中國(guó)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)計(jì)量分析——基于彌補(bǔ)EKC缺陷視角

馮利英，鞠海偉

(內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué)　統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，呼和浩特　010070)

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中國(guó)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)計(jì)量分析
——基于彌補(bǔ)EKC缺陷視角

馮利英，鞠海偉

(內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，呼和浩特010070)

[摘要]EKC①假設(shè)命題是由Grossman和Krueger在1995年提出的，此后，學(xué)者們以其為基礎(chǔ)，開展了許多實(shí)證及拓展性研究，得到了很多重要的結(jié)論。然而，在實(shí)證研究中，EKC存在未考慮地域性這一重要影響因素的缺陷。為此，本文在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，首先立足于彌補(bǔ)EKC未考慮地域影響因素這一缺陷的角度，建立了空間回歸模型，分析得到中國(guó)環(huán)境污染具有空間集聚效應(yīng)的結(jié)論；然后運(yùn)用EPIOLG模型測(cè)算出政府最優(yōu)環(huán)境污染治理投入比②應(yīng)該為10.35%的結(jié)果；最后結(jié)合定量分析結(jié)論，提出了關(guān)于我國(guó)環(huán)境污染治理的三點(diǎn)建議：1.需要考慮環(huán)境污染的空間集聚性；2.需要加大資金投入，逐步達(dá)到最優(yōu)環(huán)境污染投入比例；3.需要平衡好經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染治理的關(guān)系。

[關(guān)鍵詞]EKC缺陷；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；環(huán)境污染；空間EKC模型；EPIOLG模型

一、引言

從國(guó)際背景看，人口的持續(xù)增長(zhǎng)和工業(yè)化、城市化進(jìn)程的加快，促使生態(tài)環(huán)境不斷惡化，已嚴(yán)重威脅到人類的可持續(xù)發(fā)展。環(huán)境污染的區(qū)域性和全球化問題已在國(guó)際社會(huì)備受矚目?！毒┒甲h定書》的議定③、“巴厘島路線圖” 的制定以及各種環(huán)境會(huì)議越來越頻繁的舉辦，反映出了各國(guó)對(duì)于減少環(huán)境污染的努力。1974年6月5日，《聯(lián)合國(guó)人類環(huán)境會(huì)議》提議每年的6月5日為世界環(huán)境日，以警示人們注意保護(hù)環(huán)境以及環(huán)境由于人類活動(dòng)所造成的破壞?？梢?，環(huán)境污染已成為全球必須共同面對(duì)的問題。

國(guó)內(nèi)方面，改革開放以來，中國(guó)取得了舉世矚目的成績(jī)，第一產(chǎn)業(yè)占比連年下降，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值則由1982年的2383億元飆升至2013年的210689.42億元，增長(zhǎng)87.4倍。由此可以看出，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在三十多年的時(shí)間里發(fā)展迅猛，然而相隨而來的環(huán)境污染，也已到了觸目驚心的地步。首先，大氣污染日益嚴(yán)重。1982年，人均工業(yè)廢氣排放量為5352.6m3，2013年則為38713.69m3，32年時(shí)間增加了623.34%。近年來，有關(guān)霧霾的報(bào)道屢見報(bào)端，尤其是2013年冬季以來，全國(guó)多次爆發(fā)的大面積霧霾，既影響國(guó)民身體健康，又影響人民幸福指數(shù)，是多被詬病使得政府無法回避、必須痛下決心來治理的環(huán)境污染之一。其次，水污染問題日益突出。1982年，我國(guó)廢水排放總量為195.21億噸，2013年則上升為697.13億噸，增加了257%。水質(zhì)惡化、水體污染物排放濃度增大的同時(shí)抬高了污水的總排放量，嚴(yán)重?fù)p害了水環(huán)境的自我凈化功能，湖泊富營(yíng)養(yǎng)化問題突出，日益嚴(yán)重的水源污染問題，已然變成經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的桎梏。再者，工業(yè)固體廢物污染問題不容忽視。1982年我國(guó)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量為40043萬噸，2013年上升為353203.4萬噸，增加了782.3%。固體廢物含有的有毒、有害化學(xué)物質(zhì)污染大氣和水體，堆存物污染耕地，造成農(nóng)作物減產(chǎn)和生物鏈污染，從而嚴(yán)重危害人類健康。可見，國(guó)內(nèi)也面臨著減少環(huán)境污染的迫切需要。

環(huán)境污染指人類活動(dòng)使環(huán)境要素或其狀態(tài)發(fā)生變化，環(huán)境質(zhì)量惡化，擾亂和破壞了生態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性及人類的正常生活條件的現(xiàn)象，說到底是人類經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的不斷膨脹造成的，而經(jīng)濟(jì)活動(dòng)是人類最主要的活動(dòng)，在現(xiàn)在的大系統(tǒng)時(shí)代，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)不是孤立的，而是相互聯(lián)系，復(fù)雜交織在一起的。這使得不同域之間(尤其是相鄰區(qū)域間)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系非常密切，也就造成了相鄰地區(qū)間環(huán)境污染水平具有相似性。而隨著人們對(duì)更高質(zhì)量生活的追求，關(guān)于環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究越來越多，并提出了許多理論，其中最出名莫過于Grossman和Krueger 提出的EKC理論。EKC理論為我們研究環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系提供了理論指導(dǎo)，但是EKC假設(shè)環(huán)境污染不受空間因素影響。所以雖然學(xué)者們以EKC理論為基礎(chǔ)，不斷地進(jìn)行拓展性研究，取得了許多研究成果，但是EKC理論也存在缺陷，即未考慮地域影響因素，會(huì)給研究結(jié)果帶來偏差。

可見，在要求減少環(huán)境污染和保證國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙重挑戰(zhàn)下，對(duì)于如何兼顧中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展和實(shí)現(xiàn)降低環(huán)境污染的研究，就變得十分重要，而對(duì)于如何彌補(bǔ)EKC缺陷帶來的研究結(jié)果偏差，得出正確研究結(jié)論，并據(jù)此提出有建設(shè)性的建議，顯得尤為重要。

二、文獻(xiàn)回顧

綜觀研究文獻(xiàn)，基于環(huán)境庫茲涅茨曲線的相關(guān)假定對(duì)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的相關(guān)性展開的探討較多。研究主要包括兩個(gè)方面的內(nèi)容[1]:一是驗(yàn)證EKC假設(shè)的存在，尋找不同國(guó)家或地區(qū)EKC曲線的拐點(diǎn)；二是從不同角度對(duì)EKC曲線進(jìn)行理論或政策解釋。所有的這些研究都是基于EKC滿足同質(zhì)性、不考慮地域性、不考慮內(nèi)生偏差性及不考慮生態(tài)閾值的假設(shè)下進(jìn)行的研究，而現(xiàn)實(shí)生活中地域影響是重要的影響因素，假設(shè)不能成立。

(一) 國(guó)外研究動(dòng)態(tài)

從20世紀(jì)90年代中期開始，國(guó)外大多數(shù)學(xué)者利用某些國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)與環(huán)境污染數(shù)據(jù)對(duì)EKC(環(huán)境庫茲涅茨曲線)現(xiàn)象的理論進(jìn)行了實(shí)證研究，重點(diǎn)探討收入狀況(人均GDP)和環(huán)境惡化的相關(guān)性。另外，有些研究者拓展了EKC曲線，將一些因素加入到環(huán)境庫茲涅茨的解釋中，如Torres和Boyce(1998)就將收入的不平等性加入EKC曲線，分析這些經(jīng)濟(jì)因素與各種不同污染物排放量的關(guān)系，取得了大量的研究成果，但是這些研究成果大都是基于滿足EKC假設(shè)的條件下得出的，而現(xiàn)實(shí)中EKC假設(shè)很難被滿足。

1992年的《世界發(fā)展報(bào)告》中提到，Shafik以及Bandyopadhyay(1992)[2]對(duì)150個(gè)國(guó)家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分別進(jìn)行了對(duì)數(shù)線性以及高次多項(xiàng)式形式的對(duì)比分析，揭示以國(guó)家為單位的環(huán)境和經(jīng)濟(jì)之間的相關(guān)性。結(jié)果表明，選取的環(huán)境指標(biāo)不同，EKC形態(tài)也會(huì)出現(xiàn)差異：大氣污染中二氧化硫含量的EKC曲線呈現(xiàn)倒“U”型；隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，水污染和碳排放量也會(huì)增加。Shafik和Bandyopadhyay在研究過程中剔除了區(qū)域性變量，但這一變量卻對(duì)整體研究至關(guān)重要。Kaufman(1998)[3]等針對(duì)1974-1989年23個(gè)國(guó)家的情況進(jìn)行分析，得出二氧化硫排放量與人均GDP之間并非倒“U”型關(guān)系而是正“U”型關(guān)系，但是卻與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)空間強(qiáng)度成倒“U”型關(guān)系，剔除價(jià)格變化影響后，用實(shí)際GDP計(jì)算出的轉(zhuǎn)折點(diǎn)為14700美元左右。雖然Kaufman對(duì)指標(biāo)進(jìn)行了處理，使結(jié)果更具代表性，但是研究沒有考慮地域因素。Burnett(2010)[4]考慮環(huán)境污染空間依賴的基礎(chǔ)上，對(duì)美國(guó)環(huán)境污染進(jìn)行了空間EKC驗(yàn)證，結(jié)果表明環(huán)境污染會(huì)受到地域因素的影響。Elhorst(2012)[5]利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，建立環(huán)境污染空間EKC模型，得出了在考慮地域因素的情況下影響環(huán)境污染的因素有人口結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、科技發(fā)展等。

從國(guó)外的研究成果來看，關(guān)于環(huán)境污染的研究大多還是以EKC為基礎(chǔ)，并不斷地發(fā)展，但是核心理論沒有變化，始終圍繞EKC研究，是基于EKC假設(shè)成立的條件下的研究，存在忽略地域影響的缺陷，這不可避免地加大了研究結(jié)果與現(xiàn)實(shí)的誤差。

(二)國(guó)內(nèi)研究動(dòng)態(tài)

我國(guó)關(guān)于環(huán)境污染的研究相對(duì)來說起步較晚，一般引用國(guó)外理論(EKC)結(jié)合國(guó)內(nèi)實(shí)際進(jìn)行研究。研究?jī)?nèi)容從簡(jiǎn)單的人均收入發(fā)展到現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的多個(gè)方面，研究指標(biāo)的選取也越來越合理和完善。但是，國(guó)內(nèi)引用EKC理論研究環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，也存在忽視EKC前提假定不滿足的問題。

符淼(2008)[6]采用省際面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的EKC曲線進(jìn)行非參數(shù)回歸分析，發(fā)現(xiàn)廢水EKC曲線為兩端略微上翹的倒“U”形曲線,在1.9萬元處出現(xiàn)拐點(diǎn)；對(duì)于廢氣的庫茲涅茨曲線呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)，斜率大約為1.04；對(duì)于固體廢物的庫茲涅茨曲線因地區(qū)差異而有所區(qū)別，東部上升變平緩，而中西部上升態(tài)勢(shì)則較為陡峭。符淼將EKC的研究推向面板數(shù)據(jù)，但是沒有將地域影響因素納入模型研究。管祥友(2013)[7]建立了VAR模型，選取了城市和生態(tài)環(huán)境的相關(guān)指標(biāo)，結(jié)果表明城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境存在雙向機(jī)制，并不是簡(jiǎn)單因果影響。管祥友的研究考慮了環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是簡(jiǎn)單的單向關(guān)系，卻沒有解決地域因素的影響。劉華軍、楊騫(2014)[8]研究了對(duì)環(huán)境EKC曲線與污染排放的時(shí)空依賴之間的關(guān)系，而且基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)建立空間動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，最終指出四種污染物存在空間依賴性，但是依賴性有所差別。

除了簡(jiǎn)單環(huán)境污染物與人均GDP的模型外，不同的學(xué)者采用不同的計(jì)量方法和不同的研究指標(biāo)及數(shù)據(jù)對(duì)EKC曲線進(jìn)行了拓展性研究，從而極大地拓展了EKC曲線的研究范圍，這包括：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)、收入差距、消費(fèi)、財(cái)政能力、社會(huì)資本水平等等，但這些研究大都還是基于EKC假定前提下，研究結(jié)論都不可避免地受EKC缺陷的影響。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外關(guān)于環(huán)境污染的研究大都圍繞EKC曲線展開，極大地拓展了環(huán)境庫茲涅茨曲線的理論和應(yīng)用，但是EKC理論未考慮地域影響因素，而現(xiàn)實(shí)生活中地域因素會(huì)對(duì)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要影響。所以基于彌補(bǔ)EKC未考慮地域影響因素這一缺陷的角度研究環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系十分必要。接下來，文章首先從地區(qū)角度描述分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的現(xiàn)狀，然后在現(xiàn)狀分析的基礎(chǔ)上，對(duì)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)建立了空間EKC模型，進(jìn)而通過EPIOLG模型測(cè)算了政府最優(yōu)環(huán)境污染投入比，最后在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上得出了相關(guān)結(jié)論。

三、中國(guó)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀分析

相鄰地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)聯(lián)系緊密，一個(gè)地區(qū)的環(huán)境污染也會(huì)影響到相鄰地域的環(huán)境質(zhì)量，這決定了環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受空間(地域)因素影響。在本部分，我們將結(jié)合具體數(shù)據(jù)，按照經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到環(huán)境污染的順序，從空間角度，利用描述統(tǒng)計(jì)來分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境污染對(duì)應(yīng)指標(biāo)的具體現(xiàn)狀。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)用人均實(shí)際GDP等來衡量；環(huán)境污染指標(biāo)考量的是廢水、固體廢棄物、廢氣④(俗稱“三廢”)等三者數(shù)量方面的相關(guān)特征。同時(shí)聯(lián)系數(shù)據(jù)的完整性、可獲得性和長(zhǎng)度一致性，因而選取了2003-2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，以上資料來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境年鑒》。

圖1　中國(guó)經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分圖⑤

(一)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)地區(qū)比較及特點(diǎn)

中國(guó)經(jīng)濟(jì)是以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為經(jīng)度、自然資源稟賦為緯度，與地理區(qū)位相結(jié)合，長(zhǎng)期發(fā)展而來的。本文立足于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)全國(guó)經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分的基礎(chǔ)，按照經(jīng)濟(jì)水平，劃分為東部、中部、西部、東北部四個(gè)大區(qū)。這四大區(qū)域內(nèi)的省(市、自治區(qū))具有以下共性：地理空間上相互毗鄰；資源稟賦結(jié)構(gòu)相近；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似；經(jīng)濟(jì)聯(lián)系密切；面臨相似的發(fā)展問題等等。具體劃分如圖1。

我國(guó)東部、中部、西部和東北部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)并不一致。我國(guó)人均 GDP 由 2003年的 10542元增加到 2013 年的 49020.3元，11年間增加了 3.65倍，年均增長(zhǎng)了8.65%。從絕對(duì)值來看，2003年東部地區(qū)比中部地區(qū)高了2.45倍，比西部地區(qū)高了3.24倍，比東北部地區(qū)高了1.27倍。到了2013年東部地區(qū)僅僅比中部地區(qū)高了92.64%，比西部地區(qū)高了87.85%，比東北部地區(qū)高了 38.17%。由此可以看出，東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)雖然一直在增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于我國(guó)中部、西部和東北部地區(qū)，但是，由于2003年東部地區(qū)的人均GDP絕對(duì)值就遠(yuǎn)高于其他區(qū)域，所以雖然后來的增長(zhǎng)幅度相比其他區(qū)域較低，但 2013年人均GDP值仍然很高，遠(yuǎn)高于其他區(qū)域。相對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較為平緩的東部地區(qū)來說，中部、西部和東北地區(qū)增長(zhǎng)幅度較高，但由于其增長(zhǎng)基數(shù)(2003年人均GDP)低，雖然經(jīng)過11年時(shí)間的快速發(fā)展，到了2013年的人均GDP仍然低于東部地區(qū)。

表1　分地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)統(tǒng)計(jì)表　單位：元

環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)聯(lián)系密切，環(huán)境污染水平是否也存在同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相似的地區(qū)差異，接下來我們對(duì)地區(qū)環(huán)境污染情況進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。

(二)環(huán)境污染地區(qū)特點(diǎn)

總體來說，中國(guó)環(huán)境污染同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平存在相似性，發(fā)達(dá)的東部地區(qū)環(huán)境污染嚴(yán)重，中部、西部及東北地區(qū)環(huán)境污染存在加重的趨勢(shì)。本部分將從空間上分析“三廢”污染現(xiàn)狀以及“三廢”污染治理投入情況。

1. 從 2003-2013 年各區(qū)域的廢水排放量數(shù)據(jù)表(表2)可以看出，廢水排放量的上升趨勢(shì)十分明顯：東部地區(qū)年均增加3.8%左右，中部地區(qū)年均增加了1.28%左右，西部地區(qū)年均增加了1.35%左右，東北部地區(qū)年均增加0.32%左右。由此可以看出，我國(guó)東部地區(qū)廢水排放量年均增長(zhǎng)幅度最大，而且由于2003年的基數(shù)最大，2013年的數(shù)值也是最大。絕對(duì)數(shù)值和增長(zhǎng)幅度均為最小的是我國(guó)東北部地區(qū)，在 11年的時(shí)間里，僅僅由2003 年的 48.83億噸增加到了2013年的50.43億噸。

表2　分地區(qū)廢水排放量統(tǒng)計(jì)表

資料來源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境年鑒》及相關(guān)計(jì)算整理而得.

2.從 2003-2013 年各區(qū)域的工業(yè)廢氣排放量數(shù)據(jù)表(表3)可以看出，東部地區(qū)2013年的排放量是213461.4億標(biāo)立方米，比 2003年增長(zhǎng)了343.5%，年均增長(zhǎng) 12.97%。中部地區(qū) 2013 年排放了140203.1億標(biāo)立方米，比2003年增長(zhǎng)了375.5%，年均增長(zhǎng)15.47%。西部地區(qū)2013年排放了129986.3億標(biāo)立方米，比2003年增長(zhǎng)了347.3%，年均增長(zhǎng)14.63%。東北部地區(qū)2013年排放了30798.2億標(biāo)立方米，比2003年增長(zhǎng)了42.26%，年均增長(zhǎng)3.99%。由此可以看出，從2003到2013年，各地區(qū)的工業(yè)廢氣排放量都在逐年增加。中部地區(qū)增加速度最快，東、西部增加速度基本保持一致，相對(duì)于其他地區(qū)來說，2003-2013年東北地區(qū)的排放量雖然在增加，但增長(zhǎng)速度是最小的。

表3　分地區(qū)廢氣排放量統(tǒng)計(jì)表　單位：億標(biāo)立方米

資料來源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境年鑒》及相關(guān)計(jì)算整理而得.

3.從 2003-2013年各區(qū)域的固體廢棄物產(chǎn)生量統(tǒng)計(jì)表(表4)可以看出，東部地區(qū)年均增加了 10.45%，中部地區(qū)年均增加了12.63%，西部地區(qū)年均增加了10.71%。東北部地區(qū)年均增加了1.33%。由表4可以看出，從2003到2013年，各地區(qū)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量都在逐年增加，但是東部地區(qū)的增長(zhǎng)幅度更為迅速，與其他地區(qū)的差距變大；相對(duì)于其他地區(qū)來說，2003-2013年東北地區(qū)的固體廢棄物產(chǎn)生量總體趨勢(shì)雖然在增加，但增長(zhǎng)幅度并不大，增長(zhǎng)速度最小。

表4　分地區(qū)工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量統(tǒng)計(jì)表

資料來源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境年鑒》及相關(guān)計(jì)算整理而得.

所以，環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)整體發(fā)展水平具有相似性，兩者存在緊密聯(lián)系，兩者在地區(qū)間的發(fā)展水平存在差異，說明地域因素是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染水平的重要因素。這是表面體現(xiàn)出的，想得到兩者之間內(nèi)在的聯(lián)系，需要通過定量分析，建立計(jì)量模型研究。環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有空間性的特點(diǎn)，而普通的EKC模型存在著不考慮地域因素的缺陷。接下來我們將基于EKC的這個(gè)缺陷，建立空間EKC模型，來研究我國(guó)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

四、基于彌補(bǔ)EKC缺陷角度的環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析

環(huán)境污染具有空間分布性即受地域因素影響，這違背了庫茲涅茨曲線理論的基本假定。本文的實(shí)證部分就是基于彌補(bǔ)EKC此方面的缺陷建立了空間回歸模型，來研究我國(guó)環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

(一)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)的三種重要模型

20世紀(jì)70年代，眾多的歐洲學(xué)者對(duì)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)展開研究。如今，空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)⑥已然變成空間經(jīng)濟(jì)學(xué)及相關(guān)學(xué)科的基礎(chǔ)，而且空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法對(duì)于學(xué)者們的研究也是至關(guān)重要。本文從EKC的缺陷視角出發(fā)，探討環(huán)境惡化和經(jīng)濟(jì)增加二者的相關(guān)性聯(lián)系，結(jié)合空間因素(地域性因素)，構(gòu)建空間EKC模型。

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)過學(xué)者們不斷的探索和努力，已經(jīng)變得越來越完善，在這個(gè)過程中，研究者們提出了很多經(jīng)典的模型?？偟膩碚f，空間計(jì)量模型可以分為橫截面的空間計(jì)量模型和面板空間計(jì)量模型。其中，面板空間模型中包含三個(gè)重要模型：空間滯后回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間交叉回歸模型(GSM)。三種模型的基本形式如下：

Y=ρwv+xα+μ

(1)

(2)

(3)

其中，w是N×N階的空間權(quán)重矩陣，wv為空間滯后因變量，ρ為空間自回歸系數(shù)。λ表示自回歸參數(shù)，wij為空間權(quán)重矩陣的第i行第j列中的元素，假定ei是服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的。

(二)空間關(guān)聯(lián)模式及空間相關(guān)性檢驗(yàn)方法

1.空間權(quán)重的設(shè)置

經(jīng)過研究者們不斷的探索和研究，空間權(quán)重的設(shè)置主要有三種：一是空間鄰接權(quán)重矩陣，本文用w1表示。該矩陣元素在空間單元i和j相鄰時(shí)取值為1；否則取值為0。二是地理距離空間權(quán)重矩陣，本文用w2表示。它是以地理距離平方的倒數(shù)來構(gòu)造的，本文研究的是除去西藏的30個(gè)省份的環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的空間關(guān)系，所以，地理距離以省會(huì)城市之間的球面距離測(cè)量。三是經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣，用w3表示。林光平等(2006)[9]在對(duì)我國(guó)各省市1978-2002年間人均GDP的收斂問題進(jìn)行研究時(shí)，發(fā)現(xiàn)相鄰空間權(quán)重矩陣w的選擇過于簡(jiǎn)單，不能完全表現(xiàn)區(qū)域性經(jīng)濟(jì)上的相互關(guān)聯(lián)，因而提出經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重理論。其中，w3=w2×E,w2是地理距離權(quán)重矩陣，E是描述地區(qū)間差異性的一個(gè)矩陣，其矩陣元素用樣本考察內(nèi)各省人均地區(qū)生產(chǎn)總值均值之差絕對(duì)值的倒數(shù)表示。此外，在實(shí)際測(cè)算過程中，對(duì)空間權(quán)重矩陣需要進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

2.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在統(tǒng)計(jì)學(xué)上，可以通過相關(guān)性檢驗(yàn)檢測(cè)兩變量之間是否存在相關(guān)關(guān)系，同樣，我們可以通過空間自相關(guān)指標(biāo)來檢測(cè)空間單元之間的相關(guān)性?？臻g自相關(guān)的Moran’s I指標(biāo)最具有普適性，其計(jì)算公式為：

(4)

其中，n為空間單元的總數(shù)，wij為空間權(quán)重矩陣元素，xi表示第i空間單元環(huán)境污染的觀測(cè)值。Moran’s I指數(shù)的取值范圍為[-1，1]，大于0 時(shí)表示空間單元間存在空間正相關(guān)；小于0 時(shí)表示空間負(fù)相關(guān)； 若等于 0 則表示空間單元之間在空間屬性上是獨(dú)立分布的。Moran’s I指數(shù)絕對(duì)值表征空間相關(guān)程度的大小，絕對(duì)值越大表明空間相關(guān)程度越大，反之則越小。Moran’s I指數(shù)可以揭示出空間單元全局空間相關(guān)性，而通過繪制Moran’s I散點(diǎn)圖則可以更加直觀地描繪局域空間相關(guān)性和空間集聚特征。以下為環(huán)境污染“三廢”的Moran’s I值。

根據(jù)表5可看出:

(1)廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量在三種空間關(guān)聯(lián)模式下均呈現(xiàn)出顯著的空間相關(guān)性。其中在鄰接空間權(quán)重下，工業(yè)廢氣的Moran’s I指數(shù)大于廢水和工業(yè)固體廢棄物，大約在0.3左右，這說明在空間鄰接權(quán)重的關(guān)聯(lián)模式下工業(yè)廢氣的空間相關(guān)性更強(qiáng)。在地理空間權(quán)重下，工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢棄物的Moran’s I指數(shù)在0.26左右，大于廢水排放量的Moran’s I指數(shù)值。在經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下，工業(yè)固體廢棄物的空間相關(guān)性則較工業(yè)廢氣和廢水更為明顯。

(2)由于各污染物的擴(kuò)散能力不同，各污染物的Moran’s I指數(shù)值也不同。廢水的Moran’s I指數(shù)較小，可能是由于工業(yè)廢水的影響范圍主要在其流域，而工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物的空間溢出可能波及其他區(qū)域。對(duì)于工業(yè)廢氣而言，大氣環(huán)流作用也會(huì)加強(qiáng)它們的空間依賴性。這就解釋了三種空間關(guān)聯(lián)模式下，為什么工業(yè)廢水的空間相關(guān)性并不強(qiáng)。

表5　三種權(quán)重下Moran’s I值統(tǒng)計(jì)表

注: 上標(biāo) a，b，c 分別表示1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè).

(三) EKC空間回歸模型的建立

由空間關(guān)聯(lián)性檢驗(yàn)知道，環(huán)境污染存在顯著的空間集聚特征，也就是說受地域因素影響較大，所以有必要建立空間EKC模型。另外，由三種權(quán)重下的Moran’s I值可知，經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下的Moran’s I值更加顯著，研究環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，選用經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重也更加切合實(shí)際。因此，本文建立空間EKC模型時(shí)選用經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重。

1.指標(biāo)和數(shù)據(jù)

本文抽取了2003-2013⑦年間中國(guó)大陸30個(gè)省級(jí)行政區(qū)劃的空間面板數(shù)據(jù)，資料均來自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)環(huán)境年鑒》。文中關(guān)于環(huán)境惡化的相關(guān)指標(biāo)選取了廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)選取了各地區(qū)的人均GDP。

2.模型的估計(jì)

空間模型有三種基本形式，具體選擇何種模型通常是根據(jù)Housman方法判斷，但是Housman方法適用于隨機(jī)樣本。根據(jù)古扎拉蒂的理論，隨機(jī)效應(yīng)是樣本在一個(gè)大的總體中隨機(jī)抽樣⑧。而本文選擇的中國(guó)內(nèi)陸30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市，是一個(gè)總體，而非隨機(jī)抽樣，通過Housman方法選擇模型不可取。所以本文將分別估計(jì)三種空間模型，然后通過估計(jì)結(jié)果的假設(shè)檢驗(yàn)來選擇最優(yōu)模型。運(yùn)用MATLAB7.0估計(jì)結(jié)果如表6(選擇經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重)。

由估計(jì)結(jié)果可見，廢水排放總量選擇GSM模型，因?yàn)棣嗽?.05顯著水平下通過檢驗(yàn)，其他參數(shù)都在0.001顯著水平下通過檢驗(yàn)。ρ和λ都顯著，說明廢水排放總量指標(biāo)不僅在空間上有集聚效應(yīng)，而且時(shí)間上有依賴性，空間上的依賴性也說明了廢水排放總量受地域因素影響顯著，空間EKC模型的建立彌補(bǔ)了EKC在地域影響方面的缺陷，使估計(jì)結(jié)果更加貼合實(shí)際。LNRGDP的系數(shù)小于0，LNRGDP2的系數(shù)大于0，LNRGDP3的系數(shù)小于0，說明廢水排放總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈倒“N”型關(guān)系。

工業(yè)廢氣排放量中，由于λ是不顯著的，而其他系數(shù)都是顯著的，所以選擇空間滯后模型(SAR)。ρ顯著說明工業(yè)廢氣排放量有顯著的集聚效應(yīng)，即有較強(qiáng)的空間依賴性，受地域因素影響顯著，而空間EKC模型的建立減小了EKC缺陷造成的偏差。λ不顯著，說明工業(yè)廢氣排放量的時(shí)間依賴性不強(qiáng)。LNRGDP的系數(shù)小于0，LNRGDP2的系數(shù)大于0，LNRGDP3的系數(shù)小于0，說明工業(yè)廢氣排放總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈倒“N”型關(guān)系。

工業(yè)的固體產(chǎn)生量中，ρ或λ顯著時(shí)，其他參數(shù)都不顯著，所以對(duì)于空間效應(yīng)和時(shí)間依賴性的面板數(shù)據(jù)模型不加以考慮，工業(yè)固體廢棄物的地域影響不顯著，并不能說明不存在地域影響，只是數(shù)據(jù)決定建立普通EKC模型更合適。LNRGDP的系數(shù)小于0，LNRGDP2的系數(shù)大于0，LNRGDP3的系數(shù)小于0，說明工業(yè)固體產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈倒“N”型關(guān)系。

實(shí)證分析結(jié)果表明，中國(guó)環(huán)境污染指標(biāo)“三廢”與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈倒“N”型關(guān)系，證明了EKC曲線的存在但又與傳統(tǒng)意義的倒“U”型理論相區(qū)別，符合中國(guó)實(shí)際。雖然“三廢”都具有空間自相關(guān)性，但是，廢水排放總量與工業(yè)廢氣排放量加入空間效應(yīng)后，模型顯著，而工業(yè)固體產(chǎn)生量加入空間效應(yīng)后，模型不顯著。

表6　“三廢”指標(biāo)的三種空間模型的估計(jì)結(jié)果

注：***表示在α=0.01，**表示在α=0.05，*表示在0.1條件下顯著.

五、政府最優(yōu)環(huán)境污染治理投入比測(cè)算

前面描述統(tǒng)計(jì)分析我們了解了我國(guó)環(huán)境污染的嚴(yán)峻形勢(shì)，并通過計(jì)量模型量化了環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，最終要回到治理環(huán)境污染上。而環(huán)境污染治理屬于公共產(chǎn)品范疇，政府擁有環(huán)境污染治理的決策權(quán)。政府在做出決策時(shí)，自然希望能夠做到?jīng)Q策最優(yōu)化，即希望找到最優(yōu)環(huán)境污染投入比。本部分在相關(guān)研究基礎(chǔ)上運(yùn)用加入環(huán)境污染治理的OLG模型計(jì)算出了最優(yōu)環(huán)境污染投入比。

(一)加入環(huán)境污染治理投入的OLG模型

肖欣榮、廖樸(2014)[10]通過引入環(huán)境污染對(duì)生存概率的影響，擴(kuò)展了Chakraborty(2004)[11]所建立的內(nèi)生死亡率世代交疊模型(Overlapping Generations，OLG)。肖欣榮、廖樸在“政府最優(yōu)污染治理投入研究”一文中通過設(shè)定社會(huì)總產(chǎn)出水平和污染治理投入與生存概率的關(guān)系建立了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，其中生存概率是由政府的決策內(nèi)生決定的變量。他們發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)達(dá)到穩(wěn)態(tài)時(shí)，社會(huì)總產(chǎn)出水平是政府污染治理投入在總稅收中所占比例的函數(shù)，并推導(dǎo)出了環(huán)境污染投入比例模型。

假設(shè)生存概率的函數(shù)形式為：

g(x)=xδ

(5)

g(x)′=δxδ-1

(6)

β(1-τ)(1-θ)δ[λ*τ(1-θ)]δ-1={1+β[λ*τ(1-θ)]δ}2

(7)

其中，0<δ<1,x為最優(yōu)環(huán)境污染治理投資總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重；λ*為最優(yōu)污染投資占總稅收的比例，β為個(gè)體效應(yīng)貼現(xiàn)因子，τ為稅率，θ為資本產(chǎn)出彈性，δ為生存概率參數(shù)。

(二)最優(yōu)環(huán)境污染治理比例的測(cè)算

Fanti和Gori (2011)[12]研究，β的取值一般為0.2-0.6之間，根據(jù)中國(guó)的實(shí)際情況設(shè)為0.6。白重恩(2007)[13]、張芬(2012)[14]研究得出中國(guó)的資本產(chǎn)出彈性為θ=0.5。假設(shè)短期內(nèi)，技術(shù)水平不會(huì)發(fā)生大的變化，根據(jù)我國(guó)2003-2013年的數(shù)據(jù)，總稅收占GDP的比重均值約為16.6%，由τ(1-θ)=16.6%，得出τ≈30%。另外，肖欣榮、廖樸(2014)的研究發(fā)現(xiàn)生存概率是環(huán)境污染治理投入占社會(huì)總產(chǎn)出函數(shù)的比重，而政府環(huán)境污染投入僅是稅收的一部分，所以，政府污染投入在社會(huì)總產(chǎn)出的比重不會(huì)太大，根據(jù)肖欣榮、廖樸的研究，結(jié)合中國(guó)實(shí)際，中國(guó)的δ會(huì)很小，我們?nèi)?.2 。將各參數(shù)值帶入式(5)和(6)，解得λ*=9.35%，x=2.0%。

表7　環(huán)境污染治理投入占稅收及GDP的比重

資料來源：根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 2014》及計(jì)算整理所得.

由表7知，2003-2013年間環(huán)境污染投入占GDP的比重整體上呈逐年增加之勢(shì)，在2010年達(dá)到最高的1.9%，之后略有下降，但是距離平均的最優(yōu)環(huán)境污染投入占GDP的比重還有較大差距。2003-2013年間環(huán)境污染投入占總稅收的比重具有波動(dòng)性，2003-2005年在8%左右，2006、2007年為7.4%，2008-2010年比重上升，在2010年達(dá)到最大，占到了10.4%，之后就又回到8%左右的水平，總體上距離最優(yōu)環(huán)境污染投入占總稅收的比重10.35%還是有較大的差距。所以，政府在環(huán)境污染治理投入方面還需加大力度。

六、結(jié)論及相關(guān)建議

本文運(yùn)用2003-2013年省級(jí)空間面板數(shù)據(jù)，基于彌補(bǔ)EKC缺陷視角，對(duì)環(huán)境污染三個(gè)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，建立了空間EKC模型，結(jié)果表明我國(guó)“三廢”呈現(xiàn)倒“N”型特征，驗(yàn)證了庫茲涅茨曲線在中國(guó)的存在?！叭龔U”污染在空間上存在明顯的集聚效應(yīng)，地域影響不可忽視，而普通的EKC模型存在忽視地域影響的缺陷，空間EKC模型的建立彌補(bǔ)了EKC理論這方面的缺陷。另外，通過對(duì)最優(yōu)環(huán)境污染治理投入比例的計(jì)算，發(fā)現(xiàn)我國(guó)環(huán)境污染治理投入比例還未達(dá)到最優(yōu)，政府還需要加大對(duì)環(huán)境污染治理的投入。

針對(duì)本文得出的結(jié)論，提出以下建議：

1.治理環(huán)境污染，需要考慮環(huán)境污染的空間集聚性。環(huán)境污染具有空間集聚效應(yīng)，地域間環(huán)境污染通過經(jīng)濟(jì)紐帶存在著密切的聯(lián)系，各省市自治區(qū)如同一個(gè)大的生態(tài)系統(tǒng)，治理環(huán)境污染時(shí)，必須統(tǒng)籌兼顧，共同應(yīng)對(duì)，只有如此環(huán)境污染才能從根本上得到治理。對(duì)于各個(gè)省級(jí)行政區(qū)劃而言，要想遏制住生態(tài)的進(jìn)一步惡化，就要做到資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)并舉，大力推行綠色、循環(huán)、低碳的集約型發(fā)展模式，建立起環(huán)境保護(hù)與資源節(jié)約相融合的空間布局、生產(chǎn)以及生活方式，讓大家能夠切身感受到碧水藍(lán)天的怡人清新，在綠色生態(tài)中感受到無盡的美好。因此，首先在空間布局方面要實(shí)現(xiàn)合理優(yōu)化。其次，要從各個(gè)渠道、通過各種方式節(jié)約能源。然后，必須加強(qiáng)對(duì)于生態(tài)系統(tǒng)的保護(hù)。最后，要集中精力完成社會(huì)主義生態(tài)文明建設(shè)的奮斗目標(biāo)。

2.治理環(huán)境污染需要加大資金投入，逐步達(dá)到最優(yōu)環(huán)境污染投入比例。我國(guó)環(huán)境污染投入的比例與最優(yōu)環(huán)境污染投入比例10.35%之間還有差距，政府作為治理環(huán)境污染政策的制定者，應(yīng)該加大環(huán)境污染治理的投入，積極引導(dǎo)企業(yè)、居民等對(duì)于環(huán)境污染的關(guān)注與行動(dòng)，樹立生態(tài)文明建設(shè)理念?！笆舜蟆眻?bào)告也提出了生態(tài)文明建設(shè)的要求，協(xié)調(diào)好人民群眾的幸福感與國(guó)家未來發(fā)展的關(guān)系。面對(duì)緊張的資源約束，環(huán)境污染以及形勢(shì)嚴(yán)峻的生態(tài)系統(tǒng)，必須建立尊重自然，與自然和諧相處的自然保護(hù)理念。要把社會(huì)主義生態(tài)文明建設(shè)擺在重要地位，和社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)相結(jié)合，共同實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的中國(guó)夢(mèng)。資金的保證加全民的參與，我們相信既能發(fā)展經(jīng)濟(jì)又能享受美麗環(huán)境就會(huì)變?yōu)榭赡堋?/p>

3.治理環(huán)境污染，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染治理并重。環(huán)境與經(jīng)濟(jì)相互聯(lián)系、相互影響，一方面，只注重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)加重環(huán)境污染，另一方面，由于環(huán)境惡化的負(fù)外部性等，環(huán)境污染反過來又會(huì)制約經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。所以，政府部門在訂立相關(guān)政策時(shí)，就應(yīng)該融入環(huán)?；ㄙM(fèi)的投入、技術(shù)的創(chuàng)新以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化各方面因素，來科學(xué)制定政策體系，以此來降低污染排放、減緩環(huán)境壓力。另外,政府政策制定后，要加強(qiáng)引導(dǎo)與監(jiān)督，只有落實(shí)政策才有收獲的可能，否則只是空談?，F(xiàn)如今,我國(guó)正處于社會(huì)主義初級(jí)階段,政府的最佳策略應(yīng)該是在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)注重對(duì)于新興治污技術(shù)的研發(fā)與推廣，對(duì)于環(huán)境的惡化一定要做到預(yù)防為主，絕對(duì)不能走先污染后治理的老路。

[注釋]

①環(huán)境庫茲涅茨曲線，簡(jiǎn)稱EKC，是在美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出的庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)上發(fā)展來的，是表示環(huán)境污染發(fā)展?fàn)顩r隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程而變化的曲線.

②肖欣榮、廖樸在“政府最優(yōu)污染治理投入研究”中提出了政府最優(yōu)環(huán)境污染治理投入比的概念，是指在污染水平與經(jīng)濟(jì)總量一定的情況下，政府環(huán)境污染支出占政府總稅收的最佳比重.

③京都議定書全稱《聯(lián)合國(guó)氣候變化框架公約的京都議定書》是《聯(lián)合國(guó)氣候變化框架公約》(United Nations Framework Convention on Climate Change,UNFCCC)的補(bǔ)充條款.

④國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在2011年重新規(guī)定了“廢氣”的考核數(shù)據(jù)類型，工業(yè)廢氣排放量不再單獨(dú)作為一項(xiàng)指標(biāo)出現(xiàn)，但是為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，我們對(duì)2011-2013年數(shù)據(jù)作了相關(guān)處理，求得廢氣排放量.

⑤圖片來源：http://gzdl.cooco.net.cn/testdetail/76007/.

⑥Anselin ( 1988 )將空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)定義為:“在區(qū)域科學(xué)模型的統(tǒng)計(jì)分析中，研究由空間引起的各種特性的一系列方法”.

⑦雖然2011年后國(guó)家統(tǒng)計(jì)局修改了“三廢”的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)、指標(biāo)及口徑，但是本文根據(jù)實(shí)際情況，通過五次移動(dòng)平均法得到2011-2013年數(shù)據(jù)，不會(huì)改變環(huán)境污染規(guī)律及趨勢(shì).

⑧古扎拉蒂.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)(第四版)[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社,2005.599-609.

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[責(zé)任編輯：張曉娟]

Econometric Analysis on Environment Pollution and Economic Growth in China——Based on Amending EKC Defects

FENG Li-ying,JU Hai-wei

(School of Statistics and Mathematics, Inner Mongolia University of Finance and Economics,Hohhot 010070,China)

Abstract:Grossman and Krueger put forward EKC hypothesis in 1995.Scholars have conducted a large number of empirical researches and expanded research afterwards, and made a lot of achievements. But there exits flaws on EKC: when setting up EKC model, not regard geographical factors. Based on previous studies, firstly, we put forward EKC spatial regression model and gain the conclusion that environment pollution exits spatial agglomeration effect; Then we use EPIOLG (endogenous mortality model introduced government environment pollution inputs) model to calculate the optimal ratio of government investment in gross taxes, the ratio is 10.35%; Finally, combining research theory, we put forward three suggestions for Chinese environment pollution:. 1. Reducing Environmental pollution need to consider spatial clustering; 2. Reducing Environmental pollution need to increase capital investment, and gradually achieve the optimum ratio of environmental pollution inputs; 3.Reducing Environmental pollution need to balance the economic development and environment.

Key words:EKC defects；economic growth；environment pollution；spatial regression model；EPIOLG model

[中圖分類號(hào)]F205

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]2095-5863(2016)01-0059-11

[作者簡(jiǎn)介]馮利英(1963-)，女，內(nèi)蒙古涼城人，內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院教授，碩士，碩士生導(dǎo)師，從事統(tǒng)計(jì)學(xué)理論、經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)學(xué)研究.

[收稿日期]2015-06-29