摘 要：通過1991—2010年間的數(shù)據(jù)，本文運用向量自回歸模型首先對環(huán)境與三次產(chǎn)業(yè)之間的動態(tài)關(guān)系進行了實證研究，其次利用因子分析和Hansen的面板門限模型，對城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境之間的關(guān)系進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）環(huán)境污染會對第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)形成一定程度的負面沖擊；（2）第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會對環(huán)境造成污染，但這種污染并不具有持續(xù)性，隨著技術(shù)的改進，環(huán)境污染狀況會得到一定的改善；（3）人均GDP對環(huán)境污染的影響顯著地存在基于城鎮(zhèn)化率的“雙門檻效應(yīng)”，除北京、上海、天津3個直轄市進入第2門檻以外，其余省市都僅跨越了第一門檻，但在這些省市當(dāng)中，東部省份的城鎮(zhèn)化率最高，中部次之，西部最后，因此，最先進入第二門檻的地區(qū)省份將會是東部；（4）人力資本對環(huán)境的影響并不顯著；（5）就治理環(huán)境污染提出了幾點簡單的政策建議。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟發(fā)展；環(huán)境污染；VAR模型；門檻效應(yīng)

中圖分類號：F224 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）04-0026-07

一、引言

當(dāng)前大多數(shù)發(fā)展中國家在經(jīng)濟建設(shè)上走的是西方發(fā)達國家“先污染，后治理”的老路，為經(jīng)濟總量的增長付出了慘痛的環(huán)境代價，作為發(fā)展中國家的中國也不例外。改革開放以來，我國經(jīng)濟以年均10%左右的速度高速增長，GDP總量從1978年的3645億元增長到2012年的519322億元，成為了僅次于美國的世界第二大經(jīng)濟體，社會經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就。但是，長期以來，我國經(jīng)濟的高速增長在很大程度上是由于生產(chǎn)要素的大量投入。特別是2013年以來全國大范圍霧霾天氣，讓全社會以一種最直接而深刻的方式感受到了環(huán)境與經(jīng)濟的尖銳矛盾、減排與治污的迫切需求。我國經(jīng)濟快速增長的同時，自然資源的過度消耗以及環(huán)境污染問題日趨嚴重，已經(jīng)引起了結(jié)果，經(jīng)濟發(fā)展表現(xiàn)出高能耗、高污染、高投入以及低效率等粗放型經(jīng)濟增長方式的種種特點。

本文將從城鎮(zhèn)化的角度來審視經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境之間的關(guān)系。因為城鎮(zhèn)化在社會發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展的過程中均起到非常重要的推動作用，2013年6月，新一輪城鎮(zhèn)化規(guī)劃正在制定中。根據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，2012年城鎮(zhèn)人口為71182萬人，占總?cè)丝?2.6%，比上年末提高1.3個百分點。這是一組非常重要的數(shù)據(jù)，表明中國的社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)已經(jīng)出現(xiàn)了質(zhì)的變化，開始進入以城市為主體的發(fā)展階段。

中國正在積極穩(wěn)妥地推進城鎮(zhèn)化，數(shù)億農(nóng)民轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口將會釋放更大的市場需求，不斷擴大的內(nèi)需將成為我國經(jīng)濟增長強有力的助推器。但是我們也要意識到，城鎮(zhèn)化進程在給經(jīng)濟帶來發(fā)展機遇的同時，也對生態(tài)環(huán)境造成了很大的影響。因此本文從新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的視角，揭示城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟與環(huán)境之間的密切關(guān)系，挖掘出三者內(nèi)在的深層含義。這將有助于中國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展不斷完善并突破發(fā)展過程中的瓶頸，走出綠色的城鎮(zhèn)化道路。

二、文獻綜述

經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量是同一系統(tǒng)中的兩種因素，但他們之間的關(guān)系一直以來都是經(jīng)濟學(xué)家爭論的焦點。環(huán)境是經(jīng)濟增長的制約還是經(jīng)濟增長的動力，經(jīng)濟增長是造成環(huán)境破壞的罪魁禍首還是改善環(huán)境質(zhì)量的靈丹妙藥，這些問題逐步進入國內(nèi)外學(xué)者的視野。自20世紀60年代以來，針對環(huán)境與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論與實證文獻層出不窮，國內(nèi)外學(xué)者專家在宏觀和微觀理論的框架下構(gòu)建模型，試圖探討環(huán)境質(zhì)量改善和經(jīng)濟持續(xù)增長的雙贏條件。

（一）國外研究現(xiàn)狀

20世紀70年代以前，人們普遍認為經(jīng)濟增長同能源、原材料以及自然資源的消耗呈正相關(guān)關(guān)系。然而，20世紀90年代初，Gene Grossman 和 Alan Krueger 在分析NAFTA（北美自由貿(mào)易協(xié)定）的環(huán)境效應(yīng)時，首次發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量并非總是線性關(guān)系，例如、煙塵以及一些污染指標(biāo)與人均GDP呈現(xiàn)倒U型的曲線關(guān)系，即在經(jīng)濟發(fā)展初期，環(huán)境質(zhì)量隨經(jīng)濟的增長而下降，然而當(dāng)經(jīng)濟增長達到某點以后，環(huán)境質(zhì)量則隨經(jīng)濟的增長而逐漸改善[1]。不久，Panayotou T（1993）運用跨國數(shù)據(jù)對環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟之間的關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果進一步證實了 Gene Grossman 和Alan Krueger的研究，認為環(huán)境污染物的排放與經(jīng)濟增長之間確實存在類似庫茲涅茨曲線的倒U型關(guān)系，并首次將這種關(guān)系稱為“環(huán)境庫茲涅茨曲線（Environment Kuznets Curve）”[2]。Grossman 等人對環(huán)境與經(jīng)濟關(guān)系的開創(chuàng)性研究，吸引了眾多學(xué)者的關(guān)注，伴隨著各種計量經(jīng)濟分析方法的發(fā)展，經(jīng)濟與環(huán)境關(guān)系研究如雨后春筍一樣涌現(xiàn)出來，且環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展的研究重心也由資源耗減轉(zhuǎn)移到污染排放。

另外， Dinda S（2004）討論了經(jīng)濟快速增長和環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系[8]；Mazzanti（2007）分析了意大利的環(huán)境——收入關(guān)系；Caviglia-Harris J L， Chambers D， Kahn J R （2009）進行了環(huán)境退化的綜合分析等等[9]。

由表1可看到：國外對環(huán)境與經(jīng)濟的研究，數(shù)據(jù)選取主要以面板數(shù)據(jù)為主，且大多數(shù)學(xué)者都驗證了倒“U”型曲線關(guān)系的存在；除此之外，大部分學(xué)者傾向于研究與環(huán)境污染相關(guān)的空氣、水環(huán)境等同經(jīng)濟增長的關(guān)系，或單獨研究某一污染物（例如so2、co2）與經(jīng)濟增長的關(guān)系，而從整體環(huán)境質(zhì)量出發(fā)，研究其與經(jīng)濟增長關(guān)系的較少。

（二）國內(nèi)研究現(xiàn)狀

基于國外的研究，我國在環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論與實證研究方面也做了大量工作，但相比西方國家起步較晚。主要研究有：張曉（1999）采用時間序列數(shù)據(jù)對我國 （1985-1995）環(huán)境污染與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)空氣污染物排放量、大氣污染物濃度與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn) EKC倒 U 型特征，但這一特征并不明顯[10]；范金（2002）采用面板數(shù)據(jù)對我國81個大中城市1995—1997年度二氧化硫、氮氧化物、總懸浮顆粒物（TS）濃度和年人均降塵量進行環(huán)境Kuznets曲線檢驗，發(fā)現(xiàn)除氮氧化物濃度外，其余污染物與收入之間存在倒U型關(guān)系[11]；黃瑩， 王良健， 李桂峰等（2009）采用空間面板模型并結(jié)合固定效應(yīng)分析，對中國29個省級區(qū)域1990—2006年間工業(yè)“三廢”密度同人均GDP之間的關(guān)系進行了研究，發(fā)現(xiàn)：在空間效應(yīng)的條件下，我國工業(yè)廢氣、固體廢物與人均GDP之間的關(guān)系皆呈現(xiàn)出EKC倒U型曲線特征[12]。但是，實證結(jié)果同EKC假說不成立的研究也有不少，相繼出現(xiàn)了 U 型、N型、倒 N 型、單調(diào)遞增或單調(diào)遞減型等多種曲線關(guān)系形態(tài)。例如李達，王春曉（2007）基于面板數(shù)據(jù)對中國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）（1998—2004年）的三種空氣污染物排放和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了研究，發(fā)現(xiàn)這三種空氣污染物排放與經(jīng)濟增長之間并不存在傳統(tǒng)的倒U型曲線關(guān)系[13]；丁繼紅等（2010）利用主成分分析方法把六類主要工業(yè)污染物排放量整合成反映江蘇省整體環(huán)境污染水平的綜合污染指數(shù)，探析江蘇?。?985—2006年）經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染綜合指數(shù)與人均GDP之間呈現(xiàn)“N”型曲線關(guān)系[14]。

然而，變量有離散型和連續(xù)型兩類，對連續(xù)型變量進行分組時就會存在不確定性，在環(huán)境與經(jīng)濟關(guān)系的研究中也存在以連續(xù)性變量作為樣本分組的現(xiàn)象，因此，能否找到一個恰當(dāng)?shù)拈T檻值作為分組變量是確定樣本分組的一個關(guān)鍵問題。Hansen（2000）的“門檻回歸”（Threshold Regression）模型則可以解決相應(yīng)的問題[15]。韓玉軍、陸旸（2008）采用“門檻回歸”方法，以108個國家和地區(qū)作為橫截面數(shù)據(jù)，對影響“環(huán)境庫茲涅茨曲線”的多個因素進行了門檻效應(yīng)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)一個國家或地區(qū)的收入水平、工業(yè)發(fā)展水平和貿(mào)易開放程度都存在著“門檻效應(yīng)”[16]。

但是，上述研究卻呈現(xiàn)出以下特點：一是往往只是從環(huán)境中具體的某一方面出發(fā)研究其與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，很少從多個因素綜合考慮出發(fā)來研究論證；二是大多數(shù)研究為了論證倒U型曲線是否存在，往往采用的是EKC曲線模型，模型中包含人均GDP和人均GDP的平方，這樣的計量模型一方面是建立在人的主觀猜想之下，另一方面在實證分析中變量之間多重共線的程度會很高，導(dǎo)致建模的失敗；三是很少有研究從城鎮(zhèn)化的視角出發(fā)來審視城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境三者之間的關(guān)系。

基于以上原因，本文第三部分在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運用其脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法從全國的角度出發(fā)，首先研究了環(huán)境污染對第一產(chǎn)業(yè)的影響以及第三產(chǎn)業(yè)與環(huán)境之間的動態(tài)關(guān)系，從動態(tài)的角度研究了環(huán)境與三次產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系；本文的第四部分，首先利用因子分析的方法，將多個環(huán)境指標(biāo)進行加權(quán)綜合并最終形成環(huán)境污染綜合指數(shù)，其次利用靜態(tài)面板門檻模型研究了城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境三者之間的關(guān)系，檢驗了雙門檻效應(yīng)是否存在，并分析了各省市城鎮(zhèn)化水平是否通過了單門檻和雙門檻；本文的第五部分分析論述VAR模型與門限模型的實證結(jié)果并提出了一些具體的建議。

三、VAR模型的實證分析

（一）指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取

我們分別用（今年污染量-去年污染量）/去年污染量來作為環(huán)境污染指標(biāo)，記為Y；由于用第一產(chǎn)業(yè)與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比值，第二產(chǎn)業(yè)與GDP的比值，第三產(chǎn)業(yè)與GDP的比值更能反映三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)模，因此本文用以上指標(biāo)分別代表第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，依次記為X1，X2，X3。

VAR模型實證分析所選取的數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，取樣時間段為1991—2010年，所用到的軟件為EVIEWS7.2。為了消除數(shù)據(jù)的波動和異方差性，本文對數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理；為了反映消除物價影響后三次產(chǎn)業(yè)與GDP的真實比值情況，本文將按照現(xiàn)價計算的三次產(chǎn)業(yè)增加值和GDP分別轉(zhuǎn)化為按照不變價計算的三次產(chǎn)業(yè)增加值和GDP。

（二）單位根檢驗

由于本文所采用的是時序數(shù)據(jù)，在對模型進行相關(guān)的計量分析前，應(yīng)對模型的變量進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用的方法是單位根檢驗。

通過表2可知，時序變量Yt、X1t、X2t、X3t都是平穩(wěn)序列，符合做VAR模型的變量條件。

（三）模型的穩(wěn)定性檢驗和滯后階數(shù)的選擇

經(jīng)過的相關(guān)檢驗發(fā)現(xiàn)，所有變量的單位根都小于1，即都在單位圓內(nèi)，所以模型是平穩(wěn)的，可以進行相關(guān)的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

選取VAR模型變量滯后階數(shù)一般采用AIC和SC原則，通過表3可知，AIC和SC準則選取的最佳滯后階數(shù)都為3，因此本文選取的滯后階數(shù)為3。

（四）廣義脈沖響應(yīng)分析

在實際應(yīng)用中，VAR模型是一種非理性模型，所以，在VAR模型分析中，當(dāng)一個誤差變化或者受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，我們稱這種分析法為脈沖響應(yīng)函數(shù)分析法。脈沖響應(yīng)函數(shù)衡量來自隨機干擾項的一個標(biāo)準沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。本文著重分析了環(huán)境污染對第一產(chǎn)業(yè)的影響，以及第二產(chǎn)業(yè)對環(huán)境的影響狀況，具體如圖1、圖2所示。

首先我們觀測的是第一產(chǎn)業(yè)對環(huán)境污染的響應(yīng)情況及其響應(yīng)路徑，如圖1所示，受到環(huán)境污染一個標(biāo)準差的隨機新息沖擊后，第一產(chǎn)業(yè)首先產(chǎn)生了負效應(yīng)，并在第3期負效應(yīng)達到最大化，之后隨著時期的發(fā)展，雖然呈現(xiàn)出一定細微程度的波動，但一直保持這種負效應(yīng)。

其次，研究環(huán)境隨著第三產(chǎn)業(yè)的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑，如圖2所示，環(huán)境受到第二產(chǎn)業(yè)一個標(biāo)準差的隨機新息沖擊后，在1-10期之間出現(xiàn)了正負效應(yīng)交替出現(xiàn)的狀況，且波動比較劇烈，在第2期達到最大正效應(yīng)，在第7期達到最大負效應(yīng)。

四、面板門檻模型設(shè)定與估計方法

（一）指標(biāo)的選取與說明

1.環(huán)境污染綜合指數(shù)的確定

（1）變量的選取

度量環(huán)境污染水平的指標(biāo)有很多，但是一個變量只能反映污染現(xiàn)象在某一方面的數(shù)量特征，為了能夠較全面反映環(huán)境污染同經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，我們構(gòu)造了環(huán)境污染綜合指數(shù)。

環(huán)境污染水平的度量指標(biāo)可大致歸為兩類：污染物排放總量指標(biāo)與污染物排放強度指標(biāo)，鑒于本文主要目的是考察在城鎮(zhèn)化視角下，經(jīng)濟增長對環(huán)境污染總體水平的影響，此處采用排放總量指標(biāo)對環(huán)境污染綜合指數(shù)進行度量。同時，由于反映污染物的指標(biāo)有空氣質(zhì)量指標(biāo)、水質(zhì)量指標(biāo)和其它環(huán)境指標(biāo)，且構(gòu)成環(huán)境威脅的污染源主要來自工業(yè)生產(chǎn)，另外，考慮到部分指標(biāo)數(shù)據(jù)統(tǒng)計年份較晚，存在數(shù)據(jù)缺失等問題，因此，本文選取1991—2010年工業(yè)廢水排放量（萬噸）、工業(yè)煙塵排放量（萬噸）、工業(yè)廢氣排放量（億標(biāo)立方米）、工業(yè)二氧化硫排放量（萬噸）、工業(yè)粉塵排放量（萬噸）和工業(yè)固體廢物排放量（萬噸）六個指標(biāo)來測度我國歷年各省、市、直轄市的環(huán)境污染綜合指數(shù)。其中，各污染物指標(biāo)原始數(shù)據(jù)均來自于《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。

（2）基于因子分析法計算環(huán)境污染綜合指數(shù)

各污染指標(biāo)間存在較強相關(guān)性，我們選用因子分析法計算1991—2010年各省、市、直轄市環(huán)境污染綜合指數(shù)。由于自1997年起，重慶市正式從四川省獨立，而1991—1996年期間，兩市各污染指標(biāo)的數(shù)據(jù)都是合為一體的，出于統(tǒng)計口徑的一致性，我們對重慶市與四川省1997年以后各指標(biāo)的數(shù)據(jù)進行了加總，統(tǒng)一命名為四川省污染物指標(biāo)。另外，西藏自治區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較落后，各指標(biāo)的數(shù)據(jù)獲得較晚且對環(huán)境污染的影響也較小，因此，本文數(shù)據(jù)分析中忽略了西藏自治區(qū)對全國環(huán)境污染的影響。下面針對合并后的29個省、市、直轄市計算環(huán)境污染綜合指數(shù)。

首先，對各種污染物排放指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進行無量綱化處理，即標(biāo)準化；其次，建立各指標(biāo)變量的相關(guān)系數(shù)矩陣并求解相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值、特征向量及貢獻率，按照因子方差累計貢獻率大于80%的原則提取了兩個公共因子，對其進行旋轉(zhuǎn)后計算因子得分；最后，根據(jù)因子得分計算我國29個省、市、直轄市1991—2010年的環(huán)境污染綜合指數(shù)，計算過程借助于SSS16.0軟件操作完成。

2.其他指標(biāo)的選取

由于本文分析的是從城市化的視角出發(fā)來審視經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境之間的關(guān)系，因此，本文門限模型中以人均GDP作為經(jīng)濟發(fā)展的指標(biāo)，以城鎮(zhèn)人口數(shù)/總?cè)丝跀?shù)作為城鎮(zhèn)化的指標(biāo)；另外，為了較精準的研究經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境之間的關(guān)系，本文又加入了2個控制變量，其中以工業(yè)增加值/國內(nèi)生產(chǎn)總值作為工業(yè)化水平的指標(biāo)，將本科、大專院校在內(nèi)的人數(shù)/所在地的總?cè)藬?shù)作為各地人力資本水平的指標(biāo)。本文對門限模型實證檢驗采用的是stata12.0軟件。

（二）模型的設(shè)定

模型的先期設(shè)定往往是以變量之間的關(guān)系為條件，因此，首先應(yīng)明確城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染三者之間的關(guān)系。在經(jīng)濟發(fā)展的過程中，一方面城鎮(zhèn)化的發(fā)展一定程度上決定了經(jīng)濟的發(fā)展速度與規(guī)模，經(jīng)濟的發(fā)展速度與規(guī)模又對環(huán)境產(chǎn)生了影響；另一方面各地經(jīng)濟的發(fā)展差異又會影響到城鎮(zhèn)化的建設(shè)，這樣必然會帶來城鎮(zhèn)化發(fā)展差距，而城鎮(zhèn)化的發(fā)展差異又會進一步對環(huán)境狀況差距帶來不同的影響。

基于此，如果假設(shè)i省t期的環(huán)境綜合指數(shù)為enviroit，相應(yīng)的城鎮(zhèn)化率、人均GDP、工業(yè)化水平和人力資源水平分別記為：urbanit、PGDPit、agrit和zztit，則有：

模型（1）為不考慮城鎮(zhèn)化“門檻效應(yīng)”的模型，為了準確估計出門檻變量值，并同時考慮對內(nèi)生的“門檻效應(yīng)”進行顯著性檢驗，本文采取Hansen（1999）的靜態(tài)面板門檻模型的做法，首先假設(shè)存在“單門檻效應(yīng)”，并在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建單門檻面板模型（2），多個門檻模型可以在單門檻模型的基礎(chǔ)上進行擴展得到，即：

則模型（2）可以用下式來表示：

（三）模型估計與檢驗方法

在構(gòu)建門檻模型的基礎(chǔ)上，不僅僅需要估計出模型（3）中的門檻值？濁和斜率？專，還需要進行一系列的門檻效應(yīng)檢驗。對模型（3）估計，首先去除其中的個體效應(yīng)ui的影響，可以從每個樣本值中減去組內(nèi)平均值的方法來消除，變化之后的模型為：

進一步將模型4寫成矩陣的形式：

根據(jù)對門檻模型的檢驗步驟，本文首先進行了門檻效應(yīng)的檢驗，具體結(jié)果如表4所示：表4中報告了在1%、5%、10%水平下的F值和值；從表4中我們發(fā)現(xiàn)：單一門檻在1%的顯著性水平下通過了檢驗，雙重門檻在5%的顯著性水平下通過了顯著性水平檢驗。因此，本文選取雙門檻效應(yīng)進行相關(guān)分析。

（二）門檻值估計結(jié)果

在進行完門檻效應(yīng)檢驗后，應(yīng)對相應(yīng)的門檻值進行估計和檢驗，具體如表5所示：門檻1的值為：0.2631，且其在[0.1641，0.3382]內(nèi)；門檻2的值為：0.7157，且其在區(qū)間[0.15，0.85]內(nèi)，相應(yīng)的似然比值接近于0，小于5%水平下的臨界值，所以接受原假設(shè)，即兩個估計的門檻值都與實際的門檻值相等。

（三）雙門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

在門檻1和門檻2的值被估計出來后，進行的是雙門檻模型參數(shù)估計，具體如表6所示。

六、結(jié)果分析

（一）VAR模型的結(jié)果分析

環(huán)境污染會對第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)造成不利的影響，且環(huán)境污染越嚴重這種負面效應(yīng)會越大，特別是對農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)造成了很大的影響，環(huán)境污染一方面造成了空氣質(zhì)量下降、CO2濃度升高、水污染以及耕地資源的減少，另一方面又影響了人的身體健康和居住環(huán)境。

第二產(chǎn)業(yè)對環(huán)境造成了一定程度上的破壞，且隨著第二產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展對環(huán)境污染狀況出現(xiàn)了時好時壞的現(xiàn)象，這說明我國第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)排污控制上可能存在一定的問題，特別是我國的工業(yè)化仍處在初級水平上，各類環(huán)境保護措施和技術(shù)缺失，生產(chǎn)企業(yè)對環(huán)境保護意識并不強烈，相應(yīng)的處罰機制和政策法規(guī)并不完善造成了我國現(xiàn)階段工業(yè)化的發(fā)展對環(huán)境的保護存在漠視行為。

（二）門檻模型結(jié)果分析

1.控制變量的分析

從表3可以發(fā)現(xiàn)，工業(yè)化水平系數(shù)為負且顯著，這說明隨著我國工業(yè)化的發(fā)展在一定程度上加重了環(huán)境的污染，這與現(xiàn)實情況是相符的。1978年改革開放以來我國的工業(yè)化得到了快速的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由原來的第一產(chǎn)業(yè)為主轉(zhuǎn)變?yōu)榈诙a(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)為主。但是在這一過程中，我國采取的是粗放的、以犧牲環(huán)境為代價的經(jīng)濟發(fā)展方式，CO2濃度逐漸升高、空氣污染愈加嚴重，水資源、森林資源、耕地資源在經(jīng)濟的發(fā)展過程中也遭受了一定程度的破壞，這些破壞嚴重的影響了自然環(huán)境的正常運行。

人力資源水平系數(shù)為負但相應(yīng)的值高達0.513，說明人力資源的發(fā)展對我國環(huán)境的作用并不顯著，本文分析認為，這可能與人力資源這一要素特征有關(guān)，一方面人力資源的培養(yǎng)需要一個長時間的過程，并不能在短期內(nèi)達到應(yīng)有的成效；另一方面即使各地人力資源達到一定程度，對環(huán)境的改善和有目的的培養(yǎng)保護環(huán)境意識也需要一個過程，而目前對我國來說，恰恰是經(jīng)濟發(fā)展的轉(zhuǎn)型時期，高級人力資源無論在量上還是在質(zhì)上仍然落后于歐美等發(fā)達國家，因此，我國的人力資源就目前而言并不能對環(huán)境改善起到很大的作用。

2.城鎮(zhèn)化發(fā)展的人均GDP對環(huán)境污染的雙門檻效應(yīng)分析

從表6中可以看出，當(dāng)一個地區(qū)的城鎮(zhèn)化率水平未跨越第一個門檻值0.2631時，人均GDP對環(huán)境污染的影響是-0.692；而當(dāng)城鎮(zhèn)化率跨越第一個門檻后，人均GDP對環(huán)境污染的影響為0.327；當(dāng)城鎮(zhèn)化率跨越第二個門檻時，人均GDP對環(huán)境污染的影響為0.032，比跨越第一個門檻時的效應(yīng)有所減弱。通過以上分析，人均GDP對環(huán)境污染的影響顯著地存在基于城鎮(zhèn)化率的“雙門檻效應(yīng)”。在我國經(jīng)濟的快速發(fā)展中，城鎮(zhèn)化建設(shè)為經(jīng)濟的快速發(fā)展提供了強大的動力，伴隨著各地城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，人均GDP也在快速提升中，當(dāng)城鎮(zhèn)化率未跨過第一個門檻時，此時經(jīng)濟的發(fā)展基本上是粗放式的，對環(huán)境的污染會不斷隨著人均GDP的增加而加重；當(dāng)城鎮(zhèn)化率跨過第一個門檻后，我國經(jīng)濟已經(jīng)經(jīng)歷了前期的積累，經(jīng)濟的發(fā)展方式也會由粗放式的發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)榧s化發(fā)展。前期環(huán)境的污染也會得到逐漸的治理，因此，在城鎮(zhèn)化率跨過第一個門檻后，此時隨著人均GDP的增長我國的環(huán)境會逐漸的變好。隨著城鎮(zhèn)化率的不斷發(fā)展，達到并跨越第二個門檻后，此時環(huán)境已經(jīng)得到很大的改善，在后續(xù)的改善和維持當(dāng)中，工作的難度會逐漸的加大，即隨著人均GDP的增長，環(huán)境也會得到改善但改善的幅度卻并不如以前。

3.進一步分析

在進行雙門檻分析后，我們將29個省市劃分為東、中、西三部分，并分別比較各個省市的具體情況。我們注意到，通過雙門檻的省市僅僅包括：北京、天津、上海3個直轄市，這一點必須引起我們的警示，說明我國環(huán)境改善的任務(wù)還很重，遠沒有恢復(fù)到污染之前的環(huán)境狀況。通過單門檻的省市包括：河北、山西、內(nèi)蒙、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖南、湖北、廣東、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，雖然這些省市全部都進入到了第一門檻階段，但應(yīng)注意到各個省市進入的時間是不一樣的，東部省份一般較早進入，中部次之，西部最后，且從以上城市和城鎮(zhèn)化率的水平來看，東部的城鎮(zhèn)化率最高，所以隨著人均GDP的發(fā)展，環(huán)境改善最好的也是東部省份，它們將優(yōu)先進入第二門檻階段。

七、政策啟示

（一）政府應(yīng)在環(huán)境保護方面發(fā)揮積極作用

經(jīng)濟的發(fā)展特別是工業(yè)化的發(fā)展不能以犧牲環(huán)境為代價，我國當(dāng)前正處在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，一方面應(yīng)該制定更加有針對性的環(huán)境法規(guī)政策，加大公眾的環(huán)境保護意識，另一方面加大環(huán)境保護方面的投入資金，以使環(huán)境污染得到控制并在一定的范圍內(nèi)得到改善，除以上兩個方面外，我國還應(yīng)建立環(huán)境績效機制，采取問責(zé)制，確保地方政府在發(fā)展經(jīng)濟的同時不以破壞環(huán)境為代價，走可持續(xù)發(fā)展道路。

（二）優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地區(qū)產(chǎn)業(yè)分布

我國目前仍處在工業(yè)化的初級階段，高耗能產(chǎn)業(yè)分布于多個地區(qū)，給環(huán)境造成了很大的污染，而從歐美等發(fā)達國家來看，服務(wù)業(yè)的發(fā)展對環(huán)境污染與第二產(chǎn)業(yè)相比造成的影響有限。從已有的經(jīng)驗和我國目前的經(jīng)濟形勢來看，人均GDP在1000～3000美元之間，服務(wù)業(yè)將加速發(fā)展，并且處于轉(zhuǎn)折點跨越當(dāng)中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在不斷的向高級轉(zhuǎn)變，我國目前處于這一階段中，因此，一方面應(yīng)該大力推進服務(wù)業(yè)的發(fā)展，培養(yǎng)和引進人才，另一方面采用先進技術(shù)改造傳統(tǒng)的工業(yè)產(chǎn)業(yè)，以提高其能源的利用效率，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，使我國的環(huán)境狀況得到進一步的改善。在全國產(chǎn)業(yè)布局方面，東部應(yīng)該大力發(fā)展信息化產(chǎn)業(yè)、高科技產(chǎn)業(yè)；中、西部地區(qū)應(yīng)主動承接?xùn)|部的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，依靠自身豐富的資源優(yōu)勢，發(fā)展能源工業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)以及旅游業(yè)等產(chǎn)業(yè)，以適應(yīng)我國經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型的需要。

（三）新型城鎮(zhèn)化發(fā)展

當(dāng)前城鎮(zhèn)化的發(fā)展在一定程度上是以破壞自然環(huán)境為代價而發(fā)展的，在各省市城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的背后，是能源消耗的不斷增加，特別是從西方發(fā)達國家的城鎮(zhèn)化演化歷程來看，水資源緊張、耕地面積、森林資源減少等各種環(huán)境問題層出不窮，因此在城鎮(zhèn)化帶動經(jīng)濟快速發(fā)展的同時，也應(yīng)注意不應(yīng)以耕地、森林資源破壞為代價從而造成環(huán)境的破壞和污染。以信息化、綠色化為目標(biāo)的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)是當(dāng)前城鎮(zhèn)化發(fā)展的方向，我國目前已經(jīng)正式提出該目標(biāo)，各省市也應(yīng)在發(fā)展城鎮(zhèn)化的進程中，協(xié)調(diào)好與環(huán)境之間的關(guān)系。

（責(zé)任編輯：于明）

參考文獻：

[1]Grossman.G，Krueger.A. Environmental impacts of the North American Free Trade Agreement， NBER Working Paper 3914，1991.

[2]Panayotou T. Demystifying the environmental Kuznets

curve： turning a black box into a policy tool[J]. Environment and development economics， 1997，2（4）： 465-484.

[3]Torras M， Boyce J K. Income， inequality， and pollution：

a reassessment of the environmental Kuznets curve[J]. Ecological economics， 1998， 25（2）：147-160.

[4]Sun J W. Changes in energy consumption and energy

intensity： a complete decomposition model[J]. Energy economics， 1998， 20（1）： 85-100.

[5]Stern D I， Common M S. Is there an environmental

Kuznets curve for sulfur？[J]. Journal of Environmental Economics and Management， 2001， 41（2）： 162-178.

[6]Mart nez-Zarzoso I， Bengochea-Morancho A. Pooled

mean group estimation of an environmental Kuznets curve for CO [J]. Economics Letters， 2004， 82（1）： 121-126.

[7]Galeotti M， Lanza A. Desperately seeking environmental Kuznets[J]. Environmental Modelling Software，2005，20（11）： 1379-1388.

[8]Dinda S. Environmental Kuznets curve hypothesis： a

survey[J]. Ecological economics， 2004， 49（4）： 431-455.

[9]Caviglia-Harris J L， Chambers D， Kahn J R. Taking

the “U” out of Kuznets： a comprehensive analysis of the EKC and environmental degradation[J]. Ecological Economics， 2009， 68（4）： 1149-1159.

[10]張曉.中國環(huán)境政策的總體評價[J].中國社會科學(xué)， 1999（3）.

[11]范金.可持續(xù)發(fā)展下的最優(yōu)經(jīng)濟增長[M].北京：經(jīng)濟管理出版社，2002.

[12]黃瑩，王良健，李桂峰等. 基于空間面板模型的我國環(huán)境庫茲涅茨曲線的實證分析[J]. 南方經(jīng)濟， 2009（10）.

[13]李達，王春曉.我國經(jīng)濟增長與大氣污染物排放的關(guān)系——基于分省面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].財經(jīng)科學(xué)，2007（2）.

[14]丁繼紅，年艷. 經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關(guān)系剖析—以江蘇省為例[J].南開經(jīng)濟研究，2010（2）.

[15]Hansen B E. Sample splitting and threshold estimation[J]. Econometrica， 2000， 68（3）： 575-603.

[16]韓玉軍，陸旸.門檻效應(yīng)，經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量[J].統(tǒng)計研究，2008（9）.