環境污染的研究結論精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇環境污染的研究結論，期待它們能激發您的靈感。

篇1

關鍵詞內生增長；稅收競爭；收入分權；環境污染

中圖分類號F812.2文獻標識碼A文章編號1002-2104（2016）04-0001-07doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.04.001

近年來對環境污染相關問題的研究也越來越多，也使得這一問題再度趨熱。環境污染問題影響到中國經濟持續增長和社會和諧發展，尤其是現階段的霧霾天氣已經嚴重危害到人們的身體健康。中國的財政體制改革過程從本質上說就是一個分權的過程，中央政府賦予地區政府的更多的財政自使得地方政府過分追求功績而招商引資。在發展經濟的同時放松了對環境的監管。所以深入探究影響環境污染的內在機制有其重要的現實意義。

1文獻綜述

針對地方政府競爭對環境污染作用的研究較多，如，國外學者Beeker和Lindsay研究認為地方政府間的策略是造成環境惡化的原因[1]。Wilson[2]和Raushcer[3]研究認為地方政府在競爭中為了獲取競爭優勢與收入增加，可能會采取降低稅負或放松環境監管與治理的行為。Chirinko和Wilson研究認為地方政府針對不同類型的污染會采取“騎蹺蹺板”策略（不同的污染治理策略）[4]。國內學者崔亞飛和劉小川利用中國1998-2006年的省際面板數據進行實證研究，結果表明地方政府在稅收競爭中對廢水和固體廢物進行了嚴格的治理，對二氧化硫排放反而放松了監管與治理[5]。劉潔和李文利用中國2000-2009年的省際面板數據進行實證研究，結果表明稅負降低促進了工業廢水、工業廢氣及工業廢棄物等環境污染排放量的增加，而地方政府實施寬松的環境政策改善了工業廢氣和固體廢棄物的環境問題，卻增加了工業廢水排放量[6]。張宏翔等利用中國2005-2012 年的省際面板數據進行實證研究，結果表明政府競爭傾向于加劇廢氣和廢水的排放，傾向于改善固體廢物的環境問題[7]。

關于財政分權與環境污染關系的研究，由于研究角度、統計方法的不同都使得研究結論呈現多元化。一方面學者研究發現提高分權程度會使得環境污染加劇，如，Sigman利用全球面板數據進行實證研究，結果表明財政分權對水污染具有正向影響[8]。張克中等利用中國1998-2008年的省際面板數據對財政分權對環境污染（碳排放）

①東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。進行實證研究，結果表明財政分權對碳排放具有顯著的正向影響[9]。俞雅乖利用中國2001-2010年的省際面板數據進行實證研究，結果表明財政分權對環境污染水平具有正向影響[10]。另一方面少數學者認為分權程度的提高不會加劇環境污染，反而改善環境，如，Millimet研究認為財政分權對環境污染具有負向影響[11]。薛剛和潘孝珍利用中國1998-2009年的省際面板數據進行實證研究，結果表明財政支出分權對污染排放規模具有負向影響，財政收入分權對污染排放規模的影響不一[12]。譚志雄和張陽陽利用中國1994-2012年的省際面板數據進行實證研究，結果表明財政分權對污染排放具有負向影響[13]。

本文創新地從理論和實證兩個角度研究稅收競爭、財政分權對環境污染的影響，探究影響環境污染的內在機制。與已有文獻不同的是：首先在內生增長理論的框架下構建出稅收競爭、財政分權作用于環境質量的理論框架；其次同時關注稅收競爭、收入分權對環境污染的影響；然后將收入分權作為一種通道考慮，研究分權通道下，稅收競爭對環境污染的影響；最后將總體劃分為東、中、西部①三個地區，研究稅收競爭對環境污染影響的區域差異性。

賀俊等：稅收競爭、收入分權與中國環境污染中國人口?資源與環境2016年第4期2理論模型

本文在Davoodi和Zou[14]模型的基礎上，將環境污染強度、環境質量分別引入生產函數和效用函數，構造出財政分權、稅收競爭作用于環境質量的理論框架。

2.1生產函數

生產函數由四部分要素構成，分別為物質資本存量k、中央政府政府財政支出f、地方政府財政支出s以及環境污染強度z。生產函數滿足柯布-道格拉斯（CobbDouglas）生產函數形式，則產出水平y為：

y=f（k，f，s，z）=Akαfβsγz（1）

其中，A表示技術進步率；α+β+γ=1，z∈[0，1]。

2.2消費者行為

設u為折現總效用，u（ct，et）為福利的瞬時效用函數，ct表示t期代表性家庭的人均消費。ρ表示時間偏好率。e表示環境質量。消費者在自身的和政府給定的預算約束以及環境約束下選擇它的消費路徑來使得貼現效應極大化，則最大化效用函數為：

Ω=∫∞0e-ρtu（ct，et）dt（2）

其中，u（c，e）=c1-σ11-σ-（-e）1+ω-111+ω，σ表示相對風險規避系數，ω表示環境意識參數。

代表性消費者的預算約束就是稅后收入都用來消費和積累，即：

k?=（1-τ）y-c-（δ+n）k（3）

其中，τ表示稅率，δ表示資本折舊率，n表示人口增長率。

根據Aghion和Howitt[15]的研究，環境質量e用實際環境質量與上限值之差來表示，則環境質量變化的動態方程為：

e?=-yzψ-θe（4）

其中，θ表示可能的最大再生速度，ψ表示污染程度指數。

2.3政府行為

政府達到收支平衡，預算約束為：

g=τy=τAkαfβsγz（5）

其中，g表示財政總支出，g=f+s。

2.4競爭性均衡求解

考慮以上因素，建立在人均消費水平c上的代表性消費者的決策問題是一個動態最優化問題，則最優化增長問題為：

max∫+∞0u（ct，et）e-ρtdt

k?=（1-τ）y-c-（δ+n）k

e?=-yzψ-θe（6）

對式（6）構造Hamilton泛函：

H=u（c，e）+λ[（1-τ）y-c-（δ+n）k]+μ（-yzψ-θe）（7）

在式（7）中，λ和μ表示Hamilton乘子。由最優化的一階條件得：

H1c=0，H1z=0，H1k=ρλ-λ?（8）

綜合以上式（1）、（5）以及（8），最終可求得在均衡路徑上的經濟增長率為：

gc=c?1c=11σ（1-τ）ατ1-α1αA11αf1gβ1αs1gγ1αz11αψ1ψ+1-δ-n-ρ

（9）

由式（4）可得：

e?1e=-yzψ1e-θ（10）

在均衡平衡路徑上有c?1c=e?1e，由式（9）和（10）可得：

e=-στ1-α1αA11αf1gβ1αs1gγ1αzψ+11αk1（1-τ）ατ1-α1αA11αf1gβ1αs1gγ1αz11αψ1ψ+1-δ-n-ρ-θσ

）

由式（11）可知，本文已構建出宏觀稅率τ、財政分權s/g作用于環境質量的理論框架。

2.5主要結論

對式（11）求關于s/g的偏導數，發現e/（s/g）

對式（11）求關于τ的偏導數，發現e/τ

在上述兩個結論成立的條件下，本文給出命題1：透過收入分權通道，稅收競爭對環境污染的影響程度被加強。

為了驗證理論結論在實際經濟中的適應性，并驗證命題1的正確性，本文將從經驗研究的角度來探討稅收競爭、財政分權對環境污染的影響以及作用機制。

3經驗研究

3.1模型設定

為了驗證理論結論的正確性，本文以環境污染綜合指標為因變量，以稅收競爭強度和收入分權為自變量。具體的計量模型如下：

envit=α0+α1taxcompeit+α2fdit+∑51k=1βkxkit+εit（12）

值得注意的是，本文不僅研究稅收競爭、收入分權對環境污染的影響，還深入探究通過收入分權通道，稅收競爭對環境污染的影響是否改變。因此，本文引入稅收競爭與收入分權的交叉項，研究分權通道是否會改變稅收競爭對環境污染的影響。調整后的計量模型為：

其中，下標i代表省份，t代表時間，α0，α1，α2，βk為模型系數，εit為隨機誤差項。

3.2數據來源和變量說明

本文的面板數據包括除自治區以外的30個省市2003年至2012年的環境污染指標、稅收競爭指標、收入分權指標、實際人均GDP增長率、貿易開放水平、城鎮化水平以及環境規制的歷史數據（因為的部分指標難以獲得原始數據）。數據來源于歷年《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》以及國家數據庫和中宏數據庫公布的年度數據。

核心變量：環境污染綜合指標（env），沿用譚志雄和張陽陽[13]構建的環境污染排放綜合指數，具體為以工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業二氧化硫排放量、工業粉塵排放量、工業煙塵排放量、工業固體廢棄物排放量為基本數據，通過熵值法計算得到的環境污染綜合指數；收入分權指標（fd），采用賀俊和吳照[16]對其的測算方法，用各省人均預算內本級財政收入與（人均預算內本級財政收入+人均預算內中央本級財政收入）之比表示；稅收競爭強度指標（taxcompe），現階段我國各地方政府間稅收競爭策略主要體現為稅率競爭，他們通過各種形式的稅收優惠來降低地區的實際稅負，從而達到招商引資的目的。而準確衡量各地區稅收優惠的關鍵在于測算資本有效稅率。因此沿用王佳杰等[17]衡量稅收競爭強度的方法，具體為全國的資本有效稅率與地方的資本有效稅率之差衡量各個地區的稅收優惠程度，其中資本收入有效稅率=資本征稅/資本收入，資本收入=資本征稅+營業盈余。

xit表示影響環境污染的一些控制變量，具體包括：貿易開放水平（open）：用各省進出口貿易總額占GDP的比重表示；城鎮化水平（urban）：用各省城鎮就業人數與全部就業人數之比表示；環境規制（rug）：用工業污染治理投資完成額占GDP之比表示；市場化水平（market），用各省當年非國有企業工業產值占全省工業總產值的比重表示；經濟增長率（grpcgdp）：用各省當年和其后3年的人均實際GDP 增長率的平均值表示。

3.3單位根檢驗

本文選用ADF檢驗來確定核心變量的平穩性。觀察ADF統計值所對應的P值，以此判斷變量是否平穩。判斷標準為：當P

結果

Test

resultsD（env）1-18481 81（0，0，0）10000 01平穩D（fd）1-17134 21（0，0，0）10000 01平穩D（taxcompe）1-15897 71（0，0，1）10000 01平穩注：檢驗形式中的c和t表示帶有常數項和趨勢項；k表示滯后階數，滯后期 k 的選擇標準是以AIC和SC值最小為準則。

35稅收競爭、收入分權與環境污染

由于模型2和4使用的是面板數據，需要先對實證模型進行Hausman檢驗，以確定回歸檢驗采用的是固定效應模型還是隨機效應模型。表2所示的模型2和4中Prob（H）均小于1%，因此，采用固定效應模型估計式（12）和（13）。模型1和3的估計結果中的二階序列Arellanobond對應的p值均大于10%，拒絕二階序列相關假設，因此說明回歸不存在高階序列相關性。回歸結果表明，在顯著性水平為10%情況下，除模型2中的市場化水平系數外，其他系數均能夠通過系數顯著性檢驗，此時F統計量對應的P值均小于顯著水平為10%，說明回歸模型也是顯著的。模型2和4是基于靜態面板數據模型進行的實證研究，與模型1和3的動態面板數據模型進行對比分析，研究顯示各經濟變量回歸系數符號一致，系數稍有差異。具體的回歸結果如表2所示。

根據估計結果，無論是模型1、2還是3和4，反映稅收競爭強度的稅收優惠指標的回歸系數均為正，表明地方政府在通過各類稅收優惠降低實際稅負來招商引資，放松了環境監管，從而造成環境污染嚴重。收入分權對環境污染表現為顯著的正向影響，表明收入分權程度越高，地方政府的自利性越強（李鼎和趙文哲[18]），地方政府為了

更多的財政收入而偏向于“GDP至上”的項目，擠壓了政府對環保等公共服務的投入，忽視了環境治理，從而帶來一系列的環境問題。收入分權與稅收競爭的交叉項對環境污染表現為顯著的正向影響，表明稅收競爭程度越高，地方政府為了招商引資執行降低實際稅負的優惠政策，以至于對環境放松了監管，加之收入分權高的地區，財政收入自主度高，地方政府會以犧牲環境為代價而選擇能給自己帶來高收益的項目，所以說收入分權強化了稅收競爭對環境污染的正向作用，換句話說透過收入分權通道，稅收競爭對環境污染的影響程度被加強。這一結果佐證了命題1的正確性。

繼續觀察控制變量可知：貿易開放水平open的回歸系數顯著為負，原因可能是貿易開放度通過技術外溢效應提高了技術水平和要素生產率，從而影響技術進步和產業結構調整，最終降低了環境污染物的排放。城鎮化水平urban的回歸系數顯著為正，原因可能是在城鎮化進程中，能源消費過快、機動車數量增加過快和使用頻率過高、城市建設步伐過快，在這些過程中均產生環境污染物。環境規制rug的回歸系數顯著為負，原因可能是地方政府對環境規制的嚴厲使得本轄區企業的排污成本加大，促使他們使用先進的技術和清潔能源，從而降低了環境污染。市場化水平market的回歸系數為正，原因可能是隨著市場化進程的不斷推進，能源資源的消耗量過大，從而對環境造成一定的壓力。經濟增長率grpcgdp的回歸系數顯著為正，表明隨著經濟的高速增長，環境并沒有得到改善，反而進一步惡化。

36區域稅收競爭與環境污染

本文在回歸模型中引入地區虛擬變量（DumE、DumM、DumW）來探究稅收競爭對環境污染影響的區域性差異，分別用虛擬變量對我國東、中、西部地區的省份賦值1，對其他省份賦值0，這樣，東、中、西部省份所對應的地理位置差異虛擬變量向量為（1，0，0）、（0，1，0）、（0，0，1）。具體的計量模型為：

表3所示的模型5、6和7中Prob（Hausman）均小于1%，因此，本文采用固定效應模型估計式（14）。檢驗結果如表3所示。

根據估計結果，無論是包含所有控制變量還是剔除部分控制變量，東部地區稅收競爭對環境污染表現為顯著的負向影響，中西部地區稅收競爭對環境污染表現為正向影響。其原因可能是中西部地區由于經濟實力相對有限，地方政府的工作重點是通過稅收優惠政策吸引投資來提振本地區的經濟，這樣可能會降低環境保護的門檻，放松環境監管，從而會加劇環境惡化。而東部地區也會通過稅收優惠政策降低實際稅負來招商引資，使得本地區的經濟得到了強有力的發展。但是一方面東部地區本身具有優越的經濟實力，有足夠的財力支持環境污染的治理，另一方面隨著經濟的發展，富裕地區居民對環境的要求也越來越高，這就迫使地方政府有足夠的動力去治理環境污染，所以說東部地區稅收競爭不會加劇環境的污染，反而有益于環境的改善。

4結論與建議

本文首先在內生增長理論的框架下，推導出稅收競爭、財政分權作用于環境污染的理論框架，理論分析收入分權、稅收競爭與環境污染的聯系。然后，為了驗證理論結論在實際經濟中的適應性，利用中國2003-2012年省際面板數據進行實證研究，得出如下結論：稅收競爭對環境污染表現顯著的正向影響；收入分權對環境污染表現顯著的正向影響；稅收競爭通過收入分權通道對環境污染的影響被加強；稅收競爭對環境污染的影響呈現區域性差異，東部地區稅收競爭有益于環境的改善，中西部地區稅收競爭卻加劇了環境污染。

根據經驗研究得出的結論，本文提出如下三點政策建議：第一，財稅手段與行政手段并行。利用財稅手段引導企業治理污染的同時，中央政府對地方政府的稅收競爭行為應予以行政上的制度規范。第二，完善我國的分權體制。從收入分權與環境污染的正向關系來看，未來應適當合理的分權，不斷的調整和優化中央政府賦予地方政府的財政自，使其能達到改善環境的目的。第三，中、西部地區要加強對環境污染的控制。中央政府應引導中、西部地區地方政府將政府支出偏向于環保支出，從而改善環境污染問題。中、西部地區不要以犧牲環境為代價提振本轄區的經濟，而是在發展經濟的同時加強對環境的保護。

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Tax Competition，Revenue Decentralization and China’s Environmental Pollution

篇2

關鍵詞：財政分權 地方財政 環境質量

一、 從國外的文獻來看，較早的財政分權理論認為，財政分權的程度越高，環境污染越低。Tiebout（1956）利用“用腳投票”理論解釋了較高的財政分權體制可以激勵地方政府提供更多的公共服務來滿足居民的需求從而吸引更多的居民來該轄區居住，其中就包括提供較低的環境污染程度。

近些年來，國外關于財政分權對環境質量影響的研究，結論不一。有學者認為，財政分權使得環境質量提高，而有些學者認為，財政分權使得環境質量降低。從理論研究角度，Kunce and Shogren（2007）認為，分權監管環境會產生“競次”現象，為了吸引新的商業和創造就業機會，地方政府可能會通過放松環境監管來降低所引進的商業企業的社會成本，促使地方政府放松環境監管標準，導致環境質量下降。Fredriksson et al（2003）認為，地方政府降低環境標準或以其他地區為標桿制定標準是為了吸引投資，增加就業機會或稅收等，而環境作為具有顯著外部性的公共物品，地方政府很少有動力去關注他們的不作為給周邊區域強加的污染成本問題

從實證研究角度看， Potoski（2001）考察了美國《清潔空氣法案》頒布前后大氣污染狀況。在假定地方政府以轄區居民福利最大化為目標時，發現各州之間并不存在明顯的稅收趨劣競爭現象，甚至有的州環境標準設置在國家水平之上，即表現出“趨優競爭”。 Chirinko and Wilson（2007）認為地方政府針對不同類型的污染會采取不同的污染治理策略，即類似“騎蹺蹺板”

二、 國外文獻基本是針對財政聯邦制下，地方政府具有獨立的稅率決定權的財政分權行為進行研究的，而我國地方政府并不具備獨立的稅率決定權。不同于西方國家的財政分權，中國的財政分權伴隨著政治集權，晉升激勵使得地方政府官員有非常強的（政治）動力促進地方經濟快速發展。中國地方政府的治理模式是“自上而下”的“標尺競爭”，即地方政府更多的只需要對中央政府負責，中央政府通過以GDP為主導的考核機制對地方政府進行考評。在中國，中央政府擁有絕對的權威任命地方官員，因而有能力獎懲地方官員的行為，那么中國式財政分權對環境污染的影響又是怎樣的呢？國內專門作中國式財政分權對環境影響的研究主要分為理論研究和實證研究兩個方面。

從理論研究的角度看，對于財政分權與環境污染之間的關系，幾乎國內外所有學者都主要從財政分權對地方政府行為產生的影響這一角度進行理論分析。而以錢穎一（1997）為代表學者則指出傳統理論中對于政府官員的假設是存在問題的，政府官員也會為了尋求自身的利益而做出與轄區居民的愿望相違背的決策。就環境質量來說，如果缺乏一套激勵相容的制度，地方政府政府官員就會從自身利益最大化的角度出發為轄區內的居民提供最低標準的環境質量。因此，從理論分析而言，地方政府對于環境治理與污染控制的動機是存在不足的。蔡昉，都陽，王美艷；（2008）認為，中國的環境問題是由粗放式經濟發展模式導致的，而這種發展模式又源于“中國式分權”下的政府行為。地方政府是否有足夠的激勵，犧牲短期的增長以換取長期的可持續發展？特別是，中國改革以來的高速經濟增長，在很大程度上是靠地方政府追求GDP及其帶來的財政收入推動的，節能減排要求是否與地方政府的動機激勵相容，是任何有關政策能否有效的關鍵。周業安等（2004）認為，中國式分權和基于經濟增長的政績考核體制導致地方政府為了吸引外部資源展開互攀式競爭，雖然對經濟發展起到積極的推動作用，卻使得地方政府對改善環境的偏好不斷降低，帶來的是環境質量的不斷下降。張凌云，齊曄（2010）分析了作為“理性人”的政府，在面臨政治激勵（政績考核下的經濟發展動力）和財政約束（地方政府財稅壓力大）下的環境監管困境，只是沒有對相應的理論進行實證檢驗。

總之，從理論上分析，大多數研究結論都認為財政分權與污染量排放存在負激勵。

從實證研究的角度看，李永友、沈坤榮（2008）對我國污染控制政策的減排效果進行了系統研究，并同時考察了公眾環保訴求、鄰近轄區污染控制策略以及中央政府的污染控制行為等因素的效應，得出了一些有價值的結論。楊海生等（2008）則利用空間計量模型對我國地方政府間環境政策競爭進行了實證檢驗，并得出地方政府間環境政策存在明顯的相互攀比式競爭，即周邊省份環境治理投入多，本轄區投入也多；周邊省份監管弱，本轄區環境監管也弱的結論。楊瑞龍、章泉（2007）實證檢驗了中國的財政分權對環境質量的影響，得出財政分權度越高，環境質量越差，驗證了財政分權可能導致地方政府降低環境保護的努力。張克中，王娟，崔小勇（2011）從碳排放的角度，利用1998—2008年省級面板數據分析了財政分權與環境污染的關系。研究發現，財政分權與碳排放存在正相關關系，分權度的提高不利于碳排放量的減少，這說明財政分權可能會降低地方政府對碳排放管制的努力，財政分權導致碳排放增加的影響途徑主要是第二，第三產業。洪璐，彭川宇（2009）從中央政府與地方政府總收益函數分析出發，指出中央政府與地方政府在地方政府環境治理、財政支出比例選擇上存在的差異；運用混合戰略博弈模型對中央政府與地方政府博弈行為進行分析，得出地方政府執行環境政策的最優概率及中央政府對地方政府環境政策執行情況進行監督的最優概率。

總之，從國內文獻的研究來看，基本上還是認為，財政分權加大了地方環境污染。但是，研究越來越細致。如把環境污染的種類再細分，發現財政分權對不同污染物的影響是不同的。閆文娟，鐘茂初（2012）利用1999——2008年省級面板數據進行實證檢驗，發現中國式財政分權確實增加了外溢性公共物品（如廢水）以及覆蓋全國的純污染公共物品（如二氧化硫）的污染排放強度，但并沒有增加地方污染公共物品（如固體廢棄物）的污染排放強度。由此得出結論，財政分權對不同性質的污染公共品的影響是不一樣的。 又如，采用不同的財政分權度量標準，會得出不同的結論。薛剛，潘孝珍（2012）發現，以支出分權度衡量的財政分權指標與污染物排放規模負相關，且實證結果具有穩健性，以收入分權度衡量的財政分權指標與污染物排放規模的關系從實證的角度來講不確定。此外，針對我國各省區的不同的經濟發展水平，有學者提出了新的假說。李猛（2009）考察了財稅收入對地方政府環境監管行為的影響，在環境庫茲涅茨假說的基礎上提出了中國環境污染的新假說， 環境污染程度隨著人均地方財政能力水平的提高而持續上升，當人均地方財政能力水平超過倒U型曲線拐點值后，環境污染程度趨于下降，并利用中國省際面板數據進行驗證。研究表明，中國環境污染程度與人均地方財政能力之間呈現顯著的倒U型曲線關系，現階段幾乎所有省份的人均財政能力與倒U型曲線拐點值相去甚遠。面對這種情況，需要中央政府改善財稅激勵以優化地方政府的環境監管行為，實現經濟發展方式的根本轉變。

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13 崔亞飛，劉小川：中國省級稅收競爭與環境污染——基于1998-2006年面板數據的分析【J】，財經研究， 2010， （4）

14洪璐，彭川宇：城市環境治理投入中地方政府與中央政府的博弈分析【J】，城市發展研究，2009（1）

篇3

關鍵詞：貿易開放；水環境污染；要素稟賦效應；污染天堂效應；動態面板數據

中圖分類號：F124.5 文獻標志碼：A 文章編號：10085831（2016）03006408

一、問題與文獻回顧

進入21世紀，中國經濟繼續快速增長，國內生產總值從2000年的99 214.6億元增加到了2012年的518 942.1億元。特別是加入世界貿易組織以后，中國的對外貿易飛速增長，從2001年到2012年的12年間，中國進出口貿易總額的名義值年均增長39.9%。伴隨著中國貿易開放度的提升，由貿易引致的環境問題逐漸得到了人們的重視[1-3]。以水污染情況為例，中國2001年到2012年的12年間，廢水排放總量增長了92.9%①。很多學者的研究證明，貿易開放與近年來中國的能源消耗和環境污染之間存在顯著關聯，而且，自由貿易加速了能源消耗和環境污染[4-5]。因此，貿易開放對環境污染在何種程度上產生了什么樣的影響，便成為學術界爭論的焦點，也必然是相關宏觀政策制定的重要依據。

早在20世紀70年代，就有學者認為，經濟增長將會受到自然資源和環境污染的約束而不能長期持續，人們必須降低經濟發展的速度，以保護賴以生存的環境[6]。然而這只是理論分析，并沒有得到實證的檢驗。直到20世紀90年代，全球環境監控系統（GEMS）為經濟增長和環境污染的關系的實證研究提供了數據基礎。Grossman和Krueger首次以SO2和煙塵的排放為例，指出了污染物與人均收入之間存在“倒U型”關系（即環境庫茲涅茨曲線），并將貿易開放納入模型之中，提出了貿易開放對環境污染影響的“規模效應”、“技術效應”和“結構效應”[7]。后來，Copeland和Taylor通過構建南北貿易模型，完善了貿易與環境關系的理論研究[8]。然而，關于貿易開放對環境污染的影響方向，迄今為止仍存在很大爭議。目前被大部分學者所支持的理論框架是由Antweiler等提出來的，認為當其他因素不變時，貿易自由化對環境的影響取決于國家的類型，并依賴于該國的比較優勢，即貿易自由化與污染排放之間并非單一的線性關系[9]。Antweiler等的理論框架包含了一個以比較優勢為理論基礎的“要素稟賦假說”，以及一個“污染天堂假說”（Pollution Havens），進而代表內生環境規制的人均收入水平和要素稟賦共同決定貿易模式。要素稟賦假說認為，貿易自由化會使資本要素相對豐裕的發達國家的環境惡化，而勞動要素相對豐裕的發展中國家的環境將會得到改善。污染天堂假說則認為，人均收入較低的發展中國家會具有相對寬松的環境政策，使得他們在污染密集型產業上具有比較優勢，而人均收入較高的發達國家的環境政策相對嚴格，在清潔產業上具有比較優勢，因此貿易開放將導致發展中國家成為污染密集型產業的避難所。

針對以上情況，國內學者也展開了大量貿易與環境問題的研究。包群和彭水軍利用1996-2000年中國省級面板數據研究了貿易開放對六類污染物排放的影響，發現針對不同的污染物排放，其影響方向和效果有所不同[10]。李鍇、齊紹洲利用中國1997-2008年30個省市的面板數據，考察了貿易開放與中國CO2排放之間的關系，發現在CO2排放方面，貿易開放對環境的影響是負面的[11]。彭水軍等基于2005-2010年中國251個地級市的面板數據，分析了貿易開放的結構效應對三類污染物排放的影響，并通過不同虛擬變量的引入，考察對于SO2和煙塵指標，同時存在貿易開放帶來的要素稟賦效應和污染天堂效應[12]。林伯強、鄒楚沅利用2000-2011年間的相關數據，實證研究了“世界―中國”和“東部―西部”兩種經濟活動轉移過程中的環境污染機制，并得出結論，東西部經濟轉移過程也會加速東西部的污染轉移過程[13]。張艷磊等采用農資生產企業的微觀數據，證實了中國農資產品出口存在“污染天堂效應”，為中國環境規制政策制定和農資產品出口關稅設計提供了參考依據[14]。

綜合已有文獻，在采用計量模型對中國貿易與環境問題的研究中，大部分使用靜態面板數據，且研究選取了不同類別的指標，缺乏針對性。本文在環境污染指標的選取中，只針對中國的水環境污染進行研究，并合理地選取水污染指標，以確保研究的針對性和有效性。同時，考慮到水環境污染物的排放具有動態變化的特征，本文放寬了模型靜態的假設，采用動態面板數據進行估計。模型通過采用合適的滯后項作為工具變量，有助于解決人均收入和貿易開放之間可能存在的內生性問題。最后，在基本模型驗證的基礎上，本文通過加入不同的虛擬變量與貿易開放度的交叉項，進一步對“污染天堂效應”和“資源稟賦效應”進行識別，驗證兩種假說在中國水環境污染情況中是否成立；另外通過加入地區虛擬變量的交叉項，本文也將考察中國東西部在貿易開放影響水環境污染方面的差別。

二、模型構建

（一）理論模型

本文的實證研究選取Copeland和Taylor[8]、Antweiler等[9]的分析框架。模型考慮小型的開放經濟體系，該體系所面臨的世界市場價格Pw是確定的。且僅有資本K和勞動L兩種要素，生產X和Y兩種最終產品。其中X在生產過程中產生污染，而Y則不產生。假定以產品Y為基準計價單位（Py=1），產品X的相對價格為P。由于貿易壁壘的存在，使得經濟體商品X的價格不同于世界價格Pw，且可以表示為：

在以上三個方程中，M表示式（6）中除lnO以外的其他控制變量，交叉項為lnO與各虛擬變量的乘積。根據污染天堂假說，通常收入水平越低的地區，其環境污染規制越寬松，也越可能成為污染密集型產業的“避難所”。故在式（7）中加入虛擬變量IDum（收入虛擬變量）來捕捉可能存在的污染天堂效應。而根據要素稟賦假說，資本密集程度高的地區往往具有更高的污染排放強度，貿易開放將使得資本勞動比率高的部門成為污染密集型產業，因此貿易會引致該地區的環境污染排放加重，故在式（8）中加入虛擬變量KLDum（資本密集程度虛擬變量）來捕捉可能存在的要素稟賦效應。另外，由于受地理因素和相關經濟政策的影響，中國東西部的貿易開放程度存在明顯差異，為了考察這種明顯存在的差異，在式（9）中引入虛擬變量ReDum（地區虛擬變量）來捕捉可能存在的區域異質性。

三、數據來源和變量選取

本文所使用的數據來自相關年份的《中國統計年鑒》和《中國環境統計年鑒》中分地區的省市級資料。具體樣本為中國31個省市（包括4個直轄市）2004-2013年10年間的面板數據。針對模型中不同的變量，本文結合具體情況和前人的研究選取了相應合理的指標，具體情況如下。

其一，水污染物排放指標lnP。水污染的來源主要有居民生活中排放的廢水（生活污水）和人類生產過程中排放的廢水（工業廢水）兩大類。從水污染的化學指標出發水污染指標根據其性質可以分為物理指標、化學指標和生物指標，考慮到指標獲取的難易程度和可監測的準確程度，本文只選取水污染的化學指標進行研究，而不考慮其物理指標和生物指標的污染狀況。，本文所選取的水污染物指標包括有機污染物指標和無機污染物指標兩種。水環境的有機污染主要來自碳水化合物、蛋白質、脂肪等物質，由于其種類繁雜，難以逐一定量，但上述有機物都有被氧化的共性，即在氧化分解中需要消耗大量的氧。所以本文選取化學需氧量（Chemical Oxygen Demand， COD）排放量及排放強度作為研究的有機污染物指標排放強度為單位GDP內的污染物排放量。。在水環境的無機污染中，污水中的氮為植物的營養物質，而過量的氨氮排放使天然水體中的藻類大量生長和繁殖，水體產生富營養化現象。所以本文選取氨氮排放量及排放強度作為研究的無機污染物指標。而本文所選取的兩類污染物指標可以涵蓋生活污水和工業廢水兩大污染來源，具有一定的針對性和代表性。

其二，人均收入lnI。根據環境庫茲涅茨曲線（EKC）假說，人均收入水平是影響污染物排放的重要控制變量。本文選取各省市的人均GDP作為代表人均收入的指標進行研究，并考察基本模型中一次項和二次項的估計系數，進一步驗證經濟增長的規模技術效應在中國水污染中的曲線軌跡。

其三，資本勞動比率lnKL。資本密集程度較高的部分往往污染程度也較高，因此資本勞動比率可以用來反映生產的結構效應對環境產生的影響。參照林伯強等人的做法[13]，本文用人均資本存量作為指標反映資本勞動比率的大小。人均資本存量用資本存量除以年末就業人數得到。其中各省市各年份的資本存量根據張軍等人的方法計算得出[20]。

其四，貿易豐裕度lnO。根據前人的研究，本文用各省市相關年份的進出口總額占其GDP的比重作為指標，代表其貿易豐裕度。由于貿易的原始數據單位為美元，本文采用相關年份的平均匯率將其轉化為人民幣再進行計算得出貿易豐裕度的大小。該控制變量用來衡量貿易開放對水環境影響的結構效應。

其五，虛擬變量。如前文指出，本文通過分別引入虛擬變量IDum和KLDum，在基本模型的基礎上將考察貿易開放的污染天堂效應和要素稟賦效應在中國水環境污染方面是否存在。其中IDum為收入虛擬變量，以人均收入水平為標準，其收入水平在中位數以上的省市取值為1，否則為0。KLDum為資本密集程度虛擬變量，以人均資本存量為標準，其水平在中位數以上的省市取值為1，否則為0。此外，ReDum為本文引入的地區虛擬變量，西部10個省市取值為1，其他省市為0西部10個省市包括：西北五省的陜西省、甘肅省、青海省、寧夏省和新疆維吾爾族自治區以及西南五省市的重慶市、四川省、貴州省、云南省和自治區。。

四、回歸結果分析

（一）基本模型估計結果

公式（6）用被解釋變量（污染排放）的一階滯后項表征動態面板的同時采用兩步估計法對模型結果進行估計。同時，為了解決模型可能存在的異方差問題，參數估計的標準誤采用穩健估計量。具體模型估計結果如表1所示。

從模型整體檢驗結果看，四個基本模型AR1統計量均在1%的水平上顯著，且AR2統計量均不顯著，說明模型擾動項的差分均存在一階自相關，但不存在二階自相關，故接受“擾動項無自相關”的假設，可以使用差分GMM模型。所有模型的Sargan統計量均顯著，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設。

表1的估計結果顯示，四個基本模型的滯后一期的水污染指標均顯著為正，說明水污染的排放量和排放強度的調整確實是一個連續、動態的積累過程，進一步表明本文的動態模型設定形式是有效的。通過對EKC方程形式的估計可以發現，對于有機污染的化學需氧量排放和無機污染的氨氮排放（無論是排放量還是排放強度），人均收入的一次項系數均顯著為負，而二次項系數均顯著為正，說明人均收入和水污染排放之間呈現顯著的“U”形關系，即對于中國水污染排放，經濟增長的規模技術效應與“EKC假說”結論相反。四個基本模型中反映直接結構效應的資本勞動比率系數均不顯著，這可能是由于生活污水排放在整個水污染排放中所占比重較大，而導致反映生產結構效應的資本勞動比率對污染排放的影響不顯著。四個基本模型中反映貿易開放的結構效應的系數lnO均顯著為正，這表明貿易開放度提高加劇了中國水環境的污染排放。值得注意的是，這一結論與彭水軍等[12]在水污染排放中得出的結論截然相反。本文認為這可能是他們關于水污染的研究指標選取為廢水排放量和排放強度，而并非剝離出主要的有機污染物和無機污染物排放指標而導致的。

（二）污染天堂效應、要素稟賦效應和區域異質性檢驗

環境污染監管和要素稟賦共同決定一個經濟體的比較優勢。本部分通過引入貿易開放度的相關交叉項來識別決定中國水環境污染密集型產品貿易模式的比較優勢來源，即實證研究污染天堂效應和要素稟賦效應在中國水環境污染中是否存在，二者又是如何作用于貿易引致的結構效應，并就貿易開放對中國水環境影響可能存在的區域異質性進行檢驗。具體的模型是在基本模型的基礎上，采用公式（7）、（8）、（9）的形式進行驗證。模型估計結果如表2和表3所示。

在加入收入虛擬變量之后，無論是對于化學需氧量這一有機物排放指標還是氨氮這一無機物排放指標，交叉項回歸系數與lnO回歸系數相比均顯著增大，且彈性值增大為原來的10倍左右。說明與低收入地區相比，高收入地區的貿易開放會導致水環境污染排放的加劇，即對于中國水環境污染并不存在污染避風港效應。在加入資本勞動比虛擬變量之后，交叉項回歸系數與lnO回歸系數相比均顯著縮小。說明隨著貿易開放程度增加，資本勞動比較低地區的污染排放水平要高于資本勞動比較高的地區，即對于中國水環境污染也不存在要素稟賦效應。在加入地區虛擬變量之后，交叉項回歸系數顯著為負，說明對于中國西部經濟欠發達地區，貿易開放會降低其水污染排放，相反對于中東部經濟相對發達地區，貿易開放會增加其水污染排放。

五、結論與討論

本文基于2004-2013年10年間中國31個省市的面板數據，結合動態面板數據和差分GMM估計方法，實證研究了貿易開放引致的結構效應對中國水環境污染的影響。與已有文獻相比，本研究只針對中國水環境污染，選取化學需氧量和氨氮排放作為指標進行研究，另外，通過引入貿易開放的各種交叉項，進一步考察了中國水環境污染的“污染天堂效應”、“要素稟賦效應”以及可能存在的區域異質性。研究得到以下主要結論。

基本模型的回歸結果顯示，對于有機污染的化學需氧量排放指標和無機污染的氨氮排放指標，貿易開放的結構效應導致中國水環境污染排放顯著增加。從彈性值看，貿易開放引致的中國水環境污染排放小于經濟增長的規模和技術效應。這表明，經濟發展是導致中國水環境污染加劇的主要因素，而貿易開放的結構效應也會在一定程度上增加中國水污染的排放。另外，從環境庫茲涅茨曲線的驗證看，中國水環境污染隨經濟發展呈現“U”形軌跡，即在2004-2013年10年期間，中國水環境污染排放隨人均收入水平增加先減少后增加。

通過加入貿易開放的各種交差項識別決定中國貿易開放結構效應的比較優勢來源，本文研究進一步得出結論，對于有機污染的化學需氧量排放指標和無機污染的氨氮排放指標，中國貿易開放過程中并不存在所謂的“污染天堂效應”和“要素稟賦效應”。但值得注意的是，隨著資本要素積累和污染密集型產業的發展，中國越來越多的資本密集型產業將獲得比較優勢，進而污染密集型產品的出口增加，這也將加劇中國水環境污染的進一步惡化。因此，需要通過不斷完善中國水資源環境管理體系，實施最為嚴格的水污染監控管制，從而避免可能發生的貿易引致的中國水環境污染的進一步惡化。

最后，本文對中國水環境污染的指標選取為包括生活污水和工業廢水一起的化學污染指標。事實上，生活污水在整個水污染排放中占據了較大的比重，這也可能影響中國水污染“污染天堂效應”和“要素稟賦效應”的實證結果。在今后的研究中，進一步剝離出貿易開放分別對中國生活污水和工業廢水排放的影響將是一個值得深入研究的方向。

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篇4

關鍵詞 產業集聚 經濟增長 環境規制

一、引言

中國改革開放以來，經濟增長迅猛，主要通過投資、進出口、消費“三駕馬車”來拉動，這種模式達到了解放生產力、發展生產力的目標。后來隨著中國的市場經濟體制逐漸完善，極大地推動了中國的產業集聚。而集聚的形成一般是通過外部規模經濟、技術溢出等優勢，在提升產業競爭力、促進自主創新和優化資源配置等方面發揮了積極作用，從而在一定的程度上拉動地區經濟高速增長。進入21世紀，尤其是2008年全球性金融危機以來，我國的經濟增長面臨動力疲弱、生態“霧霾”環境、自然資源超出人們承受能力的問題。近年來，我國粗放型經濟增長模式帶來的弊端，如環境污染已經不只是一個簡單的經濟問題，還是一個社會問題。2013年以來，“霧霾”這個詞語占據了人們的視野，不僅成為人們心中無法抹去的陰影，也成為政府迫切需要解決的問題。我國現處于“三期疊加”時期，制造業作為經濟增長與就業的重要推動器，但同時也是造成污染的根源。

二、產業集聚、經濟增長與環境污染內在聯系

最早Marshal（1920）系統研究了空間集聚，從金錢外部性和技術外部性解釋了區位集聚，原因有個：專業化的中間產品和服務、勞動池效應及技術溢出、知識擴散。從此Marshal外部性的概念成為研究空間集聚的核心。在此期間，對于集聚的研究有過中斷，但從20世紀90年代開始，學者對于產業集聚與經濟增長關系的研究逐漸成為熱點。從理論上分析，Krugman（1991）、Puga&Venables（1996）等經濟學家認為，企業會選擇市場潛力較大的區域進行生產，市場潛力擴大引起的前后相關聯效應促進企業收益遞增，進而在此區域產生集聚，從而形成“中心-”結構。Ottaviano&Martin（2001）在Krugman開創的新經濟地理學理論基礎上，加入內生增長理論以研究空間集聚與經濟增長之間的聯系，得出與Baldwin&Forslid（2000）類似的結論，證明了區域經濟集聚會降低企業成本從而促進經濟增長，而經濟增長又反過來刺激其他產業向該地區集聚，進一步推動了產業空間集聚。Fujita&Thisse（2002）假定非熟練勞動力且不可自由流動、熟練勞動力且可自由流動兩種前提下，運用內生增長理論得出了經濟集聚與經濟增長相互促進的結論。

隨著理論研究的繼續深入，國內外學者對于集聚與經濟增長的關系在實證研究方面也作出了相當廣泛的研究。在現有的文獻中，發現關于經濟集聚與經濟增長之間的關系復雜，學術界目前對兩者之間的關系存在分歧，大部分研究結果認為經濟集聚對經濟增長有促進作用，Crozet & Koenig（2007）利用歐盟1980～2000年的地區數據研究經濟活動空間集聚對經濟的影響。結果表明，空間集聚促進經濟增長且經濟活動空間分布越不均衡的地區增長越快。劉立云（2011）使用ISM模型和采用投入產出分析法對中西部文化產業集聚進行分析，結果顯示，文化產業集聚對推動區域經濟的發展具有重要意義。然而，一部分研究與上述觀點不一致。此外，有些學者認為經濟集聚與經濟增長的關系并非是簡單的線性關系。Brulhart&Sbergami（2009）采用工具變量法進行跨國實證研究，分析結果得出與Williamson（1965）結論一致，經濟發展的初級階段產業集聚對GDP增長具有促進作用，但達到某一水平之后，集聚對經濟增長幾乎沒有影響。徐盈之等（2011）基于Barro增長模型建立門檻回歸模型，利用中國30個地區1978～2008年省際面板數據對Williamsonhypothesis進行實證檢驗。研究結果表明，空間集聚對經濟增長具有非線性效應，沒有達到門檻值以前，集聚對經濟增長具有正效應，但超出門檻值后，集聚會降低經濟增長率，即威廉姆森假說在中國顯著存在。

Nagesha（2007）認為，集聚對經濟增長的非線性關系在于集聚醋精經濟增長及城鎮化發展的過程中，可能會產生環境污染這種負效應。對于環境污染與經濟增長的研究學者也是非常關注，最著名的是Copeland&Taylor（1994）提出的“污染避難所”假說。他們認為一個國家實行嚴格的環境政策會導致國內企業成本增加，從理性人角度出發設定企業都已利潤最大化為目標，這些企業將會重新考慮自己的投資決策，會使得企業將產業轉移到環境標準減低的國家。學術界從環境角度研究主要從外商直接投資入手，Dua（1997）認為在貿易自由的情況下，各國為了吸引FDI會降低自己的環境標準以提高該國的經濟增長，但結果會出現“向底線賽跑”的現象。

產業集聚與環境污染的本質是產業集聚的外部性問題，只是從環境角度出發。Esty&Geradin（1997）認為，發展中國家政府通過降低環境保護標準或放松環保規制以吸引外資，導致了國際環境條件的兩極分化，得出發展中國家成為發達國家的“污染避難所”的結論。Matthew（2010）等采用日本的數據，支持“污染避難所”假說，特別是當貿易發生于發達國家與發展中國家之間時，實證結果更顯著。朱英明等（2012），實證檢驗資源短缺和環境損害是否對工業集聚形成產生阻礙，結果發現水土資源短缺對工業集聚有顯著的促進作用，但水環境污染對工業集聚產生顯著的負面效應。張可等（2014）認為，經濟集聚和環境污染相互存在明顯的空間溢出效應，城市間的發展和環境質量存在交叉影響，具有雙向影響的特征。近年來，集聚提高環境質量的外部性逐漸獲得學者的關注。沈能等（2013）認為，產業集聚有效促進了產業內企業間的環保節能知識的溢出和共享，降低了低碳創新的成本和風險，減少了單個企業的治污成本，從而改善了碳生產率。因此，產業集聚可以作為控制污染排放總量和排放強度的重要機制。

三、結論

基于以上國內外研究成果的梳理，發現現有文獻大多數是從實證的角度論證產業集聚與經濟增長、產業集聚與環境污染之間的關系，很少從理論層面或影響機理角度分析。空間集聚在經濟發展初期對經濟增長起著重要作用，但超過某一水平后對經濟增長的作用變小，甚至會對經濟增長產生負面影響。原因在經濟發展初級階段，基礎設施比較匱乏，資本市場進入受限，生產在空間集聚能夠促進效率顯著提升。但隨著基礎設施的完善，市場規模逐漸擴大，擁擠外部性會導致空間上的集聚出現分散的經濟地理結構。可見，集聚與經濟增長的關系很難用簡單的線性關系來表示，那集聚與經濟增長之間的關系是怎樣的？產業集聚在什么程度上會對環境造成損害？環境污染在經濟增長中是否發揮了關鍵作用？這都是以后值得研究的方向。

（作者單位為重慶工商大學）

參考文獻

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關鍵詞：經濟增長；環境污染；環境庫茲涅茨曲線；石家莊

基金項目：石家莊市科技局計劃項目：“石家莊市經濟發展與環境污染關系的實證研究”（項目編號：145790375）；河北省教育廳人文社科青年基金項目：“河北省經濟發展與環境污染關系研究”（項目編號：SQ151117）

中圖分類號：F29 文獻標識碼：A

收錄日期：2015年4月22日

近年來，石家莊經濟取得了巨大的成就，但在經濟發展的進程中，以資源的高投入、環境的破壞為代價的經濟增長方式，導致經濟與環境的關系日益緊張。因此，對石家莊市經濟發展與環境質量的關系進行實證研究具有十分重要的理論價值與現實意義。本文通過對1998～2012年石家莊市環境經濟數據的經濟計量模型研究，得出了石家莊市工業“三廢”排放的EKC，并根據該曲線特點，提出協調經濟發展與環境保護相關建議。

一、石家莊經濟與環境現狀

石家莊市是河北省省會，石家莊市地處華北平原腹地，與北京、天津、濟南三大都市幾乎是等距相望，地理位置十分優越。現轄8個區、11個縣、3個縣級市和1個國家級高新技術開發區，總面積1.58萬平方公里，常住人口1，038.6萬人（2012年底人口）1998～2012年17年間，石家莊市的地區生產總值從656.4億元上升到4，863.6億元，實現了經濟總量的高速增長，但產業結構變化不明顯，第一產業比重不斷下降，第二產業基本保持不變，而第三產業比重提高不明顯，一直保持“二三一”產業格局。（圖1）

環境污染主要來源于工業“三廢”的排放量，第一產業對環境影響較小，第三產業對環境影響最小。近年來，石家莊市環境污染日趨嚴重，水資源日益短缺，地下水嚴重超采，地表河流沿途受工業污染源污染；大氣污染更為嚴重，京津冀的霧霾天氣已經引起了普遍關注，環境問題日益嚴峻。

二、石家莊市經濟增長與環境質量計量模型分析

（一）指標量化及計算結果。選取人均生產總值（GDP）、廢水排放總量、廢氣排放總量以及固體廢棄物產生總量作為分析石家莊市經濟發展與環境污染水平關系的指標，搜集石家莊市1998-2012年的經濟與環境數據，其中GDP采用1998年不變價計算。采用無量綱化方法分別對以上指標進行標準化處理：

Mi*=（Mi-Mmin）/（Mmax-Mmin），（i=1，2，…，15） （1）

其中，i表示年序（1998年記為1，以此類推），Mi*為標準化后的數值，Mi為指標初始值，Mmax為指標最大值，Mmin為指標的最小值。

定義人均GDP標準化后的數值為Xi，即第i年經濟發展水平指標。環境指標標準化后的數值為Yij，即單指標污染水平。

由廢水排放總量、廢氣排放總量以及固體廢棄產生總量建立綜合指標――環境污染水平。用來表征環境污染綜合水平：

Yi=■Yij/3，（i=1，2，…，15；j=1，2，3）

式中，Yi為第i年的綜合環境污染水平，j為污染物狀態類型，Yij為第i年第j種污染物排放量的標準化值。以1998～2012年統計數據為依據，進行計算，結果列入表1。（表1）

（二）石家莊市環境庫茲涅茨曲線分析。根據表1中的計算結果，繪制石家莊市的環境庫茲涅茨曲線。（圖2、圖3）研究時段內石家莊市環境污染狀況隨經濟增長呈現波動變化，環境庫茲涅茨曲線大體呈現 “倒U形+U形+倒U形”的變化特征，及M形，與傳統的環境庫茲涅茨曲線的“倒U形”不同。其中“倒U形”環境庫茲涅茲曲線的峰值出現在2006～2007年間，人均GDP21，500～24，000元，這個時期的環境污染程度較高；而“U 形”的環境庫茲涅茲曲線的低谷出現在2008～2009年間，此時人均GDP為21，800～30，000元之間。這個時期的環境污染程度較低，與2008年北京舉辦奧運會有密切關系。第二個“倒U形”的峰值出現在2011～2012年間，隨后開始出現下降趨勢，2012年京津冀地區嚴重的霧霾天引起了社會各界的普遍關注，市委、市政府也加大環保工作力度，因此出現了環境污染水平有所緩和，但是整體水平依然較高。

工業廢水排放量、工業廢氣排放量、固體廢棄物產生量單項指標的環境庫茲涅茨曲線，分別呈現“W形曲線的上升階段”、“倒U形+U形”即N形、和“倒U形下降階段”特征，即M 形，從圖2和圖3可以看出，綜合環境的污染與廢氣排放量的形狀基本一致，說明大氣污染是石家莊污染的主要污染源。

三、結論與建議

（一）結論。通過實證研究可以看出：環境庫茲涅茨曲線只是一個客觀現象，而不是一個必然的規律，在不同的國家和地區EKC具有不同的表現形式；研究結果只反映的是石家莊市這一階段環境庫茲涅茨曲線的局部變化，而不是整體的變化趨勢；根據石家莊實際情況，近年來廢水、廢氣排放量有上升的趨勢，今后應加強對廢水、廢氣防治和治理工作。同時，逐步降低第二產業以及第二產業中重工業的比例，減少污染物的排放量，使得環境污染水平逐漸下降。

（二）建議

1、加快產業結構轉型。環境污染主要來自工業污染物的排放，轉變經濟增長的方式，加快轉變經濟的增長方式才能從根源上改變工業污染的排放源，從而控制工業污染的總量。

2、優化工業行業結構調整，加快技術進步。工業內部的行業結構一定程度上影響著工業污染排放量，調整產業結構以及工業內部行業結構，對減少工業污染至關重要。因此，在工業化進程中，必須促進工業增長方式的轉變，引進先進的技術和設備，加快舊設備的更新換代的能力和速度，推行工業低排放的清潔生產，走新型工業化道路。

3、加大環保投入。在保證經濟發展的前提下，增加環保投資力度，提高污染治理投資在GDP中所占的份額，完善環境基礎設施建設，加強環境保護和污染治理的能力，同時發展環境科技，創新環保產業，使環境質量得到進一步改善。

4、加強環境保護意識。提高全民的環保意識，加大環保教育的財政投入，向社會公眾普及環保的科技知識，開展環境保護教育工作。推進企業環境行為信息公開化，建立嚴厲的獎懲制度。擴展公眾參與渠道和制度，全民監督污染排放，全民參與環保。

主要參考文獻：