中国经济学年会论文：资源与环境经济学；发展经济学 17页

中国经济学年会论文：资源与环境经济学；发展经济学经济增长与环境污染：基于面板数据的联立方程估计本文得到了国家社会科学基金重点项目（04AJL006）、国家自然科学基金（70273010）的资助。包群彭水军赖明勇PollutionandEconomicGrowthinChina:APanelDataSimultaneityModelEstimation摘要：在研究环境变化、污染排放与经济增长的理论文献中，往往通过同时考察环境变化与经济增长之间的双向反馈机制而推导出环境库兹涅茨倒U型曲线的存在，然而环境－增长的这一反馈机制被大多数基于单方程估计的实证文献所忽略。针对已有实证研究的这一缺陷，本文基于1996～2000年我国30个省市6类环境指标的面板数据，通过构建同时包括产出方程与污染方程在内的联立方程组，来综合考察①我国是否存在环境库兹涅茨倒U型曲线；②污染控制变量的作用；③外生变量对均衡产出、均衡排污量的影响等问题。Abstract:ThispaperusespaneldataonChina’s30provincesduring1996~2000toexaminetheEnvironmentalKuznetsCurve(EKC)relationshipbetweenpercapitaincomeandenvironmentalpollution.TheoreticalresearchesonEKChaveemphasizedtheimportanceoftheinteractionbetweeneconomicgrowthandenvironmentalchangeinprovingtheexistenceofsuchenvironmentalKuznetscurve.However,suchimportantfeaturehasbeenomittedinmostEKCempiricalresearchessinceonlyonesingleequationisestimated,whoseestimatedresultwillbebiasedandinconsistentduetosimultaneity.Inthispaper,weformulateatwo-equationsimultaneousmodeltoestimatenotonlytheimpactofChina’seconomicgrowthonitsenvironmentalquality,butalsothefeedbackeffectofenvironmentalchangesonChina’seconomicgrowth.关键词：环境污染经济发展联立方程组KeyWords:EnvironmentalPollution;EconomicDevelopment;SimultaneousEquationJELClassification：C33，O13，Q0117\n一、问题的提出改革开放以来我国经济经历了一个持续的高速增长阶段，然而快速的经济增长不可避免地加剧了对资源消耗、环境保护的压力，环境质量与经济发展之间的两难冲突已经日益受到关注统计数据显示，2003年，中国GDP约占世界GDP总额的4%，但为此消耗的各种国内资源和进口资源经折合后粗略估算为50亿吨，其中，原油、原煤、铁矿石、钢材、氧化铝、水泥的消耗量分别约为世界消耗总量的7.4%、32%、30%、27%、25%、40%，引自沈坤荣，孙文杰（2004）。。事实上，正如大多数发展中国家及新兴工业化国家的发展实践所表明的，环境恶化、资源耗竭是经济起飞阶段所面临的重要难题：一方面由于对自然资源的开采利用、工业污染物排放的不断增加，经济增长导致了环境质量下降的负面效应；另一方面资源的可耗竭性、环境恶化反过来也限制了经济的长期持续增长。例如，早在1970年代初期著名的罗马俱乐部就已提出了“增长极限”（Meadowsetal，1972）说，即认为经济增长受可利用自然资源的制约而不可长期持续，因而为了达到保护环境资源的目的必须人为地降低经济增长速度。然而，也有学者对“经济发展必然导致环境恶化”的上述观点提出质疑，例如Beckerman（1992）、Bhagawati（1993）、Barlett（1994）认为促进经济发展本身就是保护环境资源的有效手段。借鉴Kuznets（1955）关于收入分配与经济发展之间的著名“倒U型曲线”论述，这些学者指出经济发展与环境质量之间也可能存在倒U型曲线关系，即在经济发展初期阶段经济增长、人均收入的提高将会导致环境质量的下降，然而一旦经济发展超越了某一临界值点，人均收入的进一步提高反而会有助于降低环境污染、改善环境质量。受这一观点启发，大量学者运用各国截面、时序或者面板数据，对是否存在环境库兹涅茨曲线进行了广泛研究。GrossmanandKrueger（1991）在分析NAFTA协议的环境效应时，首次实证考察了环境－收入倒U型关系的存在。在这篇影响深远的文献中，GrossmanandKrueger（1991）用人均收入变化的三类效应来解释环境库兹涅茨曲线的出现：经济发展意味着更大规模的经济活动与资源需求量，因而对环境产生负面的规模效应；但同时经济发展又通过正的技术进步（例如更为环保的新技术的使用）效应以及结构效应（例如产业结构的升级与优化）减少了污染排放、改善了环境质量。因此，这三类效应共同决定了环境质量与经济发展之间的这一倒U型曲线关系。在GrossmanandKrueger（1991）之后，众多文献都对环境－收入之间的关系进行了进一步检验，有关这方面研究的文献综述可见Stern（1998）、Ekins（1997）、deBruynandHeintz（1998）、Stagl（1999）以及Dinda（2004）等。另一方面，环境质量变化、资源开采也影响着经济增长，尤其是长期、稳定的持续经济增长。环境变化影响经济增长的作用机制可概括为3类。一是从自然资源的供给方面来考察资源可耗竭性对持续经济增长的制约，这类文献将自然资源、环境质量等同于传统生产函数式中的物质资本、劳动力等要素投入，来考察在生产过程中包括资源要素投入的最优增长问题，例如Lopez（1994）、BovenbergandSmulders（1996）等。二是从人们对环境质量的需求方面来考察环境质量需求变化对经济增长的影响，这类文献通常遵循标准的Ramsey（1928）－Koopmans（1960）－Cass（1965）理论框架，将污染17\n流量或者存量纳入到消费者效用表达式，利用动态最优化方法来考察消费者跨期最优决策问题。三是在模型中同时考虑到环境质量、污染对产出与消费的影响，此时污染往往同时具有负的边际效用和正的边际产出。显然，由于同时考虑到污染的两类正负效应，这类文献的模型推导结果大多得到了环境－收入的库兹涅茨倒U型曲线关系，如TahvonenandKuuluvainen（1993）、SeldenandSong（1995）、Stokey（1998）等。综合上述研究文献，我们显然可以发现存在着环境质量变化与经济增长之间的双向作用关系：一方面经济增长通过规模效应、结构效应与技术效应影响着环境质量的变化；另一方面环境变化、污染排放也通过同时影响着产出变化与消费偏好而作用于经济增长。然而，综合已有关于环境库兹涅茨曲线的实证文献来看，环境、污染与经济增长之间的这一双向影响机制被大多数研究者所忽略了，这也是环境库兹涅茨曲线实证文献受到的主要质疑（Dinda，2004）部分学者运用Granger检验方法考察了环境变化与经济发展之间的双向因果关系，如CoondooandDinda（2002），LiangandMcKitrick（2002）。。因此，本文通过构建同时包括产出方程与污染方程在内的方程组，运用联立方程组估计法对我国环境库兹涅茨倒U型曲线进行估计。采用联立方程组估计方法不仅可以同时考察环境变化、污染排放与经济增长之间的内在反馈机制，而且还便于根据实证分析结果，更为全面地考察经济系统外生变量对均衡产出增长、污染排放的影响效应。本文主要考虑了两类外生变量的影响：一类是影响环境质量、污染排放的控制变量，如政府环境标准颁布个数、环保科研项目经费投入等；另一类是影响产出变化的要素投入，包括物质资本、人力资本以及劳动力投入等。例如，根据本文联立方程组估计结果，我们不仅可以分析环保科研项目经费投入对环境质量变化的影响，而且还可以分析其如何影响了产出水平。因此，基于本文联立方程组估计得到的政策建议也与已有文献存在较大差异：如果环境库兹涅茨曲线反映了环境质量与收入变化关系的一般规律，那么治理污染、改善环境质量的关键是加速经济增长。本文的实证分析则指出了这一观点的误导性，而强调应该同时采取提高治污能力与促进经济持续增长的政策组合，来协调经济增长与环境恶化所带来的两难困境。本文共包括五部分，第二部分构建了实证模型以及对数据来源、度量指标选取进行说明；第三部分是实证估计及结果分析；第四部分重点考察系统外生变量对均衡状态的影响；最后是结论及政策建议。二、实证模型及数据来源众多理论模型推导了环境库兹涅茨倒U型曲线的存在，我们以CoondooandDinda（2002）为例。一般地，跨期效用最大化决策目标为：（1）满足以下资源约束条件：（2）（3）其中、、分别代表时刻的消费、物质资本存量以及环境资源；参数为偏好贴现率，是用于产品生产的物质资本部分，相应地则是用于环境改善的物质资本，为污染参数；、分别为产品生产方程和环境资源产出方程。17\n可以证明，上述问题的最优解条件为：其中，；；，下标表示对该变量的偏导数，例如指消费的边际效用。因此，该经济系统的最优解由产品生产方程和环境资源产出方程共同决定。事实上，在大多数考察环境资源、污染排放与经济增长的理论文献中，如果同时考虑了环境变化、污染排放对效用函数和产出方程的双重影响，其模型结果往往能够推导出环境库兹涅茨倒U型曲线的存在。基于上述理论分析结果，本文构建了以下联立方程组来实证考察环境变化与经济发展的反馈效应：其中（4）式为环境方程，其中代表第个省市在第年的污染排放量；代表第个省市在第年的人均收入水平；代表影响环境质量变化的其他控制变量；则为特定的截面效应。（5）式为产出方程，其中代表第个省市在第年的物质资本存量，是第个省市在第年的人力资本存量，为第个省市在第年的劳动力投入量，类似地，是与各省市相关的特定截面效应。本文在实证分析中采用同时包括截面数据（各省份）和时序数据的面板数据（paneldata），原因主要有两点。首先，就样本数据量而言，面板数据包含较多数据点，因而带来较大的自由度，而且截面变量和时序变量的结合信息能够显著地减少缺省变量带来的问题。其次，更为重要的是，正如一些作者所指出的（Dinda，2004），环境－收入库兹涅茨曲线形状不仅具有时序维度特征，同时也具有截面特征，即不仅单个国家的环境－收入关系将随着经济发展水平的变化而改变利用时序数据对环境－收入曲线关系的实证研究包括LiangandMcKitrick（2002）、HuangandShaw（2002）等。，而且不同发展水平国家的环境－收入关系也存在倒U型差异大多数环境库兹涅茨曲线的实证文献往往是基于各国横截面数据，与本文基于各地区截面数据（provincial）类似的研究有ListandGallet（1999）利用美国各州数据检验了二氧化硫排放量与人均GDP的关系。。因此，结合了时序和截面两维信息的面板数据能够反映出收入水平变化和地区发展差异对环境－收入关系的综合影响。根据数据的可获得性，本文面板数据包括除西藏省在外的30个地区在1996～2000年期间的原始数据，因为西藏省的部分指标难以获得原始数据。原始数据来源如下。17\n1.环境质量度量指标。在研究环境污染与收入变化关系的实证文献中，主要采用污染排放物指标来度量环境污染程度与环境质量，其中污染排放物又可分为三类：气体污染排放物、液体污染排放物以及固体废弃物。根据数据可获得性，本文所选取的污染排放物变量包括以下6类指标（见表1），数据来源由相应各期《中国环境年鉴》整理及计算而得。需要说明的是，由于国家“十五”环保统计报表制度的实行，1996～1997年的污染数据是按照18个工业行业分类统计，1998～2000年的污染数据是根据43个工业行业进行分类统计。表1各类污染排放物名称、单位及符号表示污染排放物名称单位本文采用记号1工业废水排放量亿吨2工业废水中污染物化学需氧量万吨3工业粉尘排放量万吨4工业烟尘排放总量万吨5二氧化硫排放总量万吨6工业固体废弃物排放量万吨资料来源：《中国环境年鉴》1997～2001年各期。2.本文收入变化用人均收入指标来度量，因为与总量收入相比，人均收入更加能够反映出真实收入水平变化对环境质量的影响，而且收入变化影响环境质量的需求偏好效应主要体现在个人收入变化方面。本文各地区人均收入用人均GDP来度量，数据由历年《中国统计年鉴》整理、计算而得，是消除了通货膨胀影响的实际人均GDP，单位为按1996年为基期价格计算的万元/人。3.影响污染排放的控制变量包括：①环保政策。政府政策对环境保护的监督与管制是影响环境污染排放的重要因素，本文用各地区累计环境标准颁发个数来度量环保政策效应，包括污染环境标准个数与大气环境标准个数累计之和，单位为件，记为，数据来源于《中国环境年鉴》相应各期。②贸易开放。根据比较优势原理，国际贸易对环境质量的影响是污染密集型产业将由发达国家转移到发展中国家，或是有环境管制较强的国家转移到管制较弱的国家（CopelandandTaylor，1995）。因此，环境库兹涅茨曲线实际上反映的是专业化分工模式的不同：发达国家专业化生产污染较低的产品，而发展中国家则专业化生产资源、能源密集型产品（Coleetal，2000）。因此，存在国际贸易对环境污染活动的“替代效应”，也称“污染天堂假设”（PollutionHavenHypothesis）。本文用贸易开放度，即进出口贸易额与GDP之比来度量贸易开放的环境效应，记为，数据根据相应各期《中国统计年鉴》计算而得。③技术进步效应，即随着人均收入的提高、经济的发展，人们有可能增加对环保技术的研发投入、购买更有利于环境清洁的中间设备等。因此环保技术的进步、环保研发投入直接提高了环保力度，本文用各地区与环境相关的科研课题经费投入来度量技术进步的间接效应，单位为百万元，记为，数据来源于《中国环境年鉴》相应各期。④17\n产业结构变化。环境－收入库兹涅茨倒U型曲线的产生与产业结构转化紧密相关：经济发展初期阶段的经济起飞往往意味着工业在国民经济中的比重迅速上升，而工业化往往意味着对对自然资源的过度采伐以及废弃排放物的迅速增加（Dasguptaetal，2002）。随着经济增长方式的转变、产业结构的调整与优化，工业在产业结构中的比重将不再上升甚至下降，而服务业比重将上升。这一阶段的经济发展将不再过于依赖于资源的开采、能源品的消耗，而是技术革新、生产率提高以及管理、组织形式的创新，大大缓解了工业生产的环保压力。本文同时用农业占GDP的比重、工业占GDP的比重来度量产业结构转化的环境效应，分别记为、，数据来源于《中国统计年鉴》相应各期。4.影响产出的要素投入。①物质资本存量。张军等（2004）根据永续盘存法对中国大陆30个省市1952～2000年期间的各年末物质资本存量进行了估计，本文实证所采用的各地区物质资本存量即引用该文。②人力资本存量。遵循普遍采用的人均受教育年限指标（BarroandLee，2000）BarroandJong-WhaLee,InternationalDataonEducationalAttainment:UpdatesandImplications,CIDWorkingPaper,no.42,April,2000.，为全部就业人员的受年限总和与总人口比值，参照王小鲁（2000），本文将小学毕业教育年限设为6年，初中毕业教育年限设为9年，高中毕业教育年限为12年，大学毕业设为16年。单位为受教育年数/人③劳动力投入。用各地区年末就业人员数来度量，单位为万人，数据来源于《中国统计年鉴》相应各期。三、实证估计结果在选择面板数据的联立方程组估计方法时，本文主要考虑了以下三点：首先，由于单个省份的估计方程之间存在着异方差现象，因此采用加权估计法（cross-equationweighting），即首先对联立方程组参数进行无约束估计，然而根据估计结果的方程间方差来确定权重。其次，由于污染排放和人均GDP同时进入到经济系统的解释变量和被解释变量，因而采用两阶段估计法（two-stageleastsquares）。同时，考虑到面板数据在截面维度的特定差异，即各个省份之间由于经济发展程度以及其他经济因素存在的差异性，我们在估计方程中加入了截面固定效应（crosssectionspecificeffect）来反映不同经济区域的特定差异。因此，本文面板数据的联立方程组估计法为考虑了截面固定效应的加权两阶段估计法。此外，由于本文面板数据的时序跨度较短，因此没有对单个地区的时序数据进行单位根检验（unitroottest），即忽略了单个时序数据的平稳性问题。事实上，正如PhillipsandMoon（1999）所指出的，对非平稳的面板数据而言，共有4种可能协整情况，如果我们关注的是变量之间的长期关系特征，无论面板数据存在单位根现象对估计结果都不会造成太大的影响。表2、3分别给出了6类污染方程的联立方程估计结果，以下我们分别来讨论污染方程与产出方程的估计结果。表2水污染、固体废弃物污染方程估计结果污染方程估计结果水污染排放固体废弃物排放17\n1.393(1.675)*-14.804(-8.038)***107.87(1.821)*-0.211(-1.997)**2.292(7.192)***-15.834(2.179)**0.021(1.256)0.142(0.591)-3.251(-0.635)-0.122(-1.986)**-0.369(-5.570)***-1.901(-1.134)-0.028(-2.382)**-0.159(-3.047)***-0.638(-3.053)***0.142(5.933)***-0.209(-2.371)**0.861(0.762)0.166(7.211)***0.049(0.347)2.752(1.985)**0.5780.3950.441产出方程估计结果-0.0021(-5.534)***-0.0012(-2.583)***-0.0041(-0.153)0.048(18.037)***0.046(15.471)***0.046(15.104)***0.0936(6.158)***0.0922(5.183)***0.0955(5.498)***0.00041(1.513)-0.00025(-0.125)-0.00035(-0.176)0.7640.7910.618注：括号内为估计系数的统计值，其中***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。表3大气污染方程估计结果污染方程估计结果大气污染排放17\n17.710(1.894)*43.167(1.979)**6.878(1.755)*-2.751(-1.998)**-6.595(-1.986)**-1.035(-1.748)*-0.604(-1.084)-0.791(-0.705)-0.141(-0.299)-0.676(-3.093)***-1.152(-2.653)***0.092(0.601)-0.549(-5.430)***-0.532(-1.843)*-0.548(-5.863)***-1.192(-3.388)***-1.446(-2.249)**-0.439(-2.139)**-0.362(-0.981)0.113(2.026)**0.153(1.978)**0.4160.5170.499产出方程估计结果-0.00046(-0.153)-0.00096(4.988)***0.00019(0.473)0.046(14.531)***0.046(14.279)***0.045(14.921)***0.091(5.098)***0.088(4.787)***0.093(5.351)***-0.00021(-0.115)-0.00062(-0.364)-0.00068(-0.314)0.7130.7690.694注：括号内为估计系数的统计值，其中***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。（一）污染方程估计结果对于污染方程的估计结果而言，我们主要关注以下两点：①环境污染与经济增长之间到底是什么关系，我国环境－增长之间有没有库兹涅茨倒U型曲线关系。②污染排放的其他控制变量对污染排放量的影响效应如何。17\n表4环境污染与人均GDP关系的估计结果1.393(1.675)*-14.804(-8.038)***107.87(1.821)*-0.211(-1.997)**2.292(7.192)***-15.834(2.179)**曲线形状倒U型U型倒U型转折点（万元/人）3.3013.2293.40417.710(1.894)*43.167(1.979)**6.878(1.755)*-2.751(-1.998)**-6.595(-1.986)**-1.035(-1.748)*曲线形状倒U型倒U型倒U型转折点（万元/人）3.223.2693.285我们首先来分析环境污染和经济增长的关系。表4综合了6类环境污染指标与人均GDP变化的关系估计结果。表中估计结果表明，在本文所选取的6类环境污染指标中，除了工业废水中污染物化学需氧量以外，其他5类污染指标与人均GDP之间的关系均符合库兹涅茨倒U型曲线。进一步分析我国环境－收入库兹涅茨倒U型曲线的转折点，我们可以得到两点有趣的结论。首先，分别计算这5类污染指标的转折点临界人均GDP值，可以发现分别为3.301万元/人（）、3.404万元/人（）、3.22万元/人（）、3.269万元/人（）以及3.285（），可见我国环境库兹涅茨倒U型曲线的转折点一般均高于3万元/人的临界水平。有意思的是，事实上在本文所选取的样本数据期间，全部30个省市的实际人均GDP值均低于3万元/人的转折点。将表5中2000年我国人均GDP前五位的省市与各类污染排放方程的临界值进行比较，我们可以看到2000年样本省市人均GDP的均值为0.849万元/人（1996年基期价），还远未达到估计的倒U型曲线转折点；即使是人均GDP位居第一的上海市，其实际人均GDP也还未达到转折点水平。因此，我们可以大致判断，尽管估计结果支持了我国EKC曲线的存在，但就我国人均GDP地区分布实际情况而言，我国经济仍然还位于EKC曲线的左半段，即污染排放随着人均GDP的上升而进一步增加，经济增长仍然会带来污染排放的增多和环境质量的下降。值得注意的是，由于本文是采用联立方程组估计方法，得到的EKC曲线实际上是已经考虑了环境污染对经济增长的反作用力，因此这一结论更为真实地反映了环境变化与经济增长的内在关系。表52000年我国人均GDP前五位的省市（单位：万元/人）排名上海（1）北京（2）天津（3）浙江（4）江苏（5）均值实际人均GDP2.7991.8471.6861.3291.1740.84917\n注：表中数据均为按1996年不变价格的实际人均GDP值。我们也可以将我国环境库兹涅茨倒U型曲线转折点与国外相关研究结果进行比较。表6列出了支持环境－收入库兹涅茨曲线关系存在的一些研究文献关于环境库兹涅茨倒U型曲线研究的文献综述具体可见Stern（1998）、Ekins（1997）、deBruynandHeintz（1998）、Stagl（1999）以及Dinda（2004）等。。将本文实证结果与表6相比，一个有趣的发现是我国可能在经济发展水平还仍然处于相对较低的阶段越过了环境库兹涅茨曲线的转折点，因为本文5类污染方程的转折点要远低于表6所列出的其它研究结论。表6表明国外文献的转折点一般是在人均收入位于5000～20000美元之间时出现，例如与本文研究类似，ListandGallet（1999）基于美国各州的实证结果发现转折点位于人均GDP22675美元处。这一结果一方面反映了污染度量指标、样本区域的选取对环境库兹涅茨曲线实证结果的决定作用，另一方面也提醒我们，即使是对于像我国这样的发展中国家而言，也可能在一个相对较低的人均收入水平阶段较早地超越环境库兹涅茨曲线的临界点。表6关于环境库兹涅茨曲线的一些经验研究结果文献样本地区污染度量指标转折点（美元）GrossmanandKrueger（1995）NAFTA国家，数据来自GAMS二氧化硫、燃烧烟雾排放4000～5000ShafikandBandyopadhyay（1992）WorldDevelopmentReport，199210类污染指标，包括空气、水、森林污染等3000～4000Panayotou（1993）55个发达、发展中国家二氧化硫3137SeldenandSong（1994）发达国家SO2、SPM、CO等7114～13383Panayotou（1997）30个发达、发展中国家二氧化硫5965ListandGallet（1999）美国各州二氧化硫22675SternandCommon（2001）73个发达、发展中国家二氧化硫101166观察污染方程中其他控制变量对污染排放的影响，我们可以更好地解释为什么我国能够在一个较低的临界值水平上出现环境库兹涅茨倒U型曲线。1.环境标准颁布个数。虽然普遍认为政府政策对环境污染的监督与管制是控制污染的必要手段，然而本文估计结果显示直接的政府环保措施并未达到有效的目的：在本文所选取的6类污染方程中，的估计系数都未能通过显著性检验，而且估计系数的正、负在各个污染方程中也存在较大差异。如何理解这一结果呢？可能的解释有以下两点。17\n首先，正如人们对政府政策实施（包括财政政策、货币政策等）的普遍质疑，政府对环保标准的直接规定措施是否有效，还取决于微观个体（污染企业）的预期反应、信息不对称带来的监督难题以及高昂的管制成本，尤其是政府往往也面临着严格管制所带来的成本与收益决策问题，影响了政府直接的环保管制政策的实施效果。其次，政策的选择问题。在有效的污染产权界定和市场交易体制下，企业污染排放所产生的负外部效应能够通过污染权的市场交易进行内部化，此时并不需要政府的直接政策干预。因此，与政府直接通过颁布环保标准的做法相比，通过政府政策来帮助明确污染产权、培育有效的市场交易机制等间接措施可能具有更好的政策效果。2.与环保相关的科研经费投入。与环境标准颁布数相反，6类污染方程中估计系数都显著为负，除了工业废水、工业粉尘排放方程中估计系数分别在5%、10%显著性水平上通过显著性检验以外，其他4类污染方程中估计系数均在1%的显著性水平通过检验。而且，6类污染方程中估计系数均为负，表明与环保相关的科研经费投入的增加的确起到了减少污染排放的作用，这也是GrossmanandKrueger（1995）所强调的技术进步效应对环境质量的正面影响。将这一结果与进行相比，本文的一个启示是政府在对环境质量、污染排放进行监督和控制时，通过增加环保型科研经费投入、加大环保技术研发力度，其环保效果可能比直接的环保标准颁发要好。3.贸易开放。根据“污染天堂假设”，贸易开放对发达国家、发展中国家的环境质量的影响效应是不同的，其原因关键在于其比较优势与国际分工模式的区别：国际贸易的开展使得发达国家更易于将那些能源/资源密集型、污染严重的产业转移到发展中国家，因此这种国际分工劣势使得贸易开放可能会加剧发展中国家的环境恶化问题。然而，观察表2～3估计结果中贸易开放度的估计系数可以发现，除了两类污染指标（工业固体废弃物排放、二氧化硫）方程的系数没有通过显著性检验之外，其他4类污染指标方程中系数都显著为负，依次为-1.152（）、-0.676（）、-0.369（）、-0.122（）。系数为负的经济涵义是：贸易开放度的提高有助于减少环境污染物的排放量，这就得到了与“污染天堂假设”相反的结论，因为根据比较优势原理，我国具有要素禀赋优势的能源/资源密集型、劳动密集型产品出口往往是污染负作用较大的产业。如何解释这一现象？我们认为以下两点是主要原因：首先，多边贸易谈判、贸易协议的签订，尤其是与环保相关的贸易协议间接地促进了发展中国家对环保型新技术的开发和采用。发达国家对其出口商品的环境质量标准要求，迫使发展中国家加大了新型技术的开发、环保型生产技术的使用。其次，贸易开放的技术外溢效应提高了发展中国家的要素生产率和技术水平，从而间接地通过影响技术进步和产业结构调整而作用于污染排放。众多文献研究指出了贸易开放对东道国当地企业的技术外溢作用（Keller，2001），对我国进、出口贸易的实证分析也证实了这一点（赖明勇等，2003），因此除了“污染天堂假设”以外，贸易开放也可能通过正的技术外溢效应而作用于环境污染排放。最后需要指出的是，进一步的研究应该分析贸易结构变化对污染排放的作用。4.产业结构变化，包括第一产业、第二产业在整个国民经济中的比重、。观察表2～3中的估计系数可以发现，除了工业废水排放方程系数显著为正（0.142）、工业固体废弃物方程系数不显著以外，其他4类污染方程中估计系数均显著为负的这一估计结果与本文选取的污染度量指标有关，因为本文所采用的大多数污染指标都是针对工业污染而言。，这一估计结果与形成鲜明对比：除了工业固体废弃物、工业烟尘排放污染方程之外，其他4类污染方程中估计系数均显著为正。17\n将这一估计结果与本文样本期间的地区产业结构变化实际情况相比，可以看到产业结构变动对污染排放的影响。从产业结构的时序变化总体趋势来看，本文所选取的30个省市产业结构变化的平均趋势是：第一产业比重明显下降，第二产业比重基本保持稳定（见表7）。因此，产业结构变化对污染排放的影响主要体现在第一产业比重下降所导致的污染排放的上升。另一方面，从各地区产业结构变化的截面比较来看，通过计算1996～2000年各地区第二产业的平均比重，可以看到黑龙江（54.44%）、浙江（53.66%）、山西（51.78%）、江苏（51.1%）、上海（50.54%）等第二产业比重偏高的省市所面临的污染排放压力也相对较大。综合来看，正如大多数环境库兹涅茨曲线实证文献所指出的（Dinda，2004），产业结构变化的确是影响环境质量－经济增长的重要因素，尤其是工业化进程往往是影响污染排放变化的关键因素。表71996～2000年期间30个省市产业结构变化的平均趋势（单位：%）19961997199819992000第一产业比重22.9021.5920.6219.1717.84第二产业比重43.0043.4543.1743.1343.72（二）产出方程估计结果在产出方程中我们主要考虑影响产出水平的两类因素：基本的要素投入（物质资本、人力资本与劳动力）与污染变量。以下我们分别进行讨论。要素投入的产出效应。由表2～3结果可见，正如大多数增长文献所强调的，物质资本存量和人力资本积累是影响我国产出水平的重要因素，在6类估计方程中、估计系数均在1%的显著性水平上通过了显著性检验，其值接近零，尤其是物质资本存量的统计值很显著，这表明物质资本存量和人力资本积累对经济增长的推动作用是稳健的。然而，与此相反，劳动力投入的估计系数均没有通过显著性检验，而且其估计系数甚至为负。考虑到本文是以人均GDP、而非GDP总量作为被解释变量，因此这一结果说明了劳动力投入对人均GDP变化的影响作用还不明显。事实上，只有在单位劳动力产出效率得到明显提高的情况下，人均GDP才能随着劳动力投入规模的改变而发生变化。污染排放的产出效应。综合表2～3的估计结果，可以发现污染排放对人均产出水平的影响可以分为两类：①污染排放对人均产出水平没有影响，包括、、3类污染指标。②污染排放对人均产出水平具有负效应，包括（-0.0021）、（-0.0012）与（-0.00096），即随着这类污染排放量的增加，将在一定程度上引致人均GDP的下降。四、讨论结合上述估计结果，我们可以分析外生变量对均衡污染排放量、均衡人均GDP的影响。我们首先考察影响污染排放的控制变量的变化对均衡污染排放量、均衡人均GDP的作用。我们以与环保相关的科研经费投入为例。图1中，根据前述面板数据估计结果，环境曲线（environmentalcurve）为倒U型曲线，产出曲线（outputcurve）为斜率为负的直线，因为污染指标在产出方程中估计系数为负。在初始状态和的交点17\n决定了初始的均衡污染排放量（）以及均衡人均GDP（）。考虑政府此时试图通过增加环保科研项目的经费投入来控制污染排放，由前述污染方程中估计系数为负可知，这一措施将使得环境曲线下移到新位置，与的新交点决定了新的均衡污染排放量（）以及均衡人均GDP（）。通过比较初始状态的、与新的、，我们可以看到增加环保科研项目的经费投入的效果：，说明环保科研经费投入的增加降低了污染排放量，这是直接的治污效应；，表明环保科研经费投入的增加通过影响污染排放，从而提高了均衡的人均产出值，这是间接的产出效应。值得指出的是，由于产出方程中污染变量的估计系数较小，即污染排放对产出变化的反馈作用相对较小（即图1中较为陡峭），因此如图1所示，环保科研经费投入的增加的治污效应要显著大于产出效应。图1污染方程外生变量的影响效应17\n图2产出方程外生变量的影响效应我们再来分析要素投入的变化对对均衡污染排放量、均衡人均GDP的影响。类似地，图2中初始状态的和的交点决定了初始的均衡污染排放量（）以及均衡人均GDP（）。以物质资本存量为例。假设随着投资的增加物质资本存量进一步上升，由于物质资本的正边际产出效应，将使得产出曲线右移到新位置，与的新交点决定了新的均衡污染排放量（）以及均衡人均GDP（）。由图2可以看到物质资本存量增加的影响：一方面由于物质资本存量的增加使得人均GDP上升，因此；另一方面人均GDP的上升又通过污染方程影响了污染排放。正如本文估计结果所表明，对于我们所选取的6类污染指标而言，环境库兹涅茨倒U新曲线的转折点一般均高于3万元/人（1996年基期价），除了上海、北京等个别地区以外，目前我国绝大多数省市的人均GDP世纪值与倒U型曲线的转折点相距甚远，因此物质资本存量的增加实际上将导致负的污染效应，即一方面要素投入的增加拉动了经济增长，另一方面也导致了环境排放的增加、加大了环保压力。综合图1、2的分析，我们可以清楚地看到环境库兹涅茨曲线的现实涵义。尽管环境库兹涅茨曲线可能反映了环境质量与收入变化关系的一般规律，然而根据这一曲线也容易得到误导性的政策建议：既然只有在经济增长越过一定的临界值水平之后，环境质量才随着经济增长自动得到改善，因此为了达到提高环境质量的目的，唯一的措施就是加快经济增长速度，直至经济增长水平超越临界值。首先，正如本文估计结果所显示的，对于现阶段我国大多数地区而言，其人均收入水平要超过倒U型曲线的临界值还需要很长的时间，而在此之前必然要为环境质量恶化付出惨痛的代价。这一点由图2也可以看出，为了消除经济发展初期所导致的环境恶化，经济增长必须要达到的产出水平才能恢复到初始的环境质量。其次是治污成本。一个简单的事实是治污成本和费用将随环境恶化程度而递增，即环境质量的累计下降将使得治污成本迅速上升，因此在经济发展的初始阶段就开始致力于对污染排放的控制与监督显然是明智的举措。此外，某些环境质量恶化过程往往是不可逆的，即一旦环境质量遭到了破坏之后，并不一定随着环境治理力度和能力的提高而又重新得到改善，例如污染辐射、生物多样性的丧失、物种灭绝等。最后，尤其重要的是，既然污染排放还受到其他控制变量的影响，我们可以通过同时影响污染方程和产出方程来实现政策组合的最优化。对图1、2的一个简单叠加可以看到，在增加物质资本存量的同时加大环保科研项目投入力度，一方面环保科研投入正的治污效应可以抵消物质资本存量增加带来的负污染效应，从而减缓经济增长导致的环境压力；同时环保科研投入正的产出效应进一步提高了人均GDP，从而可以较快地超越倒U型曲线的转折点。五、结论17\n本文利用1996～2000年我国30个省市的面板数据，通过构建同时包含污染方程与产出方程的联立方程组，实证分析了我国污染排放与人均GDP之间的关系。与大多数文献基于污染简约式的单方程估计相比，本文不仅同时考虑了经济增长与污染排放的相互反馈作用，而且得到了更具现实性的政策建议。在本文所选取的6类污染指标中，除了工业废水中污染物化学需氧量以外，其他5类污染指标均符合库兹涅茨倒U型曲线关系。进一步计算发现倒U型曲线的转折点均高于3万元/人，表明目前我国各地区仍然处于库兹涅茨曲线的左半段，而且绝大多数地区人均GDP与转折点相距甚远。在影响污染排放的控制变量中，环保科研经费投入的增加、贸易开放度的提高均有利于抑制污染排放，然而政府环保标准颁布的治污效应还不显著；此外，产业结构变化也是影响污染排放的重要因素。产出方程的估计结果支持了环境因素对经济增长的反作用，其中3类污染指标具有负的产出效应，另外3类污染指标则对产出影响不显著。在要素投入方面，物质资本存量的上升、人力资本的积累都是推动人均GDP增长的重要因素，然而劳动力投入对人均GDP的影响不显著。本文联立方程估计结果表明尽管环境库兹涅茨曲线可能反映了环境质量与收入变化关系的一般规律，然而认为治理污染、改善环境质量的关键途径是加速经济增长的观点往往带有误导性。换言之，通过加速物质资本、人力资本的积累来加速经济增长，从而快速超越环境倒U型曲线临界点的做法并非最优的政策选择。正如本文实证结果所表明的，在处理环境恶化、污染排放这类具有负外部效应的问题时，环保经费的投入、治污技术的创新、贸易开放所带来的收益与产业结构的优化都是降低污染排放、减缓环境压力的重要途径，此外政府政策的引导与监督具有至关重要的作用。因此，对于类似我国这样的发展中国家，一个更为有效的做法是通过同时采取提高治污能力与促进经济持续增长的政策组合，来协调经济增长与环境恶化所带来的两难困境。参考文献：1.BeckermanW.,1992.Economicgrowthandtheenvironment:whosegrowth?Whoseenvironment?WorldDevelopment20,481–496.2.BhagawatiJ.,1993.Thecaseforfreetrade.ScientificAmerican,42–49.3.Bovenberg,A.andSmulders,S.,1996.TransitionalImpactsofEnvironmentalPolicyinanvEndogenousGrowthModel,InternationalEconomicReview,37:861-893.4.CoondooD.andDindaS.,2002.Causalitybetweenincomeandemission:acountrygroup-specificeconometricanalysis.EcologicalEconomics40(3),351–367.5.DasguptaS.,LaplanteB.,WangH.,WheelerD.,2002.ConfrontingtheEnvironmentalKuznetsCurve.JournalofEconomicPerspectives16(1),147–168.6.deBruynS.M.andHeintz,R.J.,1998.TheEnvironmentalKuznetsCurvehypothesis.HandbookofEnvironmentalEconomicsBlackwellPublishingCo.,Oxford,656–677.7.DindaS.2004.EnvironmentalKuznetsCurveHypothesis:ASurvey,EcologicalEconomics,49,431-45517\n1.GrossmanG.M.andKruegerA.B.,1991.EnvironmentalimpactsoftheNorthAmericanFreeTradeAgreement.NBER,workingpaper3914.2.Grossman.G.AndKrueger.A1995.Economicgrowthandtheenvironment.QuarterlyJournalofEconomics,110(2),353-377.3.GuptaS.,GoldarB.,2003.Dostockmarketspenalizeenvironment-friendlybehavior?EvidencefromIndia,InstituteofEconomicGrowth.Mimeo4.LevinA.andC.Lin,1993.Unitroottestsinpaneldata:newresults.UniversityofCalifornia,SanDiego,workingpaper,93-56.5.LiangJandMcKitrickR,2002.IncomegrowthandairqualityinToronto:1973-1997.Mimeo,UniversityofGuelph,EconomicsDepartment.6.ListJ.A.andGalletC.A.,1999.TheEnvironmentalKuznetsCurve:doesonesizefitall?EcologicalEconomics31,409-423.7.Lopez,R.,1994.theEnvironmentasaFactorofProduction:TheEffectsofEconomicGrowthandTradeLiberalization,JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement,27:163-184.8.Ming-FengHuangandD.Shaw,2002.EconomicgrowthandtheenvironmentalKuznetscurveinTaiwan:asimultaneitymodelanalysis.Mimeo.9.PhillipsP.C.B.andH.R.Moon,1999.Linearregressionlimittheoryfornonstationarypaneldata.Econometrica,67:1057-1111.10.SeldenT.andSongD,1994.EnvironmentalQualityandDevelopment:IsthereaKuznetsCurveforAirPollutionEmissions?JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement,27:147-162.11.SternD.I.,2004.TheriseandfalloftheenvironmentalKuznetscurve.WorldDevelopment,8,1419-1439.12.Stokey,N.,1998.AreThereLimitstoGrowth?InternationalEconomicReview,39:1-31.13.TahvonenO.andKuuluvainenJ.,1993.EconomicGrowth,PollutionandRenewableResources,JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement,24:01-118.14.赖明勇，许和连，包群，《出口贸易与经济增长：理论、模型及实证研究》，上海三联出版社，2003年15.沈坤荣、孙文杰，2004，《投资效率、资本形成与宏观经济波动》，《中国社会科学》，6，52-6317\n作者简介：包群，1978年生，汉族，经济学博士，现任职于南开大学经济学院。研究方向为外商直接投资、技术外溢与经济增长。已在《中国社会科学》、《世界经济》、《经济学动态》、《统计研究》等专业学术刊物发表论文20余篇；彭水军，1975年生，汉族，经济学博士，现于南开大学经济学院从事博士后研究工作。研究方向为国际贸易与经济增长；赖明勇，1965年生，汉族，湖南大学经济与贸易学院院长，教授，博士生导师。联系方式：南开大学经济学院国际经济与贸易系包群（收）300071Tel13975194480E-mailbaoqun@yeah.net；17