显著。

五、结论

本文利用福建省1990-2013年相关数据验证经济增长、产业结构与环境质量之间的关系。研究发现环境质量与经济增长之间呈现“倒U型”曲线关系。在产业结构中，环境质量随着工业化程度的加深而不断恶化，对环境造成的压力越来越大。（作者单位：华侨大学经济与金融学院）

参考文献：

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篇7

中图分类号：F299.21 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）31-0096-03

引言

工业文明兴起之时，人类便开始了从农村向城市化的发展。然而城镇化的快速发展，也会导致环境污染加重、资源使用超负荷、建设用地占用耕地等一系列负面影响。近几年雾霾天气影响的范围与深度都在逐渐加大，甚至几度成为年度关键词，水资源污染、大气污染、噪声污染、生活垃圾污染愈演愈烈，所以城镇化发展到底保持多快的速度才是合适的？城镇化的发展会带来经济的增长，也会带来各项污染指标的增长，无论从经济学角度还是合理规模增长角度来看，一个地方的城镇化总归有边际效应，一旦突破某项指标的临界值，原住民的教育、医疗、资源、就业等都会摊薄，对于摊大饼式的发展，资源环境承受度很难在短期内支撑起来，甚至会超出资源环境的承载能力，造成严重的环境污染，后续的治理问题又将是一个棘手的问题。因此，本文的探索对制定协调城镇化与环境之间关系的政策具有一定的参考意义。

一、变量与测度模型

城镇化是一个农村化逐渐转变为城市化、工业化，人口聚集化、规模化的过程。最直观的结果就是城镇人口增多，所以一般用城镇化率来反映一个地区的城镇化水平高低，即一个地区常住于城镇的人口占该地区总人口的比例。

自然环境具有自净能力，但是过多的人类活动参与，使得环境中有害物质增加到超过自然的自净能力就会出现环境污染。环境污染包括大气污染、土壤污染和水体污染，由于人类城市化过程中最主要的活动是日常生活以及工业生产，所以选取了人均城镇生活污水排放量（万吨/万人），人均生活污水COD排放量（吨/万人），人均生活垃圾清运量（万吨/万人）等指标来评价城镇化对环境的污染效应。

（一）数据来源

基于本文的研究目标和选取的变量，考虑数据的准确性以及获取的可行性，从《安徽省统计年鉴》（2000―2015）中选取了城镇化率和各指标相关数据，以及常住城镇人口、研究与试验发展（R&D）经费投入和安徽省的GDP数据。

（二）污染测度模型

1.边际污染测度模型。城镇化最直接的表现就是常住于城市的人口比重越来越大、城市非农业产业的发展进步迅猛，包括服务业与工业，而基于我国的现状，最主要的就是工业的迅速发展，所以将上述的几项指标除以安徽省常住人口，每年各项指标较上年的增量除以当年的城镇化率的增量，具体用以下的公式表示：

ΔQc=■

其中，Qi表示第i年安徽省城镇环境污染物的人均排放量，Ci表示第i年安徽省城镇化率，ΔQc为城镇化率每提高一个百分点带来的人均城镇污染物增加量，此式将安徽省城镇化率对环境污染的进行了量化表示，可以更直观地看到城镇化对于环境的影响。

2.综合污染测度模型。综合污染测度主要选用因子分析法

（1）利用SPSS20.0先对数据进行标准化处理（为消除各指标变量单位间的量纲影响）。

（2）利用最大方差法提取公共因子。如果各个变量在公共因子上的载荷相差不大，多为中等水平，则需要进行因子旋转，一般采用最大方差法，也叫正交旋转法。

（3）_定权重。

3.STRIPAT城镇化回归模型。STIRPAT全名为可拓展的随机性的环境影响评估模型，最初由Dietz和Rose所提出，可利用其来来探讨各因素（人口、财产、技术）对环境压力的影响，具体模型如下：

It=aPtT1AtT2TtT3et

其中，It为环境污染指标，Pt表示为人口指标，At为富裕度指标，Tt代表技术水平，指标Ti，（i=1，2，3）称为对应各因素的环境弹性系数，表示各因素每增长1%，环境污染增长Ti%，a为常数项，e为误差项。为了探讨城镇化率对环境的影响，将城镇化率（记为Zt）添加到公式中，并将上述非线性模型两边取对数转化为线性模型，变换后的模型如下：

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

其中，得到的污染综合得分表征为环境污染指标，以及城镇人口表示为人口指标，人均GDP表示为富裕度指标，研究与试验发展（R&D）经费和内部支出情况表示为技术水平指标，利用Eviews带入估算出各环境弹性系数，可以直观看出城镇化率每提高1个百分点带来的环境污染得分的百分比变化。

二、安徽省边际环境污染效应实证分析

（一）污染测度

1.边际污染测度

首先，所获取的指标数据（城镇生活污水排放量，生活污水COD排放量、工业废水排放量，工业废气排放总量，工业二氧化硫排放量，烟尘排放量，工业粉尘排放量，工业固体废物产生量，生活垃圾清运量）除以各年安徽省的常住人口总数，获得各指标数据的人均数，然后根据以上部分所述的边际污染指数计算方法，得到的结论如下：2000―2014年，安徽省的城镇化率每年每提高1个百分点，各项环境污染指标都受到相应的影响。其中，除了人均工业二氧化硫排放量的增加量出现了明显的减少，人均生活污水中COD排放量增加量总体有少量的减少趋势，剩下的各指标增加量总体上都呈现逐年增加的趋势，这说明这几年一直强调的节能减排政策，以及对生活污水的技术处理有了显著的效果。而人均城镇生活污水量排放量的增加量逐年增加的趋势最明显，人均工业废气排放量与人均工业粉尘排放量的增加量。其次，这与近几年来安徽省的空气质量下降、大气污染严重息息相关。人均固体废弃物增加量不减的趋势也是导致环境污染的一大因素――有害物质通过地表、水资源对人们的生活以及环境造成恶劣的负面影响。

2.综合污染指数测度

（1）利用SPSS 20.0，将人均数据进行标准化，首先进行数据检验，看看本次的样本数据是否适合进行因子分析。检验结果（如表1所示）。

KMO检验用于检验变量间的偏相关系数是否过小。KMO值越接近于1，表示变量的共同因素越多，变量间的净相关系数越低，越适合做因子分析。由分析结果可知，KMO的值为0.769，说明该样本总体的变量较适宜进行因子分析。

（2）根据上部分的说明，将9个指标的数据进行降维处理，得到的变量方差解释结果（如表2所示）。

按照系统默认的提取方法，提取特征根大于1的主成分，由表2可得，提取了3个主成分，主成分1提取了总方差66.824%，主成分2提取了总方差的14.2%，主成分2提取了总方差13.102%，累计解释了总体方差的94.126%，即所有指标的94.126%可以由这3个主成分表示。

（3）采用正交旋转法进行因子旋转，对原始载荷矩阵进行调整简化。

（4）根据成分得分系数矩阵以及公式计算综合得分，将得分进行排名（见下页表3）。

根据在综合得分的排名可看出，2011年之前的得分都为负数，之后便开始一直出现正数。且总体而言，2000―2014年安徽省的环境污染得分呈现逐年递增的趋势，这与上一部分的边际污染结果一致。所以可以得出安徽省近几年来的环境污染情况越来越严重。

3.城镇化与环境污染的效应关系

注意到环境污染综合得分有些为负值，由于取对数时变量不能为负值，所以首先参照张乐勤、张勇在《城镇化演进边际污染效应及其库兹涅茨曲线探析：基于安徽省的实证》中的处理方法，将综合污染得分按照下式进行百分比的转变：

可以计算得出，安徽省的环境污染从2004年的最低46.37到2011年的60.66，七年时间增加将近15分，平均每年增加2分多，但是2011年后的污染的增势有所缓解，基本维持在60.6，处于较稳定的状态。对数线性回归结果（如下页表4所示）。

P值都大于0.05，接受残差为白噪声序列的原假设，所以可以认为回归模型是平稳的，较好地模拟了几个变量之间的关系。

另得到R2为0.9343，说明在线性回归模型中，环境增长率总离差中，由这4个离差解释的部分占93.43%，模型拟合的较好。DW值为2.0659，说明不存在自相关性。

得到关系式为：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、技术进步、城镇人口以及城镇化率4个因素对环境污染都会有影响。根据模拟得知，当安徽省的人均GDP、研究与试验发展（R&D）经费、城镇人口和城镇化率每增加1%，环境综合污染得分分别增加1.16225%、-1.012174%、1.357154%和3.165704%。所以，城镇化率的提高对于环境的影响力度大于其他几个影响因素，城镇化的快速发展是造成安徽省近几年的环境污染不可忽略的原因。

（二）结论

本文通过对安徽省2000―2014年相关数据的分析，得到以下几点结论：第一，经过对安徽省城镇化的边际污染指数分析得出，2000―2014年，城镇化率每年每提高1个百分点，各项环境污染指标都受到相应的影响的结论。第二，经过主成分分析方法提取了3个公共因子，这3个公共因子对环境污染的贡献率分别为0.608541、0.118874、0.097573。所以，第一公共因子对环境的污染力度明显高于其他公共因子。对于减少环境的污染，要着重从第一公共因子中的那几个指标入手。第三，建立STIRPAT模型，结合本文的探讨目标，强调当安徽省的城镇化率每提高1个百分c，环境综合污染得分将提高3.165704的百分点，是城镇化率增长的3倍之多，且城镇化率的提高对于环境的影响力度要大于其他几个影响因素，所以城镇化的快速发展是造成安徽省近几年环境污染的最主要的原因。

三、建议

根据本文的结论，对于从哪些方面、怎样适当发展城镇化以减少对环境的恶化提出以下几点建议：第一，城镇化过程中伴随着各项污染物排放量的增加，所以不能一味追求城镇化率数字上的进步，继续走先污染后治理的老路，而是要在考虑资源、环境的承载能力的基础上，寻求一个人与自然、人与生态协同共存的平衡点，做到在最大速度发展城镇化的同时使环境能够自我调节、自我消化。第二，城镇化过程中二氧化硫以及污水中的COD排放量得到了一定的控制，所以我们要继续保持以及更进一步的贯彻落实节能减排、科学发展、可持续发展的政策，继续加强对废水、废气的处理以及排放，从源头上做到城镇化的同时保护生态环境。第三，城镇化过程中带来的工业化程度加大是引起环境污染的一大重要因素，所以在城镇化进程中要深化产业结构改革，尽量发展废气、废水、固体废弃物产生少的行业，逐渐减少工业企业的比重，加大服务业的比重，这样就可以发展与环境健康发展的城镇化产业结构。第四，建立生态工业园区，在发展工业的同时利用生态进行循环发展，绿色发展，协调发展。且各生态工业园区要结合实践，联系自身的特点进行深化改革，建立和完善协调统一、合理运转、机制透明的工业园区生态化改造监管机制。充分发挥工业园区生态改造监管机制在工业生态园区实际建设中的指导监督作用，否则一切都是空谈于纸。

参考文献：

[1] 张乐勤，张勇.城镇化演进边际污染效应及其库兹涅茨曲线探析：基于安徽省的实证[J].世界科技研究与发展，2015，（1）：33-38.

[2] 王立猛，何康林.基于STIRPAT模型分析中国环境压力的时间差异――以1952―2003年能源消费为例[J].自然资源学报，

2006，（6）：862-869.

篇8

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。

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[中图分类号]F062.2；X196 [文献标识码]A [文章编号]1674-6848（2015）03-0005-21

[作者简介]孔凡斌（1967― ），男，江西九江人，江西省社会科学院副院长、研究员，江西财经大学二级教授、博士研究生导师、博士后合作导师，主要从事生态经济、资源与环境经济和农林经济研究（江西南昌 330077）；许正松（1972― ），男，安徽寿县人，皖西学院副教授，江西财经大学在读博士研究生，主要从事生态经济理论与政策、资源与环境经济学研究；黄思明（1984― ），女，江西南昌人，江西财经大学讲师，江西财经大学在读博士研究生，主要从事财税理论与政策研究（江西南昌 330032）。

[基金项目]国家社会科学基金重大项目“我国大湖流域综合开发新模式与生物多样性保护研究：以鄱阳湖生态经济区建设为例”（12&ZD213）、2014年度江西财经大学研究生创新专项资金项目“经济发展与承接产业转移的环境效应研究――基于江西省的实证分析”（YC2014-B058）、安徽省哲学社会科学规划项目“承接产业转移背景下安徽产业转型升级的研究”（AHSKF11-12D343）与江西财经大学协同创新中心2015年招标课题资助项目的阶段性成果。

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

自然环境是经济增长的基础，它提供了经济活动所需的直接和间接投入，同时作为接收器，又吸收和消化着生产和消费所带来的环境污染，而环境污染被视为经济增长的副产品。人类社会是否可以在现有的资源约束条件下，或者虽然破坏了自然环境但无需修复治理的情况下获得永久性的经济增长？稳定的收入增长与环境质量之间是什么关系？在可持续的经济高速增长目标与良好的环境质量之间是否存在着均衡？以上问题自产生之日起就引起了广泛、激烈的争论，直到今天争论也没有减弱的趋势。虽然经历了几十年深入的研究，但学术界对这些问题的见解依然没有达成共识，经济增长与环境污染的关系仍然是研究的热点问题。

按照时间顺序，环境污染与经济增长之间关系的探讨大致经历了三个发展阶段，即增长极限说、环境库兹涅茨曲线假说（the Environmental Kuznets Curve， EKC）以及对环境库兹涅茨曲线假说的质疑。随着研究的推进，经济增长与环境污染之间关系的复杂性逐渐展现，各种研究精彩纷呈，令人目不暇接。

二、从增长极限说到环境库兹涅茨曲线假说

（一）增长极限说

在Meadows、Ehrlich和Holdren等学者看来，生产和消费需要大量的能源和物质投入，同时会产生大量的废物副产品①。随着产出的增加，人们的收入会持续增长，但自然资源消耗的增加、废弃物的积累以及污染物的集聚将会超过生物圈的承受能力，导致环境质量的恶化和人类福祉的下降。不仅如此，资源的消耗和减少最终会给经济活动本身带来无法消除的伤害。为了保护环境，也为了保护经济活动本身不受伤害，经济增长需要放缓，世界必须过渡到稳定的经济状态。20世纪70年代初，罗马俱乐部在《增长的极限》中就提到：“产业革命以来的传统的工业化道路，已经导致全球性的人口激增、资源短缺、环境污染和生态破坏，经济增长将受到自然资源的制约而不能长期持续，为了达到保护环境的目的，必须人为降低经济增长速度至零增长。”②增长极限说对产业革命以来的经济增长模式提出了严厉的警告，但由于受到统计数据的限制，这一结论一直没有得到实证分析的有力支持。

直到20世纪80年代，主流观点还认为，虽然有一些环保技术可以选择利用，但随着经济活动规模的持续扩大，环境将不断恶化。该观点可以由Ehrlich和Holdren所提出的IPAT模型来表示①。IPAT公式是一个用以评估环境压力的著名公式，即：

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

该公式表明，影响环境的因素是人口总数（Population）、人均收入（或国内生产总值，Affluence）与技术水平（以单位产出的污染物排放量表示，Technology），以及三个因素相互间的作用。一般认为，人口总数和人均收入将随着经济增长持续增加，而技术水平则是唯一一个可以收缩的变量。这里的技术包括了收集废料的新方法，有效降低资源消耗率的再循环技术，以及更好的产品设计等。技术变量收缩得越小，经济增长的环境压力就越小，这意味着技术是所有积极环境政策的核心。

（二）环境库兹涅茨曲线假说

20世纪80年展起来的可持续发展理念认为，经济增长并不会必然损害环境，事实上，减少贫困对保护环境而言必不可少②。然而，可持续发展理论与增长极限论并非完全对立，增长极限论在强调经济增长存在极限的同时，提出的“全球均衡状态”概念，在一定意义上可以认为是可持续发展理论的重要来源之一。

在进行北美自由贸易协定（NAFTA）可能对环境带来潜在影响的开创性研究中，Grossman和Krueger提出了环境库兹涅茨曲线（EKC）的概念，该概念与可持续发展理念相一致。当时环保主义者担心北美自由贸易协定（NAFTA）在促进经济增长的同时会导致墨西哥的环境恶化。Grossman和Krueger利用全球环境监测系统（GEMS）提供的烟尘和悬浮颗粒物（SPM）的数据，实证分析了世界上很多城市的环境污染水平和人均收入之间的关系。分析结果表明，当一个国家达到墨西哥当时的人均收入水平时，污染物的浓度将达到峰值。因此，Grossman和Krueger的研究得出的结论是：“与人们的担心相反，经济增长会改善墨西哥的环境质量而非使其恶化。”③Panayotou借用1955年Simon Kuznets所提出的收入不均等程度随着经济增长先加剧后减弱的倒U型关系，首次将环境与人均收入间的关系定义为环境库兹涅茨曲线（EKC），如图1所示④。这一关于环境污染指标与人均收入之间关系的假说认为，在经济增长的早期，污染排放增加，环境质量下降；而当人均收入超过某一水平时（选择不同的污染物指标，该人均收入水平区别很大），经济增长与环境污染之间关系的趋势会发生逆转，于是在高收入水平下，经济增长会带来环境的改善。

环境库兹涅茨曲线（EKC）为人所熟知还有赖于世界银行的《1992年世界发展报告》和Shafik的研究。Shafik提出，经济活动规模的扩大会不可避免地恶化环境的观点是建立在技术和环境治理投资不变的基础之上；而随着收入的增加，人们对环境质量有着更高的要求，可供投资的资源也随人均收入的增加而越来越多，两者共同的作用会导致环保措施的采纳①。有学者如Beckerman更加态度鲜明地认为，高收入与环境保护措施采纳之间的强相关性表明，虽然经济增长在早期阶段会导致环境的恶化，但对绝大多数国家来说，改善环境的最佳也可能是唯一的途径，就是变得富有②。甚至环境规制措施在降低经济增速的同时也降低了环境质量。

三、EKC曲线形成原因的解释

环境库兹涅茨曲线提出后，关于其形成原因的探讨不断深入，研究结论主要集中在以下四个方面。

（一）规模效应、结构效应与技术效应

在EKC形成原因的多种解释中，将经济增长对环境的影响分解为规模效应（scale effects）、结构效应（composition effects）和技术效应（technological effects）是最为常见的解释。如果经济结构和技术水平保持不变，污染物排放量会随着经济规模的扩大成比例增加，这被称为规模效应。传统的认为经济增长与环境质量相互冲突的观点反映的就是这种规模效应③。不同的工业生产产生的污染物及排放强度不同，随着经济增长，一国的经济结构会发生变化，所排放的污染物种类和强度也发生变化，这被称为结构效应④。技术进步带来两方面的变化：一是在其他条件不变的情况下，生产效率提高；二是更为有效的技术手段使得单位产出的污染排放更少。两者在一起被称为技术效应⑤。

环境库兹涅茨曲线（EKC）假说的支持者认为，在经济发展初期，规模效应的影响最为显著，而在经济发展的更高水平上，经济结构将从高污染的工业经济向信息密集型工业和清洁服务业转变，伴随着环境破坏性较小的生产投入替代环境破坏性较大的生产投入，结构效应和技术效应对环境的影响逐渐增大；再加上环保意识的提高，环境法规的强化，以及更多的环保投入，环境质量将逐步改善。通过长期的观察可以发现，随着经济的增长，环境质量呈现先恶化后改善的现象，因此，EKC曲线被认为是对随经济增长环境质量自然演变规律的描绘⑥。

（二）环境规制

污染水平随人均收入的变化可能源于产出规模的增减、产业结构的调整、技术水平的变化以及污染治理的影响。其中，环境规制的强化是当收入跨越中等国家收入水平后环境改善的主要原因，没有理由相信环境质量随收入增长的改善是自动形成的①。Panayotou的研究发现，对于二氧化硫排放来说，积极的环境政策在低收入水平下就能显著减轻环境恶化的程度，在高收入水平下更是如此②。这意味着环境规制的强化可以使环境库兹涅佐曲线变得扁平，进而降低经济增长的环境代价。在一项水污染治理的跨国研究中，Mani、Hettige和Wheeler发现，水质随人均收入的改善，部分是源于技术进步和产业结构变化，而最主要原因还是更为严格的环境规制③。

富裕国家较发展中国家执行更为严格的环境规制标准有三个主要的原因。首先，在已经完成医疗和教育的基本投资之后，环境污染所带来的破坏就获得了社会更多的关注。其次，高收入国家拥有更多的技术人员和资金预算用于环境监控和污染治理。第三，无论政府采取什么立场，更高的收入水平和教育水平会使得社会采用和执行更高的环保标准④。这些因素共同作用的结果表现为高收入和严格的环境规制之间显著的正相关关系⑤，于是，人们观察到环境质量随经济发展而进入EKC曲线的下降区间。

（三）市场机制（经济自由化）

随着经济发展，市场机制逐步完善，经济走向自由化。过去的三十年中，许多国家逐步放开经济管制，减少政府补贴，解除价格管制，国企私有化，消除贸易和投资壁垒。自1980年以来，发展中国家金融逐步深化，价格扭曲得以明显纠正⑥。要素价格和产品价格的变化影响经济活动，并进而影响到污染水平。最大的污染制造者如钢铁和石化行业经常获得国家补贴和干预，而取消政府补贴通常有利于环境改善。

许多自然资源尤其是不可再生的自然资源会随着日渐稀缺而价格上涨。能源补贴的取消使得原先被外部化的成本逐渐内部化，此举能提高能源使用效率，降低工业的能源使用强度⑦，而使用效率的提高意味着单位产出的污染排放减少⑧。与之相反，中国的国有企业由于生产效率较低，使得减少空气污染的成本更高⑨。可以观察到，私有化和取消政府补贴在压缩高污染企业规模的同时，倾向于扩大低污染行业如服务业的生产规模①；同时，经济自由化也扩大了高能源使用效率企业的市场份额②。经济自由化还体现为自由贸易，开放的贸易环境能有效降低引进清洁生产技术的成本。因此，开放程度高的发展中国家的企业能更快地采用清洁生产技术③。

虽然经济自由化能有效改善环境质量，但它并不是万能的。当经济快速增长时，生产效率提升所带来的单位产出污染排放的减少，会被产出的快速增长所抵消并超越，此时除非加强环境规制，否则污染会持续加剧而非减轻④。

（四）经济增长过程中替代弹性和边际效用的变化

在工业化发展初期，相对于清洁的空气和水，人们更加重视是否有工作以及收入的多少，此时消费的边际效用大于污染的边际效用绝对值（污染带来损害，故其对消费者的效用为负），污染随消费量的增加而加剧，社会位于EKC曲线左侧的迅速增长阶段⑤。消费的边际效用递减，而污染的边际损害递增，于是随着经济增长和收入增加，人们越来越重视环境的价值，环境监管也变得更加有效。公众会避免购买和使用污染严重企业所生产的产品，银行也会因为担心承担环境责任而拒绝给环保不力的企业提供信贷。投资者会权衡因企业污染排放所受到监管及处罚而导致的潜在投资损失，因此，在鼓励清洁生产中扮演了重要角色⑥。在中等收入水平下，环境污染达到最严重的地步，随着人均收入的进一步增加，收入和环境质量之间的关系可能会从正相关转变为负相关，环境污染逐步回落到工业化初期的水平⑦。Stern和Common的内生增长模型也表明，对消费者而言，当环境舒适度对物质消费的边际替代弹性大于1时，经济增长与环境污染之间就会出现EKC曲线中环境质量改善的阶段⑧。

Pasten和Figueroa的模型描述了环境污染的演变，其模型假定有一个最大化其效用函数的代表性消费者，效用大小取决于消费量的多少和污染水平的高低，而污染也被视为生产消费品时的产出。在简化的假设下，该模型表明：如果污染对资本的替代弹性越小，越难通过其他生产的投入来减少污染，同时也越容易通过增加消费来增加效用，污染将趋于越来越严重；消费的边际效用弹性越大，则越难以通过增加消费量来增加总效用。随着经济增长，污染对资本的替代弹性和消费的边际效用弹性都变得越来越大，经济增长过程中替代弹性的变化和边际效用弹性的变化促成了EKC曲线的形成⑨。

四、关于环境库兹涅茨曲线假说的争论和质疑

EKC假说认为，虽然在工业化初期环境污染不可避免，但随着经济增长，当收入到达“转折点”（turning point）后，环境质量将持续改善。如果EKC假说是普通存在的规律，则意味着经济增长不是环境改善的威胁，而是环境改善的途径。由于EKC假说符合人们追求物质财富的心理需求，且具有强烈的政策色彩，自20世纪90年代EKC假说被提出以来，众多学者对其进行了广泛的理论分析和实证研究。随着研究的持续深入，不仅没有达成统一的研究结论，甚至出现了很多结论上的相互矛盾，不少学者对EKC假说暗含的“收入决定论”产生了怀疑。错综复杂、似是而非的研究结论也使得学者们对经济增长与环境污染之间的关系重新进行思考。EKC假说的批评者认为EKC模型的有效性值得怀疑，EKC曲线的形状也并非是唯一的，甚至质疑倒U型的EKC曲线是否真实存在。国际贸易和FDI使得EKC曲线可能只是统计上的假象，经验分析得出的众多转折点也使得人们难以判断真实的转折点位于何处，等等。这些问题相互交织，互为影响，错综复杂。由于这方面的文献多如牛毛，只能对其中的一部分进行回顾。

（一）EKC模型的有效性

Shafik的研究发现，不管是废弃物还是二氧化碳排放，似乎并没有遵循倒U型曲线关系①。随后的研究强化了对EKC假说在其他污染物排放上有效性的怀疑，其中最为重要的几个问题包括：遗漏变量带来的设定偏误、伪回归、综合变量，以及时间效应的识别。

标准的EKC回归模型为：■

■。其中，E为环境质量或人均污染物排放量，Y为人均国内生产总值，■为随机误差项， In为自然对数。等式右边的前两项截距表示国家或地区i及时间t，分别被称为地区效应和时间效应。截距Yt用以解释因时间变化而产生的随机扰动。“转折点”（污染达到最大）处人均收入水平的计算公式为：■②。

大量证据表明，标准EKC模型过于简单，而一些被忽略或遗漏的变量在解释污染物排放水平时起着重要作用。各种污染物排放是否存在转折点以及转折点的位置，在不同的样本或计量模型下会得出不同的结论③。例如二氧化硫排放的EKC模型估计结果就对样本的选择非常敏感④。利用豪斯曼检验统计发现，标准EKC回归模型的固定效应估计参数和随机效应估计参数存在着显著差异⑤。这表明回归系数与地区效应跟时间效应有关，也表明回归系数在遗漏变量的情况下会产生遗漏变量偏差。

使用面板数据检验发现二氧化碳和二氧化硫的排放以及人均GDP时，均为综合变量，意味着在使用标准EKC模型进行回归分析时，只能用时间序列数据或面板数据。否则模型就需要使用其他方法如一阶差分或组间估计，如不然，EKC估计将是一个伪回归⑥。Verbeke和De Clerq于2006年做了蒙特卡罗分析，得到了大量的人为的时间序列数据，用以检验数据之间的倒U型曲线关系是否成立。尽管采用任意的数据，也有40%左右的数据符合EKC曲线特征①，结果令人吃惊。使用可获得的统计数据，Perman和Stern发现，1960至1990年间大约74个国家中的半数的二氧化硫排放的EKC曲线，其参数均为有偏估计②。即便统计数据协整，在很多国家EKC曲线的形状是U型而非倒U型。这种在协整关系存在的情况下却得出U型曲线的结论也表明简单的EKC模型忽略了重要的变量。Vollebergh等人指出，EKC模型回归的结果还有赖于模型隐含的假设条件，标准的EKC模型假设所有国家都有相同的时间效应，但是这种影响很可能会因国家不同而有差异③。一些研究通过引进附加的解释变量对基本的EKC模型进行扩展，如将“政治自由”④、产出结构⑤、对外贸易⑥等对环境污染有潜在影响的因素纳入模型中。虽然总体上这些纳入的变量统计上显著⑦，但测试发现依然存在遗漏变量偏误，仍然难以得出统一的结论⑧。

近十年发表的论文使用了更复杂而精巧的计量经济学模型，研究表明在控制时间效应的情况下，二氧化硫和二氧化碳的排放量与人均收入之间的关系为单调正相关⑨。无论是标准EKC模型还是近期发展起来的模型，均只能部分解释环境污染随经济增长的变化⑩。通过回顾文献发现，经济收入与环境污染效应的关系一直处于争论和被质疑中。关于EKC的文献中得到的唯一的统一结论，似乎是污染物浓度在中等收入水平时开始下降，而污染物排放量和收入保持单调递增关系。

（二）EKC曲线形状的非唯一性

Grossman和Krueger首次对经济增长与环境污染间关系的研究采用了三次函数（非对数）形式的EKC模型，使用的是跨国截面数据{11}。之后的学者也多是采用跨国或跨地区的截面数据进行回归分析。结果表明，当人均收入达到5000至8000美元时，空气污染和水污染达到峰值。当收入超过这一水平时，污染开始下降，如图2中的“传统的EKC”所示。在发展中国家，一些政策制定者将这一实证研究结果理解为经济政策上的“先发展，后治理”。

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一、引言

一直以来，早期的主流经济学家普遍认为，拥有并充分利用丰富的自然资源是经济发展的优势，并未十分关注资源与环境问题，各国经济增长往往伴随着环境的污染和资源的破坏。近来，这一问题日益突出，全球的资源环境正呈透支之势，全球资源供给能力的减少，连同资源需求的增长在加速进行，于是环境与可持续发展问题引起了人们的重视。著名经济学家托达罗甚至在其1994年的发展经济学教科书中指出，“在过去的40年中，经济学家们已经日益认识到环境问题对发展努力成功的重要性……在环境上获得可持续增长与我们对经济发展的定义成为同一语了。”

根据世界环境和发展委员会1987年发表的《我们共同的未来》中的定义,可持续发展就是指既能满足当代人的需要又不对后代人满足自身需要的能力构成危害的发展。可持续发展要求既达到发展经济的目的，又保护好人类赖以生存的大气、淡水、海洋、土地和森林等自然资源和环境，使子孙后代能够永续发展和安居乐业。Solow。等人指出，可持续发展并非意味着要把各种资源存量保持在初始状况。例如，如果美国没有用耕地代替森林，美国可能现在还是一片原始森林，不可能有今天这么发达和富裕。由此看来，可持续发展意味着用一种资源合理代替另一种资源,比如用肥沃的耕地来代替原始森林。因此，可持续发展依然需要权衡各种资源，这一问题可以放在增长理论框架下分析。

二、分析可持续发展的内生增长理论框架

Ramsay（1928）模型提供了现代增长经济学的基本方法，其跨期效用最大化就是要权衡当代人和后代人之间的利益，如果引入资源耗竭约束和环境污染约束，该模型就是分析可持续发展问题一个不错的框架。事实上，利用增长理论框架分析可持续发展并不是一个新课题。早在20世纪70年代，当梅多斯等人提出轰动一时的增长的极限论时，著名环境经济学家Dasgupta and Heal(1974)就运用新古典增长理论分析了不可再生资源的最优开采路径，并得出了较为乐观的结论。20世纪80年代中期以来，以Romer(1986)知识外溢模型和Lucas(1988)人力资本外部性模型为代表，经济学家们开始放松新古典增长理论的一个关键性假定――资本边际报酬递减，有的对新古典增长模型框架进行了修正和发展，有的则完全放弃了新古典模型的基本假定，构建了以技术进步内生化为特征的新经济增长理论，也被称为内生增长理论。90年代以后，通过引入技术创新，新增长理论奠定了技术进步的微观基础，从而进一步完善了通过分析技术进步抵消资本边际收益递减倾向对经济持续增长问题的解释。

20世纪末，资源稀缺和环境退化问题日益严重，引起了人们对可持续发展问题的关注。传统的新古典增长理论分析可持续发展问题时显得苍白无力，而新兴的内生增长理论却在日臻成熟，它给人们分析可持续发展问题带来了一种新思路，于是人们的思想便转移到了用内生增长理论分析可持续发展问题上。在内生增长理论框架下分析可持续发展问题，就是在人与环境自然和谐共处的目标前提下，在考虑了环境污染和资源稀缺后，研究可持续发展能否维持和如何维持，解决稀缺资源在各种用途之间的配置。这方面的研究已经取得了一些进展，并构建了“内生型经济增长模型”框架。这些研究一般都将环境资源作为一种资本引入生产函数，在对均衡经济增长路径求解的基础上扩展模型，并据以得出相应的经济含义。

Aghion和Howitt(1998)结合关于可持续发展与经济增长问题的相关研究，阐述了在内生增长理论框架下讨论可持续发展的思路。他们首先引入了环境质量指标变量E（E小于0），并将E看作一种会因环境污染而耗竭、但又具有再生产能力的资本品，于是人们的福利便取决于消费和总的环境质量指标，进而取决于环境污染和资源可再生性，相应地瞬时效用函数为u(c,E)。以P表示污染流，它是产出水平Y和污染强度Z的增函数，即P(Y,z)。以θ表示最大的可再生速度，显然θ大于0。因此，环境质量跨期动态微分方程为：

E=-P(Y,z)-θE（1）

假设环境质量具有一个上限值和一个下限值，因此对于所有时间t，最优增长路径必须满足约束条件：

Emin≤E(t)≤0（2）

此外，除了资源的可再生速度，不可再生资源的存量S也会影响可持续发展，S不能为负值，且其变化率是资源开采流量R的负数。这时，影响产出的因素除了资本K和中间产品生产力B，还包括资源开采流量R和污染强度z，即总产出函数为

Y=F(K,B,Rz)

这一产出函数可以采取多种具体函数形式。现在，寻找考虑了环境资源因素的最优增长路径，就是在一系列约束条件下求解目标函数

（3）

这些约束条件包括有形资本、智力资本、环境质量和自然资源的初始条件，决定这些状态变量变化率的运动法则，K、B、S的非负约束，以及前面谈到的约束条件（2）。不难得到这一最大化问题的汉密尔顿函数：

（4）

这里，控制变量是消费、研究、污染强度和资源开采。这个汉密尔顿函数和以往传统增长方程没有太大不同，惟一的区别在于这里是一个“绿色的”国民生产净值，考虑到了环境特点、环境损耗和自然资源存量。因此，最优增长路径就是，通过对与环境、污染和自然资源开采有关的成本与收益赋予价格，来在当代人福利与未来人福利之间进行平衡。这样，增长能否持续的问题，就转化成了是否存在国民生产净值最优增长路径的问题。

三、环境污染、资源稀缺与可持续发展

在内生增长理论框架下分析可持续发展，一般是从环境污染和资源稀缺两个方面展开的。近来，将内生增长

模型和环境问题结合起来所做的研究不少，多是在内生增长框架下探讨包含污染积累及其负效用的短期和长期含义。Stokey (1998)率先进行了关于环境污染与可持续经济增长的研究，构建了在内生增长理论下分析可持续发展问题的一个基本框架。她引入了污染强度Z，作为代表性消费者的控制变量之一，利用内生增长的简单AK模型来分析了环境污染与可持续发展的关系，并在长期增长将停滞、跨期替代弹性小于1的情况下，得出了倒U型的环境Kuznets曲线。Aghion and Howitt (1998) 对Stokey的AK模型的假设稍作改动，正如前面所述，他们给环境质量设定了一个下限值,低于该下限值环境质量将不可逆和累积恶化，并具有非常高的成本。在这一假设下,如果资本无限制地增长，污染强度Z在长期内会渐渐趋近于零，这时消费的增长率将下降到小于零。这就是说，不断提高清洁技术来避免环境灾难的成本，会使得资本的社会边际产出减少到能够维持增长的值之下，因此增长在长期内是不可持续的。但是,如果换一种生产函数，即像熊彼特模型那样区分有形资本和智力资本,则可以得到相反的结论。智力资本即知识生产，是由清洁技术生产的，污染并不能使其社会边际产出减少，如果这种更“绿色”的智力资本的积累速度，快于有形资本的积累速度，这样它就能抵消由于降低污染强度带来的社会资本边际产出的减少,于是可持续发展便得到了保证。沿袭这种思路，Grimaud（1999）在分散经济的熊彼特模型中考察了污染排放许可对平衡增长路径的影响。此外，Withagen和Vellinga（2001）通过三个与环境问题有关的内生增长模型，发现环境污染、自然资源稀缺等新元素会影响长期增长率。后来，Grimaud又进一步细化Stokey和Aghion的基本模型，还用“创造性破坏”的概念分析了平衡增长路径上的不可再生资源的最优开采速度(Grimaud and Rouge 2003)。

内生增长理论因受到生态问题的驱动，主要是关注环境污染问题，多数文献都忽视了自然资源对增长的贡献或创新在克服资源稀缺中所起到的作用。虽然有些经济学家们也在研究资源稀缺问题，但他们主要是在假定外生技术进步的新古典框架下进行的。事实上，除了污染问题外，资源稀缺作为可持续发展问题的另一个方面，也同样可以用内生增长理论框架来分析。早在19世纪70年代，环境经济学家Dasgupta and Heal(1974)、Stiglitz（1974）就曾将自然资源作为一种生产投入讨论了自然资源稀缺问题，然而他们的讨论运用的是新古典外生模型而不是内生技术变迁，得出的是增长可持续的乐观结论。内生型创新在缓和资源稀缺方面具有重要的作用，但直到20世纪90年代中期，关于内生型创新与资源稀缺关系的研究才刚刚起步。近来，一些非经济学领域的调查已经提出了创新与资源可获得性之间可能存在的关系。例如，Homer-Dixon（1995）认为，经济发展过程中产生的创新与资源稀缺存在一种双方面的关系，一方面创新能够缓解资源稀缺，另一方面资源稀缺可能会限制创新能力，特别是在一些低收入国家。同时，经济学领域关于创新在经济增长中的作用的近期讨论，更是加强了这些关于长期经济增长潜在因素的跨国跨地区调查的经验结论。这些经验研究从穷国缺乏能够促进增长的稳定经济政策和制度的角度，解释了为什么穷国没能赶上富国的问题。然而，Barbier认为，穷国的制度和政策失败虽然很关键但还不足以说明这个问题，传统分析忽略了一个同样重要的方面，那就是穷国对自然资源禀赋的结构性依赖，它是穷国增长的一个重要桎梏。穷国为了设法解决资源稀缺问题，可能会选择一条本质上“不可持续”的长期增长路径，而不是能确保“可持续”的长期增长路径。后来，他接着分析了资源稀缺对创新供给的这种约束，认为在一些关键假设下内生增长可以克服资源稀缺问题（Barbier 1999）。

四、结束语

可持续发展和经济增长的关系一直是经济学探讨的一个主题，关于经济增长与可持续性不能共存的争论很多。这些讨论表明，当不考虑环境问题时，人口增长率和外生技术进步率决定着长期经济增长率。但如果引入环境问题，如环境污染，它们似乎对增长率没有什么影响，只产生水平效应。因此，从长期来看，稳定状态水平会低于没有引入环境因素的初始水平。显然，如果再考虑资源耗竭问题，增长率就可能又会发生变化。因此，创新不过是可持续的经济增长的一个必要而非充分条件，将环境污染问题和资源稀缺性质引入最优增长理论才能更好地对经济增长问题做出解释。本文给出了在内生增长理论框架下分析可持续发展问题的基本框架，但关于什么样的政策才能真正实现最优的可持续增长路径还有待进一步的分析。这些政策的具体制定和实施还涉及到制度体系问题，构建和实施适应可持续发展要求的新制度还是一个值得探讨的深远话题。

【参考文献】

[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