多因素驅(qū)動下的中國城市環(huán)境效應(yīng)分析

翁智雄++馬忠玉++葛察忠

摘要城市化是深刻影響經(jīng)濟社會發(fā)展的一項重大社會工程，也是在世界范圍內(nèi)具有一定普遍規(guī)律的發(fā)展現(xiàn)象，我國多年來快速的城市化取得了積極成效，也積累了嚴重的環(huán)境問題。本研究從經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境壓力的國內(nèi)外研究出發(fā)，以285個地級及以上城市為研究對象，利用調(diào)整過的STIRPAT模型，分析這些城市2004—2013年工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度的驅(qū)動因素，結(jié)果顯示：①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會產(chǎn)生顯著的環(huán)境效應(yīng)，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比對工業(yè)污染物排放強度有顯著的拉動作用，雖然現(xiàn)階段我國大多數(shù)城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化趨勢發(fā)展，但部分城市仍過分倚重第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟的拉動，資源消耗大、環(huán)境污染嚴重；②城市人口密度與空間規(guī)模擴張，使不同規(guī)模、不同經(jīng)濟發(fā)展水平的城市間出現(xiàn)了“污染轉(zhuǎn)移”現(xiàn)象；③我國城市成為外資企業(yè)“污染避難所”的問題并不突出，外資企業(yè)對工業(yè)煙（粉）塵排放相關(guān)產(chǎn)業(yè)部門降低排放強度有顯著的正環(huán)境效應(yīng)；④在一定的城市規(guī)模區(qū)間內(nèi)，城市規(guī)模對工業(yè)污染物排放強度有顯著影響；⑤ 285個城市中，大多數(shù)城市的工業(yè)污染物排放強度的EKC曲線拐點可能已經(jīng)到來且處于曲線下降階段，污染反彈的可能性不大，但污染物排放強度拐點的到來并不意味著環(huán)境質(zhì)量改善的拐點也到來。因此，需要正確認識和處理好經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護之間的關(guān)系，為城市化發(fā)展滯后地區(qū)留足發(fā)展的生態(tài)資本，通過強化環(huán)?？傮w規(guī)劃、明確生態(tài)紅線和城市增長邊界，合理布局城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高城市土地集約化程度引進綠色資本、實施差異化評估考核等方式推動城市綠色可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞城市化；環(huán)境效應(yīng)；排放強度；STIRPAT模型

中圖分類號X503文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）03-0063-11doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2017.03.008

城市化是深刻影響社會經(jīng)濟發(fā)展的一項重大社會工程，也是在世界范圍內(nèi)具有一定普遍規(guī)律的發(fā)展現(xiàn)象[1]，涉及所處的發(fā)展階段、類型、具體特征、地區(qū)差異、健康狀態(tài)、城鎮(zhèn)數(shù)量、規(guī)模結(jié)構(gòu)、空間分布等多方面內(nèi)容[2]。我國的城市化經(jīng)歷了不同的發(fā)展階段，尤其是改革開放以來城市化發(fā)展速度快、經(jīng)濟成效明顯，但城市發(fā)展質(zhì)量低與城市擴張不合理等引發(fā)了大氣、水、土壤等環(huán)境問題，傳統(tǒng)粗放式的經(jīng)濟發(fā)展方式已難以持續(xù)，亟需在堅持生態(tài)文明的基本理念下，以綠色發(fā)展理念推動城市發(fā)展。城市化進程中的環(huán)境問題備受學者關(guān)注，李佐軍[3]等人探討了城市化進程中存在的生態(tài)環(huán)境問題，蔣洪強[4]等人研究了我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的邊際環(huán)境污染效應(yīng)，王金南[5]等人研究了CO2網(wǎng)格排放值與城市規(guī)模、城市經(jīng)濟發(fā)展水平等之間的關(guān)系。識別和解決城市發(fā)展中的環(huán)境問題需要加強環(huán)境管理，而環(huán)境管理的任務(wù)就是在于尋求經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量和環(huán)境資源基礎(chǔ)的平衡[6]。在此背景下，本文著重研究我國285個地級及以上城市2004—2013年間城市發(fā)展過程中的環(huán)境效應(yīng)及其影響因素，為當前和未來我國城市資源要素配置、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局、空間規(guī)模調(diào)整提供參考依據(jù)。

1文獻綜述

經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境問題關(guān)系的研究最早開始于環(huán)境庫茲涅茨曲線的研究。Kuznets[7]研究了收入不平等與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者呈倒U字型關(guān)系。后來這一關(guān)系被逐漸引申至經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的研究中。Grossaman & Krueger[8]首次發(fā)表了污染物排放與人均收入呈倒U型關(guān)系的文章，Shafik & Bandyopadhyay[9]在《世界銀行發(fā)展報告 1992》中提出了這種曲線關(guān)系，而Panayotou[10]則首次提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線的概念，即經(jīng)濟在發(fā)展初期環(huán)境質(zhì)量逐漸開始惡化，但隨著經(jīng)濟發(fā)展到一定階段后，環(huán)境質(zhì)量卻逐漸得到改善，由此得出經(jīng)濟增長與環(huán)境壓力之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。后來，大量的國外學者對該曲線的形狀展開了討論，Rezek & Rogers[11]，Jalil & Mahmud[12]，Pao & Tsai[13]，Zanin & Marra[14]，Shahbaz[15]，LinSea Lau[16]等認為該曲線是倒U型形狀。而Richmond & Kaufmann[17]，Cialani[18]，Coondoo & Dinda[19]，Aslanidis & Iranzo[20]，Iwata[21]，F(xiàn)ujii & Managi[22]等研究認為該曲線可能是N字型、線性等其他形狀。國內(nèi)學者，如劉華軍[23]研究CO2排放總量等與人均GDP之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者呈單調(diào)遞增關(guān)系。周璇[24]基于不同地區(qū)1997—2010年數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)部分地區(qū)的EKC曲線形狀為倒U型，部分地區(qū)為N型，部分地區(qū)為U型或單調(diào)遞增型。任海軍[25]基于30個省區(qū)3組不同城市化水平的數(shù)據(jù)（1997—2011年），發(fā)現(xiàn)人均地區(qū)生產(chǎn)總值與CO2排放量在城鎮(zhèn)化的各階段都存在倒U型關(guān)系。

翁智雄等：多因素驅(qū)動下的中國城市環(huán)境效應(yīng)分析中國人口·資源與環(huán)境2017年第3期 隨著研究的不斷深入，國內(nèi)外學者開始越來越關(guān)注哪些經(jīng)濟和社會因素會驅(qū)動污染物的排放。有一部分學者提出國際貿(mào)易的影響。如Suri & Chapman[26]，Kearsley & Riddel[27]等認為隨著一國經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，對國內(nèi)產(chǎn)品的環(huán)境管制要求會越來越嚴格，污染產(chǎn)品由經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)移至環(huán)境管制要求低的經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)。另有一部分學者認為是結(jié)構(gòu)變化和技術(shù)進步的結(jié)果。Shafik & Bandyopadhyay[9]，Hettige[28]等人認為結(jié)構(gòu)變化引起從污染密集型產(chǎn)業(yè)部門轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)等污染小的部門，技術(shù)進步導(dǎo)致生產(chǎn)技術(shù)提高和資源消耗下降。還有部分學者認為政府管制也會產(chǎn)生重要的影響。Panayotou[29]，Bhattarai[30]，Dutt[31]等認為更好的政府管制、更強的政治機構(gòu)、更大的教育投資都會對污染物排放產(chǎn)生重要影響。當然，還有一部分學者認為其他因素也會產(chǎn)生影響，如Roca[32]，Martini & Tiezzi[33]等認為居民的消費傾向會改變環(huán)境質(zhì)量的需求彈性。國內(nèi)的研究與國外有一定的承接，眾多學者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、技術(shù)進步、外商投資等因素出發(fā)研究污染物的驅(qū)動因素。如林伯強[34]從能源消費結(jié)構(gòu)角度研究出發(fā)，認為不同的能源消費使二氧化碳排放量出現(xiàn)明顯的差異。石廣明[35]利用Shephard輸出距離函數(shù)，對工業(yè)SO2排放變化指標進行分解，研究認為2000—2006年SO2排放增加的主要影響因素是資本投入與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)變化、工業(yè)能源消耗，技術(shù)變化也有一定的作用。劉玉萍[36]，張兵兵[37]等從技術(shù)進步的角度出發(fā)，研究技術(shù)進步對CO2排放強度的影響。但綜合來看，國內(nèi)的研究主要以國家和?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）作為研究對象，基于大量城市面板數(shù)據(jù)的研究較少。同時，文獻中的污染物排放驅(qū)動因素更多側(cè)重于技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國際貿(mào)易等，以城市人口為表征的城市規(guī)模等因素并沒有得到充分考慮。

2模型建立與變量選擇

2.1模型建立及其原理

1999年，Ehrlich首次提出了“I=PAT”模型。其中，I代表環(huán)境壓力，P代表人口規(guī)模，A代表經(jīng)濟水平，T代表技術(shù)水平，該模型主要用于研究人口對環(huán)境壓力產(chǎn)生的影響。由于模型本身未考慮自變量對因變量非等比例的影響關(guān)系，實際應(yīng)用中該模型的問題逐漸暴露出來。

I=PAT模型被不斷拓展，國內(nèi)外應(yīng)用較多的為STIRPAT模型。在面板上數(shù)據(jù)處理中，通常會對模型進行對數(shù)處理，即在等式的兩邊分別取對數(shù)，來減少數(shù)據(jù)的波動和異方差性。取對數(shù)后，方程變?yōu)椋?/p>

其中，i代表不同國家、不同省份或不同城市，t代表時間，ai為常數(shù)項，eit為擾動干擾項，bi，ci，di分別表示污染物排放對人口規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平、技術(shù)發(fā)展水平的彈性。實際應(yīng)用中，由于影響污染物排放的因素不僅僅局限于上述幾個自變量，還包括城鎮(zhèn)化率、環(huán)境管理等其他變量，所以需要根據(jù)研究問題的實際情況適當增加變量。

2.2變量選擇

本文主要采用STIRPAT模型來研究問題，分別選擇單位GDP工業(yè)二氧化硫排放量（即工業(yè)二氧化硫排放強度）、單位GDP工業(yè)廢水排放量（即為工業(yè)廢水排放強度）和單位GDP工業(yè)煙（粉）塵排放量（即工業(yè)煙（粉）塵排放強度）作為因變量，通過這三個因變量來表征氣、水污染物排放情況。污染物排放強度能近似地表示環(huán)境技術(shù)水平，同行業(yè)排放水平越高表示環(huán)境技術(shù)水平越低。用城市人均GDP表征城市經(jīng)濟發(fā)展水平，人口規(guī)模用人口密度變量來表征。由于污染物排放驅(qū)動因素分析是一個復(fù)雜的過程，本文為了更全面地分析影響因素，進行了以下幾方面的考慮：

（1）模型變量選擇中，新增產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重）變量，貿(mào)易開放程度變量（外商直接投資實際利用額），各變量單位及符號表示如表1所示。

（2）2014年11月20日，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于調(diào)整規(guī)模劃定標準的通知》（簡稱《通知》），根據(jù)城市城區(qū)常住人口將城市劃分成了五類七檔，分別為小城市、中等城市、大城市、特大城市和超大城市。鑒于城市城區(qū)常住人口的統(tǒng)計較為困難，本文主要采用城市常住人口作為劃分城市規(guī)模的標準，參考《通知》的劃分標準，并綜合所研究樣本的城市常住人口特征，劃分出四組虛擬變量，即城市常住人口規(guī)模>1 000萬人，城市常住人口規(guī)模500—1 000萬人（含1 000萬），城市常住人口規(guī)模100—500萬人（含500萬人），城市常住人口規(guī)模100萬人以下（含100萬人）。其中，選擇城市常住人口規(guī)模500—1 000萬人作為參照組，分析其他各組變量對其是否存在顯著的關(guān)系，如表1所示。

（3）為檢驗污染物排放強度與經(jīng)濟發(fā)展水平之間是否存在環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC），本文進一步考察污染物排放強度與各城市人均GDP之間的關(guān)系，分別取人均GDP的一次方、二次方和三次方，拓展的STIRPAT模型如下：

其中，Iit表示污染物排放強度，a1，a2，a3分別表示城市人均GDP的一次方、二次方和三次方前的系數(shù)，εit表示擾動干擾項。通過分析系數(shù)正負性可判斷環(huán)境庫茨涅茨曲線的形狀，系數(shù)與EKC曲線關(guān)系如下：

① 若a1>0，a2<0，a3=0，則污染物與經(jīng)濟增長之間呈倒U型關(guān)系；

② 若a1<0，a2>0，a3=0，則污染物與經(jīng)濟增長之間

呈U型關(guān)系；

③ 若a1>0，a2<0，a3>0，則污染物與經(jīng)濟增長之間呈N型關(guān)系；

④ 若a1<0，a2>0，a3<0，則污染物與經(jīng)濟增長之間呈倒N型關(guān)系。

3數(shù)據(jù)來源與平穩(wěn)性檢驗

3.1數(shù)據(jù)來源

本文主要選擇北京市、天津市、石家莊市等設(shè)區(qū)市，其中，包括北京、天津、上海、重慶4個直轄市和281個地級市，共285個城市。由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失或不齊全，本文未將西藏、臺灣、香港和澳門考慮在內(nèi)。鑒于我國縣（市、區(qū)）級市較長周期內(nèi)關(guān)于污染物排放、經(jīng)濟因素、環(huán)境管制等變量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺乏，部分統(tǒng)計指標也不規(guī)范，本文也未將縣級市考慮在內(nèi)。

本文以城市為研究對象，選擇285個地級市及以上城市2004—2013年的數(shù)據(jù)開展研究。數(shù)據(jù)的主要來源包括：一是來自于城市有關(guān)的統(tǒng)計年鑒，主要有《1997—2012年中國城市統(tǒng)計年鑒》和《2013年中國省市經(jīng)濟發(fā)展年鑒》；二是省級層面或國家層面的數(shù)據(jù)主要參考省級和國家統(tǒng)計年鑒，主要有我國歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、各省歷年的統(tǒng)計年鑒；三是環(huán)境相關(guān)的數(shù)據(jù)參考國家環(huán)境統(tǒng)計年鑒，主要參考我國歷年的《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》等。

3.2平穩(wěn)性檢驗

為防止非平穩(wěn)變量引起偽回歸以及t檢驗失效等問題，便于對模型進行準確預(yù)測，需要檢驗回歸變量的平穩(wěn)性。一般情況下，檢驗面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的方法主要有：LLC檢驗，HarrisTzavalis檢驗法，Breitung檢驗法，ImPesaranShin，F(xiàn)ishertype檢驗法。由于本文所選的數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)，因此采用FisherADF檢驗，該檢驗方法對面板數(shù)據(jù)的平衡性沒有很強的要求，原假設(shè)為面板數(shù)據(jù)有單位根（非平穩(wěn)），通過觀察Inverse chisquared的P值大小，判斷變量是否穩(wěn)定。當P<0.05時，拒絕序列式存在單位根假設(shè)，認為變量是平穩(wěn)的；反之，變量是非平穩(wěn)的。FisherADF檢驗的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，7個變量的一階差分值的伴隨概率均為0.000 0，通過了1%的顯著性檢驗，因此拒絕原假設(shè)（序列非平穩(wěn)，存在單位根），變量一階差分序列均為平穩(wěn)性序列，滿足一階單整。根據(jù)協(xié)整理論，當變量為同階單整時，變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。由此可知，工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)廢水排放強度、工業(yè)煙（粉）塵排放強度、人均GDP（平減后）、人口密度、第二產(chǎn)業(yè)比重和外商直接投資實際利用額之間可能存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗的結(jié)果見4.1節(jié)。

4污染物排放強度驅(qū)動因素分析

4.1STIRPAT模型結(jié)果

本文基于285個設(shè)區(qū)市2004—2013年的面板數(shù)據(jù)，運用STATA12.0軟件，得到各變量之間的相關(guān)關(guān)系和顯著性水平（見表3）。

本文針對工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)廢水排放強度、工業(yè)煙（粉）塵排放強度等3類不同的污染物排放強度分別計算了隨機效應(yīng)模型（random effects model）和固定效應(yīng)模型（fixed effects model）。從研究的角度來看，隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型都是面板數(shù)據(jù)分析中常用的兩種模型，固定效應(yīng)模型認為包含個體影響效果的變量是內(nèi)生的，而隨機效應(yīng)則認為是外生的，通常利用Hausman模型做出模型的選擇。根據(jù)STATA12.0Hausman檢驗結(jié)果（見表3），三類污染物排放強度的Hausman模型檢驗結(jié)果都顯著，說明運用固定效應(yīng)模型能更好地解釋計量回歸結(jié)果。

上節(jié)中對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性做了檢驗，結(jié)果顯示各變量為一階單整，由此說明工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)廢水排放強度、工業(yè)煙塵（粉）排放強度、人均GDP（平減后）、人

口密度、第二產(chǎn)業(yè)比重和外商直接投資實際利用額之間可能存在協(xié)整關(guān)系。本節(jié)對各變量間的協(xié)整關(guān)系做了進一步檢驗（見表3）。由表3可知，三類污染物排放強度下的各變量間的協(xié)整檢驗結(jié)果都顯著，說明各變量之間均存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

4.2四大社會經(jīng)濟因素的環(huán)境效應(yīng)

4.2.1產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)

回歸結(jié)果表明，第二產(chǎn)業(yè)占比對三類污染物排放強度均有顯著的正的影響。由表3可知，第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重對工業(yè)SO2排放強度、對工業(yè)廢水排放強度和對工業(yè)煙（粉）塵排放強度都通過了1%的顯著性檢驗，且顯著正相關(guān)。由此說明，第二產(chǎn)業(yè)比重越大，工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度也越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的環(huán)境效應(yīng)較明顯，不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將會加劇環(huán)境污染。

大量學者對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的環(huán)境效應(yīng)做過研究，如丁煥峰[38]等學者基于我國的面板數(shù)據(jù)或省級數(shù)據(jù)開展過研究，本文根據(jù)285個城市的面板數(shù)據(jù)，得到了相似的研究結(jié)果。圖1為本文選擇的285個城市2013年第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占比分布圖，由圖可看出大部分城市的產(chǎn)業(yè)占比較為集中，第二產(chǎn)業(yè)占比主要集中在35%至65%之間，第三產(chǎn)業(yè)占比集中在20%—50%。值得注意的是，也有部分第三產(chǎn)業(yè)比重或第二產(chǎn)業(yè)比重較高的城市，如重工業(yè)城市克拉瑪依、大慶、攀枝花等，第三產(chǎn)業(yè)比重較高城市如北京、三亞、張家界、呼和浩特等。圖1顯示，現(xiàn)階段我國大多數(shù)城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雖向合理化的趨勢發(fā)展，但也有部分城市過分倚重第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟拉動，資源能源消耗大、環(huán)境污染嚴重的問題仍然客觀存在。調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然是當前城市發(fā)展的重要問題，特別是降低第二產(chǎn)業(yè)比重，推進經(jīng)濟發(fā)展提質(zhì)增效，是改善我國環(huán)境質(zhì)量的重要途徑。

4.2.2人口密度產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)

城市化的重要表現(xiàn)是人口城市化，即城市的人口密度不斷擴大。本研究表明，人口密度對工業(yè)SO2排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度有負的顯著影響。其中，對工業(yè)SO2排放強度通過了10%的顯著性檢驗，對工業(yè)煙（粉）塵排放強度通過了1%的顯著性檢驗，即在其他條件不變的情況下，人口密度越大，工業(yè)SO2排放強度與工業(yè)煙（粉）塵排放強度越小。研究還發(fā)現(xiàn)，人口密度對工業(yè)廢水排放強度也有負的影響，但影響不顯著。如圖2分別顯示了工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)煙（粉）塵排放強度和工業(yè)廢水排放強度與人口密度之間的關(guān)系，由該圖可進一步辨識污染物排放強度與人口密度之間的正負關(guān)系，工業(yè)SO2排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度之間的負相關(guān)關(guān)系非常明顯，而工業(yè)廢水排放強度與人口密度的點分布的趨勢性并不十分明顯。

分析285個城市污染物排放強度與人口密度的這一關(guān)系，本文認為不同規(guī)模、不同經(jīng)濟發(fā)展水平的城市間已經(jīng)出現(xiàn)了“污染遷移”。本文的這一判斷，主要基于以下幾方面考慮：第一，人口密度與城市經(jīng)濟發(fā)展水平關(guān)系密切，如圖2中A圖所示，當人口密度處于較低階段時，城市經(jīng)濟水平（用人均GDP表征）并沒有表現(xiàn)出明顯的變化，雖然有下降的趨勢，但從散點分布的密集度來看，本文認為這一局部現(xiàn)象主要由部分城市的極端值引起，人口密度與城市經(jīng)濟水平之間的關(guān)系應(yīng)該主要看A圖右半部分的變化趨勢。由此可知，人口密度越大，對應(yīng)的城市經(jīng)濟發(fā)展水平越高。第二，城市化是一個演化的過程，城市發(fā)展的不同階段會有不同的產(chǎn)業(yè)布局和規(guī)模。一般來說，城市發(fā)展初期的產(chǎn)業(yè)布局更加偏重于工業(yè)型城市，這個階段是污染物急劇增加的階段；隨著城市經(jīng)濟發(fā)展水平提高，擁有更多資金和技術(shù)，環(huán)境治理的能力和引進企業(yè)的環(huán)境標準提高，同時也會逐步淘汰一些落后產(chǎn)能和高污染、高耗能行業(yè)，出現(xiàn)污染向經(jīng)濟發(fā)展水平低的城市轉(zhuǎn)移。結(jié)合人口密度與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的正向關(guān)系，本文認為285個城市中人口密度大（即經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市）的城市，其部分污染型產(chǎn)業(yè)已經(jīng)開始向人口密度低（即經(jīng)濟發(fā)展水平相對低）的城市轉(zhuǎn)移，由回歸結(jié)果的顯著性可判斷，這種“污染遷移”已經(jīng)較為明顯，“污染避難所”的情景已經(jīng)在不同經(jīng)濟發(fā)展水平城市間上演，即污染產(chǎn)業(yè)由人口密度大的城市遷移至人口密度小的城市。

從回歸結(jié)果可知，人口密度與工業(yè)廢水排放強度之間并不存在顯著關(guān)系。本文認為，產(chǎn)生這一結(jié)果的原因主要與工業(yè)廢水排放行業(yè)的特征有關(guān)。需水型行業(yè)在產(chǎn)業(yè)布局中一般沿河或沿湖分布，帶狀布局較為明顯。但人口的分布除了有流域性特征，一些缺水的平原地帶密度也較大。因此，各種因素綜合影響后人口密度與工業(yè)廢水排放強度之間的關(guān)系并不十分明顯。

4.2.3外商直接投資產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)

外商直接投資對污染物排放強度的影響主要有兩方面。一是外商直接投資對工業(yè)煙（粉）塵排放強度有顯著的負的影響。由表3可知，外商直接投資實際利用額對工業(yè)煙（粉）塵排放強度產(chǎn)生顯著的負的影響，通過了5%的顯著性檢驗，即在其他條件不變的情況下，外商直接投資實際利用額越大，工業(yè)煙（粉）塵排放強度則越小。二是外商直接投資對工業(yè)SO2排放強度和工業(yè)廢水排放強度產(chǎn)生負的影響，但影響并不顯著。從外商直接投資對工業(yè)SO2排放強度和工業(yè)廢水排放強度的影響來看，回歸系數(shù)分別為-0.004 26和-0.007 62，說明外商直接投資的流入反而有助于推進產(chǎn)業(yè)部門改進廢水處理、脫硫設(shè)備，降低污染物排放強度，但從顯著性結(jié)果來看，這種影響是十分微弱的?？傮w上來看，外商直接投資并沒有表現(xiàn)出大規(guī)模向我國轉(zhuǎn)移污染物的趨勢，反而有助于工業(yè)煙（粉）塵排放的相關(guān)產(chǎn)業(yè)的調(diào)整與優(yōu)化。

分析上述研究現(xiàn)象，本文認為主要是由以下幾方面原因產(chǎn)生的：第一，從外商直接投資的產(chǎn)業(yè)分布來看（如圖3所示），我國的外商直接投資主要集中在批發(fā)零售業(yè)、租賃與商務(wù)服務(wù)業(yè)等領(lǐng)域。以2012年外商投資總額為例，制造業(yè)占43.7%，房地產(chǎn)業(yè)占21.6%，批發(fā)和零售業(yè)占8.5%，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)占7.3%，其他占18.9%，外商直接投資在化工、火電、鋼鐵等重污染行業(yè)的投資份額較小，外商直接投資并沒有對傳統(tǒng)的污染行業(yè)有明顯影響。

本文認為，行業(yè)類別的差異可能也是造成不同污染物排放強度顯著性差異的原因。第二，我國外商投資規(guī)模不斷擴大，2014年的外商直接投資規(guī)模約是2004年的1.97倍，規(guī)模達到1 196億美元（如圖3所示），外商企業(yè)自身擁有的先進環(huán)境技術(shù)有助于推進產(chǎn)業(yè)的排放強度下降，其對內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)溢出也有可能倒逼內(nèi)資企業(yè)降低污染物排放強度。第三，隨著我國引進外資水平不斷提高，國內(nèi)環(huán)境管理制度的日益加強，引進外資企業(yè)的環(huán)境標準明顯提高，“污染轉(zhuǎn)移”的受制條件與開放初期相比增加許多，我國正向的環(huán)境溢出效應(yīng)的能力也越來越強。

4.2.4城市規(guī)模產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)

城市常住人口是城市規(guī)模大小的重要衡量標準，我國現(xiàn)有的城市規(guī)模等級主要依據(jù)城區(qū)人口規(guī)模來劃分，不同規(guī)模等級城市的自然資源稟賦、工業(yè)基礎(chǔ)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)條件等都存在一定差異，導(dǎo)致工業(yè)污染物排放強度有一定區(qū)別。

回歸結(jié)果表明，在一定的城市規(guī)模限度內(nèi)，按城市常住人口劃分的城市規(guī)模對工業(yè)污染物排放強度有一定影響。由表3可得出以下幾點結(jié)論：第一，與城市常住人口規(guī)模500萬到1 000萬的城市相比，城市常住人口規(guī)模1 000萬以上的城市工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度并不顯著，但工業(yè)SO2排放強度通過了10%的顯著性水平。由此說明，常住人口1 000萬以上城市的工業(yè)SO2排放強度要比常住人口規(guī)模500萬到1 000萬城市排放強度小，而且這種差異較明顯，但工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度的差異并不顯著。第二，與參照組相比，城市常住人口規(guī)模100—500萬城市的工業(yè)SO2排放強度通過了10%的顯著性檢驗且為負相關(guān)，工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度通過了1%的顯著性檢驗且為負相關(guān)。由此說明，常住人口100—500萬城市的工業(yè)污染物排放強度要比常住人口規(guī)模500—1 000萬城市的排放強度小，而且排放強度的差異較明顯。第三，與參照組相比，城市常住人口規(guī)模100萬以下城市的工業(yè)SO2排放強度通過了5%的顯著性檢驗且為正相關(guān)，工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度通過了1%的顯著性檢驗且為正相關(guān)。由此說明，常住人口100萬以下城市的工業(yè)污染物排放強度要比常住人口規(guī)模500—1 000萬城市的排放強度大，而且排放強度的差異較明顯。

值得注意的是，城市人口規(guī)模1 000萬以上城市，工業(yè)SO2排放強度顯著負相關(guān)，本文認為主要有以下原因：工業(yè)SO2排放主要產(chǎn)生于火電等行業(yè)，而我國的火電行業(yè)企業(yè)主要以大型國有企業(yè)為主，從火電企業(yè)的分布受成本最優(yōu)的產(chǎn)業(yè)布局影響，主要有以下幾點特征：一是火電行業(yè)的分布受到資源導(dǎo)向的影響，如山西、內(nèi)蒙的火電行業(yè)主要布局在大型煤礦附近；二是火電行業(yè)的布局受到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，火電企業(yè)是大型、超大型城市的電能源供應(yīng)者，經(jīng)濟發(fā)展水平高、城市人口集中、建成區(qū)面積大、產(chǎn)業(yè)布局密集的城市周圍一般會有火電企業(yè)的分布。河北、山東、內(nèi)蒙的許多火電企業(yè)的電力主要輸往北京，江

蘇也布局一些火電企業(yè)，也主要供應(yīng)上海、南京等大城市。由此可以判斷，城市規(guī)模在1 000萬以上的城市，其電力主要由周邊的火電企業(yè)供應(yīng)，使其自身工業(yè)SO2排放量反而比周邊地區(qū)少，所以出現(xiàn)了一定的顯著關(guān)系。本文的研究結(jié)果也表明，與工業(yè)SO2排放相比，工業(yè)廢水排放和工業(yè)煙（粉）塵排放在常住人口1 000萬以上的城市并沒有表現(xiàn)出明顯的差異，說明這類規(guī)模的城市工業(yè)廢水排放和工業(yè)煙（粉）排放仍處于較高的水平。

4.3污染物排放強度與經(jīng)濟發(fā)展水平關(guān)系

為進一步探討城市經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境問題之間可能存在的關(guān)系，本文分別研究了工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)廢水排放強度、工業(yè)煙（粉）塵排放強度與經(jīng)濟發(fā)展（以人均GDP表征）之間的關(guān)系。

（1）工業(yè)SO2排放強度與人均GDP的關(guān)系。由表3可知，我國285個城市的面板數(shù)據(jù)顯示工業(yè)SO2排放強度與人均GDP之間呈現(xiàn)線性關(guān)系，且為負向關(guān)系，說明隨著人均GDP水平的不斷提高，工業(yè)SO2排放強度也隨之降低。

（2）工業(yè)廢水排放強度與人均GDP的關(guān)系。工業(yè)廢水排放強度與人均GDP之間呈線性關(guān)系，且為負向關(guān)系，即隨著人均GDP水平的不斷提高，工業(yè)廢水排放強度也隨之下降。

（3）工業(yè)煙（粉）塵排放強度與人均GDP的關(guān)系。根據(jù)表3人均GDP的回歸系數(shù)可以判斷，工業(yè)煙（粉）塵排放強度與人均GDP之間呈正U型關(guān)系，即隨著人均GDP增加，工業(yè)煙（粉）塵排放強度出現(xiàn)先減后增的趨勢。本文根據(jù)公式ζ=exp（-β1/（2β2））計算出了拐點處的人均GDP值，經(jīng)計算可得拐點處的人均GDP值為4 233 414元，該值與285個城市現(xiàn)有水平相比有很大距離。按照數(shù)據(jù)反映的趨勢變化，這個拐點將在未來某個時間節(jié)點出現(xiàn)，但事實上本文認為這個拐點并不會到來。

5結(jié)論和政策建議5.1結(jié)論本文通過對285個地級及以上城市2004—2013年的數(shù)據(jù)開展研究，綜合分析工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度的驅(qū)動因素，主要得出以下幾點結(jié)論：

（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整會產(chǎn)生明顯的環(huán)境效應(yīng)。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比對工業(yè)污染物排放強度有顯著的拉動作用，雖然現(xiàn)階段我國大多數(shù)城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化的趨勢發(fā)展，但部分城市過分倚重二產(chǎn)對經(jīng)濟的拉動，資源與能源消耗大、環(huán)境污染顯著的問題仍客觀存在。由285個城市第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比坐標點分布可發(fā)現(xiàn)，大部分城市的坐標點分布在第二產(chǎn)業(yè)占比35%到65%之間，第三產(chǎn)業(yè)占比20%到50%之間，但攀枝花、大慶、克拉瑪依等城市第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比很高，現(xiàn)階段仍然是典型的重工業(yè)城市。調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要任務(wù)。

（2）不同規(guī)模和不同經(jīng)濟發(fā)展水平城市間出現(xiàn)了“污染轉(zhuǎn)移”現(xiàn)象。研究發(fā)現(xiàn)，人口密度對工業(yè)SO2排放強度和工業(yè)煙（粉）塵排放強度有顯著的負影響，通過散點擬合圖可發(fā)現(xiàn)，城市經(jīng)濟發(fā)展水平提高與人口密度增加是同步的正向關(guān)系，而由于城市化是一個不斷演進的過程，各階段的產(chǎn)業(yè)布局和產(chǎn)業(yè)規(guī)模會隨著城市的經(jīng)濟發(fā)展水平發(fā)生相應(yīng)的變化，落后型、污染型產(chǎn)業(yè)逐漸從人口密度大、經(jīng)濟發(fā)展水平高的城市“擠出”。我國多數(shù)城市仍處于擴張、發(fā)展未飽和階段，城市人口不斷集聚。但城市人口規(guī)模擴張的過程也伴隨著產(chǎn)業(yè)重新調(diào)整與布局。政治、經(jīng)濟輸出功能強大的城市篩選和保留了環(huán)境效應(yīng)較好的產(chǎn)業(yè)，逐漸向外或周邊城市輸出環(huán)境效應(yīng)低的產(chǎn)業(yè)，出現(xiàn)“污染轉(zhuǎn)移”現(xiàn)象。

（3）我國城市成為外資企業(yè)“污染避難所”的問題并不突出。研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資實際利用額只對工業(yè)煙（粉）塵排放強度有顯著的負影響，對工業(yè)廢水排放強度和工業(yè)SO2排放強度的影響并不顯著，“污染避難所”問題并不突出既與外資企業(yè)投資行業(yè)相關(guān)，也與外資企業(yè)資金優(yōu)勢、技術(shù)優(yōu)勢有關(guān)，還與我國各城市近幾年引進外資日益提高的環(huán)境標準相關(guān)。

（4）城市規(guī)模擴張會溢出正的環(huán)境效應(yīng)。本文按照城市常住人口對城市規(guī)模進行了劃分，以虛擬變量的形式判斷城市規(guī)模對工業(yè)污染物排放強度產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，城市規(guī)模對工業(yè)污染物排放強度有一定的影響，城市規(guī)模擴大可能會溢出正的環(huán)境效應(yīng)。

（5）工業(yè)污染物排放強度與經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)一定的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，除工業(yè)廢水排放強度外，工業(yè)SO2排放強度、工業(yè)煙（粉）塵排放強度與人均GDP均呈線性關(guān)系，即現(xiàn)階段隨著人均GDP水平的不斷提高，工業(yè)污染物排放強度呈現(xiàn)下降趨勢。雖然工業(yè)廢水排放強度與人均GDP之間呈現(xiàn)U型關(guān)系，但從環(huán)境技術(shù)改善、資源能源利用效率提高等變化來看，該拐點在未來某個時點出現(xiàn)的可能性很小。

5.2政策建議

第一，認識和處理好環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，為城市化發(fā)展滯后地區(qū)留足持續(xù)發(fā)展的生態(tài)資本。我國城市的環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展之間總體上呈現(xiàn)良性發(fā)展的態(tài)勢，但城市化發(fā)展緩慢、基礎(chǔ)設(shè)施薄弱、產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后、公共供給能力不足的部分設(shè)區(qū)市和一些縣級市兩者的矛盾仍十分突出。要推進這些地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，留足可持續(xù)發(fā)展的生態(tài)資本，將綠色優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為發(fā)展優(yōu)勢。要劃定“生態(tài)保護紅線、排放總量上限、環(huán)境準入底線”，提高這些地區(qū)的生態(tài)產(chǎn)品供給能力。通過重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付、生態(tài)多樣性保護重大工程及流域區(qū)域橫向生態(tài)補償、自然保護區(qū)建設(shè)等，發(fā)揮生態(tài)保護與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)同效應(yīng)。

第二，進一步優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，合理確定城市發(fā)展規(guī)模和城市布局，提高城市土地的集約利用率，積極引進“綠色資本”。調(diào)整和優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，對于具有明顯資源稟賦優(yōu)勢的城市，要提高資源能源利用效率，從源頭管控，減少污染輸出；對于重工業(yè)型城市，要在原有基礎(chǔ)上進行產(chǎn)業(yè)布局，淘汰落后產(chǎn)能。合理控制城市的人口規(guī)模，嚴格控制超大、特大城市的人口數(shù)量，分散超大、特大城市的部分政治、經(jīng)濟和文化功能，要積極推動中小城市的發(fā)展，優(yōu)化其城市布局，推動其產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，協(xié)同推動其功能布局、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、生態(tài)空間的布局。積極引進“綠色資本”，制定嚴格的外資引進環(huán)境標準，引進外資企業(yè)的綠色資本，鼓勵外資投資發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、清潔生產(chǎn)等領(lǐng)域。

第三，明確各地污染現(xiàn)狀和自然稟賦差異，構(gòu)建地區(qū)差異化指標體系，通過實施環(huán)境質(zhì)量目標矩陣管理模式，確定大氣、水、土壤環(huán)境質(zhì)量標桿城市、達標城市、改善城市名單矩陣。我國城市的自然稟賦、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、人口規(guī)模等都存在一定的差異，用同一標準衡量缺乏公平合理性。因此，應(yīng)確定一批環(huán)境質(zhì)量已達標、需繼續(xù)改善或維持的城市（標桿城市）、一批“十三五”期間努力后能達標的城市（達標城市）、一批不能達標但經(jīng)過治理環(huán)境質(zhì)量改善的城市（改善城市），制定大氣、水和土壤的城市名單矩陣，通過構(gòu)建差異化的指標體系，實施目標矩陣管理模式，并綜合運用環(huán)境保護督察巡視、環(huán)保督政約談、領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計等手段和制度，統(tǒng)籌推進城市環(huán)境保護工作。

（編輯：王愛萍）

參考文獻（References）

[1]周干峙.中國特色新型城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略研究[M]. 北京：中國建筑工業(yè)出版社，2013.[ZHOU Ganzhi. The development strategy of new urbanization with Chinese characteristics[M]. Beijing： Chinese Building Industry Press， 2013.]

[2]簡新華，黃錕. 中國城鎮(zhèn)化水平和速度的實證分析與前景預(yù)測[J]. 經(jīng)濟研究，2010（3）：28-39.[ JIAN Xinhua， HUANG Kun. Empirical analysis and forecast of the level and speed of urbanization in China[J].Economic research journal， 2010（3）： 28-39.]

[3]李佐軍，盛三化. 城鎮(zhèn)化進程中的環(huán)境保護：隱憂與應(yīng)對[J]. 資源再生，2013（8）：18-21.[LI Zuojun， SHENG Sanhua. Environmental protection in urbanization： worries and actions[J]. Resource recycling， 2013（8）： 18-21.]

[4]蔣洪強，張靜，王金南，等. 中國快速城鎮(zhèn)化的邊際環(huán)境效應(yīng)變化實證分析[J]. 生態(tài)環(huán)境學報，2012，21（2）：293-297.[JIANG Hongqiang， ZHANG Jing， WANG Jinnan，et al. Accounting model and demonstration for marginal environmental effects of the rapid urbanization in China[J]. Ecology and environmental sciences， 2012， 21（2）： 293-297.]

[5]王金南，蔡博峰，曹東，等. 中國10km二氧化碳排放網(wǎng)格及空間特征分析[J]. 中國環(huán)境科學，2014，34（1）：1-6.[WANG Jinnan，CAI Bofeng，CAO Dong，et al.China 10km carbon dioxide emissions grid dataset and spatial characeteristic analysis[J].China environmental science，2014，34（1）：1-6.]

[6]張世秋. 中國環(huán)境管理制度變革之道：從公共部門管理向公共管理轉(zhuǎn)變[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2005，15（4）：90-94.[ZHANG Shiqiu.Reform of Chinas environment regulatory system：from sectorbased management to public management[J].China population，resources and environment，2005，15（4）：90-94.]

[7]KUZNETS S. Economic growth and income inequality[J]. The American economic review，1955： 1-28.

[8]GROSSMAN M，KRUEGER A. Environmental impact for the north American Free Trade Agreement[R]. NBER workingpaper， 1991.

[9]SHAFIK N，BANDYOPADHYAY S. Economic growth and environmental quality：timeseries and cross country evidence[R]. Policy research working paper，1992.

[10]PANAYOTOU T. Empirical tests and policy analysis of environmental degradation at different stages of economic development[R]. International Labour Organization， 1993.

[11]ROGERS K. Decomposing the CO2 income tradeoff： an output distance function approach[J]. Environment and development economics，2008， 13（4）： 457-473.

[12]JALIL A，MAHMUD S F. Environment Kuznets curve for CO2 emissions：a cointegration analysis for China[J]. Energy policy，2009，37（12）：5167-5172.

[13]PAO H T，TSAI C M. Modeling and forecasting the CO2 emissions，energy consumption，and economic growth in Brazil[J]. Energy，2011，36（5）：2450-2458.

[14]ZANIN L， MARRA G. Assessing the functional relationship between CO2 emissions and economic development using an additive mixed model approach[J]. Economic modelling，2012，29（4）：1328-1337.

[15]SHAHBAZ M，MUTASCU M，AZIM P. Environmental Kuznets curve in Romania and the role of energy consumption[J]. Renewable and sustainable energy reviews， 2013，18（2）：165-173.

[16]LAU L S， CHOONG C K， ENG Y K. Investigation of the environmental Kuznets curve for carbon emissions in Malaysia：do foreign direct investment and trade matter？[J]. Energy policy，2014，68：490-497.

[17]RICHMOND A K，KAUFMANN R K. Energy prices and turning points： the relationship between income and energy use/carbon emissions[J]. The energy journal， 2006，27（4）：157-180.

[18]CIALANI C. Economic growth and environmental quality：an econometric and a decomposition analysis[J]. Management of environmental quality： an international journal，2007，18（5）：568-577.

[19]COONDOO D，DINDA S. Carbon dioxide emission and income：a temporal analysis of crosscountry distributional patterns [J]. Ecological economics，2008，65（2）：375-385.

[20]ASLANIDIS N，IRANZO S. Environment and development：is there a Kuznets curve for CO2 emissions[J]. Applied economics，2009，41（6）：803-810.

[21]IWATA H，OKADA K，SAMRETH S. A note on the environmental Kuznets curve for CO2：a pooled mean group approach[J]. Applied energy，2011，88（5）：1986-1996.

[22]FUJII H，MANAGI S. Which industry is greener？an empirical study of nine industries in OECD countries [J]. Energy policy，2013，57：381-388.

[23]劉華軍. 城市化對二氧化碳排放的影響——來自中國時間序列和省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].上海經(jīng)濟研究，2012（5）：24-35.[LIU Huajun. The influence of urbanization on carbon dioxide emissions：an empirical evidence from China[J]. Shanghai journal of economics， 2012（5）： 24-35.]

[24]周璇，孫慧. 中國工業(yè)廢水排放量與經(jīng)濟增長關(guān)系的區(qū)域分異研究[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境，2013，27（12）：15-19.[ZHOU Xuan， SUN Hui. The industrial wastewater emissions and economic growth in regional differentiation in China[J]. Journal of arid land resources and environment， 2013， 27（12）： 15-19.]

[25]任海軍，劉高理.不同城市化碳排放影響因素的差異研究——基于省際面板數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2014，31（5）：1-7.[REN Haijun， LIU Gaoli. A Research on the different Impacts of urbanization stages on carbon emissions： based on the Panel Data of provinces[J]. Economic survey， 2014， 31（5）： 1-7.]

[26]SURI V，CHAPMAN D. Economic growth，trade and energy：implications for the environmental Kuznets curve [J]. Ecological economics，1998，25（2）：195-208.

[27]KEARSLEY A，RIDDEL M. A further inquiry into the pollution haven hypothesis and the environmental Kuznets curve [J]. Ecological economics，2010，69（4）： 905-919.

[28]HETTIGE H，MANI M，WHEELER D. Industrial pollution in economic development： the environmental Kuznets curve revisited [J]. Journal of development economics，2000，62（2）：445-476.

[29]PANAYOTOU T. Economic growth and the environment[M]. Boston，MA： Harvard University， 2000.

[30]BHATTARAI M，HAMMIG M. Institutions and the environmental Kuznets curve for deforestation：a crosscountry analysis for Latin America，Africa and Asia[J].World development，2001，29（6）：995-1010.

[31]DUTT K. Governance，institutions and the environmentincome relationship：a crosscountry study [J]. Environment，development and sustainability，2009，11（4）： 705-723.

[32]ROCA J. Do individual preferences explain the environmental Kuznets curve？[J]. Ecological economics，2003，45（1）： 3-10.

[33]MARTINI C，TIEZZI S. Is the environment a luxury？an empirical investigation using revealed preferences and household production[J]. Resource and energy economics，2014，37：147-167.

[34]林伯強，蔣竺均. 中國二氧化碳的環(huán)境庫茲涅茨曲線預(yù)測及影響因素分析[J]. 管理世界，2009（4）：27-36. [LIN Boqiang， JIANG Zhujun. Prediction on the environmental Kuznets curve of carbon dioxide and analysis of its influencing factors[J]. Management world， 2009（4）： 27-36.]

[35]石廣明，王金南，畢軍，等. 中國工業(yè)二氧化硫排放變化指標分解研究[J]. 中國環(huán)境科學，2012，32（1）：56-61.[SHI Guangming， WANG Jinnan， BI Jun，et al. Decomposing Chinese industrial SO2 emission change index[J]. China environmental science， 2012， 32（1）： 56-61.]

[36]劉玉萍，郭郡郡，李維莉. 技術(shù)進步對二氧化碳排放強度的影響——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 西華師范大學學報（哲學社會科學版），2013（3）：83-89.[LIU Yuping， GUO junjun， LI Weili. The impact of technical progress on the intensity of carbon dioxide emissions：an empirical analysis of the provincial pannel data in China[J]. Journal of China West Normal University （philosophy & social sciences）， 2013（3）： 83-89.]

[37]張兵兵，徐康寧，陳庭強. 技術(shù)進步對二氧化碳排放強度的影響分析[J]. 資源科學，2014，36（3）：567-576.[ZHANG Bingbing， XU Kangning， CHEN Tingqiang. The influence of technical progress on carbon dioxide emission intensity[J]. Resources science， 2014， 36（3）： 567-576.]

[38]丁煥峰，李佩儀. 中國區(qū)域污染與經(jīng)濟增長實證：基于面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程[J].中國人口·資源與環(huán)境，2012，22（1）：49-56.[DING Huanfeng， LI Peiyi. Regional pollution and regional economic growth： a simultaneous estimination based on pannel data model[J]. China population， resources and environment， 2012， 22（1）： 49-56.]

[39]劉睿劼，張智慧. 中國工業(yè)煙塵排放狀況研究[J]. 生態(tài)環(huán)境學報，2012，21（4）：694-699.[LIU Ruijie， ZHANG Zhihui. Research on condition of Chinas industrial smoke emission[J]. Ecological and environmental sciences， 2012， 21（4）： 694-699.]

收稿日期：2016-10-27

作者簡介：翁智雄，博士，主要研究方向為氣候變化、綠色投融資和環(huán)境政策。Email：wengzx564@163.com。

通訊作者：馬忠玉，博士，教授，博導(dǎo)，主要研究方向為環(huán)境經(jīng)濟管理、宏觀經(jīng)濟預(yù)測。Email：mazy@cei.gov.cn。

基金項目：國家重點研發(fā)計劃“全球氣候變化及應(yīng)對”專項項目“氣候變化經(jīng)濟影響綜合模式研究”課題——“氣候變化綜合評估經(jīng)濟模型的改進與開發(fā)”（批準號：2016YFA0602601）；國家社會科學基金重大項目“中國自然資源資本化及對應(yīng)市場建設(shè)研究”（批準號：15ZDB163）；國家自然科學基金項目“支撐省級能源規(guī)劃評估的能源需求預(yù)測模型體系研究”（批準號：71573062）。