程 博，何 磊，阮丞華

(1.云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，云南 昆明 650221;2.浙江農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州 311300)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、制度環(huán)境與大氣污染
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)*

程 博1，何 磊2，阮丞華2

(1.云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，云南 昆明 650221;2.浙江農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州 311300)

本文基于2002—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)大氣污染的影響，并考察了制度環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)大氣污染呈倒“U”形關(guān)系；公眾參與治理和環(huán)境規(guī)制負(fù)向調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染排放之間的關(guān)系。本文研究豐富了大氣污染排放、環(huán)境治理方面的研究成果，這為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)時(shí)期改變政府激勵(lì)方向和激勵(lì)方式，為地區(qū)環(huán)境治理、政府環(huán)境績(jī)效審計(jì)及其問(wèn)責(zé)等方面指定政策提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；大氣污染；公眾參與治理；環(huán)境規(guī)制；二氧化硫排放

引言

中國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)過(guò)數(shù)十年波瀾壯闊的增長(zhǎng)，已成為僅次于美國(guó)的世界第二大經(jīng)濟(jì)體。但不可否認(rèn)的是，科學(xué)技術(shù)和工業(yè)化的迅速發(fā)展使人類(lèi)物質(zhì)生活水平得到了極大提高，人類(lèi)活動(dòng)對(duì)環(huán)境的影響越來(lái)越大，一些地區(qū)片面追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在很大程度上是以犧牲環(huán)境和資源為代價(jià)的，尤其是工業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)導(dǎo)致大氣污染嚴(yán)重(李明輝等，2011)[1]。全球氣候持續(xù)變暖嚴(yán)重威脅到人類(lèi)的生存和發(fā)展，引起國(guó)際社會(huì)的廣泛關(guān)注，1997年《京都議定書(shū)》和2009年哥本哈根氣候談判會(huì)議分別對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的氣體排放量進(jìn)行了限制(牛叔文等，2010)[2]。隨著全球變暖的日益嚴(yán)重，大氣污染排放和治理已成為各國(guó)關(guān)注的焦點(diǎn)問(wèn)題，中國(guó)也不例外。十八大報(bào)告指出：“面對(duì)資源約束趨緊、環(huán)境污染嚴(yán)重、生態(tài)系統(tǒng)退化的嚴(yán)峻形勢(shì)……，必須加大自然生態(tài)系統(tǒng)和環(huán)境保護(hù)力度……，以解決損害群眾健康突出環(huán)境問(wèn)題為重點(diǎn)，強(qiáng)化水、大氣、土壤等污染防治?！?/p>

近年來(lái)，我國(guó)部分城市的空氣質(zhì)量有所改善，但總體情況并不理想，以二氧化硫、氮氧化物、可吸入顆粒物為特征的傳統(tǒng)煤煙型污染依然嚴(yán)重，臭氧和顆粒物細(xì)粒子等二次污染問(wèn)題又接踵而至，導(dǎo)致臭氧層破壞、酸雨、淡水資源缺乏、水污染、生物多樣性喪失、極端性氣候變化頻發(fā)等不利后果，造成人類(lèi)的生活和生存環(huán)境日益惡化(李荔等，2010)[3]。大氣污染涵蓋面很廣，如二氧化硫(SO2)、二氧化碳(CO2)等排放物，但二氧化硫是現(xiàn)階段控制的主要大氣污染物，它是酸雨的主要前體物，經(jīng)化學(xué)轉(zhuǎn)化形成硫酸鹽還會(huì)引起區(qū)域范圍的PM2.5污染。而且，二氧化硫極易溶于水，其危害不易轉(zhuǎn)移，后果由排放國(guó)自己承擔(dān)(張昭利和周亞虹，2012)[4]。如何減少二氧化硫污染對(duì)世界各國(guó)來(lái)說(shuō)，其重要性不言而喻。對(duì)中國(guó)來(lái)說(shuō)，一些地區(qū)片面追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得環(huán)境遭受了不同程度的破壞。因此，如何處理和協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間的關(guān)系，已成為當(dāng)前中國(guó)需要急切解決的一個(gè)重大問(wèn)題。

空氣中排放的二氧化硫危害性大，對(duì)人體健康和動(dòng)植物都有嚴(yán)重危害并且會(huì)腐蝕建筑物，破壞生態(tài)環(huán)境，由此受到了理論界的重視和關(guān)注，相關(guān)文獻(xiàn)大量涌現(xiàn)。如何潔(2010)發(fā)現(xiàn)工業(yè)化進(jìn)程催生了我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，改革開(kāi)放和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上的成功似乎附帶著明顯的污染問(wèn)題，環(huán)境質(zhì)量的惡化隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貿(mào)易自由化而加劇，然而并沒(méi)有以同樣的速度與經(jīng)濟(jì)指標(biāo)共同增長(zhǎng)[5]。沈利生和唐志(2008)實(shí)證分析了2002—2006年對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)二氧化硫排放的影響，認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易對(duì)減少我國(guó)的二氧化硫排放是有利的，可以通過(guò)改變出口產(chǎn)品和進(jìn)口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)，降低二氧化硫污染排放[6]。馬曉鈺等(2012)運(yùn)用靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證發(fā)現(xiàn)人均收入與人均二氧化硫排放量之間呈倒“U”形關(guān)系，技術(shù)進(jìn)步會(huì)抑制二氧化硫排放[7]。王德發(fā)(2006)分析了征收能源稅的必要性和重要性，認(rèn)為通過(guò)征收能源稅可以有效地保護(hù)環(huán)境與資源[8]；馬士國(guó)(2008)分析了征收硫稅對(duì)我國(guó)二氧化硫排放和能源消費(fèi)的影響，認(rèn)為征收硫稅不僅能達(dá)到二氧化硫減排的目的，而且對(duì)GDP沒(méi)有產(chǎn)生過(guò)大的負(fù)面影響[9]。王兵等(2010)研究發(fā)現(xiàn)能源的過(guò)多使用以及二氧化硫、化學(xué)需氧量的過(guò)度排放是環(huán)境無(wú)效率的主要來(lái)源[10]。以上文獻(xiàn)較少涉及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與二氧化硫排放之間的關(guān)系以及何種機(jī)制導(dǎo)致這種現(xiàn)象的存在。而在已有文獻(xiàn)中，關(guān)于二氧化碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系等方面研究則較多(如：Getzner，2003[11]；Duro and Padilla，2006[12]； Galeotti et al.，2006[13]；Martin and Wanger，2008[14]；蔡昉等，2008[15]；陳詩(shī)一，2009[16]；林伯強(qiáng)和蔣竺均，2009[17]；張友國(guó)，2010[18]；徐承紅、李標(biāo)，2012[19]；鄭麗琳、朱啟貴，2012[20]；等)。

制度是人為設(shè)計(jì)出來(lái)的，包括規(guī)制性、規(guī)范性和文化認(rèn)知符號(hào)系統(tǒng)，以此來(lái)約束人們的互動(dòng)關(guān)系。制度是一個(gè)博弈規(guī)則，交易費(fèi)用是制度形成的基礎(chǔ)，制度安排影響市場(chǎng)交易成本，它對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是毋庸置疑的，不同經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期績(jī)效差異從根本上會(huì)受到制度演化方式的影響(諾思，2008)[21]。已有研究表明，公眾參與環(huán)境治理對(duì)于碳減排起積極作用(張翼、盧現(xiàn)祥，2011)[22]，正式和非正式的環(huán)境管制作為外在的約束力量，一定程度上可以抑制大氣污染排放(鐘娟和魏彥杰，2011)[23]。值得注意的是，大氣中的二氧化碳排放通常不會(huì)立即造成危害，而且其危害是長(zhǎng)期的，其后果由全人類(lèi)共同承擔(dān)。相比二氧化碳而言，二氧化硫?qū)θ祟?lèi)的危害要大得多。面對(duì)資源約束趨緊、環(huán)境污染嚴(yán)重、生態(tài)系統(tǒng)退化的嚴(yán)峻形勢(shì)，環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的矛盾日益尖銳，已成為制約中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的突出問(wèn)題。因此，本文選擇地區(qū)二氧化硫排放量作為切入點(diǎn)，試圖回答兩個(gè)問(wèn)題：一是考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和大氣污染之間的關(guān)系；二是從制度環(huán)境視角出發(fā)，考察公眾參與治理和環(huán)境規(guī)制如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和大氣污染之間的關(guān)系。

本文主要的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：第一，已有的研究文獻(xiàn)大多都在探討二氧化硫排放和FDI、對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系，考察對(duì)外貿(mào)易對(duì)二氧化硫排放的影響，較少涉及制度環(huán)境、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與二氧化硫排放的關(guān)系研究，事實(shí)上，制度環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與二氧化硫排放之間的關(guān)系會(huì)產(chǎn)生較大的影響。第二，本文基于制度環(huán)境出發(fā)，考察了公眾參與治理和環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與二氧化硫排放關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，這不僅進(jìn)一步厘清了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與二氧化硫排放之間的關(guān)系，而且有助于我們理解不同的治理機(jī)制對(duì)大氣污染治理的作用。第三，豐富了二氧化硫排放、環(huán)境治理方面的研究成果，這為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)時(shí)期改變政府激勵(lì)方向和激勵(lì)方式，為地區(qū)環(huán)境治理、政府環(huán)境績(jī)效審計(jì)等方面制定政策提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文余下部分安排如下：第一部分是理論分析與研究假說(shuō)；第二部分是計(jì)量模型、主要變量和數(shù)據(jù)；第三部分是檢驗(yàn)結(jié)果與分析；最后一部分是結(jié)論與建議。

一、理論分析與研究假說(shuō)

長(zhǎng)期以來(lái)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。自Grossman and Krueger(1991)提出關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境影響的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)(EKC)假說(shuō)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染程度呈倒“U”形關(guān)系，當(dāng)人均GDP處于較低水平時(shí)，大氣污染物排放處于集中增長(zhǎng)階段，但當(dāng)人均GDP處于較高水平時(shí)，大氣污染物排放處于下降階段。換言之，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，大氣污染物排放量呈現(xiàn)先上升再下降的倒“U”形[24]。隨后，很多學(xué)者檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與各種環(huán)境污染之間的關(guān)系，尤其是在碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的倒“U”形關(guān)系得到了實(shí)證支持(如：Roberts and Grimes，1997[25]；Dinda，2005[26]；Verbeke and Clercq，2006[27]；林伯強(qiáng)和蔣竺均，2009[17]；吳振信等，2012[28])。Seldom and Song(1994)對(duì)懸浮顆粒物、二氧化硫、氮氧化物和一氧化碳與人均GDP之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，也發(fā)現(xiàn)這四種污染物與人均GDP之間均存在倒“U”形關(guān)系[29]。但也有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與某些大氣污染物之間倒“U”形曲線(xiàn)關(guān)系并不穩(wěn)定，將隨樣本選擇的國(guó)家、城市和時(shí)間的不同而發(fā)生變化(Harbaugh et al.，2002)[30]；Shafik(1994)和Perman and Stern(2003)也發(fā)現(xiàn)大氣污染物排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系不符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)(EKC)關(guān)系，而可能是線(xiàn)性或非倒“U”型關(guān)系[31-32]。

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展釋放了前所未有的活力，創(chuàng)造了數(shù)十年波瀾壯闊的增長(zhǎng)，但在高增長(zhǎng)的背后，也存在著“高污染、高能耗、高投入”粗放式的現(xiàn)象，為此付出的代價(jià)也是巨大的(李揚(yáng)，2013)[33]。自2005年以來(lái)，吉林松花江重大水污染、廣東北江鎘污染、江蘇無(wú)錫太湖藍(lán)藻暴發(fā)、云南陽(yáng)宗海砷污染等一系列重大污染事件發(fā)生，中國(guó)進(jìn)入環(huán)境污染事故高發(fā)期。2005年12月，國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀(guān)加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)的決定》(簡(jiǎn)稱(chēng)《決定》)，《決定》明確了“以人為本、環(huán)保為民”的環(huán)保宗旨，成為指導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的綱領(lǐng)性文件。2006年4月，國(guó)務(wù)院召開(kāi)第六次全國(guó)環(huán)保大會(huì)提出“三個(gè)轉(zhuǎn)變”的重要戰(zhàn)略思想，開(kāi)啟以保護(hù)環(huán)境優(yōu)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新篇章。十七大把生態(tài)文明建設(shè)作為一項(xiàng)戰(zhàn)略任務(wù)和全面建設(shè)小康社會(huì)新目標(biāo)明確下來(lái)，十八大再次明確要求加大自然生態(tài)系統(tǒng)和環(huán)境保護(hù)力度。這一系列舉措使社會(huì)公眾看到了政府愿意承擔(dān)責(zé)任的勇氣和信心以及政府在環(huán)境治理上的戰(zhàn)略思想，這對(duì)大氣污染物減排和保護(hù)生態(tài)環(huán)境必將產(chǎn)生積極意義。對(duì)于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)時(shí)期的中國(guó)，要徹底摒棄粗放式的增長(zhǎng)模式，轉(zhuǎn)向集約式的增長(zhǎng)模式，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。環(huán)境保護(hù)意識(shí)的加強(qiáng)和政府環(huán)境管制的一系列法規(guī)制度的出臺(tái)，使得工業(yè)經(jīng)濟(jì)不斷調(diào)整生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)以實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。因此，我們預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)二氧化硫排放之間是一種先上升而后下降的倒“U”形關(guān)系。

基于上述分析，本文提出以下假說(shuō)：

假說(shuō)1：在控制其他變量不變的情況下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)二氧化硫排放量呈倒“U”形關(guān)系。

面對(duì)日益嚴(yán)峻的環(huán)境問(wèn)題，僅靠技術(shù)手段無(wú)法徹底解決環(huán)境，這必然導(dǎo)致“技術(shù)神話(huà)論”破滅。事實(shí)上，環(huán)境問(wèn)題本質(zhì)上是社會(huì)問(wèn)題，個(gè)體的環(huán)境偏好和利益訴求的異質(zhì)性引起了各種矛盾和沖突的出現(xiàn)，而公眾參與環(huán)境的治理機(jī)制是社會(huì)性?xún)?nèi)在要求，通過(guò)統(tǒng)一利益訴求的渠道和整合利益訴求的表達(dá)方式，最終化解沖突和矛盾，代表公共利益，才能有效解決環(huán)境問(wèn)題(晉海，2006)[34]。那么，公眾參與治理如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間的關(guān)系呢？根植于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染的關(guān)系，本文認(rèn)為公眾參與治理至少?gòu)囊韵聝蓚€(gè)方面影響兩者之間的關(guān)系。首先，公眾參與治理是一種制度安排，環(huán)境公眾參與制度指的是公眾或其代表根據(jù)國(guó)家制定的相關(guān)環(huán)境法律法規(guī)賦予的權(quán)利、義務(wù)參與各項(xiàng)保護(hù)環(huán)境活動(dòng)的制度。我國(guó)的《環(huán)境保護(hù)法》《環(huán)境影響評(píng)價(jià)法》《公眾參與環(huán)境保護(hù)辦法》《環(huán)境影響評(píng)價(jià)公眾參與暫行管理辦法》等相關(guān)規(guī)定賦予了公眾參與環(huán)境治理的權(quán)利，這不僅從制度上保證了公眾參與治理主體資格，而且也明確公眾參與保護(hù)環(huán)境的義務(wù)。制度作為一種影響經(jīng)濟(jì)行為的外生變量，必將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。其次，由于空氣流動(dòng)性強(qiáng)，與其他環(huán)境要素相比，污染的范圍更廣，公共性更強(qiáng)，并且與公眾的生活息息相關(guān)，從而使得公眾有意愿參與環(huán)境治理(卓光俊、楊天紅，2011)[35]。公眾參與對(duì)政府環(huán)境管理起到監(jiān)督的作用，對(duì)政府工作形成壓力，督促政府環(huán)境決策、環(huán)境立法、環(huán)境執(zhí)法等；同時(shí)，環(huán)境是典型的公共物品，環(huán)境的消費(fèi)具有非競(jìng)爭(zhēng)性和非排他性的特征。公眾是大氣污染的承受者，使得公眾有意愿參與環(huán)境治理。

綜上所述，公眾參與治理影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染兩者關(guān)系取決于公眾參與治理的主體資格和意愿兩個(gè)因素。一方面，相關(guān)法規(guī)確保公眾參與的主體資格和明確了公眾參與環(huán)境治理的義務(wù)；另一方面，公眾作為大氣污染的承受者，也有意愿去參與環(huán)境治理，改善生態(tài)環(huán)境。制度是一種具有激勵(lì)與約束功能的行為規(guī)范，它提供給人們的是利益選擇。毋庸置疑，公眾參與這一制度安排，可以監(jiān)督和督促政府部門(mén)在經(jīng)濟(jì)建設(shè)時(shí)注重環(huán)境保護(hù)，不能以犧牲環(huán)境和資源為代價(jià)而片面追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，需要權(quán)衡經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間的關(guān)系，減少空氣污染物的排放，大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)以實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

基于上述分析，本文提出以下假說(shuō)：

假說(shuō)2：在控制其他變量不變的情況下，公眾參與治理負(fù)向調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)二氧化硫排放量之間的關(guān)系。

如前所述，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與二氧化硫之間呈倒“U”形關(guān)系，這一關(guān)系還可能受制于環(huán)境規(guī)制的影響。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的加快，推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，不難看出制度創(chuàng)新所展現(xiàn)的成就，同時(shí)也會(huì)認(rèn)識(shí)到制度環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束。如果缺少環(huán)境規(guī)制約束，環(huán)境消費(fèi)將會(huì)產(chǎn)生過(guò)度消費(fèi)問(wèn)題，因而，要提高能源效率和減少污染排放需要政府實(shí)施積極的環(huán)境管制政策(李樹(shù)、陳剛，2013)[36]。同時(shí)，我國(guó)的節(jié)能減排受到國(guó)際社會(huì)的壓力，地方政府又受到中央政府的強(qiáng)制性要求，對(duì)中央政府來(lái)說(shuō)，改變激勵(lì)導(dǎo)向和方式并制定相應(yīng)的規(guī)制，是一個(gè)與決心有關(guān)的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)過(guò)程，對(duì)地方政府來(lái)說(shuō)，轉(zhuǎn)變政府職能，從一味追求GDP而轉(zhuǎn)向可持續(xù)增長(zhǎng)，是一個(gè)與激勵(lì)相關(guān)的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)行為(蔡昉等，2008)[15]?，F(xiàn)階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的能源需求剛性說(shuō)明，強(qiáng)制性二氧化硫減排必將以犧牲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城市化進(jìn)程為代價(jià)，但減慢二氧化硫排放的增長(zhǎng)卻是可能的(林伯強(qiáng)、蔣竺均，2009)[17]。

近年來(lái)，我國(guó)實(shí)施了一系列嚴(yán)厲的環(huán)境管制政策，如頒布了傳統(tǒng)制造業(yè)更高的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)、環(huán)境保護(hù)的規(guī)定和辦法等，這些環(huán)境管制措施必將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。隨著政府環(huán)境管制和保護(hù)意愿增強(qiáng)，政府利用經(jīng)濟(jì)手段(如稅收和財(cái)政補(bǔ)貼等)以及行政手段對(duì)法治及市場(chǎng)機(jī)制干預(yù)，來(lái)影響地區(qū)二氧化硫等大氣污染物排放。面對(duì)外部制度壓力和要求，地區(qū)二氧化硫等大氣污染物排放量將會(huì)呈下降趨勢(shì)。倘若制度安排不合理，政策制定不合理，或是政府對(duì)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境管制的不合理干擾，松散的法律結(jié)構(gòu)等都可能引發(fā)尋租行為甚至政府變質(zhì)，也就是說(shuō)，制度不到位和管理水平低下引起的尋租現(xiàn)象和政府變質(zhì)引發(fā)了自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)相關(guān)(胡援成、肖德勇，2007)[37]。因此，我們預(yù)期，環(huán)境規(guī)制較多、制度越完善的地區(qū)，市場(chǎng)秩序越好，環(huán)境保護(hù)觀(guān)念和意識(shí)越強(qiáng)，在追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，也會(huì)加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)和治理，降低二氧化硫等污染物的排放；反之，在環(huán)境規(guī)制較少、制度不夠完善的地區(qū)，為尋求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，可能忽視環(huán)境保護(hù)和治理，以犧牲環(huán)境和資源為代價(jià)，從而增加二氧化硫等大氣污染物的排放。

基于上述分析，本文提出以下假說(shuō)：

假說(shuō)3：在控制其他變量不變的情況下，環(huán)境規(guī)制負(fù)向調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)二氧化硫排放量之間的關(guān)系。

二、計(jì)量模型、主要變量和數(shù)據(jù)

本文選取2002—2012年的全國(guó)31個(gè)省份的省級(jí)面板二氧化硫排放數(shù)據(jù)，來(lái)驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)大氣污染的影響以及制度環(huán)境對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建計(jì)量模型如下：

(1)

(2)

其中，下標(biāo)i(i=1，2，…，31)和t(t=2001，2002，…，2011)分別代表第i個(gè)省份和第t年，ζ代表誤差項(xiàng)。在回歸中，為盡可能降低同期所致的內(nèi)生性，所有自變量均滯后一期，即因變量的數(shù)據(jù)取自 2002—2012年，而自變量的數(shù)據(jù)取自2001—2011年。模型中的被解釋變量為L(zhǎng)nso2代表地區(qū)大氣污染情況，以地區(qū)二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量；Lngdp代表地區(qū)GDP，為考察GDP與二氧化硫排放可能存在非線(xiàn)性關(guān)系，在模型中加入了平方項(xiàng)Lngdp2；VB和ELR分別代表地區(qū)公眾參與治理和環(huán)境規(guī)制，前者以地區(qū)環(huán)境信訪(fǎng)來(lái)訪(fǎng)批次來(lái)衡量，后者以地區(qū)環(huán)境法律法規(guī)數(shù)量來(lái)衡量。為了檢驗(yàn)交互效應(yīng)，在模型(1)中加入了公眾參與治理與GDP的交乘項(xiàng)，在模型(2)中加入了環(huán)境規(guī)制與GDP的交乘項(xiàng)。此外，本文在模型中控制了地區(qū)人口總數(shù)(Lnp)、地區(qū)財(cái)政一般預(yù)算支出(Lnfiscal)和年份(Year)。

為消除異方差和直接獲得對(duì)解釋變量的彈性，對(duì)二氧化硫排放量、GDP、人口總數(shù)和地區(qū)財(cái)政一般預(yù)算支出等變量做自然對(duì)數(shù)處理。模型中的二氧化硫排放量、GDP、地區(qū)人口總數(shù)數(shù)據(jù)、地區(qū)財(cái)政一般預(yù)算支出、公眾參與治理和環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境年鑒》，政府管制數(shù)據(jù)采用樊綱等編制的市場(chǎng)化指數(shù)(樊綱等，2011)[38]。模型中變量具體操作性定義如表1所示。

表1 變量操作性定義

三、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

圖1提供了2002—2012年全國(guó)二氧化硫排放量的趨勢(shì)情況，2002年最低為1 876.4萬(wàn)噸，2006年最高為2 586.8萬(wàn)噸，整體來(lái)看，先上升后下降的趨勢(shì)。表2提供了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2結(jié)果可知，2002—2012年中二氧化硫排放量最大值為5.211(2005年山東省二氧化硫排放量)，最小值為-2.035(2003年西藏二氧化硫排放量)，樣本均值為3.870，各地二氧化硫排放量差異明顯。Lngdp均值為8.618，最大值為10.830，最小值為5.354，標(biāo)準(zhǔn)差為1.139，說(shuō)明各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，存在一定程度的差異。公眾參與治理(VB)的均值為7.010，最大值為9.044，最小值為2.213，也存在一定程度的差異。環(huán)境規(guī)制(ELR)的均值為0.398，最大值為1.881，最小值為0.000，標(biāo)準(zhǔn)差為0.497，各地區(qū)環(huán)境規(guī)制差異明顯。同時(shí)也可以看到，其他變量也存在一定程度的差異。

圖1 二氧化硫排放量趨勢(shì)

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值分位數(shù)P25P50P75最大值Lnso238701330-20353645414947185211Lnso2p-43591009-7932-4533-4226-3758-2777Lngdp86181139535479578748941310830Lngdp275560189002867063310765208861011740VB7010143722136418737880229044ELR0398049700000000000006931881EL89591474396383929204997711560AL79761544309173918270899310810Gov74022314-466064457805881510650Lnp8059087056097726822887089231Lnfiscal6886094745976245688176708756

(二)模型回歸結(jié)果

表3報(bào)告了模型Ⅰ的回歸結(jié)果，列(1)—(6)的擬合F值或WaldChi2顯著(p<0.01)，回歸模型整體均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，模型的擬合優(yōu)度均在0.261以上，說(shuō)明模型的解釋力較強(qiáng)。列(1)—(2)為基本模型，包含了調(diào)節(jié)變量和控制變量；列(3)—(4)包含了解釋變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量；列(5)—(6)則進(jìn)一步包含了調(diào)節(jié)變量的交互作用。列(3)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在控制其他變量不變的情況下，Lngdp的系數(shù)(beta=1.406)為正且在1%的顯著性水平上顯著，Lngdp2的系數(shù)(beta=-0.096)為負(fù)且在1%的顯著性水平上顯著，并且在列(4)—(6)的檢驗(yàn)中依舊穩(wěn)健，表明GDP對(duì)地區(qū)二氧化硫排放的影響是非線(xiàn)性的，而是呈倒“U”形關(guān)系，即隨著GDP增長(zhǎng)，地區(qū)二氧化硫排放量逐步增加，當(dāng)增加到一定程度時(shí)，地區(qū)二氧化硫排放量又開(kāi)始下降，本文研究假說(shuō)1得到了驗(yàn)證。列(5)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在控制其他變量不變的情況下，交互項(xiàng)(VB×Lngdp)與二氧化硫排放(Lnso2)是顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(beta=-0.224，p<0.01)，交互項(xiàng)(VB×Lngdp2)與二氧化硫排放(Lnso2)是顯著的正相關(guān)關(guān)系(beta=0.016，p<0.01)，并且在列(6)的檢驗(yàn)中依舊穩(wěn)健，回歸檢驗(yàn)結(jié)果支持研究假說(shuō)2，這表明公眾參與治理對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

表3 模型Ⅰ回歸結(jié)果

注：(1)被解釋變量為二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)為固定效應(yīng)模型回歸，列(2)(4)和(6)為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，p<0.01，因而總體上顯著地拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型；(3)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。

表4報(bào)告了模型Ⅱ的回歸結(jié)果，列(1)—(6)的擬合F值或WaldChi2顯著(p<0.01)，回歸模型整體均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，模型的擬合優(yōu)度均在0.257以上，說(shuō)明模型的解釋力較強(qiáng)。列(1)—(2)為基本模型，包含了調(diào)節(jié)變量和控制變量；列(3)—(4)包含了解釋變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量；列(5)—(6)則進(jìn)一步包含了調(diào)節(jié)變量的交互作用。列(3)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在控制其他變量不變的情況下，Lngdp的系數(shù)(beta=1.360)為正且在1%的顯著性水平上顯著，Lngdp2系數(shù)(beta=-0.095)為負(fù)且在1%的顯著性水平上顯著，并且在列(4)—(6)的檢驗(yàn)中未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，再次表明GDP對(duì)地區(qū)二氧化硫排放的影響是非線(xiàn)性的，而是呈倒“U”形關(guān)系，即隨著GDP增長(zhǎng)，地區(qū)二氧化硫排放量逐步增加，當(dāng)增加到一定程度時(shí)，地區(qū)二氧化硫排放量又開(kāi)始下降，本文研究假說(shuō)1進(jìn)一步得到了驗(yàn)證。列(5)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在控制其他變量不變的情況下，交互項(xiàng)(ELR×Lngdp)與二氧化硫排放(Lnso2)是顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(beta=-0.492，p<0.05)，交互項(xiàng)(ELR×Lngdp2)與二氧化硫排放(Lnso2)是顯著的正相關(guān)關(guān)系(beta=0.030，p<0.05)，并且在列(6)的檢驗(yàn)中依舊穩(wěn)健，回歸檢驗(yàn)結(jié)果支持研究假說(shuō)3，這表明環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

表4 模型Ⅱ回歸結(jié)果

注：(1)被解釋變量為二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)為固定效應(yīng)模型回歸，列(2)(4)和(6)為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，p<0.01，因而總體上顯著地拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型；(3)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保上述回歸結(jié)果的可靠性，本文從如下幾個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，更換公眾參與治理的測(cè)量方式進(jìn)行了檢驗(yàn)。采用《中國(guó)環(huán)境年鑒》中的環(huán)境來(lái)信總數(shù)(EL)和大氣污染來(lái)信總數(shù)(AL)的自然對(duì)數(shù)作為公眾參與治理的代理變量，對(duì)計(jì)量模型I進(jìn)行了回歸(回歸結(jié)果如表5和表6所示)，檢驗(yàn)結(jié)果仍然支持了本文研究假說(shuō)1和2。

表5 公眾參與治理替代變量(EL)的回歸結(jié)果

注：(1)被解釋變量為二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)為固定效應(yīng)模型回歸，列(2)(4)和(6)為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，p<0.01，因而總體上顯著地拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型；(3)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。

表6 公眾參與治理替代變量(AL)的回歸結(jié)果

注：(1)被解釋變量為二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)為固定效應(yīng)模型回歸，列(2)(4)和(6)為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，p<0.01，因而總體上顯著地拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型；(3)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。

其次，更換環(huán)境管制的測(cè)量方式進(jìn)行了檢驗(yàn)。環(huán)境是典型的公共物品，如果缺少政府的干預(yù)，環(huán)境消費(fèi)將會(huì)產(chǎn)生過(guò)度消費(fèi)問(wèn)題，要提高能源效率和減少污染排放需要政府實(shí)施積極的環(huán)境管制政策，我們以樊綱等人(2011年)編制的市場(chǎng)化指數(shù)中政府管制指數(shù)作為環(huán)境管制的代理變量，對(duì)計(jì)量模型Ⅱ進(jìn)行了重新檢驗(yàn)(回歸結(jié)果如表7和表8所示)，檢驗(yàn)結(jié)果與前文結(jié)果基本一致，本文研究假說(shuō)1和3再次得到驗(yàn)證。

表7 環(huán)境管制替代變量(Gov)的回歸結(jié)果

注：(1)被解釋變量為二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)為固定效應(yīng)模型回歸，列(2)(4)和(6)為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，p<0.01，因而總體上顯著地拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型；(3)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值；(4)Gov采用樊綱等編制的市場(chǎng)化指數(shù)中政府干預(yù)指數(shù)，Gov是一個(gè)反向指標(biāo)，數(shù)值越小表示政府干預(yù)程度越高。

表8 環(huán)境管制替代變量(Gov_dum)的回歸結(jié)果

注：(1)被解釋變量為二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)為固定效應(yīng)模型回歸，列(2)(4)和(6)為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，p<0.01，因而總體上顯著地拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型；(3)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值；(4)Gov_dum采用樊綱等編制的市場(chǎng)化指數(shù)中政府干預(yù)指數(shù)，定義所在省份政府干預(yù)指數(shù)高于年度政府干預(yù)指數(shù)中位數(shù)時(shí)取1，否則為0。

再次，更換大氣污染的測(cè)量方式進(jìn)行了檢驗(yàn)。我們采用人均二氧化硫排放量(Lnso2p)作為大氣污染的代理變量，重新對(duì)計(jì)量模型Ⅰ和Ⅱ進(jìn)行檢驗(yàn)(回歸結(jié)果如表9和表10所示)，檢驗(yàn)結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，結(jié)果依然穩(wěn)健，再次驗(yàn)證了本文三個(gè)研究假說(shuō)。

表9 模型Ⅰ回歸結(jié)果

注：(1)被解釋變量為人均二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)(Lnso2p)；(2)列(1)(3)和(5)為固定效應(yīng)模型回歸，列(2)(4)和(6)為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，p<0.01，因而總體上顯著地拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型；(3)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。

表10 模型Ⅱ回歸結(jié)果

注：(1)被解釋變量為人均二氧化硫排放量的自然對(duì)數(shù)(Lnso2p)；(2)列(1)(3)和(5)為固定效應(yīng)模型回歸，列(2)(4)和(6)為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，p<0.01，因而總體上顯著地拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型；(3)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。

最后，前文對(duì)計(jì)量模型Ⅰ和模型Ⅱ進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)，雖然檢驗(yàn)結(jié)果具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但是我們對(duì)前文的研究結(jié)論仍需要保持謹(jǐn)慎。一方面，固定效應(yīng)模型只能解決不隨時(shí)間變化的遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，所以無(wú)法根據(jù)上述結(jié)果做簡(jiǎn)單推定；另一方面，面板數(shù)據(jù)經(jīng)常存在自相關(guān)問(wèn)題，本研究的樣本僅包含341個(gè)觀(guān)測(cè)值的小樣本，因而無(wú)法確保估計(jì)結(jié)論的無(wú)偏性(沈鐵蕾，2013)[39]。為此，本文使用Lngdp、Lngdp2、VB和ELR的滯后2—4期的滯后項(xiàng)和東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)作為工具變量替代Lngdp、Lngdp2、VB和ELR，并采用兩階段最小二乘法(2SLS)就經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)大氣污染的影響進(jìn)行拓展性檢驗(yàn)，以解決變量?jī)?nèi)生性和面板數(shù)據(jù)自相關(guān)問(wèn)題。

表11報(bào)告了使用工具變量2SLS模型回歸結(jié)果，列(1)—(2)的被解釋變量是Lnso2，列(3)—(4)的被解釋變量是Lnso2p，列(1)—(4)的Wald的檢驗(yàn)表明，回歸模型整體通過(guò)顯著性(p<0.01)檢驗(yàn)。由列(1)—(4)的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在控制其他變量不變的情況下，Lngdp的系數(shù)為正且顯著(p<0.01)，Lngdp2系數(shù)為負(fù)且顯著(p<0.01)，再次驗(yàn)證了之前結(jié)論，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染之間呈倒“U”形關(guān)系。總體來(lái)看，考慮內(nèi)生問(wèn)題之后，前文的回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

表11 2SLS模型回歸結(jié)果

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值；(2)所選工具變量為L(zhǎng)ngdp、Lngdp2、VB和ELR的滯后2—4期的滯后項(xiàng)和東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)。

此外，本文對(duì)主要變量的觀(guān)測(cè)值進(jìn)行5%、10%水平上縮尾(Winsorize)后重新檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果無(wú)顯著差異；將樣本分為東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)分別進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)論也不受影響。通過(guò)上述不同方法的調(diào)整與檢驗(yàn)，結(jié)果未發(fā)生顯著變化，因此本文的實(shí)證結(jié)果與分析是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論及建議

本文以2002—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)和地區(qū)二氧化硫排放量作為切入點(diǎn)，考察了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)大氣污染的影響，以及這種影響如何因公眾參與治理和環(huán)境管制的不同而發(fā)生改變。研究發(fā)現(xiàn)：(1)地區(qū)二氧化硫排放量隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)先上升再下降的倒“U”形關(guān)系，這不僅體現(xiàn)了轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，而且這也體現(xiàn)了政府愿意承擔(dān)環(huán)境保護(hù)責(zé)任的勇氣和信心。(2)公眾參與環(huán)境治理是社會(huì)性?xún)?nèi)在要求，公眾參與有益于大氣污染防治，可以監(jiān)督和督促政府部門(mén)從重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)輕環(huán)境保護(hù)轉(zhuǎn)變?yōu)楸Ｗo(hù)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并重，做好節(jié)能減排工作，大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)以實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，從而負(fù)向調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染兩者之間的關(guān)系。(3)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)大氣污染之間的關(guān)系受制于環(huán)境規(guī)制的影響，隨著政府環(huán)境管制和保護(hù)意愿的增強(qiáng)，政府可以通過(guò)法制、行政、經(jīng)濟(jì)手段及市場(chǎng)機(jī)制干預(yù)等負(fù)向調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)二氧化硫排放兩者之間的關(guān)系。

本文拓展了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與大氣污染關(guān)系的研究思路，具有一定的理論意義與實(shí)踐價(jià)值。(1)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，調(diào)整能源結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提高技術(shù)水平和自主創(chuàng)新能力，逐漸淘汰高能耗、高排放的產(chǎn)業(yè)，鼓勵(lì)投資綠色環(huán)保產(chǎn)業(yè)，從而減少二氧化硫等大氣污染物的排放；(2)我國(guó)工業(yè)的高增長(zhǎng)是以高能耗和高排放為代價(jià)的，只有通過(guò)健全和完善環(huán)境管制制度和激勵(lì)機(jī)制，引導(dǎo)能源的合理消費(fèi)和提高效率，才是減排的重要路徑。政府通過(guò)環(huán)境管制手段不僅可以引導(dǎo)企業(yè)關(guān)心資源的使用，而且給企業(yè)施加了技術(shù)創(chuàng)新的壓力。(3)加強(qiáng)新能源和可再生能源產(chǎn)業(yè)技術(shù)的研發(fā)，一方面通過(guò)政府這只“看得見(jiàn)的手”來(lái)管制、扶持新能源，另一方面，通過(guò)市場(chǎng)“看不見(jiàn)的手”來(lái)激勵(lì)和資源重新配置，盡可能減少二氧化硫等大氣污染物的排放。(4)加快政府管理創(chuàng)新，營(yíng)造良好制度環(huán)境，建立和健全政府環(huán)境績(jī)效審計(jì)及其問(wèn)責(zé)機(jī)制，鼓勵(lì)社會(huì)團(tuán)體、企業(yè)、社會(huì)公眾全民參與環(huán)境保護(hù)與治理，推進(jìn)公共治理創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)二氧化硫等大氣污染物減排目標(biāo)。

[1] 李明輝，張艷，張娟.國(guó)外環(huán)境審計(jì)研究述評(píng)[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2011，26(4)：30-37.

[2] 牛叔文，丁永霞，李怡欣.能源消耗、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和碳排放之間的關(guān)聯(lián)分析[J].中國(guó)軟科學(xué)，2010(5)：12-19，80.

[3] 李荔，畢軍，楊金田.我國(guó)二氧化硫排放強(qiáng)度地區(qū)差異分解分析[J].中國(guó)人口資源與環(huán)境，2010，20(3)：35-38.

[4] 張昭利，周亞虹.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的大氣污染及國(guó)際比較——以二氧化硫?yàn)槔齕J].經(jīng)濟(jì)管理，2012，34(10)：166-174.

[5] 何潔.國(guó)際貿(mào)易對(duì)環(huán)境的影響：中國(guó)各省的二氧化硫(SO2)工業(yè)排放[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2010，9(2)：417-446.

[6] 沈利生，唐志.對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)污染排放的影響：以二氧化硫排放為例[J].管理世界，2008(6)：21-29.

[7] 馬曉鈺，李強(qiáng)誼，郭瑩瑩.FDI、貿(mào)易開(kāi)放與二氧化硫排放[J].廣東商學(xué)院學(xué)報(bào)，2012(5)：39-45.

[8] 王德發(fā).能源稅征收的勞動(dòng)替代效應(yīng)實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)研究，2006，32(2)：98-105.

[9] 馬士國(guó).征收硫稅對(duì)中國(guó)二氧化硫排放和能源消費(fèi)的影響[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008(2)：20-30.

[10] 王兵，吳延瑞，顏鵬飛.中國(guó)區(qū)域環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，45(5)：95-109.

[11] Getzner M. Determinants of CO2emissions in a small open economy [J]. Ecological Economics，2003，45(1)：133-148.

[12] Duro J.，Padilla E. International inequalities in per capital CO2emissions：a decomposition methodology by kaya factors [J]. Energy Economics，2006，28(2)：170-187.

[13] Galeotti，Lanza，Pauli. Reassessing the environmental Kuznets Curve for CO2 emissions：a robustness exercise [J]. Ecological Economics，2006，57(1)：152-163.

[14] Martin，Wanger. The Carbon Kuznets Curve：a cloudy picture emitted by bad econometrics [J]. Resource and Energy Economics，2008，30(3)：388-408.

[15] 蔡昉，都陽(yáng)，王美艷.經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變與節(jié)能減排內(nèi)在動(dòng)力[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008，43(6)：4-11，36.

[16] 陳詩(shī)一.能源消耗、二氧化碳排放與中國(guó)工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009，44(4)：41-55.

[17] 林伯強(qiáng)，蔣竺均.中國(guó)二氧化碳的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)預(yù)測(cè)及影響因素分析[J].管理世界，2009(4)：27-36.

[18] 張友國(guó).經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式變化對(duì)中國(guó)碳排放強(qiáng)度的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，45(4)：120-133.

[19] 徐承紅，李標(biāo).能源消耗、碳排放與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[J].宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)研究，2012(7)：33-44.

[20] 鄭麗琳，朱啟貴.技術(shù)沖擊、二氧化碳排放與中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)[J].財(cái)經(jīng)研究，2012，38(7)：37-48，100.

[21] 道格拉斯·C. 諾思.制度、制度變遷與經(jīng)濟(jì)績(jī)效[M].上海：格致出版社，上海三聯(lián)書(shū)店，上海人民出版社，2008.

[22] 張翼，盧現(xiàn)祥.公眾參與治理與中國(guó)二氧化碳減排行動(dòng)——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].中國(guó)人口科學(xué)， 2011(3)：64-72，112.

[23] 鐘娟，魏彥杰.工業(yè)發(fā)展、環(huán)境管制與空氣污染[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011(11)：62-67.

[24] Grossman G. M.，Krueger A. B. Environment impact of a north American free trade agreement [C]. Working paper 3941，National Bureau of Economic Research，1991.

[25] Roberts J. T.，Grimes P. E. Carbon intensity and economic development 1962-1991：a brief exploration of the environmental Kuznets Curve [J].World Development，1997，25(2)：191-198.

[26] Dinda S. A theoretical basis for the environmental Kuznets Curve [J]. Ecological Economics，2005，53(3)：403-413.

[27] Verbeke T.，Clercq M. D. The income-environment relationship：evidence from a binary response model [J]. Ecological Economics，2006，59(4)：419-428.

[28] 吳振信，謝曉晶，王書(shū)平.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)碳排放的影響分析[J].中國(guó)管理科學(xué)，2012，20(3)：161-166.

[29] Seldom T. M.，Song Daqing. Environment quality and development：is there a Kuznets Curve for air pollution emissions? [J]. Journal of Environmental Economics and Management，1994，27(2)：147-162.

[30] Harbaugh W T.，Levinson A.，Wilson D M. Reexamining the empirical evidence for an environmental Kuznets curve [J]. Review of Economics and Statistics，2002，84(3)：541-551.

[31] Shafik N. Economic development and environmental quality—an econometric analysis[J]. Oxford Economic Papers，1994，46(10)：757-773.

[32] Perman R.，Stern D I. Evidence from panel unit root and cointegration tests that the environmental Kuznets curve does not exist [J]. Australian Journal of Agricultural and Resource Economics，2003，47(3)：325-347.

[33] 李揚(yáng).努力實(shí)現(xiàn)無(wú)水分的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].求是，2013(10)：21-23.

[34] 晉海.公眾參與：環(huán)境行政的必然趨向[J].學(xué)術(shù)界，2006(4)：212-215.

[35] 卓光俊，楊天紅.環(huán)境公眾參與制度的正當(dāng)性及制度價(jià)值分析[J].吉林大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2011，51(4)：146-152.

[36] 李樹(shù)，陳剛.環(huán)境管制與生產(chǎn)率增長(zhǎng)——以APPCL 2000的修訂為例[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013，48(1)：17-31.

[37] 胡援成，肖德勇.經(jīng)濟(jì)發(fā)展門(mén)檻與自然資源詛咒——基于我國(guó)省際層面的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究[J].管理世界，2007(4)：15-23.

[38] 樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年度報(bào)告[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

[39] 沈鐵蕾.遺產(chǎn)稅、家族企業(yè)與勞動(dòng)決策——基于香港上市公司面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2013(3)：32-43.

EconomicGrowth，InstitutionalEnvironmentandAtmospherePollution——An Empirical Test Based on Interprovincial Panel Data of China

CHENG Bo1，HE Lei2,RUAN Cheng-hua2

(1.SchoolofAccounting,YunnanUniversityofFinanceandEconomics,Kunming650221,China; 2.SchoolofEconomicsandManagement,ZhejiangAgricultureandForestryUniversity,ZhejiangHangzhou311300,China)

Based on the panel data of 31 provinces and municipalities in China from 2002 to 2012, we theoretically and empirically examine the influence of economic growth on atmospheric pollution and study the adjusting role in the relation between institutional environment and economic growth and atmosphere pollution. The research results show that economic growth and regional atmosphere pollution demonstrate the inverted U shape relation, and that public participation governance and environment regulation negatively adjust the relation between economic growth and atmosphere emission. This paper enriches the research results in the perspective of atmosphere pollution emission and environment treatment and provides experience basis for making policies in the aspects of changing incentive direction and incentive method of the government in the transformation period, regional environment treatment, governmental environment performance audit and responsibility and so on.

economic growth; atmosphere pollution; public participation governance; environment regulation; SO2emission

10.3969/j.issn.1672- 0598.2018.01.004

2017-10-09

程博(1975—)，男，陜西平利人；云南財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院教授，博士，碩士生導(dǎo)師，主要從事財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)和管理會(huì)計(jì)研究。

何磊(1995—)，男，江蘇常州人；浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生，主要從事公司財(cái)務(wù)和環(huán)境會(huì)計(jì)研究。

阮丞華(1994—)，女，浙江湖州人；浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生，主要從事農(nóng)村資源與環(huán)境管理研究。

F299.23

A

1672- 0598(2018)01- 0027- 15

(責(zé)任編校：朱德東)