上海政法學院經(jīng)濟管理學院 李 鵬

環(huán)境庫茨涅茨倒U形曲線在西部地區(qū)的現(xiàn)實考征
——基于空間面板數(shù)據(jù)的研究*

上海政法學院經(jīng)濟管理學院 李 鵬

文章采用數(shù)值模擬方法論證了環(huán)境庫茨涅茨雙倒“U”形曲線關系存在的可能性，雙倒“U”形曲線是對傳統(tǒng)環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線的一個補充。文章以工業(yè)廢水為研究對象采用空間面板數(shù)據(jù)模型對我國西部地區(qū)的環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系進行了驗證，研究表明：我國西部地區(qū)環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系成立。

環(huán)境庫茨涅茨曲線；空間面板數(shù)據(jù)模型；工業(yè)廢水

一、文獻回顧及問題的提出

自從關于經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線提出以后，學術界對于環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線的檢驗就沒有間斷過。但由于不同學者的研究樣本、研究方法、研究的時間段的不同，導致了不同的研究結論。研究結論主要有三類，一是環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系對于所有環(huán)境污染物而言都成立。二是環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系對于所有環(huán)境污染物而言不成立。三是環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系對于部分環(huán)境污染物而言成立。

國外學者對經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系進行了大量的實證研究工作。如帕森哈等人（Rupasingha et al，2004）運用美國的數(shù)據(jù)使用空間面板數(shù)據(jù)模型分析經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關系，發(fā)現(xiàn)基于空間計量模型基礎上的環(huán)境庫茨涅茨曲線估計結果是穩(wěn)健的。昆度、丁達（Coondoo and Dinda，2007）通過對二氧化碳指標88個國家的面板數(shù)據(jù)分析，證實了人均GDP與環(huán)境質量之間存在倒“U”形曲線關系。赫提集等人（Hettige et al，2000）利用12個發(fā)達國家和發(fā)展中國家企業(yè)層面的工業(yè)廢水排放量數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間是負相關關系，環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系不成立。馬丁瓦格拉（Martin Wagner，2008）研究得出人均二氧化碳排放與人的收入呈單調遞增的關系，且不存在拐點。

我國學者采用不同的研究方法對我國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系進行了研究。何彬（2013）以1989～2010年的省際面板數(shù)據(jù)運用動態(tài)門限模型研究了我國人均GDP與二氧化碳排放的關系，研究表明：人均GDP與區(qū)域二氧化碳排放呈正相關性。覃巍、丁慧（2011）運用主成分方法構建環(huán)境污染綜合指數(shù)，研究廣西經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系。研究表明：廣西環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系并不成立，而是成立N形曲線關系。黃瑩、王良健、李桂峰、蔣荻（2009）以中國1990～2006年的省級面板數(shù)據(jù)運用空間面板數(shù)據(jù)模型研究了經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系，研究表明：除工業(yè)廢水外，其他指標符合環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形關系。盧曉彤、盧忠寶、宋德勇（2012）運用闕值面板模型研究對我國的環(huán)境庫茨涅茨曲線形狀進行了研究。研究表明：污染物排放量隨經(jīng)濟增長而下降。潘玉君、童彥、華紅蓮、張碧星、方杏樹（2007）采用數(shù)值模擬方法研究了1985～2003年間云南省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系，研究表明：云南省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間存在倒“U”形曲線關系。馬樹才、李國柱（2006）運用協(xié)整理論研究了我國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系。研究表明：工業(yè)固體廢棄物與人均GDP之間存在協(xié)整關系，工業(yè)固體廢棄物隨人均GDP的增加而下降，而工業(yè)廢水及工業(yè)廢氣與人均GDP之間不存在協(xié)整關系。李鵬、蘭宜生（2009）運用時間序列數(shù)據(jù)研究了山西省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系，研究表明：工業(yè)二氧化硫、工業(yè)固體廢棄物與人均GDP之間呈倒“U”形關系，工業(yè)廢水與人均GDP之間呈“U”形關系。

本文采用空間面板數(shù)據(jù)模型研究了我國西部地區(qū)經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系，對環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系進行了檢驗。文章的創(chuàng)新性主要體現(xiàn)在：文章采用數(shù)值模擬方法提出經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間還存在雙倒“U”形曲線關系的可能性。環(huán)境庫茨涅茨雙倒“U”形曲線關系的提出是對傳統(tǒng)倒“U”形曲線關系的一個補充。

二、研究設計

（一）環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線的數(shù)值模擬分析。

環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線是描述經(jīng)濟增長與環(huán)境污染排放量之間數(shù)量關系的經(jīng)驗曲線。環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線的經(jīng)濟含義是指：在經(jīng)濟發(fā)展的初級階段，環(huán)境污染排放量不斷增加，但隨著經(jīng)濟發(fā)展到更高水平時，環(huán)境污染物排放量不斷下降。

經(jīng)濟增長與環(huán)境污染排放量之間數(shù)量關系只有倒“U”形曲線關系嗎？文章采用數(shù)值模擬方法研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長與環(huán)境污染排放量之間還存在其他形狀曲線的可能性。

以y來表示污染排放量，x表示收入。根據(jù)y與x的不同函數(shù)關系，可以得出兩者之間具有不同的曲線關系。

當y與x二次函數(shù)關系時，存在倒“U”形曲線的可能性。

例如，當y與x的二次函數(shù)關系式為：y=100+10x-x^2時，y與x的數(shù)量關系就表現(xiàn)為倒“U”形形狀。對應的數(shù)量特征：隨著收入的增加，污染物排放量先增加然后減少。環(huán)境庫茨涅茨的形狀就是倒“U”形形狀。

實際上，只要y與x的二次函數(shù)關系式中x二次項的系數(shù)為負數(shù)，y與x的數(shù)量關系就表現(xiàn)為倒“U”形形狀。

當y與x為三次函數(shù)關系時，存在～型曲線的可能性。

圖1 經(jīng)濟增長與環(huán)境污染倒“U”形曲線關系

例如，當y與x的二次函數(shù)關系式為：y=100+15x-10x^2+x^3時，y與x的數(shù)量關系就表現(xiàn)為～形形狀。對應的數(shù)量特征：隨著收入的增加，污染物排放量先增加然后減少，隨后再增加。

當y與x為四次函數(shù)關系時，存在雙倒“U”形曲線的可能性。

例如，當y與x的四次函數(shù)關系式為：y=30+20x-28x^2+10x^3-x^4時，y與x的數(shù)量關系就表現(xiàn)為雙倒“U”形形狀。對應的數(shù)量特征為：隨著收入的增加，污染物排放量經(jīng)歷先增加后減少的過程，隨后再經(jīng)歷先增加后減少的過程。

文章認為經(jīng)濟增長與污染物排放量之間的倒“U”形形狀、“～”形形狀及雙倒“U”形形狀與經(jīng)濟規(guī)模效應和政府環(huán)境保護效應有關。

經(jīng)濟規(guī)模效應：經(jīng)濟總量的增加必然會導致污染物排放量的增加。政府環(huán)境保護政策效應：政府的環(huán)境保護政策會導致污染物排放量的減少。

圖2 經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的～形曲線關系

如果經(jīng)濟規(guī)模效應占主導，也就是收入增加所導致的環(huán)境污染物排放量的增加大于政府實施環(huán)境保護政策所導致的污染物排放量的減少，則會出現(xiàn)隨著經(jīng)濟的增長，環(huán)境污染物排放量的不斷增加。如果政府環(huán)境保護效應占主導，也就是收入增加所導致的環(huán)境污染物排放量的增加小于政府實施的環(huán)境保護政策所導致的污染物排放量的減少，則會出現(xiàn)隨著經(jīng)濟的增長，環(huán)境污染物排放量不斷下降。當政府采取嚴厲的環(huán)境保護政策時，政府保護效應占主導。此后，隨著經(jīng)濟增長，環(huán)境污染物排放量不斷下降。當政府采取寬松的環(huán)境保護政策時，經(jīng)濟規(guī)模效應占主導，此后，隨著經(jīng)濟增長，環(huán)境污染物排放量不斷增加。

圖3 經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的雙倒“U”形曲線關系

一旦環(huán)境污染物排放量超過一定限度時，政府將采取嚴厲的環(huán)境保護政策，迫使企業(yè)大量減少污染物排放量，使得污染物排放量急劇下降，

例如，當y與x的二次函數(shù)關系式為:y=100+15x-10x^2+x^3時，y與x的數(shù)量關系就而一旦環(huán)境污染排放量下降到一定程度時，政府會放松環(huán)境保護而采取寬松的環(huán)境保護政策，企業(yè)會增加環(huán)境污染物排放量。

在經(jīng)濟發(fā)展初始階段，隨著經(jīng)濟總量的增加，環(huán)境污染物排放量會增加，在污染物排放量沒有超過一定限度之前，政府會采取寬松的環(huán)境保護政策，此時經(jīng)濟規(guī)模效應占主導，因此，會出現(xiàn)隨著經(jīng)濟的發(fā)展，環(huán)境污染物排放量不斷增加的狀況。隨著經(jīng)濟總量的繼續(xù)增加，環(huán)境污染物排放量會超過一定限度，政府會采取嚴厲的環(huán)境保護政策，此時政府保護效應占主導，因此，會出現(xiàn)隨著經(jīng)濟的發(fā)展，環(huán)境污染物排放量不斷下降的狀況。也就出現(xiàn)了倒“U”形形狀。隨著環(huán)境污染物排放量的繼續(xù)下降，當下降到一定程度時，政府會采取寬松的環(huán)境保護政策，此時經(jīng)濟規(guī)模效應占主導，因此，會出現(xiàn)隨著經(jīng)濟的發(fā)展，環(huán)境污染物排放量不斷增加的狀況。也就在倒“U”形曲線的右半部分所對應的環(huán)境污染物下降階段，隨著經(jīng)濟增長環(huán)境污染物排放量開始增加，形成了“～”形形狀。隨著污染物排放量的繼續(xù)增加，當超過一定限度時，政府又會采取嚴厲的環(huán)境保護政策，此時政府規(guī)制效應占主導，因此，出現(xiàn)隨著經(jīng)濟的發(fā)展，環(huán)境污染物排放量不斷下降的狀況。也就是在“～”形曲線的右半部分所對應的環(huán)境污染物增加階段，隨著經(jīng)濟增長環(huán)境污染物排放量開始下降，也就出現(xiàn)了雙倒“U”形形狀。

（二）樣本選擇與變量定義。

本文選取甘肅、內蒙古、寧夏、新疆、西藏、青是收入增加所導致的環(huán)境污染物排放量的增加小于政府實施的環(huán)境保護政策所導致的污染物海、云南、四川、貴州、廣西、重慶、陜西為分析樣本，所選樣本都屬西部地區(qū)。文章以工業(yè)廢水為例運用空間面板數(shù)據(jù)模型來研究我國西部地區(qū)1997～2008年間經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系。相關變量如表1所示。

（三）空間面板模型設定。

空間面板數(shù)據(jù)模型能夠充分考慮到同一時點上觀察值之間存在的空間依賴性，克服了傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型的弱點。埃洛斯特（Elhorst，2003）通過在傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型中引入空間滯后誤差項和空間滯后解釋變量來分析空間依賴性。本文選取我國西部地區(qū)的12個省份為樣本進行空間面板數(shù)據(jù)模型實證研究。

文章以西部地區(qū)的甘肅為中心構建標準化的空間權重矩陣，wij為標準化后的空間權重矩陣。主對角線上的元素為0，地區(qū)i與j相鄰，則wij為1，否則為0，然后進行標準化處理，從而得到標準化的空間權重矩陣wij。

xt為解釋變量矩陣。ρ為空間自回歸系數(shù)，度量了地理上臨近區(qū)域的yit的空間外部溢出效應的大小。λ為空間誤差移動平均系數(shù)，度量了樣本觀察值的誤差項對區(qū)域yit的空間誤差溢出效應。

依據(jù)ρ和λ的數(shù)值，將空間面板數(shù)據(jù)模型分為兩大類。

表1 變量描述

當ρ=0，為空間誤差面板數(shù)據(jù)模型，也就是SEM面板數(shù)據(jù)模型?？臻g誤差面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)濟含義是：某區(qū)域受到的一個隨機沖擊不僅影響到該區(qū)域的產(chǎn)出，還通過空間誤差項影響其他區(qū)域的產(chǎn)出。

當λ=0，為空間滯后面板數(shù)據(jù)模型，也就是SLM面板數(shù)據(jù)模型。空間滯后面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)濟含義是：某區(qū)域的產(chǎn)出yit，不僅受解釋變量的影響，還受臨近區(qū)域的產(chǎn)出影響。

三、計量結果分析

（一）空間面板數(shù)據(jù)模型檢驗。

根據(jù)文章提出的經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間存在的四次函數(shù)關系，工業(yè)廢水的空間滯后面板模型和空間誤差面板模型分別為：

表2為空間面板數(shù)據(jù)模型回歸結果。

由表2知，α在空間滯后模型和空間誤差模型都為正，β在空間滯后模型和空間誤差模型都為負，而且α和β在1%的水平顯著，說明工業(yè)廢水與GDP之間呈倒“U”形，也就是環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系成立。

空間面板數(shù)據(jù)模型檢驗的結論1：以西部地區(qū)的工業(yè)廢水為研究對象，1997～2008年間工業(yè)廢水與GDP之間呈倒“U”形曲線關系，環(huán)境庫茲涅茨倒“U”形曲線關系成立。

表2中空間自回歸系數(shù)ρ即在1%的水平顯著，說明西部某區(qū)域工業(yè)廢水的排放量，受鄰近區(qū)域工業(yè)廢水排放量的影響；表2中誤差移動平均系數(shù)λ在1%的水平顯著，說明西部某區(qū)域受到的一個隨機沖擊，不僅影響本區(qū)域的工業(yè)廢水的排放，還通過空間誤差項影響鄰近區(qū)域工業(yè)廢水的排放。ρ、λ在1%的水平顯著，說明西部地區(qū)工業(yè)廢水的排放存在空間依存性。

空間面板數(shù)據(jù)模型檢驗的結論2：1997～2008年間西部地區(qū)工業(yè)廢水的排放存在空間依存性。

（二）空間面板數(shù)據(jù)模型檢驗結論的經(jīng)濟學解釋。

1.1997～2008年間工業(yè)廢水與GDP之間呈倒“U”形曲線關系成立的經(jīng)濟學解釋。文章認為，2003年后，我國西部實施的嚴厲的環(huán)境保護政策是導致污染物排放量產(chǎn)生拐點的重要原因。2003年之后，我國的環(huán)境保護處于深化發(fā)展階段，國家采取各種措施降低企業(yè)的污染物排放量。例如，加大執(zhí)法力度、限制高污染排放行業(yè)的發(fā)展、大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟等有效措施的實施，極大地減少了企業(yè)的污染排放量。因此，從整個國家層面，2003年之后我國環(huán)境污染狀況得到有效遏制。對西部地區(qū)而言，2000～2008年間，國家累計向西部地區(qū)轉移支付3萬多億元以支持西部地區(qū)的環(huán)境保護。這對于西部地區(qū)的環(huán)境修復，起到了重要推動作用。

表2 空間面板數(shù)據(jù)模型回歸結果

2.1997～2008年間西部地區(qū)工業(yè)廢水的排放存在空間依存性的經(jīng)濟學解釋。文章認為，工業(yè)廢水具有流動性的特征及地區(qū)間的相鄰性是產(chǎn)生空間依存性的重要原因。一個地區(qū)產(chǎn)生了工業(yè)廢水，也會給周邊地區(qū)帶來污染。因為，該地區(qū)的工業(yè)廢水會流動到周邊地區(qū)。一旦一個地區(qū)形成了產(chǎn)生工業(yè)廢水的隨機事件，不僅該地區(qū)會產(chǎn)生工業(yè)廢水，周邊地區(qū)也會帶來工業(yè)廢水。

四、研究結論及政策建議

文章采用數(shù)值模擬方法提出了經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間存在倒“U”形曲線關系外，還存在“～”形和雙倒“U”形曲線關系，并對各種曲線關系進行了經(jīng)濟學解釋。經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間存在“～”形和雙倒“U”形曲線關系是對傳統(tǒng)環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系的一個補充。

文章采用空間面板數(shù)據(jù)模型對環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系進行了驗證。研究表明：1997～2008年間，工業(yè)廢水與GDP之間存在環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線關系。研究還發(fā)現(xiàn)，我國西部地區(qū)的工業(yè)廢水排放具有空間依存性。

根據(jù)研究結論，文章提出如下政策建議：

第一，對西部地區(qū)繼續(xù)實施嚴厲的環(huán)境保護政策。只有繼續(xù)實施嚴厲的環(huán)境保護政策，西部地區(qū)環(huán)境污染排放量保持下降的狀態(tài)才能得以保持，才能保持在環(huán)境庫茨涅茨倒“U”形曲線的下降階段。否則，西部地區(qū)的環(huán)境污染物排放量下降的狀態(tài)會出現(xiàn)反彈，導致經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間出現(xiàn)“～”形形狀。

第二，采取各種措施降低環(huán)境污染隨機事件的產(chǎn)生。企業(yè)應建立預警機制，將環(huán)境污染隨機事件扼殺在萌芽狀態(tài)。公眾應提高環(huán)保意識，能夠減少環(huán)境污染隨機事件發(fā)生的數(shù)量。

第三，采取各種措施，防止環(huán)境污染物的隨意傳播。由于環(huán)境污染所具有的空間依存性，一個地區(qū)產(chǎn)生的環(huán)境污染，如不及時治理，會很快傳播到周邊地區(qū)。一個地區(qū)發(fā)生的環(huán)境污染隨機事件，應采取有力措施及時在該地區(qū)解決。

[1]覃巍、丁慧：《基于環(huán)境庫茨涅茨理論的廣西經(jīng)濟增長與環(huán)境質量協(xié)調性研究》，載于《學術論壇》2011年第10期，第142～148頁。

[2]盧曉彤、盧忠寶、宋德勇：《機遇閥值面板模型的我國環(huán)境庫茨涅茨曲線假說再檢驗》，載于《管理學報》2012年第11期，第1689～1696頁。

[3]李鵬、蘭宜生：《經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關系的實證研究——基于山西省數(shù)據(jù)的實證分析》，載于《對外經(jīng)貿大學學報》2009年第6期。

[4]潘玉君、童彥、華紅蓮、張碧星、方杏樹：《云南省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關系的實證研究》，載于《云南師范大學學報》2007年第3期，第13～16頁。

[5]何彬：《國有經(jīng)濟比重、區(qū)域經(jīng)濟增長與碳排放——基于動態(tài)門限庫茨涅茨曲線的分析》，載于《江漢論壇》2013年第7期，第84～88頁。

[6]黃瑩、王良健、李桂峰、蔣荻：《基于空間面板數(shù)據(jù)模型的我國環(huán)境庫茨涅茨曲線的實證研究》，載于《南方經(jīng)濟》2009年第10期，第59～68頁。

[7]Coodoo D and Dinda S.， 2007， Carbon dioxide emission and income：A temporal analysis of cross-country distributional patterns.Ecological Econmic，（7），11-22.

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[10]Hettige，H.，M.Mani，and D.Wheeler，2000，Industrial Pollution in Economic Development：Kuznets Revisited， Journal of Development Economics，（2），445-476.

F012

A

2095-3151（2014）57-0039-06

*本文受上海政法學院2014年度校級科研項目經(jīng)費（項目編號：2014XJ16）和2014年度上海政法學院青年科研基金項目經(jīng)費（項目編號：2014XQN12）支持。