城鎮化、經濟發展與環境之間的實證分析

摘 要：通過1991—2010年間的數據，本文運用向量自回歸模型首先對環境與三次產業之間的動態關系進行了實證研究，其次利用因子分析和Hansen的面板門限模型，對城鎮化、經濟發展與環境之間的關系進行了實證分析。研究發現：（1）環境污染會對第一產業的生產形成一定程度的負面沖擊；（2）第二產業的發展會對環境造成污染，但這種污染并不具有持續性，隨著技術的改進，環境污染狀況會得到一定的改善；（3）人均GDP對環境污染的影響顯著地存在基于城鎮化率的“雙門檻效應”，除北京、上海、天津3個直轄市進入第2門檻以外，其余省市都僅跨越了第一門檻，但在這些省市當中，東部省份的城鎮化率最高，中部次之，西部最后，因此，最先進入第二門檻的地區省份將會是東部；（4）人力資本對環境的影響并不顯著；（5）就治理環境污染提出了幾點簡單的政策建議。

關鍵詞：城鎮化；經濟發展；環境污染；VAR模型；門檻效應

中圖分類號：F224 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）04-0026-07

一、引言

當前大多數發展中國家在經濟建設上走的是西方發達國家“先污染，后治理”的老路，為經濟總量的增長付出了慘痛的環境代價，作為發展中國家的中國也不例外。改革開放以來，我國經濟以年均10%左右的速度高速增長，GDP總量從1978年的3645億元增長到2012年的519322億元，成為了僅次于美國的世界第二大經濟體，社會經濟發展取得了舉世矚目的成就。但是，長期以來，我國經濟的高速增長在很大程度上是由于生產要素的大量投入。特別是2013年以來全國大范圍霧霾天氣，讓全社會以一種最直接而深刻的方式感受到了環境與經濟的尖銳矛盾、減排與治污的迫切需求。我國經濟快速增長的同時，自然資源的過度消耗以及環境污染問題日趨嚴重，已經引起了結果，經濟發展表現出高能耗、高污染、高投入以及低效率等粗放型經濟增長方式的種種特點。

本文將從城鎮化的角度來審視經濟發展與環境之間的關系。因為城鎮化在社會發展和經濟發展的過程中均起到非常重要的推動作用，2013年6月，新一輪城鎮化規劃正在制定中。根據國家統計局的數據顯示，2012年城鎮人口為71182萬人，占總人口52.6%，比上年末提高1.3個百分點。這是一組非常重要的數據，表明中國的社會經濟結構已經出現了質的變化，開始進入以城市為主體的發展階段。

中國正在積極穩妥地推進城鎮化，數億農民轉化為城鎮人口將會釋放更大的市場需求，不斷擴大的內需將成為我國經濟增長強有力的助推器。但是我們也要意識到，城鎮化進程在給經濟帶來發展機遇的同時，也對生態環境造成了很大的影響。因此本文從新型城鎮化發展的視角，揭示城鎮化、經濟與環境之間的密切關系，挖掘出三者內在的深層含義。這將有助于中國新型城鎮化發展不斷完善并突破發展過程中的瓶頸，走出綠色的城鎮化道路。

二、文獻綜述

經濟增長與環境質量是同一系統中的兩種因素，但他們之間的關系一直以來都是經濟學家爭論的焦點。環境是經濟增長的制約還是經濟增長的動力，經濟增長是造成環境破壞的罪魁禍首還是改善環境質量的靈丹妙藥，這些問題逐步進入國內外學者的視野。自20世紀60年代以來，針對環境與經濟增長關系的理論與實證文獻層出不窮，國內外學者專家在宏觀和微觀理論的框架下構建模型，試圖探討環境質量改善和經濟持續增長的雙贏條件。

（一）國外研究現狀

20世紀70年代以前，人們普遍認為經濟增長同能源、原材料以及自然資源的消耗呈正相關關系。然而，20世紀90年代初，Gene Grossman 和 Alan Krueger 在分析NAFTA（北美自由貿易協定）的環境效應時，首次發現經濟增長與環境質量并非總是線性關系，例如、煙塵以及一些污染指標與人均GDP呈現倒U型的曲線關系，即在經濟發展初期，環境質量隨經濟的增長而下降，然而當經濟增長達到某點以后，環境質量則隨經濟的增長而逐漸改善[1]。不久，Panayotou T（1993）運用跨國數據對環境質量與經濟之間的關系進行了實證研究，結果進一步證實了 Gene Grossman 和Alan Krueger的研究，認為環境污染物的排放與經濟增長之間確實存在類似庫茲涅茨曲線的倒U型關系，并首次將這種關系稱為“環境庫茲涅茨曲線（Environment Kuznets Curve）”[2]。Grossman 等人對環境與經濟關系的開創性研究，吸引了眾多學者的關注，伴隨著各種計量經濟分析方法的發展，經濟與環境關系研究如雨后春筍一樣涌現出來，且環境與經濟發展的研究重心也由資源耗減轉移到污染排放。

另外， Dinda S（2004）討論了經濟快速增長和環境質量的關系[8]；Mazzanti（2007）分析了意大利的環境——收入關系；Caviglia-Harris J L， Chambers D， Kahn J R （2009）進行了環境退化的綜合分析等等[9]。

由表1可看到：國外對環境與經濟的研究，數據選取主要以面板數據為主，且大多數學者都驗證了倒“U”型曲線關系的存在；除此之外，大部分學者傾向于研究與環境污染相關的空氣、水環境等同經濟增長的關系，或單獨研究某一污染物（例如so2、co2）與經濟增長的關系，而從整體環境質量出發，研究其與經濟增長關系的較少。

（二）國內研究現狀

基于國外的研究，我國在環境質量與經濟增長關系的理論與實證研究方面也做了大量工作，但相比西方國家起步較晚。主要研究有：張曉（1999）采用時間序列數據對我國 （1985-1995）環境污染與經濟增長關系進行了實證研究，結果發現空氣污染物排放量、大氣污染物濃度與經濟增長之間呈現 EKC倒 U 型特征，但這一特征并不明顯[10]；范金（2002）采用面板數據對我國81個大中城市1995—1997年度二氧化硫、氮氧化物、總懸浮顆粒物（TS）濃度和年人均降塵量進行環境Kuznets曲線檢驗，發現除氮氧化物濃度外，其余污染物與收入之間存在倒U型關系[11]；黃瑩， 王良健， 李桂峰等（2009）采用空間面板模型并結合固定效應分析，對中國29個省級區域1990—2006年間工業“三廢”密度同人均GDP之間的關系進行了研究，發現：在空間效應的條件下，我國工業廢氣、固體廢物與人均GDP之間的關系皆呈現出EKC倒U型曲線特征[12]。但是，實證結果同EKC假說不成立的研究也有不少，相繼出現了 U 型、N型、倒 N 型、單調遞增或單調遞減型等多種曲線關系形態。例如李達，王春曉（2007）基于面板數據對中國30個省（市、自治區）（1998—2004年）的三種空氣污染物排放和經濟增長之間的關系進行了研究，發現這三種空氣污染物排放與經濟增長之間并不存在傳統的倒U型曲線關系[13]；丁繼紅等（2010）利用主成分分析方法把六類主要工業污染物排放量整合成反映江蘇省整體環境污染水平的綜合污染指數，探析江蘇省（1985—2006年）經濟增長與環境污染之間的關系，發現環境污染綜合指數與人均GDP之間呈現“N”型曲線關系[14]。

然而，變量有離散型和連續型兩類，對連續型變量進行分組時就會存在不確定性，在環境與經濟關系的研究中也存在以連續性變量作為樣本分組的現象，因此，能否找到一個恰當的門檻值作為分組變量是確定樣本分組的一個關鍵問題。Hansen（2000）的“門檻回歸”（Threshold Regression）模型則可以解決相應的問題[15]。韓玉軍、陸旸（2008）采用“門檻回歸”方法，以108個國家和地區作為橫截面數據，對影響“環境庫茲涅茨曲線”的多個因素進行了門檻效應分析，結果發現一個國家或地區的收入水平、工業發展水平和貿易開放程度都存在著“門檻效應”[16]。

但是，上述研究卻呈現出以下特點：一是往往只是從環境中具體的某一方面出發研究其與經濟發展之間的關系，很少從多個因素綜合考慮出發來研究論證；二是大多數研究為了論證倒U型曲線是否存在，往往采用的是EKC曲線模型，模型中包含人均GDP和人均GDP的平方，這樣的計量模型一方面是建立在人的主觀猜想之下，另一方面在實證分析中變量之間多重共線的程度會很高，導致建模的失敗；三是很少有研究從城鎮化的視角出發來審視城鎮化、經濟發展與環境三者之間的關系。

基于以上原因，本文第三部分在建立向量自回歸模型的基礎上，運用其脈沖響應函數的方法從全國的角度出發，首先研究了環境污染對第一產業的影響以及第三產業與環境之間的動態關系，從動態的角度研究了環境與三次產業之間的關系；本文的第四部分，首先利用因子分析的方法，將多個環境指標進行加權綜合并最終形成環境污染綜合指數，其次利用靜態面板門檻模型研究了城鎮化、經濟發展與環境三者之間的關系，檢驗了雙門檻效應是否存在，并分析了各省市城鎮化水平是否通過了單門檻和雙門檻；本文的第五部分分析論述VAR模型與門限模型的實證結果并提出了一些具體的建議。

三、VAR模型的實證分析

（一）指標和數據的選取

我們分別用（今年污染量-去年污染量）/去年污染量來作為環境污染指標，記為Y；由于用第一產業與國內生產總值（GDP）的比值，第二產業與GDP的比值，第三產業與GDP的比值更能反映三次產業的發展規模，因此本文用以上指標分別代表第一產業、第二產業和第三產業，依次記為X1，X2，X3。

VAR模型實證分析所選取的數據來源于統計年鑒、中經網數據庫，取樣時間段為1991—2010年，所用到的軟件為EVIEWS7.2。為了消除數據的波動和異方差性，本文對數據進行了對數化處理；為了反映消除物價影響后三次產業與GDP的真實比值情況，本文將按照現價計算的三次產業增加值和GDP分別轉化為按照不變價計算的三次產業增加值和GDP。

（二）單位根檢驗

由于本文所采用的是時序數據，在對模型進行相關的計量分析前，應對模型的變量進行平穩性檢驗，本文采用的方法是單位根檢驗。

通過表2可知，時序變量Yt、X1t、X2t、X3t都是平穩序列，符合做VAR模型的變量條件。

（三）模型的穩定性檢驗和滯后階數的選擇

經過的相關檢驗發現，所有變量的單位根都小于1，即都在單位圓內，所以模型是平穩的，可以進行相關的脈沖響應函數分析。

選取VAR模型變量滯后階數一般采用AIC和SC原則，通過表3可知，AIC和SC準則選取的最佳滯后階數都為3，因此本文選取的滯后階數為3。

（四）廣義脈沖響應分析

在實際應用中，VAR模型是一種非理性模型，所以，在VAR模型分析中，當一個誤差變化或者受到某種沖擊時對系統的動態影響，我們稱這種分析法為脈沖響應函數分析法。脈沖響應函數衡量來自隨機干擾項的一個標準沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。本文著重分析了環境污染對第一產業的影響，以及第二產業對環境的影響狀況，具體如圖1、圖2所示。

首先我們觀測的是第一產業對環境污染的響應情況及其響應路徑，如圖1所示，受到環境污染一個標準差的隨機新息沖擊后，第一產業首先產生了負效應，并在第3期負效應達到最大化，之后隨著時期的發展，雖然呈現出一定細微程度的波動，但一直保持這種負效應。

其次，研究環境隨著第三產業的響應情況和響應路徑，如圖2所示，環境受到第二產業一個標準差的隨機新息沖擊后，在1-10期之間出現了正負效應交替出現的狀況，且波動比較劇烈，在第2期達到最大正效應，在第7期達到最大負效應。

四、面板門檻模型設定與估計方法

（一）指標的選取與說明

1.環境污染綜合指數的確定

（1）變量的選取

度量環境污染水平的指標有很多，但是一個變量只能反映污染現象在某一方面的數量特征，為了能夠較全面反映環境污染同經濟增長之間的關系，我們構造了環境污染綜合指數。

環境污染水平的度量指標可大致歸為兩類：污染物排放總量指標與污染物排放強度指標，鑒于本文主要目的是考察在城鎮化視角下，經濟增長對環境污染總體水平的影響，此處采用排放總量指標對環境污染綜合指數進行度量。同時，由于反映污染物的指標有空氣質量指標、水質量指標和其它環境指標，且構成環境威脅的污染源主要來自工業生產，另外，考慮到部分指標數據統計年份較晚，存在數據缺失等問題，因此，本文選取1991—2010年工業廢水排放量（萬噸）、工業煙塵排放量（萬噸）、工業廢氣排放量（億標立方米）、工業二氧化硫排放量（萬噸）、工業粉塵排放量（萬噸）和工業固體廢物排放量（萬噸）六個指標來測度我國歷年各省、市、直轄市的環境污染綜合指數。其中，各污染物指標原始數據均來自于《中經網統計數據庫》。

（2）基于因子分析法計算環境污染綜合指數

各污染指標間存在較強相關性，我們選用因子分析法計算1991—2010年各省、市、直轄市環境污染綜合指數。由于自1997年起，重慶市正式從四川省獨立，而1991—1996年期間，兩市各污染指標的數據都是合為一體的，出于統計口徑的一致性，我們對重慶市與四川省1997年以后各指標的數據進行了加總，統一命名為四川省污染物指標。另外，西藏自治區經濟發展較落后，各指標的數據獲得較晚且對環境污染的影響也較小，因此，本文數據分析中忽略了西藏自治區對全國環境污染的影響。下面針對合并后的29個省、市、直轄市計算環境污染綜合指數。

首先，對各種污染物排放指標的原始數據進行無量綱化處理，即標準化；其次，建立各指標變量的相關系數矩陣并求解相關系數矩陣的特征值、特征向量及貢獻率，按照因子方差累計貢獻率大于80%的原則提取了兩個公共因子，對其進行旋轉后計算因子得分；最后，根據因子得分計算我國29個省、市、直轄市1991—2010年的環境污染綜合指數，計算過程借助于SSS16.0軟件操作完成。

2.其他指標的選取

由于本文分析的是從城市化的視角出發來審視經濟發展和環境之間的關系，因此，本文門限模型中以人均GDP作為經濟發展的指標，以城鎮人口數/總人口數作為城鎮化的指標；另外，為了較精準的研究經濟發展與環境之間的關系，本文又加入了2個控制變量，其中以工業增加值/國內生產總值作為工業化水平的指標，將本科、大專院校在內的人數/所在地的總人數作為各地人力資本水平的指標。本文對門限模型實證檢驗采用的是stata12.0軟件。

（二）模型的設定

模型的先期設定往往是以變量之間的關系為條件，因此，首先應明確城鎮化、經濟發展與環境污染三者之間的關系。在經濟發展的過程中，一方面城鎮化的發展一定程度上決定了經濟的發展速度與規模，經濟的發展速度與規模又對環境產生了影響；另一方面各地經濟的發展差異又會影響到城鎮化的建設，這樣必然會帶來城鎮化發展差距，而城鎮化的發展差異又會進一步對環境狀況差距帶來不同的影響。

基于此，如果假設i省t期的環境綜合指數為enviroit，相應的城鎮化率、人均GDP、工業化水平和人力資源水平分別記為：urbanit、PGDPit、agrit和zztit，則有：

模型（1）為不考慮城鎮化“門檻效應”的模型，為了準確估計出門檻變量值，并同時考慮對內生的“門檻效應”進行顯著性檢驗，本文采取Hansen（1999）的靜態面板門檻模型的做法，首先假設存在“單門檻效應”，并在模型（1）的基礎上構建單門檻面板模型（2），多個門檻模型可以在單門檻模型的基礎上進行擴展得到，即：

則模型（2）可以用下式來表示：

（三）模型估計與檢驗方法

在構建門檻模型的基礎上，不僅僅需要估計出模型（3）中的門檻值？濁和斜率？專，還需要進行一系列的門檻效應檢驗。對模型（3）估計，首先去除其中的個體效應ui的影響，可以從每個樣本值中減去組內平均值的方法來消除，變化之后的模型為：

進一步將模型4寫成矩陣的形式：

根據對門檻模型的檢驗步驟，本文首先進行了門檻效應的檢驗，具體結果如表4所示：表4中報告了在1%、5%、10%水平下的F值和值；從表4中我們發現：單一門檻在1%的顯著性水平下通過了檢驗，雙重門檻在5%的顯著性水平下通過了顯著性水平檢驗。因此，本文選取雙門檻效應進行相關分析。

（二）門檻值估計結果

在進行完門檻效應檢驗后，應對相應的門檻值進行估計和檢驗，具體如表5所示：門檻1的值為：0.2631，且其在[0.1641，0.3382]內；門檻2的值為：0.7157，且其在區間[0.15，0.85]內，相應的似然比值接近于0，小于5%水平下的臨界值，所以接受原假設，即兩個估計的門檻值都與實際的門檻值相等。

（三）雙門檻模型參數估計結果

在門檻1和門檻2的值被估計出來后，進行的是雙門檻模型參數估計，具體如表6所示。

六、結果分析

（一）VAR模型的結果分析

環境污染會對第一產業的生產造成不利的影響，且環境污染越嚴重這種負面效應會越大，特別是對農業的生產造成了很大的影響，環境污染一方面造成了空氣質量下降、CO2濃度升高、水污染以及耕地資源的減少，另一方面又影響了人的身體健康和居住環境。

第二產業對環境造成了一定程度上的破壞，且隨著第二產業的不斷發展對環境污染狀況出現了時好時壞的現象，這說明我國第二產業的生產排污控制上可能存在一定的問題，特別是我國的工業化仍處在初級水平上，各類環境保護措施和技術缺失，生產企業對環境保護意識并不強烈，相應的處罰機制和政策法規并不完善造成了我國現階段工業化的發展對環境的保護存在漠視行為。

（二）門檻模型結果分析

1.控制變量的分析

從表3可以發現，工業化水平系數為負且顯著，這說明隨著我國工業化的發展在一定程度上加重了環境的污染，這與現實情況是相符的。1978年改革開放以來我國的工業化得到了快速的發展，產業結構由原來的第一產業為主轉變為第二產業、第三產業為主。但是在這一過程中，我國采取的是粗放的、以犧牲環境為代價的經濟發展方式，CO2濃度逐漸升高、空氣污染愈加嚴重，水資源、森林資源、耕地資源在經濟的發展過程中也遭受了一定程度的破壞，這些破壞嚴重的影響了自然環境的正常運行。

人力資源水平系數為負但相應的值高達0.513，說明人力資源的發展對我國環境的作用并不顯著，本文分析認為，這可能與人力資源這一要素特征有關，一方面人力資源的培養需要一個長時間的過程，并不能在短期內達到應有的成效；另一方面即使各地人力資源達到一定程度，對環境的改善和有目的的培養保護環境意識也需要一個過程，而目前對我國來說，恰恰是經濟發展的轉型時期，高級人力資源無論在量上還是在質上仍然落后于歐美等發達國家，因此，我國的人力資源就目前而言并不能對環境改善起到很大的作用。

2.城鎮化發展的人均GDP對環境污染的雙門檻效應分析

從表6中可以看出，當一個地區的城鎮化率水平未跨越第一個門檻值0.2631時，人均GDP對環境污染的影響是-0.692；而當城鎮化率跨越第一個門檻后，人均GDP對環境污染的影響為0.327；當城鎮化率跨越第二個門檻時，人均GDP對環境污染的影響為0.032，比跨越第一個門檻時的效應有所減弱。通過以上分析，人均GDP對環境污染的影響顯著地存在基于城鎮化率的“雙門檻效應”。在我國經濟的快速發展中，城鎮化建設為經濟的快速發展提供了強大的動力，伴隨著各地城鎮化快速發展，人均GDP也在快速提升中，當城鎮化率未跨過第一個門檻時，此時經濟的發展基本上是粗放式的，對環境的污染會不斷隨著人均GDP的增加而加重；當城鎮化率跨過第一個門檻后，我國經濟已經經歷了前期的積累，經濟的發展方式也會由粗放式的發展轉變為集約化發展。前期環境的污染也會得到逐漸的治理，因此，在城鎮化率跨過第一個門檻后，此時隨著人均GDP的增長我國的環境會逐漸的變好。隨著城鎮化率的不斷發展，達到并跨越第二個門檻后，此時環境已經得到很大的改善，在后續的改善和維持當中，工作的難度會逐漸的加大，即隨著人均GDP的增長，環境也會得到改善但改善的幅度卻并不如以前。

3.進一步分析

在進行雙門檻分析后，我們將29個省市劃分為東、中、西三部分，并分別比較各個省市的具體情況。我們注意到，通過雙門檻的省市僅僅包括：北京、天津、上海3個直轄市，這一點必須引起我們的警示，說明我國環境改善的任務還很重，遠沒有恢復到污染之前的環境狀況。通過單門檻的省市包括：河北、山西、內蒙、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖南、湖北、廣東、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，雖然這些省市全部都進入到了第一門檻階段，但應注意到各個省市進入的時間是不一樣的，東部省份一般較早進入，中部次之，西部最后，且從以上城市和城鎮化率的水平來看，東部的城鎮化率最高，所以隨著人均GDP的發展，環境改善最好的也是東部省份，它們將優先進入第二門檻階段。

七、政策啟示

（一）政府應在環境保護方面發揮積極作用

經濟的發展特別是工業化的發展不能以犧牲環境為代價，我國當前正處在經濟轉型時期，一方面應該制定更加有針對性的環境法規政策，加大公眾的環境保護意識，另一方面加大環境保護方面的投入資金，以使環境污染得到控制并在一定的范圍內得到改善，除以上兩個方面外，我國還應建立環境績效機制，采取問責制，確保地方政府在發展經濟的同時不以破壞環境為代價，走可持續發展道路。

（二）優化產業結構和地區產業分布

我國目前仍處在工業化的初級階段，高耗能產業分布于多個地區，給環境造成了很大的污染，而從歐美等發達國家來看，服務業的發展對環境污染與第二產業相比造成的影響有限。從已有的經驗和我國目前的經濟形勢來看，人均GDP在1000～3000美元之間，服務業將加速發展，并且處于轉折點跨越當中，產業結構也在不斷的向高級轉變，我國目前處于這一階段中，因此，一方面應該大力推進服務業的發展，培養和引進人才，另一方面采用先進技術改造傳統的工業產業，以提高其能源的利用效率，促進產業結構的優化升級，使我國的環境狀況得到進一步的改善。在全國產業布局方面，東部應該大力發展信息化產業、高科技產業；中、西部地區應主動承接東部的產業轉移，依靠自身豐富的資源優勢，發展能源工業、生態農業以及旅游業等產業，以適應我國經濟發展轉型的需要。

（三）新型城鎮化發展

當前城鎮化的發展在一定程度上是以破壞自然環境為代價而發展的，在各省市城鎮化快速發展的背后，是能源消耗的不斷增加，特別是從西方發達國家的城鎮化演化歷程來看，水資源緊張、耕地面積、森林資源減少等各種環境問題層出不窮，因此在城鎮化帶動經濟快速發展的同時，也應注意不應以耕地、森林資源破壞為代價從而造成環境的破壞和污染。以信息化、綠色化為目標的新型城鎮化建設是當前城鎮化發展的方向，我國目前已經正式提出該目標，各省市也應在發展城鎮化的進程中，協調好與環境之間的關系。

（責任編輯：于明）

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