胡德寶　賀學強

摘要：測度工業(yè)行業(yè)污染強度和政策環(huán)境規(guī)制強度，利用1998—2011年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，證實環(huán)境庫茲涅茨曲線在我國基本上成立。同時污染強度與規(guī)制強度間存在反向關系，污染避亂所假說在我國是成立的。不過環(huán)境規(guī)制對不同區(qū)域污染治理的效果不同，東部最明顯，然后依次為中部和西部。為應對污染產(chǎn)業(yè)轉移，應實施環(huán)境責任追溯制度，完善生態(tài)補償機制，建立民眾訴求的暢通渠道。

關鍵詞：環(huán)境規(guī)制強度；污染避亂所假說；環(huán)境庫茨涅茲曲線；區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉移；減排成本；進口成本；污染密集型產(chǎn)業(yè)

中圖分類號：F262；F224 文獻標識碼：A 文章編號：1007-2101（2015）04-0095-07

近年來，隨著我國轉變生產(chǎn)方式、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構步伐的加快，區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉移已成為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的常見現(xiàn)象。但隨著整體成本的上升，越來越多的勞動密集型產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)、欠發(fā)達地區(qū)轉移，同時，一些產(chǎn)業(yè)承接地為了地方經(jīng)濟發(fā)展的需要，開出各種優(yōu)惠措施吸引轉移出來的產(chǎn)業(yè)落地，甚至不惜降低環(huán)保門檻來“歡迎”。因此，出現(xiàn)了這樣的疑問：環(huán)境污染是否滿足庫茲涅茨假說（Environmental Kuznets Curve，EKC）？產(chǎn)業(yè)轉移過程中，是否會出現(xiàn)中西部地區(qū)成為污染產(chǎn)業(yè)的轉入地，導致污染避亂所假說（Pollution Haven Hypothesis，PHH）的真實出現(xiàn)？為此，筆者進行如下的分析。

一、文獻綜述

所謂污染避亂所假說最初是指在全球化背景下，隨著貿(mào)易自由化和資本流動性的加強，污染密集型產(chǎn)業(yè)將傾向于遷移到環(huán)境規(guī)制更寬松的國家或地區(qū)（Antweiler等，2001）[1]。然而，有關污染避亂所假說的實證，是非常容易引起爭論的一個問題（Copeland和Taylor，2004）。由于研究的具體對象、模型構建、指標選取、數(shù)據(jù)獲得、計量方法的差異，得到兩種可能完全相反的結果。

從支持的觀點來看，支持該假說的相關研究主要是從污染密集型行業(yè)在發(fā)達國家及發(fā)展中國家間的此消彼長關系展開研究。Low和Yeates（1992）用世界總出口中的污染產(chǎn)業(yè)出口份額和產(chǎn)業(yè)的“顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)”（RCA）檢驗污染產(chǎn)業(yè)在世界范圍內(nèi)的遷移。他們認為，伴隨著污染在世界范圍尤其是在工業(yè)化國家份額的下降，工業(yè)化國家環(huán)境規(guī)制很可能造成了污染產(chǎn)業(yè)從發(fā)達國家轉移到發(fā)展中國家。Mani和Wheeler（1998）考察了1960—1995年發(fā)展中國家和經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）國家的貿(mào)易與環(huán)境問題，發(fā)現(xiàn)OECD國家污染密集型產(chǎn)業(yè)規(guī)模下降的同時，發(fā)展中國家卻快速增長，并且與OECD國家污染減排成本的快速上升具有時間上的同步性。Smarzynska和Wei（2004）以24個轉型國家為樣本進行研究，得到的結論是經(jīng)濟不發(fā)達國家的環(huán)境惡化主要歸因于發(fā)達國家的污染產(chǎn)業(yè)轉移，支持了污染避亂所假說。Tunc等（2007）通過投入產(chǎn)出分析，應用土耳其1994—1997年貿(mào)易流動的面板數(shù)據(jù)分解出CO2的凈產(chǎn)出量并給予了污染避亂所假說正面支持。Levinson和Taylor（2008）通過分析1977—1986年美國、加拿大和墨西哥三國130個制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)后指出，某行業(yè)的減排成本與該行業(yè)的進口呈現(xiàn)正相關關系。

從反對的觀點來看，往往是在實證檢驗不顯著之后，提出一些不支持假說的解釋，所持的觀點基本上認為欠發(fā)達地區(qū)較弱的環(huán)境規(guī)制所帶來的成本降低難以彌補其他條件缺失所帶來的成本上升。Kahn（2003）通過研究1958—1994年美國進出口雙邊外貿(mào)數(shù)據(jù)對污染避亂所假說進行了檢驗，結果發(fā)現(xiàn)貧困、非民主國家并沒有成為美國的污染避亂所。Eskeland和Harrison（2003）研究了美國對墨西哥、委內(nèi)瑞拉、摩洛哥、科特迪瓦的投資，結果發(fā)現(xiàn)投資來源國國內(nèi)的高污染減排成本并無法解釋投資動力和投資流向。Copeland和Taylor（2005）從要素稟賦假說入手，認為污染密集型產(chǎn)業(yè)往往也是資本密集型產(chǎn)業(yè)，而發(fā)展中國家往往資本缺乏，因此只能從事勞動密集型行業(yè)（一般為非污染密集型產(chǎn)業(yè)），從而與污染避亂所效應正好相反。

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，污染密集型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)會產(chǎn)生空間上的轉移，但污染密集型產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品的消費卻并不一定隨之轉移。Cole（2004）[2] [3]將有關EKC的研究和污染避亂所的研究結合起來，實證研究“北方國家”通過與南方國家間污染密集型產(chǎn)品的貿(mào)易對EKC的影響后發(fā)現(xiàn)，除技術因素外，南北之間的污染密集型貿(mào)易是北方經(jīng)濟系統(tǒng)向“綠色化”改進的重要因素。Muradian等（2002）、Shui等（2006）在研究內(nèi)含污染的貿(mào)易時進一步指出，發(fā)達地區(qū)通過貿(mào)易實現(xiàn)了環(huán)境負荷的轉移（Environmental Load Displacement）。也就是說，發(fā)達地區(qū)的環(huán)境好轉與本地區(qū)內(nèi)污染密集型產(chǎn)業(yè)（如鋼鐵冶煉、化肥制造等）生產(chǎn)轉移有關[4]。與此同時，發(fā)達地區(qū)的消費系統(tǒng)并沒有對應升級從而減少對內(nèi)含污染產(chǎn)品的消費，從而使這類產(chǎn)品的消費與生產(chǎn)間出現(xiàn)了缺口，造成了生態(tài)不平等交換（ecologically unequal exchange），欠發(fā)達地區(qū)在這種持續(xù)性的不平等交易中受害。Kearsley和Riddel認為生態(tài)不平等交換問題需要進一步探討，并給出了嚴格的證明，發(fā)現(xiàn)其必要條件是環(huán)境成本無法完全內(nèi)生化、產(chǎn)品在區(qū)域間自由流動，同時貿(mào)易雙方中有一方持續(xù)生產(chǎn)更為污染的產(chǎn)品。

對于中國是否存在污染避亂所假說有不同的研究結論，大部分研究是從中國與其他國家間的貿(mào)易投資角度展開的。Dean等[5]（2009）以中國合資企業(yè)為樣本，研究結論為污染避亂所假說的存在提供了支持證據(jù)。國內(nèi)部分研究結論則對中國存在污染避亂所假說持否定態(tài)度。傅京燕（2008）[6]研究了中國制造業(yè)出口和產(chǎn)業(yè)結構污染含量的變化，發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)污染水平不斷下降，出口品污染含量增長幅度小于出口值增長幅度，因此否定了這一假說在中國的存在。李小平和盧現(xiàn)祥（2010，2012）[7] [8]通過投入—產(chǎn)出分析發(fā)現(xiàn)中國出口產(chǎn)品隱含的CO2中，國外的比例逐漸提高，發(fā)達國家同時向中國轉移了污染和清潔的產(chǎn)業(yè)，中國并未成為發(fā)達國家的污染避亂所。endprint

事實上，如果一個大國國內(nèi)不同區(qū)域間存在發(fā)展不均衡狀況，使得該國區(qū)際間的產(chǎn)業(yè)轉移與國際間的產(chǎn)業(yè)轉移具有類似的特點。例如，List等（2004）對美國各州的企業(yè)區(qū)位決策進行了實證分析，結果表明，新建企業(yè)確實傾向于選擇環(huán)境規(guī)制強度較弱的州。中國作為一個區(qū)域間發(fā)展不平衡的大國，國際視角下的相關研究能夠為國內(nèi)區(qū)域間的經(jīng)濟活動提供借鑒。本文將通過我國的省際面板數(shù)據(jù)來研究區(qū)域間的污染密集型產(chǎn)業(yè)轉移與環(huán)境規(guī)制間的關系，進一步判斷是否符合污染避亂所假說。

二、工業(yè)行業(yè)污染強度及規(guī)制強度測算與劃分

由于污染密集型產(chǎn)業(yè)是我們的研究對象，對研究對象進行界定是研究的基礎，因此，首先要對工業(yè)行業(yè)的污染強度和規(guī)制強度進行測度，確定出污染密集型產(chǎn)業(yè)及其對應的規(guī)制強弱，并進一步判斷二者的關系，從而分析出這種關系是否符合污染避亂所假說。

（一）污染強度的測算

雖然直觀上人們對什么是污染密集型產(chǎn)業(yè)比較容易理解，但是必須要進行定量測度并依據(jù)結果進行分類才能使后續(xù)研究科學可信。這是因為如何劃分污染密集型產(chǎn)業(yè)將直接影響研究結果，并可能導致結果大相徑庭[9]。本文重點考察39個二位數(shù)工業(yè)行業(yè)的污染強度，并對污染強度進行劃分。選取的污染物排放量指標為：工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2排放量、工業(yè)固體廢棄物總量，并輔以能源使用量作為間接指標來參考。前3個指標為各行業(yè)的直接排污指標，而耗能指標作為間接指標從能源的生產(chǎn)消費環(huán)節(jié)間接體現(xiàn)它對環(huán)境的危害。由于行業(yè)性質(zhì)差異以及各項指標單位不同，無法簡單相加，因此，本文先對各項指標進行線性標準化并加權平均得到各產(chǎn)業(yè)的污染強度。具體方法如下：（1）計算各個產(chǎn)業(yè)污染物單位產(chǎn)值的污染物排放量及能耗；（2）按0-1的取值范圍對各指標進行無量綱化即標準化；（3）將以上各種指標的得分加權，由于能耗指標為間接指標，對污染強度的貢獻度相對較低，因此分別按照30%、30%、30%、10%的權重來計算；（4）計算各產(chǎn)業(yè)的最后得分，得到歷年各工業(yè)產(chǎn)業(yè)污染強度系數(shù)的均值？琢，如表1所示。

從表1中的分類結果可以看出，重度污染的產(chǎn)業(yè)即污染密集型產(chǎn)業(yè)主要由傳統(tǒng)的重化工業(yè)及造紙、紡織、石油加工、金屬加工等資源消耗較大、排污較多的產(chǎn)業(yè)，這一結果與我們的直觀感受是吻合的，與其他相關研究的結果（如李玲、陶鋒，2012）也非常一致。

（二）環(huán)境規(guī)制強度的測算

環(huán)境規(guī)制強度決定了污染密集型產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)布局和產(chǎn)業(yè)轉移的流向，因此污染密集型產(chǎn)業(yè)會對規(guī)制強度產(chǎn)生相應的響應，現(xiàn)實中不同區(qū)域內(nèi)環(huán)境規(guī)制的強度和方式存在較大差異。第一，一些地方政府為了招商引資，吸引污染密集型產(chǎn)業(yè)的流入，給予轉移進來的企業(yè)環(huán)境污染軟約束，即弱化監(jiān)管、降低減排力度甚至包庇污染物的超標排放，而這些軟約束不會計入統(tǒng)計數(shù)據(jù)，而其他的量化途徑還比較困難；第二，不同區(qū)域間放松環(huán)境規(guī)制的方式多種多樣，因此，在不同區(qū)域間進行定量分析有利于橫向比較，很有必要。

環(huán)境規(guī)制強度測算結果的差異，導致一些研究結論也不一致。本文利用綜合指數(shù)方法，采取與污染強度指標測算類似的方法，綜合考慮直接指標和間接指標，選取廢水排放達標率、二氧化硫去除率、固體廢物綜合利用率作為直接指標以及產(chǎn)業(yè)內(nèi)單位工業(yè)增加值能耗下降率作為間接指標，將各指標標準化后按照30%、30%、30%和10%的比重加權平均，從而得到各工業(yè)產(chǎn)業(yè)的規(guī)制強度①。根據(jù)這一計算方法，各污染密集型產(chǎn)業(yè)所對應的環(huán)境規(guī)制強度如圖1所示。

從圖1中可以看出，整體來說，我國對于污染產(chǎn)業(yè)的規(guī)制強度在加大。從規(guī)制強度與產(chǎn)業(yè)的對應上也可以看出，重化工業(yè)的規(guī)制強度較大，這說明這些污染密集型產(chǎn)業(yè)一直是我國環(huán)境保護的重點實施對象。

三、污染密集型產(chǎn)業(yè)轉移的EKC效應分析

首先考察地區(qū)間產(chǎn)業(yè)轉移的規(guī)律是否遵循曲線（EKC，Environment Kuznets Curve，EKC）的規(guī)律，分析污染密集型產(chǎn)業(yè)轉移是否會對環(huán)境庫茲涅茨曲線效應產(chǎn)生影響。Bown和McCulloch（2002）、Dinda（2004）等學者認為EKC的內(nèi)部機制是通過污染密集型產(chǎn)業(yè)的轉移實現(xiàn)的，一方面發(fā)達地區(qū)通過將污染性產(chǎn)業(yè)遷出實現(xiàn)了環(huán)境的改善，欠發(fā)達地區(qū)則在承接了產(chǎn)業(yè)轉移后使環(huán)境惡化，同時區(qū)域間貿(mào)易為較發(fā)達地區(qū)消費清潔品提供了可能，從而造成了經(jīng)濟發(fā)展水平不同區(qū)域間生態(tài)的不平等交換[10] [12]。也就是說，污染問題在一定程度上是被轉移了，而不是真正被解決了。

由于長期以來我國實施的非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，導致區(qū)域間所處的經(jīng)濟發(fā)展階段不同，區(qū)域差異較大。當人均收入較高的沿海東部地區(qū)已經(jīng)開始謀求經(jīng)濟結構轉型、產(chǎn)業(yè)結構升級時，而經(jīng)濟發(fā)展相對滯后的一些西部地區(qū)仍然處于工業(yè)化的加速時期，區(qū)域間的差異對某些污染密集型的行業(yè)提供了空間上轉移的可能性：當那些污染較重的企業(yè)搬出經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)遷入欠發(fā)達地區(qū)后，前者的經(jīng)濟結構得到優(yōu)化，環(huán)境得到改善，處于環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線右側向下移動階段[12]；后者在經(jīng)濟進一步增長的同時，環(huán)境則沿著環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線的左側上移從而進一步惡化，除非這一區(qū)域能找到旅游業(yè)等新的增長點支撐經(jīng)濟發(fā)展，并在適當時機將那些污染行業(yè)轉移至他處，否則該區(qū)域環(huán)境庫茲涅茨曲線的拐點會推遲到來[13] [14]。

有關EKC的實證研究很具爭議性，研究結論大致形成了三種觀點[15]：第一種觀點支持EKC假說；第二種觀點否定EKC的存在，認為所謂的EKC不過是一種統(tǒng)計上的假象；第三種觀點持折衷的觀點，認為對于某些污染物確實存在EKC關系，而對于另一些污染物則不然。對于EKC的實證模型選取，模型設定趨于復雜，最初設定簡單的二次曲線方程回歸，后來引入了三次方項②，之后又如貿(mào)易開放度、收入分配（Magnani，2000）、PHH效應（Cole，2004）、企業(yè)規(guī)模（李小平、盧現(xiàn)祥，2010）等特定項。

為了著重考察EKC在我國不同地區(qū)對于不同污染物的表現(xiàn)，根據(jù)EKC的基本假定并結合最新的研究文獻，本文建立含有三次方項的拓展EKC面板數(shù)據(jù)模型：endprint

lnEit=c+？茁1lnGDPit+？茁2（lnGDPit）2+？茁3（lnGDPit）3+uit

其中，GDPit表示第i省在第t年的實際人均GDP（以1997年為基期），由各省當年GDP總量（以1997年為基期）與當年年末全省人口之比計算得到，Eit表示I省對應年份的人均污染物排放量，uit為隨機誤差項，i分別對應著全國除港澳臺地區(qū)和西藏外的30個省市自治區(qū)，t對應著1998—2011年。

其中，選取的工業(yè)污染指標包括人均工業(yè)廢水排放量（IWW）、人均工業(yè)化學需氧量排放量（ICOD）、人均工業(yè)二氧化硫排放量（ISO2）、人均工業(yè)煙塵排放量（ISMK）以及人均工業(yè)粉塵排放量（IDST）。數(shù)據(jù)來源為歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》。

對面板數(shù)據(jù)進行模型選擇。首先根據(jù)F檢驗來判斷是否選用變截距模型，然后進行Hausman檢驗。當Hausman檢驗在5%的水平上顯著時，則拒絕隨機效應模型的原假設，選擇固定效應模型；否則采用隨機效應模型。由于模型含三次方項，進行回歸分析時，若三次項不顯著，則估計含二次項的模型，依次類推。實證估計結果如表2所示。

F檢驗和Hausman檢驗結果表明，應采用變截距固定效應模型。從表2的實證結果可以看出，除工業(yè)二氧化硫外，工業(yè)廢水、工業(yè)化學需氧量、工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵等其他污染指標的面板回歸估計結果均呈現(xiàn)出倒U型曲線的特點，滿足EKC假說，但是各污染物排放所處的階段不同。其中，工業(yè)廢水和工業(yè)固定廢物產(chǎn)生量對于所有省份來說，均處于倒U型曲線的上升階段，拐點還未出現(xiàn)，表明幾乎所有省區(qū)工業(yè)污水和煙塵治理的壓力很大，形勢不容樂觀。對于工業(yè)二氧化硫排放量，所有的省份已經(jīng)越過第一拐點，且接近2/3的省份已經(jīng)越過第二拐點到達雙倒U型曲線的右半邊，因此處于減排加速時期。人均工業(yè)二氧化硫的排放隨著人均GDP的增加，呈現(xiàn)出先降低后增多之后再減小的雙倒U型形態(tài)。然而，由于第一拐點已經(jīng)成為歷史，事實上對于二氧化硫排放來說，同樣呈現(xiàn)出倒U型曲線的特征。對于工業(yè)COD來說，樣本點基本處于倒U型曲線的拐點右半邊，因此，在考察期這一污染物基本上一直表現(xiàn)出下降的趨勢，因此整體來看工業(yè)COD的減排成效顯著，這可能與其治理相對較容易有關。因此，總體來看，所有污染物排放與GDP的關系基本上都可以用倒U型曲線來反映，說明近十多年內(nèi)我國工業(yè)污染排放基本上滿足EKC假說，與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平緊密相關。

區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉移和區(qū)際貿(mào)易是產(chǎn)生EKC效應的重要因素[16]，它造成了生產(chǎn)和消費的分離，也體現(xiàn)了環(huán)境責任的消費中心導向（Consumption-centered Orientation）。由于存在區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉移和區(qū)際貿(mào)易，發(fā)達地區(qū)在進行生產(chǎn)結構升級的同時，并沒有伴隨著消費結構的升級，而污染密集型產(chǎn)業(yè)的轉移和污染避亂所效應的形成，為較發(fā)達地區(qū)向倒U型的右下方移動提供了條件。也就是說，經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)通過轉移污染密集型產(chǎn)業(yè)，并進口內(nèi)含污染的產(chǎn)品，將污染轉移到了欠發(fā)達地區(qū)，從而實現(xiàn)了自身環(huán)境的改善。從這一點上來講，經(jīng)濟的增長可能并沒有完全治愈環(huán)境問題（Cure for Environmental Problems），而是部分實現(xiàn)了“污染轉移”[17]。對于經(jīng)濟相對落后且環(huán)境規(guī)制強度不大的地區(qū)而言，他們沒有激勵和新的承接地能夠承載可能轉移出去的污染產(chǎn)業(yè)，處于這種污染密集型產(chǎn)業(yè)轉移的最后承接者。

四、環(huán)境規(guī)制對污染產(chǎn)業(yè)轉移的實證研究

環(huán)境質(zhì)量與多個因素相關，除收入因素外，經(jīng)濟結構、成本變化、技術水平、貿(mào)易、環(huán)保措施等都對其產(chǎn)生影響。隨著市場經(jīng)濟的完善，國內(nèi)統(tǒng)一市場的逐步形成，污染產(chǎn)業(yè)在區(qū)域內(nèi)的轉移對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生了深刻影響，在污染避亂所假說中得到較具體的體現(xiàn)。

污染避亂所假說關注兩個方面的問題。第一，關注污染密集型產(chǎn)業(yè)對環(huán)境規(guī)制強度的直接響應，即加強環(huán)境規(guī)制強度，污染密集型行業(yè)的投資有下降趨勢，反之則會增加。從地方政府的角度來說，由于環(huán)境規(guī)制的服從成本是污染密集型產(chǎn)業(yè)轉移的重要誘因，因此在片面強調(diào)經(jīng)濟增長、環(huán)境成本被嚴重低估的背景下，一些地方政府就存在較強的放松環(huán)境規(guī)制的動機，以便吸引包括污染密集型產(chǎn)業(yè)在內(nèi)的更多產(chǎn)業(yè)進入，刺激當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展[18]。第二，如果不考慮相應關系而是直接考察微觀企業(yè)，則關注污染密集型企業(yè)是否集中向其他區(qū)域轉移。環(huán)境規(guī)制的服從成本對于污染密集型產(chǎn)業(yè)在空間上的轉移有著重要的影響。從企業(yè)的角度來說，環(huán)境規(guī)制的服從成本會影響企業(yè)產(chǎn)品成本，并最終影響其競爭力。對于污染密集型產(chǎn)業(yè)來說，由于其污染產(chǎn)生量和排放量大，要達到排污標準，需要投入更多成本。因此，環(huán)境規(guī)制的服從成本對其影響更加明顯，當外地環(huán)境規(guī)制的服從成本低于本地并且可以彌補搬遷成本和其他不確定因素時，這些企業(yè)就會存在較強的遷移動機。也就是說，影響企業(yè)轉移決策的主要因素有成本和預期等變量，所以勞動力成本、投資預期如工業(yè)固定資產(chǎn)投資等因素影響環(huán)境質(zhì)量[19]。此外，產(chǎn)業(yè)結構影響環(huán)境質(zhì)量。工業(yè)化時期，經(jīng)濟快速增長、二次產(chǎn)業(yè)比重增加，帶來較為嚴重的環(huán)境問題。隨著三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結構由高耗能高污染的二次產(chǎn)業(yè)向低污染高產(chǎn)出的服務業(yè)轉換，環(huán)境壓力降低，污染強度也下降。技術進步也影響環(huán)境質(zhì)量。技術進步對環(huán)境的影響表現(xiàn)為兩方面：在直接影響方面，由于經(jīng)濟的發(fā)展，對基礎研究和環(huán)保技術投入增加，使污染能更有效地得到治理[20]；在間接影響方面，由于技術進步推進經(jīng)濟增長方式發(fā)生轉變和產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，使污染物排放量下降。

前面的研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平與污染強度有很強的相關性，基本上符合庫茲涅茨假說，因此，在構建模型時，需要將代表經(jīng)濟發(fā)展水平的人均GDP及其二次項納入進來。綜合以上分析，本文建立以下污染強度影響因素的實證模型：

lnPIISit=c+？琢1lnERit+？琢2lnGDP+？琢2（lnGDP）2+？琢3lnLCit+？琢4lnSTRit+？琢5lnTECit+？琢6lnINVit+uitendprint

其中，lnPIISit、lnERit、lnLCit、lnSTRit、lnTECit、lnINVit分別表示第t年i省的污染密集型產(chǎn)業(yè)的污染強度、環(huán)境規(guī)制強度、勞動力成本、產(chǎn)業(yè)結構、技術進步和工業(yè)固定資產(chǎn)投資額對數(shù)值，uit為隨機誤差項，由于數(shù)據(jù)的可得性，i分別為全國除西藏、港澳臺地區(qū)之外的30個省市自治區(qū)，t為1998—2011年。地區(qū)勞動力成本LC用工業(yè)行業(yè)在崗職工工資與工業(yè)增加值的比值表示；STR表示產(chǎn)業(yè)結構，用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來表示；用TEC作為控制變量分析技術進步對環(huán)境的影響，用萬元GDP能耗來表示；INV為某省份當年固定資產(chǎn)投資額，反映出該地區(qū)工業(yè)的整體投資環(huán)境和未來收益預期。相關數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）相應的統(tǒng)計年鑒等。

（一）實證分析

首先采用Hausman檢驗來選擇回歸模型，原假設為選擇隨機效應模型，檢驗結果表明p值為0.012 6，因此在5%的水平上拒絕原假設，即選擇固定效應模型。為便于比較，我們采用了三種不同的估計方法，分別為混合面板最小乘估計（OLS）、固定效應模型（FE）以及Magnus等（2010）提出的加權平均最小二乘估計（Weighted-average Least Square，WALS）③。采用軟件Stata 12.0進行回歸分析，實證研究結果如表3所示。

研究結果表明，環(huán)境規(guī)制強度與產(chǎn)業(yè)污染強度呈反向關系，符合污染避亂所假說，說明污染性產(chǎn)業(yè)往往會選擇向環(huán)境規(guī)制強度相對較弱的區(qū)域轉移。勞動力成本LC與污染密集型產(chǎn)業(yè)的污染強度呈負相關關系，也從側面證實了該假說。Antweiler等（2001）指出污染密集型產(chǎn)業(yè)往往也是資本密集型產(chǎn)業(yè)，顯然，由于資本和勞動兩種要素存在替代效應，在資本獲取難度較大的情況下，勞動力成本越低，仍對污染密集型產(chǎn)業(yè)具有吸引力。因此，勞動力成本較高的區(qū)域往往是污染產(chǎn)業(yè)遷出地，而勞動力成本較低的地方成為承接地。污染密集型產(chǎn)業(yè)的進入難度就越大[21]。地區(qū)工業(yè)投資活躍程度反映出地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展前景，也是拉動污染密集型產(chǎn)業(yè)增長的重要因素，與污染密集型產(chǎn)業(yè)的增長呈正相關關系。這是因為污染密集型企業(yè)偏向于重化工業(yè)，某地區(qū)整體工業(yè)投資越強勁，污染密集型產(chǎn)業(yè)的前景更明朗，產(chǎn)出也相應增加。

（二）區(qū)域性比較

中國各區(qū)域間在資源稟賦條件、產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟發(fā)展水平等方面存在較大差異，因此可按區(qū)域劃分來對各區(qū)域間污染產(chǎn)業(yè)轉移進行比較，我們按照經(jīng)濟帶將我國的省份（直轄市、自治區(qū)）劃分為東、中、西三個區(qū)域④。Hausman檢驗結果表明，在1%的顯著水平上拒絕了固定效應模型和隨機效應模型間沒有系統(tǒng)性差異的原假設。因此，應選擇固定效應模型。實證結果表明，環(huán)境規(guī)制對污染產(chǎn)業(yè)轉移在東、中、西部具有不同的影響效應，估計結果如表4所示。

回歸結果表明，從區(qū)域上來看，環(huán)境規(guī)制強度與污染強度呈反向關系，即環(huán)境規(guī)制強度的增加均導致污染強度下降，但影響程度存在地區(qū)差異。這一影響在東部地區(qū)表現(xiàn)得最為明顯，然后依次為中部和西部地區(qū)。這可能是東部地區(qū)面臨的轉變發(fā)展方式、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構的壓力和力度更大的結果。近年來，由于東部沿海地區(qū)轉型升級步伐的加快，政府環(huán)境規(guī)制力度加大，加上企業(yè)運營成本上升等因素的影響，一些污染性密集型企業(yè)開始向外遷移，使東部地區(qū)環(huán)保的壓力下降[22]。與此同時，一些中西部地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉移的過程中，地方政府出于增加就業(yè)、拉動地方經(jīng)濟發(fā)展的考慮，并未對污染性產(chǎn)業(yè)實施嚴格分類限制，加上環(huán)保意識的淡化和環(huán)境規(guī)制力度的弱化，使部分沿海地區(qū)淘汰了的高污染、高能耗、勞動力密集型產(chǎn)業(yè)被轉移至該地，由此導致了污染轉移。

（三）穩(wěn)定性檢驗——基于GMM模型的進一步證據(jù)

為了進一步檢驗面板回歸結果的穩(wěn)健性，我們拓展研究框架，進一步驗證上述結論。規(guī)制強度為核心變量，采用單位工業(yè)產(chǎn)值污染治理投資作為測度規(guī)制強度的替代指標，相關數(shù)據(jù)見歷年《中國環(huán)境年鑒》和各省份《統(tǒng)計年鑒》。同時，為了處理模型中規(guī)制強度與技術進步所帶來的內(nèi)生性問題，導致普通回歸估計結果可能是有偏的，因此本文運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的廣義矩估計法（GMM/DPD）進行估計。選擇使用兩種動態(tài)面板GMM估計，即差分GMM（DIF-GMM）和系統(tǒng)GMM（SYS-GMM），并以因變量的一階滯后項（L. lnER）作為工具變量。估計結果見表5。其中，表5中前3列是差分GMM估計，后2列是系統(tǒng)GMM估計。

通過表5我們發(fā)現(xiàn)，采用替代變量后，估計結果在統(tǒng)計上顯著，在方向上保持了一致，表明我們的研究結論具有穩(wěn)健性：當規(guī)制強度增加時，污染強度會隨之下降，從而提高環(huán)境質(zhì)量，同時也從側面說明了由于各區(qū)域間規(guī)制強度的差異，使得污染性產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)區(qū)域間轉移，由規(guī)制強度大的區(qū)域向規(guī)制強度弱的區(qū)域轉移，從而導致了污染避亂所現(xiàn)象的出現(xiàn)。這與前面的研究結論是一致的。

五、結論和建議

從以上的研究中我們可得到如下結論：第一，工業(yè)污染物排放量與GDP基本上呈倒U型曲線關系，說明近十多年內(nèi)我國工業(yè)污染排放基本上滿足EKC假說，環(huán)境污染與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平緊密相關，不同的工業(yè)污染排放物處于曲線的不同階段；第二，環(huán)境規(guī)制與污染強度呈反向關系，污染密集型產(chǎn)業(yè)對環(huán)境規(guī)制的響應得到了實證支持，污染避亂所假說在我國是成立的，同時環(huán)境規(guī)制對降低污染的影響存在區(qū)域差異，東部最明顯，然后依次為中部和西部；第三，污染密集型產(chǎn)業(yè)轉移以及國內(nèi)貿(mào)易的存在，導致了生產(chǎn)與消費的分離，但是在環(huán)境成本不能完全內(nèi)生化的條件下，出現(xiàn)了區(qū)域間的生態(tài)不平等交換。

為了應對污染密集型產(chǎn)業(yè)轉移給環(huán)境帶來的負面效應，可以從以下方面著手：（1）改變原有的政績考核機制，以綠色GDP作為地方政府和官員的激勵機制，實施環(huán)境責任追溯制度，健全和強化政府對環(huán)境監(jiān)管的社會性規(guī)制職能[23]；（2）因時制宜，分階段、先易后難地建立起污染密集型產(chǎn)業(yè)轉移的生態(tài)補償機制；（3）政府規(guī)制機構應提前介入，環(huán)保部門強化對企業(yè)減排的環(huán)境約束，不能重復先污染后治理的路徑；（4）提高民眾的環(huán)保意識，給予民間環(huán)保組織更多的發(fā)展空間，使民眾的環(huán)保訴求有合理通暢的表達渠道。endprint

注釋：

①李玲、陶鋒（2012）對該方法作了詳細介紹，本文不再贅述。但本文在其基礎上將直接指標與間接指標相結合，使結果更為合理。

②如果只含2次項，則排除了隨著人均GDP的升高，環(huán)境進一步惡化的可能性，因此，杜婷婷等（2007）、胡初枝（2008）認為中國應使用含有3次項的EKC估計模型。

③加權平均最小二乘法為最近采用的不確定性模型分析方法，而非確定性模型的引入通過模型選擇和模型平均方法對變量的相對重要性和模型形式加以識別，可以給出更準確的信息（De Luca and Magnus，2011）。

④東部省份包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東；中部省份包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部省份包括四川、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。這是區(qū)域經(jīng)濟學意義上的劃分，而不是地理概念上的分類。

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責任編輯、校對：李金霞endprint