何雄浪 葉燚

在理論分析基礎(chǔ)上，以中國(guó)2000—2015年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本，從資源詛咒的視角對(duì)環(huán)境污染與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：豐裕的自然資源地區(qū)開(kāi)發(fā)自然資源會(huì)帶來(lái)嚴(yán)重的環(huán)境污染，這說(shuō)明資源詛咒在環(huán)境污染的角度是存在的;環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線在中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)上是存在的，并且數(shù)據(jù)顯示我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還處于環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的左端;工業(yè)化水平的提高是造成我國(guó)環(huán)境污染嚴(yán)重的重要影響因素之一，長(zhǎng)期穩(wěn)定的環(huán)境治理對(duì)環(huán)境質(zhì)量的改善具有顯著作用。研究結(jié)果對(duì)如何平衡環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，促進(jìn)地區(qū)資源開(kāi)發(fā)的有效利用與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)提供了有益的政策啟示。

資源詛咒;環(huán)境污染;地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);環(huán)境治理

早期的經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為，自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一種祝福，可以刺激經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展。然而，二戰(zhàn)以后，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)踐表明，豐裕的自然資源往往成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一種詛咒，而不是福祉。荷蘭因發(fā)現(xiàn)大量的天然氣，經(jīng)濟(jì)便以出口天然氣為主，雖然其經(jīng)濟(jì)在短時(shí)期內(nèi)得到了迅速的發(fā)展，但是由于其他工業(yè)的萎縮，在天然氣開(kāi)采殆盡的時(shí)候，其經(jīng)濟(jì)也急劇地陷入蕭條危機(jī)。經(jīng)典的發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)假說(shuō)“荷蘭病”便由此得名，這一假說(shuō)表明資源匱乏的地區(qū)會(huì)為了擺脫資源對(duì)其發(fā)展的限制而主動(dòng)摒棄以投入拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，去主動(dòng)追求技術(shù)和制度的提升實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，而資源豐裕地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻過(guò)度依賴生產(chǎn)要素的投入，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)僵化、新興產(chǎn)業(yè)停滯不前的局面，這類問(wèn)題也常常被稱為“資源詛咒”。以自然資源為支撐的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式為我國(guó)贏得了多年持續(xù)增長(zhǎng)的發(fā)展奇跡，但在這一奇跡的背后資源約束經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷強(qiáng)化，中國(guó)經(jīng)濟(jì)陷入發(fā)展的瓶頸期，并且還出現(xiàn)了嚴(yán)重的資源枯竭、環(huán)境污染等問(wèn)題。雖然從2006年開(kāi)始我國(guó)實(shí)行節(jié)能減排計(jì)劃，在“十一五”“十二五”“十三五”各項(xiàng)規(guī)劃中這一節(jié)能減排目標(biāo)都得到了明確，但是各地的環(huán)境污染問(wèn)題還是沒(méi)有得到有效治理，環(huán)境問(wèn)題依然突出。黨的十九大報(bào)告指出，“堅(jiān)持節(jié)約資源和保護(hù)環(huán)境的基本國(guó)策，像對(duì)待生命一樣對(duì)待生態(tài)環(huán)境”，我們要“堅(jiān)持全民共治、源頭防治，持續(xù)實(shí)施大氣污染防治行動(dòng)，打贏藍(lán)天保衛(wèi)戰(zhàn)”，“構(gòu)建政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會(huì)組織和公眾共同參與的環(huán)境治理體系”，“積極參與全球環(huán)境治理，落實(shí)減排承諾”。由此，本文從資源稟賦的角度出發(fā)，研究環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，顯然具有重要的意義。

一些學(xué)者對(duì)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了研究。在環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系這一論題的研究上，Smulders（1995）認(rèn)為環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系這一論題主要受物質(zhì)平衡理論的影響，生產(chǎn)、消費(fèi)等一系列的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)就像物理、化學(xué)反應(yīng)一樣，遵循質(zhì)量守恒定律，在其他條件不變的情況下，環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)而惡化，即環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單調(diào)的反向關(guān)系。Grossman和Krueger（1993）將研究社會(huì)財(cái)富分配不平等的庫(kù)茲涅茨曲線用于研究環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，選取二氧化硫、煙塵等空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)作為環(huán)境污染的衡量指標(biāo)，提出了環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)，認(rèn)為環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線呈倒U形，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而惡化，但最終會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而得到改善。之后有關(guān)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究大多圍繞環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線在各個(gè)國(guó)家的存在性進(jìn)行。有些研究表明許多發(fā)達(dá)國(guó)家與新興發(fā)展中國(guó)家環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，只是不同國(guó)家、不同污染物倒U型曲線拐點(diǎn)出現(xiàn)的時(shí)機(jī)不同，另一些研究則表明環(huán)境質(zhì)量如果用水污染相關(guān)的指標(biāo)測(cè)量時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染呈現(xiàn)單調(diào)的反向關(guān)系，而當(dāng)環(huán)境質(zhì)量用溫室氣體相關(guān)的指標(biāo)衡量時(shí)，環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)單調(diào)的正向關(guān)系。李治國(guó)和周德田（2013）選取了山東省1981—2009年的人均GDP和衡量環(huán)境污染水平的相關(guān)數(shù)據(jù)建立VAR模型，發(fā)現(xiàn)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的存在性取決于環(huán)境污染水平衡量指標(biāo)的選取。

在自然資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究的文獻(xiàn)中，最早研究?jī)烧哧P(guān)系的是Habakkuk（1962），他利用美國(guó)的資源稟賦與經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)美國(guó)的高生產(chǎn)率來(lái)源于美國(guó)豐裕的自然資源，并最終促成美國(guó)在19世紀(jì)的繁榮景象。但是在20世紀(jì)中期的時(shí)候這一局面發(fā)生了戲劇性轉(zhuǎn)變，世界上多數(shù)具有豐裕自然資源的地區(qū)或國(guó)家走向衰退，據(jù)此多數(shù)學(xué)者轉(zhuǎn)向研究資源的“詛咒”問(wèn)題。Auty（1993）在研究產(chǎn)礦國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題時(shí)提出了“資源詛咒”這一假說(shuō)，即豐裕的資源制約經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，資源相對(duì)豐裕國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度顯著低于資源匱乏的國(guó)家。Sachs和warner（1999）對(duì)多個(gè)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度進(jìn)行研究，研究結(jié)果表明以自然資源為基礎(chǔ)而出口農(nóng)產(chǎn)品、礦產(chǎn)和化石能源等產(chǎn)品的國(guó)家其出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。Sachs?和?Warner（2001）對(duì)“資源詛咒”這一命題進(jìn)行了進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)，得到了同樣的結(jié)論。

在資源開(kāi)發(fā)引起環(huán)境污染的問(wèn)題上，一些學(xué)者研究了資源開(kāi)采引起的環(huán)境污染效應(yīng)。Stephen（1994）最早研究資源開(kāi)采利用的環(huán)境效應(yīng)，提出了資源開(kāi)采理論分析模型的基本框架，之后其他學(xué)者將時(shí)間因素和空間因素納入礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)的環(huán)境效應(yīng)分析中，并利用羅馬、澳大利亞等國(guó)家的數(shù)據(jù)對(duì)礦產(chǎn)開(kāi)采所引發(fā)的水土流失、空氣污染、水污染等問(wèn)題進(jìn)行了研究。相關(guān)研究表明目前我國(guó)已成為世界上最大的資源開(kāi)采國(guó)之一，并已由此引發(fā)了嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題。隨著我國(guó)生活水平的不斷提高，人們的環(huán)保意識(shí)逐步加強(qiáng)，國(guó)內(nèi)對(duì)資源開(kāi)采利用的環(huán)境效應(yīng)的研究也不斷深入。閆軍印和丁超（2008）研究了區(qū)域礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)對(duì)周圍生態(tài)環(huán)境影響和作用的方式和途徑。也有較多研究從土地、水體、固體廢棄物、地質(zhì)災(zāi)害等方面探究我國(guó)地區(qū)資源開(kāi)采對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響，并就如何高效利用資源、促進(jìn)礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)利用與經(jīng)濟(jì)社會(huì)持續(xù)健康發(fā)展等方面提出了建設(shè)性意見(jiàn)。這方面的研究結(jié)論從一定程度上表明地區(qū)資源開(kāi)采量越大，環(huán)境污染越嚴(yán)重，即從環(huán)境污染角度來(lái)審視資源詛咒的存在性，但是上述文獻(xiàn)并沒(méi)有直接對(duì)這種效應(yīng)進(jìn)行分析。

在現(xiàn)實(shí)中，多數(shù)資源豐厚地區(qū)憑借其資源優(yōu)勢(shì)以出口資源產(chǎn)品為主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源，缺乏制度與技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)業(yè)以粗放型投入為主，這樣的發(fā)展模式雖然能在短時(shí)間內(nèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，但是從長(zhǎng)期來(lái)看如果不進(jìn)行產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)將缺乏發(fā)展活力，最終走向衰落;同樣由于資源的過(guò)度開(kāi)采以及粗放的發(fā)展模式會(huì)引發(fā)嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境問(wèn)題，我們認(rèn)為，這也是一種資源詛咒，在深入推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的新時(shí)代，我們對(duì)資源開(kāi)發(fā)在環(huán)境污染這方面的體現(xiàn)更應(yīng)有所警惕，這更進(jìn)一步凸顯了本文研究的重要價(jià)值。

與上述研究文獻(xiàn)相比，本文所作的改進(jìn)主要有四點(diǎn)。第一，計(jì)算一個(gè)綜合的環(huán)境污染指標(biāo)，增大其對(duì)地區(qū)環(huán)境污染水平的代表性，以彌補(bǔ)以往研究中以單一的或者獨(dú)立的環(huán)境污染指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析所導(dǎo)致的誤差。上述有關(guān)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究中，環(huán)境質(zhì)量衡量指標(biāo)的選取要么是水污染的衡量指標(biāo)，要么是空氣污染的衡量指標(biāo)，但是各個(gè)地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的不同，其空氣污染物、廢水污染物、固體污染物的排放是存在差異的，如果指標(biāo)選取較為單一，則不能充分衡量地區(qū)的環(huán)境污染水平。并且研究中因污染物選取的差異，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染的相關(guān)關(guān)系也不同，在不同的環(huán)境污染指標(biāo)選取下，環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的存在性也就存在差異。第二，首次從環(huán)境污染角度來(lái)研究資源詛咒的存在性。在測(cè)量人們實(shí)際收入水平時(shí)，不僅應(yīng)該考慮經(jīng)濟(jì)收入，還應(yīng)該把美好的生態(tài)環(huán)境帶來(lái)的隱性收入考慮在內(nèi)。但是現(xiàn)有研究資源詛咒的文獻(xiàn)只從經(jīng)濟(jì)收入的角度研究資源詛咒的存在性，沒(méi)有從環(huán)境污染的視角研究資源詛咒的存在性。第三，考慮了地區(qū)自然資源稟賦的內(nèi)生性，克服了以前大多數(shù)研究在進(jìn)行同類研究時(shí)存在的估計(jì)識(shí)別問(wèn)題。自然資源稟賦本身是外生決定的，多數(shù)研究的自然資源稟賦是用自然資源開(kāi)發(fā)行業(yè)產(chǎn)值來(lái)衡量的，這一變量可能會(huì)受地方財(cái)政、地方政府競(jìng)爭(zhēng)等各方面因素的影響，從而影響地區(qū)的污染物排放，因此在這種情況下自然資源稟賦是具有內(nèi)生性的，但是在相關(guān)研究中鮮有學(xué)者對(duì)這一變量的內(nèi)生性進(jìn)行考慮。第四，結(jié)合自然資源稟賦探究地區(qū)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量方面進(jìn)行一些理論與實(shí)證研究，但是多數(shù)研究只考慮兩個(gè)因素的相互作用關(guān)系，鮮有將資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及環(huán)境質(zhì)量三者結(jié)合起來(lái)的研究，故本文將從環(huán)境污染角度來(lái)研究資源詛咒的存在性。由于資源分布、地理位置、歷史發(fā)展等因素的影響，我國(guó)不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在固有差異，而產(chǎn)業(yè)的異質(zhì)性導(dǎo)致了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)資源的依賴程度和對(duì)環(huán)境的污染程度的差異，例如東北地區(qū)是傳統(tǒng)的重工業(yè)區(qū)，是典型的“高投入、高消耗、高污染”的資源依賴型產(chǎn)業(yè)區(qū)，對(duì)于東北的資源枯竭型城市而言，一些城市20世紀(jì)90年代以來(lái)在不同程度上相繼出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)效率低下、環(huán)境污染嚴(yán)重的問(wèn)題，需要進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)與加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)。因此，本文從資源詛咒的角度出發(fā)，研究由此引發(fā)的我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境沖突問(wèn)題，并探究促進(jìn)經(jīng)濟(jì)、資源與環(huán)境相互協(xié)調(diào)的可持續(xù)發(fā)展路徑。

借鑒Antweiler?等（2001）的做法，我們假設(shè)社會(huì)效用函數(shù)為：

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其中，表示社會(huì)的總效用，表示社會(huì)的實(shí)際收入或國(guó)民收入水平，表示總的污染排放，、、、都為大于零的常數(shù)。顯然，隨著國(guó)民收入水平的增加，社會(huì)總效用也相應(yīng)增加，另外，隨著環(huán)境污染水平的增加或的增加，社會(huì)總效用相應(yīng)降低。因此，我們可以這樣認(rèn)為，越大，表示社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越低。環(huán)境污染的供給函數(shù)可由社會(huì)效用函數(shù)推出：

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為了簡(jiǎn)化分析，假設(shè)只有一種商品，并且該商品的價(jià)格為，那么，國(guó)民收入函數(shù)的表達(dá)式為：

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其中，是收入的轉(zhuǎn)換系數(shù)，為大于零的常數(shù)（）。由收入對(duì)環(huán)境污染求偏導(dǎo)可以得到環(huán)境污染的需求函數(shù)：

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由環(huán)境污染的供給等于需求（）得到環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線：

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由此，可以看出環(huán)境污染是關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的函數(shù)，而環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的具體關(guān)系可以通過(guò)環(huán)境污染對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平求導(dǎo)得出：

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當(dāng)時(shí)，，即社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度處于較低階段時(shí)，隨著國(guó)民收入水平的增加，環(huán)境污染水平也相應(yīng)增加，即環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而惡化。當(dāng)時(shí)，，即社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度處于較高階段時(shí)，隨著國(guó)民收入水平的增加，環(huán)境污染水平相應(yīng)下降，也就是說(shuō)，在這個(gè)階段，環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而得到改善。由此，當(dāng)時(shí)，，即環(huán)境污染曲線到達(dá)倒U形曲線的拐點(diǎn)。這可能是因?yàn)樵谏鐣?huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升勢(shì)必會(huì)依賴能源的耗費(fèi)、資源的大量開(kāi)發(fā)等途徑加以實(shí)現(xiàn)，從而引發(fā)環(huán)境污染問(wèn)題。但是隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)優(yōu)化、生產(chǎn)規(guī)模逐步擴(kuò)大所帶來(lái)的技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)以及規(guī)模效應(yīng)減少了污染物排放，改善了環(huán)境質(zhì)量。于是，本文提出假設(shè)1。

H1：環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系，即符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線。

圖1 的模擬數(shù)字分析表明，和關(guān)系曲線的拐點(diǎn)水平為，當(dāng)國(guó)民收入水平低于24000時(shí)，環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而惡化，反之則反是。

圖1 ??和關(guān)系圖示

自然資源對(duì)一國(guó)原始財(cái)富的積累來(lái)說(shuō)確實(shí)是一種福音，但當(dāng)Auty（1993）首次提出“資源詛咒”后，學(xué)者們從各個(gè)角度驗(yàn)證了自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的限制性，且資源開(kāi)發(fā)利用的效率低下是造成生態(tài)破壞和環(huán)境污染的主要原因。同時(shí)自然資源的開(kāi)發(fā)受地方政府發(fā)展規(guī)劃、開(kāi)發(fā)政策的影響，自然資源豐裕地區(qū)在地方政府競(jìng)爭(zhēng)以及中國(guó)式財(cái)政分權(quán)下所產(chǎn)生的政府短視行為，會(huì)引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)固化、抑制創(chuàng)新、人才流失等問(wèn)題。在傳導(dǎo)機(jī)制上，資源的過(guò)度開(kāi)發(fā)本身會(huì)惡化生態(tài)環(huán)境的脆弱性及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性，加之產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的固化以及創(chuàng)新技術(shù)的欠缺，自然資源豐裕地區(qū)必然面臨嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題?；诖?，提出假設(shè)2。

H2：自然資源越豐裕的地區(qū)環(huán)境污染問(wèn)題越嚴(yán)重，即資源詛咒在環(huán)境污染視角下是成立的。

本文借鑒研究環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的經(jīng)驗(yàn)方程，并在考慮地區(qū)資源稟賦的基礎(chǔ)上建立計(jì)量模型，并選取合適的變量衡量指標(biāo)。

為了分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響，結(jié)合上述理論模型的經(jīng)濟(jì)含義，我們建立如下的基礎(chǔ)計(jì)量分析框架：

???????????????????????????????????????????????????（7）

其中、、分別表示地區(qū)第年的環(huán)境污染指標(biāo)、實(shí)際人均收入、實(shí)際人均收入的平方項(xiàng)，表示獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，表示常數(shù)項(xiàng)，表示各解釋變量所對(duì)應(yīng)的系數(shù)。

基于上述的分析考慮到其他因素對(duì)環(huán)境污染的影響，再將地區(qū)資源稟賦、工業(yè)發(fā)展水平、環(huán)境規(guī)制等變量加入方程中，并且考慮到環(huán)境污染的滯后效應(yīng)，把環(huán)境污染指數(shù)的滯后項(xiàng)加入方程，得到如下的計(jì)量方程：

??????（8）

其中，表示常數(shù)項(xiàng)，、、、、分別表示地區(qū)第年的環(huán)境污染指數(shù)滯后一期變量以及資源稟賦、環(huán)境規(guī)制水平、環(huán)境規(guī)制水平滯后一期、工業(yè)化水平，表示獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）

實(shí)際GDP能較為準(zhǔn)確地反映一個(gè)地區(qū)的真實(shí)生活水平與發(fā)展?fàn)顩r，因此本文選取以2000年為基期計(jì)算而得的各地區(qū)人均實(shí)際GDP來(lái)衡量地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

根據(jù)相關(guān)的研究文獻(xiàn)，自然資源種類繁多，內(nèi)容龐雜，用一個(gè)或幾個(gè)變量難以完全反映出來(lái)，但是我們?cè)谶x取該變量時(shí)應(yīng)該盡量去契合實(shí)際。自然資源豐裕度的衡量指標(biāo)比較多，Rappaport?和Sachs（2003）以初級(jí)產(chǎn)品出口占GDP 的比重作為各國(guó)自然資源水平的代理變量，徐康寧和王劍（2006）以采掘業(yè)部門的投入水平代表自然資源的擁有狀況。參照何雄浪和姜澤林（2017）的做法，考慮到數(shù)據(jù)的可得性與科學(xué)性，本文采用各地區(qū)歷年自然資源開(kāi)發(fā)行業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值（主要包括煤炭、石油、天然氣三大行業(yè)的產(chǎn)值之和）占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)度量自然資源的豐裕度。借鑒俞雅乖（2013）等學(xué)者的做法用各地區(qū)歷年的工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例衡量地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，而環(huán)境規(guī)制變量用各地區(qū)環(huán)境治理投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來(lái)表示。而本文中的環(huán)境污染變量則是利用各地區(qū)歷年的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量，利用改進(jìn)的熵值法計(jì)算而得的環(huán)境污染綜合指數(shù)來(lái)衡量。另外，本文后面也將引入財(cái)政分權(quán)、技術(shù)水平這兩個(gè)工具變量。各變量的具體描述如表1所示。

本文采取中國(guó)大陸30個(gè)省、市、自治區(qū)樣本作為研究對(duì)象，以2000—2015年作為樣本區(qū)間，面板數(shù)據(jù)集囊括了30個(gè)截面單位在16年內(nèi)的時(shí)間序列資料，樣本觀察值共計(jì)480個(gè)。文章中的各種數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)及相關(guān)數(shù)據(jù)終端等，部分?jǐn)?shù)據(jù)是作者根據(jù)相關(guān)公式計(jì)算整理而得，缺失的部分?jǐn)?shù)據(jù)是作者根據(jù)統(tǒng)計(jì)方法外推而得。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

為了探究收入水平、資源稟賦與地區(qū)環(huán)境污染之間可能存在的相關(guān)關(guān)系，給出變量間的散點(diǎn)關(guān)系圖示（見(jiàn)圖2、圖3）。圖2給出了地區(qū)環(huán)境污染與實(shí)際人均收入水平的散點(diǎn)圖，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染隨實(shí)際人均收入水平的變化呈現(xiàn)出先增后減的趨勢(shì)，即二者呈現(xiàn)出倒U型曲線關(guān)系，符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)。這表明后續(xù)實(shí)證分析中引入收入水平的二次項(xiàng)進(jìn)行回歸分析的合理性。圖3給出了地區(qū)環(huán)境污染與實(shí)際人均收入水平的散點(diǎn)圖，表明地區(qū)資源愈豐裕環(huán)境污染愈嚴(yán)重，這從一定程度上證明了本文變量選取的合理性。

計(jì)量模型中各變量的組間異方差、組間同期相關(guān)以及組內(nèi)自相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，Wald檢驗(yàn)的P值為0.0000強(qiáng)烈拒絕了同方差的原假設(shè)，認(rèn)為選取的面板數(shù)據(jù)存在組間異方差，這表明為了提高估計(jì)的準(zhǔn)確性我們需要考慮地區(qū)間的異質(zhì)性。Pesaran檢驗(yàn)的P值為0.0000，這同樣也強(qiáng)烈拒絕了無(wú)同期相關(guān)的原假設(shè)，認(rèn)為存在同期相關(guān)，而同期相關(guān)從某種程度上說(shuō)明了我們控制變量的選取是合理的。Wooldridge檢驗(yàn)的P值為0.0000也強(qiáng)烈拒絕了不存在一階組內(nèi)自相關(guān)的原假設(shè)，這說(shuō)明選取的變量有明顯的時(shí)間趨勢(shì)，但是考慮到本文實(shí)證分析所采用的數(shù)據(jù)是含30個(gè)截面16期的短面板數(shù)據(jù)，因此我們可以不考慮面板自相關(guān)的問(wèn)題。由此，我們?cè)谙旅娴挠?jì)量分析中要在考慮組間異方差的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析。

本文首先利用普通的面板最小二乘法給出初步的估計(jì)結(jié)果作為參照系，在估計(jì)的過(guò)程中為消除面板組間異方差的影響將使用異方差——穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)回歸的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性的修正，為消除變量的內(nèi)生性影響，我們將運(yùn)用工具變量二階段最小二乘法對(duì)回歸結(jié)果作進(jìn)一步的校正分析，最后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

在利用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)時(shí)，所涉及的信息較橫截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)復(fù)雜，如果在實(shí)證中設(shè)置的模型不恰當(dāng)，會(huì)使分析的結(jié)果與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)之間存在較大的偏誤。因此，在進(jìn)行正式的回歸分析之前需要對(duì)實(shí)證模型進(jìn)行檢驗(yàn)，以期得到更為精確的回歸結(jié)果。這首先要對(duì)面板數(shù)據(jù)是否存在個(gè)體效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明，面板數(shù)據(jù)不存在個(gè)體效應(yīng)，則進(jìn)行混合回歸分析，如果存在個(gè)體效應(yīng)，則要進(jìn)一步檢驗(yàn)是存在個(gè)體固定效應(yīng)還是個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)。

作為一個(gè)參照組先對(duì)模型進(jìn)行混合回歸，并且考慮到同一個(gè)省不同年份之間的擾動(dòng)項(xiàng)可能存在自相關(guān)，而普通的標(biāo)準(zhǔn)差假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)是獨(dú)立同分布的，因此在回歸時(shí)以省份為聚類變量的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)模型進(jìn)行修正，回歸結(jié)果如表4中的第（1）項(xiàng)所示，隨機(jī)效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果分別見(jiàn)表4的第（2）、（3）項(xiàng)。在對(duì)使用混合回歸模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，LM檢驗(yàn)P值為0.000，認(rèn)為隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸模型。在對(duì)選用混合回歸模型還是固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果的P值為0.0019，表明固定效應(yīng)模型明顯優(yōu)于混合回歸模型。為了進(jìn)一步探究本文究竟應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，進(jìn)行 Hausman 檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)結(jié)果的P值為0.0000，因此強(qiáng)烈拒絕“存在隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)”，認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型而不是隨機(jī)效應(yīng)模型。由此，本文認(rèn)為應(yīng)該選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，在后續(xù)的分析中我們以固定效應(yīng)模型為基礎(chǔ)進(jìn)行分析。

回歸結(jié)果的第（3）項(xiàng)表明，滯后一期的環(huán)境污染指數(shù)對(duì)上一期的環(huán)境污染指數(shù)具有顯著的正向影響，因此環(huán)境污染是具有滯后效應(yīng)的，這進(jìn)一步證明了本文在模型中加入環(huán)境污染指數(shù)滯后項(xiàng)的合理性。人均收入水平的系數(shù)顯著為正，人均收入水平平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，這說(shuō)明收入水平與環(huán)境污染之間的關(guān)系并不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是環(huán)境污染與人均收入水平呈倒U形曲線關(guān)系，這就驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)1。該倒U形曲線的拐點(diǎn)數(shù)值為32229，這表明當(dāng)人均收入低于32229元時(shí)，環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨人均收入水平的提高而惡化，但是當(dāng)人均收入水平達(dá)到32229元之后，環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨人均收入水平的提高而得到改善。環(huán)境污染與人均收入水平之間的這一關(guān)系與環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)是相吻合的。為了直觀感受環(huán)境污染水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的相關(guān)關(guān)系，樣本數(shù)據(jù)中環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的擬合關(guān)系如圖2所示。圖2表明，環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平呈現(xiàn)倒U形的關(guān)系，即環(huán)境污染隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高先增后減，并且目前我國(guó)各省區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大多分布在曲線的左端，只有少數(shù)地區(qū)部分年份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平超過(guò)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的拐點(diǎn)。地區(qū)自然資源稟賦對(duì)環(huán)境污染水平具有正向的影響，即自然資源的開(kāi)發(fā)導(dǎo)致了地區(qū)環(huán)境污染水平的上升，環(huán)境污染的增加對(duì)社會(huì)來(lái)講，顯然是一種負(fù)效用，我們認(rèn)為，這也是一種“資源詛咒”效應(yīng)，由于估計(jì)系數(shù)不顯著，我們認(rèn)為，這可能跟自然資源稟賦這一解釋變量可能存在內(nèi)生性有關(guān)，我們將在后面的分析中引入工具變量予以解決。環(huán)境規(guī)制的滯后一階對(duì)環(huán)境污染水平具有反向影響作用，但是這種抑制效應(yīng)不顯著，并且環(huán)境規(guī)制的當(dāng)期項(xiàng)對(duì)地區(qū)的環(huán)境污染水平表現(xiàn)出惡化效應(yīng)，這可能是由于模型存在內(nèi)生性而引發(fā)的估計(jì)偏誤，我們同樣將在后面的分析中加以解決。地區(qū)工業(yè)化水平對(duì)環(huán)境污染水平具有顯著的正向作用，這表明地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總生產(chǎn)值的比重越大，該地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量就越惡劣。因此，工業(yè)的發(fā)展是造成我國(guó)環(huán)境污染的重要影響因素之一。

固定效應(yīng)模型雖然能有效剔除地區(qū)的個(gè)體效應(yīng)，得到參數(shù)的一致估計(jì)，但是固定效應(yīng)模型估計(jì)系數(shù)的一致性前提是解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)關(guān)，即要求解釋變量都是外生的。在本文關(guān)鍵的解釋變量中，自然資源稟賦這一解釋變量可能存在內(nèi)生性，如果不對(duì)其進(jìn)行處理那么估計(jì)的系數(shù)將可能是有偏的。自然資源稟賦本身是外生決定的，但是考慮到本文的自然資源稟賦是用地區(qū)的煤炭、石油、天然氣三大自然資源開(kāi)發(fā)行業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)衡量的，這一變量可能會(huì)受地方財(cái)政、地方政府競(jìng)爭(zhēng)等方面因素的影響，從而影響地區(qū)的污染物排放，因此在這種情況下自然資源稟賦是具有內(nèi)生性的，但是在相關(guān)的研究中鮮有學(xué)者對(duì)這一變量的內(nèi)生性進(jìn)行考慮。

本文利用Durbin-Wu-Hausman Test對(duì)自然資源稟賦的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，在輔助回歸的結(jié)果中第一階段回歸的殘差的系數(shù)對(duì)應(yīng)的t值為-2.65，在1%的顯著性水平下拒絕資源稟賦變量是外生的原假設(shè)，這表明自然資源稟賦變量確實(shí)為內(nèi)生變量。因此為降低內(nèi)生性對(duì)估計(jì)所引發(fā)的偏誤，需要進(jìn)行工具變量估計(jì)。本文選取的第一個(gè)工具變量是財(cái)政分權(quán)度（）。財(cái)政分權(quán)指的是中央政府給予地方政府一定的稅收權(quán)責(zé)，以更好地服務(wù)于地方的公共政策。在財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染關(guān)系的研究上，閆文娟（2012）從財(cái)政分權(quán)的角度出發(fā)研究地方的環(huán)境污染問(wèn)題，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)提高地方政府間的競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)而減少環(huán)境治理投資，從而會(huì)對(duì)地方的環(huán)境造成不良影響，在張克中等（2011）的研究中也發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)會(huì)降低地方政府對(duì)碳排放的管制。借鑒王文劍和覃成林（2007）等學(xué)者的做法，對(duì)財(cái)政分權(quán)的衡量我們用地方人均本級(jí)預(yù)算支出占中央和地區(qū)人均預(yù)算支出的比例來(lái)表示。在大樣本的情況下，增加工具變量能提高估計(jì)的有效性，因此本文還選取了地區(qū)的技術(shù)水平（）作為資源稟賦變量的工具變量，對(duì)地區(qū)技術(shù)水平的衡量我們用各地區(qū)每年的科技與研發(fā)經(jīng)費(fèi)來(lái)表示。

值得注意的是，有效的工具變量必須滿足兩個(gè)條件，其一是工具變量的外生性，即工具變量與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，其二是工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性。由此，第一，我們進(jìn)行過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，考察所選擇的工具變量是否都為外生的。以財(cái)政分權(quán)度、技術(shù)水平作為資源稟賦的工具變量時(shí)，檢驗(yàn)的P值為 0.105，因此在10%的顯著性水平下也不能拒絕“所有工具變量均外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為本文選取的工具變量在外生性方面是合格的。第二，對(duì)工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性進(jìn)行考察。檢驗(yàn)的結(jié)果表明Shea's partial R值為0.171，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也為53，能強(qiáng)烈拒絕“存在弱工具變量”的原假設(shè)，即認(rèn)為本文選取的工具變量與內(nèi)生變量是相關(guān)的。因此，本文選取的二個(gè)工具變量都是有效的，并且模型的選取也是可靠的。

表4第（4）項(xiàng)報(bào)告了工具變量2SLS回歸的結(jié)果，相較于固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，在對(duì)模型的內(nèi)生性進(jìn)行處理之后發(fā)現(xiàn)，資源稟賦變量的系數(shù)上升到0.833，并且在1%的顯著性水平下顯著，這表明由于資源稟賦變量的內(nèi)生性使得固定效應(yīng)模型大大低估了資源稟賦在環(huán)境污染方面的效應(yīng)，從而低估了地區(qū)的資源稟賦對(duì)環(huán)境質(zhì)量的消極影響，因此，我們采用工具變量法進(jìn)行估計(jì)是很有必要的。可以看出對(duì)資源稟賦變量的內(nèi)生性進(jìn)行控制后，強(qiáng)化了資源詛咒在環(huán)境污染方面的存在性，這就驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)2。資源詛咒在環(huán)境污染方面存在的原因可能是隨著各地方政府財(cái)政分權(quán)度的提高，地方政府間的競(jìng)爭(zhēng)也逐漸增大，為提高本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，一些擁有豐富自然資源的地區(qū)便轉(zhuǎn)向開(kāi)發(fā)自然資源，自然資源的開(kāi)發(fā)通常伴隨了嚴(yán)重的環(huán)境污染，而那些自然資源較為匱乏的地區(qū)便注重高科技的研發(fā)、注重低污染的新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在控制模型中的內(nèi)生性之后，地區(qū)人均收入水平的估計(jì)系數(shù)依然為正，其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)也依然為負(fù)，并且這兩個(gè)變量在10%的顯著性水平下也都是顯著的，這證明在進(jìn)一步有效估計(jì)的前提下，環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的庫(kù)茲涅茨曲線依然是存在的。只是環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的拐點(diǎn)發(fā)生了變化，其拐點(diǎn)由人均收入32229元/年下降到人均收入23188元/年，并且在控制內(nèi)生性之后，我們有理由相信新拐點(diǎn)值23188是更為合理的，這也與圖2中所顯示的拐點(diǎn)位置更為相近。

從表5所列的各地區(qū)人均收入情況可知，無(wú)論從全國(guó)總體來(lái)看，還是從東部、中部、西部分地區(qū)來(lái)看，人均收入水平都遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于達(dá)到拐點(diǎn)所需的收入水平。并且從全國(guó)總體來(lái)看達(dá)到拐點(diǎn)收入水平的樣本點(diǎn)數(shù)量占比僅為7.5%，東部地區(qū)達(dá)到拐點(diǎn)收入水平的樣本點(diǎn)數(shù)量占比也只有16.07%，并且中、西部地區(qū)沒(méi)有人均收入水平的樣本點(diǎn)數(shù)量超過(guò)拐點(diǎn)收入水平，這表明我國(guó)的人均收入水平基本上還處于環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的左端。環(huán)境管制變量的滯后項(xiàng)的系數(shù)從-0.0830上升到-0.155，并且滯后項(xiàng)的系數(shù)變得顯著，這說(shuō)明固定效應(yīng)模型由于內(nèi)生性問(wèn)題低估了環(huán)境管制對(duì)環(huán)境的改善效應(yīng)。但是，在控制內(nèi)生性變量之后，工業(yè)化水平這一變量的估計(jì)系數(shù)變得不顯著，但是其系數(shù)的符號(hào)依然為正，說(shuō)明了工業(yè)發(fā)展帶來(lái)了環(huán)境污染這一結(jié)論是確定的。

為了確保本文實(shí)證分析結(jié)果的可靠性，從以下幾方面進(jìn)行穩(wěn)健性分析：

如果估計(jì)的模型中存在異方差問(wèn)題，那么二階段最小二乘法的估計(jì)結(jié)果可能會(huì)存在偏誤，因此在這種情況下，GMM估計(jì)比最小二乘法更有效率。首先進(jìn)行兩步最優(yōu)GMM估計(jì)，估計(jì)的結(jié)果如表6中的第（1）項(xiàng)所示。通過(guò)與表4中2SLS的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，兩者所有系數(shù)的估計(jì)結(jié)果與顯著性都非常相似。其次進(jìn)行迭代GMM估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表6中的第（2）項(xiàng)所示?？梢钥闯鰞煞NGMM方法的估計(jì)結(jié)果都相差無(wú)幾，并且其結(jié)果與2SLS也很接近，這說(shuō)明本文的估計(jì)結(jié)果并沒(méi)有受異方差的影響，因此回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

在本文的模型設(shè)置中由于考慮到環(huán)境污染的滯后效應(yīng)，在計(jì)量模型中加入了環(huán)境污染的滯后項(xiàng)，滯后項(xiàng)的加入可能會(huì)使計(jì)量模型存在自相關(guān)的問(wèn)題，用2SLS法會(huì)使估計(jì)的結(jié)果可能出現(xiàn)偏誤，因此本文利用動(dòng)態(tài)面板估計(jì)法對(duì)上述的回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析，估計(jì)的結(jié)果如表6中的第（3）項(xiàng)所示，從中可以看出環(huán)境污染確實(shí)是存在滯后效應(yīng)的，即上一期的環(huán)境污染水平直接影響下一期的環(huán)境污染水平。雖然地區(qū)自然資源稟賦變量變得不顯著，但是其系數(shù)依然為正。地區(qū)人均收入水平及其平方項(xiàng)的系數(shù)、顯著性水平都有所提高，環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間仍然呈現(xiàn)出倒U型的曲線關(guān)系。環(huán)境規(guī)制滯后變量的系數(shù)與2SLS的估計(jì)結(jié)果相近，并且顯著性水平有一定的提升。工業(yè)化水平的估計(jì)系數(shù)為正，并且系數(shù)與顯著性水平都有所提高。并且Arellano-Bond檢驗(yàn)的結(jié)果表明不能拒絕擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)的原假設(shè)，同時(shí)進(jìn)行Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果也表明模型中選取的所有工具變量都是有效的，因此本文的回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

本文通過(guò)理論梳理，構(gòu)建了一個(gè)基于地區(qū)資源稟賦視角的環(huán)境污染與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量模型，并在此基礎(chǔ)上以中國(guó)2000—2015年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本，采用普通面板最小二乘法、工具變量二階段最小二乘法，并對(duì)計(jì)量結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由此，本文得到的研究結(jié)論主要有：第一，在控制了其他影響環(huán)境污染水平的因素之后，自然資源稟賦對(duì)環(huán)境污染指數(shù)具有顯著的正向影響，即豐裕的自然資源地區(qū)開(kāi)發(fā)自然資源會(huì)帶來(lái)嚴(yán)重的環(huán)境污染，這說(shuō)明“資源詛咒”在環(huán)境污染的角度是存在的。并且三個(gè)角度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)都表明該結(jié)論是穩(wěn)健的，這一假說(shuō)在實(shí)證上和經(jīng)驗(yàn)上都得到了強(qiáng)有力的支持;第二，在用環(huán)境污染綜合指數(shù)來(lái)衡量環(huán)境質(zhì)量的情況下，環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線在中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)上是存在的，并且數(shù)據(jù)顯示我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還處于環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的左端;第三，工業(yè)化水平的提高是造成我國(guó)環(huán)境污染嚴(yán)重的重要影響因素之一。加大環(huán)境治理力度對(duì)當(dāng)期的環(huán)境質(zhì)量沒(méi)有改善作用，但是環(huán)境治理具有顯著的滯后效應(yīng)，這表明長(zhǎng)期穩(wěn)定的環(huán)境治理對(duì)環(huán)境質(zhì)量的改善具有顯著的作用。

賈雷德·戴蒙德（2017）指出，“生態(tài)體系從根本上為我們提供了干凈的水而不是臟水，干凈的空氣而不是不潔的空氣，肥沃的土壤而不是貧瘠的土壤。河里的水之所以健康，是因?yàn)橛兴参锖臀⑸?，以及生長(zhǎng)在河流兩岸的森林。自然界為我們提供了生態(tài)體系服務(wù)，凈化我們的水和空氣，保持我們的土壤肥沃”。當(dāng)前，伴隨著人們生活水平的提高，人們對(duì)環(huán)境質(zhì)量的要求越來(lái)越高，這也是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的必然要求。因此，本文的研究對(duì)如何平衡環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系、地區(qū)資源的開(kāi)發(fā)利用、環(huán)境管制等方面都具有重要的政策啟示意義：

第一，堅(jiān)定走生態(tài)良好的文明發(fā)展道路，逐步提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)。經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展要求處理好經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)這一對(duì)矛盾。雖然本文的分析結(jié)果表明，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染的影響呈現(xiàn)出先惡化后改善的態(tài)勢(shì)，符合傳統(tǒng)的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的特征。但是環(huán)境質(zhì)量的改善并非由單一的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一因素決定，還取決于技術(shù)水平的提高、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的改善等多方面因素的影響。如果堅(jiān)持認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展到一定的程度之后環(huán)境質(zhì)量就會(huì)自動(dòng)改善，堅(jiān)持走西方國(guó)家“先污染，后治理”的增長(zhǎng)方式，而不及時(shí)采取環(huán)境保護(hù)措施，一旦環(huán)境污染超過(guò)環(huán)境的承受值，將會(huì)造成生態(tài)失衡，嚴(yán)重阻礙經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。因此，要主動(dòng)采取環(huán)境保護(hù)措施，提高技術(shù)的創(chuàng)新能力，堅(jiān)定走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的文明發(fā)展道路，建設(shè)美麗中國(guó)。環(huán)境管制對(duì)環(huán)境質(zhì)量改善的效果具有滯后性，因此政府應(yīng)該長(zhǎng)期實(shí)行最嚴(yán)格的生態(tài)環(huán)境保護(hù)制度，由于中國(guó)各省市、地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、自然條件存在著巨大的差異，所以環(huán)境保護(hù)制度在各地區(qū)應(yīng)因地制宜、有所差別，禁止環(huán)?！耙坏肚小?，堅(jiān)決避免以生態(tài)環(huán)境為借口緊急停工停業(yè)停產(chǎn)等簡(jiǎn)單粗暴行為。

第二，推進(jìn)能源轉(zhuǎn)型和消費(fèi)革命，從源頭上遏制環(huán)境污染。不可再生能源的開(kāi)采與消費(fèi)會(huì)引致嚴(yán)重的生態(tài)惡化問(wèn)題，并且本文的實(shí)證分析表明資源稟賦越豐富的地區(qū)環(huán)境污染越嚴(yán)重，即資源詛咒這一現(xiàn)象在環(huán)境污染角度是存在的。黨的十九大報(bào)告指出，要“加快建立綠色生產(chǎn)和消費(fèi)的法律制度和政策導(dǎo)向，建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)體系。推進(jìn)能源生產(chǎn)和消費(fèi)革命，構(gòu)建清潔低碳、安全高效的能源體系。推進(jìn)資源全面節(jié)約和循環(huán)利用，實(shí)施國(guó)家節(jié)水行動(dòng)，降低能耗、物耗，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)系統(tǒng)和生活系統(tǒng)循環(huán)鏈接”，而推進(jìn)能源生產(chǎn)和消費(fèi)革命的關(guān)鍵在于開(kāi)發(fā)開(kāi)發(fā)綠色清潔能源，因此重要的是加大綠色能源生產(chǎn)技術(shù)的開(kāi)發(fā)投入、加快綠色低碳能源的技術(shù)創(chuàng)新。當(dāng)前，特別是在資源稟賦地區(qū)工業(yè)基本上是該地區(qū)的主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源，也是環(huán)境污染的主要來(lái)源，故環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重點(diǎn)應(yīng)該放在工業(yè)上面，堅(jiān)持走新型工業(yè)化的發(fā)展道路。

第三，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，做好工業(yè)布局。工業(yè)部門是環(huán)境污染的主要來(lái)源，在工業(yè)企業(yè)的選址上要做好上中下游企業(yè)的工業(yè)布局，提高生態(tài)環(huán)境的自我凈化能力。同時(shí)，要提高地區(qū)間工業(yè)產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，各地區(qū)工業(yè)企業(yè)的構(gòu)成及功能應(yīng)該有所區(qū)別，要形成地區(qū)間優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)的工業(yè)體系，從而提高資源的利用效率。

• Stephen，K.Mineral?Resources，Economics and the Environment[M].Lehigh University Press，1994：1-125.

Pollution and Reginal Economic Growth： A Perspective on Resource Curse

HE Xiong-lang??YE?Yi

（School of Economics， Southwestern Minzu University， Chengdu ?610041， China）

Abstract：Based on the theoretical analysis， we take?the provincial panel data of China from the year of 2000 to 2015 as a sample to analyze the relationship between regional environmental pollution and economic growth from the perspective of resource curse.?The results show that： The exploitation of natural resources in abundant natural resources areas will bring about serious environmental pollution， which indicates that "resource curse" exactly exists in the perspective of environmental pollution; The environmental Kuznets curve exists in Chinese provinces， and evidence shows that China's economic development level is still on the left side of it. The rising level of industrialization is one of the important factors that cause serious environmental pollution in China， and the long-term stable environmental governance has a significant effect on the improvement of environmental quality.?The research results provide useful policy enlightenment for balancing the relationship between environmental pollution and economic growth， promoting the effective utilization of natural resources?and upgrading of industrial structure.

Keywords： resource curse; environmental pollution; regional economic growth; environmental governance