田志華，田艷芳

(1.上海財經(jīng)大學 城市與區(qū)域科學學院/財經(jīng)研究所，上海 200433；2.華東政法大學 政治學與公共管理學院，上海 201620)

環(huán)境沖突是經(jīng)濟發(fā)展的副產(chǎn)品嗎？
——基于1998-2013年中國省級面板數(shù)據(jù)的分析

田志華1，田艷芳2

(1.上海財經(jīng)大學 城市與區(qū)域科學學院/財經(jīng)研究所，上海 200433；2.華東政法大學 政治學與公共管理學院，上海 201620)

近年來環(huán)境沖突事件的不斷顯現(xiàn)，逐漸成為影響社會穩(wěn)定的不利因素之一，而目前針對經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境沖突關系的實證研究仍然十分匱乏。文章通過構建一個兩階段回歸模型，使用中國1998-2013年30個省級行政單位的面板數(shù)據(jù)，首次就經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響機制進行了實證檢驗，并且通過構建面板門檻回歸模型，進一步檢驗了不同經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境沖突的影響差異。結(jié)果顯示：經(jīng)濟發(fā)展提升了居民的環(huán)境偏好和維權意識，同時也對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生了不利影響，這是引起環(huán)境沖突的主要原因。從這個角度講，環(huán)境沖突是經(jīng)濟發(fā)展的副產(chǎn)品。但是環(huán)境沖突并不會隨著經(jīng)濟的發(fā)展而呈現(xiàn)出不斷增長的趨勢，間接效應的檢驗結(jié)果顯示，經(jīng)濟發(fā)展可以通過優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構、提升生產(chǎn)技術來改善環(huán)境質(zhì)量從而對環(huán)境沖突產(chǎn)生抑制效應；并且門檻模型的進一步檢驗結(jié)果證實了當經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定程度之后，居民的環(huán)境偏好存在邊際效應遞減現(xiàn)象?？傮w來看，環(huán)境沖突將隨著經(jīng)濟發(fā)展而逐漸減少。文章的研究對厘清經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境沖突之間的關系，有效防范和治理環(huán)境沖突具有重要的啟示作用。

環(huán)境沖突；環(huán)境污染；經(jīng)濟發(fā)展；直接效應；門檻效應

一、引 言

環(huán)境沖突指一個主體在經(jīng)濟生產(chǎn)中對地方生態(tài)環(huán)境造成破壞，從而威脅或損害到另一個主體的利益并且有意忽視這種損害，由此產(chǎn)生的兩個主體間不相容或?qū)剐孕袨?Schmidtz，2000)。近些年來，中國在經(jīng)濟快速發(fā)展的同時，因為環(huán)境污染或者潛在的環(huán)境污染風險而導致的環(huán)境沖突事件不斷顯現(xiàn)，成為危害社會穩(wěn)定的主要形式之一(李林和田禾，2014)。經(jīng)濟發(fā)展在提高居民收入水平的同時，也提升了居民對清潔環(huán)境的需求(Inglehart，2008；Franzen和Vogl，2013)以及對自身權利的維護意識(Hamilton，2010)，這為誘發(fā)環(huán)境沖突提供了條件。另一方面，環(huán)境污染主要來源于工業(yè)生產(chǎn)(Ebenstein，2012)，既是經(jīng)濟發(fā)展的主要副產(chǎn)品之一，也是引發(fā)環(huán)境沖突的主要原因(Liu等，2010)，因而經(jīng)濟發(fā)展可以通過環(huán)境污染為傳導路徑對環(huán)境沖突產(chǎn)生間接影響。但是，隨著近年來經(jīng)濟結(jié)構的逐漸優(yōu)化調(diào)整、政府環(huán)境治理力度的不斷加大，環(huán)境污染在一定程度上得到了緩解(徐志偉，2016)，這使得經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的間接影響變得不再確定。綜合來看，經(jīng)濟發(fā)展是否必然導致環(huán)境沖突需要進行具體的檢驗分析。

因為經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間存在關聯(lián)，在研究經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響時，需要將經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響及通過環(huán)境污染對環(huán)境沖突的間接影響進行剝離，本文設立了一個兩階段回歸模型來解決這一問題，并使用1998-2013年中國30個省級行政單位的面板數(shù)據(jù)進行了檢驗。首先本文以環(huán)境庫茲涅茨曲線理論(Grossman和Krueger，1991；Selden和Song，1994；Dinda，2004；王敏和黃瀅，2015)為基礎設立了第一階段的回歸模型，使用人均GDP來表示經(jīng)濟發(fā)展，并用工業(yè)三廢排放強度度量環(huán)境污染，估計了經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的影響。研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段污染排放強度已經(jīng)開始隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升而呈現(xiàn)下降趨勢，這說明經(jīng)濟發(fā)展可能通過緩解污染對環(huán)境沖突產(chǎn)生抑制作用。

接下來，本文利用第一階段得到的環(huán)境污染的擬合值，在控制了法制環(huán)境、城市化、收入不平等等因素后，對經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境污染對環(huán)境沖突的具體影響進行了檢驗，給出第二階段的估計，并結(jié)合第一階段的估計系數(shù)計算經(jīng)濟發(fā)展通過環(huán)境污染對環(huán)境沖突產(chǎn)生的間接影響及具體程度。環(huán)境沖突在中國既有像“上訪”“散步”和“游行”等溫和形式，也有諸如打砸、圍堵和沖擊工廠等暴力形式，考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)性及可得性，本文使用環(huán)境信訪量來衡量環(huán)境沖突。研究發(fā)現(xiàn)，從直接影響來看，經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染是引起環(huán)境沖突的主要原因；但是就間接影響而言，經(jīng)濟發(fā)展會通過緩解污染對環(huán)境沖突產(chǎn)生抑制作用?？傮w而言，環(huán)境沖突確實是經(jīng)濟發(fā)展的副產(chǎn)品，但是現(xiàn)階段經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提升已經(jīng)對環(huán)境沖突產(chǎn)生了一定抑制作用。

最后，本文考慮到公眾對清潔環(huán)境的需求可能存在邊際遞減效應(Franzen和Meyer，2010)，在不同發(fā)展水平下，環(huán)境污染及制度建設也存在顯著差異，因而設立了一個門檻回歸模型進一步檢驗不同經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境沖突的影響差異。結(jié)果顯示，在經(jīng)濟發(fā)展水平超過一定閾值后，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響也不再明顯，這說明持續(xù)的經(jīng)濟發(fā)展最終將全面抑制環(huán)境沖突。

目前關于經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境沖突的研究并不多見，實證研究尤為匱乏。國外學者多聚焦于經(jīng)濟發(fā)展對社會沖突、政權穩(wěn)定的影響(Miguel等，2004；Esteban和Ray，2011；Hendrix和Salehyan，2012；Patel和Burkle 2012)；國內(nèi)研究大多從政府治理的視角對環(huán)境沖突事件進行案例分析，探討環(huán)境沖突的成因與危機管理(劉德海，2013；于鵬和張揚，2015)。與現(xiàn)有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩點：首先，利用兩階段回歸模型首次估計了經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響機制，包括經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響以及通過環(huán)境污染對環(huán)境沖突產(chǎn)生的間接影響；其次，利用面板門檻模型估計了不同經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境沖突的影響差異。本文的研究不僅豐富了有關環(huán)境沖突的實證研究，也對全面理解經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響，為政府改善環(huán)境管理決策、維持經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展及社會穩(wěn)定提供了較強數(shù)據(jù)支持。

本文的余下章節(jié)安排如下：第二部分為理論分析及研究假說；第三部分介紹了本文的實證模型及數(shù)據(jù)選取；第四部分為實證結(jié)果及討論；最后為結(jié)論及啟示。

二、理論分析及研究假說

環(huán)境沖突廣義上屬于社會沖突的一種表現(xiàn)形式，但是環(huán)境沖突因與環(huán)境污染緊密相關而又與一般性質(zhì)的社會沖突有所區(qū)別。考慮到環(huán)境污染也是影響環(huán)境沖突的重要因素，同時也是經(jīng)濟發(fā)展的主要副產(chǎn)品之一，經(jīng)濟發(fā)展很可能也會通過影響環(huán)境污染來間接影響環(huán)境沖突，因此，本文將經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響劃分為直接影響和間接影響。

(一)經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響

現(xiàn)有研究已經(jīng)證實，經(jīng)濟發(fā)展水平對社會沖突存在極為顯著的影響。Miguel等(2004)、Hendrix和Salehyan(2012)等人的研究發(fā)現(xiàn)，良好的經(jīng)濟發(fā)展水平可以顯著降低內(nèi)戰(zhàn)幾率，提升政權的穩(wěn)定性；但是就社會沖突而言則存在不確定性，隨著收入水平的提高，社會矛盾逐漸顯現(xiàn)，公眾對民主、公共服務、政府質(zhì)量等方面的訴求不斷上升，這些類型的社會沖突可能會凸顯。此外，經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)的快速城市化、收入差距擴大等現(xiàn)象也對社會穩(wěn)定構成威脅(Crowe，2006；Patel和Burkle，2012)。

就環(huán)境沖突而言，經(jīng)濟發(fā)展一方面提升了公眾對清潔環(huán)境的偏好水平，另一方面也會喚醒公眾的權利意識，從而增加了環(huán)境沖突的產(chǎn)生幾率。Franzen和Vogl(2013)在檢驗收入水平對居民環(huán)境偏好的影響時發(fā)現(xiàn)，隨著收入水平的提高，居民面臨的預算約束線外移，對清潔環(huán)境的偏好將逐漸增強。此外，一些學者認為經(jīng)濟發(fā)展也會喚醒居民的權利意識，并且使得居民的權利意識更為多樣化，居民的維權意識將更多地由物質(zhì)性需求向非物質(zhì)性需求方面轉(zhuǎn)移，例如生態(tài)權利(Hamilton，2010)。環(huán)境偏好的提升及環(huán)境權利意識的逐漸覺醒客觀上增加了環(huán)境沖突的產(chǎn)生幾率?；诖?，我們提出本文的第一個研究假說：

H1：經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境沖突之間存在正向的直接影響關系，經(jīng)濟發(fā)展程度越高，公眾的環(huán)境偏好及環(huán)境訴求越高，環(huán)境沖突也越多。

但是，經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境沖突的影響可能存在非線性關系，不同經(jīng)濟發(fā)展水平下公眾面臨的客觀環(huán)境污染水平并不相同，其環(huán)境偏好和維權意識也存在差異。經(jīng)濟發(fā)展程度相對較低的地區(qū)通常面臨工業(yè)化和城市化進程，污染狀況往往更為嚴重，居民承受著嚴峻的客觀污染，其環(huán)境偏好和環(huán)境維權意識會隨收入的增加而不斷增強；但是在高收入地區(qū)，環(huán)境質(zhì)量相對較好，環(huán)境保護也成為一種全民共識，同時制度建設更為良好，公眾的環(huán)境訴求可以得到合理解決，居民的環(huán)境偏好會出現(xiàn)邊際效應遞減的趨勢，不會再隨著收入的增加而不斷增強(Franzen和Meyer，2010)?；诖耍疚奶岢龅诙€研究假說：

H2：當經(jīng)濟發(fā)展水平超過一定程度之后，進一步的經(jīng)濟發(fā)展不會加重環(huán)境沖突的產(chǎn)生，甚至會起到一定抑制作用。

(二)經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的間接影響

根據(jù)環(huán)境沖突的定義，環(huán)境沖突產(chǎn)生的前提條件是生態(tài)環(huán)境遭受了巨大破壞，居民面臨嚴重的環(huán)境侵害或者環(huán)境污染風險。事實上，環(huán)境污染不僅威脅居民的直接經(jīng)濟利益，對公共健康也存在嚴重損害(Ebenstein，2012；Chen等，2013；盧洪友和祁毓，2013)，能夠引發(fā)沖突的環(huán)境污染往往意味著環(huán)境質(zhì)量的急劇下降或者退化，如果這種損失得不到有效補償，沖突會走向更為惡化的局面。Liu等(2010)對中國環(huán)境沖突的研究發(fā)現(xiàn)，當居民利益受到環(huán)境污染的侵害或者威脅時，居民會積極參與環(huán)?；顒?，并不惜以沖突的形式維護自身權益，例如更具有規(guī)模性、組織性特征的環(huán)境沖突。并且，由于地方政府經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)先的政策偏向以及對公眾環(huán)境訴求的忽視，很多污染侵害事件無法得到有效處理，使得很多隱性環(huán)境沖突事件逐漸演變?yōu)閹в幸?guī)模性、組織性的顯性沖突事件。由此，我們提出本文的第三個研究假說：

H3：環(huán)境污染是引起環(huán)境沖突的主要原因，環(huán)境污染越嚴重，環(huán)境沖突事件也越頻發(fā)。

環(huán)境污染作為是經(jīng)濟發(fā)展的主要副產(chǎn)品之一，主要來自于人類的工業(yè)生產(chǎn)，與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展密切相關。一些研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染隨著經(jīng)濟發(fā)展呈先惡化后改善的倒U形關系，在經(jīng)濟發(fā)展初級階段，技術較為落后并且以工業(yè)發(fā)展為主，隨著經(jīng)濟規(guī)模的擴大，污染不斷加重；但是當經(jīng)濟發(fā)展達到一定水平后，經(jīng)濟結(jié)構向服務業(yè)和低污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，清潔技術也開始被廣泛采用，環(huán)境質(zhì)量將逐漸好轉(zhuǎn)(Grossman和Krueger，1991；Selden和Song，1994；Dinda，2004；王敏和黃瀅，2015)。經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間的倒U形關系被稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線理論(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC)。就中國而言，過去粗放型的經(jīng)濟發(fā)展方式是導致環(huán)境污染的主要原因，雖然近年來嚴重的環(huán)境污染迫使中國政府加強了環(huán)境治理，節(jié)能減排技術逐步推廣，污染排放得到一定抑制(徐志偉，2016)，但是過去多年積累的污染存量已經(jīng)使得生態(tài)環(huán)境遭到巨大破壞。并且在中國現(xiàn)有的官員治理體系下，地方政府注重對上負責，缺乏來自公眾的有效監(jiān)督，這提升了環(huán)境污染事故的發(fā)生概率，而超過半數(shù)的環(huán)境污染事故會進一步發(fā)展為群體性事件，引發(fā)大規(guī)模的環(huán)境沖突(于文超和何勤英，2013)。綜上分析，環(huán)境污染作為經(jīng)濟發(fā)展的主要副產(chǎn)品之一，經(jīng)濟發(fā)展會通過加重或者減緩環(huán)境污染對環(huán)境沖突產(chǎn)生正向或負向的間接影響，基于此，本文提出第四個研究假說：

H4：經(jīng)濟發(fā)展會以環(huán)境污染為傳導路徑對環(huán)境沖突產(chǎn)生間接影響，經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，經(jīng)濟發(fā)展通過惡化環(huán)境污染增加環(huán)境沖突事件；經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，經(jīng)濟發(fā)展通過改善環(huán)境抑制環(huán)境沖突。

三、模型及數(shù)據(jù)說明

根據(jù)本文的研究假說，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突存在兩種效應，我們建立了一個兩階段回歸模型，將經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接效應和通過環(huán)境污染為傳導路徑的間接效應進行剝離。其中第一階段的回歸模型用來估計經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的凈影響，這是驗證假說4所需的前提條件；第二階段的回歸模型使用第一階段得到的環(huán)境污染的估計值，用來檢驗經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境污染對環(huán)境沖突的直接影響，并且計算經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的間接影響，即驗證本文的四個研究假說是否成立。

具體而言，第一階段的回歸模型設定以EKC模型為依據(jù)(Grossman和Krueger，1991；Selden和Song，1994；王敏和黃瀅，2015)，具體形式如下：

Pollutionit=a0+a1Yit+a2Yit2+X′λ+fi+εit

(1)

其中：i表示省份，t表示年份；因變量為環(huán)境污染(Pollution)，分別用工業(yè)廢水排放強度(Water_gdp)、工業(yè)廢氣排放強度(Gas_gdp)及工業(yè)二氧化硫排放強度(So2_gdp)來衡量，Y表示經(jīng)濟發(fā)展；X為影響環(huán)境污染的控制變量，包括人口密度及第二產(chǎn)業(yè)比重；α0為常數(shù)項，fi為地區(qū)固定效應，a1、a2和λ為待估參數(shù)，ε為誤差項。

環(huán)境污染按照污染種類劃分主要包括大氣污染、水污染及土壤污染三大類。按照度量方式可以分為污染濃度和污染排放量指標兩大類，排放量又可分為污染排放量、人均排放量及排放強度三個指標。本文選取污染物排放強度指標來度量環(huán)境污染，即每單位GDP的污染物排放量，這主要出于以下兩個方面的考慮：(1)污染排放量表征的是因經(jīng)濟活動而產(chǎn)生的污染總量，與經(jīng)濟發(fā)展直接相關，排除了氣候、區(qū)域面積等自然地理因素的影響；(2)污染排放強度指標剔除了規(guī)模效應的影響，強調(diào)的是單位產(chǎn)值的污染排放，在反映污染水平的同時，也反映了生產(chǎn)效率。污染物的類型選擇上，基于數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可得性，本文選擇了工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣及工業(yè)二氧化硫排放量，因此，本文的環(huán)境污染包括工業(yè)廢水排放強度(Water_gdp)、工業(yè)廢氣排放強度(Gas_gdp)和工業(yè)二氧化硫排放強度(So2_gdp)三個指標。

解釋變量方面，選取人均GDP(Y)表示經(jīng)濟發(fā)展水平，根據(jù)EKC理論，經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間存在倒U形關系，即環(huán)境污染隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升呈現(xiàn)出先上升后下降的特征。因此，我們將人均GDP的平方項納入到了模型中。本文同時選取第二產(chǎn)業(yè)比重(Second)和人口密度(Density)來控制經(jīng)濟結(jié)構及人口對環(huán)境污染的影響。

第二階段的回歸模型用來檢驗經(jīng)濟發(fā)展及環(huán)境污染對環(huán)境沖突的影響，驗證本文的研究假說是否成立，本文借鑒Crowe(2006)有關社會沖突的研究，設定如下回歸模型：

(2)

本文選取環(huán)境信訪量來衡量環(huán)境沖突(Conflict)。作為一種具有中國特色的特殊的維權方式，環(huán)境信訪表示了公眾在環(huán)境利益受到威脅或者損害時所采取的一種維權抗爭方式，也體現(xiàn)了公眾環(huán)境利益受損且沒有得到有效補償?shù)氖聦?，符合環(huán)境沖突的定義。值得注意的是，環(huán)境信訪并不等同于環(huán)境群體性事件，環(huán)境群體性事件屬于一種更為顯性的、具有組織性特征的環(huán)境沖突形式，但是在一定條件下，環(huán)境信訪可能轉(zhuǎn)化為更為顯性的環(huán)境沖突。

經(jīng)濟發(fā)展(Y)水平被認為是影響社會沖突的重要因素。研究表明，貧窮國家往往具有更多的社會沖突甚至更高的內(nèi)戰(zhàn)幾率(Miguel等，2004；Crowe，2006；Hendrix和Salehyan，2012)。就環(huán)境沖突而言，一方面，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，公眾的環(huán)境權利意識越高，可能增加環(huán)境沖突的產(chǎn)生幾率；另一方面，經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)的制度建設及社會發(fā)展更為有序，對抑制沖突具有一定積極影響。

法制環(huán)境(Legal)。法制環(huán)境體現(xiàn)了一個地區(qū)的政府質(zhì)量及制度水平，對社會沖突具有重要影響(Hendrix和Salehyan，2012)。就環(huán)境沖突而言，法制環(huán)境水平較高地區(qū)，一方面，居民可以更好地通過法律途徑維護自身的環(huán)境權利；另一方面，可以對污染企業(yè)形成有效約束，降低了環(huán)境沖突的產(chǎn)生幾率，因此良好的法制環(huán)境可以有效抑制環(huán)境沖突。本文使用樊綱等(2011)、王小魯?shù)?2017)發(fā)布的“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)”度量各地區(qū)的法制環(huán)境水平，該指數(shù)從法律的執(zhí)行情況衡量各地區(qū)的法制環(huán)境，較好地反映了各地區(qū)的法制環(huán)境及政府質(zhì)量。

城鄉(xiāng)收入差距(Income_gap)可視為社會穩(wěn)定的重要影響因素，較大的收入差距是導致社會沖突的主要原因(Crowe，2006；Esteban和Ray，2011)。收入差距的擴大會激化社會矛盾，同樣對環(huán)境管理產(chǎn)生不利影響，可能會提升環(huán)境沖突的發(fā)生幾率。在中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構體制下，收入差距很大程度上表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距，不斷擴大的城鄉(xiāng)收入差距不僅威脅著社會穩(wěn)定，甚至制約了中國的長期經(jīng)濟增長(鈔小靜和沈坤榮，2014)，本文使用城市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比來度量城鄉(xiāng)收入差距。

城市化率(Urbanization)?？焖俚某鞘谢殡S著人口的迅速集聚及收入差距的擴大，增加了沖突和治安的威脅(Patel和Burkle，2012)。我們使用各省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋嚷蕘砜刂瞥鞘谢瘜Νh(huán)境沖突的影響。

人口(Population)。人口也是影響社會穩(wěn)定的重要因素，人口越多，社會沖突發(fā)生的幾率也越大(Miguel等，2004)。因此需要控制人口規(guī)模對環(huán)境沖突的影響，本文使用各省年末總?cè)丝诙攘咳丝谝?guī)模。

根據(jù)假說2，由于不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響可能存在差異，本文根據(jù)Hansen(1999)的研究，在(2)式的基礎上建立了以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的面板門檻模型，以檢驗假說2是否成立。具體如下：

(3)

其中：γ為門檻值，β1和β2分別表示經(jīng)濟發(fā)展低于門檻值γ和高于門檻值γ時對環(huán)境沖突的直接影響系數(shù)。

本文使用固定效應模型對(1)式、(2)式及(3)式進行了估計，根據(jù)估計結(jié)果，可以計算經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響、間接影響與總影響以及環(huán)境污染對環(huán)境沖突的直接影響，從而對本文的四個研究假說進行驗證。根據(jù)上文，(3)式中經(jīng)濟發(fā)展的系數(shù)β1衡量了經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響。經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的間接影響可以由(3)式中環(huán)境污染對環(huán)境沖突的邊際效應乘以(1)式中經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的邊際效應，衡量經(jīng)濟發(fā)展通過環(huán)境污染之傳導路徑對環(huán)境沖突的間接影響，具體計算方式如下：

(4)

本文以1998-2013年為樣本區(qū)間，包括中國大陸30個省級行政區(qū)域(由于部分數(shù)據(jù)缺失，西藏未包含在內(nèi))。環(huán)境沖突及污染排放數(shù)據(jù)來自歷年的《中國環(huán)境年鑒》，法制環(huán)境數(shù)據(jù)來自《中國市場化指數(shù)：各省區(qū)市場化相對進程2011年度報告》及《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》，其他數(shù)據(jù)均由《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》整理而得。價格變量以1998年為不變價進行了折算，除了比率數(shù)據(jù)，其余數(shù)據(jù)在回歸中都取對數(shù)，表1為各變量的統(tǒng)計信息。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與討論

(一)經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境污染與環(huán)境沖突的統(tǒng)計分析

圖1中左上圖為環(huán)境沖突與人均GDP的散點圖，人均GDP與環(huán)境沖突之間存在正向關系，表明隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，整體而言，環(huán)境沖突也呈現(xiàn)上升趨勢，在統(tǒng)計層面，假說1得到了初步證實。但是如前文所言，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響還存在通過環(huán)境污染的間接效應。事實上，根據(jù)如圖1右上圖及兩個下圖，隨著經(jīng)濟發(fā)展的演進，我國的環(huán)境污染情況在不斷改善，三種污染物排放強度在樣本區(qū)間內(nèi)都呈現(xiàn)不斷下降的趨勢，但是尚無法判斷假說4是否成立，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響以及通過環(huán)境污染對環(huán)境沖突的間接影響仍需要實證檢驗。

圖1 經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境沖突和污染排放強度散點圖

(二)經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的影響

本文第一階段的回歸建立在EKC分析框架之上，我們使用固定效應模型對(1)式進行了估計，以檢驗經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的影響，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染存在顯著影響是假說4成立的前提條件，回歸結(jié)果見表2。第(1)列為人均GDP對工業(yè)廢水排放強度的回歸結(jié)果，人均GDP的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，人均GDP的二次項系數(shù)在10%的水平上不顯著，說明在樣本期內(nèi)，工業(yè)廢水排放強度與經(jīng)濟發(fā)展之間呈負相關關系，而非典型的倒U形關系。隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，每單位產(chǎn)出的工業(yè)廢水排放量在不斷減少。第(2)列為經(jīng)濟發(fā)展對工業(yè)廢氣排放強度的影響，人均GDP的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，其二次項系數(shù)在1%的水平上顯著為負，人均GDP與工業(yè)廢氣排放強度呈倒U形關系。第(3)列為人均GDP對工業(yè)二氧化硫排放強度的回歸結(jié)果，人均GDP的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，其二次項在1%的水平上顯著為負，人均GDP與工業(yè)二氧化硫排放強度的關系也呈倒U形關系。

在研究經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間的關系時，由于可能存在雙向因果關系的問題從而使得模型估計出現(xiàn)內(nèi)生性偏誤(Shen，2006)，為了規(guī)避內(nèi)生性偏誤對模型估計結(jié)果的影響，本文使用滯后自變量對(1)式進行了估計，估計結(jié)果為表2中的第(4)-(6)列。使用滯后一期的自變量一方面可以減緩內(nèi)生性問題的影響(秦蒙和劉修巖，2015)；另一方面，經(jīng)濟發(fā)展中的投資轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)所產(chǎn)生的污染排放可能具有一定滯后效應。由結(jié)果可知，使用滯后自變量估計的結(jié)果與第(1)至第(3)列的結(jié)果基本一致，回歸結(jié)果基本穩(wěn)健。此外，作為穩(wěn)健性檢驗，本文也使用工具變量法對(1)式進行了估計，參考林毅夫和姜燁(2006)、郭熙保和羅知(2009)、李鍇和齊紹洲(2011)等人的做法，本文使用內(nèi)生變量的滯后一期及滯后二期作為當期值的工具變量，并使用二階段最小二乘法進行估計。滯后期的內(nèi)生變量與當期值存在較強的相關性，通過當期值對環(huán)境污染產(chǎn)生影響，而當期的環(huán)境污染對前一期的內(nèi)生變量沒有影響。第(7)至第(9)列為工具變量法的估計結(jié)果，我們利用Wald檢驗對弱工具變量進行了檢驗，結(jié)果均在1%的水平上拒絕存在弱工具變量的原假設；Sargan檢驗的結(jié)果表明均不能拒絕所有工具變量都外生的原假設，這表明采用滯后期工具變量具有一定的合理性。使用工具變量法進行的估計結(jié)果與使用固定效應模型進行的估計結(jié)果也存在較強的一致性，說明本文的估計結(jié)果較為穩(wěn)健。

表2 經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健標準誤，中括號內(nèi)為p值；*、**和***分別對應于10%、5%和1%的顯著水平；FE表示固定效應，2SLS表示二階段最小二乘法；Wald統(tǒng)計量為弱工具變量檢驗，原假設為存在弱工具變量，Sargan統(tǒng)計量為工具變量的有效性檢驗，原假設為所有工具變量都是外生的；下同。

三組污染物排放強度的回歸結(jié)果顯示，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，工業(yè)廢水排放強度已經(jīng)呈現(xiàn)出下降趨勢，工業(yè)廢氣及二氧化硫排放強度也均處于接近拐點以及拐點右側(cè)的下降階段，經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)開始有效抑制污染物的排放，對環(huán)境的積極效應正在逐步顯現(xiàn)。整體而言，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染存在顯著影響，如果環(huán)境污染對環(huán)境沖突有正向影響，那么，在樣本區(qū)間內(nèi)，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的間接影響將為負，即經(jīng)濟發(fā)展可以通過降低污染環(huán)境來間接減少環(huán)境沖突的發(fā)生，因此，假說4成立與否仍有待第二階段的回歸檢驗。

第二產(chǎn)業(yè)比重在三組回歸中均顯著為正，二產(chǎn)比重每增加一個百分點，三種污染物排放強度將增加兩個百分點左右，這說明第二產(chǎn)業(yè)是污染排放的重要來源，二產(chǎn)比重越高，環(huán)境污染也越嚴重。人口密度的系數(shù)為負，并且在工業(yè)廢水強度的回歸中，使用滯后自變量及工具變量回歸時人口密度的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，一方面人口集聚可能會帶來更多的污染排放；但是另一方面，人口密度越高，環(huán)境壓力越大，公眾對污染排放的重視程度也越高，可能會削減污染排放。

(三)經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境污染對環(huán)境沖突的影響

本文第二階段的回歸用來檢驗經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響與間接影響，驗證假說1、假說3及假說4是否成立，并在此基礎上建立了面板門檻模型來區(qū)分不同經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境沖突的影響差異，檢驗假說2是否成立。

表3為第二階段的回歸結(jié)果，本文使用固定效應模型對(2)式進行了估計。首先來看模型(1)至模型(3)的回歸結(jié)果，人均GDP的回歸系數(shù)分別在10%及5%的水平上顯著為正，平均而言，人均GDP每增加1%，環(huán)境沖突將增加1%左右。人均GDP的系數(shù)反映了經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響，隨著經(jīng)濟發(fā)展及收入水平的提高，公眾逐漸提高了對環(huán)境保護的偏好，對清潔環(huán)境的需求也逐漸增加，并且環(huán)境維權意識也更為明確，因此環(huán)境沖突將不斷顯現(xiàn)并呈現(xiàn)上升趨勢，假說1得到驗證。

表3 經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境污染對環(huán)境沖突的回歸結(jié)果

三種污染物排放強度對環(huán)境沖突的影響在模型(1)至模型(3)中均顯著為正，平均而言，工業(yè)廢水、廢氣及二氧化硫排放強度每增加1%，環(huán)境沖突將分別增加1.7%、1%和1.7%，說明環(huán)境污染是引致環(huán)境沖突的主要原因之一，假說3得到證實，并且根據(jù)第一階段的回歸結(jié)果，經(jīng)濟發(fā)展能夠顯著降低污染排放，也就是說，經(jīng)濟發(fā)展可以通過降低污染排放對環(huán)境沖突產(chǎn)生間接的抑制作用，假說4得到驗證，但是這種間接影響的具體程度仍然有待計算。

法制環(huán)境的系數(shù)在模型(1)及模型(3)中都為負，但是在統(tǒng)計上不顯著。城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)在三組回歸中都顯著為正，較大的城鄉(xiāng)收入差距本身就是社會的不穩(wěn)定因素，可能會增加社會矛盾，從而可能強化誘發(fā)環(huán)境沖突的因素。城市化率的系數(shù)在模型(1)及模型(3)中顯著為正。整體而言，快速的城市化進程中各種社會矛盾凸顯，城市化率越高，環(huán)境沖突也越多。

根據(jù)假說2，經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境沖突之間可能并非簡單的線性關系，本文進一步在(2)式中引入人均GDP的平方項，回歸結(jié)果見表3中的模型(4)至模型(6)。模型(4)中，人均GDP與環(huán)境沖突的關系也呈倒U形關系，環(huán)境沖突隨著人均GDP的增加先上升而后逐漸開始下降。而在模型(5)及模型(6)中，加入人均GDP的二次項后，人均GDP的系數(shù)在統(tǒng)計上都不再顯著。綜上，在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，人均GDP對環(huán)境沖突的影響可能并不一致，假說2得到初步證實，但是其具體效應仍有待檢驗?？紤]到經(jīng)濟發(fā)展在不同水平階段上對環(huán)境沖突的影響可能存在差異，本文進一步對此進行了門檻效應檢驗以驗證假說2是否成立，檢驗結(jié)果見表4。

表4 經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的門檻效應檢驗

在工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)二氧化硫排放強度的回歸模型中，人均GDP對環(huán)境沖突均存在顯著的門檻效應，但是在工業(yè)廢氣排放強度的回歸模型中，人均GDP沒有通過門檻效應檢驗。因此，本文在工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)二氧化硫排放強度的兩組回歸中建立了面板門檻模型來檢驗經(jīng)濟發(fā)展在不同的門檻水平上對環(huán)境沖突的影響，兩組模型中的門檻值都為11.03，換算后約為人均GDP6萬元人民幣。

表5為考慮門檻效應時，對(3)式的回歸結(jié)果，當人均GDP低于6萬元時，人均GDP每增加1%，環(huán)境沖突將增加約0.6%—1%，與表3中的結(jié)果基本一致。但是當人均GDP高于6萬元時，人均GDP對環(huán)境沖突沒有顯著影響。整體而言，假說2得到一定程度的證實，人均GDP對環(huán)境沖突的直接影響為正，但是當人均GDP超過一定門檻時，人均GDP對環(huán)境沖突的直接影響在統(tǒng)計意義上將不再顯著，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，環(huán)境沖突將不會再繼續(xù)增長。

表5 經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境污染對環(huán)境沖突的門檻回歸結(jié)果

工業(yè)廢水及工業(yè)二氧化硫排放強度的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，排放強度每增加1%，環(huán)境沖突將上升1.7%左右，環(huán)境污染仍然是誘發(fā)環(huán)境沖突的重要原因之一，假說3和假說4再次得到證實。法制環(huán)境的系數(shù)都為負，但是在統(tǒng)計上不顯著，良好的法制環(huán)境可以抑制環(huán)境沖突的產(chǎn)生，但是就環(huán)境沖突而言，這種抑制效應在當前并不明顯，通過法律途徑無法有效解決污染對公眾的利益侵害或威脅時，環(huán)境信訪等沖突形式就成為公眾環(huán)境維權的主要形式，中國的法制環(huán)境仍有待提升。城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)在1%的水平上也顯著為正，城鄉(xiāng)收入差距不僅僅是引起社會沖突的重要原因，也是誘發(fā)環(huán)境沖突的主要原因之一，較大的收入差距對控制環(huán)境沖突具有一定不利影響。城市化率的系數(shù)為正，但是不顯著，人口的系數(shù)顯著為正，人口越多，社會矛盾出現(xiàn)的幾率也越大，就環(huán)境沖突而言也是如此。除人均GDP外，考慮門檻效應的回歸結(jié)果與不考慮門檻效應時的回歸結(jié)果基本一致，說明本文的研究結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

(四)經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響、間接影響與總影響(見表6)

表6 經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響、間接影響與總影響(%)

注：(1)第(1)、(2)和(3)列為使用工業(yè)廢水排放強度進行回歸的計算結(jié)果，其中第(2)、(3)列分別為人均GDP低于及高于6萬元時的計算結(jié)果；第(4)列為使用工業(yè)廢氣排放強度進行回歸的計算結(jié)果；第(5)、(6)和(7)列為使用工業(yè)二氧化硫排放強度進行回歸的計算結(jié)果，其中第(6)、(7)列分別為人均GDP高于6萬元及低于6萬元時的計算結(jié)果。(2)上標a表示回歸系數(shù)在10%的水平上不顯著。(3)第(6)、(7)列在計算間接效應時，人均GDP分別取小于門檻值及大于門檻值時的均值。

經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響路徑分為直接影響和以環(huán)境污染為傳導路徑的間接影響，根據(jù)上文內(nèi)容，本文的四個研究假說都得到了證實，我們進一步計算經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突兩種不同影響的具體的大小程度。在不考慮門檻效應時，人均GDP對環(huán)境沖突直接影響的彈性系數(shù)在1%左右。進一步根據(jù)(4)式計算人均GDP對環(huán)境沖突的間接影響，由于人均GDP對工業(yè)廢氣、二氧化硫污染排放強度的影響為倒U形，本文計算了這兩組回歸中人均GDP在均值處對環(huán)境沖突的間接影響，計算得出，人均GDP對環(huán)境沖突間接影響的彈性系數(shù)在-2.6%—-0.5%。經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突間接影響的彈性系數(shù)為負，在樣本期間內(nèi)，工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫排放強度隨著經(jīng)濟的發(fā)展呈不斷降低的趨勢，而環(huán)境污染對環(huán)境沖突存在正向影響，也就是說經(jīng)濟發(fā)展通過降低環(huán)境污染排放強度從而間接減少了環(huán)境沖突的產(chǎn)生。

考慮門檻效應時，在工業(yè)廢水排放強度的回歸中，當人均GDP小于6萬元時，人均GDP對環(huán)境沖突直接影響的彈性系數(shù)約為1%，間接影響的彈性系數(shù)為-2.6%，總影響的彈性系數(shù)約為-1.6%；當人均GDP大于6萬元時，人均GDP對環(huán)境沖突的直接影響不再顯著，間接影響的彈性系數(shù)為-2.6%，經(jīng)濟發(fā)展主要通過間接影響作用于環(huán)境沖突。在工業(yè)二氧化硫排放強度的回歸中，當人均GDP小于6萬元時，人均GDP對環(huán)境沖突直接影響的彈性系數(shù)為0.67%，間接影響的彈性系數(shù)約為-1.5%，總影響的彈性系數(shù)為-0.83%；當人均GDP大于6萬元時，人均GDP對環(huán)境沖突的影響不顯著，間接影響的彈性系數(shù)約為-2.3%。當經(jīng)濟發(fā)展超過一定門檻值后，環(huán)境保護逐漸成為一個全民共識，居民的環(huán)境偏好出現(xiàn)邊際效應遞減的趨勢，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響將不再顯著，主要通過改變環(huán)境質(zhì)量對環(huán)境沖突產(chǎn)生間接影響。

五、結(jié)論及啟示

本文使用1998-2013年中國30個省級行政單位的面板數(shù)據(jù)，構建了一個兩階段回歸模型檢驗了經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染對環(huán)境沖突的影響，并計算了經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的直接影響以及通過環(huán)境污染為傳導路徑對環(huán)境沖突的間接影響。并以此為基礎，通過建立面板門檻回歸模型，進一步檢驗了經(jīng)濟發(fā)展在不同的發(fā)展階段對環(huán)境沖突的影響差異。其基本結(jié)論如下：

經(jīng)濟發(fā)展會提升居民的環(huán)境偏好和維權意識，從而增加環(huán)境沖突的產(chǎn)生幾率，但是當經(jīng)濟發(fā)展水平超過一定程度之后，環(huán)境沖突不會再隨著經(jīng)濟的發(fā)展而不斷增多。當人均GDP小于6萬元人民幣時，人均GDP每增加1%，環(huán)境沖突也將增加約1%；隨著經(jīng)濟發(fā)展及收入水平的不斷提高，居民的環(huán)境偏好和維權意識將逐漸增強，環(huán)境沖突也會逐漸顯現(xiàn)。按照世界銀行的標準，人均GDP超過6萬元就達到了中高收入國家的標準，此時環(huán)境沖突不再隨著經(jīng)濟的發(fā)展而增加，即達到了一個穩(wěn)態(tài)水平。也就是說，雖然作為一種經(jīng)濟發(fā)展的副產(chǎn)品，經(jīng)濟發(fā)展也并不必然導致環(huán)境沖突的不斷增加，當經(jīng)濟發(fā)展水平越過一定閾值后，環(huán)境保護成為全民共識，人們的生產(chǎn)消費行為更環(huán)保，同時經(jīng)濟結(jié)構也更為合理，環(huán)境質(zhì)量逐步優(yōu)化，此時公眾的環(huán)境偏好和環(huán)境訴求達到穩(wěn)態(tài)，經(jīng)濟繼續(xù)發(fā)展不會再刺激環(huán)境沖突的產(chǎn)生，甚至可能會起到一定的抑制作用。

環(huán)境污染是引起環(huán)境沖突的主要原因，有效降低污染排放，改善環(huán)境質(zhì)量可以顯著抑制環(huán)境沖突。本文的研究結(jié)論顯示，環(huán)境污染與環(huán)境沖突之間存在顯著的正向關聯(lián)，平均而言，環(huán)境污染強度每增加1%，環(huán)境沖突將增加1%-2%，同時這種正向關聯(lián)意味著改善環(huán)境質(zhì)量可以有效降低環(huán)境沖突事件，表明環(huán)境污染治理不僅在環(huán)境領域有成效，在社會領域同樣有成效，治理環(huán)境污染具有雙重效應。

經(jīng)濟發(fā)展可以通過降低污染排放來抑制環(huán)境沖突的發(fā)生。經(jīng)濟發(fā)展通過環(huán)境污染為傳導路徑對環(huán)境沖突的間接影響在樣本期間內(nèi)的彈性系數(shù)在-2.6%至-0.5%之間。在工業(yè)廢水及工業(yè)二氧化硫排放強度的回歸中，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響主要體現(xiàn)在通過環(huán)境污染為傳導路徑的間接影響上，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突已經(jīng)起到了一定的抑制作用。但是在工業(yè)廢氣排放強度的回歸中，經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境沖突的影響主要體現(xiàn)在直接效應上，環(huán)境沖突隨經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)上升趨勢。這與目前的實際情況一致，由于霧霾污染，公眾對空氣污染的關注程度達到了一個前所未有的狀態(tài)，空氣污染成為誘發(fā)社會不穩(wěn)定因素的重要因素之一。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，現(xiàn)階段要有效防范環(huán)境沖突需要從以下三個方面著手：首先，政府在環(huán)境管理問題上要充分引入公眾參與機制，完善公眾參與環(huán)境決策的法律法規(guī)，積極推動政府和企業(yè)在環(huán)境領域的信息公開，保證信息公開的及時和充分，使得公眾的環(huán)境訴求及時得到解決，緩解公眾的不安心理；其次，加大對環(huán)境治理的宣傳，提高公眾對環(huán)境問題的認識，使公眾認識到環(huán)境治理是一個長期的過程，積極參與的同時也應理性對待；最后，在經(jīng)濟發(fā)展方面繼續(xù)穩(wěn)步推進經(jīng)濟結(jié)構的升級與轉(zhuǎn)型，逐步淘汰落后產(chǎn)能和高污染產(chǎn)業(yè)，加大防污治污力度，發(fā)揮經(jīng)濟發(fā)展在結(jié)構效應、技術效應等方面對環(huán)境污染的抑制作用。

[1]鈔小靜, 沈坤榮. 城鄉(xiāng)收入差距、勞動力質(zhì)量與中國經(jīng)濟增長[J]. 經(jīng)濟研究, 2014, (6): 30-43.

[2]樊綱, 王小魯, 朱恒鵬. 中國市場化指數(shù)：各省區(qū)市場化相對進程2011年度報告[M]. 北京：經(jīng)濟科學出版社, 2011.

[3]郭熙保, 羅知. 外資特征對中國經(jīng)濟增長的影響[J]. 經(jīng)濟研究, 2009, (5):52-65.

[4]李鍇, 齊紹洲. 貿(mào)易開放、經(jīng)濟增長與中國二氧化碳排放[J]. 經(jīng)濟研究, 2011, (11):60-72.

[5]李林, 田禾. 中國法治發(fā)展報告(法治藍皮書)[M]. 北京: 社會科學文獻出版社, 2014.

[6]林毅夫, 姜燁. 發(fā)展戰(zhàn)略、經(jīng)濟結(jié)構與銀行業(yè)結(jié)構：來自中國的經(jīng)驗[J]. 管理世界, 2006, (1):29-40.

[7]劉德海. 環(huán)境污染群體性突發(fā)事件的協(xié)同演化機制[J]. 公共管理學報, 2013,(4): 102-113.

[8]盧洪友, 祁毓. 環(huán)境質(zhì)量、公共服務與國民健康——基于跨國(地區(qū))數(shù)據(jù)的分析[J]. 財經(jīng)研究, 2013, (6): 106-118.

[9]秦蒙, 劉修巖. 城市蔓延是否帶來了我國城市生產(chǎn)效率的損失?——基于夜間燈光數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 財經(jīng)研究, 2015, (7):28-40.

[10]王敏, 黃瀅. 中國的環(huán)境污染與經(jīng)濟增長[J]. 經(jīng)濟學(季刊), 2015, (1): 557-578.

[11]王小魯,樊綱，于靜文. 中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)[M]. 北京：社會科學文獻出版社, 2017.

[12]徐志偉. 工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境規(guī)制強度與污染減排效果——基于 “先污染, 后治理” 發(fā)展模式的理論分析與實證檢驗[J]. 財經(jīng)研究, 2016, (3):134-144.

[13]于鵬, 張揚. 環(huán)境污染群體性事件演化機理及處置機制研究[J]. 中國行政管理, 2015, (12): 125-129.

[14]于文超, 何勤英. 轄區(qū)經(jīng)濟增長績效與環(huán)境污染事故——基于官員政績訴求的視角[J]. 世界經(jīng)濟文匯, 2013, (2): 20-35.

[15]左翔, 李明. 環(huán)境污染與居民政治態(tài)度[J]. 經(jīng)濟學:季刊, 2016, 15(4): 1409-1438.

[16]Chen Y, Ebenstein A, Greenstone M,et al. Evidence on the impact of sustained exposure to air pollution on life expectancy from China’s Huai River policy[J]. Proceedings of the National Academy of Sciences, 2013, 110(32): 12936-12941.

[17]Crowe C W. Inflation, inequality, and social conflict[R]. IMF Working Paper No.06/158, 2006.

[18]Dinda S. Environmental Kuznets curve hypothesis: A survey[J]. Ecological Economics, 2004, 49(4): 431-455.

[19]Ebenstein A. The consequences of industrialization: Evidence from water pollution and digestive cancers in China[J]. Review of Economics and Statistics, 2012, 94(1): 186-201.

[20]Esteban J, Ray D. Linking conflict to inequality and polarization[J]. American Economic Review, 2011, 101(4): 1345-1374.

[21]Franzen A, Meyer R. Environmental attitudes in cross-national perspective: A multilevel analysis of the ISSP 1993 and 2000[J]. European Sociological Review, 2010, 26(2): 219-234.

[22]Franzen A, Vogl D. Acquiescence and the willingness to pay for environmental protection: A comparison of the ISSP, WVS, and EVS[J]. Social Science Quarterly, 2013, 94(3): 637-659.

[23]Grossman G M, Krueger A B. Environmental impacts of a North American free trade agreement[R]. NBER Working Paper No. w3914, 1991.

[24]Hamilton C. Consumerism, self-creation and prospects for a new ecological consciousness[J]. Journal of Cleaner Production, 2010, 18(6): 571-575.

[25]Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing, and inference[J]. Journal of Econometrics, 1999, 93(2): 345-368.

[26]Hendrix C S, Salehyan I. Climate change, rainfall, and social conflict in Africa[J]. Journal of Peace Research, 2012, 49(1): 35-50.

[27]Inglehart R F. Changing values among western publics from 1970 to 2006[J]. West European Politics, 2008, 31(1-2): 130-146.

[28]Liu X, Wang C, Shishime T, et al. Environmental activisms of firm’s neighboring residents: An empirical study in China[J]. Journal of Cleaner Production, 2010, 18(10): 1001-1008.

[29]Miguel E, Satyanath S, Sergenti E. Economic shocks and civil conflict: An instrumental variables approach[J]. Journal of Political Economy, 2004, 112(4): 725-753.

[30]Patel R B, Burkle F M. Rapid urbanization and the growing threat of violence and conflict: A 21st Century crisis[J]. Prehospital and Disaster Medicine, 2012, 27(2): 194-197.

[31]Schmidtz D. Natural enemies: An anatomy of environmental conflict[J]. Environmental Ethics, 2000, 22(4): 397-408.

[32]Selden T M, Song D. Environmental quality and development: Is there a Kuznets Curve for air pollution emissions?[J]. Journal of Environmental Economics & Management, 1994, 27(2): 147-162.

[33]Shen J. A simultaneous estimation of environmental Kuznets Curve: Evidence from China[J]. China Economic Review, 2006, 17(4): 383-394.

[34]Steinhardt H C, Wu F. In the name of the public: Environmental protest and the changing landscape of popular contention in China[J]. The China Journal, 2016, 75(1): 61-82.

Summary： In recent years, China’s economic development has been significantly improved, but at the same time, a large number of pollution emissions have also been produced, greatly destroying the ecological environment. Environmental conflicts caused by environmental pollution are constantly emerging in China, and gradually become one of the negative factors that affect social stability. Then, when economic development brings environmental pollution, does it also bring environmental conflicts as the byproduct? However, the empirical research on the relationship between economic development and environmental conflicts is still very scarce. On the one hand, economic development promotes the individuals’ income level, but also improves the individuals’ environmental preference and rights awareness, providing the conditions for environmental conflicts. On the other hand, as one of the main byproducts of economic development, environmental pollution mainly accounts for environmental conflicts. Economic development can indirectly bring out environmental conflicts by producing environmental pollution, but high-level economic development may also make the ecological environment gradually improved, thereby inhibiting environmental conflicts. Therefore, when examining the impact mechanism of economic development on environmental conflicts, it is necessary to distinguish the direct and indirect effects of economic development on environmental conflicts.

Through a two-stage regression model, this paper estimates the impact mechanism of economic development on environmental conflicts for the first time based on panel data of 30 provinces from 1998 to 2013. In the two-stage regression model, the first stage regression model is used to estimate the net effect of economic development on environmental pollution. By using the fitting value of environmental pollution in the first-stage regression, we estimate the direct impacts of economic development and environmental pollution on environmental conflicts in the second-stage regression after controlling legal environment, income inequality, urbanization and other factors affecting environmental conflicts. Then, we combine the estimation coefficients of the first-stage regression with the estimation coefficients of the second-stage regression to calculate the indirect effect of economic development on environmental conflicts. In addition, individuals’ environmental preference may have a diminishing marginal effect, so we further investigate the impacts of economic development at different levels on environmental conflicts by constructing a panel threshold regression model.

The results suggest that economic development has promoted the residents’ environmental preference and rights awareness, and also destroys the ecological environment, being the main causes of environmental conflicts. In this sense, environmental conflicts are the byproduct of economic development. But this does not mean that the environment conflicts will continue to grow as economic development improves. The indirect effects show further economic development can optimize the economic structure, improve production technology and then the environmental quality and thus have an inhibitory effect on environmental conflicts. Moreover, the results of testing the threshold model confirm that when the economic development level has reached a certain level, individuals’ environmental preference suffers from diminishing marginal effect. Therefore, environmental conflicts gradually decrease as the economy develops as a whole. The research of this paper is of great significance to the clarification of the relationship between economic development and environmental conflicts, effective prevention and control of environmental conflicts and the maintenance of social stability and sustainable development.

AreEnvironmentalConflictstheByproductofEconomicGrowth?EvidencefromProvincialPanelDataof1998-2013inChina

Tian Zhihua1, Tian Yanfang2

(1.InstituteofFinanceandEconomicsResearch,ShanghaiUniversityofFinanceandEconomics,Shanghai200433,China;2.SchoolofPoliticalScienceandPublicManagement,EastChinaUniversityofPoliticalScienceandLaw,Shanghai201620,China)

environmental conflict; environmental pollution; economic development; direct effect; threshold effect

F205；F062.6

A

1001-9952(2017)11-0098-15

10.16538/j.cnki.jfe.2017.11.008

2017-02-10

上海市哲學社會科學規(guī)劃課題(2017BZZ002)；上海財經(jīng)大學研究生創(chuàng)新基金項目(CXJJ-2017-450)

田志華(1991-)，男，河南鶴壁人，上海財經(jīng)大學城市與區(qū)域科學學院/財經(jīng)研究所博士研究生；田艷芳(1981-)，女，河南鶴壁人，華東政法大學政治學與公共管理學院副教授。

(責任編輯 許 柏)