中國生活二氧化硫污染的地域性特征分析

摘 要：利用中國部分省份1998—2010年的人均生活二氧化硫排量與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，通過建立省級面板模型，分析了中國生活二氧化硫的污染特征。結(jié)果表明，中國生活二氧化硫排放隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不同而呈現(xiàn)出不同的特征：以北京、浙江等省份和地區(qū)為代表的生活二氧化硫排放處于下降區(qū)間，而以安徽、云南為代表的不發(fā)達地區(qū)的生活二氧化硫排量仍處于上升區(qū)間。同時，進一步分析了產(chǎn)生這種區(qū)別的原因并給出了相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；二氧化硫；污染；面板模型

中圖分類號：F22 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）24-0135-02

引言

2010年中國二氧化硫排量為2 026.15萬噸，居全球第一，其中生活二氧化硫排放量為320.7萬噸，雖然遠遠低于工業(yè)二氧化硫排量的1 705萬噸，但是其仍然占了中國二氧化硫排放總量的15.8%，可見中國二氧化硫治理形式依然很嚴(yán)峻，生活二氧化硫污染的治理亦不得不進行考慮。在治理二氧化硫污染的政策中稅收手段被越來越多的人們所關(guān)注，有關(guān)資料顯示中國財政部、國家稅務(wù)總局和環(huán)保部已經(jīng)就中國的環(huán)境稅開征有了一個初步的考慮。在制定治理二氧化硫污染的環(huán)境稅過程中有很多西方國家的例子供我們借鑒，但是在具體的稅制設(shè)計中更要注意結(jié)合中國國情，避免照搬西方國家的做法，因此對于中國二氧化硫污染特征的研究就顯得極為重要。

一、統(tǒng)計學(xué)分析及計量變量選取和模型設(shè)定

為了說明中國生活二氧化硫與經(jīng)濟發(fā)展水平和生活二氧化硫排量的關(guān)系，本文選取經(jīng)濟最發(fā)達的上海、北京、天津、江蘇、福建、廣東、浙江七省份和經(jīng)濟水平不發(fā)達的安徽、江西、云南、甘肅四省份進行比較。在數(shù)據(jù)的選取上用各地區(qū)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，在時間跨度上本文選取這些地區(qū)的1998—2010年的數(shù)據(jù)進行分析。具體數(shù)據(jù)將通過查閱歷年的統(tǒng)計年鑒并加工整理獲得，在計量分析時為了避免異方差采用各變量的自然對數(shù)進行分析。通過觀察樣本省份的生活二氧化硫排量與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者并不呈現(xiàn)出典型的倒U型庫茲涅茨曲線特征，而是大致呈現(xiàn)出直線型特征。因此本文初步假設(shè)變量之間呈現(xiàn)直線型關(guān)系，具體還要通過檢驗來確定。基于以上分析，我們將區(qū)域的模型設(shè)為yit=αi+β1xit+εit，其中yit代表i省在t年的生活二氧化硫排放量的自然對數(shù)，xit代表i省第t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)，αi表示i省的特定截面效應(yīng)。

二、實證分析

由于采用面板模型，可以將面板數(shù)據(jù)模型分為三種類型：無個體影響的不變系數(shù)模型亦稱混合模型、含有個體影響的不變系數(shù)模型即變截距模型、含有個體影響的變系數(shù)模型即變系數(shù)模型[4]。因此，在面板模型估計之前需要對于樣本數(shù)據(jù)適合上述哪種形式進行檢驗，以避免模型設(shè)定的偏差，提高參數(shù)估計的有效性。本文在對數(shù)據(jù)進行檢驗和模型估計時利用Eviews6.0軟件進行具體操作。

（一）單位根檢驗

面板單位根檢驗的方法主要有LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗、IPS檢驗、Fisher ADF檢驗、Fisher PP檢驗，前三項檢驗都是適用于相同單位根（common root)，后三項檢驗允許存在個體單位根（individual root）。為了避免一種方法所帶來的誤差，本文決定采用六種檢驗結(jié)果綜合的方法（summary）。

（二）協(xié)整檢驗

在對面板數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗時有三種方式可以選擇，分別是Pedroni（Engle-Granger based），Kao（Engle-Granger based）和Fisher（Combined Johansen），根據(jù)不同發(fā)達地區(qū)和較發(fā)達地區(qū)所選樣本的不同特點，決定對兩的數(shù)據(jù)采用Pedroni（Engle-Granger based）方法進行檢驗。

結(jié)果顯示，對于發(fā)達地區(qū)，Group rho-Statistic拒絕接受原假設(shè)，而其他方法至少在5%的水平上拒絕原假設(shè)。根據(jù)Pedroni （1999）的證明，在小樣本中Panel v-Statistic、Group rho-Statistic檢驗效果最差， Panel ADF-Statistic、Group ADF-

Statistic檢驗效果最好，其他檢驗處于中間，當(dāng)檢驗結(jié)果不一致時，以Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic檢驗為準(zhǔn)。根據(jù)檢驗結(jié)果可知，兩地區(qū)的Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic檢驗均拒絕原假設(shè)，認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

（三）面板模型確定

發(fā)現(xiàn)兩地區(qū)數(shù)據(jù)的F值分別為：174、117，經(jīng)查表知F0.05 （6，69 ）=2.25、F0.05 （3，39 ）=2.84。 容易看出兩地區(qū)的F值都要大于各自的臨界值，因此要否定個體不變效應(yīng)模型。下面要通過Hausman檢驗決定建立個體固定效應(yīng)還是個體隨機效應(yīng)模型。

（四）估計結(jié)果

采用計量軟件對數(shù)據(jù)進行模型檢驗的結(jié)果如下表所示，由于本文主要探經(jīng)濟發(fā)展水平對生活二氧化硫污染產(chǎn)生的影響和影響的大小，并不作為預(yù)測之用，所以并沒有對固定效應(yīng)的常數(shù)項進行列示，另外除了不發(fā)達地區(qū)的常數(shù)項沒有通過檢驗之外其他各項都很好的通過了檢驗。從結(jié)果可以看出，發(fā)達地區(qū)的生活二氧化硫排量隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的發(fā)展不斷降低。而不發(fā)達地區(qū)的生活二氧化硫排放隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而不斷上升。

（五）時間趨勢影響

由結(jié)果可知，發(fā)達地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值對生活二氧化硫排放影響的時間趨勢是很明顯的，而不發(fā)達地區(qū)的時間趨勢是不明顯的。簡單地說，發(fā)達地區(qū)的生活二氧化硫排量從1998年便逐年下降，并且下降趨勢是先增后減的（1998年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加對生活二氧化硫排放的影響是-1.1375，隨后至1999年是-1.1394，隨后便出現(xiàn)了波動，直至2003年便是出現(xiàn)了逐年下降的趨勢）。這說明這些地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展對生活二氧化硫排放的遏制作用是逐漸減少的，需要引入新的手段進行治理生活二氧化硫污染。

結(jié)論及政策建議

由模型的分析結(jié)果來看，本文所選的發(fā)達地區(qū)省份的生活二氧化硫排量在1998年之后大致與經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，而不發(fā)達地區(qū)的省份的生活二氧化硫卻隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而不斷上升。對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)而言，其經(jīng)濟發(fā)展到一定水平政府和人民對環(huán)境的關(guān)注日益提高，使得生活二氧化硫排放隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高逐步減少，而對于不發(fā)達地區(qū)，由于經(jīng)濟不發(fā)達，導(dǎo)致現(xiàn)階段經(jīng)濟的發(fā)展很大程度上是以犧牲環(huán)境質(zhì)量為代價的。為了說明這一問題，本文又進一步分析了含有時間效應(yīng)的國內(nèi)人均生產(chǎn)總值對生活二氧化硫排量的影響。

參考文獻：

[1] 包群，彭水軍，陽小曉.是否存在環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線?——基于六類污染指標(biāo)的經(jīng)驗研究[J].上海經(jīng)濟研究，2005，(12):3-13.

[2] 黃耀磷，農(nóng)彥彥，吳玉鳴.中國環(huán)境污染的庫茲涅茨曲線檢驗——基于1997—2006年的面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].四川環(huán)境，2005，

(10):107-114.

[3] 李倩怡，高曉輝.廣東省環(huán)境庫茲涅茨曲線的實證研究[J].經(jīng)濟師，2009，(6):268-269.

[責(zé)任編輯 陳鳳雪]