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        產(chǎn)業(yè)集聚與開放經(jīng)濟影響污染減排的空間效應分析

        2019-06-03 09:24:26鐘娟魏彥杰
        中國人口·資源與環(huán)境 2019年5期

        鐘娟 魏彥杰

        摘要 EKC理論認為,產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟能夠促進污染減排。不過,隨著集聚與開放水平的加深,區(qū)域間環(huán)境污染的空間關(guān)系變得緊密,這使得產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟的環(huán)境影響具有明顯的空間效應,忽略空間影響的傳統(tǒng)假設很難刻畫這種地區(qū)間協(xié)同性的污染排放關(guān)系。因此,本文以210個中國城市為空間單元,使用不同閾值距離的空間權(quán)重矩陣,在EKC理論框架下實證檢驗產(chǎn)業(yè)集聚、開放經(jīng)濟影響環(huán)境污染的空間聯(lián)系。結(jié)論表明:①產(chǎn)業(yè)集聚能夠促進污染減排,這一有利作用的空間效應非常明顯。②開放經(jīng)濟并未表現(xiàn)出減排作用。FDI會提高污染排放強度,其加劇二氧化硫污染的空間效應尤其強烈;自由貿(mào)易的作用則不明確。③與理論預期一致,反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步、環(huán)境規(guī)制、金融支持的各類控制變量均表現(xiàn)出抑制污染排放的空間影響。④不同閾值距離的空間效應分析顯示,環(huán)境規(guī)制、金融支持等“資源、政策性”因素的減排作用會受到地理距離的限制,難以在城市間促成大范圍的協(xié)同減排關(guān)系。另外,技術(shù)進步的空間溢出效應明顯低于結(jié)構(gòu)優(yōu)化,其減排作用也有待提升。結(jié)論說明,中國未來環(huán)境治理的重點在于實現(xiàn)并提升開放經(jīng)濟的污染減排作用,一方面應增強國際貿(mào)易的結(jié)構(gòu)與技術(shù)效應,以實現(xiàn)其有利環(huán)境作用;另一方面,應優(yōu)化FDI政策體系以抑制其不利環(huán)境影響。同時,進一步發(fā)揮技術(shù)進步的減排作用,圍繞“資源、政策性”因素不斷完善區(qū)域性協(xié)同減排體系也非常關(guān)鍵。

        關(guān)鍵詞 產(chǎn)業(yè)集聚;開放經(jīng)濟;空間效應;污染減排

        中圖分類號 F062.9;F752.6;F062.2 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104(2019)05-0098-10 DOI:10.12062/cpre.20181111

        十九大報告提出建設人與自然和諧共生的現(xiàn)代化,這與可持續(xù)發(fā)展理論相一致。環(huán)境與經(jīng)濟之間并非此消彼長的對立關(guān)系,追求經(jīng)濟增長與良好環(huán)境之間并不矛盾。經(jīng)典證據(jù)來自環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC),Copeland 和 Taylor[1]認為ECK曲線反映經(jīng)濟增長對環(huán)境具有正外部性,這一有利環(huán)境作用是增長本身的規(guī)模、結(jié)構(gòu)與技術(shù)效應相互作用的結(jié)果,即技術(shù)進步與結(jié)構(gòu)優(yōu)化的污染減排超過了規(guī)模擴大帶來的污染增長。由于產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟分別代表經(jīng)濟增長的內(nèi)在模式與外在條件,因此它們對環(huán)境的影響也表現(xiàn)在三種效應中,集聚與開放也能通過促進技術(shù)與結(jié)構(gòu)效應實現(xiàn)對環(huán)境的正外部性。

        不過一直以來,對產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟的污染減排作用爭議頗多。但產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟作為推動中國發(fā)展的重要因素,在可預見的未來都將在中國經(jīng)濟中扮演重要角色,因此有必要從不同角度進一步探究其環(huán)境影響,以便為政策研究提供更多支持?;诖耍疚膰L試從空間效應的視角考察產(chǎn)業(yè)集聚、開放經(jīng)濟對環(huán)境污染的影響,以及這一空間效應隨地理距離發(fā)生變化的情況,并在此基礎上揭示相應的政策含義。

        1 文獻綜述

        理論與實證研究都認為,產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟的污染減排作用來自其技術(shù)與結(jié)構(gòu)效應。一方面,Karkalakos[2]認為,集聚導致產(chǎn)業(yè)內(nèi)競爭加劇,從而推動技術(shù)進步;Chertow等[3]、Hosoe和Naito[4]認為,集聚的技術(shù)溢出效應也可能增強相關(guān)清潔技術(shù)的擴散,沈能等人[5]針對中國的研究也支持這一觀點;同時Porter[6]認為產(chǎn)業(yè)集聚也可能優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),例如促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)集群的產(chǎn)生和發(fā)展等,陳建軍、胡晨光[7]針對中國的研究也發(fā)現(xiàn)集聚具有優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的效應。另一方面,Reppelin-Hill[8]認為開放經(jīng)濟能降低引進清潔生產(chǎn)技術(shù)的成本,從而提高生產(chǎn)清潔度。此外,Antweiler等[9]、Eskeland和Harrison[10]、盛斌和呂越[11]、景維民和張璐[12]都發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易、FDI的技術(shù)與結(jié)構(gòu)效應對污染減排具有積極作用。

        不過,對產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟的環(huán)境正外部性也存在質(zhì)疑。一方面,F(xiàn)agbohunka[13]的實證研究確實發(fā)現(xiàn)集聚對環(huán)境具有負外部性,張可和汪東芳[14]、王兵和聶欣[15]針對中國的經(jīng)驗研究也發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚可能加劇環(huán)境污染,而李筱樂[16]、楊仁發(fā)[17]的研究則表明它們之間的關(guān)系非線性或不確定。另一方面,Cole[18]認為EKC曲線所揭示的變化可能大部分源于自由貿(mào)易重新安排了國際間污染產(chǎn)業(yè)的分布,發(fā)展中國家成為污染密集型產(chǎn)品的凈出口國,而發(fā)達國家則成為凈進口國,李鍇和齊紹洲[19]、謝銳和趙果梅[20]針對中國的實證研究也支持這一觀點。而FDI會將高污染的產(chǎn)業(yè)或生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家,即“污染避難所假說”。值得注意的是,張宇和蔣殿春[21]、楊子暉和田磊[22]近年來有關(guān)中國的經(jīng)驗研究越來越多地支持這一論點。

        鐘 娟等:產(chǎn)業(yè)集聚與開放經(jīng)濟影響污染減排的空間效應分析

        中國人口·資源與環(huán)境 2019年 第5期 我們認為,理解上述爭論的關(guān)鍵在于產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟影響環(huán)境的途徑——其規(guī)模效應的不利作用與技術(shù)、結(jié)構(gòu)效應有利作用的力量對比。由于產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟總體上代表某種規(guī)模擴張,并在規(guī)模擴張中伴隨技術(shù)與結(jié)構(gòu)變化,不同效應之間有利與不利作用的結(jié)果可能更多地取決于發(fā)展階段。只是對于中國這樣的發(fā)展中國家,產(chǎn)出規(guī)模擴張更為直接和迫切,進而導致集聚和開放水平較高區(qū)域的污染總量也更高。因此,針對中國的經(jīng)驗研究中,污染物濃度比污染物數(shù)量更有意義。Stern等[23]也認為,即便技術(shù)和結(jié)構(gòu)效應已經(jīng)超越規(guī)模效應,但可能的情況是,污染物濃度的峰值已過,但污染物排放總量仍在持續(xù)增加。

        除了有必要將研究重點集中于污染物濃度,準確判斷產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟的環(huán)境影響也需要在研究方法、模型架構(gòu)和變量測度上進行優(yōu)化。首先,研究方法應更重視空間效應。隨著集聚與開放水平的加深,區(qū)域間環(huán)境污染的空間關(guān)系變得緊密,忽略空間影響的傳統(tǒng)假設很難刻畫這種地區(qū)間協(xié)同性的污染排放關(guān)系。其次,模型的理論針對性也有待加強。一方面,不同屬性污染物具有不同減排特征,有必要依據(jù)污染物多樣性分別設置被解釋變量;另一方面,模型中也有必要加入更多“結(jié)構(gòu)與技術(shù)”的控制變量,以便準確甄別產(chǎn)業(yè)集聚與開放經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)與技術(shù)效應。最后,指標測度方法應更科學。例如,相關(guān)研究都認為嚴格環(huán)境規(guī)制的重要性超越技術(shù)進步與結(jié)構(gòu)優(yōu)化,但目前環(huán)境規(guī)制指標的度量方法仍比較混亂。

        鑒于上述問題,本文嘗試在以下方面有所拓展:①將觀察產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟環(huán)境影響的重點從污染排放數(shù)量轉(zhuǎn)向污染排放強度,以便增強研究的實用性。②以城市為空間單元,使用遞進帶寬距離的方式構(gòu)建嵌套空間矩陣,更為細致地探討產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟環(huán)境影響的空間效應。③選擇更多反映“結(jié)構(gòu)與技術(shù)”的控制變量,以便準確甄別集聚與開放水平的結(jié)構(gòu)與技術(shù)效應。④使用更合理的方法測度產(chǎn)業(yè)集聚、環(huán)境規(guī)制、開放經(jīng)濟水平等核心變量,以增強實證結(jié)論的可靠性。

        2 計量模型、變量與數(shù)據(jù)

        2.1 計量模型的設定

        本文重點考察產(chǎn)業(yè)集聚、開放經(jīng)濟對污染排放強度的影響,構(gòu)建基礎模型如下:

        y=Xβ+ε

        (1)

        其中,被解釋變量y為污染物排放強度PI,解釋變量X包括產(chǎn)業(yè)集聚水平IA、代表開放經(jīng)濟水平的外商直接投資FDI和自由貿(mào)易FT、以及控制變量C,ε為隨機擾動項。

        (1)模型的理論針對性問題。第一,考慮到不同屬性污染物可能具有不同減排特征,分別選擇工業(yè)廢水排放強度Wwater和工業(yè)二氧化硫排放強度WSO2兩項指標來度量PI的變化。第二,在控制變量中首先加入反映“結(jié)構(gòu)”(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),IS)和“技術(shù)”(企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平,EIT;企業(yè)外部技術(shù)支持,EET)的兩類指標,用以反映除產(chǎn)業(yè)集聚與開放經(jīng)濟之外的結(jié)構(gòu)與技術(shù)因素對環(huán)境污染的影響。第三,考慮到嚴格的環(huán)境規(guī)制在污染減排中扮演關(guān)鍵角色,因此選擇環(huán)境規(guī)制(ER)作為第三類控制變量。第四,Pasten和Figueroa[24]發(fā)現(xiàn),資本匱乏將限制通過更高生產(chǎn)投入來減少污染的可能性,而較低的人均資本也使得消費者更易選擇高污染產(chǎn)品來增加效用。因此,選擇金融支持(FC)作為第四類控制變量,用以反映金融資源對資本形成的支撐能力。

        (2)模型的內(nèi)生性問題。第一,解釋變量與被解釋變量互為因果。污染物作為生產(chǎn)過程的副產(chǎn)品,并非生產(chǎn)目的。因此,被解釋變量PI與模型中多數(shù)解釋變量之間僅是單向的投入產(chǎn)出關(guān)系。不過,PI與環(huán)境規(guī)制ER之間卻可能互為因果,因此在模型中使用滯后一期的ER,一方面克服其內(nèi)生性問題,同時體現(xiàn)出環(huán)境規(guī)制政策作用的時滯性。第二,遺漏變量。在EKC曲線的研究中,影響污染排放的因素大致歸為四類:①代表規(guī)模、結(jié)構(gòu)與技術(shù)效應的因素;②環(huán)境規(guī)制;③開放經(jīng)濟;④資本形成能力。本文模型設計借鑒這些理論觀點,以減輕遺漏變量問題。

        由此,本文基礎模型表現(xiàn)為:

        PIit=Xβ+ε

        (2)

        其中,X為IAit、FDIit、FTit、ISit、EITit、EETit、ERit-1、FCit。

        2.2 變量的度量

        (1)地區(qū)污染排放強度PI。分別按照工業(yè)廢水排放強度Wwater和工業(yè)二氧化硫排放強度WSO2兩項指標來衡量,計算公式為PEij/TIOi,其中,PEij為城市i某類污染物j的排放量(廢水單位:104 t;二氧化硫單位:103 t),TIOi為城市i的工業(yè)總產(chǎn)值。

        (2)地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平IA。度量方法為區(qū)位熵,該方法能夠消除區(qū)域產(chǎn)業(yè)規(guī)模差異的影響,更有效反映地理要素的空間分布。計算區(qū)位熵可以使用工業(yè)總產(chǎn)值或者工業(yè)增加值,但工業(yè)總產(chǎn)值中包含要素收入與中間投入,容易高估地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平。因此,本文使用工業(yè)增加值來測算IAit指標,公式為(IDVi/∑IDV)/(GDPi/∑GDP),其中,IDVi/∑IDV為城市i的工業(yè)增加值占樣本城市工業(yè)增加值總額的比例,GDPi/∑GDP為城市i的GDP占樣本城市GDP總額的比例。

        (3)地區(qū)FDI水平。本文傾向于使用更貼近生產(chǎn)過程的數(shù)據(jù)來表示FDI水平,而非實際利用外商投資額。因為外商投資并不局限于工業(yè)行業(yè),同時投資轉(zhuǎn)化為實際生產(chǎn)也有時滯。因此本文使用區(qū)域內(nèi)外商投資企業(yè)數(shù)目在工業(yè)企業(yè)數(shù)中所占比例來代表地區(qū)FDI水平,公式為FFEi/IENi,其中IENi表示城市i的工業(yè)企業(yè)數(shù),F(xiàn)FEi則為城市i的外商投資企業(yè)數(shù)。

        (4)地區(qū)自由貿(mào)易水平FT。本文分別從進口和出口兩個方面加以考察,并表示為地區(qū)貿(mào)易額與GDP的比值,公式分別為IMi/GDPi和EXi/GDPi,其中IMi為城市i的進口額,EXi為出口額,并按照匯率年度平均價折算為人民幣。

        (5)地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平ER。環(huán)境規(guī)制的度量尚沒有統(tǒng)一標準。不過,趙細康[25]使用多種污染物減排水平的綜合指數(shù)法更為合理,不僅貼近污染產(chǎn)生過程,而且避免了單一指標的代表性不足。綜合考慮數(shù)據(jù)的可獲得性與合理性,本文選擇使用污水處理率、工業(yè)二氧化硫去除率、工業(yè)固體廢物綜合利用率3項指標來衡量環(huán)境規(guī)制水平。

        首先,采用Min-Max標準化方法X*=(X-min)/(max-min)對3個單項指標進行處理,得到城市i單項指標標準化值PDRij。其次,定義PDRij(j=1)的權(quán)重為GDPi/∑GDP,并進行Min-Max標準化得到R1;定義PDRij(j=2,3)的權(quán)重為IDVi/∑IDV,并進行Min-Max標準化得到R2、R3。權(quán)重R1不同于R2、R3,是因為城市污水并非僅來自工業(yè)源。最后,綜合計算出城市i的環(huán)境規(guī)制水平,公式為ERi=∑Rj×PDRij。

        (6)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)IS。借鑒相關(guān)文獻的通常做法,使用城市i第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來表示地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),公式為SIVi/GDPi。

        (7)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平EIT。使用企業(yè)規(guī)模來衡量技術(shù)能力。因為污染減排本身并不會帶來明顯收益,不同規(guī)模企業(yè)通常不會為此產(chǎn)生競爭性的研發(fā)活動,而大企業(yè)能夠提供更為充足的技術(shù)投資保障,同時其更大市場份額帶來的壟斷性,也迫使大企業(yè)承受更大的環(huán)保壓力。由此定義EIT為IEFAi/IENi,其中IEFAi和IENi分別為城市i的工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)額、工業(yè)企業(yè)數(shù),EIT單位為百萬元。

        (8)企業(yè)外部技術(shù)支持EET。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的來源除了自身資源,部分也來自外部資源,因此使用地區(qū)的人均科學技術(shù)支出來表示EET,公式為ESTi/POPi,其中ESTi和POPi分別為城市i的科學技術(shù)支出額、總?cè)丝跀?shù),EET單位為百元/人。

        (9)地區(qū)金融支持水平FC。本文從人均存款和人均貸款兩個角度綜合度量金融支持能力。公式為(PCDi/PCD)×(PCLi/PCL),其中PCDi/PCD為城市i的人均存款額與所有樣本城市人均存款額平均數(shù)的比值,PCLi/PCL為城市i的人均貸款額與所有樣本城市人均貸款額平均數(shù)的比值。

        (10)變量度量中的價格因素問題??紤]到價格變化影響,本文做以下處理:①使用分省工業(yè)品出廠價格指數(shù)對城市i的工業(yè)總產(chǎn)值TIOi進行近似性折算,基期為2000年。②使用分省的GDP平減指數(shù)對城市i的地區(qū)生產(chǎn)總值GDPi、工業(yè)增加值IDVi、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值SIVi進行近似性折算,基期為2000年。

        2.3 時間范圍及樣本城市選擇

        本研究時間范圍為2004—2015年,選擇2004年作為起點是因為環(huán)境規(guī)制指標測度中使用的城市污水處理率在2000年前仍有相當數(shù)量城市為零,2004年左右開始穩(wěn)步提升并具有較完整連續(xù)數(shù)據(jù)。樣本城市選擇范圍來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》,并剔除掉2004—2015年間撤并或新增的幾個城市。隨后,按照重要性原則,首先剔除掉2015年工業(yè)廢水和二氧化硫排放量均處于末端5%范圍內(nèi)的城市,其次分別剔除掉2015年FDI、進口、出口額處于末端5%范圍內(nèi)的城市。最終確定樣本城市i為210個。

        2.4 空間權(quán)重矩陣的構(gòu)造

        本文使用反距離與經(jīng)濟特征權(quán)重矩陣相結(jié)合的嵌套矩陣。該方法可以將距離因素和經(jīng)濟因素同時包含在空間效應中,盡量準確地刻畫空間效應的綜合性和復雜性。

        ①使用Fisher最優(yōu)分割法將城市間距離dij(i,j∈[1,210])分為“極近(≤28 km)、近(≤56 km)、較近(≤109 km)、較遠(≤235 km)、遠(≤620 km)、極遠(>620 km)”6類,考慮到城市間經(jīng)濟影響力的合理范圍,選取[109,235]作為城市間相互影響距離D,并參照符淼[26]的方法采取遞進帶寬距離42 km,構(gòu)造4個閾值距離Dn,分別為D1(109 km)、D2(151 km)、D3(193 km)、D4(235 km),定義Wij(D)=1/d2ij,當dij≤Dn;Wij(D)=0,當dij>Dn。②選取對角矩陣diag(Xi/X)為經(jīng)濟特征權(quán)重矩陣,用以反映不同經(jīng)濟水平城市間非對稱性的空間影響。Xi為城市i在2004—2015年的GDP均值,X為全部城市的GDP均值。③定義嵌套矩陣為W=Wij(D)×diag(Xi/X),并按4個閾值距離Dn分別對應嵌套矩陣W1、W2、W3、W4。

        2.5 數(shù)據(jù)來源

        本文數(shù)據(jù)來源主要包括《中國城市統(tǒng)計年鑒》、各省和城市統(tǒng)計年鑒、《城市建設統(tǒng)計年鑒》、各城市國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報、各城市環(huán)境統(tǒng)計年報(公報)等。

        面板數(shù)據(jù)共包括210個樣本城市,時間從2004—2015年,描述性統(tǒng)計結(jié)果可以向作者索取,此處略。

        3 重要變量的空間特征、回歸分析與結(jié)果

        3.1 重要變量的空間特征

        Moran I統(tǒng)計量估計結(jié)果顯示:①Wwater在空間權(quán)重矩陣W2、W3、W4中的空間正相關(guān)度變化趨勢差異很?。▓D1上部左圖),WSO2的情況類似(圖1上部右圖)。這說明當閾值距離擴展到D2(151 km)以后,空間單元間的相關(guān)性漸趨穩(wěn)定,空間矩陣W2已經(jīng)基本涵蓋了樣本城市在兩種污染物下的空間關(guān)系。②不過,2004—2015年間Wwater的空間相關(guān)度呈現(xiàn)趨勢性下降,這一急劇下降過程說明樣本城市i在工業(yè)廢水排放強度方面的相互影響正在減弱,具有正相關(guān)關(guān)系的空間單元不斷減少。③產(chǎn)業(yè)集聚IA和開放經(jīng)濟FDI、EX、IM的Moran I估計值也從空間矩陣W2開始急速收斂,我們以W4矩陣為例來觀察其變化趨勢(圖1下部左圖)。IA、EX、IM都呈現(xiàn)輕微下降趨勢,一個合理的解釋是處于相對落后地區(qū)的部分城市正在快速崛起,其產(chǎn)業(yè)集聚水平、進出口能力領(lǐng)先周邊城市的幅度不斷增大;但2004—2015年間,F(xiàn)DI的空間正相關(guān)度卻非常穩(wěn)定,顯示外商投資仍偏好于特定區(qū)域。④Moran散點圖也佐證了Wwater空間正相關(guān)度的急劇下降。散點圖第一、三象限代表正的空間相關(guān)關(guān)系,即空間同質(zhì)性(低污染與低污染城市、高污染與高污染城市集聚);第二、四象限代表負的空間相關(guān)關(guān)系,即空間異質(zhì)性(低污染城市被高污染城市包圍、高污染城市被低污染城市包圍)。我們定義SOR為空間異質(zhì)性程度指標,計算方法為二、四象限空間單元數(shù)量占空間單元總數(shù)量的比例(圖1下部右圖)??梢园l(fā)現(xiàn),2004—2015年間Wwater的SOR值持續(xù)增長,這說明隨著時間推移,高Wwater值城市被低Wwater值城市包圍、低Wwater值城市被高Wwater值城市包圍的現(xiàn)象正在增強。

        Wwater空間正相關(guān)性的趨勢性下降值得警惕,它說明相鄰城市間工業(yè)廢水排放強度的相互影響正在弱化。為探究這一變化的地理分布,我們以2015年Wwater的空間異質(zhì)性單元為研究對象,定義SOE為區(qū)域內(nèi)空間異質(zhì)性單元數(shù)量指標,其計算方法為按省域為單位,分別在W1、W2、W3、W4矩陣中匯總每個省份處于Moran散點圖第二、四象限的城市數(shù)量。從地理分布看,空間異質(zhì)性單元主要

        圖1 重要變量的空間特征(2004—2015)分布在從遼寧、河北→河南、安徽→湖北、湖南→江西、廣西的“中部走廊”。這說明Wwater空間關(guān)系的異質(zhì)性變化主要受到“中部走廊”城市的影響,在中國中部地區(qū),低值被高值城市包圍、高值被低值城市包圍的現(xiàn)象更為明顯(SOE指標具體數(shù)值可向作者索取,此處略)。

        進一步結(jié)合2015年全部空間單元的Wwater、WSO2數(shù)值(代表污染強度)以及人均GDP(代表發(fā)展水平),按照“污染強度”“發(fā)展水平”低于或高于本省平均值將這些城市區(qū)分為“低+低”“高+低”“低+高”“高+高”4種類型,并分別按照“東部地區(qū)(包括山東、江蘇、浙江、福建、廣東5省和北京、天津、上海3個直轄市)”和“其他欠發(fā)達地區(qū)”進行歸類,那么W4矩陣中全部空間單元的“污染強度+發(fā)展水平”特征如表1。

        從表1可以發(fā)現(xiàn):①無論Wwater或是WSO2,“低+低”“高+低”類型城市在正相關(guān)或負相關(guān)空間單元總數(shù)中所占比例之和都超過50%,說明還有相當數(shù)量的中國城市仍處于工業(yè)化初、中期階段,未來這些城市提速發(fā)展的環(huán)境壓力不容小覷。②在反映正相關(guān)關(guān)系的一、三象限內(nèi),東部地區(qū)城市在4種城市類型中的占比大致為33%~53%。這意味著如果以本區(qū)域平均值為標準,東部地區(qū)事實上面臨著和其他欠發(fā)達地區(qū)相似的“環(huán)境—經(jīng)濟”問題,折射出中國環(huán)境治理在東、中、西部都同樣艱巨。③在反映負相關(guān)關(guān)系的二、四象限內(nèi),東部地區(qū)城市在4種城市類型中的占比都很低(尤其是在WSO2),表明異質(zhì)性的空間單元主要分布于其他欠發(fā)達地區(qū),這些“孤立性”城市極少受到周邊城市的經(jīng)濟輻射或?qū)χ苓叧鞘挟a(chǎn)生擴散作用,其協(xié)同減排的難度高于東部地區(qū)城市。

        3.2 回歸分析及其結(jié)果

        我們首先針對基礎模型(公式2)進行普通面板模型回歸,結(jié)果見表2。①產(chǎn)業(yè)集聚對降低污染排放強度的積極作用非常明顯。盡管加入了反映“結(jié)構(gòu)”(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)IS)和“技術(shù)”(企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平EIT、企業(yè)外部技術(shù)支持EET)的控制變量,但無論Wwater或是WSO2,產(chǎn)業(yè)集聚水平IA對污染排放強度PI都有顯著性負向作用。②開放經(jīng)濟水平對污染排放強度的影響并不一致。一方面,無論出口EX或進口IM,自由貿(mào)易FT對污染排放強度PI都沒有顯著性影響。盡管李小平和盧現(xiàn)祥[27]曾發(fā)現(xiàn)中國進口品傾向于污染產(chǎn)品,出口品傾向于清潔產(chǎn)品,但本文并未發(fā)現(xiàn)自由貿(mào)易具有顯著性的減排作用。為慎重起見,我們使用地區(qū)進出口總額與GDP的比值(IAE)對FT做指標替換,系數(shù)估計值依然不顯著。另一方面,地區(qū)FDI水平對污染排放強度PI有顯著性正向影響,這與許多最新研究結(jié)論比較一致,即外商投資企業(yè)的產(chǎn)品與生產(chǎn)過程具有更高的污染排放強度。為慎重起見,進一步使用外商投資企業(yè)和港澳臺投資企業(yè)總和占工業(yè)企業(yè)總數(shù)的比例(ALL)對FDI做指標替換,系數(shù)估計值仍顯示正向作用,但不再顯著,說明加劇污染排放強度的因素確實來自外商投資企業(yè)而非港澳臺投資企業(yè)。③與理論預期一致,反映結(jié)構(gòu)(IS)、技術(shù)(EIT、EET)、環(huán)境規(guī)制(ER)、金融支持(FC)的各類控制變量都對污染排放強度PI有顯著性負向作用。

        為了解產(chǎn)業(yè)集聚、開放經(jīng)濟影響環(huán)境的空間效應,我們使用空間杜賓模型(SDM)觀察解釋變量因為空間依賴而產(chǎn)生的空間溢出效應。SDM模型比SAR(空間自回歸模型)或SEM(空間誤差模型)更為有效,在有關(guān)SAR、SEM、SDM模型的比較研究中,SDM模型是唯一能夠得到無偏系數(shù)估計的模型。

        其中,W為空間權(quán)重矩陣,解釋變量X包括IAit、FDIit、FTit、ISit、EITit、EETit、ERit-1、FCit。在SDM模型中,總效應分解為兩部分:第一,本地效應(direct),表示城市i各解釋變量對本市污染排放強度PI的影響;第二,溢出效應(indirect),表示城市i各解釋變量對相鄰城市污染排放強度PI的影響。結(jié)果見表3。

        ①整體上看,解釋變量本地效應的系數(shù)值、顯著性水平與這些變量在普通面板模型中的回歸結(jié)果(見表2)比較相似。②從空間溢出效應看:第一,F(xiàn)DI對Wwater沒有顯著性溢出效應,說明FDI對水污染的不利作用主要體現(xiàn)為本地效應;但FDI對WSO2的溢出效應在不同閾值距離下都具有顯著性,顯示外商投資企業(yè)對能耗污染(WSO2)的拉動作用可以擴展至較遠距離,進而形成圍繞FDI投資的城市間協(xié)同性污染排放關(guān)系。第二,IA、IS、EIT這類經(jīng)濟性因素對污染排放強度PI的溢出效應均非常強烈,其顯著性水平在各個閾值距離下也非常穩(wěn)定;ER、EET、FC這類資源、政策性因素對PI的溢出效應則相對較弱,其顯著性水平更低并且隨著閾值距離的增大而下降。這說明來自經(jīng)濟活動本身的污染減排因素比來自外部的資源、政策性因素更具優(yōu)勢,其有利環(huán)境作用可以擴展至更遠距離。第三,資源、政策性因素對WSO2的空間溢出作用尤其偏弱,其對WSO2的溢出效應在151 km(D2)外即不再顯著,說明空氣污染的走向不確定與易消散性限制了資源、政策性因素對WSO2形成大范圍的協(xié)同減排關(guān)系。第四,地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)IS表現(xiàn)出極強的空間溢出效應,IS溢出效應與本地效應之比遠高于技術(shù)類因素(EIT、EET),說明結(jié)構(gòu)優(yōu)化比技術(shù)進步具有更強的空間效應,一個城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化可以更有力地帶動周邊城市的污染減排。

        檢驗結(jié)果選擇固定效應FE,回歸結(jié)果使用穩(wěn)健標準誤。

        4 結(jié)論與建議

        本文以中國210個城市為空間單元,檢驗產(chǎn)業(yè)集聚和開放經(jīng)濟對污染排放強度的影響。研究發(fā)現(xiàn):①產(chǎn)業(yè)集聚、開放經(jīng)濟具有差異性的環(huán)境影響。產(chǎn)業(yè)聚集具有降低地區(qū)污染排放強度的顯著性作用,并且這一有利作用的空間溢出效應也非常強烈;FDI的環(huán)境影響恰恰相反,它對地區(qū)污染排放強度有顯著性正向作用,并且這一不利作用在二氧化硫方面表現(xiàn)出很強的溢出效應;自由貿(mào)易則沒有顯著性環(huán)境影響。②“經(jīng)濟性”因素(產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)技術(shù)水平)降低地區(qū)污染排放強度的顯著性作用更為明顯,其空間溢出效應也更強;“資源、政策性”因素(環(huán)境管制、外部技術(shù)支持、金融支持)有利環(huán)境作用的空間效應則相對較弱,在二氧化硫方面表現(xiàn)得尤其明顯。③“結(jié)構(gòu)性”因素(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu))比“技術(shù)性”因素(企業(yè)技術(shù)水平、外部技術(shù)支持)有更強的溢出效應,一個城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對促進周邊城市污染減排具有更強帶動作用。

        從結(jié)論看,中國的污染減排仍面臨許多問題:①開放經(jīng)濟并未體現(xiàn)出改善環(huán)境的功能。FDI會加劇工業(yè)污染物排放強度,自由貿(mào)易的作用則不明確,這說明開放經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)與技術(shù)效應并未超越其規(guī)模效應。②工業(yè)二氧化硫污染具有復雜性。一方面,F(xiàn)DI具有加劇二氧化硫污染的較強空間溢出效應,極易形成圍繞FDI投資的城市間協(xié)同性污染排放關(guān)系。另一方面,環(huán)境規(guī)制、金融支持等“資源、政策性”因素降低二氧化硫污染的空間溢出效應明顯偏弱,很難在城市間形成大范圍的協(xié)同減排關(guān)系。③“資源、政策性”因素降低工業(yè)廢水和二氧化硫排放強度的空間溢出效應整體偏弱,其有利環(huán)境作用受到地理距離的限制。④技術(shù)進步對環(huán)境的有利作用并未得到充分發(fā)揮,“技術(shù)性”因素的溢出效應明顯低于“結(jié)構(gòu)性”因素。

        因此,未來的污染減排工作仍有待優(yōu)化:①增強國際貿(mào)易的結(jié)構(gòu)與技術(shù)效應。一是通過增加高污染強度商品進口,倒逼國內(nèi)污染行業(yè)轉(zhuǎn)型、激發(fā)清潔技術(shù)研發(fā)動力。二是提升清潔產(chǎn)品出口能力并限制高污染產(chǎn)品出口。②優(yōu)化FDI政策體系,促使FDI更多地轉(zhuǎn)向低污染強度的產(chǎn)品與生產(chǎn)過程,并構(gòu)建針對FDI投資的地區(qū)間協(xié)同減排機制,防范FDI通過空間效應“隱蔽性”地拉高周邊城市的污染強度。③進一步增強技術(shù)進步的污染減排作用,通過完善技術(shù)研發(fā)與應用的政策環(huán)境,激勵先進、有效的清潔技術(shù)研究,并提升清潔技術(shù)的適用性與應用程度。④破解“資源、政策性”因素有利環(huán)境作用的地區(qū)封閉性,加強城市間政策協(xié)調(diào)與資源共享,加快形成污染減排的區(qū)域性協(xié)調(diào)機制。

        (編輯:劉照勝)

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