產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響污染排放的空間計量分析

劉贏時,田銀華 ，周定根

(1. 湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201; 2. 湖南工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖南 衡陽 421001；3.湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南長沙，410079)*

·經(jīng)濟(jì)管理·

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響污染排放的空間計量分析

劉贏時1，2,田銀華1，周定根3

(1. 湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201; 2. 湖南工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖南 衡陽 421001；3.湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南長沙，410079)*

依據(jù)1997-2014年中國省級面板數(shù)據(jù)，考量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對污染排放強(qiáng)度的影響及其空間溢出效應(yīng)。結(jié)果表明：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高度化發(fā)展降低了本地區(qū)的污染排放強(qiáng)度，也降低了鄰近或具有經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)地區(qū)的污染排放強(qiáng)度。同時，本地區(qū)污染排放會受到鄰近或具有經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)地區(qū)污染排放的間接影響。鑒此，促進(jìn)污染減排，應(yīng)著力推進(jìn)本地區(qū)和鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，并構(gòu)建區(qū)域間共同發(fā)展、協(xié)同管理的污染防治聯(lián)合協(xié)調(diào)機(jī)制。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；污染排放；時空演變；空間溢出效應(yīng)

一、引 言

隨著中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，過去數(shù)十年來以資源粗放型投入和犧牲環(huán)境質(zhì)量所換取的經(jīng)濟(jì)增長將難以為繼。那么，如何在保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長的同時減少污染排放，創(chuàng)造適合人民生產(chǎn)生活的生態(tài)環(huán)境，是當(dāng)下中國決策層和學(xué)界所面臨重要議題。考慮到環(huán)境污染的深層次原因可能是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的落后，所以從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級視角探求污染減排的影響機(jī)制具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。國外學(xué)者較早地探究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染的關(guān)系。如Cole(2003)將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級定義為從污染產(chǎn)業(yè)向清潔產(chǎn)業(yè)的調(diào)整，發(fā)現(xiàn)這一調(diào)整有助于降低單位GDP的污染排放[1]。Werner(2001)等從要素投入密集程度將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級定義為從勞動密集型轉(zhuǎn)向資本密集型，但他們發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對降低污染排放的作用較小[2]。李鵬(2016)的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與污染排放存在倒“U”型關(guān)系[3]。總的來看，既有文獻(xiàn)大多從特定產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)或是對不同的污染物展開研究，而且所得出的結(jié)論并不一致。相比較既有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：(1)使用主成分分析法測算污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)，使得各地區(qū)污染排放具有橫向可比性，且為后續(xù)的空間相關(guān)性和空間計量分析提供了基礎(chǔ)。(2)采用空間計量模型考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對地區(qū)污染排放的直接影響以及空間溢出效應(yīng)。

二、理論分析框架與假說

不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對污染排放有著差異化的影響，而且，這一影響過程存在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低級形態(tài)向高級形態(tài)演變過程中[4]。Grossman(1995)將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與污染排放強(qiáng)度的演變過程劃分為三個階段：起初，在以勞動密集型產(chǎn)品為主的輕工業(yè)和農(nóng)業(yè)發(fā)展階段，污染排放強(qiáng)度通常較低；隨后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向以資源密集型產(chǎn)品為主的重工業(yè)階段演進(jìn)，污染排放強(qiáng)度趨于上升；隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)入了以資本和技術(shù)密集型為主導(dǎo)的演化階段，此時的污染排放強(qiáng)度呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢。由此看來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級同時也伴隨著污染排放強(qiáng)度的演變[5]。鑒于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級主要體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化兩個方面，所以，本文關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響污染排放的理論解析從上述兩方面展開。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指依據(jù)現(xiàn)有的資源條件、科技水平及消費(fèi)需求等因素，調(diào)整不合理的成份以促進(jìn)要素資源在產(chǎn)業(yè)間的合理配置，并使得產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨于協(xié)調(diào)。可見，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展促進(jìn)了要素資源的節(jié)約與循環(huán)利用，從而促成污染減排。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展則體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)比例關(guān)系的優(yōu)化和勞動生產(chǎn)率的提升，主要指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展重心由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)逐次演進(jìn)的過程。而且，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化發(fā)展過程也是生產(chǎn)技術(shù)與治污技術(shù)進(jìn)步過程，這使得清潔生產(chǎn)工藝、污染減排設(shè)備以及清潔能源使用成為可能，以此來促進(jìn)污染減排并改善環(huán)境質(zhì)量[6]。在Grossman和Kreuger(1995)看來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展以及由此帶來的污染減排技術(shù)進(jìn)步所產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)遠(yuǎn)高于因經(jīng)濟(jì)規(guī)模增長而產(chǎn)生的污染減排效應(yīng)[5]。

事實(shí)上，按照空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，相鄰或鄰近地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)行為存在一定的“模仿”與“學(xué)習(xí)”過程。也就是說，某一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)行為將會對其它地區(qū)的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生間接性影響。部分研究文獻(xiàn)表明，地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與污染排放行為也存在著一定的空間相關(guān)性[7]。至于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對地區(qū)污染排放強(qiáng)度的影響除了直接效應(yīng)，還有可能存在間接的空間溢出效應(yīng)，有待實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)上述理論分析框架，本文提出了以下三個理論假說：

假說1：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展不僅降低了本地區(qū)污染排放，也促進(jìn)了相鄰或鄰近地區(qū)的污染減排，由此表現(xiàn)出間接的空間溢出效應(yīng)。

假說2：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展也會降低本地區(qū)的污染排放，同時還會帶來相鄰或鄰近地區(qū)的空間溢出并促成污染減排。

假說3：相鄰或鄰近地區(qū)的污染排放存在明顯的空間溢出效應(yīng)。

三、污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)及其時空演變特征分析

(一)污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)

本文采用主成分分析法將工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵及工業(yè)固體廢物排放量指標(biāo)綜合成污染排放強(qiáng)度指數(shù)。將各變量指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。上述污染排放指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于1998-2015年《中國環(huán)境年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)由各地區(qū)《統(tǒng)計年鑒》進(jìn)行補(bǔ)充。接著，文章利用SPSS19.0統(tǒng)計軟件計算得到KMO統(tǒng)計量為0.72，Bartlett的球形度檢驗(yàn)值為1632.31，對應(yīng)P值為0，證實(shí)上述觀測量適用于主成分分析。另外，按照累積貢獻(xiàn)率不低于85%或是特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)，從六個變量指標(biāo)中提取得到三個主成分因子，累積貢獻(xiàn)率為85.70%。

本文對已提取的三個主成分變量按方差最大正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，以此得到最終的主成分得分系數(shù)矩陣，并計算得到三個主成分的綜合得分。最后，結(jié)合三個主成分綜合得分，進(jìn)一步計算得到污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)(pindex)。具體計算公式為：

F1=0.491×water-0.399×gas+0.140×sotwo+

0.229×smoke+0.562×dust-0.213×solid

(1)

F2=-0.069×water+0.884×gas+0.320×sotwo-

0.003×smoke-0.333×dust+0.110×solid

(2)

F3=-0.467×water+0.158×gas+

0.051×sotwo+0.308×smoke-

0.029×dust+0.736×solid

(3)

pindex=F1×λ1/(λ1+λ2+λ3)+

F2×λ2/(λ1+λ2+λ3)γ2+

F3×λ3/(λ1+λ2+λ3)

(4)

式中，λ1、λ2和λ3分別為貢獻(xiàn)率第一、第二和第三的特征值，主成分F1、F2和F3綜合得分由式(1)～(3)計算所得。根據(jù)(4)式所計算的污染排放綜合指數(shù)出現(xiàn)部分負(fù)數(shù)，為便于理解，采用離差標(biāo)準(zhǔn)化方法進(jìn)行處理①，以消除負(fù)數(shù)現(xiàn)象且不改變原來的趨勢。

(二)污染排放強(qiáng)度的時空演變特征

為了更直觀地剖析我國各地區(qū)污染排放強(qiáng)度的時空演變特征，本文利用GeoDa0.9.5空間統(tǒng)計軟件繪制了1997和2014年污染排放強(qiáng)度的空間分布圖(圖1)。從各地區(qū)污染排放強(qiáng)度的時空演變特征來看，環(huán)渤海地區(qū)歷來是我國污染排放強(qiáng)度最高的區(qū)域。另外，華北地區(qū)、華東地區(qū)以及西北地區(qū)的污染排放強(qiáng)度總體上歷經(jīng)了由弱變強(qiáng)的演變過程，西南地區(qū)的污染排放強(qiáng)度表現(xiàn)出由強(qiáng)變?nèi)醯难葑兲卣鳎A南地區(qū)則呈現(xiàn)出由弱變強(qiáng)再變?nèi)醯难葑冓厔荩A中地區(qū)以及東北地區(qū)的污染排放強(qiáng)度變化幅度最小。

四、空間面板計量模型構(gòu)建與變量說明

(一)空間面板計量模型設(shè)定

本文構(gòu)建空間面板滯后模型(SLM)、空間面板誤差模型(SEM)以及空間面板杜賓模型(SDM)來進(jìn)一步考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響地區(qū)污染排放的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。空間計量模型設(shè)定如下：

pindexit=ρW·pindexit+isit+

∑βXit+ai+γt+uit

(5)

pindexit=isit+∑βXit+ai+γt+vit

vit=λW·vit+uit

(6)

pindexit=ρW·pindexit+isit+∑βXit+

(7)

式中，i為省份，t為年度；pindexit表示污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)；isit為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)，具體包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化指數(shù)；Xit為控制變量，主要包括地區(qū)人均GDP及其平方項(xiàng)、第二產(chǎn)業(yè)比重、城鎮(zhèn)化率、對外依存度、環(huán)保意識以及外商直接投資等變量；ρ、θ和λ分別為被解釋變量空間滯后項(xiàng)、解釋變量空間滯后項(xiàng)以及空間誤差項(xiàng)的估計系數(shù)；ai和γt分別為地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；uit為服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。本文構(gòu)建了反距離權(quán)重矩陣和嵌套經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣。其中，反距離權(quán)重矩陣根據(jù)兩個省份行政中心距離平方的倒數(shù)來定義；嵌套經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣則將反距離權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)特征權(quán)重矩陣結(jié)合起來。

圖1 我國各地區(qū)污染排放強(qiáng)度的時空演變特征

(二)變量選擇及數(shù)據(jù)來源

核心解釋變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)(isr)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)(isa)。文章選擇要素投入結(jié)構(gòu)與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的耦合程度來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)。isr值越大，說明勞動投入與產(chǎn)出耦合程度越差，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平較低。具體計算過程見(8)式，其中，Y表示產(chǎn)出，L表示勞動投入，j=1,2,3表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)。

(8)

借鑒劉偉(2008)等的研究思路[8]，以產(chǎn)業(yè)比例關(guān)系和勞動生產(chǎn)率的乘積來測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化：

(9)

式中，qijt為省份i第j產(chǎn)業(yè)在t年度產(chǎn)值占GDP的比重，LPijt為該產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，即產(chǎn)出增加值與就業(yè)人數(shù)的比值。當(dāng)勞動生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中占主導(dǎo)位置時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平越高，表明經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具有較強(qiáng)的競爭力。本文將勞動生產(chǎn)率進(jìn)行離差標(biāo)準(zhǔn)化處理。

選擇的控制變量主要包括收入因素、結(jié)構(gòu)因素、教育因素以及外資因素。第一，收入因素的衡量指標(biāo)為人均GDP(pergdp)和人均GDP的平方項(xiàng)，加入人均GDP平方項(xiàng)為了驗(yàn)證環(huán)境庫茲涅茨倒“U”型曲線。第二，結(jié)構(gòu)因素包括第二產(chǎn)業(yè)比重(rsecout)、城鎮(zhèn)化率(urban)和對外依存度(open)。其中，第二產(chǎn)業(yè)比重為各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值與GDP的比值，城鎮(zhèn)化率為各地區(qū)城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋嚷剩瑢ν庖来娑葹楦鞯貐^(qū)進(jìn)出口總額與GDP的比值。第三，教育因素為環(huán)保意識，具體以人均受教育年限(edu)來衡量。第四，外資因素主要為外商直接投資(fdigdp)，具體使用各地區(qū)FDI與GDP的比值來衡量[9]。

為了匹配于污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)，本文選擇的核心解釋變量和控制變量研究時間區(qū)間也為1997～2014年。另外，核心解釋變量和控制變量數(shù)據(jù)主要來源于1998～2015年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》以及《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)空間自相關(guān)性檢驗(yàn)及模型形式選擇

本文運(yùn)用GeoDa0.9.5空間統(tǒng)計軟件計算得出污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)的Moran’sI統(tǒng)計值，以此考察上述變量的空間自相關(guān)性。結(jié)果表明：污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)的Moran’sI統(tǒng)計值均顯著且處于0.3～0.42之間，由此證明上述變量均存在顯著的空間自相關(guān)性。

表1 主要變量的Moran’s I統(tǒng)計值

(二)空間面板計量模型估計

通過檢驗(yàn)，本文選擇空間滯后模型估計，表2報告了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對污染排放強(qiáng)度的直接影響和間接影響估計結(jié)果。回歸(1)～(3)考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化(isr)對污染排放強(qiáng)度的邊際影響。便于理解，文章在回歸分析中對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)取倒數(shù)，即該數(shù)值越大則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平越高。回歸(1)結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展促進(jìn)了污染減排。回歸(2)給出了在加入控制變量后的混合最小二乘法估計結(jié)果，其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)的估計系數(shù)仍顯著為負(fù)，但邊際系數(shù)有所增大。回歸(3)報告了加入控制變量后的空間面板滯后模型估計結(jié)果。其中，在加入空間滯后項(xiàng)后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變量的估計系數(shù)略低于混合OLS估計方程，由此說明忽略空間效應(yīng)將導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展的污染減排效應(yīng)被高估。另外，空間滯后項(xiàng)估計系數(shù)顯著為正，說明某一地區(qū)污染減排效應(yīng)不僅源自于本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展，而且受益于鄰近或具有經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)地區(qū)污染減排效應(yīng)的空間溢出。因此，理論假說1和3成立。

表2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的基本估計結(jié)果

注:括號內(nèi)為估計系數(shù)的t值，***、**、*分別為1%、5%和10%的顯著性水平。

回歸(4)～(6)考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化(isa)對污染排放強(qiáng)度的凈影響及其空間效應(yīng)。結(jié)果顯示：不論是在未控制其它因素的回歸(4)中，還是在加入控制變量的混合OLS回歸方程(5)和空間面板滯后模型回歸方程(6)中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指標(biāo)的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，由此說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展有利于促成污染減排。事實(shí)上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化發(fā)展過程也是生產(chǎn)技術(shù)與治污技術(shù)進(jìn)步過程，而且，清潔生產(chǎn)工藝、污染減排設(shè)備使用以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏向第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展使得地區(qū)污染減排效應(yīng)逐步凸顯。不過，由于回歸方程中沒有對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指標(biāo)和人均GDP變量的估計系數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，所以沒法對Grossman和Kreuger的研究結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)[10]。另外，空間滯后項(xiàng)估計系數(shù)也顯著為正，說明某一地區(qū)污染減排效應(yīng)不僅源自于本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展，同時還受益于鄰近或具有經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)地區(qū)的污染減排效應(yīng)空間溢出。綜合上述分析結(jié)論可知，理論假說2和3成立。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)與進(jìn)一步討論

本部分將對前文的基本回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并從收入異質(zhì)性角度進(jìn)一步討論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對污染強(qiáng)度的影響。考慮到嵌套經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣在反距離權(quán)重矩陣基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)水平的相似性，所以，文章還在表3中的前兩列報告了基于嵌套經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣(W2)的估計結(jié)果，并發(fā)現(xiàn)采用嵌套經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣并未改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化指標(biāo)的系數(shù)方向，只是影響系數(shù)大小略有變化。另外，所有控制變量除了外商直接投資的估計系數(shù)變得不再顯著，其余變量均得出了一致性的結(jié)果。

從改革開放至今，中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展經(jīng)歷了多次重大改革，也經(jīng)歷多次外部環(huán)境波動的沖擊。因此，文中將研究時間劃分為1997-2001年、2002-2007年及2008-2014年三個區(qū)間段作進(jìn)一步考察，并使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)來衡量產(chǎn)業(yè)升級③，具體結(jié)果見表3中的第3-5列。總的來講，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級都有助于降低污染排放。不過，在中國加入WTO后的時間區(qū)段(2002-2007年)內(nèi)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的污染減排效應(yīng)最低，而金融危機(jī)后的時間區(qū)段(2008-2014年)的減排應(yīng)最大。加入WTO后，中國對外貿(mào)易進(jìn)入高速增長階段，國內(nèi)基礎(chǔ)建設(shè)投資快速發(fā)展，環(huán)境保護(hù)和資源集約利用讓位于投資規(guī)模擴(kuò)張，所以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的減排效應(yīng)最低。而在金融危機(jī)后，國外市場需求萎縮及國內(nèi)產(chǎn)能過剩促使政府開始重視要素資源的集約利用，最終使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的污染減排效應(yīng)更加明顯。

環(huán)境庫茲涅茨倒“U”型曲線刻畫了環(huán)境污染隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上升而呈現(xiàn)出先上升后再下降的變化趨勢。那么，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)或是隨著地區(qū)人均收入的提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的污染減排效應(yīng)可能會發(fā)生變化。為此，本文還在空間滯后模型中引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高度化指標(biāo)與人均GDP的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果呈現(xiàn)在表3中的第6-9列中。結(jié)果表明：無論采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化還是高度化指標(biāo)，水平項(xiàng)及其交互項(xiàng)估計系數(shù)均顯著為負(fù)，由此說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的污染減排效應(yīng)確實(shí)存在收入異質(zhì)性特征。而且，在收入水平高的地區(qū)或年份，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對污染減排的邊際效應(yīng)更明顯。

表3 穩(wěn)健性及異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

注:考慮到各控制變量檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)模型估計結(jié)果基本一致，所以此表中沒有報告各控制變量的估計結(jié)果。

六、結(jié)論和政策建議

本文從合理化、高度化兩個方面考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響污染排放強(qiáng)度的機(jī)制過程，利用主成分分析法測算了各地區(qū)污染排放強(qiáng)度綜合指數(shù)，并構(gòu)建空間面板計量模型實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高度化發(fā)展對污染排放強(qiáng)度的凈影響及其空間效應(yīng)。結(jié)果表明：(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高度化發(fā)展顯著地降低了本地區(qū)的污染排放強(qiáng)度，并促成了污染減排；(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和污染排放存在顯著的空間自相關(guān)性，而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高度化發(fā)展對污染排放強(qiáng)度的影響表現(xiàn)出明顯的空間溢出效應(yīng)，二者的污染減排間接效應(yīng)分別為26%和19%；(3)污染排放具有空間溢出性，本地區(qū)的污染排放強(qiáng)度將受到鄰近地區(qū)或具有經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)地區(qū)污染排放的空間溢出；(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的污染減排效應(yīng)存在收入異質(zhì)性，即收入水平越高則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的污染減排效應(yīng)越明顯。

環(huán)境污染內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低或是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高度化水平較低時，環(huán)境污染的治理速度可能趕不上生態(tài)環(huán)境的破壞速度。另外，在加大環(huán)境綜合治理力度、推進(jìn)污染物達(dá)標(biāo)排放和總量減排的同時，還應(yīng)傾力于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級并轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動力由持續(xù)擴(kuò)大要素投入轉(zhuǎn)換為結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及勞動生產(chǎn)率提升時，將對環(huán)境污染治理起到釜底抽薪的作用。同時，考慮到我國各地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)行為存在相互模仿、學(xué)習(xí)及競爭等空間關(guān)聯(lián)性。所以，在制定環(huán)境污染治理政策時，不僅需要考慮對本地區(qū)的直接效應(yīng)，也需要注意該政策通過空間效應(yīng)而對其它地區(qū)產(chǎn)生間接影響，從而建立污染防治的區(qū)域協(xié)調(diào)機(jī)制，以形成區(qū)域間共同發(fā)展、協(xié)同管理的聯(lián)合控污治污格局。

注釋：

① 限于篇幅，文中沒有報告各主成分對應(yīng)的特征值和貢獻(xiàn)率，若有需要請向作者索取。

② 限于篇幅，文章沒有具體報告各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果，若有需要請向作者索取。

③ 使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)衡量產(chǎn)業(yè)升級測算與表7的回歸相同，取其倒數(shù)，即變量數(shù)值越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理。

[1] Cole M A，Elliott R J．Determining the trade -environment composition effect：the role of capital，labor and environmental regulations [J]．Journal of Environmental Economics and Management，2003，46(3)： 363-383．

[2] Werner A，Brian C，Scott T．Is free trade good for the environment[J]．American Economic Review，2001，91( 4)：877-908．

[3] 李鵬．產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染之間倒“U”型曲線關(guān)系的檢驗(yàn)——基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整幅度和經(jīng)濟(jì)增長速度共同影響視角的分析[J]．經(jīng)濟(jì)問題，2016(10)：21-26+109．

[4] 李斌，趙新化．經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步與環(huán)境污染——基于中國工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的分析[J]．財經(jīng)研究，2011(4)：112-122．

[5] Grossman G M，Krueger A B．Economic growth and the environment[J]．The Quarterly Journal of Economics，1995，110(2)353-377．

[6] 邵帥，李欣，曹建華，楊莉莉．中國霧霾污染治理的經(jīng)濟(jì)政策選擇——基于空間溢出效應(yīng)的視角[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2016(9)：73-88．

[7] Kuznets S．Quantitative aspects of the economic growth of nations:II．industrial distribution of national product and labor force[M]．Economic Development And Cultural Change，1957：1-111．

[8] 劉偉，張輝，黃澤華．中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度與工業(yè)化進(jìn)程和地區(qū)差異的考察[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2008(11)：4-8．

[9] 張宇，蔣殿春．FDI、政府監(jiān)管與中國水污染——基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)進(jìn)步分解指標(biāo)的實(shí)證檢驗(yàn)[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2014(2)：491-514．

[10] Grossman G M，Krueger A B．Environmental Impacts of a north american free trade agreement [R]．NBER Working Paper，1991．

(責(zé)任編輯:鐘 瑤)

Analysis Spatial Econometric Analysis of Impact of Industrial Structure Upgrading on Polluting Emissions

LIU Yingshi1，2，TIAN Yinhua1，Zhoudinggen3

(1.BusinessSchool,HunanUniversityofScienceandTechnology,Xiangtan,Hunan411201,China;2.SchoolofEconomicsandManagement,HunanInstituteofTechnology,Hengyang,Hunan421001,China;3.SchoolofEconomicsandTrade,HunanUniversity,Changsha,Hunan410079,China)

Based on the provincial data during 1997 -2014, this paper investigates the effect of industrial structure upgrading to pollution emission intensity and its spatial spillover effects. The empirical result shows that, rationalization of Industrial structure and high development can reduce the pollution intensity in the region as well as its neighborhood or interrelated region of economy. In addition, pollution emissions in the region can be impacted indirectly by the neighborhood or the interrelated region of economy. Therefore, to reduce the pollution emission intensity, we should upgrade the industrial structure in the region and its neighborhood. In addition, the mechanism of synergy pollution prevention of regional common development and collaborative management is also needed.

Industrial structure upgrading; Pollution emissions; Space -time evolution; Spatial spillover effects

2016 -09 -25

國家社會科學(xué)基金重大招標(biāo)項(xiàng)目(11&ZD043)；國家社會科學(xué)基金一般項(xiàng)目(16YJB30)

劉贏時(1982—)，女，湖南衡陽人，湖南科技大學(xué)商學(xué)院博士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)；田銀華(1954—) ，男，湖南常德人，湖南科技大學(xué)商學(xué)院教授，研究方向：環(huán)境經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

F421

A

1003 -7217(2017)02 -0099 -06