浙江省工業污染排放的影響因素研究
——基于2000-2010年市級面板數據的糾偏LSDV估計

□ 王學淵

浙江省工業污染排放的影響因素研究
——基于2000-2010年市級面板數據的糾偏LSDV估計

□ 王學淵

基于2000-2010年浙江省10個市的面板數據，采用動態面板糾偏最小二乘虛擬變量法，對浙江省工業污染排放的影響因素進行系統分析。研究結果表明：11年間浙江省工業二氧化硫污染減排效果最好、工業廢水減排進展最小；在欠發達地區，工業污染減排仍受制于較低的經濟水平；工業結構不合理仍是浙江工業污染的主要原因，在不發達地區與工業廢水減排方面，這一問題尤為突出；企業國有化程度過大可能會帶來欠發達地區更為嚴重的工業水污染，企業國有化對發達地區工業二氧化硫減排有促進作用；“污染天堂假說”在浙江并不成立，外商直接投資對工業廢水和工業廢氣減排的促進作用明顯；產業集聚在欠發達地區的工業污染減排效應顯著大于發達地區。

工業污染；影響因素；排污強度；糾偏最小二乘虛擬變量法

一、引言

環境污染已成為當今中國面臨的最主要難題之一。據中國氣象局數據顯示，截止2013年12月，全國當年平均霧霾天數已為52年來之最，浙江、江蘇、安徽、湖南、湖北等13地均創下歷史紀錄①金煜、鄧琦：《冷空氣上路為百城洗肺》，《新京報》，2013年12月9日第A16版。。改革開放以來，浙江省以年均12.7%的GDP增長速度從一個資源小省變成了舉國矚目的經濟大省②浙江省統計局、國家統計局浙江調查總隊：《浙江統計年鑒2013》，中國統計出版社2013年版。。高速經濟增長的代價是自然資源的掠奪式消耗與工業三廢排放量的不斷增加。2012年，浙江省全省的能源消費量為18076.18萬噸標準煤，較1990年年均增長25.52%。2012年，浙江省的工業廢氣排放總量為23967億標立方米，工業廢水排放總量為420960萬噸，工業固體廢物產生量為4542萬噸，較之2006年年均分別增長10.5%、4.55%和7.78%①浙江省統計局、國家統計局浙江調查總隊：《浙江統計年鑒2013》，中國統計出版社2013年版。。工業污染物排放的持續增加仍在加劇浙江省環境質量的惡化。全省221個省控流域斷面監測統計結果顯示，2012年水質在Ⅳ類以上的斷面比例仍高達35.7%，運河水質為Ⅲ-劣Ⅴ類，Ⅲ類斷面僅占44.4%②浙江省環保廳：《浙江省環境狀況公報2012》，http：／／www.zjepb.gov.cn。。2013年，浙江杭州的霧霾天數已超200天，遠超前兩年③張樂：《浙江50年霾日增加20余倍，機動車尾氣排放成最大元兇》，新華網，2013年12月10日。。從本世紀初開始，浙江就以產業結構轉型為依托加大環境污染治理力度，但在經濟形勢不樂觀的背景下工業污染減排進程緩慢。目前浙江的經濟增長依然是以污染密集型的工業為主導。改革開放以來的三十多年間，工業產值占全省總產值的比重一直在40%以上。另一方面，環境污染治理投資占GDP的比重卻由2000年的1.37%下降到2010年的1.28%。工業污染減排與治理已成為浙江省一項艱巨而又刻不容緩的任務，從地區差異視角出發對浙江省工業污染排放的影響因素進行系統考察具有重要的現實意義。

很多學者最初都是基于經濟增長的視角去探索工業污染的成因，人均GDP是其中最核心的解釋變量。Grossman＆Krueger（1995）④Grossman G.M.，Krueger A.B.Econom ic Growth and the Environment.Quarterly Journal of Economics，1995，110（2）：353-377.與Selden＆Song（1994）⑤Selden T.M.，Song D.Environmental Quality and Development：Is There a Kuznets Curve for Air Pollution Emissions？.Journal of Environmen tal Economics and Management，1994，27（2）：147-162.首先提出環境庫茲涅茨曲線（簡稱EKC）假說，即環境污染與人均GDP之間呈現“倒U型”關系。具體來說，一般情況下，在經濟增長初期，污染會隨著經濟增長加快而持續增加，當經濟增長達到一定水平時，污染排放達到最大值，然后趨于下降。這一假說在發達國家得到了較好的驗證⑥Panayotou T.，Emp irical Tests and Policy Analysis of Environment Degradation at Different Stages of Economic Development.Technology and Employmen t Program Working Paper，WP238，1997.。而國內的一些研究卻得出不同的結論。宋濤等（2007）⑦宋濤、鄭挺國、佟連軍：《基于面板協整的環境庫茨涅茲曲線的檢驗與分析》，《中國環境科學》，2007年第4期。基于1985-2004年中國29個省區的工業污染排放數據，利用面板協整方法對環境庫茲涅茨曲線進行驗證，研究結果表明，環境污染與經濟增長之間存在長期的EKC關系，但目前中國的經濟增長水平并未達到轉折點。

一些文獻探討了國際化對工業污染的影響。Birdsall＆Wheeler（1993）⑧Birdsall N.，Wheeler D.Trade Policy and Industrial Pollution in Latin America：Where are the Pollution Havens？Journal of Environment and Development，1993，2（1）：137-149.提出的“污染天堂假說”表明全球化會導致污染密集的產業向環境規制低的地區或國家轉移。應瑞瑤、周力（2006）⑨應瑞瑤、周力：《外商直接投資、工業污染與環境規制》，《財貿經濟》，2006年第1期。指出中國各地區的外商直接投資相對水平與工業污染排放正相關。吳玉鳴（2007）⑩吳玉鳴：《外商直接投資與環境規制關聯機制的面板數據分析》，《經濟地理》，2007年第1期。的面板數據模型和時間序列模型分析也得出相似結果。以上研究均證實“污染天堂假說”在中國成立。但更多的研究卻得出相反結論。Cole（2004）?曾賢剛：《環境規制、外商直接投資與污染避難所假說》，《經濟理論與經濟管理》，2010年第11期。許和連、鄧玉萍：《外商直接投資導致了中國的環境污染嗎？》，《管理世界》，2012年第2期。閆逢柱、蘇李、喬娟：《產業集聚發展與環境污染關系的考察》，《科學學研究》，2011年第1期。的研究卻指出緊密的貿易模式會加速產業結構優化，這將帶來更低的污染水平。曾賢剛（2010）?曾賢剛：《環境規制、外商直接投資與污染避難所假說》，《經濟理論與經濟管理》，2010年第11期。許和連、鄧玉萍：《外商直接投資導致了中國的環境污染嗎？》，《管理世界》，2012年第2期。閆逢柱、蘇李、喬娟：《產業集聚發展與環境污染關系的考察》，《科學學研究》，2011年第1期。與許和連、鄧玉萍（2012）?曾賢剛：《環境規制、外商直接投資與污染避難所假說》，《經濟理論與經濟管理》，2010年第11期。許和連、鄧玉萍：《外商直接投資導致了中國的環境污染嗎？》，《管理世界》，2012年第2期。閆逢柱、蘇李、喬娟：《產業集聚發展與環境污染關系的考察》，《科學學研究》，2011年第1期。的研究均認為中國目前并沒有出現“污染天堂”現象。

工業化程度、產業結構與集聚水平對環境污染的影響也得到了諸多關注。閆逢柱、蘇李等（2011）?曾賢剛：《環境規制、外商直接投資與污染避難所假說》，《經濟理論與經濟管理》，2010年第11期。許和連、鄧玉萍：《外商直接投資導致了中國的環境污染嗎？》，《管理世界》，2012年第2期。閆逢柱、蘇李、喬娟：《產業集聚發展與環境污染關系的考察》，《科學學研究》，2011年第1期。基于2003-2008年的中國制造業分類行業數據的面板誤差修正模型分析結果發現，產業集聚水平提高在短期內會降低污染排放，而二者之間的長期關系不顯著。Dong，Gong＆Zhao（2012）①Dong B.M.，Gong J.，Zhao X.FDIand Environmen tal Regulation：Pollution Haven or a Race to the Top.Journal of Regulatory Economics，2012，41（2）：216-237.明確指出產業集聚會通過環保理念與技術進步的傳導帶來污染排放的減少。張可、豆建民（2013）②張可、豆建民：《集聚對環境污染的作用機制研究》，《中國人口科學》，2013年第5期。的結構方程模型分析結果卻表明集聚所導致的產出效率和成本的提高反而會增加環境污染，東部地區集聚的污染效應小于西部地區，大城市與省會的集聚污染效應小于中小城市。

還有一些研究從技術進步、企業所有制結構以及教育水平等方面展開分析。耿強、楊蔚（2010）③耿強、楊蔚：《中國工業污染的區域差異及其影響因素——基于省級面板數據的GMM實證分析》，《中國地質大學學報》（社會科學版），2010年第10期。采用1996-2008年29個省區的面板數據進行廣義矩估計分析，結果表明工業二氧化硫與工業煙塵污染排放強度與經濟發展水平和受教育程度之間呈反向關系，國有工業企業的污染效應可能是雙向的，工業化進程可能會加重環境污染，這在中西部地區尤為嚴重。胡振宇（2011）④胡振宇：《工業污染與技術進步的EKC研究》，南京財經學院碩士學位論文，2011年。運用DEA方法分析技術進步與工業污染排放量之間的EKC關系，結果顯示技術進步率與工業污染排放的關系主要呈N形，技術進步發展到一定階段不僅不會減少反而會加重污染。盧現祥等（2012）⑤盧現祥、許晶：《企業所有制結構與工業污染》，《中南財經政法大學學報》，2012年第1期。基于2003-2009年的省級面板數據分析了企業所有制形式對工業污染的影響，發現國有企業、外商企業和私營企業的環境污染效應均為正。

總體來看，由于研究角度、數據和方法的差異，國內外學者對工業污染影響因素的研究并沒有取得一致結論。大量文獻選取二氧化碳、二氧化硫、煙塵等氣體排放物作為工業污染的衡量，較少考慮工業廢水排放導致的水環境污染問題。本文基于2000-2010年浙江省10個地市的面板數據，采用動態面板糾偏最小二乘虛擬變量法，從水污染與大氣污染兩個方面，系統考察經濟發展相對水平、工業化水平、工業集聚水平、外商直接投資、受教育水平以及企業國有化程度等因素對工業污染排放強度的具體影響，并進一步分析這些因素在不同經濟發展水平的地區間的影響差異。浙江作為全國范圍內經濟發展和環境污染水平都相對較高的省份，本文研究結果將不僅有助于人們定量地認識浙江省工業污染排放的地區差異與具體影響因素，而且還將為浙江省以及其它相近地區的工業污染治理機制的完善和政策制定提供科學依據與決策參考。

二、實證模型構建與變量說明

（一）模型設定與方法選擇

考慮工業生產的連續性與設備改造的時滯性，工業污染排放很可能存在慣序性，即前一期的工業污染排放可能會對后一期的工業污染排放產生影響。為克服動態內生性問題，本文采取的是加入了被解釋變量滯后項的改進的雙對數模型。具體的估計方程形式為：

其中，被解釋變量Yit分別為工業廢水排放強度INWATERit、工業廢氣排放強度INGASit、工業二氧化硫排放強度INSO2it和工業煙塵放強度INSOMKEit，Yi，t-1為被解釋變量的滯后一期，其它解釋變量分別為經濟發展相對水平AGDPit、工業化水平INDTRit、企業國有化程度NAFIRMit、教育水平EDUCit、外商直接投資FDIit、工業集聚水平INAGGit以及2001-2010各年時間虛擬變量DYEARt，相應變量的對數平方形式將用來考察可能存在的二次函數關系，uit為殘差項。各變量詳細的定義與計算公式如表1所示。

污染衡量指標的選取在一定程度上將影響模型的解釋力，比較絕對指標，而且大多采用絕對量指標相對指標可能會更好地反映環境污染排放的實際情況。借鑒耿強、楊蔚（2010）①耿強、楊蔚：《中國工業污染的區域差異及其影響因素——基于省級面板數據的GMM實證分析》，《中國地質大學學報》（社會科學版），2010年第10期。與許和連、鄧玉萍（2012）②許和連、鄧玉萍：《外商直接投資導致了中國的環境污染嗎？》，《管理世界》，2012年第2期。的研究，本文將綜合采用工業廢水排放強度、工業廢氣排放強度、二氧化硫排放強度和工業煙塵排放強度四項相對指標反映浙江省各地區的工業污染排放狀況，具體計算公式詳見下一部分的變量說明。另一方面，多數研究采用面板數據與時間序列模型，亦有一些研究引入空間計量方法，但考慮動態內生性的分析還較少。由于工業污染排放的慣序性，而且各影響因素間可能存在內生性，又受數據形態的限制，本文選擇使用基于廣義差分矩估計的動態面板糾偏最小二乘虛擬變量（簡稱糾偏LSDV）方法來克服模型的動態內生性與樣本量過少等問題，以減少傳統面板模型估計的偏誤。此外，已有研究多是重點考察影響環境污染的某一項因素，但工業污染排放的成因是多元的。本文將綜合考慮水污染與大氣污染兩個方面，系統考察工業污染排放的多種影響因素。

由于模型中包含被解釋變量的滯后一期，而且可能存在內生性問題，因此本文需要使用動態面板數據估計方法進行模型運算。不同于耿強、楊蔚（2010）③耿強、楊蔚：《中國工業污染的區域差異及其影響因素——基于省級面板數據的GMM實證分析》，《中國地質大學學報》（社會科學版），2010年第10期。的研究，本文受數據可獲得性的限制，采取的面板數據形式是大T小N型。差分廣義矩估計方法和系統廣義矩估計方法在估計大T小N型面板數據時往往效果欠佳，因為廣義矩估計是基于大樣本的。在樣本較少的情況下，Kiviet（1999）④Kiviet，J.F.，Phillips，G.D.A.，Schipp B.A lternative Bias App roximations in First-order Dynamic Reduced form Models.Journal of Economic Dynamics and Control，1999，23（7）：909-928.運用蒙特卡洛模擬方法的分析發現，采用糾偏LSDV方法可以糾正90%以上的偏誤。為此我們進一步采用糾偏LSDV方法對浙江省工業污染排放的影響因素進行深入分析。

表1 變量定義與說明

（二）數據來源與變量描述

本文使用的所有數據均來自于《浙江60年統計資料匯編》、2010-2011年《浙江統計年鑒》與2009-2011年的《浙江省自然資源與環境統計年鑒》。需要說明的是，由于統計數據缺失，本文采用的是2000-2010年浙江省10個市的平衡面板數據，其中不包括衢州。為進一步考察不同地區間各因素對工業污染排放強度的影響差異及原因，我們按2000-2010年各地區平均GDP排名進行區域劃分，發達地區為：杭州、寧波、溫州、紹興、臺州等地，不發達地區為：嘉興、金華、湖州、舟山、麗水等地。各變量的總體描述性統計結果詳見表2。

表2 變量描述性統計

三、結果分析與討論

為更全面的分析浙江省工業污染的影響因素，我們從水污染和大氣污染兩方面入手，構建加入了被解釋變量滯后項的改進的雙對數模型，采用糾偏LSDV方法依次估計四個模型，每個模型形式基本相同，因變量分別為工業廢水排放強度INWATERit、工業廢氣排放強度INGASit、工業二氧化硫排放強度INSO2it和工業煙塵放強度INSOMKEit。在總體模型回歸之后，為進一步探討經濟發展相對水平、工業化水平、工業集聚水平、外商直接投資、受教育水平及企業國有化程度等因素在不同地區間的影響差異，我們又分地區進行回歸估計。

（一）總體模型回歸結果

需要強調的是，Bruno（2005）①Bruno，G.S.F.Approximating the Bias of the LSDV Estimator for Dynamic Unbalanced Panel Data Models.Economics Letters，2005，87（3）：361-366.的模擬分析表明，傳統Sargan檢驗方法無法檢驗糾偏LSDV估計的有效性，但通過面板固定效應模型（FE）和混合最小二乘模型（Pooled OLS）估計可以得到因變量滯后項調整系數的下限和上限。也就是說，只要糾偏LSDV估計出的調整系數介于合理范圍內，即OLS和FE之間，我們就可以認為該模型可以糾正GMM在小樣本情況下的偏誤，估計結果表現良好。因此，本文在糾偏LSDV估計的同時，也進行了面板固定效應模型（FE）和混合最小二乘模型（Pooled OLS）運算。受篇幅限制，所估計的被解釋變量滯后項調整系數的上下限分別展示在表3的最后兩行。四個模型的調整系數全部在OLS和FE之間的合理范圍內，也基本證實了我們方法選擇的合理性。

如表3所示，四個模型中，除工業二氧化硫排放強度滯后項的估計系數在10%的水平顯著外，其它三個解釋變量滯后項的估計系數都在1%的水平上顯著。這或許是因為，工業二氧化硫超標準排放是酸沉降污染惡化的主要原因，工業二氧化硫排放整治一直是中國環境保護工作的重點。早在2001年，《國民經濟和社會發展第十個五年計劃綱要》與《國家環境保護“十五”計劃》中就明確了關于二氧化硫減排的任務和要求②劉憲兵：《燃煤二氧化硫排放污染防治技術政策簡介》，《中國環保產業》，2002年第4期。。2004年，浙江省環保廳嚴格規定：“新建電廠、熱電廠全面實施脫硫工程，單機125MW以上大型火電廠和單臺35噸／小時以上鍋爐的熱電廠逐步實施脫硫，脫硫效率分別達到90%和70%以上。”2007年，國家發改委會同國家環保總局聯合印發的《現有燃煤電廠二氧化硫治理“十一五”規劃》中明確要求現有燃煤電廠五年二氧化硫減排61.4%。同年，杭州提前關閉兩臺燃煤機組，每年少排二氧化硫6000噸。2009年，財政部和環保部批準浙江省在全省范圍開展二氧化硫排污權有償使用和交易試點。2012-2013年，共1415.72噸二氧化硫排放指標通過浙江省環保廳電子競價，總價格接近2億元①浙江省環保廳網站，http：／／www.zjepb.gov.cn／hbtmhwz／index.htm。。2000-2011年間，浙江省工業廢水、工業廢氣與工業煙塵排放的年均增速分別為3.52%、 27.54%與7.32%，而工業二氧化硫排放的年均增速僅為0.73%。可見，與其它三類污染物相比，十一年間浙江省工業二氧化硫污染減排效果最好。由四個模型的估計結果也可以看出，模型三中Log（Yi，t-1）的估計系數最小，顯著性水平最低，說明工業二氧化硫排放的時間連續性較弱，上一期污染排放對下一期的影響較小，但工業廢水與工業廢氣的排放時間連續性很強，上一期污染排放每增加1%，下一期污染排放相應會提升0.6%以上。

下面我們具體來分析浙江省工業污染排放的主要影響因素。四個模型的Log2（AGDPit）估計系數都不顯著，Log（AGDPit）估計系數也只有在模型三中顯著。而且除工業煙塵排放強度模型外，其它三個模型的Log（AGDPit）估計系數都為負。由此可知，對于工業廢水、工業廢氣與工業二氧化硫排放來說，浙江經濟發展水平似乎已達到環境庫茲涅茨曲線的拐點，隨著經濟發展相對水平的提高，三類污染物排放將發生下降，尤其是工業二氧化硫排放的減少趨勢更為明顯。

四個模型的Log（INDTRit）估計系數全部為正，模型一與模型三都在5%的水平上顯著。工業化水平二次項的估計系數同樣不顯著。這說明，浙江省的工業結構轉型升級可能還存在較大的提升空間，地區工業化水平越高，污染物排放就越多，工業化水平仍是浙江省工業污染物的排放的主要原因。特別是在工業廢水與工業二氧化硫排放方面，地區工業化水平每上升1%，工業廢水與工業二氧化硫排放強度會相應增加1.9%與5. 5%。即使相對于其它污染物來說，工業二氧化硫減排工作進展較好，但工業結構的優化卻并沒在減排中發揮作用。換言之，目前的污染減排還仍主要是以政策強制為主，并沒有真正實現與經濟的協調發展。

四個模型的企業國有化程度與教育水平的估計系數都不顯著。這一方面可能是由于從浙江省總體來看，民營經濟比較活躍，工業企業的國有化程度較弱，且各地區間差異不大，其對工業污染排放的影響不大。另一方面因為數據缺失，本文用各地區高等學校在校生占總人口的比重來衡量各地區教育水平，其無法全面地反映出當地居民受教育程度對工業污染減排的真實影響。

對于外商直接投資來說，模型一和模型二的Log（FDIit）估計系數都為負，分別在1%與10%的水平上顯著，而模型三與模型四的Log（FDIit）估計系數都為正，且全部不顯著。也就是說，在工業廢水與工業廢氣排放方面，“污染天堂假說”在浙江省并不成立，外商直接投資增加可能對先進環保技術的采用與環境生產標準的提升有正面作用，其反而促進浙江省的工業廢水與工業廢氣排放的減少。

除工業廢氣排放強度模型外，其它三個模型的工業集聚水平的估計系數都為負，且模型三和模型四的估計系數都在1%的水平顯著，且系數的絕對值都在0.8以上。這說明，工業集聚水平對浙江省工業二氧化硫與工業煙塵排放強度有顯著的負面作用。這與閆逢柱、蘇李等（2011）①閆逢柱、蘇李、喬娟：《產業集聚發展與環境污染關系的考察》，《科學學研究》，2011年第1期。與Dong，Gong＆Zhao（2012）②Dong B.M.，Gong J.，Zhao X.FDI and Environmental Regulation：Pollution Haven or a Race to the Top？.Journal of Regulatory Economics，2012，41（2）：216-237.的研究結論基本相同。

（二）分地區模型回歸結果

表4顯示的是浙江省工業污染物排放強度的分地區回歸結果。除欠發達地區的工業二氧化硫排放強度模型外，其余模型解釋變量之后項的估計系數都為正，都在FE與OLS方法估計的調整系數上下限之內。從調整系數的大小與顯著性水平可以看出，嘉興、金華、湖州、舟山、麗水等不發達地區的工業廢水與工業廢氣排放的時間連續性較強，杭州、寧波、溫州、紹興、臺州等發達地區的前一期工業廢水、工業二氧化硫與工業煙塵排放對后一期的影響顯著。欠發達地區的工業廢氣排放強度滯后項估計系數最大，高于0.6。發達地區工業二氧化硫排放強度滯后項估計系數最大，為0. 58，遠高于總體回歸中的0.21。與全省總體水平相比，發達地區的工業二氧化硫減排工作進展并不明顯。就工業廢水排放來說，發達地區Log（Yi，t-1）估計系數大于欠發達地區，顯著性水平也遠高于欠發達地區，說明欠發達地區的傳統工業廢水排放模式的提升空間較之發達地區可能更大。

在四個發達地區模型中，經濟發展相對水平Log（AGDPit）的估計系數都為負，但只有工業二氧化硫排放強度模型中該估計系數在10%的水平上顯著。對于四個不發達地區模型來說，只有模型二與模型三的Log（AGDPit）估計系數為負，且全部不顯著。與總體回歸結果相似，杭州、寧波、溫州、紹興、臺州等發達地區的經濟發展水平可能已經達到環境庫茲涅茨曲線的拐點，經濟發展水平帶來居民對環境質量需要的增加，將推動工業污染排放的減少，工業二氧化硫排放的這種趨勢最為明顯。而在不發達地區，較低的經濟發展水平仍是環境污染治理推進的重要障礙。

就工業化水平來看，欠發達地區的工業廢水排放強度模型中Log（INDTRit）的估計系數為正，在5%的水平顯著，且二次項估計系數也為正，在10%的水平顯著。而在發達地區的工業煙塵排放模型中Log（INDTRit）的估計系數為負，且二次項估計系數也為負，兩者都在1%的水平顯著，而在不發達地區模型中這一系數符號為正，統計上不顯著。同樣的現象也發生在模型二和模型三中，雖然Log（INDTRit）估計系數都不顯著，但符號在發達地區的都為負，而在欠發達地區都為正。發達地區的工業結構似乎實現了優化升級，工業化水平已經不是工業污染排放的根本原因，隨著工業化水平的提升，工業污染物排放反而在減少。這可能是因為工業污染防治處理設施（例如工業煙塵粉塵處理與凈化設備）都比較昂貴，欠發達地區缺乏資金投入。另一方面，欠發達地區的生產技術與裝備也相對落后。排放的污染物多，能夠處理的污染物卻很少，最終導致欠發達地區的工業結構調整進程緩慢。

表4 工業污染物排放強度的分地區回歸結果

與總體回歸模型不同，企業國有化程度Log（NAFIRMit）的估計系數在欠發達地區的模型一與發達地區的模型三中統計上顯著，前者符號為正，后者符號為負。分地區來看，對于欠發達地區，過高的企業國有化程度可能會帶來更大程度的工業水污染，而在發達地區，企業國有化程度提升反而會減少工業二氧化硫排放。原因或許是，一般在發達地區，法制觀念會相對較強，而在欠發達地區，國有企業往往會依靠自身權力或其他途徑減少環境法律與規制對其的管制。

外商直接投資Log（FDIit）與工業集聚水平Log（INAGGit）的估計系數幾乎在所有模型中都為負，這與總體模型回歸結果相似。從顯著性水平來看，外商直接投資對工業廢水和工業廢氣減排的促進作用明顯，而且在欠發達地區的影響顯著大于發達地區。產業集聚水平的提高對發達地區的工業廢水、工業二氧化硫、工業煙塵減排及欠發達地區的工業煙塵治理中發揮的有益作用顯著。

四、研究結論與啟示

全省總體來看，工業廢水排放的時間連續性最大，滯后期估計系數高達0.645，均大于其他三類污染物。也就是說，相對于大氣污染，浙江省工業水污染的治理與減排工作進展較為緩慢。分地區模型估計結果顯示，較之發達地區，欠發達地區的傳統工業廢水排放模式改進空間可能更大。在欠發達地區，上一期的工業廢水排放每增加1%，下一期的排放相應會提升的0.571%，而在發達地區相應的提示比例僅為0.284%。2013年12月，浙江省正式啟動“五水共治”行動，并將“治理污水”放在計劃首位，這將會對全省的工業污水治理與減排起到重要的推動作用。總體模型與分地區模型估計結果都顯示，地區工業化水平越高，工業廢水排放就越多，傳統的以污染密集型產業為主導的工業結構仍是浙江省工業污染物排放有增無減的主要原因。外商直接投資增加對工業廢水減排的促進作用明顯，而且在欠發達地區的影響顯著大于發達地區。在欠發達地區，工業水污染減排仍受制于較低的經濟發展水平，過高的企業國有化程度可能會帶來更為嚴重的工業水污染，當地國有工業企業的法制觀念與社會責任意識有待進一步提升。在發達地區，產業集聚水平提高會顯著減少工業廢水的排放。

就大氣污染來說，2000-2010年間浙江省工業二氧化硫污染減排效果最好。總體模型中，工業二氧化硫的上一期排放對下一期的影響最小，而且從環境庫茲涅茨曲線的拐點來看，伴隨經濟發展相對水平的提高，工業二氧化硫排放的減少趨勢也最為顯著。值得關注的是，對于三類工業大氣污染物來說，隨著工業化水平的提升，在發達地區，這些污染物排放在減少；而在欠發達地區，這些污染物排放卻在增加，這可能是因為欠發達地區缺乏有效的資金投入，從而導致工業結構轉型升級進程緩慢，落后的經濟發展相對水平仍是工業污染治理推進的重要障礙，欠發達地區的傳統工業結構調整與優化空間較之發達地區可能更大。在發達地區，企業國有化程度對工業二氧化硫減排有促進作用。外商直接投資對工業廢氣減排的促進作用明顯，外商直接投資增加可能通過環保理念的傳導、技術與生產標準的提升來有效推動工業污染的減排。對于工業二氧化硫與工業煙塵排放來說，產業集聚水平的上升，可能會促進企業間分工協作，產生減排和治污的規模效應，從而降低了工業污染物的排放強度。

綜上所述，經濟發展相對水平、工業化水平、產業集聚水平、外商直接投資以及企業國有化程度等因素對浙江省工業污染排放的影響在不同種污染物與不同地區之間存在較大差異。在浙江省環境政策制定中，應充分考慮這些差異，因地制宜，對不同種類污染物的治理應分別采取更為適宜的模式與措施；借鑒工業二氧化硫治理中的經驗，在宏觀調控上要完善法規、明確紅線、嚴格控制、創新方法；加大各地區尤其是欠發達地區的環保投入，加強與外商的合作，積極引進先進的環保理念，提升生產技術與環保標準，發揮產業集聚治污的規模效應，改進污染密集的傳統生產模式，有序地推進工業結構的轉型升級。□

（責任編輯：白小虎）

F124.5

A

1007-9092（2014）03-0054-09

2013-12-30

王學淵，浙江工商大學經濟學院副教授，博士，主要研究方向為農業經濟與資源環境經濟。

國家自然科學基金青年項目（編號：70903060）、浙江省自然科學基金項目（編號：Y6090552）、浙江省社科規劃“之江青年學者”項目（編號：13ZJQN056YB）的階段性研究成果。作者感謝2013年浙江省經濟學年會上金戈、茹玉驄、王明琳、董希望、謝慧明、陳欣欣等老師提出的寶貴意見，感謝潘康婷與施偉東等同學進行了部分資料的收集。文責自負。