劉子秋 LIU Zi-qiu；劉萍 LIU Ping

（安徽財經(jīng)大學(xué)，蚌埠 233030）

0 引言

工業(yè)是實體經(jīng)濟(jì)中至關(guān)重要的一部分，工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是實體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的前提。改革開放以來，我國持續(xù)不斷推進(jìn)工業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，粗放式的經(jīng)濟(jì)增長方式在帶來經(jīng)濟(jì)繁榮的同時也造成了資源浪費(fèi)、資源過度消耗與環(huán)境污染等一系列問題[1]。隨著“五大發(fā)展理念”的深入，資源與環(huán)境之間的協(xié)調(diào)發(fā)展越來越受到重視。例如在煤炭行業(yè)，國家制定了一系列相關(guān)文件以加強(qiáng)煤炭開發(fā)的環(huán)境影響評價管理從而降低煤炭工業(yè)對生態(tài)環(huán)境的影響[2]。2021 年，工業(yè)和信息化部發(fā)布“十四五”工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃，確保工業(yè)領(lǐng)域節(jié)能降碳、減耗高效，以科技創(chuàng)新驅(qū)動綠色發(fā)展[3]。

整理國外文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，Ahmet 等（2017）[4]指出工業(yè)部門從污染制造業(yè)向清潔部門的轉(zhuǎn)變導(dǎo)致環(huán)境庫茲涅茨曲線呈現(xiàn)倒“U”型。Patrik Oskarsson 等（2018）[5]對印度的煤炭開采與加工進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長過度依賴電力生產(chǎn)會對環(huán)境產(chǎn)生不利影響，因此需要通過技術(shù)手段實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，從而緩解煤污染。

整理國內(nèi)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，劉華軍（2012）[6]等的研究證明我國絕大多數(shù)的省市經(jīng)濟(jì)和環(huán)境之間的關(guān)系呈現(xiàn)倒U 形曲線。盧福財和詹先志（2019）[7]的研究探析了環(huán)境污染與制造業(yè)之間的非線性關(guān)系，同時發(fā)現(xiàn)二氧化硫污染對制造業(yè)的集聚的抑制作用并不明顯。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者大多是結(jié)合經(jīng)濟(jì)增長、能源消耗、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境進(jìn)行較為宏觀的研究，而較少有文章從工業(yè)發(fā)展的視域開展研究。本文通過研究工業(yè)發(fā)展造成的環(huán)境污染，分析工業(yè)污染的影響因素，進(jìn)而得到一系列的工業(yè)污染改善措施。

1 理論假設(shè)

1.1 工業(yè)增加值與環(huán)境污染之間的關(guān)系

大氣污染、水污染、固體廢物污染是工業(yè)發(fā)展在環(huán)境方面所帶來的主要污染問題[8，9]。大氣污染會對工業(yè)發(fā)展產(chǎn)生不利影響，一方面如二氧化硫等濃度的增加會對社會公眾的身體健康造成危害，另一方面污染氣體會腐蝕生產(chǎn)建筑材料以及廠房設(shè)備。作為一個人口大國，我國水資源匱乏，與此同時工業(yè)廢水會對生產(chǎn)設(shè)備的穩(wěn)定性造成不利影響且大大降低污水治理的效率，因此水污染是工業(yè)發(fā)展的絆腳石。目前我國工業(yè)固體廢物的綜合利用率與發(fā)達(dá)國家相比尚處于低效水平[10]，對大量固體廢物采取填埋這一措施不僅占用了大量土地資源而且廢物滲濾液會對環(huán)境造成二次破壞。

綜上所述提出假設(shè)1：工業(yè)增加值的升高會加重環(huán)境污染。

1.2 工業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染之間的關(guān)系

不同行業(yè)對環(huán)境的影響程度與強(qiáng)度不同。以環(huán)境污染中的水污染為例，造紙業(yè)與化學(xué)品制造業(yè)的氮氨化合物的排放量高于其他行業(yè)；農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)的有機(jī)物污染較為嚴(yán)重，同時排污強(qiáng)度高于工業(yè)平均水平。

綜上所述提出研究假設(shè)2：工業(yè)結(jié)構(gòu)的改善有利于緩解環(huán)境污染問題。

2 變量定義、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計特征

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量定義

本文選取2011-2020 年中國省際面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局，變量設(shè)置通過閱讀各類文獻(xiàn)得以確定。

①被解釋變量：環(huán)境污染水平（Y）。本文采用工業(yè)二氧化硫排放量作為環(huán)境污染的衡量指標(biāo)。

②核心解釋變量：工業(yè)發(fā)展水平?？紤]到工業(yè)發(fā)展的質(zhì)和量兩個方面的因素，本文分別采用工業(yè)增加值（X1）衡量工業(yè)產(chǎn)出“量”。同時，用工業(yè)產(chǎn)值占GDP 的比重衡量工業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)（X2）并以此來表示工業(yè)發(fā)展“質(zhì)”的方面。

③控制變量：1）工業(yè)污染治理（X3）：采用工業(yè)污染治理投資完成額來表示工業(yè)污染治理，預(yù)期該變量與環(huán)境污染呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。2）人口（X4）：本文采用各省份常住人口來衡量地區(qū)人口因素，人口的增長對地區(qū)環(huán)境會產(chǎn)生一定影響。3）綠化水平（X5）：本文采用建成區(qū)綠化覆蓋率來衡量各地區(qū)綠化水平。城市綠化可以吸收二氧化硫，在一定程度上降低環(huán)境污染。

2.2 描述性統(tǒng)計

本文選取了2011-2020 年全國除港澳臺地區(qū)外31 個省份的面板數(shù)據(jù)，變量的基本統(tǒng)計信息如表1。

表1 描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 模型選擇

對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前，本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行豪斯曼檢驗，得到表2。

表2 豪斯曼檢驗

由豪斯曼檢驗結(jié)果可知，P 值小于0.01，檢驗的統(tǒng)計值在1%置信水平下拒絕原假設(shè)，說明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。

據(jù)此本文構(gòu)建雙固定效應(yīng)模型考察工業(yè)發(fā)展對環(huán)境污染的影響。根據(jù)上文選取變量構(gòu)建模型為：

其中，i 表示第i 省份，t 表示第i 年。被解釋變量Yit表示第t 年第i 省份的環(huán)境污染，X1it核心解釋變量表示第t年第i 省份的工業(yè)產(chǎn)值的對數(shù)值，X2it表示第t 年第i 省份的工業(yè)結(jié)構(gòu)，controlit表示一系列的控制變量，id 表示個體的固定效應(yīng)，year 表示時間效應(yīng)，εit表示隨機(jī)誤差項。

3.2 相關(guān)性分析

由表3 可知，各變量的相關(guān)系數(shù)均小于0.8，同樣表明各變量不存在多重共線性。

表3 相關(guān)性分析

3.3 異方差檢驗

本文采用懷特檢驗方法檢驗數(shù)據(jù)是否存在異方差，原假設(shè)為不存在異方差。由表4 可知，P 值小于0.05，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為存在異方差。

表4 異方差檢驗

3.4 基準(zhǔn)回歸

為了解決組間異方差相關(guān)問題，本文采用面板矯正標(biāo)準(zhǔn)誤模型回歸，結(jié)果如表5 所示。

表5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由逐步回歸結(jié)果R 方可以看出模型擬合優(yōu)度良好，該模型可以有效解釋工業(yè)發(fā)展對環(huán)境污染的影響程度。

從實證結(jié)果可以看出：核心解釋變量工業(yè)總產(chǎn)值（X1）對工業(yè)二氧化硫排放量（Y）的影響系數(shù)為正，回歸系數(shù)為53.307，且在1%的顯著性水平下顯著，即工業(yè)總產(chǎn)值的增加顯著促進(jìn)工業(yè)二氧化硫排放量，加重了環(huán)境污染程度。同理，工業(yè)結(jié)構(gòu)（X2）對工業(yè)二氧化硫排放量（Y）的影響系數(shù)為負(fù)，回歸系數(shù)為-0.586，且在1%的顯著性水平下顯著，即工業(yè)結(jié)構(gòu)的改善顯著抑制工業(yè)二氧化硫排放量，降低了環(huán)境污染程度。

從人口數(shù)量（X4）的回歸系數(shù)可以看出，人口數(shù)量與工業(yè)二氧化硫排放量為顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，影響系數(shù)為-0.044，且在1%的顯著性水平上顯著，即人口的增加減少了工業(yè)二氧化硫的排放。而綠化水平（X5）的回歸系數(shù)雖然表現(xiàn)出與工業(yè)二氧化硫排放量的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但不顯著，表明各省份建成區(qū)綠化水平仍有待提高，對工業(yè)排放二氧化硫和環(huán)境污染的抑制作用有待提高。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平等因素都會存在一定地域差異，本文采用調(diào)整樣本的方式檢驗工業(yè)發(fā)展水平對環(huán)境污染的影響是否存在地區(qū)差異。本文將樣本中的31 個省份依據(jù)國家統(tǒng)計局的標(biāo)準(zhǔn)劃分成東、中、西三個區(qū)域。

由表6 可知，東部、中部、西部地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)出對二氧化硫的排放均呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系，且均在1%的顯著性水平上顯著，即工業(yè)產(chǎn)出值對二氧化硫的排放量存在正向促進(jìn)作用，對環(huán)境污染有很大影響，其中中部地區(qū)的相關(guān)系數(shù)最大。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

從工業(yè)結(jié)構(gòu)來看，東部、中部、西部地區(qū)的工業(yè)結(jié)構(gòu)水平對二氧化硫的排放均呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且分別在10%、5%、1%的顯著性水平上顯著，即東部、中部、西部地區(qū)的工業(yè)結(jié)構(gòu)對二氧化硫的排放量存在抑制作用，工業(yè)結(jié)構(gòu)水平能夠在一定程度上抑制環(huán)境污染，其中西部地區(qū)的工業(yè)結(jié)構(gòu)影響系數(shù)最大。

由檢驗結(jié)果可以認(rèn)為，工業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展顯著抑制了環(huán)境污染，驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

工業(yè)總產(chǎn)值的增加顯著促進(jìn)工業(yè)二氧化硫排放量，加重了環(huán)境污染程度；工業(yè)結(jié)構(gòu)的改善能夠顯著地抑制工業(yè)二氧化硫排放量，降低環(huán)境污染程度；人口的增加減少了工業(yè)二氧化硫的排放；建成區(qū)綠化水平對工業(yè)排放二氧化硫和環(huán)境污染雖然有抑制作用，但抑制作用效果有待提高。

東部、中部、西部地區(qū)的工業(yè)結(jié)構(gòu)的改善對二氧化硫的排放量均存在抑制作用，工業(yè)結(jié)構(gòu)水平的提高能夠在一定程度上抑制環(huán)境污染。其中，西部地區(qū)的工業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平對環(huán)境污染的抑制性影響最為突出。

工業(yè)產(chǎn)出值對二氧化硫的排放量存在正向促進(jìn)作用，對環(huán)境污染有很大影響。其中，中部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了更多的二氧化硫。

4.2 政策建議

第一，將可持續(xù)發(fā)展的要求納入政績考核評價體系。這有助于抑制各級地方政府在區(qū)域競爭中過度膨脹的GDP 增長沖動，降低了為追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展而犧牲環(huán)境的風(fēng)險。

第二，加強(qiáng)地區(qū)環(huán)保能力建設(shè)。增加對企業(yè)的排污限制，充分考慮不同行業(yè)、不同地區(qū)的污染現(xiàn)狀，因地制宜制定差異化的行業(yè)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，并進(jìn)行動態(tài)優(yōu)化限制污染產(chǎn)業(yè)的地區(qū)轉(zhuǎn)移倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，促使污染減排機(jī)制長效化。

第三，優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)。推進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)革新與裝備升級，促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向低消耗、高效益的方向轉(zhuǎn)型升級。同時政府應(yīng)給予新興產(chǎn)業(yè)政策支持以優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)。