經(jīng)濟結構、經(jīng)濟發(fā)展與污染物排放之間關系的實證研究

牛海鵬，朱 松，尹訓國，張平淡

(1.中國人民大學商學院，北京 100872;2.北京師范大學經(jīng)濟與工商管理學院，北京 100875;3.科技部辦公廳，北京 100862;4.北京師范大學經(jīng)濟與工商管理學院，北京 100875)

一、引言

環(huán)境治理和污染問題是近幾年國際焦點話題之一，各國雖然經(jīng)過多輪談判與溝通確定了節(jié)能減排的任務，但目前為止，發(fā)達國家依舊沒有能夠履行其承諾。而中國作為世界能源消費大國，尤其是作為全球第三大經(jīng)濟體，在國際能源以及環(huán)境問題上的責任和任務也越來越重。近年來，國家多項政策以及措施針對節(jié)能減排以及污染治理，反映了中央對于環(huán)境問題的重視。而面對目前的經(jīng)濟狀況，進行節(jié)能減排的重要手段落在經(jīng)濟結構調整上。經(jīng)濟結構的調整是否能夠很好的實現(xiàn)節(jié)能減排的目標?多大程度的結構調整才能不降低國民收入，而又同時實現(xiàn)污染物排放的降低是關系到國計民生的重要問題，是政策制定機構最為關心的。

二、文獻與理論分析

目前關于污染排放(環(huán)境污染)與經(jīng)濟發(fā)展的研究都基于“環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)”［1］，即經(jīng)濟增長和環(huán)境質量之間存在倒U 型曲線的關系［2－3］。大量實證研究對不同地區(qū)和國家以及不同污染物都進行了分析，部分研究支持了“倒U”型關系［4－10］。只是對于不同的國家和地區(qū)，以及不同的污染物，經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的臨界點略有不同。也有一些研究對倒U 型關系提出了異議，認為經(jīng)濟增長和環(huán)境質量之間是線性關系或“N”型關系［11］。

我國目前的研究大都基于EKC 模型進行檢驗。彭水軍和包群(2006)［12］運用1996－2002年我國省際慢板數(shù)據(jù)驗證EKC 假設，結果表明EKC很大程度上取決于污染指標和估計方法的選擇。賀彩霞和冉茂盛(2009)［13］采用1998－2006年中國30 個省市的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)國內東、中、西三大地區(qū)的人均收入與環(huán)境污染之間的關系存在顯著的區(qū)域差異。宋濤等(2007)［12］對1960－2000年人均CO2與人均GDP 關系的研究發(fā)現(xiàn)，人均CO2與人均GDP 呈倒U 型關系。劉金全等(2009)［10］發(fā)現(xiàn)我國29 個省區(qū)1989－2007年人均廢水排放量隨人均收入增加呈先上升后下降的變化趨勢，而人均固體廢棄物產生量和人均廢氣排放量隨人均收入增加呈單調上升趨勢。吳玉萍等(2002)［14］發(fā)現(xiàn)北京市各環(huán)境指標與人均GDP 演替軌跡呈現(xiàn)顯著的環(huán)境庫茲涅茨曲線特征，但比發(fā)達國家較早實現(xiàn)了其環(huán)境庫茲涅茨曲線轉折點，且到達轉折點的時間跨度小于發(fā)達國家。吳鵬舉等(2009)［15］發(fā)現(xiàn)1982－2007年東莞市人均廢水排放量、人均廢氣排放量和大氣能見度倒數(shù)與人均GDP 的擬合曲線是三次曲線，人均廢水和廢氣排放量總體上隨人均GDP 上升。劉海英等(2009)［16］發(fā)現(xiàn)吉林省的經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境質量之間的關系并不符合典型的庫茲涅茨曲線特征。目前，污染排放(環(huán)境污染)與經(jīng)濟發(fā)展在我國的情況結論尚不統(tǒng)一。

雖然關于EKC 的研究成果非常豐富，但是，EKC 只是一種現(xiàn)象。Bruyn 等(1998)［17］研究發(fā)現(xiàn)，污染排放的減少能夠通過經(jīng)濟結構調整以及技術結構調整實現(xiàn)。而經(jīng)濟結構以及技術結構的調整從一定程度上能夠促進經(jīng)濟的發(fā)展，但是，這種促進作用取決于增長是否可持續(xù)以及環(huán)境污染對當下經(jīng)濟發(fā)展的影響［18］。因此，以往研究污染排放與經(jīng)濟發(fā)展所表現(xiàn)出的EKC“倒U”型關系只是一種現(xiàn)象，并非一般規(guī)律，“倒U”型關系很可能是經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展的關系以及經(jīng)濟結構與污染排放的關系的復合，即污染排放與經(jīng)濟發(fā)展之間通過經(jīng)濟結構的調整從而產生相互影響，形成一定的關系。而較為深入的模型或者理論分析目前很少，實證研究更是鳳毛麟角。

三、污染排放與經(jīng)濟發(fā)展的關系

(一)EKC 模型問題

目前關于污染排放(環(huán)境污染)與經(jīng)濟發(fā)展的研究都基于“環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)”［1］，即經(jīng)濟增長和環(huán)境質量之間存在倒U 型曲線的關系［2－3］。實際上EKC 只是一種現(xiàn)象，數(shù)據(jù)以及模型設定問題會造成實證結果的偏差，從而導致研究結論的不同。國內已有相關研究發(fā)現(xiàn)，中國的經(jīng)濟發(fā)展水平(人均GDP)與污染物排放之間的關系符合EKC 模型，即U 型關系。而這些研究在模型設定、變量度量以及樣本選取上也都存在一定的差異。表1 為基于中國1985－2009年統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行的廢氣污染物與經(jīng)濟發(fā)展之間關系的回歸結果。數(shù)據(jù)來源與《中國統(tǒng)計年鑒》以及中國國家統(tǒng)計局。

表1 廢氣污染物與經(jīng)濟發(fā)展的關系－基于EKC 模型

表2 其他污染物與經(jīng)濟發(fā)展的關系－基于EKC 模型

表1 的結果顯示:中國1985－2009年之間廢氣污染物(人均廢氣排放量與人均二氧化硫排放量)與經(jīng)濟發(fā)展符合EKC 模型中認為的倒U 型關系，同時也表現(xiàn)出“N”型關系。為了進一步驗證以上結果，表2 采用了人均固體廢物產生量和人均廢水排放量作為被解釋變量，檢驗污染物排放與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系。

與表1 的結果相同，人均固體廢物與經(jīng)濟發(fā)展符合倒U 型關系，也符合“N”型關系，而人均廢水與經(jīng)濟發(fā)展的關系則只符合“N”型關系。表1 和表2 的回歸結果說明了EKC 模型所描繪出的經(jīng)濟發(fā)展與污染物排放之間的關系受到模型設定、變量設計以及樣本選取的顯著影響，不同研究得到的不同曲線很大程度上是實證檢驗中的偏差。而經(jīng)濟發(fā)展與污染物排放之間的關系到底如何?這可能是一種偽回歸，實際上存在最終約束或者決定變量。

(二)經(jīng)濟結構與污染物排放

經(jīng)濟結構的改善可能會在短期內使得經(jīng)濟發(fā)展放緩甚至下滑，也可能在短期內就實現(xiàn)對經(jīng)濟發(fā)展的促進。對于前一種情況，人均GDP 與污染排放的關系就表現(xiàn)為倒U 型關系，即人均GDP 隨著經(jīng)濟結構的改善可能先下降，同時污染排放也表現(xiàn)為下降，之后人均GDP 提高，污染排放進一步下降。對于后一種情況，人均GDP 與污染排放的關系可能也會出現(xiàn)倒U 型關系，即人均GDP 隨著經(jīng)濟結構的改善可能經(jīng)歷平臺期，之后出現(xiàn)上升，而污染排放也隨著經(jīng)濟結構的改善而降低。因此，如果單從人均GDP 與污染排放的統(tǒng)計上來看，兩者之間可能呈現(xiàn)線性、倒U 型和N 型關系，即目前關于污染排放和經(jīng)濟發(fā)展研究所得到的一些可能的關系。這只是從數(shù)據(jù)統(tǒng)計上表現(xiàn)出的表象，兩者之間的經(jīng)濟意義實際上是通過經(jīng)濟結構和經(jīng)濟結構調整所聯(lián)系的。Bruyn 等.(1998)［17］研究發(fā)現(xiàn)，污染排放的減少能夠通過經(jīng)濟結構調整以及技術結構調整實現(xiàn)。而經(jīng)濟結構以及技術結構的調整從一定程度上能夠促進經(jīng)濟的發(fā)展，但是，這種促進作用取決于增長是否可持續(xù)以及環(huán)境污染對當下經(jīng)濟發(fā)展的影響［18］。因此，以往研究污染排放與經(jīng)濟發(fā)展所表現(xiàn)出的EKC“倒U”型關系只是一種現(xiàn)象，并非一般規(guī)律，“倒U”型關系很可能是經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展的關系以及經(jīng)濟結構與污染排放的關系的復合，即污染排放與經(jīng)濟發(fā)展之間通過經(jīng)濟結構的調整從而產生相互影響，形成一定的關系。

表3 是經(jīng)濟結構與廢氣污染物排放量之間關系的檢驗結果，采用中國1985－2009年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行的面板數(shù)據(jù)回歸。模型6－1 和6－2 采用人均廢氣排放量作為被解釋變量，模型7－1 和7－2 采用人均二氧化硫(SO2)，模型8－1 和8－2采用人均化學含氧量(COD)。

表3 的結果說明:經(jīng)濟結構(第三產業(yè)占GDP的比例)與廢氣污染物排放量(人均工業(yè)廢氣排放量與人均SO2排放量)之間呈現(xiàn)倒“U”型關系，與EKC 模型預計的關系是一致的，也就是說EKC 很可能描繪的是經(jīng)濟結構與污染物排放之間的直接關系。

表4 又進一步采用其他污染物排放進行檢驗。模型9－1 和9－2 為人均固體廢物，模型10－1 和10－2 人均廢水。人均固體廢物與經(jīng)濟結構之間呈現(xiàn)倒“U”型關系，而人均廢水也基本符合這一關系，但統(tǒng)計上不夠顯著。

總之，表3 和表4 的實證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟結構與污染物排放之間也呈現(xiàn)出與EKC 模型預測一致的倒“U”型關系，在一定程度上說明EKC 模型在一定程度上忽略了經(jīng)濟結構的問題。

表3 經(jīng)濟結構與廢氣污染物排放量關系

表4 經(jīng)濟結構與其他污染物

(三)經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展

如果經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展之間呈線性關系，那么，經(jīng)濟結構與污染物排放之間的倒“U”型關系就很好地解釋了EKC 模型，而實際上，經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展之間并非呈現(xiàn)簡單的線性關系。

過渡依賴第一產業(yè)和第二產業(yè)的經(jīng)濟結構會造成“高能耗、高污染、低效益”，單位產品資源消耗明顯較高。這種經(jīng)濟增長方法不可持續(xù)，資源環(huán)境代價過大，容易產生能源短缺、生態(tài)破壞、環(huán)境污染等一系列環(huán)境惡化問題。進行經(jīng)濟結構調整可以從一定程度上降低對于資源消耗的過度依賴，但是經(jīng)濟結構調整的速度和步驟會影響到經(jīng)濟發(fā)展和經(jīng)濟增長水平。經(jīng)濟結構也是存在上限的，不可能經(jīng)濟比重中完全是第三產業(yè)，需要第一和第二產業(yè)的貢獻。當經(jīng)濟結構中第一、第二和第三產業(yè)的比重達到一定比例時，經(jīng)濟發(fā)展也會達到最優(yōu)。這種情況下再進行經(jīng)濟結構的調整甚至會對經(jīng)濟發(fā)展產生負面影響。不論是政府主導的經(jīng)濟結構調整，還是市場機制形成的經(jīng)濟結構調整，當達到最優(yōu)比例時，便不會再進行更大比例的第三產業(yè)調整。

表5 是采用中國1985－2009年統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展關系的實證檢驗，模型11－1 為二次方關系，模型11－2 為三次方關系。

表5 經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展

表5 的結果顯示:經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展之間呈非線性的倒“U”型關系，即隨著經(jīng)濟結構的調整(第三產業(yè)比重的上升)，經(jīng)濟發(fā)展是呈現(xiàn)上升趨勢。但是，當經(jīng)濟結構偏離了最優(yōu)結構時(第三產業(yè)比重進一步上升)，這種情況對經(jīng)濟發(fā)展會產生負面效應。因為第三產業(yè)比例上升進一步壓縮了第一和第二產業(yè)的存在，而這些在一定程度上市支撐第三產業(yè)以及整個經(jīng)濟的基石。因此，經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展之間也呈倒“U”型關系。而經(jīng)濟結構的拐點大概在76%。這一比例與國外發(fā)達目前經(jīng)濟結構大致相同。也就意味著當經(jīng)濟結構(第三產業(yè)占國民經(jīng)濟比例)上升到一定程度(76%)之前，經(jīng)濟結構的調整都能夠促進經(jīng)濟的發(fā)展，即提高人均GDP。

表6 經(jīng)濟結構、經(jīng)濟發(fā)展與污染物排放

結合表3、表4 和表5，我們不難發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟結構與經(jīng)濟發(fā)展之間呈倒“U”型關系，而經(jīng)濟結構又與污染物排放之間呈倒“U”型關系，進行一定的疊加，經(jīng)濟發(fā)展很可能與污染物排放呈現(xiàn)倒“U”型關系，即EKC 所描繪的關系。

(四)經(jīng)濟結構調整對污染排放的影響

以上的結果表明，經(jīng)濟結構的調整會在一定范圍之內提高經(jīng)濟發(fā)展，但對于污染物排放的影響是:經(jīng)濟結構的調整在一定范圍內首先是增加污染物的排放，在超過一定經(jīng)濟結構比例的情況下，才會進一步降低污染物排放。那么，在一定的經(jīng)濟發(fā)展狀況下，經(jīng)濟結構調整最終是如何影響污染物排放的呢?表6 為采用中國1985－2009年統(tǒng)計數(shù)據(jù)對經(jīng)濟結構、經(jīng)濟發(fā)展以及污染物排放之間關系進行的回歸結果。

表6 結果顯示:控制了已有經(jīng)濟發(fā)展水平，經(jīng)濟結構與廢氣污染物排放之間依舊呈現(xiàn)倒“U”型關系，與表3 結果一致。而經(jīng)濟發(fā)展水平與廢氣污染物排放之間也呈現(xiàn)倒“U”型關系，符合EKC 理論。Third* GDP 以及Third2* GDP 考察了在一定的經(jīng)濟發(fā)展情況下，經(jīng)濟結構調整如何影響廢氣污染物排放(人均廢氣、人均SO2和人均COD)。當經(jīng)濟結構在一定程度內調整時，會進一步降低廢氣污染物排放，這是因為經(jīng)濟結構的調整能夠促進經(jīng)濟發(fā)展。而當經(jīng)濟結構調整超出一定范圍時，會帶來污染物排放的增多，原因在于經(jīng)濟結構的進一步調整會影響經(jīng)濟發(fā)展，同時伴隨污染物的排放增多①采用其他污染物排放指標的結果與表6 基本相同，簡潔原因不在文中列出。。

四、總結

目前關于污染排放(環(huán)境污染)與經(jīng)濟發(fā)展的研究都基于“環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)”，但是，這種關系只是一種現(xiàn)象，并不是普遍存在的規(guī)律。污染排放與經(jīng)濟發(fā)展之間的經(jīng)濟意義實際上是通過經(jīng)濟結構和經(jīng)濟結構調整所聯(lián)系的。隨著經(jīng)濟結構的改善，污染排放呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢。但是經(jīng)濟結構的改善可能會在短期內使得經(jīng)濟發(fā)展放緩甚至下滑，也可能在短期內就實現(xiàn)促進經(jīng)濟發(fā)展。從統(tǒng)計上講，表現(xiàn)為倒U 型關系。本文采用中國1985－2009年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對經(jīng)濟結構、經(jīng)濟發(fā)展以及污染物排放的關系進行的實證研究，指出了EKC 模型存在的問題，進一步論述了基于經(jīng)濟結構調整所體現(xiàn)出的經(jīng)濟發(fā)展與污染物排放的倒U 型曲線。

本文通過實證分析驗證了經(jīng)濟結構調整的必要性，以及節(jié)能減排和環(huán)境治理中經(jīng)濟結構調整所體現(xiàn)的作用，為政策的制定提供了一定的借鑒和支持。

［1］Bruyn S M，Van den Bergh J C J M，Opschoor J B.Economic Growth and Emissions:Reconsidering the Empirical Basis of Environmental Kuznets Curves ［J］.Ecological Economics，1998(2):161－175．

［2］Copeland B，Taylor M S.Trade，Growth，and the Environment［J］.Journal of Economic Literature，2004，42(1):7－71.

［3］Dasputa S，Laplante B，Wang H，et al.Confronting the Environmental Kuznets Curve［J］.Journal of Economic Perspectives，2002，16(1):147－168.

［4］Dinda S.Environmental Kuznets Curve Hypothesis:a Survey［J］.Ecological Economics，2004，49(1):431－455.

［5］Grossmann G M，Krneger A B.Environmental Impact of a Nonll American Free Trade Agreement［J］.NBER Working paper，1991，3914.

［6］Kuznets S.Economic Growth and Income Inequality［J］.American Economic Review，1955，45(3):1－28.

［7］Mohtadi H.Environment，Growth and Optimal Policy Design［J］.Journal of Public Economics，1996(63):119－140

［8］Shafik N，Bandyopadhyay S.Economic Growth and Environmental Quality:Time－ Series and Cross－ Country Evidence ［J］.World Bank Policy Research Working Paper，1992.

［9］Stern D I.The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve［J］.World Development，2004，32(8):1419－1439.

［10］陳華文，劉康兵.經(jīng)濟增長與環(huán)境質量:關于環(huán)境庫茲涅茨曲線的經(jīng)驗分析［J］.復旦學報:社會科學版，2004(2):87－94.

［11］賀彩霞，冉茂盛.環(huán)境污染與經(jīng)濟增長［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2009(2):56－62.

［12］劉海英，尚 晶，紀紅軍.吉林省環(huán)境污染與經(jīng)濟增長相關性的路徑特征識別研究［J］.經(jīng)濟縱橫，2009(11):49－51.

［13］劉榮茂，張莉俠，孟令杰.經(jīng)濟增長與環(huán)境質量:來自中國省際面板數(shù)據(jù)的證據(jù)［J］.經(jīng)濟地理，2006 (3):374－377.

［14］劉金全，鄭挺國，宋 濤.中國環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的相關性研究［J］.中國軟科學，2009(2):98－106.

［15］彭水軍，包 群.環(huán)境污染、內生增長與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2006(9):114－126.

［16］宋 濤，鄭挺國，佟連軍，趙 妍.基于面板數(shù)據(jù)模型的中國省區(qū)環(huán)境分析［J］.中國軟科學，2006 (10):121－127.

［17］宋 濤，鄭挺國，佟連軍.環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間關聯(lián)性的理論分析和計量檢驗［J］.地理科學，2007(4):156－162.

［18］吳鵬舉，李翠丹，黃偉奇.環(huán)境污染與經(jīng)濟增長、經(jīng)濟結構關系——基于東莞的實證研究［J］.生態(tài)經(jīng)濟，2009(7):160－166.

［19］吳玉萍，董鎖成，宋健峰.北京市經(jīng)濟增長與環(huán)境污染水平計量模型研究［J］.地理研究，2002(3):1－8.