王 詢，張為杰

(1.東北財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧大連116025;2.東北財經(jīng)大學(xué)研究生院，遼寧大連116025)

一、引 言

環(huán)境質(zhì)量會隨著經(jīng)濟(jì)增長而持續(xù)惡化嗎?抑或經(jīng)濟(jì)增長最終會帶來環(huán)境污染的減少嗎?環(huán)境庫茲涅茨曲線 (EKC)對這兩者關(guān)系的描述似乎已被相當(dāng)多的經(jīng)驗研究所證明。該曲線表現(xiàn)為“倒U”形態(tài)，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，環(huán)境污染會惡化或加重;當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到轉(zhuǎn)折點時，污染水平達(dá)到最大值;隨后趨于下降［1］。但也有一些經(jīng)驗研究得出的結(jié)論與環(huán)境庫茲涅茨曲線不一致，研究者們對環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系仍存在爭論。

中國是否會呈現(xiàn)出工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的倒U型關(guān)系或者已經(jīng)呈現(xiàn)這種關(guān)系呢?在中國工業(yè)化進(jìn)程中，粗放型的發(fā)展模式帶來了大量的工業(yè)污染問題。以能夠較好代表工業(yè)污染總體水平的工業(yè)二氧化硫排放為例，1996年全國人均排放量為131千克，1999年下降到105千克，隨后出現(xiàn)上升趨勢，2005年又接近150千克，但至2009年又下降到了105千克。因此，從全國來看，中國的工業(yè)二氧化硫總量排放與經(jīng)濟(jì)增長沒有呈現(xiàn)出“倒U”形態(tài)。而從各省的排放分布情況來看，明顯表現(xiàn)出“倒U”形態(tài)。根據(jù)蔡昉等的研究，中國東部地區(qū)已經(jīng)越過了環(huán)境庫茲涅茨曲線的轉(zhuǎn)折點，而中西部地區(qū)還未達(dá)到污染水平的轉(zhuǎn)折點。因此，三大地區(qū)之間的工業(yè)污染水平變化軌跡與全國表現(xiàn)出來的趨勢并不一致［2］。中國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同，地方政府政策和行為也有一定的差異，在環(huán)境規(guī)制方面的力度也不相同。那么影響三大地區(qū)污染水平的因素是否有異?不同之處何在?這就是本文試圖解釋的問題。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

從EKC的形成機制看，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)和收入需求彈性效應(yīng)會使環(huán)境得到改善［3－4］。這種解釋處于一種主導(dǎo)地位，具體來看:(1)規(guī)模效應(yīng)［1］。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，一個國家或地區(qū)由農(nóng)業(yè)向工業(yè)社會轉(zhuǎn)變，傳統(tǒng)工業(yè)發(fā)展需要投入大量的自然資源，造成了大量的工業(yè)污染，對于落后地區(qū)尤其如此。因此，在工業(yè)化進(jìn)程的初期，經(jīng)濟(jì)總量或規(guī)模的擴大造成了工業(yè)污染水平的上升。(2)結(jié)構(gòu)效應(yīng)［5－6］。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段后，該地區(qū)具有一定的資本積累，但是經(jīng)濟(jì)發(fā)展開始受到資源環(huán)境的制約。為轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級成為必然趨勢，因此出現(xiàn)兩種結(jié)構(gòu)調(diào)整:一是工業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)部調(diào)整，發(fā)展低耗能、低污染工業(yè);二是降低工業(yè)比重，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。這在一定程度上會減少工業(yè)污染。(3)技術(shù)效應(yīng)。這種效應(yīng)主要體現(xiàn)在內(nèi)生增長理論中［7］。生產(chǎn)技術(shù)水平的提高會內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)增長的過程中。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，主要使用高污染的技術(shù)，達(dá)到一定閾值后，轉(zhuǎn)向使用清潔技術(shù)。技術(shù)的改進(jìn)不但能提高能源的利用效率，而且會加速產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。Shafik在研究中曾將技術(shù)進(jìn)步作為其中一個變量進(jìn)行分析［5］。(4)收入彈性效應(yīng)［8－9］。隨著收入水平的提高，人們對環(huán)境的質(zhì)量要求也會提高，而對收入增加的要求相對降低。從四個效應(yīng)來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到轉(zhuǎn)折點后，規(guī)模效應(yīng)，結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)與收入彈性效應(yīng)都將有利于工業(yè)污染水平的降低。

針對中國的工業(yè)污染問題，學(xué)者們得出的結(jié)論存在一定的差異。以工業(yè)二氧化硫的排放為例，包群和彭水軍［10］，李剛［11］，張紅鳳等［12］得出二氧化硫排放與人均GDP呈N型。張學(xué)剛和王玉婧［13］，朱平輝等［14］得到了典型的倒U型的EKC形態(tài)。蔡昉等認(rèn)為，東部某些發(fā)達(dá)地區(qū)已經(jīng)越過EKC的轉(zhuǎn)折點，處于下降階段，而中西部地區(qū)處于上升階段，還沒呈現(xiàn) EKC形態(tài)［2］。陳華文和劉康兵利用上海環(huán)保局的數(shù)據(jù)得出二氧化硫濃度與人均GDP之間呈現(xiàn)U型形態(tài)［15］。綜上所述，即使是對同一環(huán)境指標(biāo)的研究，工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系形態(tài)也不一致。概括來講，已有研究中主要存在四種形態(tài):倒U型、正相關(guān)型、N型 (或倒N型)與U型。在對倒U型的研究中，不同的地區(qū)達(dá)到轉(zhuǎn)折點的人均收入也不同。同一地區(qū)，不同環(huán)境污染指標(biāo)達(dá)到轉(zhuǎn)折點的人均收入也存在很大差異。

通過對以上文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn):(1)環(huán)境規(guī)制力度是被眾多學(xué)者所忽視的變量。通過經(jīng)驗與理論分析，工業(yè)污染水平變化的一個重要影響因素是環(huán)境規(guī)制政策。(2)絕大多數(shù)學(xué)者在利用全國面板數(shù)據(jù)建立模型時，忽視了中國東、中、西部之間的地區(qū)性的差異。(3)通過分析數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，全國各省區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重除個別省份外，絕大多數(shù)省份是在2007—2008年左右出現(xiàn)下降。而以往研究并沒有全面地反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對環(huán)境污染產(chǎn)生的影響。(4)大部分文獻(xiàn)缺乏對工業(yè)污染變化內(nèi)在機制的理論分析。鑒于上述問題，本文在增長模型的基礎(chǔ)上，研究環(huán)境變化的內(nèi)在機制，并利用全國29省份1993—2009年的年度數(shù)據(jù)，對工業(yè)污染的地區(qū)差異進(jìn)行實證分析。本文從模型估計中試圖驗證:(1)東、中、西部地區(qū)是否各自具有經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)污染的EKC形態(tài)。(2)東、中、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制是否對污染水平的改善具有明顯的效果。(3)各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是否已經(jīng)對工業(yè)污染產(chǎn)生積極效應(yīng)。

三、環(huán)境變化的理論模型

假設(shè)在一個封閉的經(jīng)濟(jì)主體中，忽略國際貿(mào)易與投資對環(huán)境的影響，只有一個經(jīng)濟(jì)主體或計劃者 (既作為消費者又作為生產(chǎn)者)。經(jīng)濟(jì)主體中的總資本為K，其中K=KY+KE，KY代表用于生產(chǎn)產(chǎn)品的資本，KE表示用于環(huán)境治理與規(guī)制的資本。設(shè)θ=ΚY/K(0＜θ＜1)為總資本用于生產(chǎn)的比例，則1－θ為總資本用于環(huán)境治理與規(guī)制的比例，KE=(1－θ)K。在一個無限期界跨期消費的經(jīng)濟(jì)中，經(jīng)濟(jì)主體的目標(biāo)是最大化自身福利或效用水平。

其中，C、E、ρ(ρ＞0)分別代表產(chǎn)品的消費量，環(huán)境存量與時間貼現(xiàn)率。這里我們把環(huán)境當(dāng)作一種消費品，而不是生產(chǎn)的副產(chǎn)品或生產(chǎn)要素。其中一階導(dǎo)數(shù)UC，UE＞0;二階導(dǎo)數(shù)UCC，UEE＜0，UCE＜0。生產(chǎn)函數(shù)的形式表示為:Y=F(KY，E)，其中一階導(dǎo)數(shù)FK，F(xiàn)E＞0;二階導(dǎo)數(shù)FKK，F(xiàn)EE＜0。假設(shè)γ為單位產(chǎn)出的環(huán)境破壞率，則總污染水平P=γY，此時環(huán)境存量的變化量為:)，即環(huán)境存量隨時間的變化不斷減少。在經(jīng)濟(jì)中引入環(huán)境治理與規(guī)制活動的情況下，環(huán)境治理與規(guī)制活動的效果表示為A=h(KE)，加大環(huán)境治理與規(guī)制力度能夠提高環(huán)境質(zhì)量。因此，在存在生產(chǎn)性活動與環(huán)境治理與規(guī)制活動時，環(huán)境存量的變化為γF(KYE)。

經(jīng)濟(jì)主體在最大化自身福利過程中面臨生產(chǎn)資本與環(huán)境治理與規(guī)制資本的雙重約束，生產(chǎn)產(chǎn)品的資本約束為:

治理污染的資本約束為:

則最優(yōu)化問題為:

利用漢密爾頓方程求解上述最優(yōu)化問題

對上述方程求導(dǎo)，其一階條件為:

為了更加明確地看出環(huán)境變化的內(nèi)在機制，我們假設(shè)效用函數(shù)U(C，E)為相對風(fēng)險厭惡不變的形式，即其中V(0＜V＜1)代表經(jīng)濟(jì)主體對資本用于環(huán)境治理與規(guī)制活動的偏好，σ代表跨期替代彈性。環(huán)境治理與規(guī)制活動A=h(KE)表示為關(guān)于資本的線性函數(shù)形式，即A=A1(1－θ)K。則由 (4)式推導(dǎo)得到環(huán)境存量的變化與其影響因素的關(guān)系表示為:

模型結(jié)論為:收入水平的變化會影響環(huán)境的變化;貼現(xiàn)率ρ越高，人們會將更多的資本用于工業(yè)生產(chǎn)，而不是對環(huán)境規(guī)制與治理。但隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，環(huán)境相對于產(chǎn)品的價格會提高，會使貼現(xiàn)率ρ下降，人們進(jìn)行一定的環(huán)境治理投資與規(guī)制，使環(huán)境發(fā)生變化;生產(chǎn)技術(shù)水平的變化是導(dǎo)致環(huán)境變化的重要因素，從一定程度上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化近似地反應(yīng)出技術(shù)變化對環(huán)境的影響。因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制力度可能是影響工業(yè)污染水平的重要因素。

四、工業(yè)污染水平區(qū)域差異的經(jīng)驗分析

1.變量說明與模型設(shè)定

本文采用全國29個省份1993—2009年的面板數(shù)據(jù)，對工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系形態(tài)分別進(jìn)行東、中、西部地區(qū)的估計，樣本點數(shù)分別為204、153和136個。數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1993—2010)以及《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。

本文選用的指標(biāo)如下:(1)人均工業(yè)二氧化硫的排放量 (以pollution表示，單位為千克/人)為工業(yè)污染的量化指標(biāo)。之所以選擇工業(yè)二氧化硫作為工業(yè)污染指標(biāo)，是因為工業(yè)二氧化硫是工業(yè)和空氣污染的主要組成部分，對大氣環(huán)境有顯著的負(fù)面影響。從總體來講，工業(yè)二氧化硫能夠大體體現(xiàn)出工業(yè)污染水平［2］。(2)人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo) (以y表示，單位為元)，為消除通貨膨脹的影響，保持統(tǒng)計口徑的一致性，本文采用以1978年基期價格表示的真實GDP。人均GDP能夠較好地反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，即規(guī)模效應(yīng)。(3)第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重 (以industry表示，單位為%)作為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，該指標(biāo)能夠反映工業(yè)發(fā)展對環(huán)境污染的影響。同時能夠代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)水平變化效應(yīng)。(4)已有研究對環(huán)境規(guī)制的變量指標(biāo)選擇并不一致。部分文獻(xiàn)采用去除量的絕對數(shù)來代表環(huán)境規(guī)制的力度。但是采用去除量的絕對數(shù)來代表并不能完全準(zhǔn)確表示環(huán)境規(guī)制力度。相對來說，去除量占工業(yè)二氧化硫總產(chǎn)生量的比例越大就越能體現(xiàn)出環(huán)境規(guī)制的力度，同時能夠表現(xiàn)污染企業(yè)對規(guī)制的真實反應(yīng)。因此，本文將環(huán)境規(guī)制力度 (以regulation表示，單位為%)以工業(yè)二氧化硫的去除量占總產(chǎn)生量的比例表示［13］。

環(huán)境規(guī)制力度指數(shù)=［工業(yè)二氧化硫去除量/(排放量+去除量)］×100%

工業(yè)污染以及相關(guān)變量的統(tǒng)計特征如表1所示。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來看，三大地區(qū)之間的差異比較大，東部地區(qū)人均GDP為3 995.61元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中、西部地區(qū);人均工業(yè)二氧化硫的排放量則呈現(xiàn)出相反的趨勢，西部的人均污染水平最高，中東部地區(qū)污染水平差異不大;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，三大地區(qū)之間的差異相對較小，但是地區(qū)內(nèi)部的差異比較明顯，比如東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重最高的省份為60%，最低的省份則不到20%。但是這種內(nèi)部差異能夠更好地反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對地區(qū)工業(yè)污染水平的影響。從環(huán)境規(guī)制力度來看，東部與中部在環(huán)境規(guī)制方面要高于西部地區(qū)。

表1 工業(yè)污染及相關(guān)變量的統(tǒng)計特征

根據(jù)對本文第三部分理論模型的分析，工業(yè)污染水平除了受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)影響外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、收入彈性效應(yīng)以及政府環(huán)境規(guī)制力度對污染水平也具有重要的影響。因此，本文選用人均二氧化硫排放量作為被解釋變量，人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值比重、工業(yè)二氧化硫的去除量占總產(chǎn)生量的比例作為解釋變量。同時，為了減少面板數(shù)據(jù)的異方差對模型結(jié)果估計的影響，本文設(shè)定經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)污染之間的關(guān)系為對數(shù)模型。在研究工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時，對數(shù)模型相對線性模型更具有優(yōu)勢［16］。模型設(shè)定為:

其中，下標(biāo)t為時間變量，i代表各地區(qū)的不同省份。啞變量θt表示時間效應(yīng)，γi反映不同省份之間存在的差異，比如地理位置、資源稟賦的差異、地方政府的環(huán)境政策差異等。εit代表隨機干擾因素。本文將基于上式進(jìn)行討論。模型中系數(shù)αi(i=1，2，3)的符號反映出工業(yè)污染隨經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)變化軌跡。其中，當(dāng)α1＜0，α2＞0，α3＜0(三次函數(shù)型)時，工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)倒N型形態(tài);α1＞0，α2＜0，α3＞0(三次函數(shù)型)時，兩者呈現(xiàn)N型形態(tài);α3=0，α2＜0(二次函數(shù)型)時，工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)倒U形態(tài)，符合EKC形態(tài)，并能夠通過計算得出工業(yè)污染達(dá)到轉(zhuǎn)折點時的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 (lny*=α1/2α2);α3=0，α2=0，α1＞0(一次函數(shù)型)時，工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

2.穩(wěn)健性檢驗與協(xié)整分析

為了避免工業(yè)污染與影響工業(yè)污染各因素之間出現(xiàn)虛假回歸的情況，在構(gòu)建模型之前，首先應(yīng)該對各序列進(jìn)行單位根檢驗。進(jìn)一步，為克服單一檢驗方法的局限性，本文主要運用EViews6.0分別對東、中、西部地區(qū)工業(yè)污染和各影響因素進(jìn)行基于面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，而不是單純地采用ADF檢驗方法。采用的是相同單位根情況下的Levin－Lin－Chu(LLC)的檢驗與不同單位根情況下的Im－Pesaran－Shin(IPS)、Fisher－ADF的三種檢驗方法，檢驗結(jié)果見表2所示。檢驗結(jié)果顯示，各地區(qū)指標(biāo)的水平值均不能在10%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此各變量均存在單位根。但對各變量序列進(jìn)行一階差分后的檢驗表明，各變量均能夠通過10%的顯著性水平。一階差分后的變量不存在單位根，成為平穩(wěn)序列。因此，工業(yè)污染與其他影響因素之間符合進(jìn)行協(xié)整分析的前提。

表2 東、中、西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果

通過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)的工業(yè)污染與各影響因素變量為一階單整序列。因此，各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。為了研究各地區(qū)工業(yè)污染和經(jīng)濟(jì)增長以及各控制變量之間的長期均衡關(guān)系，必須進(jìn)行協(xié)整分析。進(jìn)行協(xié)整檢驗較為廣泛的是選用Johansen方法。但是，根據(jù)黃萬陽和王維國［17］的解釋，對于Johansen方法的完全VAR估計可能面臨小樣本的問題。因此，與恩格爾—格蘭杰 (Engle－Granger)兩步法相比，對滯后階數(shù)的不恰當(dāng)設(shè)定和均衡模型中的序列相關(guān)更不穩(wěn)健。而兩步法關(guān)于系數(shù)的估計更為一致。以樣本值而不是樣本值的平方根的速度逼近真實參數(shù)，即使在模型解釋變量不滿足弱外生性的情況下，系數(shù)的估計仍然是一致的。因此，本文運用Engle－Granger［18］兩步法檢驗各地區(qū)中變量之間的協(xié)整關(guān)系，其中Pedroni檢驗使用最為廣泛。Pedroni［19］構(gòu)造了7個檢驗面板變量協(xié)整關(guān)系的統(tǒng)計量。其中，面板 v、面板rho、面板PP、面板ADF統(tǒng)計量是用于聯(lián)合組內(nèi)維度描述。組rho、組PP、組ADF統(tǒng)計量用于組間維度描述，檢驗結(jié)果見表3所示。通過表3可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)的所有協(xié)整檢驗統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。而中部地區(qū)的組ADF－統(tǒng)計量不能在10%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但是該地區(qū)的其他統(tǒng)計量都比較顯著。因此，綜合各協(xié)整檢驗統(tǒng)計量的優(yōu)缺點，東、中、西部地區(qū)的工業(yè)污染水平與經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境規(guī)制水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在著長期均衡關(guān)系，協(xié)整關(guān)系成立。

表3 東、中、西部地區(qū)工業(yè)污染與影響因素協(xié)整檢驗結(jié)果

3.計量模型的回歸結(jié)果

面板數(shù)據(jù)的估計有混合模型、變截距模型、變系數(shù)模型三種方法。變截距模型的估計又分為固定效應(yīng)模型 (FE)與隨機效應(yīng)模型 (RE)。具體選用哪種模型，要進(jìn)行參數(shù)約束檢驗。具體的檢驗步驟是:首先根據(jù)協(xié)變分析檢驗即F檢驗判斷是采用混合模型還是變截距模型。如果選用變截距模型，則需要繼續(xù)采用Hausman檢驗來判斷是選用固定效應(yīng)模型 (FE)還是隨機效應(yīng)模型 (RE)。

利用全國東、中、西部地區(qū)1993—2009年的工業(yè)污染與相關(guān)影響因素的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計。通過F統(tǒng)計量的計算方法得到，三個地區(qū)的F值均通過了顯著性檢驗，拒絕采用混合估計模型的原假設(shè)。因此本文采用變截距模型。進(jìn)一步，采用Hausman檢驗方法得出，模型應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。為了避免出現(xiàn)序列相關(guān)性，增加了AR(1)項。本文運用PLS方法對模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表4所示。通過估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各模型估計的調(diào)整R2都高于0.96，說明擬合情況較好。DW值介于1.74—2.19之間，說明不存在序列相關(guān)的情況。F統(tǒng)計量都超過給定顯著性水平下的臨界值。

表4 東、中、西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

4.工業(yè)污染影響因素的區(qū)域差異分析

(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。通過對估計結(jié)果的研究發(fā)現(xiàn)，東部與中部地區(qū)在不考慮其他因素的情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對工業(yè)污染的二次項系數(shù)，東部與中部地區(qū)均為－0.17。系數(shù)分別通過了10%的顯著性水平。因此，對于這兩個地區(qū)而言，工業(yè)污染水平出現(xiàn)先惡化后改善的情況，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最終會導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的改善。兩個地區(qū)的工業(yè)污染水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系是一致的，呈現(xiàn)倒U型形態(tài)，符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的形態(tài)。但是，這兩個地區(qū)達(dá)到轉(zhuǎn)折點時的人均 GDP水平卻不同。這符合 Grossman與Krueger［1］得出的結(jié)論。從中國的實際來看，在工業(yè)發(fā)展早期，地方政府為發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，采取粗放型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，大力發(fā)展一些高耗能、高污染的產(chǎn)業(yè)。雖然使經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得到很大的提高，但是工業(yè)污染水平的上升速度也較快。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)非常明顯。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，收入、技術(shù)等效應(yīng)開始發(fā)揮正面的作用，促使污染水平的下降。隨著綠色GDP概念的出現(xiàn)以及各級政府對環(huán)境的重視，工業(yè)污染水平可能會得到一定程度的改善。但是對一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后的省份來說，工業(yè)污染水平還會持續(xù)上升。因此，我們不能完全依靠經(jīng)濟(jì)增長來實現(xiàn)環(huán)境的改善。經(jīng)濟(jì)發(fā)展不能自動地解決一切工業(yè)污染問題。當(dāng)然，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與政府的環(huán)境政策導(dǎo)向?qū)I(yè)污染水平的降低具有重大的意義。但是西部地區(qū)的情況并不如此，西部地區(qū)呈現(xiàn)出三次函數(shù)的形式，表現(xiàn)為倒N型，具有一定的波動性。但是西部地區(qū)的污染最終是處于下降階段。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。估計結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響工業(yè)污染的重要因素。東、中、西部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對工業(yè)污染的影響存在很大的差異。東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重與工業(yè)污染水平成正相關(guān)關(guān)系，與于峰等［20］得出的結(jié)論基本一致，也基本符合理論預(yù)期。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)項的估計系數(shù)為0.63，且通過了1%的顯著性水平。這表明，東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重每上升1%，工業(yè)污染水平就會上升0.63%。與東部地區(qū)不同，中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為－0.48，且通過了5%的顯著性水平。這表明，中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重的提高在一定程度上導(dǎo)致了工業(yè)污染水平的下降。第二產(chǎn)業(yè)比重每增加1個百分點，工業(yè)污染會降低0.48個百分點，這與東部地區(qū)的結(jié)論相反?？赡艽嬖谝韵略?中部地區(qū)的重污染行業(yè)占的比重較大，導(dǎo)致了工業(yè)二氧化硫的排放量較大。隨著生產(chǎn)以及治污技術(shù)的進(jìn)步，中部地區(qū)更加注重工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。雖然第二產(chǎn)業(yè)整體比重提高了，但是，污染密集型產(chǎn)業(yè)的比重卻處于下降狀態(tài)，所以中部地區(qū)的工業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)調(diào)整能夠降低污染水平。

但是，通過表5我們發(fā)現(xiàn)，重污染行業(yè)二氧化硫排放強度呈現(xiàn)下降趨勢。以電力行業(yè)為例，二氧化硫的排放強度，由2001年的0.23噸/萬元下降到2008年的0.09噸/萬元。非金屬礦物制品業(yè)與黑色金屬冶煉業(yè)下降的幅度也較大。由于中部地區(qū)火力發(fā)電行業(yè)、礦產(chǎn)加工與冶煉等占有重要的地位。因此重污染行業(yè)的這種變化能夠很好地解釋中部地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)變化對環(huán)境污染水平的影響。

表5 重污染行業(yè)二氧化硫排放強度變化趨勢 單位:噸/萬元

雖然西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)項系數(shù)表現(xiàn)為負(fù)，但是這并沒有通過顯著性檢驗。因此西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對工業(yè)污染水平的影響并不明顯。因此，結(jié)構(gòu)與技術(shù)減排并沒有對西部地區(qū)的工業(yè)污染帶來很大的改變。

(3)環(huán)境規(guī)制力度。理論上講，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制水平也應(yīng)該越高。從而對環(huán)境污染水平的降低更具有顯著作用。環(huán)境規(guī)制水平是通過企業(yè)工業(yè)二氧化硫去除量所占總產(chǎn)生量的比例進(jìn)行衡量。因此，模型的結(jié)果一定程度上體現(xiàn)了污染企業(yè)對政府環(huán)保政策的反應(yīng)。從模型估計結(jié)果來看，東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制系數(shù)為－0.11，通過了1%的顯著性水平。結(jié)果表明，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平每提高1個百分點，工業(yè)污染水平能夠降低0.11個百分點。從各地區(qū)的工業(yè)化水平來看，東、中、西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重分別為46.35%、45.23%、43.92%。東部地區(qū)工業(yè)化水平明顯高于中西部地區(qū)。較高的工業(yè)化水平導(dǎo)致了過多的工業(yè)污染，使東部地區(qū)更早地意識到了進(jìn)行環(huán)境治理與規(guī)制的必要性。經(jīng)驗也證明，東部地區(qū)在治理投資、規(guī)制政策上都早于其他兩個地區(qū)。比如在國家生態(tài)建設(shè)示范區(qū)中，東部地區(qū)示范區(qū)的數(shù)量占全國的比例為1/2以上。中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制系數(shù)為－0.22，比東部地區(qū)的系數(shù)要大，說明中部地區(qū)在環(huán)境規(guī)制方面的效果比較明顯。原因在于:中部地區(qū)存在大量的資源型產(chǎn)業(yè)，資源型產(chǎn)業(yè)對環(huán)保政策的反應(yīng)最為明顯。環(huán)境政策力度的提高使資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展更加注重提高生產(chǎn)的技術(shù)水平。另外，東部地區(qū)在規(guī)制與治理環(huán)境方面能夠為中部地區(qū)提供一些經(jīng)驗。這都在一定程度上使中部地區(qū)環(huán)境政策的效果提高。盡管西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染起到降低作用，但是系數(shù)僅為－0.06，治污效果相對較小。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最為落后，加之西部地區(qū)能源相對比較豐富，根據(jù)比較優(yōu)勢理論，西部地區(qū)會大力發(fā)展能源密集型產(chǎn)業(yè)。西部地區(qū)勞動力成本相對較低，在一定發(fā)展水平內(nèi)，西部地區(qū)會承接?xùn)|部低附加值的產(chǎn)業(yè)。如果采取嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制措施會限制本地區(qū)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，更多的環(huán)境規(guī)制會使企業(yè)負(fù)擔(dān)加重。這樣的發(fā)展模式會抵消環(huán)境規(guī)制帶來的積極效果。東部與中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制難度相對西部來講較小。這可能也說明了不同發(fā)展階段的地區(qū)應(yīng)采取不同的環(huán)境規(guī)制力度，即地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性導(dǎo)致了環(huán)境規(guī)制力度的異質(zhì)性。

五、結(jié)論與政策含義

本文對環(huán)境變化與影響因素之間構(gòu)建理論模型，在探討環(huán)境變化的內(nèi)在影響機制的基礎(chǔ)上，運用全國1993—2009年東、中、西部三個地區(qū)29個省份的面板數(shù)據(jù)，通過對研究數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗與協(xié)整檢驗，然后利用計量經(jīng)濟(jì)模型實證研究三大地區(qū)的工業(yè)污染與經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。研究得到以下結(jié)論:一是東部與中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了工業(yè)污染先上升后下降，符合環(huán)境庫茲涅茨曲線形態(tài)，但出現(xiàn)拐點時的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并不一致，西部地區(qū)的污染水平呈現(xiàn)出倒N型。二是東部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展造成了工業(yè)污染水平的上升，而中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重的提高卻沒有導(dǎo)致工業(yè)污染水平上升，這說明中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可能具有后發(fā)優(yōu)勢，工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化效果明顯;西部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展對環(huán)境的影響不顯著。三是環(huán)境規(guī)制的效果在東部與中部地區(qū)比較明顯，降低了工業(yè)污染水平，而在西部地區(qū)作用相對較小，這可能源于不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的差異性。

根據(jù)計量結(jié)果，結(jié)合中國區(qū)域差異情況，本文的研究具有以下政策含義:一是堅持可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。經(jīng)濟(jì)發(fā)展不應(yīng)該以犧牲環(huán)境為代價。各級政府進(jìn)一步轉(zhuǎn)變過去的以GDP增長為唯一目標(biāo)的觀念。將經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境生態(tài)作為考核地方政績的指標(biāo)。二是加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級既要注重大力發(fā)展服務(wù)業(yè)，降低第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，又要注重工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，降低高耗能、高污染的工業(yè)所占的比重，大力發(fā)展技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)。三是注重環(huán)境規(guī)制政策的適應(yīng)性，提高環(huán)境規(guī)制的效果。采用排污權(quán)交易等方式加大對環(huán)境污染總量的控制力度。根據(jù)不同地區(qū)的實際發(fā)展水平，制定出適合各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境改善相互協(xié)調(diào)的規(guī)制與治理政策。

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