工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響
2017-11-01 23:18:44金春雨吳安兵
中國人口·資源與環境 2017年10期
金春雨+吳安兵
摘要 本文從生產要素投入端將環境污染引至索洛增長模型，理論考察工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響機制，基于1999—2014年我國30個省份的面板數據，以SO2排放量作為環境污染水平的代理變量，采用面板平滑遷移回歸（PSTR）模型檢驗全國及分區域工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響效應及區域差異性。研究結果表明：隨著工業化進程的不斷加快，工業產出及污染排放均呈現不斷上升的趨勢，但由于資本邊際收益遞減規律使得這種增長趨勢逐漸減弱，最終導致經濟增長和環境污染增長趨于穩態，當污染排放增長率降低為負時，經濟增長對環境污染的影響作用由正向轉變為負向。實證表明我國工業經濟結構、經濟增長與SO2排放具有顯著的產出水平門檻效應，隨著經濟產出水平由低區制平滑的過渡到高區制，經濟增長對SO2排放的影響由正向促進作用轉變為負向減排效應，但工業經濟結構對SO2排放呈現逐漸增強正向促進作用，可見工業經濟結構、經濟增長對SO2排放具有顯著的非線性影響。此外，研究發現工業經濟結構、經濟增長對SO2排放的非線性影響存在顯著的區域差異性，東部地區經濟增長與SO2排放呈現顯著的倒“U”型曲線關系，而在中西部地區表現出逐漸增強的促進作用，中部地區的工業經濟結構對SO2排放的促進作用最大，西部其次，東部最弱，研究還表明，減排技術水平以及環境治理投資增加對SO2污染排放具有遏制作用，能源投資的增加加速了SO2的排放。在未來經濟發展中，應摒棄傳統“高投入、高消耗”的工業化模式，政府應實施創新管理，完善環境保護立法，鼓勵企業發展環境污染治理方面的技術，避免以環境容量過渡為代價，追求工業經濟高質量、可持續發展模式。
關鍵詞 工業經濟結構；經濟增長；環境污染；非線性影響；索洛增長模型
中圖分類號 F403.3
文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2017）10-0064-10DOI：10.12062/cpre.20170519
自從1978年改革開放30多年以來，中國GDP年均增長率達10%，人們的生活水平得到顯著改善，然而，在經濟高速增長的同時，中國環境污染日趨嚴重，生態環境受到嚴重破壞，使得經濟遭受嚴重損失。當前，中國正處于重工業化發展的中后期階段，不少地方政府紛紛開始以工業化為工作重點，隨著工業化進程的加快和經濟的快速發展，資源短缺、環境污染與經濟增長之間的矛盾日益尖銳，工業化進程中的能源消耗和污染排放呈現密集增長的態勢，加劇了環境質量的惡化，導致中國經濟的發展很大程度上依賴于能源消耗，工業部門每年消耗的能源占全部能源的80%，其所排放的工業廢氣占全國總排放量的85%，并且這一比例仍繼續上升，使得環境污染和經濟增長的矛盾日益顯著。由于重工業化的發展，中國被認為是世界上能源消耗最大的國家，并在2007年被認為是世界上溫室氣體排放最多的國家，由此產生的環境惡化不僅影響人們的健康，而且有可能威脅到中國十三五期間甚至更長期的經濟可持續發展，因此，厘清中國工業經濟結構、經濟增長與環境污染之間的關系，不僅有利于企業部門合理利用自然資源，在環境可承受范圍內發展經濟，同時為政府部門有針對性地對不同地區的工業環境污染治理提供經驗證據，以便于有效地保護生態環境，促進經濟可持續增長。
1 文獻綜述
針對經濟增長與環境污染之間的相互關系一直是學術界研究的熱點，在理論和實證方面均取得了一些研究成果。實證研究主要體現在環境庫茲涅茨曲線（EKC）的驗證，其最初由Grossma[1] 假設環境污染是GDP的三次函數，并構建跨國面板回歸模型考察環境污染和經濟增長之間的關系，結果發現，環境污染并不會隨著經濟的增長而持續性下降，大多數污染物（如SO2，NO，煙粉塵廢棄物）的排放量與經濟增長呈現倒“U”型或者是“N”型特征。在這之后，很多學者通過構建計量模型考察經濟增長和環境污染之間的關系，其中Shafik[2]、Friedl & Getzner[3] 等證實了環境污染與經濟增長存在著倒“U”型的關系，然而也有些作者對此提出了質疑，比較有代表性的研究是，Stern & Common[4]認為環境庫茲涅茨曲線會隨著控制變量的不同而消失。在國內，也有很多學者在驗證中國是否存在“環境庫茲涅茨曲線”假說，其中代表性的研究有，賀彩霞和冉茂盛[5]，劉笑萍等[6]利用時間序列數據探討環境污染與經濟增長之間的關系，研究結果大都支持環境庫茲涅茨曲線存在。關于環境與經濟增長關系的理論研究主要體現在理論模型的構建上，譬如學者Chichilinsky[7]、Lopez[8]、Forster[9]、彭水軍等[10]將環境質量與環境污染納入新古典增長模型，通過建立消費者的效應函數和生產函數，采用最優控制理論研究消費者效用最大化和生產者的利潤最大化，探討平衡增長路徑下的環境與經濟之間的關系。此外，還有部分學者如黃茂興和林壽富[11]、劉耀彬和楊新梅等[12]在考慮人力資本和技術進步的基礎上，將環境污染引入到內生經濟增長模型中，這不但可以解決最優經濟增長路徑的問題，同時更好的分析經濟可持續發展問題，識別環境因素對長期經濟增長的動態影響。
關于工業經濟結構與環境污染之間的關系研究，Dasgupta[13]、 Dinda & Ryan[14]等從實證分析的角度將工業化水平作為自變量引入到回歸方程模型中，通過工業化指標前面的系數考察工業經濟結構對環境污染的影響大小。國內大部分學者通過實證研究發現工業經濟結構與環境污染之間呈現倒“U”型曲線的關系。近年來，學者張贊[15]將工業化水平代替EKC模型中的收入，專門研究工業經濟結構與環境污染之間的關系，發現工業經濟結構與環境污染之間確實符合倒“U”型的曲線特征；涂正革和肖耿[16]通過構建方向性距離函數考察了工業經濟結構與環境污染之間的協調性，認為在工業化進程中，環境污染排放總體上呈緩慢上升趨勢，且全要素生產率成為中國工業化增長和污染減少排放的核心動力。endprint
從總體上看，國內外針對工業經濟結構、經濟增長與環境污染之間關系的研究主要在線性的框架下采用多元回歸模型檢驗環境庫茲涅茨曲線的存在性，鮮有文獻在理論模型的基礎上分析工業經濟結構、經濟增長與環境污染之間的相互影響關系，此外，多數學者僅僅將環境因素作為生產過程中的“副產品”引入到給定的生產函數，但由于環境在生產過程中必須要“消耗”生產要素，單一地從生產結果的視角分析它們之間的關系，并不能充分體現出環境因素對生產過程的影響作用，更難揭示出最優經濟增長路徑下的環境污染增長影響因素，因此，本文從生產要素投入端將環境引入到索洛增長模型，基于環境污染增長方程將經濟對環境污染的影響分解為規模效應、結構效應和技術效應，從理論是上考察工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響機制，在此基礎上，選取中國1999—2014年30個省份作為面板樣本，以SO2排放量作為環境污染的代理變量，采用非線性面板Granger因果檢驗識別工業經濟結構、經濟增長與環境污染之間的相互影響關系，基于環境污染增長方程運用面板平滑遷移回歸模型檢驗工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響效應。
2 理論模型
2.1 生產函數方程
本文在兩部門（農業部門和工業部門）索洛增長模型框架中引入環境要素探討工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響機制。首先建立農業部門與工業部門的生產函數方程：
假設農業部門生產消費品Y，工業部門生產投資品X。兩種商品均由資本和有效勞動要素生產出來，資本和有效勞動構成了一個規模報酬不變的生產函數，并且滿足稻田條件，因此，本文假設全部農業生產函數方程如下：
其中，KY和LY為農業生產中的資本要素投入量和勞動要素投入量，A表示技術進步，假定技術進步對這兩個部門的生產函數均產生影響作用。
由于在工業部門生產過程中會產生污染，本文以Z表示工業生產過程中產生的污染量，假設每單位的工業產出F會產生Ω單位的污染物；另假定工業生產部門能夠減少污染排放，它是經濟活動工業產出F和減排效應FM的嚴格單調遞增的凹函數，即為M（F，FM）：
其中，KX和LX表示工業生產中資本和勞動投入量，減排技術水平a（θ）=[1-M（1，θ）]，θ=FM/F（0≤θ≤1）代表減排消耗成本占產出的比例，假設減排技術水平滿足a（0）=1，a（1）=0，a′（θ）<0，表示污染物水平隨減排強度的增加而降低，并且假定θ為常數，即在任何時點工業產出中有固定比例用于減少污染排放，這就是索洛模型固定儲蓄的環境模擬，根據減排技術水平滿足的條件，假定其函數方程：a（θ）=（1-θ）1/η，其中η∈（0，1）。
在任何時候，兩部門的廠商都是在給定的要素供給條件下追求利潤最大化，因此，均衡產出水平由充分就業下給定一組價格決定，假定要素市場是完全競爭的，并且廠商面臨勞動要素的價格為w和資本要素的價格為r，資本和勞動供給是完全無彈性且在各部門之間可以自由流動，令產品X的價格為單位價格和產品Y的價格為p，可以得出以下方程：
其中，aKX（w，r），aALX（w，r），aKY（w，r）及aALY（w，r）分別代表生產產品X和Y資本和有效勞動的要素份額，（1）式至（5）式概括了經濟活動在某個時點的生產情況，為簡化分析，本文用收益函數來表示經濟生產活動，并考慮每產生1單位的環境污染，政府收取τ單位的環境稅，那么可以得到如下生產者收益函數方程：
其中，T（K，AL，Z）代表生產可能性集，將（1）式、（2）式及（3）式分別代入（6）式并采用拉格朗日條件極值法求取生產者利潤最大化下的收益函數R（p，τ，K，AL）。借鑒索洛模型假定儲蓄率恒定，即假定消費者收入中儲蓄部門所占的比率s是不變的，其余部分用于消費農業產品，消費者儲蓄用于購買工業投資商品，環境稅的收入由政府以轉移支付返還給消費者，因此，本文在生產者利潤最大化的前提下給出了經濟總產出G（p，K，AL）的等式：
2.2 環境污染方程
本文假定污染排放總量取決于相對價格、要素供給和生產技術水平。令Φ（p，K，AL）代表總產出中工業產出水平所占的比例，那么污染排放總量方程可以表示：
其中，=a（θ）/（1-θ）=（1-θ）（1-η）/η為固定常數，結合前面的經濟增長因素和環境因素，污染排放總量是減排技術水平Ω和經濟規模G（p，K，AL）的生產函數，它也取決于總產出中農業和工業產出水平的相對份額Φ（p，K，AL），即在給定的價格條件下，污染排放由資本、勞動、減排技術水平與生產技術水平共同決定。
2.3 資本動態方程
假定人口增長率和生產技術水平是外生給定的，分別以n和gA表示，借鑒Brock & Taylor[17]的做法，同時假定減排技術水平也是外生給定的，減排技術進步率大于零，即gB>0。資本存量由投資和儲蓄率決定，給定初始資本存量K，固定價格p、生產技術進步gA和折舊率n，那么資本存量動態方程：
2.4 模型的縮減形式
為了便于模型的分析，我們使用縮減形式表示上述各種方程，由于GDP是資本K和有效勞動AL的一次齊次函數，那么我們可以得出以下方程：
其中，lx≡LX/L∈[0，1]表示在工業生產過程中勞動要素投入占全部勞動的份額，k表示單位有效勞動的資本，kx和ky分別代表投入工業生產和農業生產過程中的單位有效勞動的資本，x、y和z分別為單位有效勞動的工業產出、農業產出和污染排放量，f（kx）和h（ky）代表簡化式的工業和農業生產函數，G（p，k）為單位有效勞動的國民產出，并且（p，k）表示工業產出占總產出的比例。
2.5 平衡增長路徑分析
經濟增長取決于資本存量、人口增長和外生技術進步，由于資本邊際收益遞減和價格固定，經濟最終收斂于平衡增長路徑，有鑒于此，我們提出以下假設：endprint
假設1：給定單位有效勞動的初始資本存量k0（k0>0）和固定價格p，經濟總是收斂于穩定的平衡經濟增長路徑。
在平衡增長路徑上，由于工業產出X和污染排放量Z完全線性相關的，那么長期污染排放量也依賴于經濟特征。長期均衡的產出組成取決于平衡增長路徑上單位有效勞動的資本（見圖1）。如果資本存量非常小且滿足k≤ky，即經濟活動只進行農業生產；當資本存量k≥kx時，經濟活動只生產工業產品；當資本存量ky 圖1描述了產出和單位有效勞動平均資本之間的關系，它總結了在給定的價格和固定的減排技術水平條件下不同單位有效勞動平均資本所對應的經濟情況，其中，總產出GNP函數用OABC曲線表示，工業產出X由ODBC曲線給出，農業產出Y由OAEF曲線給出，而污染排放量Z由ODHJ曲線給出。 可以明顯地看出，經濟的生產狀態依賴于單位有效勞動平均資本，根據（12）式，總產出中儲蓄部分可以用來購買工業產品進而產生新的資本，即實際投資；而保持k現有水平所需要的必要投資為（n+σ+gA）k，即持平投資；令k*表示實際投資和持平投資相等時的k值；當k 2.6 工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響理論分析 假定經濟初始狀態的有效勞動平均資本小于平衡增長路徑的有效勞動平均資本，即圖1所呈現的k0 當經濟處于平衡增長路徑狀態時，污染排放增長率由人口增長率、生產技術進步率和減排技術進步率決定，根據（13）式，我們可以得出污染排放增長率表達式如下： 其中，Z·/Z為污染排放總量的增長率，gB為減排技術進步率，·（p，k）/（p，k）表示工業占總產出的比例增長率，G·（p，k）/G（p，k）為單位有效勞動的總產出增長率，（14）式由技術效應（gB）、結構效應（·（p，k）/（p，k））和規模效應（G·（p，k）/G（p，k）+n+gA）三部分組成，分別反映了減排技術水平、工農業結構以及經濟規模對污染排放的影響程度，值得注意的是，規模效應和結構效應的大小都依賴于經濟活動中單位有效勞動平均資本k，這說明單位有效勞動平均資本決定了污染排放的變化情況，規模效應和結構效應的變化情況決定了經濟活動中的初始資本存量相對于穩態資本存量k*的變化幅度。 假設2：假設經濟增長具有可持續性，即長期的污染排放增長率gZ<0，那么存在一個有效資本kp（kp 為驗證上述假設，考慮經濟初始有效資本存量很低，即k0 根據（13）式和（14）式，結合gZ=n+gA-gB，lx≡（k-ky）/（kx-ky），污染排放增長率表達式如（15）式所示： 當處于平衡增長路徑時，令G（p，k）=rk+w+ηx，r為資本邊際成本，那么在平衡增長路徑上滿足sr-（n+σ+gA）=-（sw/k*+sηx*/k*），并將其代入（15）式然后，對單位有效勞動平均資本k求一階偏導得：得： 根據（16）式，結合經濟多元化的假定（k>ky），可知當k 3 工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響效應檢驗 結合理論分析的結果，本文通過采用非線性面板Granger因果檢驗考察工業經濟結構、經濟增長與環境污染之間的相互影響關系，然后基于污染增長方程（14）式采用面板平滑遷移回歸（PSTR）模型實證分析工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響效應及其區域差異性。 3.1 變量說明與數據來源 考慮到數據的可獲得性，本文采用1999—2014年中國大陸30個省自治區（西藏除外）的面板數據進行實證分析，所有原始數據來源于《中國統計年鑒》、《中國工業統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》及各省的統計年鑒。結合污染增長方程（14），現對模型所涉及變量加以詳細說明： （1）環境污染指標。環境污染主要是能源消耗過程中產生的，本文將能源消耗過程產生的SO2作為環境污染水平的代理變量，并最終選取SO2排放量的對數作為被解釋變量，記為lnSO2。
（2）經濟產出指標。本文采用國內生產總值GDP作為經濟產出的代理變量，以CPI指數按2000年為基期進行平減，得到全國各省自治區的實際經濟發展水平，為反映經濟增長對SO2排放增長的影響情況，我們需對實際產出水平進行對數化處理，記為lngdp。
（3）工業經濟結構指標。由于工業化的高低直接反映出企業生產的情況，而企業在生產的過程會消耗大量的能源，進而帶來環境污染，因此，本文考慮用全國各省每年的工業增加值占GDP的比重作為工業經濟結構的代理指標，為反映工業經濟結構對SO2排放增長的影響情況，需同樣進行對數化處理，記為lnind。
（4）環境污染的控制變量urban、EI以及fdirate。urban代表城鎮化水平，本文采用城市人口占總人口的比重來度量，EI代表2000年不變價的GDP能耗（單位：萬t/億元），它反映了污染增長方程中技術效應的大小，即作為減排技術水平的代理變量，fdirate表示外商直接投資占GDP的比重，學術界關于外商直接投資對環境影響有兩大觀點，第一種觀點認為外商直接投資促進了技術進步，從而使得環境得以改善；另一種觀點認為資源需求型的外商直接投資會破壞本國的環境，使得環境進一步惡化。
3.2 變量平穩性檢驗
由于面板數據模型同時包含時間和空間兩個維度，因此，可能存在單位根問題，為避免出現偽回歸的現象，需在回歸分析之前進行面板單位根檢驗，本文同時使用LLC法和ADF法進行面板單位根檢驗，兩種方法中任意一種檢驗不通過原假設，則認為檢驗的經濟變量為非平穩序列，根據表1，可知各變量均為零階平穩。
3.3 非線性面板Granger因果關系檢驗
為考察工業經濟結構、經濟增長與環境污染之間的非線性相互影響關系，本文采用Dumitrescu & Hurlin[18]提出的非線性面板Granger因果檢驗加以刻畫，該方法能夠有效地避免變量外生性帶來的偏誤，檢驗結果如表2所示，觀察表2不難看出工業經濟結構單向非線性Granger影響SO2排放與經濟增長，經濟增長與SO2排放之間呈現雙向的非線性Granger因果關系。
3.4 工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響效應分析
結合理論模型推導與非線性面板Granger因果檢驗的結果，可知工業經濟結構、經濟增長對環境污染的影響存在顯著的非線性關系，特別是理論推導發現工業經濟結構影響著經濟增長對環境污染的作用程度與作用方向，因此，本文基于環境污染增長方程（14）采用Gonzalez & Terasvirta等[19]提出的面板平滑遷移回歸（Panel Smooth Transition Regression，簡稱PSTR）模型進一步刻畫工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響機制的遷移過程，其具體方程如下：
其中，yi，t為i地區在t時刻SO2排放量的對數值，向量xi，t=（lngdpit，lnindit，EIit，urbanit，fdirateit）′，β0、β1分別表示回歸模型的線性部分與非線性部分變量的系數向量，h、m分別代表斜率參數、位置參數的個數，轉移函數F（lngdpit；γ，lngdpit）刻畫了轉移變量在不同區制間的平滑轉移過程，也是可觀測位置變量lngdpit單調有界函數，該函數的取值范圍位于0到1之間，與0，1極端值相聯系的回歸系數分別為β0和β0+β1。由于本文旨在檢驗工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響機制，因此，考慮以lngdpit為轉移變量，lngdpit為轉移函數的位置變量，它決定了機制遷移的位置，而斜率參數γ決定了機制遷移速度，μi，t為隨機干擾項。此處，令產出水平、工業經濟結構、能源消耗強度、城鎮化水平及外商直接投資占比等均服從邏輯平滑遷移過程，進而檢驗產出水平、工業經濟結構對我國環境污染是否存在顯著的非線性影響效應。
由于面板平滑遷移模型需要各個變量之間存在非線性影響關系，因此，要對面板數據進行非線性檢驗，其檢驗的原假設：H0：r=0，如果拒絕原假設，說明面板數據具有非線性，即接受備擇假設：H1：r=1，也就是說可以通過建立PSTR考察工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響關系，具體非線性檢驗結果如表3。
表3 給出了PSTR模型的非線性檢驗結果以及位置參數個數的確定，觀察表3可以看出，LM、LMF及LRT三個統計量均通過了1% 顯著性檢驗，表明PSTR模型具有顯著的非線性特征，并且原假設H*02和H*03均未通過顯著性檢驗，說明模型應選擇1個位置參數，其參數估計結果如表4所示。
表4給出了PSTR模型的估計結果，當實際產出水平門低于門檻值6 650.18億元，經濟增長對SO2排放具有顯著的正向促進作用，當實際產出水平高于此門檻值，經濟增長表現為減排效應，而工業經濟結構對SO2排放呈現逐漸增強正向促進作用，可見工業經濟結構與經濟增長是影響我國SO2排放的重要影響因素。值得注意的是，2008年我國平均實際產出水平為6 668.783億元，與上述門檻值相當，表明2008年之前經濟增長加劇了SO2排放，2008年之后經濟增長對SO2排放的促進作用減弱。經測算2015年全國平均產出水平已高達12 585.05億元，位于門檻值的右側，這與我國SO2排放總量的實際情況相符，即SO2排放增長率由2008年的2 321.20萬t逐漸下降到2015年的1 928.35萬t。可見隨著我國實際產出水平的逐漸提高，經濟增長與SO2排放呈現出先正向后負向的倒“U”型關系。
此外，從表4中的斜率參數r值可看出，經濟增長、工業經濟結構、GDP能耗、城鎮化水平及外商直接投資占比對SO2排放量均有顯著的平滑作用，這點也可通過圖2的平滑遷移函數圖看出。隨著產出水平由低區制過渡到高區制，工業經濟結構與GDP能耗對SO2排放的影響endprint
作用逐漸增強，城鎮化水平對SO2排放的正向影響作用逐漸減弱，而外商直接投資占比由微弱的負向效應轉為顯著的正向效應，這可能由于隨著經濟的快速發展，人們對環境的要求越來越高，城鎮化反而會減弱環境污染的程度，而資源需求型的外商直接投資給我國環境帶來了破壞。
3.5 分區域檢驗工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響效應
本文在分析全國整體工業經濟結構、經濟增長對環境污染的非線性影響機制基礎上，同樣采用面板平滑遷移模型檢驗我國工業經濟結構、經濟增長對環境污染的影響是否存在區域差異性，解釋變量、被解釋變量及轉換變量保持不變。根據非線性剩余檢驗LMF統計量值的大小，以及樣本回歸模型的AIC與BIC值，三個區域的PSTR模型的轉換函數和位置參數個數的最佳組合均為r=1，m=1。在此基礎上，采用非線性最小二乘法分別進行回歸，結果如表5所示。
在東部，當地區產出水平小于門檻值14 928.091（e9.611 2）億元時，經濟增長對SO2排放具有顯著正向促進作用，當地區產出水平大于門檻值14 928.091億元時，經濟增長對SO2排放的促進作用明顯減弱，表明相比產出水平較低的地區，產出水平較高地區的經濟增長對SO2排放的促進作用反而減弱，主要原因可能是，東部地區只有少部分省份的產出水平大于門檻值14 928.091億元，比如上海、北京、天津、浙江等省份，這些地區的居民生活水平較高，環境保護意識較強，區域環境規制強度較高，區域產業結構調整和優化，促使經濟增長對SO2排放的影響作用減弱；隨著經濟產出水平由低區制過渡到高區制，工業經濟結構對SO2排放的正向效應也逐漸減弱，原因可能是，經濟發達地區的工業發展以由重工業發展逐步過渡到輕工業發展，致使工業經濟結構對環境污染的作用減小。由此可見，東部地區的工業經濟結構與經濟增長對SO2排放均存在明顯的非對稱效應（見圖3）。
在中部，隨著產出水平由低區制過渡到高區制，經濟增長對SO2排放的影響表現出逐漸增強的正向效應，即當中部地區產出水平低于3 175.435（e8.063 2）億元時，經濟增長顯著的促進SO2排放，且隨著產出水平的提高，這種促進作用更為明顯，經測算位于高區制的樣本數為116個，占中部地區所有樣本數的90.63%，表明中部地區大部分省份的經濟增長帶來嚴重的環境污染。工業經濟結構對SO2排放也表現出逐漸增強的正向效應，GDP能耗與外商直接投資占比對SO2排放的促進作用明顯高于東部區域，且中部地區低區制向高區制遷移的速度明顯比東部區域要快（見圖4）。
相比東中部地區，西部地區產出水平由低區制遷移至高區制的速度比東中部地區都要快，轉移函數的斜率參數高達50.312，此時面板平滑遷移回歸模型退居為兩區制面板門限模型（見圖5），且經濟增長對SO2排放具有逐漸增強的正向促進作用，而并沒有表現出倒“U”曲線關系，工業經濟結構與GDP能耗對SO2排放也表現出逐漸增強的正向作用，值得注意的是，西部地區外商直接投資對環境污染的正向影響作用明顯高于東中部地區，可能的原因是由于西部地區資源較為豐富，大量的外商直接投資流向西部區域資源的勘探開發，致使環境污染較為嚴重。
從經濟增長對SO2排放的影響作用強弱來看，中部大于西部，而西部大于東部，從大于位置參數的樣本占比來看，東部為33.53%，西部為75.57%，而在中部處于高區制促進SO2排放的占比為90.63%，說明中部地區的SO2排放強度最強，西部其次，東部最弱，可能的原因是，隨著經濟的快速發展，SO2污染存在從東部地區逐步向中部地區轉移的趨勢，中部地區迫于經濟快速發展的需要，能源對勞動和資本的替代作用加強，東部地區污染較嚴重的企業逐漸轉移到中部地區，且由于中部部分地區的經濟發展水平較低（如江西、吉林），減排技術水平相對落后，導致經濟增長對東部地區的SO2的影響作用最大。值得注意的是，東中西部地區的工業經濟結構、經濟增長與SO2排放均具有顯著的產出水平門檻效應，且相比全國整體的產出水平門檻值，東部地區的產出水平轉變點較高，中西部地區的產出水平轉變點較低，隨著產出水平的逐漸提高，東部地區的經濟增長與SO2排放呈現典型的倒“U”型曲線關系，但中西部地區經濟增長對SO2排放具有逐漸增強的正向促進作用，不存在倒“U”型曲線關系。中部地區的工業經濟結構對SO2排放的影響程度最大，西部其次，東部最弱，且中西部地區的影響作用逐漸增強，可能的原因在于，隨著中西部地區工業化、城市化進程的不斷加快，中西部地區經濟對能源的需求使得SO2的排放持續增加，進而使得工業經濟結構和經濟增長對SO2排放的非線性影響作用逐漸增強。東中西部地區GDP能耗對SO2排放均呈現逐漸增強的促進作用，相比經濟產出水平較低地區，東部經濟較為發達地區的城鎮化水平對SO2排放的促進作用較弱，而中西部地區城鎮化水平加速SO2的排放，東部地區外商直接投資對SO2排放的影響由低區制的促進作用轉變為高區制的減排效應，東部地區外商直接投資所帶來的技術溢出效應與競爭效應能夠降低環境污染，中西部地區資源需求型的外商直接投資會破壞地區的環境。
4 結論與啟示
本文從投入端將環境污染引入索洛增長模型并將其擴展為兩部門索洛增長模型，探討工業經濟結構、經濟增長對環境污染的影響機制，結合我國省級面板數據對理論模型進行實證檢驗，主要研究結論如下：①隨著工業化進程的不斷加快，工業產出及污染排放均呈現不斷上升的趨勢，但由于資本邊際收益遞減規律使得這種增長趨勢逐漸減弱，最終導致經濟增長和環境污染增長趨于穩態，且污染排放增長率的降低使得經濟增長對環境污染的影響作用由正向逐漸轉變為負向。②通過實證分析結果顯示，工業經濟結構與經濟增長對SO2排放存在顯著的產出門檻效應，該門檻值為6 650.18億元，隨著經濟產出水平由低區制平滑的過渡到高區制，經濟增長對SO2排放的影響由正向促進作用轉變為負向減排效應，但工業經濟結構對SO2排放呈現逐漸增強正向促進作用，可見工業經濟結構、經濟增長對SO2排放具有顯著的非線性影響。③根據分區域檢驗結果可知，盡管東中西部地區的工業經濟結構、經濟增長對SO2排放均具有顯著的產出水平門檻效應，但只有東部地區經濟增長與SO2排放呈現顯著的倒“U”型曲線關系，中西部地區的經濟增長對SO2排放卻表現出逐漸增強的促進作用，隨著經常產出水平由低區制過渡到高區制，東部地區工業經濟結構對SO2排放的促進作用減弱，而中西部地區的促進作用卻逐漸增強，表明東部地區相對發達的減排技術水平以及環境治理投資增加對環境污染排放具有遏制作用，中西部地區迫于經濟快速發展的需要，能源投資的增加加速了環境污染的排放。endprint
綜上所述，著眼于當下環境污染治理問題，工業經濟結構是導致環境惡化的重要因素，環境污染很大程度上受地區經濟增長的影響，目前中西部地區的經濟增長很大程度上是通過高投入、高消耗及重工業化的路徑來實現，導致環境受到嚴重破壞，因此，要加快工業行業結構調整，走新型工業化道路，政府實施創新管理，完善環境保護立法，鼓勵企業發展環境污染治理方面的技術，加強環保宣傳力度，提高人們環境保護意識，避免以環境容量過渡為代價，追求工業經濟高質量、可持續發展模式。
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