經濟開放、工業化與環境質量*

馬 勇 姚 馳 李書舒

一、引言與文獻綜述

中國加入世貿組織以來，經濟開放程度不斷提升，逐漸成為吸收外資最多的國家。經濟開放帶來了充足的資金和先進的技術，促進了中國經濟的發展，然而，開放過程中產生的污染產業轉移等問題，又對環境質量的保護提出了挑戰。從圖1中可以看到，2001年以來中國吸收的外商直接投資（FDI）持續增長，而主要污染物二氧化硫排放量則經歷了先上升后下降的趨勢，僅從圖中難以看出兩者之間明確的關系，因此有必要對經濟開放影響環境污染的作用機制進行更深入的討論。與此同時，中國工業化的快速發展消耗了大量的能源，在實現經濟增長的同時，也帶來了一系列的環境問題。從圖2中可以直觀地看到，工業化與環境污染之間存在明顯的正相關性。近年來，隨著環境問題的關注度持續上升，環境保護已經成為中國在制定發展規劃時的一個重要考慮因素。在此背景下，研究經濟開放和工業化對環境質量的影響，對中國進一步推進經濟開放和產業結構調整升級具有重要的理論價值和實踐指導意義。

在經濟全球化的背景下，經濟開放與東道國環境質量之間的關系，引起了學者們的廣泛關注。其中，一種盛行的觀點是“污染天堂”假說（pollution heaven hypothesis）。這一假說最早由Copeland和Taylor在研究南北貿易時提出，認為發達國家制定的環保標準更加嚴格，而發展中國家為了吸引外資和追求經濟發展，在環境規制方面較為寬松。因此，為了規避環境規制和降低成本，污染密集型產業會由發達國家轉移至發展中國家，形成產業和污染的轉移，從而惡化了東道國的環境質量。①Copeland B.R., Taylor M.S., “North-South Trade and the Environment”, The Quarterly Journal of Economics, Vol.109, No.3,1994, pp.755-787.許多學者通過研究證實了這一假說的存在。例如，Baek基于東盟國家的數據研究發現，外資流入傾向于增加東道國二氧化碳的排放量。②Baek J., “A New Look at the FDI-Income-Energy-Environment Nexus: Dynamic Panel Data Analysis of ASEAN”, Energy Policy,Vol.91, 2016, pp.22-27.Abdouli和Hammami、Ajide和Adeniyi 、Shahbaz等的研究也發現，經濟開放加劇了東道國環境的退化。③Abdouli M., Hammami S., “Economic Growth, FDI Inflows and Their Impact on the Environment: An Empirical Study for the MENA Countries”, Quality & Quantity, Vol.51, No.1, 2016, pp.121-146; Shahbaz M., Nasreen S., Abbas F., Anis O., “Does Foreign Direct Investment Impede Environmental Quality in High-, Middle-, and Low-Income Countries?”, Energy Economics, Vol.51,2015, pp.275-287; Ajide B., Adeniyi O., “FDI and the Environment in Developing Economies: Evidence from Nigeria”, Environmental Research Journal, Vol.4, No.4, 2012, pp.291-297.

然而，也有學者對“污染天堂”假說表示質疑，提出了不同的觀點，最具代表性的是“污染光環”假說（pollution halo hypothesis）。Zarsky、Chudnovsky和López認為，外資企業擁有更加先進的生產技術和更加嚴格的環保標準，因此，相對于當地企業，外資企業產生的污染排放量更少。而且，通過技術外溢效應，還能夠對東道國污染處理技術的提升產生正向貢獻，從而形成“污染光環”效應。④Zarsky L., “Havens, Halos and Spaghetti: Untangling the Evidence about Foreign Direct Investment and the Environment”,Foreign Direct Investment and the Environment, Vol.13, No.8, 1999, pp.47-74; Chudnovsky D., López A., “TNCs and the Diffusion of Environmentally Friendly Technologies to Developing Countries”, La Nouvelle Presse Médicale, 1999.部分學者也對這一假說進行了實證檢驗。例如，Wheeler分析了美國、中國、巴西和墨西哥的空氣質量變化趨勢，發現中國、巴西和墨西哥作為吸收外資最多的三個國家，并沒有因為外商直接投資的增加而引起空氣質量的惡化。①Wheeler D., “Racing to the Bottom? Foreign Investment and Air Pollution in Developing Countries”, The Journal of Environment& Development: A Review of International Policy, Vol.10, No.3, 2001, pp.225-245.Dietzenbacher和Mukhopadhyay通過對印度二氧化碳、二氧化硫和氮氧化物的排放量進行研究，發現與“污染天堂”假說相反，印度在對外貿易上獲得了極大的收益，但并沒有成為污染天堂。②Dietzenbacher E., Mukhopadhyay K., “An Empirical Examination of the Pollution Haven Hypothesis for India: Towards a Green Leontief Paradox?”, Environmental and Resource Economics, Vol.36, No.4, 2006, pp.427-449.Hoffmann等研究了112個國家外商直接投資與環境污染之間的關系，發現兩者之間的關系取決于東道國的發展水平。③Hoffmann R., Lee C.G., Ramasamy B., Yeung M., “FDI and Pollution: A Granger Causality Test using Panel Data”, Journal of International Development, Vol.17, No.3, 2005, pp.311-317.Asghari檢驗了“污染天堂”和“污染光環”兩個假說在中東和北非地區的有效性，研究結果表明，該地區存在“污染光環”效應。④Asghari M., “Does FDI Promote MENA Region’s Environment Quality? Pollution Halo or Pollution Haven Hypothesis”, International Journal of Scientific Research in Environmental Sciences, Vol.1, No.6, 2013, pp.92-100.

在以中國為案例的研究中，部分學者發現“污染天堂”假說成立。例如，Ren等通過對中國2000—2010年間的工業面板數據進行研究，發現外商直接投資加劇了二氧化碳的排放。⑤Ren S., Yuan B., Ma X., Chen X., “International Trade, FDI (Foreign Direct Investment) and Embodied CO2 Emissions: A Case Study of China’s Industrial Sectors”, China Economic Review, Vol.28, 2014, pp.123-134.Di研究了經濟開放與潛在污染減排成本之間的關系，結果支持“污染天堂”假說在中國存在。⑥Di W., “Pollution Abatement Cost Savings and FDI Inflows to Polluting Sectors in China”, Environment and Development Economics,Vol.12, No.6, 2007, pp.775-798.也有學者研究發現經濟開放減少了環境污染。例如，Liang發現中國境內外商直接投資與地區空氣污染之間存在負相關關系，外商直接投資企業可以帶來更先進的技術，提高生產率和能源使用效率，從而整體上對當地環境產生有利影響。⑦Liang F.H., “Does Foreign Direct Investment Harm the Host Country’s Environment? Evidence from China”, UCB Working Paper, No.0156, 2008.Zeng和Eastin、包群和陳媛媛的研究也支持了這一觀點，認為經濟開放帶來的技術外溢效應，可以改善東道國的環境質量。⑧Zeng K., Eastin J., “International Economic Integration and Environmental Protection: The Case of China”, International Studies Quarterly, Vol.51, No.4, 2007, pp.971-995；包群、陳媛媛：《外商投資、污染產業轉移與東道國環境質量》，《產業經濟研究》2012年第6期。從目前的文獻來看，經濟開放與東道國環境質量之間的關系依然存在爭議，尚無定論。

在工業化對環境質量影響的研究當中，比較普遍的觀點是，當一國的經濟結構由農業向工業轉變，即工業化進程加快時，大量資源被開發利用，各種廢棄物排放量隨之增加，從而導致環境質量下降。這一觀點也得到了大多數研究的驗證，例如Cherniwchan基于157個國家1970—2000年間硫排放數據的研究發現，工業化進程是影響硫排放的重要因素，工業占總產出的比值增加1%，人均硫排放量將增加11.8%。⑨Cherniwchan J., “Economic Growth, Industrialization, and the Environment”, Resource and Energy Economics, Vol.34, No.4,2012, pp.442-467.Asumadu-Sarkodie和Owusu、Brahmasrene和Lee基于對碳排放的研究也得到了類似的結論。⑩Asumadu-Sarkodie S., Owusu P.A., “Carbon Dioxide Emission, Electricity Consumption, Industrialization, and Economic Growth Nexus: The Beninese Case”, Energy Sources, Part B: Economics, Planning, and Policy, Vol.11, No.11, 2016, pp.1089-1096;Brahmasrene T., Lee J.W., “Assessing the Dynamic Impact of Tourism, Industrialization, Urbanization, and Globalization on Growth and Environment in Southeast Asia”, International Journal of Sustainable Development & World Ecology, Vol.24, No.4,2016, pp.362-371.在國內研究方面，Wang等發現工業化程度的提升導致了二氧化碳排放量的顯著增加。?? Wang P., Wu W., Zhu B., Wei Y., “Examining the Impact Factors of Energy-related CO2 Emissions using the STIRPAT Model in Guangdong Province, China”, Applied Energy, Vol.106, 2013, pp.65-71.? 王姍姍、許莉：《中國工業化水平與環境污染關系的實證研究——基于邊限協整檢驗的視角》，《軟科學》2012年第2期。王姍姍和許莉的研究也認為，第二產業占國內生產總值的比重與二氧化硫等污染氣體的排放量存在正相關關系。?? Wang P., Wu W., Zhu B., Wei Y., “Examining the Impact Factors of Energy-related CO2 Emissions using the STIRPAT Model in Guangdong Province, China”, Applied Energy, Vol.106, 2013, pp.65-71.? 王姍姍、許莉：《中國工業化水平與環境污染關系的實證研究——基于邊限協整檢驗的視角》，《軟科學》2012年第2期。

通過文獻梳理可以發現，盡管大多數研究表明了工業化進程加快會引起污染物排放量增加，從而對環境造成負面影響，但是在對經濟開放與東道國環境質量之間關系的討論上尚未得到一致的結論。同時，經濟開放對環境質量的影響渠道也缺乏深入研究。有鑒于此，本文在現有文獻的基礎上，嘗試從以下幾個方面進行拓展：一是本文在Antweiler等的模型中引入工業化程度，①Antweiler W., Copeland B.R., Taylor M.S., “Is Free Trade Good for the Environment?”, The American Economic Review, Vol.91,No.4, 2001, pp.877-908.基于理論模型推導出經濟開放和工業化對環境質量的影響；二是本文在理論模型中將經濟開放對環境質量的影響效應進行分解，從而考察經濟開放通過不同渠道對環境質量產生的影響；三是在實證分析方面，本文在驗證經濟開放對環境污染影響的基礎上，進一步分解出不同作用渠道的效應大小，從而更為細致地刻畫經濟開放與環境污染的關系；四是本文還考察了在不同時期和不同地區，經濟開放和工業化對環境質量的影響是否存在差異。

二、理論模型

本文在Antweiler等的模型中引入工業化程度，通過理論模型推導得出經濟開放和工業化對環境質量的影響，并進一步進行效應分解，以得到不同渠道的作用大小。

（一）基本模型框架

假設經濟體生產的最終產品分為A和B兩種類型，其中A為污染產品，在生產過程中會對環境產生污染，污染排放量為P，B為清潔產品，在生產過程中不會形成污染排放。并且，相對于產品B，產品A是資本密集型的。為了滿足環境標準的要求，企業會采取一定的污染處理技術，假設企業投入潛在產出Y的一定比例η（0＜η＜1）用于污染的處理，η越大，企業用于污染處理的投入越高。同時，假定企業生產需要投入兩類基本生產要素：資本K和勞動力L。由此，可以得到企業的生產函數：

其中，Y表示企業的潛在產出，為規模報酬不變的遞增凹函數；χ(η)是關于η的污染處理函數，χ(0)=1，χ(1)=0，dχ/dη＜0，給定其具體形式為χ(η)=(1-η)1/σ，0＜σ＜1。聯立式（1）、（2）可以得到：

式（3）表明，污染排放量P可視為生產函數中的一種投入要素。在外資企業和內資企業中，式（3）的形式分別為：

其中，下標f代表外資企業，d代表內資企業。 0＜σf＜σd＜1，表示外資企業擁有更加環保的生產工藝和更加先進的污染處理技術，所以生產等量A的污染排放量更少。為了考慮工業化的影響，進一步將企業分為第二產業和其他產業：

其中，下標sec代表第二產業的企業，下標else代表其他產業的企業。 0＜σelse＜σsec＜1，表示第二產業相對其他產業會產生更多的污染排放。

假設企業生產單位產出的成本為c(w,r)，其中w為工資水平，r為資本成本。同時，企業生產一單位污染排放物需要付出的污染稅為τ，則由企業利潤最大化可求得企業的污染排放密度為：

定義ρ為第二產業占比，λ為外資占比，θ=θ(ρ,λ)為外資投向第二產業的比例。那么，可進一步得到整個經濟體的污染排放密度為：

結合式（8），可將式（9）進一步簡化為

由式（8）和式（9）可以得到：?p/?λ＜ 0，?p/?ρ＞0，?p/?τ＜ 0。

假設代表性消費者的效用由收入增長帶來的正效用和環境污染帶來的負效用決定：

其中，I=G/N為人均國民收入，G為國民總收入，N為人口總數，則I=G/N。u為遞增凹函數，δ為常數，δP表示消費者為環境污染付出的代價。國民總收入由個人部門收入Q(K,L)和政府部門收入τP（政府對企業的污染排放征稅所得）組成。政府希望通過污染稅稅率的制定，以達到最大化消費者效用的目標，那么，政府的決策即為：

由效用最大化一階條件可求得：

式（13）反映了消費者為減少一單位的環境污染所愿意放棄的相應單位的個人收入，即環境污染與個人收入之間的邊際替代率，也稱為邊際損害，記作MD(I)=δ/u'。

結合式（11）、（13），可以得到：

（二）環境質量的影響因素

定義經濟規模S為產品A與B生產的總和，γ為A在S中的比重，由式（8）得到：

式（15）表明，A類型產品單位產出的污染排放量p、經濟規模S和A類型產品在經濟體中的占比γ這三個因素，決定了整個經濟體的環境污染排放總量。式（15）對數線性化后可以得到：

其中，上標“^”代表百分比變動。由前文的模型推導可知，污染稅率可以通過影響單位產出的污染排放量p，從而影響A的產出水平。因此，A和B可以寫成關于p、K和L的函數：

因為K和L是線性齊次的，令k=K/L，表示人均資本存量，可將γ進一步寫成：

參考盛斌和呂越的相關研究①盛斌、呂越：《外國直接投資對中國環境的影響——來自工業行業面板數據的實證研究》，《中國社會科學》2012年第5期。：?γ/?p＞ 0，?γ/?k＞ 0。②?γ/?k＞0的推導可參考盛斌和呂越的研究。?γ/?p＞0的推導如下：由式（3）和式（8）可得A=[Y(KA, LA)]，因此?A/?p ＞0。又有?γ/?A ＞ 0 ，因此可得 ＞0。這一結果反映出污染強度和A類型產品占比之間存在正相關關系。

對式（10）、（14）和（19）分別進行全微分后變形可以得到：

將式（20）、（21）、（22）代入式（16），可以得到：

式（23）右邊第一項反映了經濟規模與環境污染之間的關系，β1=1＞0，表明隨著經濟規模的擴大，環境污染排放量有所增加。第二項反映了資本密集度與環境污染之間的關系，β2=εγ, k＞0，表明人均資本存量的提高會帶來環境污染排放量的增加。第三項反映了人均收入與環境污染之間的關系，εp, τ＜0，ετ, I＞0，εγ, p＞0，因此β3=εp, τετ, I(1 ＋εγ, p)＜0，表明人均收入的提高能夠帶來環境污染排放量的下降。第四項反映了經濟開放與環境污染之間的關系，εp, λ＜0，εγ, p＞0，因此β4=εp, λ(1＋εγ, p)＜0，表明由于技術外溢效應的存在，外資比例越高，環境污染排放量會有所下降。第五項反映了工業化與環境污染之間的關系，εp, ρ＞0，εγ, p＞0，因此β5=εp, ρ(1 ＋εγ, p)＞0，表明工業化程度提高導致環境污染排放量增加。

基于上述分析，可以得到本文的研究假說1和假說2：

假說1：經濟開放與環境污染呈負相關關系。

假說2：工業化與環境污染呈正相關關系。

（三）經濟開放對環境質量影響效應的分解

基于式（23），兩邊同時對FDI求導，變形后可以得到：

參考羅長遠的研究，①羅長遠：《FDI與國內資本：擠出還是擠入》，《經濟學（季刊）》2007年第2期。dFDI/dK=1，代入式（24），得到：

根據式（25），環境污染對經濟開放的彈性可以分解為四個部分：①β1εS, Kλ反映了規模效應，由于β1＞0且εS, K＞0，所以環境污染受經濟開放影響的規模效應為正，經濟開放帶來了經濟規模的擴大，導致了環境污染的增加；②β2εk, K和β5ερ, K共同反映了結構效應，包括資本密集型產業比重和工業比重兩方面的結構效應。由于β2εk, K＞0且β5ερ, K＞0，因此環境污染受經濟開放影響的結構效應為正，經濟開放度的提高促進資本密集型產業比重和工業化程度的上升，從而對環境產生負面影響；③β3εI, K反映了收入效應。β3εI, K＜0，因此環境污染受經濟開放影響的收入效應為負，經濟開放提高了人們的收入水平，收入水平的上升使人們更加關注環境質量，由此帶來了更為嚴格的環境規制，從而間接降低了環境污染的排放。④β4(1-λ)反映了技術效應，β4(1-λ)＜0，表明環境污染受經濟開放影響的技術效應為負，意味著經濟開放通過技術外溢效應，有利于改善東道國的環境質量。

基于上述分析，可以得到本文的研究假說3：

假說3：經濟開放通過規模效應和結構效應增加了環境污染，通過收入效應和技術效應減少了環境污染。

三、實證研究設計

（一）模型設定與估計方法

根據前文的理論推導，本文設定如下形式的動態面板模型：

其中，下標i表示地區，t表示年份。P代表二氧化硫排放量；S代表經濟規模，k為人均資本存量，I為人均收入，λ為外資占比，ρ為工業化程度；X表示其他可能對環境質量產生影響的控制變量，包括研發強度和城鎮化率。αi表示個體效應，εit為誤差項，c為常數項。理論模型中表示彈性概念的β4和β5，由計量模型中的β'4、β'5進行換算得到，具體計算方法為：在外資占比均值水平上，將外資占比變動換算成百分比的形式，然后再將其倒數乘以（β'4×100%），得到β4；同理，在工業化程度均值水平上，將工業化程度變動換算成百分比的形式，然后再將其倒數乘以（β'5×100%），得到β5。

Arellano和Bond、Arellano和Bover、Blundell和Bond等提出系統廣義矩估計方法（system generalized method of moments，系統GMM）以來，這一估計方法廣泛應用于動態面板數據的研究之中。①Arellano M., Bond S.R., “Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations”, Review of Economic Studies, Vol.58, No.2, 1991, pp.277-297; Arellano M., Bover O., “Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-components Models”, Journal of Econometrics, Vol.68, No.1, 1995, pp.29-51; Blundell R., Bond S.,“Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models”, Economics Papers, Vol.87, No.1, 1998, pp.115-143.系統GMM估計能夠較好處理個體效應和時間效應，而且通過選取合適的變量滯后項作為工具變量，還能夠解決模型估計中的內生性問題。基于此，本文也選用系統GMM方法進行實證研究。在具體估計時，需要同時做兩個基本檢驗：一個是過度識別的Hansen檢驗，Roodman指出，存在許多工具變量可供選擇時，要注意動態面板數據估計中的過度識別問題；另一個是二階序列相關的AR（2）檢驗，用來檢驗誤差項εit是否存在序列相關問題。②Roodman D., “A Note on the Theme of Too Many Instruments”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol.71, No.1, 2009,pp.135-158.本文在系統GMM估計結果中均報告了Hansen檢驗和AR（2）檢驗的結果。

（二）變量的選取和說明

本文旨在考察經濟開放和工業化對環境質量的影響，因此，被解釋變量為反映環境質量變化的環境污染排放量，核心解釋變量為經濟開放和工業化程度。本文選取二氧化硫排放量作為環境污染的代理變量，這主要是基于以下幾點考慮：（1）中國的能源消費結構以煤炭為主，因此以二氧化硫為主要代表的煙煤型大氣污染是中國環境污染的主要特征；（2）二氧化硫的排放會引起酸雨等問題，造成環境惡化，而這些危害也容易被消費者感受到，從而進入其效用函數，這與本文理論模型的推導相吻合；（3）作為主要大氣污染物，政府對二氧化硫的排放已經施加管制，同時，二氧化硫作為工業生產的主要副產品，其污染處理工藝相對成熟。

在解釋變量的代理變量選取方面，本文主要參考標準文獻的方法，以第二產業增加值占地區生產總值的比重來衡量各地區工業化程度，以外商直接投資占地區生產總值的比重作為經濟開放的代理變量。同時，根據理論模型的分析，為了考慮規模效應、結構效應和收入效應對環境的影響，分別選取單位面積產出、人均資本存量和人均GDP作為解釋變量。其中，在人均資本存量的計算上，借鑒張軍等的計算方法，③張軍、吳桂英、張吉鵬：《中國省際物質資本存量估算：1952—2000》，《經濟研究》2004年第10期。并參考其研究中2000年各省市的資本存量數據，以2000年為基期，采用永續盤算法計算得到2001—2016年各省市的資本存量，再以總資本存量除以就業人口總數，得到人均資本存量。

此外，本文選取研發強度和城鎮化率作為控制變量。選取各省市R&D經費內部支出與地區生產總值之比來衡量研發強度，科技研發投入越大，越有利于生產工藝的改進和污染處理設備的更新，從而降低環境污染。對于城鎮化率，本文選取城鎮人口數與總人口數之比來度量該指標。

（三）研究樣本

本文以中國31個省、直轄市和自治區2001—2016年的面板數據作為研究樣本，數據主要來源于中經網統計數據庫、國家統計局、《中國科技統計年鑒》以及各省市統計年鑒和統計公報。表1給出了本文各變量的描述性統計。

表1 變量的描述性統計

S 單位面積產出 496 1970.60 4984.29 1.2146 43318.59 k人均資本存量 496 10.7332 8.2288 1.2599 49.7563 I人均收入 496 2.9869 2.2489 0.2983 11.4585 rd 研發強度 496 0.0126 0.0104 0.0014 0.0601 urban 城鎮化率 496 0.4882 0.1553 0.1997 0.9003

四、實證分析與檢驗

根據前文實證模型的設定，本文對經濟開放和工業化對環境質量的影響進行實證分析，以檢驗理論模型得到的研究假說。本文首先報告基于式（26）的基本回歸結果，并進行相應的解讀。在此基礎上，通過分時間段回歸和分地區回歸，進一步討論經濟開放對環境質量影響的異質性。最后進行穩健性檢驗。

（一）基本回歸結果

首先，本文以二氧化硫排放量作為環境污染的代理變量，實證分析了經濟開放和工業化對環境污染的影響。表2給出了基于系統GMM估計的回歸結果。其中，模型（1）為只包含經濟開放度作為主要解釋變量的回歸結果；模型（2）為只包含工業化程度作為主要解釋變量的回歸；模型（3）為同時包含經濟開放度和工業化程度作為主要解釋變量的回歸；模型（4）在模型（3）的基礎上，進一步增加了研發強度和城鎮化率作為控制變量。

表2 經濟開放、工業化與環境污染

從表2的回歸結果可以看到，實證結果較好地支持了理論模型結論。經濟開放的系數符號為負，且至少在5%的置信水平上顯著，表明經濟開放度的提升能夠有效減少二氧化硫的排放量，理論模型得到的假說1得以驗證。這一結果意味著“污染天堂”在中國并不存在，經濟開放總體上并沒有帶來環境的惡化，反而對減少環境污染排放起到了正向作用。工業化程度的系數在5%的置信水平上顯著為正，表明工業化程度與環境污染存在正相關關系，理論模型得到的假說2也得以驗證。伴隨著工業化進程，大量資源被開發利用，特別是化石燃料的開采和燃燒使用，產生了大量的大氣污染物和固體廢棄物，對環境造成了嚴重的污染。二氧化硫作為工業生產的主要副產品，其排放量也隨著工業化程度的提高而增加。經濟規模的系數顯著為負，表明經濟規模的擴大會帶來環境污染的增加，單位面積產出每提高1%，二氧化硫排放量將增加0.154%。人均資本存量的系數也顯著為正，表明人均資本存量和環境污染之間存在正相關關系。這意味著，資本密集型產業的發展，在一定程度上會導致環境污染的增加。人均收入的系數顯著為負，表明人均收入和環境污染之間存在負相關關系。隨著人均收入的提高，人們對環境質量的要求也有所提升，對環境質量的重視逐漸超過了對收入增長的需求，因此，政府相應地提高了環境規制，從而迫使企業降低污染排放量。

從模型檢驗來看，表2中的所有回歸均通過了Hansen檢驗和AR（2）檢驗，說明模型估計選取的工具變量是有效的，且不存在二階序列相關問題，從而支持了估計結果的可靠性。

（二）分時間段回歸

在不同時期，經濟開放和工業化對環境質量的影響可能存在差異。因此，為了考察基本結論在不同時間段內的異質性，本文將樣本分為2001—2007年和2008—2016年兩個子樣本，分別進行回歸，表3給出了相應的回歸結果。

表3 經濟開放、工業化與環境污染：分時間段回歸

由表3的結果可以看到，在兩個時間段內，各個解釋變量的符號和顯著性與基本回歸的結果一致，但是系數大小有所差別。經濟開放的系數在兩個時間段內均顯著為負，但是在第二個時間段內（2008—2016年）的系數絕對值大于在第一個時間段內（2001—2007年）的系數絕對值。這意味著，在兩個時間段內，經濟開放都有利于減少環境污染，改善環境質量，“污染天堂”假說在中國不成立。并且，隨著經濟發展，國內對外商直接投資的質量要求和外資利用效率也有相應的提高，從而，經濟開放對環境質量的改善作用也進一步加強。在工業化對環境質量的影響方面，兩個時間段內工業化的系數都為正，且至少在5%的置信水平上顯著，但是其系數數值在第一個時間段內（2001—2007年）要低于第二個時間段內（2008—2016年）。這一結果表明，工業化進程會帶來環境污染的增加，并且隨著中國加快推進工業化進程，特別是加大中西部地區的工業化發展力度，工業化對環境質量造成的負面影響在一定程度上有所擴大。在經濟規模和人均資本存量方面，兩個時間段內，經濟規模和人均資本存量與環境污染都存在顯著的正相關關系，但在第二個時間段內，經濟規模和人均資本存量的系數更大。這意味著，經濟規模、人均資本存量和環境污染之間的正相關關系是穩健的，而且，隨著時間的推移，這一正相關關系在一定程度上有所加強。而在人均收入方面，兩個時間段內，人均收入的系數都顯著為負，表明人均收入的提高能夠帶來環境污染排放的下降。但是，人均收入的系數數值在第二個時間段內要高于第一個時間段內，這可能是因為，隨著時代的發展，人們的收入水平普遍有所提高，加之大量環保方面的宣傳帶來的環保意識的提升，使得相對于收入增長，人們對環境質量有了更迫切的需求，而這也促使政府制定了更加嚴格的環境規制，所以收入效應對環境污染的影響有所加強。

（三）分地區回歸

考慮到中國不同地區間經濟發展水平、產業結構等方面存在較大差異，本文進一步將樣本分為東部、中部和西部三個地區，分別進行回歸，以檢驗經濟開放和工業化對環境質量的影響在不同地區是否存在差異，表4給出了相應的回歸結果。

從表4的結果來看，在經濟開放對環境污染的影響方面，在東部地區，經濟開放的系數為負且顯著，表明經濟開放能夠降低東部地區的污染排放，經濟開放帶來的技術外溢效應在東部地區得以體現。而在中部地區，經濟開放和環境污染之間呈現出顯著的正相關關系，這可能是因為，為了追求經濟的快速發展，加之地區間的競爭壓力，當地政府為更多地吸引外資而降低了外商投資的門檻，并給予了相應的優惠政策，而出于規避環境規制和降低成本的動機，外資更多地流向了污染密集型產業。因此，經濟開放不但沒有發揮出技術效應，反而對當地環境產生了負面影響。在西部地區，經濟開放與環境污染之間也存在正相關關系，但是這一關系并不顯著，表明在西部地區，經濟開放的技術外溢效應也沒有得到明顯的體現。在工業化對環境質量的影響方面，三個地區的樣本內，工業化與環境污染之間都存在顯著的正相關關系，表明隨著工業化程度的提高，東部、中部和西部地區的環境污染排放量都在不同程度上有所增加。但是，在不同地區，工業化對環境質量的影響程度存在差異，工業化的系數數值在西部地區的樣本內最大，在東部地區的樣本內最小。這一結果的可能原因是，東部地區的經濟發展水平較高，近年來在發展工業化的同時積極推進工業結構的內部優化，加之環境規制的要求和生產技術的更新，工業污染排放密度下降，從而使得東部地區的工業化對環境質量的影響程度較小。中部地區的工業結構中重污染產業比重較高，而近年來，隨著中部地區工業化水平提高后對工業結構優化的意識提升，雖然中部地區工業的整體比重有所上升，但其內部重污染產業的比重卻有所下降，并且在技術更新下，采礦業等重污染產業的單位污染排放密度也有所下降，從而部分降低了工業化對中部地區環境質量的影響。西部地區的經濟發展水平相對較低，為了實現經濟的快速增長，在大力發展工業的同時，沒有對環境標準給予嚴格的管制，從而使得工業化帶來了較多的環境污染。此外，收入效應在東部、中部和西部三個地區均顯著存在，表明在三個地區內，人均收入的上升均會通過收入效應在一定程度上減少環境污染的排放。人均資本存量和環境污染之間的正相關關系在東部地區尤為顯著，規模效應則在中部地區得以體現。

表4 經濟開放、工業化與環境污染：分地區回歸

（四）對內生性問題的進一步檢驗

考慮到模型可能存在的內生性問題，本文將所有解釋變量都取滯后一期進行回歸，以進行進一步檢驗，表5給出了相應的回歸結果。可以看到，所有解釋變量的符號均與基本回歸的結果一致：經濟開放的系數顯著為負，表明經濟開放改善了環境質量；工業化的符號顯著為正，表明工業化導致了環境污染的增加；單位面積產出和人均資本存量與環境污染均存在顯著的正相關關系；人均收入則與環境污染存在顯著的負相關關系。這些結論都與基本回歸得到的結論相同，支持了本文結論的可靠性。

表5 經濟開放、工業化與環境污染：滯后一期變量的回歸結果

L.lnk 0.7207*** 0.7207*** 0.7467***（0.2383） （0.2246） （0.2670）L.lnI -0.9847*** -0.9777*** -1.0084***（0.2793） （0.2551） （0.2953）L.rd 0.2237 2.0371（6.1900） （6.0261）L.urban -0.3737（0.6804）_cons -0.0135 0.0040 0.1839（0.6437） （0.6402） （0.6687）AR（1） -2.8513 -2.8363 -2.7753（p-value） 0.0044 0.0046 0.0055 AR（2） 0.4254 0.4163 0.2966（p-value） 0.6706 0.6772 0.7668 Hansen 28.4404 27.7829 28.1785（p-value） 0.3371 0.3692 0.3497 N 434 434 434

五、經濟開放影響環境質量的效應分解

根據前文理論模型的推導，經濟開放對環境污染的影響可以分解為規模效應、結構效應、收入效應和技術效應，并且不同效應的大小決定了總效應。因此，本部分進一步基于回歸結果對經濟開放影響環境污染的渠道進行分解。

首先，基于理論模型的式（23）、（25）和計量模型的式（26），結合表2中回歸（4）的估計結果，可以得到β1、β2、β3、β4、β5的數值（其中β4、β5由β'4、β'5換算得到）。同時，經濟開放度 λ的數值可通過統計數據計算得到，人均資本的資本產出彈性εk, K=1，假定經濟規模和人均收入的資本產出彈性相同，參考呂冰洋對中國資本產出彈性的研究，①呂冰洋：《中國資本積累的動態效率：1978—2005》，《經濟學（季刊）》2008年第2期。該值近似等于0.6。參考周明生和梅如笛的研究，②周明生、梅如笛：《中國產業結構變遷與經濟增長的關聯性分析》，《經濟與管理研究》2013年第6期。計算得到ερ, K的值近似等于1.1。由此，可以分別計算出經濟開放對環境污染的4種影響效應，結果如表6所示。

表6 經濟開放影響環境質量的效應分解

由表6的結果可以看到，經濟開放影響環境質量的4種效應的符號與理論模型的預期一致，假說3得以驗證。從總效應來看，經濟開放度每提高一個百分點，能夠使二氧化硫排放量降低約0.093%。具體而言，經濟開放通過規模效應使得二氧化硫排放量增加0.002%。在結構效應方面，經濟開放通過結構效應使得二氧化硫排放量增加0.024%，這其中，經濟開放通過提高資本密集型產業比重使二氧化硫排放量增加約0.010%，通過促進工業化（提高第二產業比重）使二氧化硫排放量增加約0.014%。經濟開放通過收入效應使二氧化硫排放量降低約0.009%。同時，經濟開放通過技術效應使二氧化硫排放量降低了約0.111%。由此可見，技術效應起了主導作用。因此，“污染天堂”假說在中國并不成立。雖然經濟開放帶來了經濟規模的擴張，提高了資本密集型產業和工業產業的比重，從而間接導致了環境污染的增加，但與此同時，經濟開放提高了人們的收入水平，使人們更加重視環境質量，并通過技術外溢效應，減少了環境污染排放量。從總體上看，經濟開放對環境質量的改善作用要大于惡化作用。

其次，為了考察不同時間段內，經濟開放通過不同渠道對環境質量產生的影響是否存在差異，本文進一步基于表3的回歸結果對不同時間段內經濟開放對環境質量的影響效應進行了分解，表7給出了相應的結果。由表7可知，4種效應的符號在兩個時間段內未發生改變，說明經濟開放通過各個效應對環境產生的影響方向在兩個時間段內相同。但同時可以看到，各個效應的數值大小有所不同，說明不同時間段內，各個效應對環境產生影響的程度有所差異。總體而言，經濟開放對環境質量具有改善作用，而且隨著時代的發展，這一改善作用有擴大的趨勢。具體而言，經濟開放通過規模效應和結構效應會引起污染排放的增加，并且這兩種效應在2008—2016年有所擴大。同時，經濟開放通過收入效應減少環境污染的效果也隨著時代的發展而有所增強。特別值得注意的是，經濟開放通過技術效應改善環境質量的效果大大增強。這一結果表明，近年來，外資企業帶來了更為清潔的生產工藝、更加有效的管理手段和更加先進的污染處理技術，并通過技術外溢效應，使當地企業也提高了生產效率，降低了污染排放，從而改善了當地的環境質量。

表7 經濟開放影響環境質量的效應分解（分時間段）

六、結論與政策啟示

本文結合理論模型和實證分析，研究了經濟開放和工業化對環境質量的影響。理論模型的推導表明：經濟開放有利于降低環境污染，而工業化進程會導致環境污染的增加。進一步地，對經濟開放影響環境污染的效應進行分解，得到經濟開放通過4種渠道影響環境質量：通過規模效應和結構效應增加了環境污染，通過收入效應和技術效應降低環境污染。在理論模型的基礎上，本文基于中國31個省（市、自治區） 2001—2016年的面板數據，實證分析了經濟開放和工業化對環境質量的影響，主要得到以下結論：首先，經濟開放有利于改善環境質量，并且隨著時間的推移，這一作用有擴大的趨勢，同時，通過對經濟開放影響環境污染的效應進行分解發現，在經濟開放影響環境質量的4個效應中，技術效應起了主導作用，從而使得經濟開放在總體上減少了環境污染。其次，工業化會導致環境污染的增加。最后，經濟開放和工業化對環境污染的影響在東部、中部和西部地區存在差異，包括影響方向和影響程度兩方面。

根據本文結論提出以下政策啟示：一是堅持推動經濟開放，提高外資質量和外資利用效率，優先引進具有環保生產工藝和先進污染處理技術的外資企業，充分發揮經濟開放對環境質量的改善作用。特別是，鑒于經濟開放對環境質量的影響存在地區差異性，在長三角一體化發展進程中，應發揮龍頭城市在引進外資方面的優勢和經驗，帶動其他地區經濟開放程度的提升，并且引導其他地區高質量地引進外資。同時，外資引進帶來的先進技術可以在區域內進行分享和交流，以在區域內充分發揮技術外溢效應。二是積極推進產業結構的調整升級。在制造業強國戰略的實施過程中，一方面要注重工業內部的結構優化，降低高污染產業的比重，大力發展具有高附加值的技術密集型產業。另一方面，引進外資時需要從傳統的工業化、資本密集型企業轉向高端制造業、技術密集型企業，從而在充分發揮經濟開放技術外溢效應的同時，盡量減少其結構效應對環境的不利影響。三是由于經濟開放與工業化對環境質量的影響在不同地區以及不同時期表現出了異質性，因此，各個地區需要根據自身發展的不同階段和實際情況，協調好經濟開放、工業化與環境之間的關系，以實現可持續發展。