浙江污染紅利抑制的規(guī)制績(jī)效

張樂(lè)才

（中華人民共和國(guó)財(cái)政部 財(cái)政科學(xué)研究所，北京100142）

一、引 言

為了對(duì)日益嚴(yán)重的環(huán)境污染現(xiàn)象進(jìn)行解釋，經(jīng)濟(jì)學(xué)界提出了環(huán)境生產(chǎn)要素理論。Sibert(1974)［1］，Baumol and Oates(1989)［2］等人認(rèn)為，環(huán)境實(shí)際上是一種生產(chǎn)要素，環(huán)境要素以環(huán)境稟賦的形式?jīng)Q定比較優(yōu)勢(shì)的形成，一國(guó)如果環(huán)境稟賦豐裕，則該國(guó)會(huì)出口污染密集型產(chǎn)品。然而，把環(huán)境生產(chǎn)要素當(dāng)作紅利使用會(huì)招致環(huán)境污染，故如何抑制環(huán)境生產(chǎn)要素被過(guò)度使用、使污染被當(dāng)作紅利使用的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象不再存在又成為理論界關(guān)注的熱點(diǎn)。對(duì)此，經(jīng)濟(jì)理論界存在兩類不同的理論分野。第一種理論認(rèn)為，由于環(huán)境污染是環(huán)境這種生產(chǎn)要素被過(guò)度使用造成的，因此，必須建立完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)機(jī)制、市場(chǎng)交易機(jī)制和嚴(yán)厲的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，才能阻止環(huán)境的不斷惡化，維持最優(yōu)的環(huán)境質(zhì)量水平（Tahvonen&Kuuluvainen，1993［3］；Lopez，1994［4］；Thampapillai,1995［5］）。第二種理論認(rèn)為，既然環(huán)境要素豐裕的國(guó)家會(huì)生產(chǎn)污染密集型產(chǎn)品，故發(fā)達(dá)國(guó)家可以將污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國(guó)家，再根據(jù)比較優(yōu)勢(shì)原理，通過(guò)國(guó)際貿(mào)易方式從發(fā)展中國(guó)家進(jìn)口污染密集型產(chǎn)品，從而達(dá)到在本國(guó)抑制把環(huán)境生產(chǎn)要素當(dāng)作紅利進(jìn)行生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)行為(Copeland and Taylor，1995)［6］。

從上述綜述可以看出，經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)如何抑制把環(huán)境生產(chǎn)要素當(dāng)作紅利使用的經(jīng)濟(jì)行為提出了富有價(jià)值的建議。然而，污染紅利被抑制后其發(fā)展趨勢(shì)呈現(xiàn)怎樣的特征？對(duì)污染紅利抑制的規(guī)制效果如何衡量？很顯然，已有研究對(duì)二者的分析還相對(duì)缺乏。有鑒于此，本文決定以浙江省為例對(duì)污染紅利的動(dòng)態(tài)變化及污染紅利抑制績(jī)效加以研究。

本文的貢獻(xiàn)在于：第一，對(duì)于污染紅利的動(dòng)態(tài)變化，文章借助污染庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)對(duì)之進(jìn)行分析。我們將庫(kù)茲涅茨曲線拐點(diǎn)左邊表征為污染紅利擴(kuò)大空間，右邊表征為污染紅利縮小空間。第二，對(duì)于越過(guò)了庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)以后的污染紅利變化特征，本文用污染紅利依存度與依存指數(shù)對(duì)之進(jìn)行分析。第三，對(duì)于污染紅利抑制的經(jīng)濟(jì)績(jī)效，文章用污染密集型產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)之進(jìn)行分析。本文研究結(jié)果表明：目前浙江總體污染紅利利用呈縮小趨勢(shì)，這可從污染庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)分析與污染紅利依存度與依存指數(shù)分析得到證實(shí)；從污染密集型產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力視角分析，浙江污染紅利抑制取得了良好的經(jīng)濟(jì)績(jī)效。故浙江實(shí)現(xiàn)了污染紅利抑制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展雙贏的規(guī)制績(jī)效。

文章有關(guān)污染紅利指標(biāo)用歷年污染排放指標(biāo)進(jìn)行表征，即用歷年廢水排放總量、二氧化硫排放總量、工業(yè)粉塵排放總量分別表征歷年廢水污染紅利、二氧化硫污染紅利、工業(yè)粉塵污染紅利。文章數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《浙江環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》與浙江環(huán)保廳相關(guān)資料。

本文余下部分結(jié)構(gòu)安排如下。第二部分用污染庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)對(duì)浙江三類污染紅利的變化特征進(jìn)行分析；第三部分用污染紅利依存度與污染紅利依存指數(shù)對(duì)后庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)階段的污染紅利特征進(jìn)行分析；第四部分則用污染密集型產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力分析浙江污染紅利抑制的經(jīng)濟(jì)績(jī)效；第五部分則給出文章的結(jié)論。

二、污染紅利視角下的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)

（一）模型設(shè)定

為了研究環(huán)境變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)學(xué)界提出了環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線理論。Grossman and Krueger（1991）［7］率先從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)三個(gè)方面來(lái)闡述環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的形成機(jī)理，Panayoutou（1993）［8］進(jìn)一步證實(shí)了人均收入水平與環(huán)境狀況之間存在“倒U”型曲線的關(guān)系。筆者認(rèn)為，既然環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線反映了人均收入與環(huán)境狀況之間的關(guān)系，故環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線也能作為描述污染紅利變化特征的分析工具。由于環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線存在拐點(diǎn)，我們可以將該曲線拐點(diǎn)左邊表征為污染紅利擴(kuò)大空間，在該空間里面，人類對(duì)污染紅利的利用隨著人均收入增加而擴(kuò)大；環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線右邊表征為污染紅利縮小空間，在該空間里面，污染紅利利用隨著人均收入增加而縮小。本文度量污染紅利利用變化所采用的庫(kù)茲涅茨曲線回歸方程為：

式中，α代表常數(shù)；EP表征污染紅利水平；βi為解釋變量的系數(shù)；Y代表人均GDP；e代表正常的誤差項(xiàng)。

（二）實(shí)證結(jié)果

利用Eviews軟件，本文對(duì)浙江3類污染紅利指標(biāo)與人均GDP的庫(kù)茲涅茨曲線回歸情況進(jìn)行了估計(jì)（時(shí)間跨度為1998年至2008年）。其中，WATER表示廢水污染紅利、SO2表示二氧化硫污染紅利、SOLID表示工業(yè)粉塵污染紅利。相關(guān)結(jié)果整理見(jiàn)表1。

表1 浙江污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)估計(jì)

1.廢水紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)

回歸結(jié)果表明，浙江廢水污染紅利與人均GDP之間的關(guān)系可以表示為：

由（2）式可以算出，浙江廢水污染紅利與人均GDP的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)位于人均GDP為1.556萬(wàn)元/人處。這一結(jié)果表明，當(dāng)人均GDP低于1.556萬(wàn)元時(shí)，隨著該指標(biāo)的上升，浙江廢水污染紅利將增加；而當(dāng)人均GDP達(dá)到1.556萬(wàn)元時(shí)，如果該指標(biāo)繼續(xù)上升，則廢水污染紅利將減少?！墩憬y(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，2000年浙江人均GDP已經(jīng)超過(guò)了1.556萬(wàn)元，達(dá)到了1.72萬(wàn)元，故從2000年開(kāi)始，浙江廢水污染紅利隨人均GDP的增加而日漸縮小。根據(jù)彭水軍等（2006）［9］的研究，我國(guó)廢水污染紅利與人均GDP倒U型曲線的轉(zhuǎn)折點(diǎn)位于人均GDP2.465萬(wàn)元/人的臨界點(diǎn)處，故反應(yīng)浙江廢水污染紅利變化趨勢(shì)的臨界點(diǎn)要低于全國(guó)廢水污染紅利變化的臨界點(diǎn)，說(shuō)明浙江廢水紅利利用強(qiáng)度要低于全國(guó)。

2.二氧化硫紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)

表1表明，浙江二氧化硫污染紅利與人均GDP之間的EKC方程呈現(xiàn)以下形式：

從（3）式可以算出，表征二氧化硫污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)是1.768萬(wàn)元/人。該拐點(diǎn)數(shù)值表明，當(dāng)浙江人均GDP低于1.768萬(wàn)元/人時(shí)，二氧化硫污染紅利將隨著人均GDP的上升而增加；只有當(dāng)人均GDP超過(guò)1.768萬(wàn)元/人的臨界水平時(shí)，二氧化硫污染紅利才呈下降趨勢(shì)。根據(jù)彭水軍等（2006）［9］的研究，我國(guó)二氧化硫污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)位于人均GDP0.794萬(wàn)元/人處。綜上分析可得，相對(duì)于全國(guó)而言，浙江二氧化硫污染紅利邁入遞減步伐的數(shù)值要大于全國(guó)平均水平，說(shuō)明浙江對(duì)二氧化硫污染紅利的利用強(qiáng)度要大于全國(guó)平均水平。

3.工業(yè)粉塵紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)

表1顯示，浙江工業(yè)粉塵污染紅利與人均GDP的EKC模型為：

根據(jù)（4）式可以算出，浙江工業(yè)粉塵污染紅利與人均GDP的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)在0.629萬(wàn)元/人處。該拐點(diǎn)表明，當(dāng)人均GDP低于0.629萬(wàn)元/人時(shí)，浙江工業(yè)粉塵污染紅利將隨人均GDP的增加而增加，當(dāng)人均GDP高于0.629萬(wàn)元/人時(shí)，隨著人均GDP增加，浙江工業(yè)粉塵污染紅利將日趨縮小。張紅鳳(2009)［10］等計(jì)算出全國(guó)工業(yè)粉塵污染紅利的拐點(diǎn)為人均GDP0.2847萬(wàn)元/人。比較本文和張紅鳳等的分析結(jié)果可以得到如下結(jié)論：從工業(yè)粉塵排放角度分析，浙江污染紅利邁入遞減門(mén)檻的人均GDP水平要高于全國(guó)平均水平，也就是在相同的人均GDP水平下，浙江污染紅利利用強(qiáng)度要大于全國(guó)平均水平。

（三）結(jié)果討論

綜合上述3類污染紅利指標(biāo)的變化趨勢(shì)結(jié)果，我們可以得到以下主要結(jié)論：

第一，從回歸出的3類污染紅利指標(biāo)分析，目前浙江總體污染紅利利用均呈縮小趨勢(shì)。由于浙江2009年人均GDP已達(dá)到6.312萬(wàn)元/人，而廢水紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)位置為1.556萬(wàn)元/人、二氧化硫紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)為人均GDP1.768萬(wàn)元/人、工業(yè)粉塵污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)為人均GDP0.629萬(wàn)元/人，3類污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)數(shù)值均低于目前浙江人均GDP數(shù)值，故浙江污染紅利利用呈日漸縮小特征。

第二，與全國(guó)平均水平比較，浙江污染紅利利用呈現(xiàn)以下特點(diǎn)。首先，由于我國(guó)廢水污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)位于人均GDP2.465萬(wàn)元/人的臨界點(diǎn)處，而浙江廢水污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)位置為1.556萬(wàn)元/人，故浙江廢水污染紅利抑制強(qiáng)度大于全國(guó)平均水平。其次，由于浙江二氧化硫污染紅利利用的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)是1.768萬(wàn)元/人，全國(guó)二氧化硫污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)位于人均GDP0.794萬(wàn)元/人處，故浙江二氧化硫紅利的抑制強(qiáng)度小于全國(guó)平均水平；再次，由于浙江工業(yè)粉塵污染紅利庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)位于人均GDP0.629萬(wàn)元/人，全國(guó)工業(yè)粉塵污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)為人均GDP0.2847萬(wàn)元/人，故浙江工業(yè)粉塵污染紅利的抑制強(qiáng)度小于全國(guó)平均水平。

三、污染紅利依存度與依存指數(shù)

參照外貿(mào)依存度定義，本文將污染紅利依存度定義為：污染排放量與GDP的比值。不言而喻，污染紅利依存度反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)污染紅利的依賴程度。文章之所以用污染紅利依存度工具對(duì)污染紅利變化特征進(jìn)行分析，主要基于以下原因：污染庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)雖然能度量污染紅利發(fā)展特征，然而，當(dāng)污染紅利的變化邁過(guò)了拐點(diǎn)以后，其形狀又會(huì)怎樣？很顯然，僅用污染庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)分析對(duì)此無(wú)法回答。為此，筆者決定用污染紅利依存度對(duì)污染紅利邁過(guò)庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)后的變化特征做進(jìn)一步分析。與此同時(shí)，由于浙江廢水污染紅利、二氧化硫污染紅利、工業(yè)粉塵污染紅利的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)分別為人均GDP1.556萬(wàn)元/人、1.768萬(wàn)元/人、0.629萬(wàn)元/人，而浙江人均GDP在2000年為1.72萬(wàn)元/人，2001年為1.83萬(wàn)元/人，很顯然，浙江廢水污染紅利利用與工業(yè)粉塵污染紅利利用在2000年之前就越過(guò)了庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)，而二氧化硫污染紅利利用到2000年中旬才越過(guò)庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)。由于文章使用污染紅利依存度與依存指數(shù)的目的是分析污染紅利利用越過(guò)庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)后的特征，為了使3類污染紅利指標(biāo)具有可比性，文章決定分析浙江2001年后的污染紅利利用特征，因?yàn)閺?001年開(kāi)始，3類污染紅利均已越過(guò)了庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)。

（一）污染紅利依存度

1.污染紅利依存度指標(biāo)

本文選取以下3個(gè)指標(biāo)來(lái)計(jì)算浙江的污染紅利依存度。

(1)廢水紅利依存度=（廢水排放量/GDP）×100%

(2)二氧化硫紅利依存度=(二氧化硫排放量/GDP)×100%

(3)工業(yè)粉塵紅利依存度=(工業(yè)粉塵排放量/GDP)×100%

從上述污染紅利依存度定義不難發(fā)現(xiàn)：污染紅利依存度指標(biāo)具有如下特征。首先，既然污染紅利依存度表征了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)污染紅利的依賴程度，故污染紅利依存度越高，則該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)污染紅利的依賴程度越大，也說(shuō)明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境破外的程度越大。其次，污染紅利依存度曲線反映了經(jīng)濟(jì)主體對(duì)污染紅利進(jìn)行利用或抑制的變化趨勢(shì)。如果污染紅利曲線呈上升趨勢(shì)，則說(shuō)明經(jīng)濟(jì)主體正擴(kuò)大污染紅利的利用強(qiáng)度；反之，如果污染紅利曲線呈下降趨勢(shì)，則說(shuō)明經(jīng)濟(jì)主體正采取污染規(guī)制措施對(duì)污染紅利進(jìn)行抑制。再次，污染紅利依存度只適應(yīng)于對(duì)同類污染物進(jìn)行比較。對(duì)于不同的污染物來(lái)說(shuō)，由于其性質(zhì)不同，其對(duì)環(huán)境造成破外的特征與程度也不相同。例如，一噸廢氣帶來(lái)的環(huán)境污染與一噸廢水帶來(lái)的環(huán)境污染就具有不同的特征，與此類同，一噸廢水帶來(lái)的環(huán)境污染也與一噸工業(yè)粉塵帶來(lái)的環(huán)境污染性質(zhì)各異。因此，污染紅利依存度雖然能反映經(jīng)濟(jì)主體對(duì)污染紅利進(jìn)行利用或抑制的變化趨勢(shì)，但其無(wú)法比較不同污染物紅利的利用強(qiáng)度。表2計(jì)算了浙江2001年至2008年的三類污染紅利依存度。

表2 浙江與全國(guó)紅利依存度比較(%)

2.實(shí)證結(jié)果分析

（1）廢水紅利依存度。就廢水紅利依存度而言，比較表2可以發(fā)現(xiàn)：首先，從2001年到2008年，浙江歷年經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)廢水紅利的依賴程度均低于全國(guó)。如2001年，浙江廢水污染紅利依存度為0.19%，全國(guó)則為0.39%；2008年，浙江廢水紅利依存度為0.15%，全國(guó)則為0.18%。其次，浙江廢水紅利利用強(qiáng)度在降低，但其降幅低于全國(guó)平均水平。2001年，浙江廢水污染紅利依存度為0.19%，到2008年則降為0.15%，降幅為0.04%。全國(guó)廢水污染紅利依存度從2001年的0.39%下降到2008年的0.18%，降幅為0.15%，其降幅要超過(guò)浙江，說(shuō)明浙江對(duì)廢水污染紅利的抑制強(qiáng)度要低于全國(guó)平均水平。

（2）工業(yè)粉塵紅利依存度。從工業(yè)粉塵污染紅利角度分析，首先，浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)工業(yè)粉塵紅利的依賴程度要高于全國(guó)平均水平。表2顯示，從2001年到2008年，浙江歷年工業(yè)粉塵污染紅利依存度均高于全國(guó)平均水平。其次，浙江工業(yè)粉塵污染紅利利用強(qiáng)度呈下降趨勢(shì)，其下降幅度要大于全國(guó)。2001年，浙江工業(yè)粉塵污染紅利依存度為1.30%，到2008年則降為0.33%。2001年，全國(guó)工業(yè)粉塵污染紅利依存度為0.90%，到2008年降低到0.24%，顯然，其降幅要低于浙江，說(shuō)明浙江對(duì)工業(yè)粉塵污染紅利的抑制強(qiáng)度要大于全國(guó)平均水平。

苗木質(zhì)量(QI)指數(shù)采用苗木質(zhì)量指數(shù)公式[17]計(jì)算： 苗木質(zhì)量式中：苗高單位cm，地徑單位mm，總干重、莖干重、根干重單位均為g。

（3）二氧化硫紅利依存度。從二氧化硫污染紅利角度分析，首先，浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)二氧化硫紅利的依賴要低于全國(guó)平均水平，主要是因?yàn)閺?001年到2008年，浙江歷年二氧化硫污染紅利依存度均低于全國(guó)平均水平。其次，表2還顯示，浙江二氧化硫污染紅利下降幅度要低于全國(guó)，說(shuō)明浙江對(duì)二氧化硫污染紅利的抑制強(qiáng)度要小于全國(guó)平均水平。

（二）污染紅利依存指數(shù)

1.污染紅利依存指數(shù)的指標(biāo)特征

前面分析表明，由于各個(gè)污染物性質(zhì)不同，故不同污染紅利的依存度指標(biāo)存在不可公度性，因此，如果某地區(qū)甲污染物紅利依存度呈上升趨勢(shì)，而乙污染物紅利依存度呈下降趨勢(shì)，其總污染紅利依存度會(huì)如何變化呢？顯然，單純用污染紅利依存度無(wú)法對(duì)其總體污染紅利變化特征進(jìn)行分析。為了克服該局限，筆者用污染紅利依存指數(shù)來(lái)對(duì)污染紅利變化特征進(jìn)行分析。為了計(jì)算污染紅利依存指數(shù)，本文先對(duì)污染物依存度指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，標(biāo)準(zhǔn)化的方法為：

其中Yi為指標(biāo)Xi標(biāo)準(zhǔn)化后的值，該值即為污染紅利依存指數(shù)。為指標(biāo)Xi在觀察期間（即2001-2008年間）的平均值。然后，將n個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化后的污染物紅利依存指數(shù)加總，便得到了一個(gè)總污染紅利依存指數(shù)（EPRI）。

其中，μi為i污染紅利依存指數(shù)的權(quán)重。從上述污染紅利依存指數(shù)定義可以看出，該指標(biāo)具有如下工具性價(jià)值。首先，污染紅利依存指數(shù)克服了不同污染物指標(biāo)間不可公度的局限，可以將不同污染紅利指標(biāo)進(jìn)行加總，從而得出一個(gè)反映整體污染紅利變化的度量指標(biāo)。其次，對(duì)于不同地區(qū)的相同污染物來(lái)說(shuō)，在用公式Y(jié)i=Xi/計(jì)算污染紅利依存指數(shù)時(shí)，盡管兩個(gè)地區(qū)的污染物依存度大小不同（即兩地具有不同的Xi），兩者如果變化趨勢(shì)雷同，則意味著Xi/的分子與分母擴(kuò)大或者縮小相同的倍數(shù)（即X1/=X2/），則兩個(gè)地區(qū)的污染紅利依存指數(shù)可能相同。因此，污染紅利依存指數(shù)所測(cè)度的污染紅利抑制強(qiáng)度是相對(duì)于某污染紅利的自身歷史數(shù)據(jù)而言，是以自身歷史數(shù)據(jù)為參照標(biāo)準(zhǔn)。如當(dāng)甲地A污染紅利依存指數(shù)增加時(shí)，說(shuō)明相對(duì)于甲地A污染紅利自身歷史數(shù)據(jù)而言，A污染紅利抑制強(qiáng)度增大了；反之，當(dāng)甲地A污染依存指數(shù)減少時(shí)，說(shuō)明相對(duì)于甲地A污染紅利自身歷史數(shù)據(jù)而言，A污染紅利抑制強(qiáng)度變小了。

為了計(jì)算浙江2001年至2008年的污染紅利依存指數(shù)，我們做出如下假設(shè)：即各個(gè)污染物依存度權(quán)重相同，故本文有關(guān)浙江總污染紅利依存指數(shù)可表示為三個(gè)污染物依存指數(shù)的算術(shù)平均數(shù)。即EPRI=（廢水紅利依存度標(biāo)準(zhǔn)化值+二氧化硫紅利依存度標(biāo)準(zhǔn)化值+工業(yè)粉塵紅利依存度標(biāo)準(zhǔn)化值）/3。表3計(jì)算了浙江2001年至2008年的污染紅利依存指數(shù)。

表3 浙江與全國(guó)污染紅利依存指數(shù)

2.實(shí)證結(jié)果分析

從二氧化硫污染紅利視角分析，相對(duì)于各自歷史數(shù)據(jù)而言，浙江污染紅利抑制強(qiáng)度要小于全國(guó)。2001年，浙江二氧化硫紅利依存指數(shù)為1.31，到2008年，浙江二氧化硫紅利依存度指數(shù)為0.67，降幅為0.64；2001年全國(guó)二氧化硫紅利依存指數(shù)為1.33，到2008年降為0.55，降幅為0.78，該指標(biāo)數(shù)值要高于浙江降幅。就工業(yè)粉塵紅利而言，從2001年到2008年，浙江工業(yè)粉塵紅利依存指數(shù)從1.80降到0.46，降幅為1.34，而同期全國(guó)工業(yè)粉塵紅利依存指數(shù)從1.65降到0.44，降幅為1.21。因此，相對(duì)于各自歷史數(shù)據(jù)而言，浙江對(duì)工業(yè)粉塵紅利的抑制強(qiáng)度比全國(guó)平均水平要大；從廢水污染紅利視角分析，表3顯示，從2001年到2008年，浙江廢水紅利依存指數(shù)降幅為0.25，同期全國(guó)廢水紅利依存指數(shù)降幅為0.73，故相對(duì)于各自歷史數(shù)據(jù)而言，浙江對(duì)廢水污染紅利的抑制強(qiáng)度要小于全國(guó)。從總污染依存指數(shù)視角分析，從2001年到2008年，浙江總污染紅利依存指數(shù)降幅為0.74，同期全國(guó)總污染紅利依存指數(shù)降幅為0.90，說(shuō)明相對(duì)于各自歷史數(shù)據(jù)而言，浙江污染紅利的抑制強(qiáng)度要小于全國(guó)。

（三）簡(jiǎn)要結(jié)論

上述分析表明，從污染紅利依存度視角分析，浙江污染紅利抑制具有如下特點(diǎn)。首先，比較浙江與全國(guó)平均水平的污染紅利依存度可以發(fā)現(xiàn)，浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)工業(yè)粉塵紅利的依存度要大于全國(guó)，對(duì)廢水紅利與二氧化硫紅利的依存度要小于全國(guó)；其次，就各污染紅利依存度的降幅分析，浙江對(duì)工業(yè)粉塵紅利與二氧化硫紅利的抑制強(qiáng)度要大于全國(guó)平均水平，對(duì)廢水污染紅利的抑制強(qiáng)度要小于全國(guó)平均水平。

從污染紅利依存指數(shù)角度分析，相對(duì)于各自歷史數(shù)據(jù)而言，浙江對(duì)工業(yè)粉塵紅利的抑制強(qiáng)度要大于全國(guó)，對(duì)廢水污染紅利、二氧化硫污染紅利、總污染紅利的抑制強(qiáng)度均小于全國(guó)平均水平。

四、浙江污染密集型產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力

前面的分析表明，浙江污染紅利利用呈現(xiàn)縮小特征，很顯然，這應(yīng)得益于對(duì)污染紅利的抑制。然而，對(duì)污染紅利的抑制會(huì)阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展嗎？鑒此，本文決定對(duì)浙江污染密集型產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行分析，以進(jìn)一步分析其污染紅利抑制績(jī)效。

（一）污染密集型產(chǎn)業(yè)及其分類

污染密集型產(chǎn)業(yè)是指在生產(chǎn)過(guò)程中若不加以治理則會(huì)直接或間接產(chǎn)生大量污染物的產(chǎn)業(yè)。根據(jù)污染密集型產(chǎn)業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，污染密集型產(chǎn)業(yè)可分為重污染密集產(chǎn)業(yè)、中度污染密集產(chǎn)業(yè)和輕污染密集產(chǎn)業(yè)。重污染密集產(chǎn)業(yè)包括：電力、煤氣及水的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、采掘業(yè)、造紙及紙品業(yè)、水泥制造業(yè)、非金屬礦物制造業(yè)、黑金屬冶煉及壓延工業(yè)、化工原料及化學(xué)品制造業(yè)。中度污染密集產(chǎn)業(yè)包括：有色金屬冶煉及壓延工業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)。輕污染密集產(chǎn)業(yè)包括：食品、煙草及飲料制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、紡織業(yè)、皮革、毛皮、羽絨及制品業(yè)、橡膠制品業(yè)、金屬制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復(fù)制、機(jī)械、電器、電子設(shè)備制造業(yè)、塑料制品業(yè)等［11］。

（二）浙江污染密集型產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力

1.產(chǎn)業(yè)區(qū)位商指標(biāo)

區(qū)位商表示的是小區(qū)域某行業(yè)占大區(qū)域同業(yè)的比重與小區(qū)域總產(chǎn)值占大區(qū)域總產(chǎn)值的比重之比，它是反映區(qū)域產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的重要指標(biāo)，其模型為：

其中，Qk是區(qū)位商；ej是第j個(gè)區(qū)域的總產(chǎn)值；是j區(qū)域內(nèi)k產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值；Ej是大區(qū)域的總產(chǎn)值；是大區(qū)域內(nèi)k產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值。當(dāng)某一產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商大于1時(shí)，表明該產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度比較高，在整個(gè)區(qū)域中具有一定競(jìng)爭(zhēng)力。反之，如果區(qū)位商小于1，則表示該產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力比較弱。

根據(jù)《2008年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《2008年浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)，我們計(jì)算了浙江2007年工業(yè)產(chǎn)業(yè)區(qū)位商，結(jié)果見(jiàn)表4。從表4可知，紡織業(yè)、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、皮革與皮毛及其制品業(yè)、塑料制品業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、金屬制品業(yè)、家具制造業(yè)等是區(qū)位優(yōu)勢(shì)行業(yè)。根據(jù)前面有關(guān)污染密集型產(chǎn)業(yè)分類可知，浙江區(qū)位優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)主要是污染密集型產(chǎn)業(yè)。由此可見(jiàn)，從區(qū)位商視角分析，浙江競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)主要是污染密集型產(chǎn)業(yè)。

表4 2007年浙江污染密集型產(chǎn)業(yè)區(qū)位商

2.產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率指標(biāo)

前面的區(qū)位商指標(biāo)已經(jīng)表明，浙江競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)主要是污染密集型產(chǎn)業(yè)。很顯然，如果這些污染密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較大，則說(shuō)明浙江污染紅利抑制沒(méi)有妨礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展；反之，則說(shuō)明浙江污染紅利抑制阻礙了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。區(qū)域產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，是以各產(chǎn)業(yè)所占比重為權(quán)數(shù)對(duì)各自的增長(zhǎng)率進(jìn)行加權(quán)平均計(jì)算而得，其計(jì)算公式如下：

假設(shè)Di為第I產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率，Gv為GDP增長(zhǎng)率，Gvi為第I產(chǎn)業(yè)增加值增加率，Pi為第I產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重。第I產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率Di可以表示為：Di=GviPi/Gv。

根據(jù)《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》，本文計(jì)算了浙江主要污染密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，這些污染密集型產(chǎn)業(yè)分別為紡織業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、機(jī)械及器材制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、紡織服裝鞋帽業(yè)、塑料制品業(yè)、皮革毛皮羽毛(絨)及其制品業(yè)。文章之所以選擇這些污染密集型產(chǎn)業(yè)來(lái)測(cè)度其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，主要基于如下原因。首先，根據(jù)前面的區(qū)位商分析，這些污染密集型產(chǎn)業(yè)是浙江競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)；其次，根據(jù)《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》，從2003年到2007年，這些產(chǎn)業(yè)是浙江的主要工業(yè)產(chǎn)業(yè)。表5顯示，2007年浙江主要污染密集型產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率對(duì)GDP增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)率達(dá)到了28.4%，每個(gè)行業(yè)的平均貢獻(xiàn)率為4%左右。分行業(yè)比較來(lái)看，對(duì)浙江GDP增長(zhǎng)貢獻(xiàn)比較大的是紡織業(yè)，其它六類制造業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)也呈上升趨勢(shì)。以上情況表明，浙江污染密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)浙江GDP增長(zhǎng)具有顯著帶動(dòng)作用。

表5 浙江主要污染密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率(%)

上述分析表明，浙江污染紅利抑制雖然呈現(xiàn)越來(lái)越嚴(yán)厲的趨勢(shì)，但并沒(méi)有妨礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這可從兩個(gè)方面體現(xiàn)出來(lái)。從產(chǎn)業(yè)區(qū)位商指標(biāo)分析，浙江競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)主要是污染密集型產(chǎn)業(yè)；從產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率指標(biāo)分析，浙江污染密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)該地區(qū)GDP增長(zhǎng)具有顯著帶動(dòng)作用。

五、結(jié) 論

本文采用庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)、污染紅利依存度與依存指數(shù)、污染密集型產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力分析等方法對(duì)浙江污染紅利抑制的規(guī)制績(jī)效進(jìn)行了分析，得到了以下研究結(jié)果。

第一，從3類污染紅利指標(biāo)的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)分析：首先，由于浙江廢水污染紅利、二氧化硫污染紅利與工業(yè)粉塵污染紅利均已在2001年之前越過(guò)了庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)，故浙江污染紅利利用處于日漸縮小狀況。其次，與全國(guó)平均水平比較，浙江廢水污染紅利抑制強(qiáng)度大于全國(guó)，二氧化硫污染紅利抑制強(qiáng)度與工業(yè)粉塵紅利抑制強(qiáng)度均小于全國(guó)。

第二，從污染紅利依存度與依存指數(shù)視角分析：首先，就污染紅利依存度而言，浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)工業(yè)粉塵紅利的依存度要大于全國(guó)平均水平，對(duì)廢水紅利與二氧化硫紅利的依存度要低于全國(guó)平均水平；其次，就各污染紅利依存度的降幅分析，浙江對(duì)工業(yè)粉塵紅利與二氧化硫紅利的抑制強(qiáng)度要大于全國(guó)平均水平，對(duì)廢水污染紅利的抑制強(qiáng)度要小于全國(guó)平均水平。從污染紅利依存指數(shù)角度分析，相對(duì)于各自歷史數(shù)據(jù)而言，浙江對(duì)工業(yè)粉塵紅利的抑制強(qiáng)度要大于全國(guó)平均水平，對(duì)廢水污染紅利、二氧化硫污染紅利、總污染紅利的抑制強(qiáng)度均小于全國(guó)平均水平。

第三，浙江污染紅利抑制雖然呈現(xiàn)越來(lái)越嚴(yán)格的趨勢(shì)，但該地區(qū)對(duì)污染紅利的抑制并沒(méi)有妨礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。從產(chǎn)業(yè)區(qū)位商指標(biāo)分析，浙江競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)主要是污染密集型產(chǎn)業(yè)；從產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率指標(biāo)分析，浙江污染密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)該地區(qū)GDP增長(zhǎng)具有顯著帶動(dòng)作用。

當(dāng)然，本文只是對(duì)污染紅利抑制的規(guī)制績(jī)效進(jìn)行了初步研究。我們認(rèn)為，此文的研究至少在兩個(gè)方面值得進(jìn)一步深化。首先，就地域而言，我們的研究是以浙江省污染紅利作為研究對(duì)象，應(yīng)該還要對(duì)跨省或跨國(guó)污染紅利抑制績(jī)效進(jìn)行對(duì)比分析。其次，就污染紅利標(biāo)的物而言，我們的研究?jī)H限于3類污染紅利指標(biāo)，故結(jié)論的客觀性略顯欠缺（如有關(guān)總污染紅利依存指數(shù)的計(jì)算等）。未來(lái)的研究應(yīng)從地域與污染紅利標(biāo)的物兩個(gè)方向進(jìn)行擴(kuò)展，以使研究結(jié)果更客觀，更具可比性。

［1］ Siebert H.Environmental Protection and International Specialization［J］.WeltwirtschaftlichesArchio，1974，110(3):494-508.

［2］ Baumol W J，Oates W E.The Theory of Environmental Policy［M］.Cambridge,Massachusetts:Cambridge University Press,1989.

［3］ Tahvonen，Kuuluvainen.Economic Growth,Pollution and Renewable Resources［J］.Journal of Environmental Economics and Management，1993，(24):101-118.

［4］ López R.The Environment as a Factor of Production:The Effects of Economic Growth and Trade Liberalization［J］.Journal of Environmental Economics and Management，1994,(27):84-163.

［5］ Thampapillai et al.The Environmental Kuznets Curve Effect and the Scarcity of Natural Resources:A Simple Case Study of Australia1［J］.Invited Paper presented to Australian Agricultural Resource Economics Society,2003，(24):28-45.

［6］ CoPeland B P.North-South Trade and the Environment［J］.Quarterly Journal of Economics，1994，(5):86-108.

［7］ Grossman G M，Krueger A B.Environmental Impact of a North American Free Trade Agreement［R］.National Bureau of Economic Research,working paper，1991.

［8］ Panayotou，Theodore.Demystifying the Environmental Kuznets Curve:Turning a Black Box into a Policy Tool［J］.Environment and Development Economics,1997，(2):465-484.

［9］ 彭水軍,包群.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染——環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)的中國(guó)檢驗(yàn)［J］.財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2006，(8)：3-17.

［10］ 張紅鳳，周峰，楊慧，等.環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展雙贏的規(guī)制績(jī)效［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，(3)：14-26.

［11］ 趙細(xì)康.環(huán)境保護(hù)與產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力［M］.北京：中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，2003：50-128.