环境污染的研究结论范文

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

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

1文献综述

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

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

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

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

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

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

2.1生产函数

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

y=f（k，f，s，z）=Akαfβsγz（1）

其中，A表示技术进步率；α+β+γ=1，z∈[0，1]。

2.2消费者行为

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

Ω=∫∞0e-ρtu（ct，et）dt（2）

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

代表性消费者的预算约束就是税后收入都用来消费和积累，即：

k・=（1-τ）y-c-（δ+n）k（3）

其中，τ表示税率，δ表示资本折旧率，n表示人口增长率。

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

e・=-yzψ-θe（4）

其中，θ表示可能的最大再生速度，ψ表示污染程度指数。

2.3政府行为

政府达到收支平衡，预算约束为：

g=τy=τAkαfβsγz（5）

其中，g表示财政总支出，g=f+s。

2.4竞争性均衡求解

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

max∫+∞0u（ct，et）e-ρtdt

k・=（1-τ）y-c-（δ+n）k

e・=-yzψ-θe（6）

对式（6）构造Hamilton泛函：

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

在式（7）中，λ和μ表示Hamilton乘子。由最优化的一阶条件得：

H1c=0，H1z=0，H1k=ρλ-λ・（8）

综合以上式（1）、（5）以及（8），最终可求得在均衡路径上的经济增长率为：

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

（9）

由式（4）可得：

e・1e=-yzψ1e-θ（10）

在均衡平衡路径上有c・1c=e・1e，由式（9）和（10）可得：

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

）

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

2.5主要结论

对式（11）求关于s/g的偏导数，发现e/（s/g）

对式（11）求关于τ的偏导数，发现e/τ

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

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

3经验研究

3.1模型设定

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

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

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

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

3.2数据来源和变量说明

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

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

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

3.3单位根检验

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

结果

Test

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

35税收竞争、收入分权与环境污染

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

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

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

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

36区域税收竞争与环境污染

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

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

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

4结论与建议

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

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

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1.1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。

1.2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。

1.3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。

1.4单位根检验

在分别检验江苏省出口总额与环境污染物排放指标的协整关系之前，需要检查各变量的平稳性，否则可能出现伪回归错误。本文采用ADF方法检验序列平稳性。结果由表3可以看出，在水平序列下，各变量除Y3外其他指标都是不平稳的，在进行一阶差分以后，各变量都趋于平稳。

1.5协整检验

在进行时间系列分析时，传统上要求所用的时间系列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定趋势，否则会产生“伪回归”问题。但是，在现实经济中的时间系列通常是非平稳的，我们可以对它进行差分把它变平稳，但这样会让我们失去总量的长期信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的，所以用协整来解决此问题。本文试对各个变量进行检验，并加以判定他们之间是否有长期的稳定关系，即他们之间是否是协整的。利用Eviews6软件，分析结果表4。

从表4中，很容易发现工业废气排放与出口总额、工业固体废弃物排放与出口总额二者的直线的拟合优度都很好，达到了90％以上，甚至于达到97％，说明出口贸易对环境污染有直接影响，且由于系数值都为正数，表明出口额的增长加剧了环境污染。然而，出口贸易的增长对工业废水的影响不明显，虽然回归分析的P值通过检验，但是拟合程度只有23％左右，无法直接解释出口贸易对环境污染，尤其是对工业废水排放的影响。由于出口贸易对环境污染，特别是对工业废气、固体废弃物排放有直接影响，因此，我们可以进一步探讨江苏省出口贸易结构是否会对环境污染产生影响（由于无法直接证明出口贸易会对工业废水排放量产生影响，所以本文暂不考虑产品贸易结构对工业废水产生的影响）。本文选取2000－2009年江苏省出口贸易相关数据，包括初级产品出口额X1，工业制成品出口额X2，工业废气排放量Y1，工业固体废弃物排放Y2，继续分析贸易结构与环境污染二者之间存在的关系。方法与之前相同，先进行单位根检验，后再协整检验，结果如表5所示。回归结果的拟合程度非常高，但P值过高，也就是系数的斜率没有一个通过了显著性检验，说明X1、X2斜率至少有一个不为0，即存在多重共线性。所以，针对多重共线性，对原始序列做一阶差分，重现进行检验，结果如表6。

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。

1.6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。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。

篇3

一、引言

关于贸易与环境问题的研究始于上世纪70年代，目前学术界对贸易自由化所产生的环境后果形成了两种不同的观点。其中一种观点认为，无论在短期还是长期，贸易自由化对环境的影响都是消极的，特别是对于欠发达国家而言，自由贸易政策的实施将直接导致环境恶化。Copeland & Taylor（1994）的理论分析表明：自由贸易减轻了高收入国家的环境污染然而同时增加了低收入国家的环境污染。Chichilnisky（1994）研究了当一国缺乏明晰的产权界定时，自由贸易对自然资源开采的影响，其结论是国际市场传递扩大了全球性公共资源的外部性，原本用于防止资源过度使用而设立的税收政策很有可能在产权不明晰的情况下反而加剧资源的过度开采。Barrett（1994）认为，当环境政策的边际损害很低时，生态倾销会由于某些策略性战略而出现。Dua & Esty （ 1997）以及 Esty & Geradin（ 1997）都指出， 作为贸易自由化的结果， 各国会纷纷降低各自的环境质量标准以维持或增强竞争力， 出现所谓“ 向底线赛跑”，甚至出现阻挠环境立法等漠视环境管制的现象。与此同时，另一种观点则认为，贸易自由化尽管在短期内的环境效应是消极的，但是在长期自由贸易将对环境产生积极的影响。其中，最具代表性的是Bhagwati（1993）以及Grossman & Krueger（1995）的研究，他们把贸易自由化对环境的影响分为结构效应、技术效应以及规模效应，他们认为，当收入达到某一水平时，技术效应和构成效应的加总将超过规模效应，贸易自由化得的发展将改善环境质量。Lopez（1994）也得到了基本类似的结果。经验研究方面，Joseph C. H. Chai（2002）考察了中国自1979年之后20年伴随贸易开放程度与制造业“三废”排放量之间的关系，考察结果表明，规模效应巨大的负向作用完全抵消了结构效应和技术效应的正向作用，从而导致中国制造业整体污染排放增加。Qureshi（2004）对巴基斯坦的工业水污染恶化的问题研究中也证实了贸易开放加剧了环境污染。Maniagi（2004）使用63 个发达国家和发展中国家的面板数据，研究证明进一步的贸易自由化会增加二氧化碳的排放量。、然而，Lucas 、Wheeler和Hettige（1992）采用了1960 年至1988 年间包括发展中国家与发展中国家在内的80个国家的37个制造部门污染排放的面板数据，发现在贸易自由化的初级阶段，毒性密度指标起初明显上升，但随着贸易开放程度的提高，这一指标呈下降趋势，即贸易自由化有利于整体环境的改善。Anderson（1992）通过对世界食品和煤碳行业的研究发现，煤碳和食品贸易的自由化减少了这些产品带来的全球污染。 Dean（2002）用世界银行关于中国1987～1995 年各省份水污染的相关数据，研究发现： 贸易自由化对环境质量的破坏具有直接效应和间接效应，并且这两种效应在符号上是相反的，模拟结果表明贸易对环境正的技术效应抵消了负的结构效应，最终对环境净效应是正的，贸易开放有益于环境的改善。综合以上文献，不难发现，关于自由贸易对环境影响的研究结论并不统一，而且这些研究所采用的数据大都较早，鲜有研究国际背景下综合环境损害和国际贸易关系的理论和实证文献。因此，本文将试图通过聚类因子分析方法试图解决综合环境损害指标的选取和构建，并通过大量相关性和多元回归分析，尽可能地勾勒出全球范围内贸易自由化对环境损害影响的概貌。本文第二部分以经典的效用最大化分析框架基础，借鉴McConnell（1996）模型，在对其进行简化的同时，加入贸易额为效用函数的一个变量，在分析收入与环境损害之间的关系的同时加入了贸易与环境损害关系的分析；在第三部分，运用聚类因子分析方法建立综合环境损害指标，在理论研究基础上通过大量实证分析，重点贸易增长对环境损害的影响程度、路径及现状；第四部分为结论。

二、理论模型

为简化分析，我们主要考虑两个要素：消费者对环境服务的需求和消费对污染排放的影响。这样，人均收入，贸易自由化 与环境质量之间的关系依赖于两个命题。与第一个要素相联系的命题是：环境所提供的服务，即环境舒适性，是一种奢侈品，也就是说，对环境舒适性的需求的收入弹性大于1。如果这一点成立，那么随着人均收入及人均贸易额的增长，用收入换取环境舒适的意愿水平就会随之上升。而对于后者也有一个相应的命题：随着收入水平的上升以及自由贸易的发展，消费对污染的负效应递减。直观地，因为随着国民收入水平的提高，经济结构会发生变迁，从而生产和消费结构也会随之变化。

这样，我们同样可以得到如下结论：污染水平随贸易增长先上升而后下降。到这里，我们惊讶的发现，通过理论分析得出的结论似乎与经典的环境库兹涅茨曲线的结论不谋而合，而且我们还得出一个结论：贸易增长和环境损害之间的关系同样满足库兹涅茨曲线。

三、实证检验

（一）相关概念界定和数据说明

1、代表性国家的选取标准。为了使选取的二十一个代表性国家能够反应全球贸易和环境损害关系的基本情况，本文以联合国对发达国家和发展中国家的定义为标准 ，选取了十一个发达国家，十个发展中国家。在选取的的过程中，主要考虑：世界影响、地理位置、国家概况等三个方面的因素。2.贸易指标和环境损害单项指标的选取 。本文主要研究有可能导致本国环境损害的的那部分贸易增长与环境损害之间的具体的关系，所以出口额无疑是和本国环境损害关系最为紧密的贸易指标。3.环境损害综合评价指标的建立。通过对已有文献梳理不难发现，在不同地区，不同国家甚至同一国家的不同区域，环境和贸易的现状以及环境和贸易之间的关系都有着一定的差异；不同学者研究环境损害与经济、贸易之间的关系时使用的污染指标也不尽相同。建立一个综合的、相对全面的环境损害评价指标似乎就变得尤为重要，并且，这个综合指标应考虑多个方面的污染，兼顾各个环境污染指标之间的内在关联性。计量结果表明，各个国家构成W的因子至少都包含了所有污染指标90%以上的信息量，这种包含比重是可以用少数的因子来衡量整个的环境水平的。KMO-Measure值都大于0.5，说明所有国家的环境污染指标数据都适合使用因子分析法进行分析。

（二）贸易增长与环境损害的相关性分析

借助之前构建的环境损害综合评价指标，本文通过灰色关联分析研究代表性国家贸易增长与环境损害的相关关系。 贸易指标数据来源于WTO公开数据库，使用的污染指标数据是经世界银行和联合国的公开数据计算而得。使用灰色系统理论建模软件（GTM）来进行灰色关联分析的计算。最后的灰色相对关联度分析的结果如表2所示：相对关联度在0.5以上的序列数据一般认为表现出比较显著的趋同性，通过对表4-2的观察可以明显的发现，所有二十一个代表性国家贸易和环境损害之间的相对关联度都在0.5以上，除了丹麦和越南分别为0.5351和0.5705以外，别的国家贸易和环境污染的关联度都在0.6以上，超过0.8的有十三个国家。由此可以判断，代表性国家的贸易和环境损害之间存在显著的关联性。（中国0.60，挪威0.78，冰岛0.87，加拿大0.95，英国0.85，法国0.77，德国0.88，葡萄牙0.83，日本0.80，丹麦0.54，巴西0.96，阿根廷0.97，美国0.87，澳大利亚0.91，土耳其0.75，越南0.76，南非0.75，巴基斯坦0.98，印尼0.90，印度0.71，俄罗斯0.92）

（三）代表性国家贸易、收入与环境损害关联路径实证检验

下面我们通过代表性国家的数据来对这一理论命题进行实证检验。我们希望通过分析，在验证贸易，收入与环境损害具体关联路径性态的同时，能够描述目前全球经济、贸易增长与环境损害关系现状，通过代表性国家当前在长期EKC曲线上的位置来估计未来环境和贸易关系的发展趋势。

实证结果与比较。观察图1，有九个国家人均GDP和出口贸易额与环境损害评价指标拟合的回归方程的形态是一致的。短期来看，所有的回归方程中有十五个为线性形态，十三个为N型形态，有十一个为倒U型形态，有两个为U型形态，一个回归方程无法拟合。长期来看，有十二个国家目前经济、贸易和环境污染的状况处在长期曲线的左端，四个国家当前经济、贸易和环境污染的状况处在长期曲线的顶端，有五个国家处在长期倒U型曲线的右端。分析图1，不难发现，代表性国家中环境污染现状趋于好转的基本都为经济发达国家，环境污染状况仍在加剧的多为发展中国家。通过代表性国家经济、贸易与环境现状在曲线上的位置可以判断，处于顶端或者右侧的九个国家中有八个为经济发达国家，处在左侧的十二个国家中，只有三个为经济发达国家，其余都是发展中国家。此外，通过观察曲线的形状可以发现，几乎所有（英国除外）环境损害有所改善的国家，收入、贸易对环境的影响路径都是一个先导致环境恶化之后到达顶端，然后使环境状况有所改善的路径。

四、结论

本文以经典的效用最大化分析框架基础，在对McConnell（1996）模型行简化的同时，加入贸易额为效用函数的一个变量，在分析收入与环境损害之间的关系的同时加入了贸易与环境损害关系的分析。而后运用聚类因子分析方法建立综合环境损害指标，在理论研究基础上通过大量实证分析，研究贸易对环境损害的影响程度、路径及现状，实证结果在很好地支撑理论结论的同时基本勾勒出全球范围内贸易自由化对环境损害影响的概貌。通过本文的分析，可以得到以下结论。通过理论分析，我们认为，污染水平随收入水平以及贸易额增长先上升而后下降。这一理论结论与环境库兹涅茨曲线假说结论相符。通过对代表性国家贸易增长和环境损害进行灰色关联分析，我们发现21个代表性国家中有19个国家的灰色关联度在0.6以上，代表性国家自由贸易对环境损害的影响关联程度非常高。通过具体影响路径的实证检验，我们认为“恶化-顶端-改善”的倒U型路径成为贸易增长对环境损害影响的主要路径，这一实证结论很好的支撑了第一部分的理论分析。从影响现状上看，代表性国家中环境污染现状趋于好转的基本都为经济发达国家，环境污染状况仍在加剧的多为发展中国家，这一实证结果充分证明了理论分析中环境污染水平以贸易额或者人均收入特定值为拐点的正确性。

参考文献：

[1]Copeland， B. R. and Taylor， M. S. “North-South Trade and the Environment，” The Quarterly Journal of Economics， Vol. 109， No. 3， 1994， pp.755-787

篇4

一、引言

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

二、产业集聚、经济增长与环境污染内在联系

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

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

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

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

三、结论

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

（作者单位为重庆工商大学）

篇5

[中图分类号]F752．62

[文献标识码]A

[文章编号]1008-2670(2008）03-0031-03

[收稿日期]2008-03-04

[基金项目]本文系山东省软科学研究项目《山东省出口贸易与循环经济协调发展问题研究》(B2006038)阶段性研究成果。

[作者简介]朱启荣，男，安徽巢湖人，山东经济学院国际贸易学院副教授、硕士生导师，管理学博士，研究方向：国际贸易理论与政策。

一、引言

改革开放以来，我国出口贸易发展十分迅速，与此同时，环境污染呈现加剧之势。出口易与环境污染之间的关系问题引起了人们高度关注[1]，逐渐开始反思贸易在促进经济增长过程中对环境的影响[2,3]。兰天(2004)[4]以CO[2](污染物)排放量为因变量，以出口贸易额为自变量，分析的结果是，贸易自由化有利于减少我国CO[2]排放量和环境的改善。张梅(2006)[5]对广东出口贸易额与SO[2](污染物)排放量之间的相关性进行了研究，得出的结论是，广东出口贸易额的扩大导致了广东SO[2]排放量增加和环境的恶化。以上研究在一定程度上加深了人们对出口贸易与环境污染之间关系的认识，但是，这些研究选择单一指标(如C0[2]、S0[2]排放量)作为研究对象，其研究结论仍然存在较大的局限性；此外，上述研究采用的简单回归的方法不但无法说明各变量之间的因果关系，而且还可能由于出口贸易额以及环境的各项指标都是时间序列，在没有对其进行单位根检验的情况下，可能会出现“伪回归”现象，使得研究结论的科学性受到怀疑。本文将选择工业废气、废水和废渣为工业污染排放指标，采用协整检验和Granger因果关系检验的方法来分析山东省出口贸易对环境的影响。

二、山东省出口贸易对环境影响的实证分析

1．模型选择

为了解决时间经济序列的非平稳性可能产生的“伪回归”问题，Johansen(1988)提出了协整验方法。在Granger因果关系检验方法产生之前，人们对各种经济现象之间关系的分析只局限于定性分析的方法，这种定性分析方法往往难以揭示各种经济现象之间的因果关系。为此，Granger(1967)和Sims(1972)提出了运用统计方法检验各经济现象之间因果关系的方法(即所谓“Granger因果关系检验”)。本文将采用Johansen的MLE方法(两阶段回归法)分析山东出口贸易与环境污染关系的量化关系，并采用Granger因果关系检验方法识别两者之间的因果关系。

2．变量及数据来源说明

篇6

中国的财政分权具有鲜明特色，是一种伴随着政治集权的市场维护型财政联邦主义[1]，通常被称作“中国式财政分权”。中国推行财政分权以来，经济上经历了一个持续的高速增长阶段。大量关于财政分权的文献认为，中国式财政分权体制促进了市场化进程，显著地对经济增长产生正的效应[2-4]。同时，财政分权激发了地方政府官员的政治晋升动力，中央政府对地方政府官员的以GDP绩效考核的晋升机制，促进了地方政府发展经济和维护市场化改革的积极性，地方政府间在为增长而竞争[5]。

然而，这种为经济增长的竞争也不可避免地导致了地方政府公共政策的扭曲，使非经济性公共物品供给不足[6-7]，晋升机制中不受或少受考核的自然环境与生态因素首当其冲地被影响。经济发展相对落后地区的地方政府在招商引资过程中，为了追求经济效益而放松了对环保不达标企业的环境规制，加重了地区环境污染问题。多年来，中国的环境污染和生态破坏有持续加剧的趋势，并持续在全国各地不同规模及不同频次地引发了大量的邻避运动或环境群体性事件。

虽然国家出台了一系列扭转趋势的环境政策和保护措施，但似乎收效甚微，生态环境恶化趋势尚未得到根本扭转，环境矛盾继续凸显，环境污染压力继续加大。环境是人类生存和发展的基本载体，一旦生态系统遭受破坏，势必威胁到国民经济的可持续健康发展和社会的和谐稳定。基于此，本文以揭示环境群体性事件的经济根源为出发点，从财政分权的视角对环境污染问题给出解释，探讨财政分权对环境污染的影响机制，并提供经验支持的证据，以揭示中国式财政分权制度对地方政府的激励扭曲，导致环境群体性事件频发的内在机理。

二、文献综述

西方财政分权理论的出发点是使地方政府能够提高公共产品供给的效率，为公众提供更好的公共产品和服务，其研究最早可以追溯到Hayek，Hayek认为，在地理位置上地方政府较中央政府更接近公众，从而具有可以作出更好决策的信息优势[8]；Tiebout提出经典的“用脚投票”模型，说明公众通过跨区的自由流动促进了地方政府竞争，实现全社会的最优[9]；Musgrave认为，由于大量地方政府的存在，通过财政分权地方政府拥有了相对独立的权力，形成了“财政联邦主义”[10]；Oates较早地研究了最优分权的条件[11]。这些学者研究的共同观点是财政分权下地方政府行为能增进社会福利水平。然而近10多年来，财政分权在发展中国家（甚至发达国家）的实践成果并不令人满意。分权研究领域一个新的动向是关注其负面效应，财政分权下公共产品（环境保护属于非经济性公共产品）的供给就是研究的问题之一。Faguet研究发现欧洲的人口迁移率极低，Tiebout的“用脚投票”机制不能很好地发挥作用，且公共服务的差异不是人口流动的主要原因[12]。Ekaterina研究俄罗斯财政分权对公共产品供给的作用，发现由于俄罗斯的财政分权制度要求地方政府的收入与中央分享，所以地方政府没有提供公共产品和增加税收的激励[13]。Khaleghian认为财政分权降低了中等收入国家公共服务产品的供给，而低等收入国家情况与之相反[14]。Faguet通过研究哥伦比亚和玻利维亚财政分权对公共教育的影响，对比发现两国存在较大差异：分权提高了哥伦比亚公立学校的入学率，而在玻利维亚分权后财政资金趋向于投入到公共投资领域[15]。Rodden研究显示，财政分权的特点在很大程度上决定了其对地方政府支出规模的影响：在地方政府依赖公共资源的情况下，财政分权会扩大地方政府支出规模，反之会遏制规模膨胀[16]。

与西方财政分权为公众提供更好公共服务的出发点不同，中国的财政分权是在地方向中央要财权、缓解政府财政压力等诸多因素共同作用下形成的，围绕“调动地方政府发展经济积极性”展开[17]。中国的财政分权伴随着政治集权，具有鲜明的中国特色，所以称为“中国式财政分权”。Ekaterina就认为中国式财政分权对地方政府的财政激励是中国实现经济繁荣的关键[13]。杨瑞龙、章泉、周业安通过建立动态面板数据模型，检验财政分权与环境质量的关系，发现财政分权度的提高会显著降低环境质量[18]。李猛的研究发现，中国人均地方财政能力与环境污染之间呈倒U型曲线关系，现阶段中国各省份的人均财政能力与拐点值相去甚远[19]。蔡?P等指出中国的环境污染问题主要源于粗放式经济发展模式，而这种经济发展模式又是由中国式财政分权下的政府行为导致的[20]。张克中、王娟通过实证研究发现财政分权与碳排放存在正相关关系，财政分权程度的提高增加了碳的排放[21]。郭志仪、郑周胜探讨了财政分权和政治晋升对环境污染的影响，发现财政分权程度越高，地方政府从经济增长过程中所享有的收入越多，地方政府越腐败，则环境污染越严重[22]。

综上，由于中西方政治经济制度的不同，西方财政分权是经济分权和政治分权，官员的选拔机制是选举，而中国式财政分权是经济分权伴随着政治集权，地方官员的选拔由主要上级决定，西方的一些经济机制在中国无效，这些差异导致国外的一些研究对中国式财政分权与环境污染的研究参考意义有限。而国内外学者对财政分权与环境问题关系的研究相对较少，多是以财政分权与公共产品供给为研究对象，关注的重点在诸如财政分权与经济增长等主题上，对财政分权影响经济增长机制的解释十分完善，但对财政分权影响环境污染的路径或机制作出系统性、量化解释的文献较少。在前人工作的基础上，本文整理出财政分权影响环境污染的两条路径，揭示中国式财政分权对环境污染的影响方向和影响程度。

三、财政分权对环境污染的影响机制

（一）财政分权影响环境污染的第一条路径――环境库兹涅茨曲线

借鉴库兹涅茨关于收入不均等程度与经济发展水平之间的著名“倒U型曲线”关系的论述，有学者（最早是Grossman和Krueger）研究发现经济发展水平与环境污染程度之间也存在着倒U型曲线关系，被称作环境库兹涅茨曲线（EKC）[23]。它假定，如果没有一定的环境政策干预，一个国家的环境质量在经济起飞阶段随着国民收入的增加而恶化；当该国经济发展到较高水平，经济增长将为环境质量的改善创造条件，进而随着国民收入的增加而逐渐好转。

环境库兹涅茨理论表明：第一，经济起飞阶段，环境质量的恶化在某种程度上是不可避免的，在污染转折点前，经济发展水平与环境污染程度呈正相关关系。当经济社会发展到一定阶段后，环境资源的稀缺性凸显，环境保护得到重视，而经济水平的增长将为环境改善创造条件。第二，整体上，经济发展水平与环境污染程度之间也存在着倒U型曲线关系。由于一个国家的经济发展水平从低阶段向高阶段发展需要长时间，环境库兹涅茨曲线揭示的关系也是一个长期的规律，并且不同国家由于制度安排和环境政策的不同，环境库兹涅茨曲线也具有不同的形态特征。第三，环境库兹涅茨曲线揭示了经济增长与环境污染之间的一种联系，但是并不意味着发展中国家的环境状况到一定经济增长阶段必然会改善，因为有些资源的严重枯竭或退化，使得环境退化超过生态阈值，环境退化就不可逆了。

经济分权伴随着政治集权这一中国式财政分权形式，被诸多学者认为是中国经济持续快速发展的重要推动力量。如果经济发展会影响环境污染程度，而中国式财政分权促进了中国经济的发展，那么财政分权通过影响经济发展，再影响环境污染，则成为了财政分权影响环境污染的一条路径。李猛在环境库兹涅茨假说（EKC）的基础上提出了有关财政分权的中国环境污染的“新假说”，被称作改进的环境库兹涅茨曲线[19]。改进的EKC指出，环境污染程度与地方财政能力水平之间呈倒U型关系：随着人均地方财政能力水平的提高，中国的环境污染程度先经历一个上升的阶段，当到达人均地方财政能力拐点值后，环境污染程度将趋于下降。如图1所示。

本文假设中国的环境库兹涅茨曲线存在。在第一条路径下，财政分权对环境污染的影响如何取决于地区的财力水平处于倒U型曲线拐点的左侧还是右侧。若在拐点的左侧，则环境污染随着分权程度的增加而严重，若在拐点右侧，则环境污染随分权程度的增加而降低。

（二）财政分权影响环境污染的第二条途径――地方政府竞争

中国式财政分权促进了经济的持续增长，其根本原因是中国式财政分权给地方政府带来“做对激励”的效果[6]。中国式财政分权对地方政府的激励有两方面：其一，经济方面的财政收入激励，财政收入与地方的经济发展直接相关，也影响到地方官员的各项福利。中国式财政分权使地方政府在拥有财政自主权的同时，也更少地依赖中央的财政转移、更多地依赖本地的内部财政支出，这就导致了地方政府间追求GDP增长以扩大财政收入、支持财政支出的竞争。其二，政治方面的官员晋升激励，升迁是官员努力工作的直接动力。在中国财政分权伴随政治集权的背景下，中央对地方官员的考核标准由过去的纯政治指标变为经济绩效指标，尤其是GDP增长指标，促进了地方政府官员发展经济的积极性，形成了地方政府间为GDP增长的“锦标赛”式的竞争[5]。因此可以看出，虽然两方面的激励使地方政府面临来自财政和官员晋升的不同竞争压力，但转化为地方政府的行为目标是一致的，都体现为“为GDP的增长而竞争”[24]。

分权激励下，地方政府为追求GDP增长的竞争，不可避免地导致了地方政府行为扭曲。主要表现在：其一，地方政府重视经济建设忽略环保职能。中央政府也许能够在环境管理上从全局出发考虑经济社会的可持续发展，但是分权激励下地方政府更多的是追求短期利益即经济增长带来的财政收入、经济增长后政绩提升带来的政治晋升，更多的是为GDP的增长而竞争。为了提高政绩，促进经济的增长和就业机会的增加，地方政府经常放松环境管制标准，或者采取一系列优惠措施来吸引污染严重的企业到地方投资。地方政府忽略环保职能的一个重要原因是环境保护公共产品具有显著的正外部性。某些污染物如工业废气废水，因为其物理属性难以界定其产权也容易跨界流动，地方政府下大力气对污染物进行治理，受益的也是其他地区，因此作为理性经济人的地方政府也不会主动承担治理成本去提供环境保护这种公共产品。其二，地方政府与排污企业形成利益联盟。中国式财政分权改革后，地方政府具有很大程度的财政自主权和经济决策权，为了吸引企业投资来促进本地区经济发展、增加财政收入和提供更多就业机会，必然在一定限度上屈从企业意志，纵容环境污染。反之，如果地方政府坚决执行环境保护政策、严格环境治理标准，企业就会转移至其他环境门槛低的地区，对地方经济造成损失。所以，地方政府多会与排污企业结成利益联盟，不仅纵容企业排污行为，甚至出现地方政府出面阻挠环境保护部门执法的现象，造成环境问题更加恶化。

总之，地方政府为了扩大税源和官员升迁，往往将优势资源投入到有利于经济增长的领域（如交通、通讯、能源等基础设施），积极招商引资促进就业，忽略或放松了对涉污企业的环境规制，甚至可能引入能够贡献GDP的高污染企业，环境保护和治理处于滞后状态，污染问题加重。中国式财政分权激励下的地方政府竞争，导致了地方政府行为扭曲，环境污染加重，这就是财政分权影响环境污染的第二条途径。在此路径下，中国式财政分权是环境污染问题的一个重要原因，财政分权度越高，环境污染问题越严重，并且随着地方政府竞争的加剧，财政分权对环境污染的不利影响持续强化。接下来，通过计量模型对此进行经验验证。

四、样本选取与变量设定

（一）样本选取和数据来源

1994年中国正式施行分税制改革，中央政府于1996年《关于环境保护若干问题的决定》，考虑到政策的时滞性以及数据的可得性，本文采用1998-2012年中国各省级（不包括港澳台）地方政府的相关数据为样本。鉴于西藏数据的缺失，从研究对象中剔除了西藏。数据来源于《中国环境统计年鉴》和《中国统计年鉴》（1999-2013）。对数据的统计采用Excel2007，对指标和模型的计量处理采用Matlab R2012b和EViews6.0版本软件。

（二）变量设定

1.财政分权（FD）

财政分权（FD）是本文最重要的解释变量之一。财政分权反映了地方政府的财政自主程度，财政分权度越高，地方政府能支配的财政资源规模越大。在财政分权的实证研究中，常用地方政府财政支出占中央政府财政总支出之比衡量财政分权程度，但中国没有公布中央在地方的财政支出数据，本文吸收沈坤荣、张晏和龚六堂、傅勇用的衡量财政分权水平的方法，采用各省预算内财政收入、财政支出占中央预算内财政总收入、总支出的比率表示中国财政分权程度，考虑到政府收入支出规模与人口数量的正向关系，进一步对指标进行人均化处理，即财政分权度FD=各省预算内人均财政收入（支出）/中央预算内人均财政收入（支出）。

2.环境污染（EP）

本文的被解释变量是环境污染（EP）的程度。对其衡量主要是采用人均产生的污染物数量，通常用工业“三废”排放量，将工业“三废”排放量除以地方人口规模能够排除省份之间因为经济规模不同而形成数据差别。为了更有效反映中国各省份环境污染的程度及变化，本文用熵值法构建各省的环境污染程度。鉴于数据的可得性，本文选择了人均工业废气排放量、人均工业废水排放量、人均工业固体废弃物排放量三个指标来衡量环境污染程度。具体方法如下。

运用以上方法通过Matlab编程得到1998-2012年中国各省份环境污染程度，从而可以比较全面地反映中国各省份环境污染的情况。图2反映的是不考虑其他因素，中国各省份环境污染程度EP与财政分权度FD的关系（FD采用的是各省预算内财政收入占中央预算内财政总收入的比率，EP和FD均取1998-2012年的平均值），横轴表示财政分权度，纵轴是环境污染程度。

从图2中可以看出，在东部地区，环境污染程度受财政分权影响较小，而中西部地区财政分权对环境污染程度的影响比较显著。因为中西部经济基础较东部地区薄弱，招商引资吸引的技术层次低于东部，地方政府为了追求经济增长有可能接纳东部转移出去的高污染产业，所以财政分权的较小变化会引起环境污染较大程度的变化。从图2中还可以看出，无论是东部还是中西部地区，中国环境污染程度与财政分权水平呈正向关系，即环境污染随着财政分权程度的提高而加重，但是东部地区的正向关系拟合度低，财政分权是否加重环境污染的情况有待在实证部分进一步分析。

3.地方政府竞争（PGDP）

影响环境污染程度的另一重要因素是地方政府竞争，地方政府竞争度越高的地区，分权激励扭曲地方政府行为的程度越高，环境污染加重。通过前一节的分析可知，地方政府竞争都体现为地方政府间“为GDP的增长而竞争”，所以本文构造人均地区生产总值（PGDP）来刻画地方政府竞争。

另外，地方政府竞争和财政分权对环境污染可能存在相互影响：一方面财政分权对环境污染的影响可能随着地方政府竞争强度的增加而发生变化，另一方面地方政府竞争在分权水平不同的地区对环境污染程度的影响可能会有不同。本文构造财政分权水平与地方政府竞争度的交互项（FD*PGDP）来反映这种影响。

4.控制变量X

X包含一组控制变量，分别是产业结构（IS）、外贸依存度（TD）、外商直接投资（PFDI）、污染治理投资（PCI）。不同产业对环境的污染程度不同，其中以工业为主体的第二产业的污染最为严重，本文选取各省份第二产业的产值占各省GDP的比值来表示该省份的产业结构（IS）指标。

“污染避难所”假说认为，发达国家的污染型企业为了规避本国严格的环境规制，存在向环境规制较宽松的发展中国家迁移的趋势。中国在经济开放度提高和吸引FDI规模不断攀升的同时，环境污染程度也在不断恶化。选取各省份外贸总额与GDP的比值来表示外贸依存度（TD）指标，各省份人均的外商直接投资额来表示外商直接投资（PFDI）指标。

污染治理投资（PCI）表示每年各省份在环境污染治理方面的投资，本文预期环境污染程度会随着污染治理投资的增加而降低，即PCI指标的系数为负。基于数据的可得性，本文选取各省份人均的工业污染治理投资额来表示污染治理投资（PCI）指标。

表1是依据《中国环境统计年鉴》和《中国统计年鉴》（1999-2013）数据计算的各变量的描述性统计指标。

五、模型选择与结果分析

（一）模型选择

为了研究不同省份和时间上财政分权水平与环境污染程度之间的关系，本文选择面板数据模型进行分析。由于样本中同时含有截面数据和时间序列，可能存在非线性和非平稳问题，故对变量取自然对数形式，相应的变量名前加“ln”，财政分权水平与地方政府竞争度的交互项采用lnFD*lnPGDP，此时回归参数的经济含义为弹性。基于前面所述的环境库兹涅茨假说，环境污染程度与经济发展水平呈倒U型曲线关系，本文加入lnPGDP的平方项（lnPGDP）2，再结合前面的理论研究和变量说明，建立如下回归模型：

式（7）中，i和t分别指省份和时间，νi表示各省份不可观测的效应，εi，t表示随机扰动项，β、γ为待估的回归参数。其中β1和β2是本文所关注的关键参数，β1表示财政分权水平对环境污染的直接作用，β2表示财政分权与地方政府竞争的交叉项对环境污染的间接作用，如果随着地方政府竞争程度的增大，财政分权水平的提高会加重环境污染，β2的符号应显著为正。

（二）实证结果分析

1.计量方法

本文利用EViews软件进行实证分析。首先通过F检验判别是否采用面板数据混合模型，若F检验结果拒绝混合模型，再采用Hausman检验来确定是建立固定效应模型还是随机效应模型。F检验结果见表2，检验结果说明：不管采用何种财政分权度指标，在1%和5%的显著性水平下应拒绝混合模型的原假设。进一步用Hausman检验，由表2中可知，在1%的显著性水平下不能拒绝随机效应模型，即接受原假设随机效应模型。

另外，多重共线性检验结果认为解释变量间不存在多重共线性，因而可以对原序列进行回归分析。

2.回归结果与分析

对中国1998-2012年的省际面板数据进行随机效应模型估计，具体结果如表3所示。

从估计结果可知，不管采用何种财政分权指标，除了平方项（lnPGDP）2的系数符号为负之外，其余解释变量的系数符号均为正，且均通过显著性检验。人均GDP的系数显著为正，其平方项系数显著为负，即人均GDP与环境污染之间呈倒U型关系，验证了环境库兹涅茨曲线（EKC）存在的假设。产业结构指标的系数在1%的水平下显著为正，产业结构指标是用各省第二产业产值占GDP比重表示，说明第二产业在经济中的比重越高，环境污染就越严重。外贸依存度和外商直接投资指标的系数为正，表明环境污染与外贸总额、FDI流入呈正相关关系。模型中污染治理投资指标的系数在两个回归方程均显著为正，即工业污染治理投资并没有改善环境污染状况，反而轻微程度（系数值0.02较小）地加重污染，回归结果与预期相反。污染治理投资不能起到抑制环境污染的效果甚至加重污染，本文认为其可能原因一是污染治理投资使地方政府降低了企业环境门槛，二是地方政府以GDP为导向的政绩观，使污染治理投资流于形式，效率低下。

本文的实证重心是研究财政分权对环境污染程度的影响，在计量模型中通过两个方面进行了考察：一是财政分权对环境污染的直接效应（模型中lnFD），二是财政分权和地方政府竞争交叉项的间接效应（模型中lnFD*lnPGDP）。表3的回归结果显示，在5%的水平下财政分权指标的系数显著为正，即环境污染程度与财政分权度呈正向变动关系，说明财政分权是中国环境污染加重的原因之一。同时，财政分权加重环境污染的作用会随着地方政府竞争度的加剧而增强。具体来说，在表3的回归结果中，不论采用哪种财政分权指标，分权和竞争的交叉项系数都显著为正，说明随着地方政府竞争的加剧，环境进一步恶化。以上分权和政府竞争对环境污染的影响分析表明，中国式财政分权改革及其对地方政府的激励扭曲导致了环境污染的加重，并且污染的程度会随着分权度的提高和竞争的加剧进一步恶化。

3.东部与中西部的区域差异分析

虽然通过全国样本的估计结果分析得出财政分权加重环境污染的结论，但是通过图2中国各省市环境污染与财政分权的关系可以看出：中国的东部沿海地区与中西部地区存在明显的区域差异，并且在东部地区财政分权加重环境污染的结论成立与否有待进一步分析。接下来，分别对东部地区和中西部地区的数据进行估计，检验财政分权对环境污染的影响是否存在区域性差异。考虑到第一种财政分权指标，即各省预算内财政收入占中央预算内财政总收入的比重在现有文献中使用更为广泛，并且从表3全国样本的回归结果中两种分权指标与地方政府竞争交互项系数看，lnFD1*lnPGDP较lnFD2*lnPGDP的系数值更大，这说明采用第一种财政分权指标时，财政分权和环境污染的关系受地方政府竞争的影响更为明显。因此，本文在以下的实证中使用第一种财政分权指标。

对东中西部区域数据，首先通过F检验可知在1%和5%水平下都应拒绝采用面板数据混合模型，进一步用Hausman检验，结果可知，在1%和5%的显著性水平下都不能拒绝随机效应模型（表4）。于是，选取随机效应模型对东部和中西部的数据进行回归（表5）。

表5对区域样本的估计结果可以看出，不管是东部地区还是中西部地区，人均GDP与环境污染之间呈倒U型关系的环境库兹涅茨曲线（EKC）存在的假设仍成立。污染治理投资指标的系数在东、中西部回归方程中均显著为正，即工业污染治理投资并没有改善环境污染状况，反而轻微程度上加重污染，这些结论与全国样本回归结果一致。

产业结构、外贸依存度和外商直接投资三个指标的系数均为正，其中东部地区的系数不显著，且系数值明显小于中西部地区的系数值，说明第二产业对中西部地区造成的环境污染问题比东部地区突出，也说明相较于东部沿海经济较发达地区，外商直接投资更倾向于流入经济较不发达的中西部地区，加重了中西部的环境污染，验证了“污染避难所”假说。

表5中，财政分权指标的系数在东部地区方程中显著为负面板模型的估计结果显示东部地区财政分权度与环境污染程度呈负相关关系，而在图2可以看出东部地区污染与分权的正向关系趋势，但二者并不矛盾，原因是图2没有考虑地方政府竞争等其他因素。，在中西部地区方程中显著为正，说明东部地区财政分权度的提高有利于改善环境污染，中西部地区的情况完全相反。而且从东部地区方程的财政分权和地方政府竞争指标的交互项看，其系数在1%水平下显著为正，因此可以得出的结论是在东部沿海地区财政分权度的提高有利于改善环境污染，但是随着地方政府竞争的加剧，这种改善环境的有利作用在减弱。中西部地区方程的交互项系数显著为正，说明在中西部地区财政分权度的提高加重了环境污染，并且随着竞争的加剧，污染愈加严重。

综上可知，财政分权对环境污染的影响存在区域性差异，分权和竞争对中西部环境污染的影响超过东部地区。这种差异背后包含一定的经济和制度因素，例如东部地区经济较发达，民众更关注生态保护问题，进而爆发环境群体性事件的次数更多；而中西部地区经济基础薄弱，人们生活贫穷，招商引资吸引的技术层次低于东部，当经济发展与环境保护发生冲突时，中西部地区地方政府和民众都更倾向于牺牲环境追求收入的增长。

六、研究结论

篇7

关键词： 环境污染；污染治理；因子分析；陕西省

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

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

0 引言

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

1 文献综述

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

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

假设1：居民消费会对环境污染治理带来负面的影响。

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

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

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

假设3：经济增长既可能对环境污染治理带来正的影响，也可能带来负的影响。

2 实证分析

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

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

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

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

Yit=？琢+？茁1X1it+？茁2X2it+…？茁6X6it+？啄it

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

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

3 结论

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

参考文献：

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

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

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

篇8

[作者简介]王火根（1971—），男，江西农业大学经管学院讲师，数量经济学博士，正邦集团农业产业化研究博士后，研究方向为农业经济、能源经济。（江西南昌 330045）

本文受到江西省社科规划办基金项目（10YJ52）、江西省高校人文社科项目“企业节能减排行为研究和效果评估分析”的资助。

一、研究综述

经济发展对生态环境的影响一直是环境资源与生态经济学关注的热点问题之一。Grossman等（1995）对世界上一些国家的地区性污染物，如空气悬浮物和SO2的排放变化与人均收入之间的数据进行实证分析后发现，环境质量或污染物的排放水平与人均收入之间呈现倒U形的曲线关系，即环境质量与经济发展间是一种此消彼长和相互促进的关系，一般称之为“环境库兹涅茨曲线”。1991年美国经济学家Grossman和Krueger针对北美自由贸易区谈判中，美国人担心自由贸易恶化墨西哥环境并影响美国本土环境的问题，首次实证研究了环境质量与人均收入之间的关系，指出了污染与人均收入间的关系为“污染在低收入水平上随人均GDP增加而上升，高收入水平上随GDP增长而下降”。田晓四等（2007）选取南京市1985～2004年的经济与环境数据研究发现：工业废水排放量和人均GDP具有“N”型的EKC曲线，工业废气排放量和固体废物产量与人均GDP存在倒“U”型 EKC曲线。刘荣茂等（2006）基于中国1991～2003年29个省级区域环境质量与人均GDP的数据，利用工业废水、废气、固体排放物等变量与人均 GDP拟合方程验证了环境库兹涅茨曲线假说在中国的存在性。

上述文献在研究方法上存在着一个共同缺点，即毫无例外地使用线性模型进行估计，也就说简单地估计出经济增长对环境污染的影响。事实上，对于本质上具有线性特征的问题或数据而言，使用线性模型是足够的，但如果所研究的对象具有非线性特征，线性模型将由于难以刻画变量间的非线性关系而不再适用。由于环境污染效应的发挥是一个极其复杂的动态过程，会受多种条件因素的影响制约。比如，当地区的经济发展相对滞后时，经济增长对环境污染的影响可能相对有限；而当该地区跨越一定发展水平之后，经济增长效应就更为显著。简言之，经济增长对环境污染的影响会因为其他因素条件的变化而表现出非线性的门槛特征。就现实而言，中国作为一个地域辽阔、人口众多、地区差异明显的发展中国家，经济增长和环境污染之间的效应很难满足在各区域或省域之间的完全一致性，存在非线性关系是很有可能的。因此，如果我们忽略了这种客观存在的区域或省域差异，进而简单地将经济增长与环境污染的关系视为单一线性的，恐怕难以准确地反映经济变量之间的真实联系，目前国内的多数文献都采取了这一做法。

为了克服研究方法上的不足，我们采用面板门槛模型（Hansen，1999）实证检验经济增长对环境污染的门槛效应，检验“环境库兹涅茨曲线”中倒“U”型是否存在。如果存在“门槛效应”，则说明存在库兹涅茨曲线环境，以及当存在“门槛效应”时，根据相应的门槛值对样本进行分组，在充分反映样本特性的情况下，考察中国不同地区其经济增长与环境质量之间的变化关系。文章的结构安排如下：第二部分是面板门槛回归模型的理论、应用和数据说明；第三部分是实证结果和解释；第四部分是政策建议。

二、面板门槛回归模型的理论、应用和数据说明

有关面板门槛模型方法的介绍，参考 Hansen（1999、2000）。单一面板门槛模型设定为：

yit=ηi+β′1xitI（qit？燮γ）+β′2xitI（qit>γ）+εit （1）

其中i和t分别代表第i个省份和第t年；ηi反映个体未观测特征；qit表示门槛变量；γ表示为特定的门槛值；I（qit？燮γ）和I（qit>γ）均为指示性函数；εit～N（0，σ2）为随机干扰项。采用矩阵形式可表示为：

yit=ηi+βxit（γ）+εit （2）

其中，xit（γ）= ，β=（β′1，β′2）

对式（2）组内去均值，得到：

y*it=βx*it（γ）+ε*it （3）

将所有观测值进行堆积，可将式（3）写成矩阵形式：

Y*=X*（γ）β+e* （4）

对于给定门槛值γ，可以通过 OLS方法估计式（4）以得到β的估计值：

β（γ）=[X*（γ）′X*（γ）]-1X*（γ）′Y* （5）

相应残差平方和为：

S1（γ）=e（γ）′e*（γ）-1=Y*′[1-X*（γ）][X*（γ）′X*（γ）]-1

X*（γ）′Y* （6）

通过最小化式（6）对应的S1（γ）来求得γ，即γ=argyMinS1（γ）。由此可得β=β（γ），残差向量e*（γ）=e*（γ）。

得到参数估计值之后，还需进行两方面检验：一是门槛效应是否显著，二是门槛的估计值是否等于真实值。第一个检验的原假设为H0∶β1=β2，对应的备择假设为H1∶β1≠β2，检验统计量为：F=（S0*S1（γ））/σ2，其中，S0为在原假设H0下得到的残差平方和。第二个检验的原假设为H0∶γ=γ ，其中γ 是γ的真实值，相应的似然比统计量为：LR1（γ）=（S1（γ）-S1（γ））/σ2

上述推导过程是在单一面板门槛模型下进行的，当存在两个或两个以上的门槛值，必须重复上述步骤去搜寻第二个门槛值。

加入其它四个变量（g？熏m？熏n？熏e）作为自变量，而只将q作为门槛回归过程中的回归方程：

Eit=ηi+β1·qit·I（qit？燮γ1）+β2·qit·I（qit>γ1）+a1git+a2mit+a3nit+a4fit+εit （7）

其中，E代表环境指标，这里以“SO2排放量（公吨）”表示；q表示收入水平，笔者以文献中通常采用的“人均GDP”作为代表性指标；g表示工业水平，以工业增加值比重来表示；贸易开放程度使用进出口贸易总额与GDP之比和实际利用外资外商直接投资与GDP之比来度量贸易开放的环境效应，m进口贸易总额与GDP之比，n表示出口贸易总额与GDP之比；f表示外资外商直接投资与GDP之比；γ表示为特定的门槛值；I（qit？燮γ）和I（qit>γ）均为指示性函数，εit～N（0，σ2）为随机干扰项，i和t分别代表第i个省份和第t年。SO2排放量指标数据来自《中国统计年鉴（2010）》，人均GDP指标数据来自《国研网统计数据库》。全部样本为2000年到2009年30个省、市、自治区共10年的样本数据。由于的数据很不全面，故计算时将其排除在外。（以上数据均取对数）

由于门槛回归方法本身具有分阶段回归的特点，免去了实证研究中需要添加git2才能观察EKC下降阶段的一些弊端。例如，对称的曲线（EKC的上升部分和下降部分斜率相同）与现实情况不符，以及git和git2产生的多重共线性问题。但是采用门槛回归的方法可以避免上述问题，笔者只需要观察git前的系数β的符号和大小就能够确定：在不同阶段（由不同门槛变量的门槛值划分的）经济增长对环境质量的影响程度。

三、实证结果和解释

（一）实证检验

考虑到时间和空间差异性，用传统的面板线性回归模型很难于揭示经济发展与环境污染之间的关系。为了更好地展示环境污染效应的非线性特征，我们以人均GDP水平作为门槛变量进行估计，看看环境污染与经济发展水平变化是否存在拐点，其他经济变量与此类似（本文不作研究）。表1显示了在对人均GDP作为门槛变量检验结果。

从结果来看，人均GDP作为门槛变量通过了检验，F值为22.59， P值为 0.023，说明在5%的显著水平上通过了检验，门槛值为30000元/人。根据各地区人均 GDP水平与门槛值大小关系，我们将样本按两个时间段划分为低区制（即人均 GDP低于门槛值）和高区制（即人均 GDP高于门槛值）两个部分。从表 2不难发现，在2000-2003这四年间，中国大部分省份处于低区制，只有北京与上海处于高区制，从2004-2009年，处于高区制的省市北京、天津、河北、内蒙古、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东。

根据上面的分析，对式（7）式进行门槛估计，结果如表3所示：

从面板门槛回归结果来看：

（1）人均GDP对污染排放量的回归系数皆显著为正，当人均GDP低于门槛值 30000元时，人均收入对环境污染边际影响系数为0.678，而当人均 GDP跨越30000元这一门槛值时，人均收入对环境污染边际影响系数提高为0.242。这一估计结果表明，人均收入增长效应的发挥与地区环境污染水平密切相关，经济发展水平较高的地区，环境污染的增长效应越小；经济发展水平低的地区，环境污染增长效应相对较大。由此可见，地区经济发展状况对环境污染递减效应的确存在鲜明的门槛特征。

（2）产业结构对污染排放量的回归系数皆显著为正，且在所有的回归变量中影响因子最高，说明了工业产业比重过高会导致污染排放量的增加。这符合张海旺（2007）研究的结论：长期以来，我国在经济发展上存在片面追求速度的问题，因而助长了具有速度和市场优势的部分高耗能和高污染行业的增长。高能耗和高污染的行业比重过高，直接加剧了与环境的矛盾。而我国能源结构又过度集中于煤炭，这是我国环境污染严重的主因。

（3）外商直接投资回归系数皆显著为负，说明外商直接投资能够在一定程度上改善我国的环境，这一结论与传统的“污染避难所”假说不符。之所以会出现与“污染避难所”假说相悖的结论，主要有以下三点原因：其一，由于外商投资的技术外溢效应提高了我国的要素生产率和清洁生产的技术水平，从而会改善我国的环境质量水平；其二，近年来，由于我国政府在引进外商直接投资时已经注重引资的结构问题，特别是对环境方面的重视，这点在《中华人民共和国中外合资经营企业法实施条例》中已有明确规定：申请设立合营企业有造成环境污染的不予批准；其三，由于多边环境保护协议的签订，进入我国的外商直接投资企业大多具有清洁生产的积极性和主动性，为了能在国际竞争中获利，这些外资企业在追求自身利益最大化的同时，也会相应地提高其生产经营活动中的环保标准。

（4）出口贸易对污染排放量的回归系数皆显著为正，说明我国的出口恶化了环境，这意味着在我国的出口结构中，具有出口优势的工业行业多属于污染密集性行业，日渐扩张的对外贸易对环境的危害越来越大，且还有相当一部分属于污染型产业，出口产品还有相当部分是用较大投入、较高消耗和较重污染换来的，这与叶继革、余道先（2007）的研究是一致的。多年来，我国的经济发展走的是一条高投入、高消耗、高污染、低效益的粗放型经济增长道路，给资源和生态环境带来了沉重压力。由于我国的外向型产业在国际产业链中处于低端位置，形成了进口多为高附加值产品和服务，而出口多为一般制造业产品的贸易开放结构。长期以来我国依靠大量出口产品而获得经济利益，实际上是以大量消耗资源和环境为代价的。因此，需要实现经济发展模式、产业升级模式和贸易模式的转变，将经济目标、贸易目标与环境目标进行有效的整合与协调。

（5）进口贸易对污染污染排放量的回归系数皆显著为负，说明进口能够在一定程度上改善我国的环境。进口贸易所带来的环境问题突出的一个表现为外国污染废物（洋垃圾）进口现象，但我国当前进口的产品主要是自然资源和技术密集型的产品，如工业原料和半制成品以及机器。由于自然资源密集型的产品含污量高，所以和出口劳动密集型的产品比较，我国进口平均含污量远远高于其出口产品的含污量。因此，进口的发展对我国的环境是有利的，因为通过资源密集型的产品的大量进口，我国将很多的环境污染成本转嫁到外国去了。

四、政策建议

（一）优化产业结构

现阶段我国仍处于工业化发展的初级阶段，工业能耗水平居高不下，同时各地区污染治理的整体水平提升尚需时日，从而对环境造成了很大的压力。通过调整和振兴规划的实施，大力推进结构调整，加快淘汰落后产能、遏制“两高”行业过快增长。用信息化等高新技术和先进实用技术改造和提升传统产业，提高能源利用效率，减少污染排放。建立并实施工业固定资产投资项目节能环保评估和审查制度，遏制高耗能、高污染行业盲目发展，加强源头控制。

（二）改善出口结构

政府部门应倡导建立可持续的商品出口结构，提高附加值高的商品及生态商品在出口总额中的比重。加大技术密集型、知识密集型产品的生产和出口，对污染密集型、资源密集型的产品采取一定的限制措施。鼓励外向型企业自主研发，在省内尽快推行国际化标准组织 ISO14000的认证体系。对于初级产品及皮革加工业、橡胶工业、电镀业、化工业等污染密集型产业应采取“限出奖进”的措施，而对于环境友好型产品，政府在必要时可采取鼓励出口的措施。

（三）继续实施绿色贸易战略

在贯彻实施国家鼓励出口，增加部分产品出口退税率的同时，对近两年来国家、各省陆续出台的有关环境保护与控制制造业污染的措施仍要坚定不移地执行下去，通过鼓励自主创新、高效节能和环境友善产品的出口等手段，继续对“两高一资”产品的出口进行严格限制，防止出现反弹，绿化或优化贸易结构，调控贸易总量，提高贸易的环境效率。

（四）积极引进国外先进的技术和设备、适用的清洁生产技术以及环境保护设备

使进口政策为国家经济建设和提高可持续发展能力服务。可以利用当前美元贬值、出口速度放缓、有利于进口的时机，通过政策措施鼓励企业进口先进技术和环保设备，改善生产条件，为出口符合国际标准的绿色产品奠定基础。通过构建绿色贸易体系，减少并扭转对外贸易的资源环境逆差，以环境保护优化贸易增长，促进贸易增长方式的转变。

[参考文献]

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[2] 韩玉军？熏陆阳.门槛效应、经济增长与环境质量[J].统计研究，2008，（9）.

[3] Hansen， B. E. Sample Splitting and Threshold Esti-mation [J] .Econometrica ，2000 （3）.

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环境科学是在全球环境污染加剧的形势下逐渐发展起来的一门新兴学科，它运用相关的自热、社会科学相关理论与技术为环境问题作出了突出贡献。发展至今，环境科学已经形成了三大分支：自然环境科学、社会环境科学、综合环境科学。环境化学则是自然环境科学中的一项至关重要的代表性技术，并逐渐成为了环境科学的核心组成部分。为此，下面本文将首先对环境化学展开详细的概述，并在此基础上论述环境化学在现代环境科学中的地位和作用，以期能够充分发挥环境化学的积极作用，有效解决环境污染问题，还人类一个清新环保的生存环境。

一、环境化学概述

（一）环境化学的概念

环境化学是一门复合学科，它既是环境学的分支，又与化学存在着非常密切的联系。概括说来，环境化学是指研究有害的污染物质在环境介质中的产生、发展、迁移、转化、归宿等问题，并详细阐述控制污染物进一步发展的化学原理及化学方法的综合科学。环境化学的研究范围极其广泛，既包括对污染物的分析与鉴定，又包括对化学环境污染物的运动规律的研究，还包括对化学污染物的发生、分布、转化机制、状态结构的变化及归宿的研究，因此，环境化学是一门综合的研究化学污染物的全部化学行为与化学现象的科学。

（二）环境化学的分类

环境化学包括环境分析化学、环境污染化学、环境污染控制化学、生态化学四大类。环境分析化学是现代环境化学一个非常重要的发展方向，它主要是借助各类分析仪器对坏境污染中的污染物含量、形态、价态、结构等进行详尽的分析，为环境污染治理提供可靠的解决方案。环境污染化学是对环境污染物在环境介质中的产生、迁移、转化、累积、降解等过程进行详细研究。它主要包括大气污染化学、水污染化学、土壤污染化学和生态污染化学以及多介质污染化学四大类。环境控制化学的侧重点在于环境控制上，它主要是在相关化学原理的理论基础之上研究污染物的控制原理和控制技术，如今已经发展到了“一体化污染预防战略”的高度上。生态化学主要是研究化学污染物在环境中所引起的生态效应和对人体的危害。目前的研究重点是将污染物的直接毒性转化为间接毒性。

二、环境化学在现代环境科学研究中的地位和作用

（一）环境化学在环境污染认识中的地位和作用

随着我国工业的发展、人口的剧增，环境污染问题日渐突出，而且它的危害性变得更加的强大，已经形成了一场环境污染灾害。为此，我们不能再被动承受这些环境污染所引起的灾害，而应该积极去掌握污染物的产生、产生危害的机理，掌握它是如何在环境介质当中进行迁移转化的。环境化学恰恰就提供了这方面的科学资料，可以帮助我们了解污染物质在环境中是如何引发危害并不断转化和富集的，这样便可科学地增强人们对环境污染的防治能力。

（二）环境化学在环境治理中的地位和作用

环境化学是环境治理的理论基础和实践支撑。环境化学分析与研究的结果可以详细的还原出环境污染物的整个发展过程，有助于我们了解和掌握环境污染物的产生、迁移、转化、累积、归宿的整体发展规律，这些规律可以帮助我们得出有针对性、实效性的预防和治理措施，使得环境治理能够有的放矢。因此，环境化学既是环境治理的基础，又是环境治理的保障。例如，在治理大气污染时，可以运用污染物的发展规律，采用吸收剂吸收和转化为无毒无害气体两种方法来处理空气中的有害气体；在治理水污染时，可以通过吸附、化学凝聚、化学沉淀、离子交换、电渗析、氯消毒等方法来处理水中污染物，带到净化水体的目的。而这些治理措施的开发与实施都是在环境科学的研究结论的基础上得来的。

（三）环境化学在环境监测中的地位和作用

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

一、文献回顾

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

二、数据、模型与实证检验

(一)变量选取、数据来源与处理

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

(二)单位根检验

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

(三)协整关系分析

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

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

(1)

(0.13812)

(0.13262)

(0.01632)

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

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

(四)向量误差修正模型

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

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

(五)格兰杰(GRANGER)因果关系检验

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一、引言

经济增长是一个国家或地区最重要的宏观经济目标之一，也是衡量某个国家或地区经济社会发展潜力的主要指标。然而经济增长必须依赖于一定的自然环境。近年来，随着工业化程度的提高，排放在自然环境中的工业污染物越来越多，超出了环境的承载能力，造成自然环境污染，威胁着人类的健康以及社会的可持续发展。因此，为了社会的发展，我们需要把原本用于经济建设的一部分资金用于治理环境污染，改善生态环境。从长远来看，这是经济可持续发展的必要条件。面对这一问题，我们不禁要问，我国以往的环境污染治理投资是否会影响经济增长，它们之间的关系又如何？为了有针对性地分析二者之间的关系，本文将运用协整理论，通过建立协整模型来实证分析环境治理投资与我国经济发展的关系。

二、方法与分析

本文选取1991～2008年的国内生产总值（GDP）和环境污染治理投资指标（IE）进行实证分析。为了消除数据的异方差性，使数据线性趋势更明显，模型更具实际意义，本文借助Eviews软件对上述原始数据进行了对数变换，分别得到LnGDP和lnlE。

对{LnGDP}与{LnIE}作趋势图可以看出，国内生产总值数据与环境污染治理投资数据均无周期且有上升趋势。所以，{LnGDP}与{LnIE}均为非平稳序列，可以考虑它们是否存在协整关系，即长期均衡关系。因此，需要对两序列进行平稳性检验，本文选用ADF检验法。

对序列{LnGDP}与{LnIE}作一阶差分，分别记为和，并进行ADF单位根检验，可以得到国内生产总值和环境污染治理投资序列1阶差分{LnGDP}与{LnIE}的ADF检验统计量的值分别为-3.007262和-5.767309，均小于在10%的置信水平下的临界值，所以拒绝零假设，即两原序列在一阶差分后都不存在单位根，均为平稳序列，即{LnGDP}与{LnIE}均为一阶单整，记为{LnGDP}～I（1），{LnIE}～I（1），满足协整的前提条件。

假定回归模型为：

LnGDPt=β0+β1LnIEt+εt （1）

应用最小二乘法对（1）式进行回归，可得到如下估计方程：

Ln■DPt=6.658649+0.709934LnIEt （2）

（27.68828） （20.04500）

R2=0.961704 F=401.8019 D.W.=0.378552

由协整回归方程（2）可看出，环境污染治理投资（LnIE）和国内生产总值（LnGDP）之间呈正相关，即IE每增加1%，GDP将平均增加0.709934%。环境污染治理投资（LnIE）的T统计量值为20.04500，说明LnGDP与LnIE关系显著。R2值为0.961704，表明方程拟合度很好。

本文运用E-G两步法对两序列进行协整检验。由回归方程（2）的估计结果，可得残差序列的表达式：

εt=LnGDPt-6.658649-0.709934LnIEt

进而对残差序列εt进行ADF检验，检验结果表明，残差序列的ADF检验统计量的值为-4.289462，均小于在1%、5%和10%置信水平下的临界值，拒绝零假设，即该残差序列不存在单位根，为平稳序列。

由以上检验结果可知，环境污染治理投资和国内生产总值均为一阶单整，且其残差平稳，因此可以认为环境污染治理投资和国内生产总值之间存在长期均衡关系，即总体上呈现出经济稳步增长和环境污染治理投资增加的趋势。

三、结论

通过以上对我国经济增长与环境污染治理投资之间的协整研究，我们可以得到如下结论：

第一，我国经济增长与环境治理投资之间存在着协整关系，即这两者之间具有长期均衡关系。这一动态的均衡关系，深刻揭示了我国经济发展与环境治理投资的大致走势，从而为调整我国经济发展战略提供了决策依据。

第二，环境治理投资是影响经济增长的原因之一。合理增加环境治理投资并不会影响我国经济发展速度，相反，增加环境治理投资可以提高经济效益，增加国民收入。

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关键词 环境污染犯罪：取证：司法鉴定：污染行为

针对环境污染日趋严重的情况，我国于2011年颁行《刑法修正案（八）》，将《刑法》第338条的“重大环境污染事故罪”修改为“污染环境罪”。2013年6月8日，最高人民法院、最高人民检察院联合颁布了《关于办理环境污染刑事案件适用法律若干问题的解释》（以下简称《解释》），进一步降低入罪标准。然而， 《解释》颁行近两年以来，无论是司法机关还是环保部门，均在环境犯罪证据的调取和认定过程中遇到了一定的障碍，发现了一些问题。

司法《解释》颁行后环境污染犯罪的概况

在从严刑事政策的指引和《解释》的规制下，201 3年，环保部门移送警方立案侦查环境污染刑事案件372起，超过前十年的总和，公安部门共侦查环境污染刑事案件779件，创历年之最。据公安部的统计，2014年第一季度，全国立案环境污染类案件300多起，相当于往年一年的案件量。通过走访调研，办案机关普遍面临的核心难题是证据问题，存在取证难、证据固定难、鉴定周期长、因果关系难以证明等问题。

环境污染犯罪的取证问题

目前，在环境污染犯罪的取证方面，普遍采用环保部门为主，公安部门补充的方式。《解释》的内容不涉及取证的规则与要求，关于取证方面，主要依据2013年公安部、环保部联合颁布的《关于加强环境保护与公安部门执法衔接配合工作的意见》 （以下简称《意见》）。然而， 《意见》的重点在于工作机制的探讨，并不能解决取证的实际问题。

发现难

发现难体现在，一方面，行为人污染环境的行为往往发生在夜深人静、人迹罕至之处，执法部门很难在常规检查时发现；另一方面，环境污染犯罪的案发主要依靠群众举报，很难在第一时间发现污染行为或污染源，污染行为的发现往往来自于污染物的扩散，或危害结果已经发生。

调取难

证据调取难同样是由多方原因造成的。第一，液体污染物往往排入水流，而水流具有流动性，气体污染物和部分固体污染物具有挥发性，执法部门很难在第一时间获取污染物的信息。第二，行为人往往采用间歇性分时段的方式排放污染物，执法部门发现污染物时污染行为已经停止，因此很难再确定污染源。第三，目前对于水污染、固体废弃物污染、大气污染均主要采用取样的方式取证。污染行为往往地理位置偏僻交通不便，客观上为取样工作带来了一定的难度。

固定难

证据的固定难主要源于污染物的挥发性与流动性，及现有技术手段的有限性。环境污染案件中大部分为水污染案件，行为人通过持续性多点排放的方式将污染物直接排入水流，而水源往往具有流动性，相关部门在取证时难以对污染行为予以还原和固定。固体废弃物污染物具有挥发性和扩散性，且数量较多，必须采用取样的方式确定污染物。而废弃物体积庞大，且分布不均匀，很难做到取样的科学性。气体污染的证据固定难度则更大，一旦停止排放，便难以收集证据。此外，由于法律规定的标准较高，鉴定污染行为所需的证据，必须达到一定的量，而取证的经济成本高昂，也加剧了取证难度。

此外，由于环境污染损害一般在污染发生一段时间后才能显现，废水、废气和噪声都是迅速变化的，等到事后取证时，采样时的环境状况与污染发生时相去甚远。

环境污染犯罪中的证据鉴定问题

鉴定机构及鉴定效力问题

这主要包括鉴定机构的资质及其鉴定结论的效力等问题。

第一，鉴定机构的级别问题。根据《解释》第11条第1款，环境污染案件由司法鉴定机构或国务院环境保护部门指定的机构出具检验报告。由于司法部确定的司法鉴定机构数量少，实践中一般是将省级环保机构的报告作为主要定案依据。由于鉴定机构过少，部分污染行为发生地距省会城市较远，样品量大且需要专人送检，易造成鉴定成本高，鉴定报告出具慢等问题。同时， 《解释》第11条第2款规定，县级以上环境保护部门及其所属监测机构出具的监测数据，要经省级以上环境保护部门认可才可作为证据使用，这同样易造成效率方面的问题。

第二，鉴定部门的不统一问题。由于环境问题涉及诸多部门，如环保局、发改委、水务局、国土局、质检局、卫生局、市容绿化局等。多头管理的结果之一就是在鉴定问题上的多头负责，即在鉴定过程中，各基层部门分别取样后送至上级机关进行鉴定的方式，鉴定的报告无法做到通盘考虑、全面科学。

第三，鉴定报告的结果及效力问题。修订后的《刑事诉讼法》将鉴定结论修改为鉴定意见，规定鉴定人必须出庭接受质证。同时，根据相关规定，鉴定意见必须有鉴定人的签字。然而，在环境污染犯罪中，很少有地区采用司法鉴定机构出具的鉴定意见，而是采用省级单位出具的鉴定报告作为主要证据使用。这些报告往往结果不明确，且只有机构的公章，无鉴定人签字，因此不能作为鉴定意见使用。实践中，对行为人罪与非罪、量刑程度起决定性作用的鉴定报告往往只能作为书证使用，在受到各界质疑的时候，无法邀请相关鉴定人出庭质证，其效力会降低。

污染物的数量与性质界定问题

由于污染行为往往涉及多种污染物，鉴定报告出具后，对于污染物数量和性质的界定就成为司法机关要解决的问题。以水污染为例，一些部门普遍反映，在鉴定之后以下两个问题是实践中的难点：

第一，污染物数量。根据《解释》，在对环境污染罪认定及确定量刑档次时的重要依据是污染物的数量。在水污染案件中，由于取证时间延迟、水源的流动性等原因，参与鉴定的机构常采用水体推衍的方式对污染物的数量进行测算，依据监测的数值估算排放量。受水流等因素影响，这种计算方式极易出现偏差。

第二，关于不同种类污染物的性质问题。《解释》第10条确定了五种物质应当认定为“有毒物质”，规定了较为严厉的处罚措施。同时，根据《解释》第8条的规定，如果经鉴定为“有毒物质”，则可能构成污染环境罪和非法处置进口的固体废物罪、投放危险物质罪等犯罪的想象竞合犯，依照处罚较重的犯罪定罪处罚。然而，司法机关并未出台类似“名录”的文件以确定有毒物质的具体种类，在实践中，污染物到底是对人体有毒、对作物有毒，还是污染物本身有毒，界定十分模糊。

损失认定问题

根据《解释》第9条，刑法中认定的环境污染行为的损失，包括污染环境行为直接造成财产损毁、减少的实际价值，以及为防止污染扩大、消除污染而采取必要合理措施所产生的费用。即从原则上确定了将直接损失和部分间接损失都认定为损失数额。但是在实践中，由于环境污染涉及多区域、不同部门，某些污染具有特殊性，推定损失，特别是间接损失的认定时十分困难。

针对环境污染行为的损害后果难以认定的情况，环保部2013年颁布了《关于开展环境污染损害鉴定评估工作的若干意见》及《环境污染损害数额计算推荐方法》，确立了认定环境污染损害的方式，规定了人身损害、财产损害、应急处置费用、调查评估费用、污染修复费用五项内容作为损失的范围，基本等同于《解释》确定的数额范围。然而，由于对这些费用的评估需要较长周期，而刑事案件的办理期限较短， 《关于开展环境污染损害鉴定评估工作的若干意见》及《环境污染损害数额计算推荐方法》在民事领域、刑事领域都较难适用。损害结果的量化难也造成了在起诉和审理时证据的薄弱。

环境污染犯罪的因果关系认定问题

因果关系的确定问题

长期以来，我国证明刑事案件的标准是“犯罪事实清楚，证据确实充分”，在因果关系上倾向于必然因果关系说。在环境污染案件中，往往存在其因果关系的特殊性包括多因性和不确定性；后果的隐蔽性和长期性；严重受制于技术手段的发展等。

实践部门在认定时，特别是就刑事案件罪与非罪的认定时，必须就因果关系给出唯一的答案。在个案中，辩护人的抗辩理由主要就围绕在因果关系上，如无直接因果关系，环境本身自净力差或地质结构造成等。因此，环境污染刑事案件中，对于证据的关联性，即因果关系问题要参照国外的研究方式，并另辟蹊径进行分析。如大陆法系的盖然性因果关系理论、疫病因果关系理论、间接反证说，英美法系的无因果关系说、事实自证说等。然而，由于法律没有确定普遍适用的准则，司法机关一般采用对自己有利的方式进行证明，也容易被辩护人所攻击。

行为人主观明知的推定

法院审判人员普遍反映，在环境污染类犯罪中，行为人普遍辩称其不具有主观故意：既包括对排放物品为污染物的不明知，也包括对污染物性质的不明知，还有对于污染后果的不明知。这其中涉及的一个关键问题便在于如何运用证据认定行为人的行为具有主观故意，并确定其“明知”的程度。另一个关键问题是，由于污染行为的危害结果具有扩散性，何种损害后果属于在行为人的明知范围内。

解决环境污染犯罪证据问题的建议

准确理解并适用现有法律法规

在环境污染犯罪行为人主观故意，特别是间接故意的判定上，要准确运用现有法律法规，明确几方面原则。第一，全面审查行为人的辩解，排除不明知行为。如果确有证据证明行为人不知或者不应知其排放的物品可能为污染物，则不具有主观故意。第二，对污染物性质或危害结果的不明知不影响定罪。如果行为人为污染企业工作人员、污染物直接经手人，或者在排放前对于污染物的性质有一定的了解，无论行为人是否了解具体的危害后果，不影响认定行为人的主观明知。第三，谨慎认定间接结果的相关性，以不入罪为宜。这主要是从降低认定难度，提高司法效率角度而言。环境污染行为具有长期性、潜伏性和隐蔽性等特点，要证明行为人对于间接结果具有明知难度大，且需要较长时间，因此对于不确定的间接结果以不认定为宜。

法律法规的进一步明确

第一，给予行政机关更广泛的执法权力，加强其取证能力。新修订的《环境保护法》虽然加大了对环保行为的惩处，但是没有落实权力主体。公安机关也普遍反映，在刑事取证的过程中，环保机关的取证能力普遍不足。基于此，在接下来的环保法相关细则中应当赋予环保机关更多的取证权力，司法机关亦应当对环保部门的取证人员给予单独的培训，增强其取证能力。

第二，合理确定鉴定机构的范围及鉴定程序。一方面，应当明确环境鉴定报告为鉴定结论的性质，并规定鉴定人签字，方便质证和采纳。另一方面，现有的司法部确定鉴定机构的方式虽然谨慎，但是在实践中由于鉴定机构过少、费用过高所带来的种种问题已经显现。因此，对于环保等特殊领域的鉴定，应当主要采用环保部授权的机构检测的方式进行。同时，取样经省级机关认可的规定极大地降低了司法效率并增加了司法成本，可以授权一些经济较为发达、设备较为先进地区的环保部门监测数据，不再需要省级认可的权利。

第三，颁布细则对不同种类污染物的性质进行明确。针对有毒有害物质难以确定的情况，应当由权威部门确定统一的污染物名录，并确定一定的数量作为入罪标准。当然，由于污染物种类多种多样，名录不可能罗列完全，但是可以确定一定的标准，并举例，方便鉴定机构操作。

适当适用推论并借鉴国外的理论

在论证的过程中可以适当采用推论的方式。

第一，按照排除合理怀疑的证明标准确定污染物数量。虽然污染物数量的推论过程中，受到环境自净能力等因素的影响，但是，“取样+鉴定+推论”是目前唯一可行的确定污染物数量的方式。现有的计算污染物数量的方式基本科学，可通过水体推衍计算总排放量。计算出的总排放量，非经有效的证据质证，不得排除。

第二，允许理性预估损失数额。由于刑事案件期限短，在鉴定的过程中，不可能待所有损害结果发生后一并处理，后续损害结果发生后二次处理也违反了“一事不再罚”的原则。因此，在间接数额的认定中，应当允许推论的存在。 《环境污染损害数额计算推荐方法》可用于刑事领域，以此作为量刑依据。

第三，采纳疫学因果关系的理论合理推论因果关系。由于因果关系认定难度大，可以适当降低证明要求，采纳国外的认定理论，特别是在人身损害的认定过程中，可以采用德日等国普遍采用的疫学因果关系的理论，方便因果关系的确定。同时，对于“多因一果”行为，可以借鉴民事领域对责任划分的形式，合理划分行为人的责任范围，确定其刑事责任。

主要

参考文献

[1]全国环保移送案件去年超前1 0年总和[EB/OL]. 2014-01-06．http：／／jingji. cntv. cn/2014/01/06/ARTI1388963870136183. shtml.