張 博，韓復齡

(1.中央財經大學金融學院，北京 100081；2.安徽財經大學金融學院，安徽 蚌埠 233030)

·產業(yè)組織·

環(huán)境規(guī)制、隱性經濟與環(huán)境污染

張 博1,2，韓復齡1*

(1.中央財經大學金融學院，北京 100081；2.安徽財經大學金融學院，安徽 蚌埠 233030)

本文分別利用熵權法和多指標多原因模型測算了2003—2012年中國30個省份的環(huán)境污染綜合指數和隱性經濟規(guī)模，并利用靜態(tài)面板數據模型和動態(tài)面板數據模型就環(huán)境規(guī)制、隱性經濟以及二者的交互作用對環(huán)境污染的影響進行實證研究。研究發(fā)現：行政化環(huán)境規(guī)制強度和市場化環(huán)境規(guī)制強度對環(huán)境污染存在顯著負向影響，兩種環(huán)境規(guī)制情形下，隱性經濟規(guī)模對環(huán)境污染均表現出顯著正向影響；行政化環(huán)境規(guī)制強度和市場化環(huán)境規(guī)制強度與隱性經濟規(guī)模的交互作用顯著抑制了環(huán)境污染，環(huán)境規(guī)制總體上有利于環(huán)境質量的改善；人均GDP與環(huán)境污染之間存在明顯的倒U型關系，滿足環(huán)境庫茲涅茨曲線假說；對外開放度、能源效率和技術進步對環(huán)境污染的影響顯著為負；產業(yè)結構和城鎮(zhèn)化水平對環(huán)境污染的影響顯著為正，并且由于對外開放度對環(huán)境污染的負向影響使得“污染避難所假說”在中國并沒有得到驗證。

環(huán)境規(guī)制；隱性經濟；環(huán)境污染；環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)

一、問題的提出

經過三十多年的改革開放，中國雖然取得了舉世矚目的經濟發(fā)展成就，但也付出了巨大的生態(tài)環(huán)境代價。2014年發(fā)布的世界各國環(huán)境績效排名顯示，中國在178個參評國家和地區(qū)中僅排名第118位，不難看出中國現有的環(huán)境規(guī)制強度仍有待進一步提高。環(huán)境規(guī)制主要依靠現有的制度框架來減少環(huán)境污染，而隱性經濟作為制度弱化的一種重要表現，可能會影響環(huán)境規(guī)制的治污效果[1]。由于隱性經濟往往包含各種違法經濟活動，其參與者想方設法逃避政府規(guī)制，這無疑會增加政府規(guī)制的難度，也可能會在一定程度上弱化環(huán)境規(guī)制績效。當政府部門對官方經濟實施環(huán)境規(guī)制時，可能會使部分官方經濟活動轉為隱性經濟，考慮到隱性經濟本身就可能產生環(huán)境污染，環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行最終可能不利于減少環(huán)境污染。那么，目前中國的環(huán)境規(guī)制是否能夠減少環(huán)境污染？考慮隱性經濟的作用后，環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響又有怎樣的表現？哪些因素會影響環(huán)境規(guī)制的治污效果？這些問題的解答對于中國環(huán)境規(guī)制政策的進一步完善和環(huán)境友好型社會的有序推進具有重要的現實意義。

由于環(huán)境問題歷來是學術界研究的焦點，對于環(huán)境規(guī)制、隱性經濟與環(huán)境污染之間關系的考察吸引了越來越多專家和學者的關注，而這主要集中于環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響以及隱性經濟對環(huán)境污染的影響兩個方面。國外學者就環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染影響的研究可以歸為三類：一是從企業(yè)層面出發(fā)分析環(huán)境規(guī)制對企業(yè)排污量的影響[2-3]。例如，Gamper-Rabindran和Finger[3]以1988—2001年1 759家企業(yè)的面板數據為基礎，分析了“責任關懷”聯盟內企業(yè)自我規(guī)制的有效性，結果表明加入“責任關懷”聯盟的企業(yè)其排放物中有毒物質的含量比未加入的企業(yè)平均高15.9個百分點。二是從企業(yè)層面出發(fā)研究環(huán)境規(guī)制對企業(yè)排污行為的影響[4-5]。例如，Kang 和Lee[4]采用1987—1989年韓國65個次產業(yè)的相關數據，研究了依照企業(yè)最優(yōu)違規(guī)天數而采取強制規(guī)制手段的效果，發(fā)現相比于完全合作的次產業(yè)企業(yè)，對持續(xù)不合作的企業(yè)實施狀態(tài)依賴的強制性規(guī)制比征收違規(guī)罰款更有效。三是結合環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)假說兼論環(huán)境規(guī)制對環(huán)境質量的影響[6-7]。例如，Greenstone和Hanna[7]基于環(huán)境質量內生于經濟增長的EKC重要假定，實證研究了環(huán)境質量與人均收入水平之間的關系，認為二者之間并不存在內生的對應關系，外生性的環(huán)境規(guī)制政策對環(huán)境質量的影響更為突出。國內學者就環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染影響的研究起步較晚，主要是結合EKC假說開展相關研究[8-9]。例如，何為等[9]運用2006—2013年天津16個區(qū)縣的面板數據實證分析了經濟發(fā)展、環(huán)境規(guī)制、技術進步與環(huán)境污染之間的關系，發(fā)現政府環(huán)境政策和企業(yè)減排技術進步能夠顯著降低大氣污染物排放。

就隱性經濟對環(huán)境污染影響的研究而言，國外學者的結論較為一致，即由于隱性經濟中包含眾多污染性生產活動，其對環(huán)境污染具有顯著正向影響[10-11]。例如，Biswas等[11]通過構建隱性經濟、腐敗與環(huán)境污染之間的理論模型，運用1999—2005年134個國家的面板數據，考察了隱性經濟在特定腐敗水平上對環(huán)境污染的影響，結果發(fā)現腐敗強化了隱性經濟對環(huán)境污染的影響，腐敗水平下降有助于減弱隱性經濟對環(huán)境質量的破壞性作用。國內學者就隱性經濟對環(huán)境污染影響所進行的研究較少，代表性的成果有閆海波等[12]與黃壽峰[13]。不同于黃壽峰[13]得出的隱性經濟加劇環(huán)境污染的結論，閆海波等[12]通過引入地下經濟過度危險比率，研究了省域隱性經濟與環(huán)境污染的空間相關性，發(fā)現中國隱性經濟存在中心地區(qū)和外圍地區(qū)以及發(fā)達地區(qū)和落后地區(qū)的空間差異性，隱性經濟與環(huán)境污染之間顯著負相關，隱性經濟內涵的變化以及作用于宏觀經濟的方式對這種關系具有決定作用。

綜上所述，國內外學者多就環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染之間的關系以及隱性經濟與環(huán)境污染之間的關系開展研究，鮮有綜合考察環(huán)境規(guī)制、隱性經濟與環(huán)境污染之間關系的研究，且已有少數文獻多以理論研究為主[14-15]。雖然余長林和高宏建[16]在實證研究方面做出了開創(chuàng)性工作，但仍存在以下不足：一是選取單個污染指標作為因變量考察環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響，會降低模型的解釋能力。二是僅從行政化角度研究環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響，缺乏對市場化環(huán)境規(guī)制等其他規(guī)制工具的考察。鑒于此，本文基于2003—2012年中國30個省份的面板數據，測算環(huán)境污染綜合指數和隱性經濟規(guī)模，從行政化和市場化角度就環(huán)境規(guī)制、隱性經濟和環(huán)境污染之間的關系進行實證研究。

二、環(huán)境規(guī)制和隱性經濟對環(huán)境污染的影響機理分析

隱性經濟也被稱為非官方經濟、影子經濟或地下經濟等，是指一切逃避政府規(guī)章、稅收或規(guī)制的基于市場或非市場的、合法或非合法的經濟活動[17]。2014年國家統計局《關于修訂2013年GDP數據的公告》顯示，2013年修訂后的GDP同年初的核算數據相比較，增長幅度高達19 174億元，增長率為3.4%。這在很大程度上說明當年的統計核算中，諸如服務業(yè)和隱性經濟等沒有得到很好的反映。楊燦明和孫群力[17]研究發(fā)現1998—2007年中國各省份平均隱性經濟規(guī)模為10.5%—14.6%。戚磊[18]基于1997年、2002年和2007年的投入產出表測度了中國行業(yè)層面的隱性經濟規(guī)模，發(fā)現66個行業(yè)三年增加值的平均隱性經濟規(guī)模約為8.3%，中間投入的平均隱性經濟規(guī)模約為4.3%。雖然關于隱性經濟與環(huán)境污染之間關系的研究沒有取得一致性結論，但隱性經濟活動通常使用的是已經淘汰或污染密集型的生產技術，其中不乏黑煤窯、黑作坊和危險品化工等無照經營的污染性生產企業(yè)，這不可避免地會加劇環(huán)境污染。據此，本文提出如下假設：

H1：隱性經濟規(guī)模對環(huán)境污染產生正向影響。

根據余長林和高宏建[16]的研究，環(huán)境規(guī)制強度提高能夠在一定程度上降低官方經濟活動的產出規(guī)模，進而減少環(huán)境污染。但作為制度弱化的一種重要表現，隱性經濟的存在可能會削弱環(huán)境規(guī)制的污染減排效果。由于隱性經濟的非正規(guī)性，其參與者總是想方設法逃避政府規(guī)制，使得隱性經濟活動具有較強的隱蔽性，其直接后果是政府規(guī)制難度加大，最終將在一定程度上降低環(huán)境規(guī)制績效，甚至在某些情況下使得環(huán)境規(guī)制不再有效。這一理論分析背后的原因在于，當政府提高環(huán)境規(guī)制強度時，官方經濟活動參與者基于追求利潤最大化的考慮，可能會將部分官方經濟活動轉為隱性經濟，隱性經濟規(guī)模會隨之增大，加之隱性經濟本身就是環(huán)境污染的一個主要來源，環(huán)境規(guī)制反而不利于環(huán)境污染的減少。因此，考慮隱性經濟的影響時，環(huán)境規(guī)制強度提高一方面通過減少官方經濟活動的產出規(guī)模來減少環(huán)境污染，即環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的直接影響，另一方面通過擴大隱性經濟規(guī)模來增加環(huán)境污染，即環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的間接影響。據此，本文提出如下假設：

H2：環(huán)境規(guī)制強度對環(huán)境污染的直接影響為負，對環(huán)境污染的間接影響為正，對環(huán)境污染的總影響取決于直接影響和間接影響的綜合作用。

三、模型設定、指標選取與數據說明

(一)模型設定

為了全面考察環(huán)境規(guī)制、隱性經濟與環(huán)境污染之間的關系，本文建立如下計量模型：

lnhjwrit=α0+α1lnhjgzit+α2lnyxjjit+α3lnhjgzit×lnyxjjit+βXit+μi+νt+εit

(1)

其中，hjwrit為環(huán)境污染綜合指數；hjgzit為環(huán)境規(guī)制強度，由行政化環(huán)境規(guī)制強度(xhg)和市場化環(huán)境規(guī)制強度(shg)組成；yxjjit為隱性經濟規(guī)模；Xit為影響環(huán)境污染的其他控制變量；i為省份截面單元；t為時間；μi為地區(qū)非觀測效應；νt為時間非觀測效應；εit為隨機誤差項。α1和α2分別為環(huán)境規(guī)制和隱性經濟對環(huán)境污染的影響系數，α3為環(huán)境規(guī)制和隱性經濟的交互作用對環(huán)境污染的影響系數。此外，基于克服可能存在的異方差和保證數據平滑性的考慮，所用數據均取自然對數。

任何經濟因素變化本身都具有一定的慣性，后一期往往受到前一期結果的影響。二氧化硫、固體廢棄物和煙粉塵等污染物排放作為一個動態(tài)持續(xù)變化的過程，具有一定的滯后性。此外，在不考慮聯立性、遺漏變量和測量誤差等內生性的情況下，對式(1)進行最小二乘法、固定效應模型或隨機效應模型估計會使得結果有偏且非一致?；诳刂茰笠蛩氐目紤]，本文建立如下動態(tài)面板數據模型：

lnhjwrit=α0+ρlnhjwrit-1+α1lnhjgzit+α2lnyxjjit+α3lnhjgzit×lnyxjjit+βXit+μi+νt+εit

(2)

(二)指標選取與數據說明

基于研究目的和數據獲得性的考慮，本文選取2003—2012年剔除香港、澳門、臺灣和西藏后的中國30個省份為樣本，相關原始數據主要來源于《中國環(huán)境統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國人口和就業(yè)統計年鑒》和中經網統計數據庫。*限于篇幅，變量的描述性統計未在正文列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

環(huán)境規(guī)制強度(hjgz)。為了全面考察不同類型環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響，本文分別從行政化和市場化兩種角度對環(huán)境規(guī)制進行刻畫。由于行政化環(huán)境規(guī)制工具多以命令控制型為主，使其難以具體量化，本文以各地區(qū)實際污染治理投入*實際污染治理投入由工業(yè)污染治理投資、建設項目“三同時”環(huán)保投資和廢水、廢氣的污染治理設施運行費用構成。對行政化環(huán)境規(guī)制強度進行衡量，具體方法為：(本年度實際污染治理投入/工業(yè)總產值)×1 000。對于市場化環(huán)境規(guī)制強度指標，本文采用各省份排污費用進行衡量，并以2000年為基期采用居民消費價格指數對其進行折算處理。

隱性經濟規(guī)模(yxjj)。貨幣需求法和結構方程模型法是最常用的兩種度量方法，由于中國官方沒有公布各省份貨幣數據，并且貨幣需求法假定稅收是影響隱性經濟規(guī)模的唯一原因，因而采用多指標多原因模型(Multiple Indicators and Multiple Causes，簡稱MIMIC)對各省份隱性經濟規(guī)模進行測算。*限于篇幅，中國各省份隱性經濟規(guī)模的詳細測算方法未在正文列出，留存?zhèn)渌?。本文選取稅收負擔、失業(yè)率、政府規(guī)制、居民收入和自我就業(yè)率作為隱性經濟規(guī)模的原因變量，選取GDP實際增長率和勞動力參與率作為隱性經濟規(guī)模的指標變量。

其他控制變量：(1)人均GDP(gdp)。為了驗證EKC假說，本文借鑒以往研究，采用人均GDP衡量人均收入水平，在回歸方程中引入人均GDP及其二次項。為確保數據可比性，本文運用GDP平減指數并以2000年為基期，平減得到2003—2012年中國各省份實際人均GDP。(2)對外開放度(open)。貿易開放引致實際收入水平提高，使得人們的環(huán)境質量偏好提高，政府實施更為嚴格的環(huán)境政策迫使企業(yè)使用更為清潔的生產技術，從而減少環(huán)境污染。但是，依照“污染避難所假說”，貿易開放使得污染密集型產業(yè)從環(huán)境規(guī)制較嚴厲的國家或地區(qū)向環(huán)境規(guī)制較松弛的國家或地區(qū)轉移，從而增加環(huán)境污染。本文使用各省份進出口總額占GDP的比重來表示對外開放度，運用年平均匯率將其轉化為人民幣的單位元。(3)產業(yè)結構(indu)。本文以各省份工業(yè)增加值在GDP中所占比重反映產業(yè)結構變動對環(huán)境污染的影響。(4)能源效率(nyxl)。在產出不變的前提下，能源效率提高導致能源投入和消耗減少，進而減少環(huán)境污染。本文將煤炭、石油和天然氣等7種能源的消費量統一轉化為以“萬噸標準煤”為單位的最終能源消費量，并采用各省份實際GDP與最終能源消費量的比值來衡量能源效率。(5)城鎮(zhèn)化水平(urb)。城鎮(zhèn)化水平提高導致化石燃料消費增加，拉動鋼鐵、建材和水泥等高能耗和高污染行業(yè)的發(fā)展[19]。本文使用各省份年末城鎮(zhèn)人口數占總人口數的比重來衡量城鎮(zhèn)化水平。(6)技術進步(innov)。Grossman和Krueger[20]強調了技術效應在改善環(huán)境質量中的突出作用，認為越先進的技術往往越“綠色”。本文采用的技術進步指標是經Malmquist生產率指標測算得出的，其中產出指標為各省份實際GDP，投入指標簡化為資本和勞動，以各省份資本存量作為資本投入指標，以各省份年末從業(yè)人口數作為勞動力投入指標。由于測算得到的技術進步率指數是一種環(huán)比改進指數，本文以初始年份為基礎把技術進步率指數換算為定比改進指數。

四、估計結果與回歸分析

(一)靜態(tài)面板數據模型回歸結果

通過Hausman檢驗發(fā)現，表1中模型(1)—模型(9)采用固定效應模型進行估計較為合適，使用Wald檢驗和Wooldridge一階自相關檢驗規(guī)則進行檢驗后發(fā)現，固定效應模型顯著存在異方差和序列相關。因此，本文選用Driscoll-Kraay標準差方法進行估計，以糾正異方差和序列相關。

從表1可以看出，行政化環(huán)境規(guī)制強度和市場化環(huán)境規(guī)制強度的估計系數均為負，且至少通過10%水平的顯著性檢驗，這說明環(huán)境規(guī)制強度對環(huán)境污染的直接影響為負，二者呈現一種顯著負向關系。環(huán)境規(guī)制強度適度提高可以有效抑制官方經濟的排污行為，進而在一定程度上起到減少官方經濟活動環(huán)境污染的作用。隱性經濟規(guī)模的估計系數均為正，且至少通過10%水平的顯著性檢驗，這說明隱性經濟規(guī)模擴大將對環(huán)境污染產生正向促進作用，H1得到驗證。由于隱性經濟多使用已經淘汰或是污染密集型的生產技術開展生產活動，黑煤窯、黑作坊和危險品化工等眾多無照經營的生產企業(yè)經常參與其中，使得隱性經濟自身在很大程度上就可能造成環(huán)境污染，隱性經濟規(guī)模越大，對環(huán)境污染的影響也就越大。在行政化和市場化兩種環(huán)境規(guī)制情形下，環(huán)境規(guī)制強度與隱性經濟規(guī)模交互項的估計系數均為負，且至少通過5%水平的顯著性檢驗，這說明環(huán)境規(guī)制通過隱性經濟規(guī)模對環(huán)境污染的影響也為負，H2得到驗證。這與余長林和高宏建[16]研究結論截然相反，究其原因可能在于，環(huán)境規(guī)制強度提高可能有助于擴大隱性經濟規(guī)模，進而強化隱性經濟規(guī)模對環(huán)境污染的正向影響，但這種正向影響仍不足以抵消環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的抑制作用，使得環(huán)境規(guī)制強度與隱性經濟規(guī)模之間的交互作用整體上仍有助于減少環(huán)境污染。

表1 環(huán)境規(guī)制、隱性經濟對環(huán)境污染的影響：靜態(tài)面板數據模型回歸結果

注：括號內為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，下同。

就其他控制變量而言，除模型(4)外，人均GDP的估計系數至少在10%的水平上顯著為正，除模型(1)、模型(4)、模型(7)和模型(8)外，人均GDP二次項的估計系數至少在10%的水平上顯著為負。因此，就本文選取的樣本而言，人均GDP與環(huán)境污染綜合指數之間的關系能夠驗證EKC假說。對外開放度的估計系數均為負，且均通過1%水平的顯著性檢驗，這說明對外開放度與環(huán)境污染綜合指數之間負相關。對外開放度對環(huán)境污染的抑制作用要大于促進作用，對外開放度的不斷提高，有助于環(huán)境污染的減少，“污染避難所假說”在中國并不成立。對于模型(3)、模型(6)和模型(9)來說，產業(yè)結構的估計系數均為正，且至少通過10%水平的顯著性檢驗，這說明產業(yè)結構與環(huán)境污染綜合指數之間顯著正相關。由于工業(yè)是造成環(huán)境污染的主要產業(yè)，在其他條件不變的情況下，隨著工業(yè)化水平的逐步提高，工業(yè)污染物的排放量也會不斷增長。能源效率的估計系數均為負，且至少通過5%水平的顯著性檢驗，這說明能源效率與環(huán)境污染綜合指數之間顯著負相關。單位能源消費創(chuàng)造的產值越高，即能源消費強度越低越有利于抑制環(huán)境污染。雖然城鎮(zhèn)化水平的估計系數均為正，但就模型(3)、模型(6)和模型(9)而言，其估計系數并不顯著，這說明城鎮(zhèn)化水平對環(huán)境污染總體上呈現出一種不顯著的正向影響。技術進步的估計系數均為負，且均通過1%水平的顯著性檢驗，這說明技術進步有助于抑制環(huán)境污染，與Grossman和 Krueger[20]的研究結論一致。

(二)動態(tài)面板數據模型回歸結果

由于式(2)中解釋變量含有被解釋變量的一階滯后項，如果運用普通面板數據回歸方法進行估計，得到的結果有偏且非一致，需要尋找有效的工具變量予以解決。系統廣義矩估計有如下優(yōu)點：一是當存在非時變的遺漏變量時，該估計不再有偏。二是當回歸模型右邊存在內生變量時，工具變量的使用會得到系數的一致估計。三是即使存在測量誤差，工具變量的使用也會使估計表現出一致性。因此，本文將采用系統廣義矩估計方法對式(2)進行估計，結果如表2所示。

表2 環(huán)境規(guī)制、隱性經濟對環(huán)境污染的影響：動態(tài)面板數據模型回歸結果

注：括號內為z值。AR(1)和AR(2)的原假設為擾動項無序列相關，系統廣義矩估計要求差分方程不存在二階序列相關，但允許存在一階序列相關。Sargan檢驗的原假設為所有工具變量均有效，若接受過度識別檢驗的原假設，則說明所選擇的工具變量為有效工具變量。

從表2可以看出，AR(2)統計量均沒有通過顯著性檢驗，說明沒有序列相關問題，差分方程的矩約束條件是合理的。用于過度識別檢驗的原假設為所選工具變量均有效，Sargan檢驗結果表明不能拒絕原假設，說明工具變量的選擇總體上是有效的。滯后一期環(huán)境污染綜合指數對當期環(huán)境污染綜合指數的影響至少在10%的水平上顯著為正，這說明環(huán)境污染排放的調整確實是一個動態(tài)持續(xù)變化的過程，本文動態(tài)面板數據模型的設定是合理的。除模型(4)外，行政化環(huán)境規(guī)制強度和市場化環(huán)境規(guī)制強度對環(huán)境污染綜合指數的影響至少在10%的水平上顯著為負，這說明環(huán)境規(guī)制能夠通過減少官方經濟活動的污染行為而起到減少環(huán)境污染的作用，環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染表現出負向的直接影響。隱性經濟規(guī)模對環(huán)境污染的影響均為正，且至少通過10%水平的顯著性檢驗，H1得到驗證。這說明隱性經濟活動本身能夠產生環(huán)境污染，隱性經濟規(guī)模越大，環(huán)境污染越嚴重。此外，模型(3)、模型(6)和模型(9)中，環(huán)境規(guī)制強度與隱性經濟規(guī)模的交互項對環(huán)境污染綜合指數的影響均為負，且至少通過10%水平的顯著性檢驗，H2得到驗證。這說明環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響為負，環(huán)境規(guī)制強度提高雖有利于擴大隱性經濟規(guī)模，進而增加環(huán)境污染，但隱性經濟規(guī)模對環(huán)境污染的促進作用小于環(huán)境規(guī)制強度提高的抑制作用。不難看出，環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染綜合指數的總影響為負，這說明環(huán)境規(guī)制強度提高能夠減少環(huán)境污染，中國的環(huán)境規(guī)制總體上有利于環(huán)境質量的改善。

就其他控制變量而言，模型(3)、模型(6)和模型(9)中，人均GDP與環(huán)境污染綜合指數之間表現出顯著的倒U型關系，驗證了EKC假說。除模型(9)外，對外開放度對環(huán)境污染綜合指數的影響顯著為負，這說明對外開放度提高有利于減少環(huán)境污染，意味著對外開放度對環(huán)境污染的抑制作用大于促進作用，“污染避難所假說”在中國并沒有充分證據。模型(3)、模型(6)和模型(9)中，產業(yè)結構和城鎮(zhèn)化水平與環(huán)境污染綜合指數之間均呈現顯著正相關關系，這說明產業(yè)結構和城鎮(zhèn)化水平等傳統因素加劇了中國的環(huán)境污染。值得注意的是，考慮了環(huán)境污染的動態(tài)持續(xù)變化特征之后，模型(3)、模型(6)和模型(9)中，城鎮(zhèn)化對環(huán)境污染的正向影響由不顯著變得顯著，這說明不考慮遺漏變量等內生性問題會使模型估計結果產生偏誤，也再次表明本文動態(tài)面板數據模型的設定是有效的。能源效率和技術進步對環(huán)境污染綜合指數的影響基本上顯著為負，這說明能源效率提高和技術進步對環(huán)境質量改善能夠發(fā)揮重要的促進作用。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了確保模型估計結果的可靠性，除了采取變量控制和模型設定形式檢驗外，本文還將考察環(huán)境規(guī)制、隱性經濟以及二者的交互作用對不同污染物的影響，以做進一步的穩(wěn)健性分析。本文選取的污染物分別為工業(yè)二氧化硫、工業(yè)廢水和工業(yè)固體廢棄物。穩(wěn)健性檢驗結果表明，各類模型解釋變量的估計系數除出現數值和顯著性程度的變化外，估計系數的符號幾乎沒有發(fā)生任何改變，當選擇上述污染物作為被解釋變量時，中國環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的影響與前文估計結果一致，因而本文所得到的結論是穩(wěn)健可靠的。*限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結果未在正文列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、基本結論與政策啟示

本文分別利用熵權法和多指標多原因模型測算了2003—2012年中國30個省份的環(huán)境污染綜合指數和隱性經濟規(guī)模，并利用靜態(tài)面板數據模型和動態(tài)面板數據模型就環(huán)境規(guī)制、隱性經濟以及二者的交互作用對環(huán)境污染的影響進行實證研究，得出如下基本結論：一是在行政化環(huán)境規(guī)制和市場化環(huán)境規(guī)制情形下，環(huán)境規(guī)制強度對環(huán)境污染的影響均顯著為負，環(huán)境規(guī)制強度提高對官方經濟排污行為能夠發(fā)揮有效抑制作用；隱性經濟規(guī)模對環(huán)境污染的影響均顯著為正，隱性經濟規(guī)模擴大將會促使環(huán)境污染加重。二是在行政化環(huán)境規(guī)制和市場化環(huán)境規(guī)制情形下，環(huán)境規(guī)制強度與隱性經濟規(guī)模的交互作用對環(huán)境污染均表現出顯著負向影響，環(huán)境規(guī)制強度提高固然有利于擴大隱性經濟規(guī)模進而增加環(huán)境污染，但隱性經濟規(guī)模對環(huán)境污染的促進作用仍小于環(huán)境規(guī)制的抑制作用，使得環(huán)境規(guī)制總體上有利于環(huán)境質量的改善。三是人均GDP與環(huán)境污染之間存在顯著倒U型關系，滿足EKC假說。對外開放度、能源效率和技術進步對環(huán)境污染的影響顯著為負，而產業(yè)結構和城鎮(zhèn)化水平對環(huán)境污染的影響顯著為正，這些因素均能對環(huán)境污染產生重要影響。另外，對外開放度對環(huán)境污染的影響顯著為負，這表明“污染避難所假說”在中國并沒有得到充分驗證。

依據上述結論，筆者得到如下政策啟示：政府在制定環(huán)境規(guī)制強度時應注重動態(tài)調整，根據地區(qū)間和行業(yè)間環(huán)境污染程度差異的現實特點，制定有針對性且差異化的環(huán)境規(guī)制強度。在企業(yè)可接受范圍內對環(huán)境規(guī)制強度進行滾動修訂，避免因固定在某一特定水平而失去對企業(yè)生產活動持續(xù)不斷的約束與激勵。政府需意識到環(huán)境規(guī)制效用的發(fā)揮離不開多種環(huán)境規(guī)制工具的組合使用，應對行政化、市場化和自愿性等多種環(huán)境規(guī)制工具進行靈活運用，確保企業(yè)有一定的污染減排空間。鑒于隱性經濟活動對環(huán)境污染的重要影響，政府部門應加大對隱性經濟的規(guī)制力度，控制隱性經濟規(guī)模，制定和完善隱性經濟活動排污行為的監(jiān)督機制和懲罰機制，降低污染密集型企業(yè)的隱性經濟規(guī)模比重。政府應制定行之有效的隱性經濟活動稅收政策，使其逐步顯性化，并以較為科學的核算制度對隱性經濟規(guī)模和結構進行統計與監(jiān)測。

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(責任編輯：孫 艷)

2017-03-26基金項目：教育部人文社會科學研究青年基金項目“中國居民家庭金融資產配置有效性研究”(16YJC790151)；安徽財經大學“資產價格與金融穩(wěn)定”學科特區(qū)項目“融資租賃模式研究”(JGJRWD2014zd03)

張 博(1980-)，男，山東蓬萊人，博士研究生，講師，主要從事應用經濟和資本市場研究。E-mail: zhangboda_1980@163.com

韓復齡(1964-)，男，河北正定人，教授，博士生導師，主要從事應用經濟和資本市場研究。

F062.9；F124.5

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1000-176X(2017)06-0022-08