二氧化硫排放對經濟發(fā)展的影響：基于中國省級面板數據的實證分析

牛曉耕，劉美玉，王孟雙

（河北地質大學 經濟學院，河北 石家莊 050031）

近年來，隨著人類工業(yè)化道路的前進，日益惡化的大氣環(huán)境給人類的生存和發(fā)展帶來了很大的困擾。大氣污染逐漸成為社會的熱點研究問題，自2013年《大氣污染防治計劃》發(fā)布以來，從中央到地方，各級政府都把大氣污染治理納入年終考核目標。近年來，由于中央及地方各級政府的重視和產業(yè)結構水平的提高，相對于2015年，2020年我國二氧化硫（SO2）排放量下降15%以上。雖然我國二氧化硫排放總量日趨下降，但是二氧化硫排放總量仍相對較高，對經濟發(fā)展和人類生活產生了負面影響。二氧化硫排放過多會造成環(huán)境的酸化，極大程度危害農業(yè)生產以及人體健康。大量研究表明，二氧化硫污染會通過延緩城鎮(zhèn)化、損害人力資本或者破壞生產環(huán)境等傳導機制降低經濟發(fā)展水平。明確環(huán)境污染對經濟發(fā)展的負面作用有利于制定更加科學、高效的環(huán)保政策。我國要想改變大氣污染現狀，必須加大環(huán)境治理力度，嚴格監(jiān)管落實大氣污染防治計劃，同時鼓勵發(fā)展現代服務業(yè)，淘汰落后產能。本文以人均GDP作為經濟發(fā)展程度的衡量標準，采用2006—2019年中國30個省份（不包含西藏及港澳臺）二氧化硫排放的面板數據，并選取政府治理作為工具變量緩解其內生性，分析二氧化硫排放及政府治理對經濟發(fā)展的影響，同時選取城鎮(zhèn)化率和對外開放程度作為門限變量，探討其在不同區(qū)間下二氧化硫排放對經濟發(fā)展的影響。

一、文獻綜述

關于經濟發(fā)展與大氣污染之間關系的文獻較多，但研究大氣污染如何影響經濟發(fā)展的文獻相對較少。大氣污染能夠通過損害人體健康、降低農牧業(yè)生產率以及投入大量治理費用等影響經濟增長[1]。Ebenstein等采用一階差分模型研究我國收入、污染和死亡率之間的關系，表明環(huán)境污染對經濟增長有部分抵消作用[2]。Graff Zivin等研究證實環(huán)境污染對人體健康有很大的負面影響[3]，尤其會增加人們的呼吸系統發(fā)病率[4]，從而會降低勞動生產率，影響經濟發(fā)展水平。何潔通過研究進出口貿易與工業(yè)二氧化硫排放的關系發(fā)現，工業(yè)二氧化硫排放與進出口貿易對經濟發(fā)展的作用相反[5]，即工業(yè)二氧化硫排放會對經濟發(fā)展產生負面影響。陳詩一和陳登科以2004—2013年中國286個地級以上城市建立了兩階段最小二乘回歸模型來分析霧霾污染與經濟發(fā)展質量之間的關系，并選取政府環(huán)境治理這個工具變量有效緩解其內生性，結果表明，霧霾污染與經濟發(fā)展之間存在負相關關系，并且說明了霧霾污染影響經濟發(fā)展的傳導機制[6]。

關于衡量大氣污染指標的選取，一些學者采用傳統工業(yè)三廢[7]或者工業(yè)廢氣來衡量大氣污染，但是這種方式只能衡量工業(yè)對大氣的污染，并不能全面反映大氣污染程度。現在許多學者多采用PM2.5來衡量霧霾污染[8]，但是國內PM2.5數據統計較晚，需借鑒國外相關學者的統計數據[9]。與研究霧霾污染的文獻數量相比，研究二氧化硫排放對經濟發(fā)展影響的文獻相對較少，宋鋒華使用面板門限模型分析二氧化硫與經濟發(fā)展之間的關系，并且驗證了二氧化硫排放與經濟發(fā)展之間符合庫茲涅茨曲線所述的倒U型關系[10]，但未選取合適的工具變量緩解二者之間的內生性問題。Carson研究了美國在不同的收入水平下的二氧化硫排放量，結果符合環(huán)境庫茲涅茨曲線所述的倒U型狀態(tài)[11]。二氧化硫作為影響大氣污染的主要污染物之一，與經濟發(fā)展的關聯性很強，因此，本文選取二氧化硫作為衡量大氣污染的指標，同時選擇政府環(huán)境治理指標作為工具變量，緩解了二者之間存在的內生性問題；選取城鎮(zhèn)化率和對外開放程度作為門限變量，論證在不同范圍內二氧化硫排放對經濟發(fā)展的影響，以期為提升我國政府環(huán)境治理的質量和效率、促進我國經濟高質量發(fā)展提供理論依據。

二、模型構建與數據說明

（一）基準模型

本文主要研究二氧化硫排放對經濟發(fā)展的影響，因此將二者作為核心變量納入模型中，為進一步考察其他因素對經濟發(fā)展的影響，同時緩解遺漏變量偏誤，將物流發(fā)展水平、產業(yè)結構、地區(qū)研發(fā)水平以及對外開放程度作為控制變量納入模型。基于此，本文構建如下基準計量模型：

其中，pgdpit表示i地區(qū)在t年的實際人均GDP，ln so2it表示i地區(qū)在t年的二氧化硫的對數，α0為常數項，xit為相應的控制變量，μi為省份個體效應，λt為時間固定效應，εit為隨機擾動項。

（二）變量說明

1.被解釋變量

經濟發(fā)展水平提升的同時往往伴隨著環(huán)境污染加劇，借鑒邵帥[12]等學者的研究，本文采用人均GDP來度量經濟發(fā)展水平，以2006年為基期，對人均GDP進行平減處理，得到各省份的實際人均GDP。

2.解釋變量

隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展，城市大氣污染問題日益嚴重，二氧化硫是常見的大氣污染物之一，對農業(yè)生產和人體健康具有很大的危害性。現有文獻多關注經濟發(fā)展對二氧化硫排放的影響，忽略了二氧化硫排放對經濟發(fā)展的負面影響，因此本文選取二氧化硫的排放量作為衡量大氣污染的指標，并選取政府治理作為工具變量，研究其對經濟發(fā)展的影響。

3.控制變量

結合已有研究，為緩解遺漏變量帶來的偏誤，本文還選取了一些控制變量，主要包括：產業(yè)結構（is）、物流發(fā)展水平（logis）、地區(qū)研發(fā)水平（rd）、對外開放程度（trade）以及城鎮(zhèn)化率（urban）。以上被解釋變量、解釋變量以及控制變量的描述性統計及度量指標見表1。

表1 變量的描述性統計及度量指標

（三）二氧化硫排放與經濟發(fā)展之間的內生性及工具變量選取

在研究二氧化硫排放與經濟發(fā)展水平之間的關系時，二氧化硫排放的內生性是一個不得不考慮的問題。具體而言，一方面，二氧化硫的排放可能會通過延緩城鎮(zhèn)化拖累經濟發(fā)展水平；另一方面，隨著經濟發(fā)展水平的提高會調整能源與產業(yè)結構，從而減少二氧化硫的排放，即二氧化硫的排放與經濟發(fā)展之間存在雙向因果關系，會導致內生性問題的存在。因此，我們必須找到一個有效的工具變量來緩解上述內生性問題。工具變量的選擇要求與本文中的內生變量（二氧化硫排放）高度相關，但是并不直接作用于經濟發(fā)展水平。本文借鑒Chen[13]的方法，采用省級政府工作報告中有關“環(huán)保”一詞相關詞匯字數占全文總字數的比重作為政府治理的代理變量①原因如下：第一，政府工作報告是政府實施各項政策的“信號燈”，能夠很好地反映政府對大氣污染治理的重視程度；第二，省級政府工作報告一般發(fā)生在年初，而經濟活動貫穿一年的始終，本年的經濟活動難以對當年的政府工作報告產生影響，可以很好地避免“反向因果”產生的內生性問題。。

基于以上分析，為更好地識別政府治理對經濟發(fā)展以及環(huán)境的影響，本文選取政府治理作為工具變量，在基準回歸模型的基礎上構建了兩階段最小二乘回歸模型（IV-2SLS），第一階段回歸中以ln so2it作為被解釋變量，說明環(huán)境治理對二氧化硫排放的影響；第二階段回歸中以pgdpit作為被解釋變量，將二氧化硫排放的治理效果作為核心解釋變量來分析其對經濟發(fā)展水平的影響。模型設定如下：

其中，gemit表示i地區(qū)在t年的政府環(huán)境治理變量，是上述兩階段最小二乘回歸模型中的工具變量。其余變量解釋與基準模型相同。

三、二氧化硫排放對經濟發(fā)展影響的實證檢驗

（一）基準模型回歸結果

基準模型回歸結果（見表2）顯示，ln so2的系數（式（1）中的α1）顯著為負，即二氧化硫排放對經濟發(fā)展產生了負面影響。在工業(yè)的生產工藝過程中經常會排放大量二氧化硫，為控制產業(yè)結構的影響并緩解遺漏變量偏誤，第2列和第4列加入第二產業(yè)增加值占GDP比重來控制產業(yè)結構的影響，結果與第1列和第3列的系數方向一致，即二氧化硫排放與經濟發(fā)展水平顯著呈負相關關系。由于現期的經濟發(fā)展很難對歷史的二氧化硫排放產生影響，為緩解二氧化硫排放的內生性問題，將ln so2滯后一期來識別其與人均GDP之間的關系。結果表明，滯后一期ln so2與人均GDP之間仍呈負相關關系。

如表2，二氧化硫排放顯著拖累了經濟發(fā)展水平，但二氧化硫排放是從一開始就拉低了經濟發(fā)展水平還是其污染達到一定程度之后才對經濟發(fā)展產生了負面影響？為了解這一問題，繪制了二氧化硫排放與經濟發(fā)展之間關系的散點圖（如圖1所示），并加注了一些省份的標簽。結果表明，二氧化硫排放對經濟發(fā)展水平的影響很大程度上與污染水平和經濟發(fā)展階段有關[14]。由于地理位置、產業(yè)結構、資本和技術水平差異等因素，一些發(fā)達省份（如北京、天津、上海、江蘇等）經濟發(fā)展快并且環(huán)境質量優(yōu)，二氧化硫排放對經濟發(fā)展未產生顯著的負面作用；貴州、山西等二氧化硫排放量高的省份，經濟發(fā)展水平卻不高，二氧化硫排放對經濟發(fā)展有負面效應。還有一些省份（如寧夏、海南）二氧化硫排放量和經濟發(fā)展水平都很低。考慮到目前各省份的總體二氧化硫排放水平較高，對經濟發(fā)展產生了負面影響，與基準回歸模型中所得到的結論是一致的。

圖1 二氧化硫排放與經濟發(fā)展水平關系的散點分布

表2 基準模型回歸結果

（二）地區(qū)異質性分析

為進一步分析區(qū)域二氧化硫排放對經濟發(fā)展水平影響的差異性，按照地理環(huán)境和經濟發(fā)展水平將我國分為東、中、西三部分①其中東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、山東、上海、江蘇、福建、浙江、遼寧、廣東和海南；中部地區(qū)包括：黑龍江、吉林、河南、山西、安徽、湖北、湖南和江西；西部地區(qū)包括：四川、重慶、陜西、寧夏、青海、新疆、內蒙古、貴州、甘肅、云南和廣西。。在基準回歸分析的基礎上，分別將東、中、西部地區(qū)的二氧化硫排放作為解釋變量與人均GDP進行回歸。結果如表3所示，第1列為東部地區(qū)的回歸結果，第2、3列為中部和西部地區(qū)回歸結果，可見無論是東部、中部還是西部地區(qū)，ln so2的系數都顯著為負，即二氧化硫排放對經濟發(fā)展有負面作用。但是二氧化硫排放對三個地區(qū)的經濟發(fā)展水平影響程度不同，西部地區(qū)二氧化硫排放對經濟發(fā)展的負面影響最大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)受到的影響最小。究其原因可能是中西部地區(qū)的產業(yè)結構水平較低，承接了外來和東部地區(qū)的高污染企業(yè)，經濟發(fā)展多依靠高能耗企業(yè)拉動，導致中西部地區(qū)的二氧化硫排放量較多，拉低了經濟發(fā)展水平；而一些發(fā)達的省份多集中在東部地區(qū)，這里產業(yè)結構水平高，經濟發(fā)展過程中排放的二氧化硫較少，不足以拉低經濟發(fā)展水平。

表3 二氧化硫排放的地區(qū)異質性

（三）門限效應分析

由以上分析可知，二氧化硫的排放顯著拉低了經濟發(fā)展水平，但由于30個省份地區(qū)差異性較大，經濟因素對于不同地區(qū)的作用結果也不盡相同，因此本文將城鎮(zhèn)化率（ln urban）、對外開放度（ln trade）作為門限變量，論證這兩個因素在一定區(qū)間內對于經濟發(fā)展的影響，同時對這兩個因素進行門限效應檢驗，發(fā)現具有單一門限值，因此本文構建如下單一面板門限回歸模型：

其中x代表門限變量，即城鎮(zhèn)化率（ln urban）和對外開放度（ln trade），γ 代表門限值，示性函數 I（x≤γ）時取值為1，否則為0。其余變量解釋與基準模型相同。

如表4所示，城鎮(zhèn)化率（ln urban）的門限值為0.523 3，根據門限值劃分了兩個區(qū)間，即高城鎮(zhèn)化水平的地區(qū)（γ＞0.523 3）和低城鎮(zhèn)化水平的地區(qū)（γ≤0.523 3），在兩區(qū)間內，ln so2對經濟發(fā)展水平的影響均顯著，但是存在明顯的地區(qū)異質性，即城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)，二氧化硫排放對經濟發(fā)展水平影響較小。原因可能是城鎮(zhèn)化率較高的地區(qū)產業(yè)結構水平較高，即第二產業(yè)的占比較低，經濟發(fā)展過程中產生的二氧化硫排放量少。對外開放程度（ln trade）的門限值為0.589 9，根據門限值劃分了兩個區(qū)間，即對外開放程度高的地區(qū)（γ＞0.589 9）和對外開放程度低的地區(qū)（γ≤0.589 9），發(fā)現對外開放程度較高的地區(qū)，ln so2對經濟發(fā)展水平的負面影響較大，說明我國部分地區(qū)承接國際產業(yè)轉移的同時，可能忽略了其對環(huán)境的負面影響[15]。

表4 門限效應分析

（四）工具變量模型回歸結果

本文采用工具變量法研究二氧化硫排放對經濟發(fā)展水平的影響，用環(huán)境詞匯字數占政府工作報告總字數的比重作為工具變量，將被解釋變量、解釋變量以及工具變量進行回歸，發(fā)現第一階段回歸的工具變量系數的聯合顯著性F統計量為20.301 7，即不存在弱工具變量；同時進行了異方差穩(wěn)健的DWH檢驗，發(fā)現F統計量與χ2統計量的P值都小于0.01，即ln so2為內生解釋變量。在第一階段回歸中，核心解釋變量ln gem的系數顯著為負，表明環(huán)境治理顯著降低了二氧化硫的排放量。如表5所示，第1列相對于第2列而言控制了產業(yè)結構這一變量，ln gem的系數仍顯著為負。第二階段回歸中l(wèi)n so2的系數顯著為負，其絕對值相較于基準回歸中的ln so2的系數絕對值大了很多，這表明由于內生性問題的存在，二氧化硫排放對經濟發(fā)展水平的影響被低估。

表5 工具變量模型回歸結果

具體來說，根據第一階段回歸結果，當環(huán)境字數占比每提高1%，二氧化硫的排放濃度下降0.282 2%；同時根據第二階段回歸結果，當二氧化硫濃度每上升1%，人均GDP下降0.041 1%，在控制產業(yè)結構的影響之后，政府治理對二氧化硫排放的影響相對第1列較小，二氧化硫濃度每上升1%，人均GDP下降0.039 8%。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了確保研究結果的準確性，本文將工具變量模型的回歸結果進行了穩(wěn)健性檢驗，檢驗結果見表6。由于直轄市直接受中央政府管轄，為了減少行政命令對地區(qū)環(huán)境及經濟發(fā)展的影響，第1列將4個直轄市的面板數據剔除，然后再進行工具變量模型的回歸，回歸結果與基準工具變量模型結果對比，ln so2的系數依然顯著為負。為了緩解異常值對回歸結果的影響，第2列在第1列的基礎上剔除了二氧化硫排放量最低和最高1%的數據，發(fā)現ln so2的系數依然顯著。最后為了緩解控制變量的存在而可能產生的內生性問題，第3列將所有的控制變量滯后一期，發(fā)現ln so2的系數也非常顯著。從以上3個檢驗可以看出，本文工具變量模型所得的回歸結果是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性分析

四、研究結論與對策建議

（一）研究結論

本文基于2006—2019年中國30個省份的面板數據，選取政府環(huán)境治理作為工具變量，構建基于工具變量的2SLS模型，分析了二氧化硫排放對經濟發(fā)展的影響，并進一步分析了東、中、西部的地區(qū)異質性和基于城鎮(zhèn)化率、對外開放度的門限效應，得出主要結論如下。

第一，從全國層面來看，目前各省份二氧化硫的排放量顯著影響我國的經濟發(fā)展水平。已有研究表明，大氣污染會通過延緩城鎮(zhèn)化、損害人力資本積累等傳導機制降低經濟發(fā)展水平。從地區(qū)層面來看，二氧化硫排放對經濟發(fā)展的影響存在明顯的地區(qū)異質性。西部地區(qū)經濟發(fā)展受到二氧化硫排放量的影響最大，原因主要是該地區(qū)產業(yè)結構不盡合理，污染物排放量較大，從而對經濟發(fā)展產生負面影響；東部地區(qū)（如北京、天津、上海、江蘇等省份）的經濟最為發(fā)達，經濟發(fā)展未對大氣污染產生惡化效應，這些地區(qū)反而有更多資金和技術用來改善生態(tài)環(huán)境，經濟發(fā)展對大氣污染具有正向調節(jié)效應。

第二，政府治理可以顯著降低二氧化硫的排放量。地方政府在環(huán)境污染治理方面起到非常重要的作用，可以有效降低環(huán)境污染水平。在控制了產業(yè)結構的影響之后，政府環(huán)境治理的效果略微下降。因此，在污染較為嚴重的中西部地區(qū)，政府應通過大量投入資金和引進技術等措施促進該地區(qū)的產業(yè)結構升級，必要時可以實施強制手段。

第三，在面板門限模型中，城鎮(zhèn)化和對外開放對二氧化硫排放存在明顯的門限效應。在城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)，由于地理位置好、產業(yè)結構水平高等因素，二氧化硫對經濟發(fā)展水平的影響較小；在對外開放程度高的部分地區(qū)，可能承接產業(yè)轉移的質量不高，存在“重引輕選”現象，會使污染物排放增多，從而對經濟發(fā)展產生負面影響。

（二）對策建議

第一，轉變經濟發(fā)展方式，降低能耗，提升產品質量和經濟效益。各地區(qū)因地制宜，東部地區(qū)發(fā)達省份要依法預防環(huán)境污染；中部地區(qū)在承接東部地區(qū)產業(yè)轉移的同時，加快自身發(fā)展建設，重視創(chuàng)新驅動要素對經濟發(fā)展水平的影響，實現經濟發(fā)展與環(huán)境質量提升的良性互動；西部地區(qū)要考慮拓展傳統資源的生態(tài)效益價值，調整產業(yè)布局，推進精深加工，通過發(fā)展循環(huán)經濟減輕環(huán)境壓力。

第二，要重視政府在環(huán)境治理過程中發(fā)揮的作用。政府要起到“領頭羊”的作用，各省要根據實際情況切實擬定環(huán)境治理政策，在產業(yè)結構水平低的地區(qū)重視行政命令的作用，對重能耗、重污染企業(yè)加以規(guī)制[16]，在產業(yè)結構水平高的地區(qū)采用各類經濟手段，充分發(fā)揮市場作用。加大對生態(tài)工業(yè)園區(qū)的扶持力度和傳統工業(yè)園區(qū)的污染監(jiān)控；尋求控制和消除各類因素對環(huán)境的污染和破壞，提升環(huán)境保護的政策力度；各省級政府要做好大氣污染的聯防聯控，將自身定為責任主體，采用全局性戰(zhàn)略，對臨近省份的大氣污染進行協同管理。

第三，堅持促進城鎮(zhèn)化進程和環(huán)境保護并舉。各省應有序推進集約、高質量的城鎮(zhèn)化進程，完善基礎設施，通過合理手段將城鎮(zhèn)化進程中的生態(tài)成本內生化，在節(jié)約資源、保護環(huán)境的同時注重城市的生態(tài)建設；產業(yè)結構水平的改善會提升城鎮(zhèn)化水平，因此要引導第三產業(yè)集聚水平的提升，促進產業(yè)結構升級，推動高附加值產業(yè)快速發(fā)展。

第四，在引入外資的同時提升本國企業(yè)的國際競爭力。堅持“引進來”和“走出去”相結合戰(zhàn)略，提高引入外資的質量，消化吸收國外先進技術；重視科技創(chuàng)新，讓科技創(chuàng)新成為經濟高質量發(fā)展的第一動力；放寬第三產業(yè)的引入門檻，著力引入知識密集型、技術密集型的產業(yè)，改善內地投資環(huán)境，鼓勵引導外資向農業(yè)、交通等基礎產業(yè)轉移；借鑒外來的先進技術和經驗，創(chuàng)造科技附加值，提升產品質量，加快先進技術和生產能力的本土化，使我國從國際直接投資（FDI）引入國變?yōu)檩敵鰢?/p>