任　重　周云波

摘要本文利用1981—2005年環(huán)渤海三省二市工業(yè)廢氣排放量、人均實際GDP以及第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重、外商直接投資占GDP的比重等兩個污染控制變量的年度數(shù)據(jù)，建立panal data模型，通過實證分析驗證了環(huán)境庫茲涅茨曲線是否存在以及什么因素影響環(huán)境庫茲涅茨曲線的形狀。實證結(jié)果表明，環(huán)渤海地區(qū)工業(yè)廢氣排放量與人均GDP之間呈現(xiàn)整體向上傾斜的倒“N”形的曲線特征，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高、經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大和重化工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)，環(huán)渤海地區(qū)的工業(yè)廢氣排放污染呈現(xiàn)出持續(xù)惡化的趨勢；惡化速度可能存在一個先相對減緩、后加速、然后相對減緩的過程，這不同于傳統(tǒng)的環(huán)境庫茲涅茨倒“u”假說；就目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段來說。環(huán)渤海地區(qū)尚未達(dá)到環(huán)境壓力得到改善的轉(zhuǎn)折點；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換對工業(yè)廢氣污染產(chǎn)生顯著影響；外商直接投資沒有顯著地加劇環(huán)渤海地區(qū)的工業(yè)廢氣污染，F(xiàn)DI導(dǎo)致的污染產(chǎn)業(yè)國際轉(zhuǎn)移現(xiàn)象沒有在這一地區(qū)發(fā)生；不同省市的個體影響具有一定的差異；工業(yè)廢氣排放量與人均GDP及其二次項、三次項之間存在面板協(xié)整關(guān)系，實證結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

關(guān)鍵詞環(huán)境庫茲涅茨曲線；環(huán)渤海；經(jīng)濟(jì)增長pand dma

中圖分類號F224文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1002-2104(2009)02-0063-06

一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長會給當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境帶來什么樣的影響?經(jīng)濟(jì)增長是否必然要以犧牲生態(tài)環(huán)境的質(zhì)量為代價?環(huán)境污染又會對當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生什么樣的影響?這些問題吸引了眾多學(xué)者的關(guān)注。其中研究的重點問題之一是是否存在環(huán)境庫茲涅茨涅茨曲線，即隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，一個國家或地區(qū)的環(huán)境污染經(jīng)歷一個先惡化后改善的“倒U”型變動軌跡。其中，Grossman和Krueger(1991)首次提出了正的規(guī)模效應(yīng)和負(fù)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)來解釋環(huán)境庫茲涅茨假說。Antweiler、Copeland和Taylor(2001)通過分析貿(mào)易對環(huán)境的影響機(jī)制比較深入地探討了開放經(jīng)濟(jì)條件下的環(huán)境污染問題。同時，一些學(xué)者嘗試用橫截面數(shù)據(jù)、時間序列數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)來檢驗環(huán)境庫茲涅茨假說，其結(jié)論存在較大的分歧。產(chǎn)生分歧的原因在于這些研究在資料選取、實證指標(biāo)的運用以及分析方法的選擇等方面都存在差異。經(jīng)濟(jì)學(xué)界對環(huán)境污染問題的研究剛剛起步，由于數(shù)據(jù)和方法的限制無法構(gòu)建一個統(tǒng)一的環(huán)境污染指標(biāo)，用不同類型的環(huán)境污染指標(biāo)來檢驗環(huán)境庫茲涅茨假說時將會產(chǎn)生不同的結(jié)果，這深刻地制約了對環(huán)境污染問題的研究。同時，環(huán)境庫茲涅茨曲線是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由低到高的歷史過程中出現(xiàn)的，目前我國整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平正處于中下收入階段，各地區(qū)環(huán)境污染水平可能呈現(xiàn)不斷惡化的趨勢，并不具備出現(xiàn)“倒u”曲線，的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，因此，現(xiàn)有的研究不能支持“倒U”假說是很正常的事情。

改革開放以后，雖然我國的經(jīng)濟(jì)增長取得了舉世矚目的成就，但也付出了極大的環(huán)境代價，環(huán)境壓力已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟(jì)增長最重要的因素之一，要求我們對未來的經(jīng)濟(jì)增長模式重新做出選擇。此外，隨著經(jīng)濟(jì)增長中心由南向北推進(jìn)，繼珠江三角洲和長江三角洲之后，由京津冀、遼東半島、山東半島三個經(jīng)濟(jì)板塊組成的環(huán)渤海地區(qū)將成為我國北方最重要的經(jīng)濟(jì)增長極。截至2005年底，環(huán)渤海地區(qū)的名義GDP已高達(dá)47205.9億元；自20世紀(jì)90年代中期至今，環(huán)渤海地區(qū)GDP占全國GDP的比重顯著上升，由1995年的21.4％上升到2005年的25.7％，增長了4.3個百分點。環(huán)渤海地區(qū)的發(fā)展將深刻地影響我國未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的走勢和環(huán)境友好型社會的構(gòu)建。

因此，對這一地區(qū)改革開放以來經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行定量分析，從中找出問題與經(jīng)驗，為今后制定正確的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略提供依據(jù)。本文將以環(huán)渤海地區(qū)的北京、天津、遼寧、河北和山東三省二市1985—2005年人均GDP以及工業(yè)廢氣排放量的年度數(shù)據(jù)為依據(jù)，綜合考察環(huán)渤海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的動態(tài)關(guān)系，驗證環(huán)境庫茲涅茨假說是否存在。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程是一個二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換即工業(yè)化、現(xiàn)代化的過程，而環(huán)渤海地區(qū)三省兩市具有不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，本文將從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換角度進(jìn)一步分析工業(yè)化對環(huán)境污染的影響。外商直接投資在這一地區(qū)也表現(xiàn)出不同的特點，本文將在全球化背景下考察外商直接投資對工業(yè)廢氣污染的影響效果，分析發(fā)達(dá)國家污染產(chǎn)業(yè)的國際轉(zhuǎn)移現(xiàn)象是否在環(huán)渤海地區(qū)出現(xiàn)。

1實證模型、數(shù)據(jù)的選擇以及估計方法

首先，利用計算機(jī)軟件，我們構(gòu)建單位工業(yè)廢氣排放量與人均實際GDP的趨勢圖(見圖1)。我們發(fā)現(xiàn)環(huán)渤海地區(qū)的三省二市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的環(huán)境壓力呈現(xiàn)出某種規(guī)律。在下面的分析中，我們將建立一個panel data模型深入探討這一規(guī)律。

在本文中，我們分析的環(huán)渤海地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、山東省、遼寧省三省兩市。我們把單位面積工業(yè)廢氣排放量作為被解釋變量，用Yi表示；把人均GDP及其二次項、三次項作為解釋變量，用x_it、x²_itx³_it表示。進(jìn)一步考慮環(huán)境污染的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)以及外商直接投資對環(huán)境污染的影響，引入了第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重(secondary)、外商直接投資占GDP的比重(FDI)作為控制變量，用z_it表示。為消除異方差，以上各變量均取自然對數(shù)。取對數(shù)并不會改變數(shù)據(jù)的性質(zhì)。用人均實際GDP，人均實際GDP以1985年為基期的不變價格計算。具體方法是利用統(tǒng)計年鑒公布的人均GDP增長率計算出人均GDP增長指數(shù)，最后估算人均實際GDP。表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境帶來的規(guī)模效應(yīng)；用第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重表示經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變遷，分析環(huán)境污染的結(jié)構(gòu)效應(yīng)；外商直接投資占GDP的比重表示經(jīng)濟(jì)的開放程度，分析外商直接投資對環(huán)境污染的影響。數(shù)據(jù)來源于1985—2006年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《北京統(tǒng)計年鑒》、《天津統(tǒng)計年鑒》、《河北統(tǒng)計年鑒》、《山東統(tǒng)計年鑒》、《遼寧統(tǒng)計年鑒》、《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》?！缎轮袊迨迥杲y(tǒng)計資料匯編》與各省市統(tǒng)計年鑒有不一致的地方，本文一律采用各省市統(tǒng)計年鑒公布的數(shù)據(jù)。

值得注意的是，國內(nèi)外學(xué)者往往采用人均名義GDP或者實際GDP測度經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，而在環(huán)境污染指標(biāo)的選取上存在差異。環(huán)境污染指標(biāo)可分為總量指標(biāo)、人均量指標(biāo)和污染濃度指標(biāo)。在混合估計模型中考察污染物總量與人均GDP的關(guān)系可能面臨意想不到的困難，具有相同人均GDP的不同個體由于經(jīng)濟(jì)總量的不同可能對應(yīng)相去甚遠(yuǎn)的污染物總量。另外，由于環(huán)境污染作為公共品的特征以及人口數(shù)量的影響，用人均污染量來測度環(huán)境壓力也是不恰當(dāng)?shù)?。因此，在本文中，我們?gòu)建了一個單位面積的污染物濃度指標(biāo)來測度工業(yè)廢氣污染壓力。

面板數(shù)據(jù)的估計主要有混合估計模型、變截距模型、變系數(shù)模型，其中變截距模型包括固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。我們主要考慮混合估計模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型三種情況。我們先利用混合估計模型和變截距模型的殘差平方和構(gòu)造出F統(tǒng)計量，以此統(tǒng)計量來判斷：相對于混合估計模型，是否需要舉行固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計?進(jìn)一步，我們通過Hausman檢驗來判斷是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。同時，我們通過加權(quán)方式為cross section weight的廣義最小二乘法(GLS)來消除可能存在的截面異方差和同期相關(guān)，利用cross-section SUR(PCSE)穩(wěn)健系數(shù)方差估計方法來得到t統(tǒng)計量，通過考察t統(tǒng)計量的顯著性和Wald系數(shù)檢驗，來取舍三次項，設(shè)定正確的模型。

對于“小N大T”的panel data模型(即橫截面小而時間序列長的panel data)，回歸結(jié)果可能是由于共同的時間趨勢造成的，從而導(dǎo)致虛假回歸問題。在本文中我們進(jìn)一步對panel data模型進(jìn)行面板單位跟檢驗和面板協(xié)整檢驗。

2實證檢驗的結(jié)果

2.1面板單位根估計

通過表1所示的面板單位根檢驗結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)對數(shù)的單位面積工業(yè)廢氣排放量、對數(shù)的人均實際GDP水平值均為帶有漂移項的非平穩(wěn)變量，其一階差分值均為不帶有時間趨勢的平穩(wěn)變量。也就是說環(huán)渤海地區(qū)單位面積工業(yè)廢氣排放量和人均實際GDP均具有穩(wěn)定的增長率，呈現(xiàn)出指數(shù)增長的特征。對數(shù)的第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重為不帶漂移項和時間趨勢項的平穩(wěn)變量，對數(shù)的外商直接投資占GDP的比重為帶有漂移項的平穩(wěn)變量。

2.2面板回歸估計結(jié)果

在對工業(yè)廢氣污染與人均實際GDP的關(guān)系進(jìn)行實證分析時，我們先不考慮污染控制變量的影響，建立估計方程I。通過建立混合估計模型、固定效應(yīng)模型隨機(jī)效應(yīng)模型的估計結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果的DW值非常小，殘差存在嚴(yán)重的自相關(guān)，因此，我們在估計方程中引入了AR(1)項以消除殘差存在的自相關(guān)，從而我們舍去了對隨機(jī)效應(yīng)模型的分析。我們通過比較混合估計模型和固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)兩種估計方法的結(jié)果基本一致。利用估計混合估計模型、固定效應(yīng)模型的殘差平方和，我們測算出的F統(tǒng)計量，該統(tǒng)計量大于臨界值，我們最終選擇了固定效應(yīng)模型。通過wold系數(shù)檢驗和考察t統(tǒng)計量的顯著性，我們發(fā)現(xiàn)工業(yè)廢氣排放量的估計方程三次項系數(shù)顯著，其中三次項系數(shù)均為負(fù)，二次項系數(shù)均為正，一次項系數(shù)均為負(fù)，呈現(xiàn)倒“N”形的曲線特征。估計結(jié)果如表二中的回歸方程I所示。隨后，我們逐步引入污染控制變量，建立估計方程Ⅱ以考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷對環(huán)境污染的影響，發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重系數(shù)顯著。進(jìn)而，在估計方程Ⅱ的基礎(chǔ)上引入外商直接投資占GDP的比重以考察外商直接投資對環(huán)境污染的影響，我們發(fā)現(xiàn)外商直接投資占GDP的比重的系數(shù)沒有足夠的顯著性。估計結(jié)果如表2中的回歸方程Ⅲ所示。同樣，方程Ⅱ、Ⅲ的F統(tǒng)計量也大于臨界值，我們選擇了固定效應(yīng)模型進(jìn)行下文的分析。另外，從DW值和調(diào)整的可決系數(shù)來看，三個模型的殘差均不存在自相關(guān)，都有較強(qiáng)的解釋力度。

通過進(jìn)一步分析，我們從方程工、Ⅱ、Ⅲ的回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，無論是否加入污染控制變量，工業(yè)廢氣排放量的估計方程均存在顯著的三次項系數(shù)，其中三次項系數(shù)均為負(fù)，二次項系數(shù)均為正，一次項系數(shù)均為負(fù)，呈現(xiàn)倒“N”形的曲線特征；從整體上看，這條倒“N”形的曲線呈現(xiàn)出向上傾斜的趨勢。一方面，在我們所考察的時間段內(nèi)，環(huán)渤海地區(qū)隨著人均收入的增長工業(yè)廢氣污染水平呈現(xiàn)出持續(xù)增加的特征；另一方面，工業(yè)廢氣污染惡化速度隨著人均收入的增長呈現(xiàn)出先減緩、后加速、然后減緩的特征。也就是說環(huán)渤海地區(qū)隨著人均收入的增長，工業(yè)廢氣污染可能存在一個先相對改善、后惡化、然后又相對改善的過程，這不同于傳統(tǒng)的環(huán)境庫茲涅茨倒“u”假說。我們推測，環(huán)渤海地區(qū)整體上仍處于倒“u”曲線的前半段。就目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段來說，環(huán)渤海地區(qū)工業(yè)廢氣污染從整體上看呈現(xiàn)出持續(xù)惡化的趨勢，尚未達(dá)到或者說正在接近環(huán)境壓力得到改善的轉(zhuǎn)折點，在未來的幾年里，這一地區(qū)很可能仍然面臨較大的環(huán)境壓力，但工業(yè)廢氣污染的惡化速度將有望逐步放緩。

其次，在回歸方程Ⅱ、Ⅲ中，第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重這一變量的估計系數(shù)為正，在1％的顯著性水平下通過檢驗，說明環(huán)渤海地區(qū)工業(yè)廢氣污染存在著顯著的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。改革開放以來，環(huán)渤海地區(qū)正在經(jīng)歷一個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級的過程，即從輕工業(yè)的蓬勃發(fā)展到重化工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)和第三產(chǎn)業(yè)及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展。以天津市為例，我們可以看到，在20世紀(jì)90年代以前，重工業(yè)占全部工業(yè)產(chǎn)值的比重均在50％以下，輕工業(yè)的比重高于重工業(yè)的比重；進(jìn)入20世紀(jì)90年代以后，重化工業(yè)化進(jìn)程被不斷推進(jìn)，重工業(yè)占全部工業(yè)總產(chǎn)值的比重有1990年的47.86％上升到2005年的78.12％。第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重也由1985年的27％上升到2005年的42％。在1985—2005年這一時期的早期，輕工業(yè)的發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，工業(yè)廢氣污染處于一個較低的水平，工業(yè)廢氣污染的惡化速度也相對緩慢；隨著工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)，重化工業(yè)的比重進(jìn)一步增加，越來越多的資源被開發(fā)利用，資源消耗速率開始超過資源的再生速率，產(chǎn)生的廢棄物數(shù)量大幅增加，導(dǎo)致工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)廢氣排放增長率持續(xù)上升，工業(yè)廢氣污染與人均實際GDP之間的曲線呈現(xiàn)出一個上升趨勢；在后期，從高能耗、高污染的能源密集型為主的重工業(yè)向服務(wù)業(yè)和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，資源的消耗率、污染物的排放率降低，生產(chǎn)對資源環(huán)境壓力降低，這導(dǎo)致工業(yè)廢氣污染的惡化速度呈現(xiàn)出減緩的趨勢，即單位總產(chǎn)出的污染會隨著經(jīng)濟(jì)總量的提高而降低。

值得注意的是，在1985—2005年期間，環(huán)渤海地區(qū)三省兩市的第二產(chǎn)業(yè)增加值一直持續(xù)增加，而第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重這一指標(biāo)各省市之間卻有較大差異，比如，北京、天津兩市第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重持續(xù)下降，而河北等省第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重持續(xù)增加。這一證據(jù)說明環(huán)渤海地區(qū)各省市具有不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，處于不同的工業(yè)化階段，北京、天津兩市具有更高的工業(yè)化水平，但整個環(huán)渤海地區(qū)的重化工業(yè)化進(jìn)程尚未結(jié)束。如果第二產(chǎn)業(yè)部門沒有顯著的技術(shù)進(jìn)步和效率提高，則重化工業(yè)化導(dǎo)致的環(huán)境污染規(guī)模效應(yīng)將會抵消產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，這將使這一地區(qū)面臨更加嚴(yán)峻的環(huán)境壓力。預(yù)計在未來的一段時間內(nèi)，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化，第二產(chǎn)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步和效率提高，隨著資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會的構(gòu)建，環(huán)境壓力最終將有望得到緩解。

再次，外商直接投資占GDP的比重這一指標(biāo)雖然不顯著，但在混合估計模型和固定效應(yīng)模型中均呈現(xiàn)出負(fù)的系數(shù)。在我們所考察的1985—2005年期間，環(huán)渤海地區(qū)的外

商投資持續(xù)增加，外商投資占GDP的比重也大幅增加。以天津為例，1985年天津市的外資依存度為0.74％，截至2005年，天津市的外資依存度高達(dá)7.37％。因而，實證結(jié)果表明，外商直接投資的持續(xù)增加并沒有顯著地引致工業(yè)廢氣污染的加劇。我們推測環(huán)渤海地區(qū)在吸引外商投資的過程對于投資項目設(shè)有一定的“門檻”，高能耗、高污染的外商直接投資項目得到一定程度的抑制，F(xiàn)DI所導(dǎo)致的發(fā)達(dá)國家污染產(chǎn)業(yè)國際轉(zhuǎn)移現(xiàn)象并沒有在我們的實證結(jié)果中得到證實。

最后，通過比較固定效應(yīng)模型中的個體影響，我們發(fā)現(xiàn)，以單位面積工業(yè)廢氣排放量這個污染濃度指標(biāo)為考察對象時，遼寧、山東兩省在三個模型中個體影響均為負(fù)；河北省的個體影響在前兩個模型中為正，后一個模型中為負(fù)；在后兩個模型中北京、天津兩市個體影響為正(在前一個模型中，北京的個體影響為負(fù))，我們推測，北京、天津兩市可能具有更高的環(huán)境庫茲涅茨曲線，相對于河北、遼寧、山東三省來說有更大的環(huán)境壓力，原因在于個體之間具有不同的政策環(huán)境、資源稟賦、增長路徑等等。

2.3面板協(xié)整檢驗

由于對數(shù)的單位面積工業(yè)廢氣排放量和對數(shù)的人均實際GDP均為I(1)過程，我們需要對方程I進(jìn)行面板協(xié)整檢驗，以避免虛假回歸問題。面板協(xié)整檢驗的結(jié)果如表3所示。對于小樣本(T<20)來說，group adf統(tǒng)計量是最有效力的，其次是panel v統(tǒng)計量、panel rho統(tǒng)計量，因此，在七個面板協(xié)整統(tǒng)計量發(fā)現(xiàn)矛盾時，我們優(yōu)先考慮這三個統(tǒng)計量。從表3中得知，方程I作為基本方程存在面板協(xié)整關(guān)系，其估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

3結(jié)論與政策建議

本文以1985—2005年環(huán)渤海地區(qū)工業(yè)廢氣排放量為分析對象，采用非平穩(wěn)panel data模型，考察了這一地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢氣污染的關(guān)系，并進(jìn)一步分析了經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)以及經(jīng)濟(jì)的開放度對環(huán)境污染的影響。我們得到如下結(jié)論：

環(huán)渤海地區(qū)工業(yè)廢氣排放量與人均GDP間呈現(xiàn)倒“N”形的曲線特征，這條倒“N”形的曲線表現(xiàn)出向上傾斜的趨勢。實證結(jié)果表明：隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高、經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大和重化工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)，環(huán)渤海地區(qū)的工業(yè)廢氣排放污染呈現(xiàn)出持續(xù)惡化的趨勢；環(huán)渤海地區(qū)的工業(yè)廢氣污染的惡化速度可能存在一個先相對減緩、后加速、然后相對減緩的過程，這不同于傳統(tǒng)的環(huán)境庫茲涅茨倒“u”假說；就目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段來說，環(huán)渤海地區(qū)尚未達(dá)到環(huán)境壓力得到改善的轉(zhuǎn)折點；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換對工業(yè)廢氣污染產(chǎn)生顯著影響；外商直接投資沒有顯著地加劇環(huán)渤海地區(qū)的工業(yè)廢氣污染，F(xiàn)DI導(dǎo)致的污染產(chǎn)業(yè)國際轉(zhuǎn)移現(xiàn)象沒有在這一地區(qū)發(fā)生；以單位面積工業(yè)廢氣排放量為研究對象時各個省市的個體影響呈現(xiàn)出較大差異，北京、天津兩市可能面臨更大的環(huán)境壓力；工業(yè)廢氣排放量與人均GDP及其二次項、三次項之間存在長期協(xié)整關(guān)系，回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

理論和實踐均表明，環(huán)境庫茲涅茨曲線的出現(xiàn)，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)共同作用的結(jié)果，是居民的環(huán)境質(zhì)量需求收入彈性動態(tài)演化的結(jié)果，也是市場機(jī)制和環(huán)境規(guī)制措施共同作用的結(jié)果。因此，環(huán)境庫茲涅茨曲線內(nèi)在地包含政策措施的影響。我們提出如下政策建議：

(1)從生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)的源頭減少污染是未來環(huán)渤海地區(qū)治理污染的著力點。我們應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)和高科技產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，堅持走新型工業(yè)化道路。大力支持環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)循環(huán)經(jīng)濟(jì)形成更大的規(guī)模。

(2)進(jìn)一步擴(kuò)大改革開放，優(yōu)化進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，提高科技含量高、附加值高、資源能源消耗少的產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口。繼續(xù)引導(dǎo)外商直接投資流向有利于經(jīng)濟(jì)增長并有利于環(huán)境保護(hù)的領(lǐng)域和部門。

(3)大力推動節(jié)能型的技術(shù)進(jìn)步，以適應(yīng)的“清潔技術(shù)”替代“骯臟技術(shù)”，進(jìn)一步推動經(jīng)濟(jì)增長模式由資源消耗型的粗放式增長向效率改進(jìn)型的集約式增長轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

(4)進(jìn)一步完善環(huán)境監(jiān)管體系，要從主要用行政辦法保護(hù)環(huán)境轉(zhuǎn)變?yōu)榫C合運用法律、經(jīng)濟(jì)、技術(shù)和必要的行政辦法解決環(huán)境問題，完善官員環(huán)境考核問責(zé)制度，建立良好的環(huán)境稅收和生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制，建立和完善排污權(quán)交易市場。

(5)促進(jìn)區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)合作與分工，加強(qiáng)環(huán)渤海地區(qū)各省市環(huán)境監(jiān)管機(jī)構(gòu)的交流與合作。

(編輯：于杰)