環渤海地區的經濟增長與工業廢氣污染問題研究

摘要 本文利用1981—2005年環渤海三省二市工業廢氣排放量、人均實際GDP以及第二產業占GDP的比重、外商直接投資占GDP的比重等兩個污染控制變量的年度數據，建立panal data模型，通過實證分析驗證了環境庫茲涅茨曲線是否存在以及什么因素影響環境庫茲涅茨曲線的形狀。實證結果表明，環渤海地區工業廢氣排放量與人均GDP之間呈現整體向上傾斜的倒“N”形的曲線特征，隨著經濟發展水平的提高、經濟規模的擴大和重化工業化進程的推進，環渤海地區的工業廢氣排放污染呈現出持續惡化的趨勢；惡化速度可能存在一個先相對減緩、后加速、然后相對減緩的過程，這不同于傳統的環境庫茲涅茨倒“u”假說；就目前的經濟發展階段來說。環渤海地區尚未達到環境壓力得到改善的轉折點；產業結構的轉換對工業廢氣污染產生顯著影響；外商直接投資沒有顯著地加劇環渤海地區的工業廢氣污染，FDI導致的污染產業國際轉移現象沒有在這一地區發生；不同省市的個體影響具有一定的差異；工業廢氣排放量與人均GDP及其二次項、三次項之間存在面板協整關系，實證結果是穩健可信的。

關鍵詞 環境庫茲涅茨曲線；環渤海；經濟增長pand dma

中圖分類號 F224 文獻標識碼 A 文章編號1002-2104(2009)02-0063-06

一個國家或地區的經濟增長會給當地的生態環境帶來什么樣的影響?經濟增長是否必然要以犧牲生態環境的質量為代價?環境污染又會對當地的經濟發展產生什么樣的影響?這些問題吸引了眾多學者的關注。其中研究的重點問題之一是是否存在環境庫茲涅茨涅茨曲線，即隨著經濟發展水平的不斷提高，一個國家或地區的環境污染經歷一個先惡化后改善的“倒U”型變動軌跡。其中，Grossman和Krueger(1991)首次提出了正的規模效應和負的結構效應、技術效應來解釋環境庫茲涅茨假說。Antweiler、Copeland和Taylor(2001)通過分析貿易對環境的影響機制比較深入地探討了開放經濟條件下的環境污染問題。同時，一些學者嘗試用橫截面數據、時間序列數據和面板數據來檢驗環境庫茲涅茨假說，其結論存在較大的分歧。產生分歧的原因在于這些研究在資料選取、實證指標的運用以及分析方法的選擇等方面都存在差異。經濟學界對環境污染問題的研究剛剛起步，由于數據和方法的限制無法構建一個統一的環境污染指標，用不同類型的環境污染指標來檢驗環境庫茲涅茨假說時將會產生不同的結果，這深刻地制約了對環境污染問題的研究。同時，環境庫茲涅茨曲線是在經濟發展水平由低到高的歷史過程中出現的，目前我國整體經濟發展水平正處于中下收入階段，各地區環境污染水平可能呈現不斷惡化的趨勢，并不具備出現“倒u”曲線，的數據基礎，因此，現有的研究不能支持“倒U”假說是很正常的事情。

改革開放以后，雖然我國的經濟增長取得了舉世矚目的成就，但也付出了極大的環境代價，環境壓力已經成為制約我國經濟增長最重要的因素之一，要求我們對未來的經濟增長模式重新做出選擇。此外，隨著經濟增長中心由南向北推進，繼珠江三角洲和長江三角洲之后，由京津冀、遼東半島、山東半島三個經濟板塊組成的環渤海地區將成為我國北方最重要的經濟增長極。截至2005年底，環渤海地區的名義GDP已高達47205.9億元；自20世紀90年代中期至今，環渤海地區GDP占全國GDP的比重顯著上升，由1995年的21.4％上升到2005年的25.7％，增長了4.3個百分點。環渤海地區的發展將深刻地影響我國未來經濟發展的走勢和環境友好型社會的構建。

因此，對這一地區改革開放以來經濟增長與環境污染之間的關系進行定量分析，從中找出問題與經驗，為今后制定正確的經濟發展戰略提供依據。本文將以環渤海地區的北京、天津、遼寧、河北和山東三省二市1985—2005年人均GDP以及工業廢氣排放量的年度數據為依據，綜合考察環渤海地區的經濟增長與環境污染之間的動態關系，驗證環境庫茲涅茨假說是否存在。經濟發展的過程是一個二元結構轉換即工業化、現代化的過程，而環渤海地區三省兩市具有不同的產業結構，本文將從產業結構轉換角度進一步分析工業化對環境污染的影響。外商直接投資在這一地區也表現出不同的特點，本文將在全球化背景下考察外商直接投資對工業廢氣污染的影響效果，分析發達國家污染產業的國際轉移現象是否在環渤海地區出現。

1 實證模型、數據的選擇以及估計方法

首先，利用計算機軟件，我們構建單位工業廢氣排放量與人均實際GDP的趨勢圖(見圖1)。我們發現環渤海地區的三省二市在經濟發展過程中的環境壓力呈現出某種規律。在下面的分析中，我們將建立一個panel data模型深入探討這一規律。

在本文中，我們分析的環渤海地區包括北京市、天津市、河北省、山東省、遼寧省三省兩市。我們把單位面積工業廢氣排放量作為被解釋變量，用Yi表示；把人均GDP及其二次項、三次項作為解釋變量，用x_it、x²_itx³_it表示。進一步考慮環境污染的結構效應、規模效應以及外商直接投資對環境污染的影響，引入了第二產業占GDP的比重(secondary)、外商直接投資占GDP的比重(FDI)作為控制變量，用z_it表示。為消除異方差，以上各變量均取自然對數。取對數并不會改變數據的性質。用人均實際GDP，人均實際GDP以1985年為基期的不變價格計算。具體方法是利用統計年鑒公布的人均GDP增長率計算出人均GDP增長指數，最后估算人均實際GDP。表示經濟發展水平，分析經濟發展對環境帶來的規模效應；用第二產業占GDP的比重表示經濟結構的變遷，分析環境污染的結構效應；外商直接投資占GDP的比重表示經濟的開放程度，分析外商直接投資對環境污染的影響。數據來源于1985—2006年的《中國統計年鑒》、《北京統計年鑒》、《天津統計年鑒》、《河北統計年鑒》、《山東統計年鑒》、《遼寧統計年鑒》、《新中國五十五年統計資料匯編》。《新中國五十五年統計資料匯編》與各省市統計年鑒有不一致的地方，本文一律采用各省市統計年鑒公布的數據。

值得注意的是，國內外學者往往采用人均名義GDP或者實際GDP測度經濟發展水平，而在環境污染指標的選取上存在差異。環境污染指標可分為總量指標、人均量指標和污染濃度指標。在混合估計模型中考察污染物總量與人均GDP的關系可能面臨意想不到的困難，具有相同人均GDP的不同個體由于經濟總量的不同可能對應相去甚遠的污染物總量。另外，由于環境污染作為公共品的特征以及人口數量的影響，用人均污染量來測度環境壓力也是不恰當的。因此，在本文中，我們構建了一個單位面積的污染物濃度指標來測度工業廢氣污染壓力。

面板數據的估計主要有混合估計模型、變截距模型、變系數模型，其中變截距模型包括固定效應模型和隨機效應模型。我們主要考慮混合估計模型、固定效應模型和隨機效應模型三種情況。我們先利用混合估計模型和變截距模型的殘差平方和構造出F統計量，以此統計量來判斷：相對于混合估計模型，是否需要舉行固定效應模型進行估計?進一步，我們通過Hausman檢驗來判斷是選擇固定效應模型還是隨機效應模型。同時，我們通過加權方式為cross section weight的廣義最小二乘法(GLS)來消除可能存在的截面異方差和同期相關，利用cross-section SUR(PCSE)穩健系數方差估計方法來得到t統計量，通過考察t統計量的顯著性和Wald系數檢驗，來取舍三次項，設定正確的模型。

對于“小N大T”的panel data模型(即橫截面小而時間序列長的panel data)，回歸結果可能是由于共同的時間趨勢造成的，從而導致虛假回歸問題。在本文中我們進一步對panel data模型進行面板單位跟檢驗和面板協整檢驗。

2 實證檢驗的結果

2.1面板單位根估計

通過表1所示的面板單位根檢驗結果，我們發現對數的單位面積工業廢氣排放量、對數的人均實際GDP水平值均為帶有漂移項的非平穩變量，其一階差分值均為不帶有時間趨勢的平穩變量。也就是說環渤海地區單位面積工業廢氣排放量和人均實際GDP均具有穩定的增長率，呈現出指數增長的特征。對數的第二產業占GDP的比重為不帶漂移項和時間趨勢項的平穩變量，對數的外商直接投資占GDP的比重為帶有漂移項的平穩變量。

2.2面板回歸估計結果

在對工業廢氣污染與人均實際GDP的關系進行實證分析時，我們先不考慮污染控制變量的影響，建立估計方程I。通過建立混合估計模型、固定效應模型隨機效應模型的估計結果，我們發現估計結果的DW值非常小，殘差存在嚴重的自相關，因此，我們在估計方程中引入了AR(1)項以消除殘差存在的自相關，從而我們舍去了對隨機效應模型的分析。我們通過比較混合估計模型和固定效應模型的估計結果，發現兩種估計方法的結果基本一致。利用估計混合估計模型、固定效應模型的殘差平方和，我們測算出的F統計量，該統計量大于臨界值，我們最終選擇了固定效應模型。通過wold系數檢驗和考察t統計量的顯著性，我們發現工業廢氣排放量的估計方程三次項系數顯著，其中三次項系數均為負，二次項系數均為正，一次項系數均為負，呈現倒“N”形的曲線特征。估計結果如表二中的回歸方程I所示。隨后，我們逐步引入污染控制變量，建立估計方程Ⅱ以考察產業結構的變遷對環境污染的影響，發現第二產業占GDP的比重系數顯著。進而，在估計方程Ⅱ的基礎上引入外商直接投資占GDP的比重以考察外商直接投資對環境污染的影響，我們發現外商直接投資占GDP的比重的系數沒有足夠的顯著性。估計結果如表2中的回歸方程Ⅲ所示。同樣，方程Ⅱ、Ⅲ的F統計量也大于臨界值，我們選擇了固定效應模型進行下文的分析。另外，從DW值和調整的可決系數來看，三個模型的殘差均不存在自相關，都有較強的解釋力度。

通過進一步分析，我們從方程工、Ⅱ、Ⅲ的回歸結果中發現，無論是否加入污染控制變量，工業廢氣排放量的估計方程均存在顯著的三次項系數，其中三次項系數均為負，二次項系數均為正，一次項系數均為負，呈現倒“N”形的曲線特征；從整體上看，這條倒“N”形的曲線呈現出向上傾斜的趨勢。一方面，在我們所考察的時間段內，環渤海地區隨著人均收入的增長工業廢氣污染水平呈現出持續增加的特征；另一方面，工業廢氣污染惡化速度隨著人均收入的增長呈現出先減緩、后加速、然后減緩的特征。也就是說環渤海地區隨著人均收入的增長，工業廢氣污染可能存在一個先相對改善、后惡化、然后又相對改善的過程，這不同于傳統的環境庫茲涅茨倒“u”假說。我們推測，環渤海地區整體上仍處于倒“u”曲線的前半段。就目前的經濟發展階段來說，環渤海地區工業廢氣污染從整體上看呈現出持續惡化的趨勢，尚未達到或者說正在接近環境壓力得到改善的轉折點，在未來的幾年里，這一地區很可能仍然面臨較大的環境壓力，但工業廢氣污染的惡化速度將有望逐步放緩。

其次，在回歸方程Ⅱ、Ⅲ中，第二產業占GDP的比重這一變量的估計系數為正，在1％的顯著性水平下通過檢驗，說明環渤海地區工業廢氣污染存在著顯著的結構效應。改革開放以來，環渤海地區正在經歷一個產業結構不斷優化升級的過程，即從輕工業的蓬勃發展到重化工業化進程的推進和第三產業及高新技術產業的迅猛發展。以天津市為例，我們可以看到，在20世紀90年代以前，重工業占全部工業產值的比重均在50％以下，輕工業的比重高于重工業的比重；進入20世紀90年代以后，重化工業化進程被不斷推進，重工業占全部工業總產值的比重有1990年的47.86％上升到2005年的78.12％。第三產業占GDP的比重也由1985年的27％上升到2005年的42％。在1985—2005年這一時期的早期，輕工業的發展促進了經濟增長，工業廢氣污染處于一個較低的水平，工業廢氣污染的惡化速度也相對緩慢；隨著工業化進程的推進，重化工業的比重進一步增加，越來越多的資源被開發利用，資源消耗速率開始超過資源的再生速率，產生的廢棄物數量大幅增加，導致工業廢氣排放量和工業廢氣排放增長率持續上升，工業廢氣污染與人均實際GDP之間的曲線呈現出一個上升趨勢；在后期，從高能耗、高污染的能源密集型為主的重工業向服務業和技術密集型產業轉移，資源的消耗率、污染物的排放率降低，生產對資源環境壓力降低，這導致工業廢氣污染的惡化速度呈現出減緩的趨勢，即單位總產出的污染會隨著經濟總量的提高而降低。

值得注意的是，在1985—2005年期間，環渤海地區三省兩市的第二產業增加值一直持續增加，而第二產業占GDP的比重這一指標各省市之間卻有較大差異，比如，北京、天津兩市第二產業占GDP的比重持續下降，而河北等省第二產業占GDP的比重持續增加。這一證據說明環渤海地區各省市具有不同的產業結構，處于不同的工業化階段，北京、天津兩市具有更高的工業化水平，但整個環渤海地區的重化工業化進程尚未結束。如果第二產業部門沒有顯著的技術進步和效率提高，則重化工業化導致的環境污染規模效應將會抵消產業結構變遷導致的結構效應，這將使這一地區面臨更加嚴峻的環境壓力。預計在未來的一段時間內，隨著產業結構的進一步優化，第二產業部門的技術進步和效率提高，隨著資源節約型、環境友好型社會的構建，環境壓力最終將有望得到緩解。

再次，外商直接投資占GDP的比重這一指標雖然不顯著，但在混合估計模型和固定效應模型中均呈現出負的系數。在我們所考察的1985—2005年期間，環渤海地區的外商投資持續增加，外商投資占GDP的比重也大幅增加。以天津為例，1985年天津市的外資依存度為0.74％，截至2005年，天津市的外資依存度高達7.37％。因而，實證結果表明，外商直接投資的持續增加并沒有顯著地引致工業廢氣污染的加劇。我們推測環渤海地區在吸引外商投資的過程對于投資項目設有一定的“門檻”，高能耗、高污染的外商直接投資項目得到一定程度的抑制，FDI所導致的發達國家污染產業國際轉移現象并沒有在我們的實證結果中得到證實。

最后，通過比較固定效應模型中的個體影響，我們發現，以單位面積工業廢氣排放量這個污染濃度指標為考察對象時，遼寧、山東兩省在三個模型中個體影響均為負；河北省的個體影響在前兩個模型中為正，后一個模型中為負；在后兩個模型中北京、天津兩市個體影響為正(在前一個模型中，北京的個體影響為負)，我們推測，北京、天津兩市可能具有更高的環境庫茲涅茨曲線，相對于河北、遼寧、山東三省來說有更大的環境壓力，原因在于個體之間具有不同的政策環境、資源稟賦、增長路徑等等。

2.3面板協整檢驗

由于對數的單位面積工業廢氣排放量和對數的人均實際GDP均為I(1)過程，我們需要對方程I進行面板協整檢驗，以避免虛假回歸問題。面板協整檢驗的結果如表3所示。對于小樣本(T<20)來說，group adf統計量是最有效力的，其次是panel v統計量、panel rho統計量，因此，在七個面板協整統計量發現矛盾時，我們優先考慮這三個統計量。從表3中得知，方程I作為基本方程存在面板協整關系，其估計結果是穩健的。

3 結論與政策建議

本文以1985—2005年環渤海地區工業廢氣排放量為分析對象，采用非平穩panel data模型，考察了這一地區經濟增長與工業廢氣污染的關系，并進一步分析了經濟增長的結構效應、規模效應以及經濟的開放度對環境污染的影響。我們得到如下結論：

環渤海地區工業廢氣排放量與人均GDP間呈現倒“N”形的曲線特征，這條倒“N”形的曲線表現出向上傾斜的趨勢。實證結果表明：隨著經濟發展水平的提高、經濟規模的擴大和重化工業化進程的推進，環渤海地區的工業廢氣排放污染呈現出持續惡化的趨勢；環渤海地區的工業廢氣污染的惡化速度可能存在一個先相對減緩、后加速、然后相對減緩的過程，這不同于傳統的環境庫茲涅茨倒“u”假說；就目前的經濟發展階段來說，環渤海地區尚未達到環境壓力得到改善的轉折點；產業結構的轉換對工業廢氣污染產生顯著影響；外商直接投資沒有顯著地加劇環渤海地區的工業廢氣污染，FDI導致的污染產業國際轉移現象沒有在這一地區發生；以單位面積工業廢氣排放量為研究對象時各個省市的個體影響呈現出較大差異，北京、天津兩市可能面臨更大的環境壓力；工業廢氣排放量與人均GDP及其二次項、三次項之間存在長期協整關系，回歸結果是比較穩健的。

理論和實踐均表明，環境庫茲涅茨曲線的出現，是經濟發展的規模效應、結構效應、技術效應共同作用的結果，是居民的環境質量需求收入彈性動態演化的結果，也是市場機制和環境規制措施共同作用的結果。因此，環境庫茲涅茨曲線內在地包含政策措施的影響。我們提出如下政策建議：

(1)從生產和產業的源頭減少污染是未來環渤海地區治理污染的著力點。我們應當進一步優化產業結構，促進第三產業和高科技產業的發展，堅持走新型工業化道路。大力支持環保產業的發展，促進循環經濟形成更大的規模。

(2)進一步擴大改革開放，優化進出口結構，提高科技含量高、附加值高、資源能源消耗少的產品的生產和出口。繼續引導外商直接投資流向有利于經濟增長并有利于環境保護的領域和部門。

(3)大力推動節能型的技術進步，以適應的“清潔技術”替代“骯臟技術”，進一步推動經濟增長模式由資源消耗型的粗放式增長向效率改進型的集約式增長轉變，實現可持續發展。

(4)進一步完善環境監管體系，要從主要用行政辦法保護環境轉變為綜合運用法律、經濟、技術和必要的行政辦法解決環境問題，完善官員環境考核問責制度，建立良好的環境稅收和生態補償機制，建立和完善排污權交易市場。

(5)促進區域內的產業合作與分工，加強環渤海地區各省市環境監管機構的交流與合作。

(編輯：于杰)