工業(yè)SO2 排放空間格局演變及其影響因素分析
——以長江三角洲城市群為例

杜威望

（中共福建省委黨校閩臺研究院， 福建福州350001）

一、問題的提出

改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了舉世矚目的發(fā)展，但隨之而來的是日益凸顯的環(huán)境問題。作為我國最發(fā)達的地區(qū)，長江三角洲城市群①在工業(yè)化水平快速發(fā)展的同時，環(huán)境也遭到了嚴(yán)重破壞，特別是區(qū)域性灰霾天氣日益嚴(yán)重，而二氧化硫（SO2）的過量排放是引起酸雨和霧霾的主要原因。因此，為留住 “綠水青山” 和建設(shè)生態(tài)文明社會，治理SO2已經(jīng)刻不容緩。此外，由于SO2主要是工業(yè)生產(chǎn)排放的，因此工業(yè)SO2減排的順利實施是關(guān)鍵。

由于SO2特別是工業(yè)SO2大量排放引起了環(huán)境污染問題，有關(guān)SO2和工業(yè)SO2排放及減排研究的文獻已非常豐富。早期的文獻主要集中在SO2排放的環(huán)境庫茲涅茲曲線研究， Selden 和Song[1]、Grossman 和Krueger[2]、Stern 和Common[3]、Harbaugh等[4]的研究均發(fā)現(xiàn)SO2等污染物排放量和經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)倒 “U” 型的環(huán)境庫茲涅茲曲線關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者李文潔等[5]研究發(fā)現(xiàn)，我國所有省會城市的工業(yè)SO2排放量存在倒 “U” 型的環(huán)境庫茲涅茲曲線，目前國內(nèi)的一些特大城市空氣質(zhì)量狀況已經(jīng)達到倒 “U”型曲線的右側(cè)，但大部分城市仍然處于倒 “U” 型曲線的左側(cè)。

一般認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)政策特別是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均衡化調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對工業(yè)SO2排放有明顯的限制作用[6]，但也有學(xué)者得出相反的結(jié)論。郭國慶等[7]研究發(fā)現(xiàn)，第二產(chǎn)業(yè)比重越高，工業(yè)SO2排放強度下降越明顯。政府干預(yù)（環(huán)境規(guī)制）是促進環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調(diào)的重要手段，王鋒正等[8]研究表明，環(huán)境規(guī)制對SO2排放顯示出負(fù)向的影響作用。然而，與此相反的結(jié)論是地方政府的行政干預(yù)越多，該地區(qū)企業(yè)的SO2排放量就越難以控制，SO2排放量也就越大[9]。外資企業(yè)擁有比本國企業(yè)更先進和更高效的能源使用效率和環(huán)保理念，因此外資企業(yè)有利于東道國的環(huán)境保護，能夠減少工業(yè)SO2等污染物的排放[10]。然而也有學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)較不發(fā)達國家在環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)較低的情況下，發(fā)達國家的企業(yè)為規(guī)避本國較高環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)與污染處理費用，會將本國的高污染產(chǎn)業(yè)通過外商投資或國際貿(mào)易轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家，從而導(dǎo)致發(fā)展中國家工業(yè)SO2等污染物的排放量增加[11]。還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 對我國城市工業(yè)SO2等環(huán)境污染具有 “污染光環(huán)” 和 “污染天堂” 的雙重效應(yīng)[12]。對外貿(mào)易規(guī)模的擴大是導(dǎo)致工業(yè)SO2排放增加的主要原因[13]，沈利生和唐志[14]、何潔[15]、黨玉婷[16]的研究也證實了這一點。

隨著空間計量經(jīng)濟學(xué)的興起，也有學(xué)者開始研究SO2和工業(yè)SO2排放的空間相關(guān)性，研究表明，我國省際的SO2排放[17]以及我國285 個城市的工業(yè)SO2排放，均存在明顯的空間集聚效應(yīng)[12]。

由以上分析可知，現(xiàn)有研究對工業(yè)SO2的排放現(xiàn)狀、減排影響因素和空間相關(guān)性研究已較為全面。但已有研究仍存在不足之處，如鮮有涉及對工業(yè)SO2排放空間格局及其影響因素的研究。因此，本文基于長江三角洲城市群工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的現(xiàn)實基礎(chǔ)，以工業(yè)SO2排放為焦點，研究該地區(qū)工業(yè)SO2排放的空間格局演變，并研究工業(yè)SO2排放的空間格局對其減排的影響，以期彌補現(xiàn)有文獻的不足，為長江三角洲城市群工業(yè)SO2減排提供新的理論依據(jù)和對策建議。

二、長江三角洲城市群工業(yè)SO2 排放空間格局分析

（一）全局空間自相關(guān)

Sokal 和Oden[18]指出，空間自相關(guān)分析是檢驗一個位置上的一個變量的屬性值與鄰近位置上同一變量的屬性值是否顯著相關(guān)的有效方法。全局自相關(guān)分析可以從整體上衡量整個地區(qū)的空間關(guān)聯(lián)性和空間差異水平，其中Global Moran's I 指數(shù)是最常用的衡量全局空間自相關(guān)程度的指標(biāo)，其定義如下：

在（1）式中，n 為研究區(qū)域中單元的數(shù)量，wij是空間權(quán)重（若單元i 和單元j 空間相鄰則設(shè)為1，反之為0），xi和xj為單元i 和單元j 的屬性值，為屬性值的方差[19]。

Moran's I 系數(shù)的取值范圍為- 1 到1，1 表示該區(qū)域各個單元的屬性值之間存在強的正空間相關(guān)性，0 表示該區(qū)域各個單元的屬性值之間是隨機的，- 1表示該區(qū)域各個單元的屬性值之間存在強的負(fù)空間相關(guān)性。在應(yīng)用中通常用一個標(biāo)準(zhǔn)化的Z 統(tǒng)計量對Moran's I 系數(shù)進行顯著性檢驗，Z 統(tǒng)計量定義如式（2）。

在式（2）中，I為Global Moran's I 指數(shù)，E（I）和V（I）分別為其均值和標(biāo)準(zhǔn)差。

（二）長江三角洲城市群工業(yè)SO2 排放空間格局

空間計量經(jīng)濟學(xué)中的Moran'I 可用來衡量集聚程度，若Moran'I 為正值，表明有正的集聚現(xiàn)象，即臨近地區(qū)呈現(xiàn)高- 高或低- 低的狀態(tài)；若Moran'I 為負(fù)值，表明有負(fù)的集聚現(xiàn)象，即臨近地區(qū)呈現(xiàn)高- 低或低- 高的狀態(tài)。本部分通過計算歷年長江三角洲城市群工業(yè)SO2排放量的Moran'I 來研究該地區(qū)工業(yè)SO2排放的空間格局。本文選取1985—2016年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國城市統(tǒng)計年鑒和各地市統(tǒng)計年鑒以及國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報，個別缺失的數(shù)據(jù)利用插值法補齊（下同）。采用公式（1）和（2）計算得到1985年至2016年工業(yè)SO2排放量Moran'I 及其Z 值（見表1）。從表1 可知，1985年到1991年的Moran'I 均小于0.1 且Z 統(tǒng)計量不顯著，表明這幾年該地區(qū)工業(yè)SO2排放并沒有表現(xiàn)出空間集聚，甚至1985年和1986年的Moran'I 為負(fù)值，也即是說這兩個年份的工業(yè)SO2排放空間格局具有負(fù)的空間集聚效應(yīng)。從1992年開始，各年份的Moran'I 均大于0.1 且Z 統(tǒng)計量顯著，表明該地區(qū)工業(yè)SO2排放空間格局具有正的空間集聚效應(yīng)，即鄰近地區(qū)的工業(yè)SO2排放呈現(xiàn)高- 高或低- 低的排放格局。改革開放以來，特別是1992年市場化改革以來，長江三角洲城市群第一產(chǎn)業(yè)比重下降，第二產(chǎn)業(yè)比重上升，工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚顯著[20]，并且城市群內(nèi)部各個城市之間的空間作用和區(qū)域間經(jīng)濟聯(lián)系不斷增強，導(dǎo)致該地區(qū)工業(yè)SO2排放量具有越來越高的關(guān)聯(lián)度[21]。

表1 1985—2016年工業(yè)SO2 排放量Moran'I 及其Z 值②

為了更好地展現(xiàn)歷年工業(yè)SO2排放空間格局Moran'I 的動態(tài)變化過程，繪制Moran'I 趨勢變化如圖1 所示。從圖1 中可以看出，Moran'I 變化趨勢大體可分為三個階段：

圖1 1985—2016年工業(yè)SO2 排放量Moran'I 趨勢圖

第一階段為1985 至1991年，即工業(yè)SO2排放空間格局的集聚效應(yīng)不顯著階段。在該階段中，我國改革開放處于初始發(fā)展階段，市場化進程相對緩慢，且該時期長江三角洲對外開放力度較小、出口產(chǎn)品少、工業(yè)發(fā)展水平相對較低，因此工業(yè)SO2排放量較少，并且該階段交通系統(tǒng)不發(fā)達，地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系較弱，從而導(dǎo)致該階段長江三角洲城市群的工業(yè)SO2排放空間格局的空間集聚效應(yīng)不顯著。

第二階段為1992 至2004年，即工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)持續(xù)上升階段。1992年我國進行市場化改革，大量吸引外資，出口持續(xù)增加，工業(yè)化進程加快。在此階段，長江三角洲城市群憑借其良好的投資環(huán)境和豐富的勞動力資源大力發(fā)展出口加工工業(yè)。該階段也是我國大力發(fā)展公路鐵路等基礎(chǔ)設(shè)施的重要時期，交通設(shè)施的便捷性大大增強了地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系，進而導(dǎo)致該時期工業(yè)SO2排放量和空間集聚效應(yīng)持續(xù)上升。從圖1 中還可以看出，受1997年亞洲金融危機的影響和2001年底加入世貿(mào)組織對中國經(jīng)濟的沖擊，工業(yè)SO2排放空間格局的集聚效應(yīng)在1997年和2002年有所回落。

第三階段為2005 至2016年，即工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)處于調(diào)整階段。一方面，我國經(jīng)濟經(jīng)過多年高速發(fā)展，到2004年已出現(xiàn)經(jīng)濟過熱的現(xiàn)象，國家開始對經(jīng)濟進行宏觀調(diào)控；另一方面，多年來以犧牲環(huán)境為代價換取經(jīng)濟發(fā)展的模式導(dǎo)致環(huán)境受到極大破壞，人們的環(huán)保意識越來越強。這兩方面的原因共同迫使長江三角洲城市群進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，淘汰落后產(chǎn)能，大力發(fā)展環(huán)保事業(yè)，因此工業(yè)SO2排放量開始下降，工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)增長的趨勢得到緩解，并出現(xiàn)回落趨勢。

三、工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2 排放空間格局的影響模式研究

工業(yè)SO2主要來源于工業(yè)生產(chǎn)，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重（地區(qū)工業(yè)增加值/ 地區(qū)生產(chǎn)總值）是影響工業(yè)SO2排放及其空間格局的主要影響因素?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對工業(yè)SO2排放的影響模式依賴于各地區(qū)不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，如北京呈 “N” 型，河北呈倒 “U” 型[22]。因此，通過構(gòu)建式（3）的模型來確定長江三角洲工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2排放空間格局的影響方式，其中工業(yè)SO2排放空間格局Moran'I（Moran_I）為被解釋變量，解釋變量有工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重（IND，該地區(qū)各市的地區(qū)工業(yè)增加值總額/ 該地區(qū)各市的地區(qū)生產(chǎn)總值總額）、工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的平方（IND2）。

模型（3）的估計結(jié)果如表2 所示，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重（IND）的系數(shù)為正，其平方（IND2）的系數(shù)為負(fù)，表明工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)存在倒 “U” 型的影響模式，即隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的上升，工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)提高，當(dāng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重達到臨界值時，工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)會隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的上升而下降。此外，還可以根據(jù)表2 的回歸結(jié)果列出式（4）來求解工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)倒 “U” 型影響模式的拐點（即臨界值），將等式（4）兩邊對IND求導(dǎo)得式（5）。

表2 工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2 排放空間格局集聚效應(yīng)的影響方式估計結(jié)果

通過求解式（5）可得出工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重影響工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)的拐點為IND_gd=0.4224，據(jù)此可以認(rèn)為當(dāng)長江三角洲城市群工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重小于0.4224 時，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的增加會提高工業(yè)SO2排放的空間集聚效應(yīng)；當(dāng)大于0.4224 時，工業(yè)SO2排放的空間集聚效應(yīng)會隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的上升而減小。但這個解釋是否合理、是否符合長江三角洲城市群工業(yè)發(fā)展的實際情況呢？為進一步驗證該結(jié)論，根據(jù)長江三角洲城市群歷年的整體工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重數(shù)據(jù)和式（5）得到的工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)的拐點繪制圖2，從圖2 中可以看出在1985年到2012年之間的工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重均大于拐點值，2013年到2016年的工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重才開始略小于拐點值，所以工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重在2013年達到拐點。

圖2 1985—2016年工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重變化趨勢圖

綜合上面的分析，將工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)（Moran_I）作為Y軸，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重（IND）作為X軸，形成如圖3 工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重和工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)的倒 “U” 型關(guān)系曲線，并利用長江三角洲城市群工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的演化過程進行總結(jié)分析。該地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重在1985年達到了0.4993，其間幾經(jīng)反復(fù)，但都沒有超過1985年的數(shù)值，整體呈現(xiàn)震蕩遞減的趨勢，在2016年達到最低值0.3768。因此在分析圖3 的X橫軸時，要從右往左進行分析，X軸和Y軸的交叉點為X軸的1 值（假設(shè)工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值為100%），交叉點為Y軸的0 值（工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)為0）。1985年到2012年之間，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重均大于拐點0.4224，所以該階段位于圖3 倒 “U” 型曲線的右側(cè)，即工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的降低導(dǎo)致工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)增大。這有可能是因為雖然該地區(qū)的工業(yè)增加值和地區(qū)生產(chǎn)總值都快速增長，但隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級工業(yè)增加值的增長幅度整體小于地區(qū)生產(chǎn)總值，所以工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重呈現(xiàn)下降趨勢。又由于該階段中國開始成為“世界加工廠”，主要出口高能耗高污染的產(chǎn)品，排放的工業(yè)SO2增加，長江三角洲城市群作為我國對外貿(mào)易最為活躍的地區(qū)也是這種局面，因此該階段隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的降低，工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)增大。2013年到2016年之間，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重均小于拐點0.4224，該階段位于圖3 倒 “U” 型曲線的左側(cè)，即工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的降低導(dǎo)致工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)下降。該階段我國經(jīng)濟進入新常態(tài)，開始轉(zhuǎn)型升級，淘汰落后產(chǎn)能，降低環(huán)境污染，工業(yè)SO2減排初見成效，因此隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的降低，工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)也下降。

圖3 工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重和工業(yè)SO2 排放空間格局集聚效應(yīng)的倒“U” 型關(guān)系

由以上的分析可知，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2排放空間格局呈現(xiàn)倒 “U” 型的影響關(guān)系，該倒“U” 型曲線在2013年達到拐點，因此在下文的模型構(gòu)建中要考慮該倒 “U” 型的影響關(guān)系，以減少模型設(shè)定偏誤。

四、實證分析

（一）變量選取與模型設(shè)定

1.變量選取

為進一步量化該地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重及其他影響因素對工業(yè)SO2排放空間格局的影響，本部分通過構(gòu)建計量模型進行深入研究。被解釋變量為工業(yè)SO2排放空間相關(guān)指數(shù)Moran'I（Moran_I），解釋變量除工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重（IND）之外，本文還選取以下解釋變量：

政府干預(yù)（GOV）是環(huán)境保護與環(huán)境治理的重要手段，政府干預(yù)力度的加強一般會降低工業(yè)SO2的排放量，進而降低工業(yè)SO2的空間集聚度。借鑒已有文獻的做法，本文以該地區(qū)各市的財政一般預(yù)算支出總額占該地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值百分比來表征政府干預(yù)力度。長三角地區(qū)是我國對外出口和外商投資的重地，對外出口（EXP）會增加工業(yè)SO2排放量，本文以地區(qū)出口總額來表征對外出口。外商投資（FDI）既可能具有“污染光環(huán)” 效應(yīng)也有可能具有 “污染天堂” 效應(yīng)，因此外商投資也會對所在地的工業(yè)SO2的排放產(chǎn)生影響。本文以該地區(qū)各市的實際利用外資總額來表征外商投資?？紤]到當(dāng)期的工業(yè)SO2排放空間格局會受前一期的影響，本文還選擇工業(yè)SO2排放空間相關(guān)指數(shù)Moran'I滯后一期（Moran_It-1）作為控制變量。

根據(jù)上文分析，1992年之前的Moran'I均小于0.1 且Z統(tǒng)計量不顯著，因此該回歸選取1992 到2016 的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年各省市的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。由于本文數(shù)據(jù)涉及的城市較多和年份跨度長，囿于少部分?jǐn)?shù)據(jù)的缺失，因此使用插值法將數(shù)據(jù)補全。另外，在模型的估計時，為消除數(shù)據(jù)不同量綱的影響和減少模型中數(shù)據(jù)的異方差性，對所有變量進行取對數(shù)變換，取完對數(shù)后分別用lnMoran_I、lnIND、lnGOV、lnEXP、lnFDI、lnMoran_It-1表示。

2.模型設(shè)定

由前文的分析知，1992—2016年期間，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2排放的空間格局影響模式處于倒“U” 型曲線的右半部分，2013—2016年期間，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2排放的空間格局影響模式處于倒 “U” 型曲線的左半部分，其中工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的拐點值為IND_gd=0.4224。鑒于此，為了減少模型設(shè)定偏誤，本文通過建立臨界指標(biāo)的虛擬變量模型來反映工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重在拐點前后對工業(yè)SO2排放空間格局的不同影響模式。以t*=2013 為轉(zhuǎn)折期，以工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的拐點值IND_gd=0.4224 為臨界值，設(shè)置如下虛擬變量：

則長江三角洲城市群工業(yè)SO2排放空間格局影響因素的回歸模型如下：

利用普通最小二乘法估計得到模型（7）的回歸方程如下：

由（8）式可以得出兩個時期長江三角洲城市群工業(yè)SO2排放空間格局影響因素的函數(shù)分別為：

當(dāng)t＜t*=2013 時，

當(dāng)t≥t*=2013 時，

（二）估計結(jié)果解釋

長江三角洲工業(yè)SO2排放空間格局的實證回歸結(jié)果如表3 所示，從中可看出模型的擬合優(yōu)度達到了0.8800，雖然除出口總額、實際利用外資和控制變量工業(yè)SO2排放空間相關(guān)Moran'I滯后一期系數(shù)在10%水平以內(nèi)顯著外，其余解釋變量系數(shù)均未通過10%顯著性水平檢驗，但模型估計系數(shù)的正負(fù)值均符合預(yù)期，具體分析如下：

表3 工業(yè)SO2 排放空間格局集聚效應(yīng)影響因素分析估計結(jié)果

1992—2016年工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的估計系數(shù)為- 5.0498，長江三角洲城市群工業(yè)產(chǎn)業(yè)占比呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，因此在該時間段中保持其他條件不變的情況下，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重降低1%會導(dǎo)致工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)上升5.0498%。2013—2016年工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的估計系數(shù)為5.9891 （11.0389- 5.0498），表明在該時間段中保持其他條件不變的情況下，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重降低1%會導(dǎo)致工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)下降5.9891%。這兩個時間段的系數(shù)分別解釋了圖3 中倒 “U” 型曲線的右半部分和左半部分，即在1992—2012年期間，隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的降低，工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)上升； 在2013—2016年期間，隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的降低，工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)下降。

政府干預(yù)的估計系數(shù)為- 2.3264，即在其他條件不變的情況下，政府干預(yù)力度每提高1%會導(dǎo)致工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)下降2.3264%。政府可以通過制定政策法規(guī)、稅收調(diào)節(jié)、財政金融支持等手段來干預(yù)經(jīng)濟的運行。為了促進工業(yè)SO2減排，近年來有關(guān)部門相繼出臺了《酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》 《中華人民共和國環(huán)境保護法》 《中華人民共和國大氣污染防治法》 等法律法規(guī)，關(guān)停高污染高能耗企業(yè)或提高這些企業(yè)的稅收、加大脫硫技術(shù)的財政補貼力度和研發(fā)經(jīng)費的投入，這些措施對工業(yè)SO2減排工作的實施起到了積極作用，進而降低了工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)。

出口總額的估計系數(shù)為1.2940，表明在其他條件不變的情況下，出口總額每提高1%會導(dǎo)致工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)上升1.2940%。作為我國生產(chǎn)出口產(chǎn)品的集聚區(qū)，長江三角洲城市群長期以來的出口總額在全國出口額中的比重呈連年上升趨勢，從1985年的10%左右上升至2016年的53%以上。出口增加會擴大國內(nèi)生產(chǎn)規(guī)模，隨之導(dǎo)致SO2排放量增加，又由于貿(mào)易會導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷，進而加速產(chǎn)業(yè)集聚，因此出口總額增加會提高長江三角洲城市群工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)。

實際利用外資的估計系數(shù)為- 1.2511，說明在其他條件不變的情況下，實際利用外資總額每提高1%會導(dǎo)致工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)下降1.2511%。憑借完善的工業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和豐富的人力資源以及便利的交通網(wǎng)絡(luò)，長江三角洲城市群已成為我國吸引外商直接投資最多的地區(qū)，由于發(fā)達國家將先進技術(shù)和嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)帶到長三角城市群，促使長三角城市群環(huán)境污染減少，進而降低了長三角城市群工業(yè)SO2排放的空間集聚效應(yīng)。

（三）進一步研究：工業(yè)SO2 排放空間格局對工業(yè)SO2 排放的影響研究

為了將研究落到實處，進一步探討工業(yè)SO2排放空間格局對工業(yè)SO2排放的影響。鑒于工業(yè)產(chǎn)業(yè)占比對工業(yè)SO2排放空間格局的倒 “U” 型影響模式，本節(jié)依然構(gòu)建臨界指標(biāo)的虛擬變量模型，如式（11）所示，式中IND_SO2 為長江三角洲城市群歷年的工業(yè)SO2排放總量，其余變量同前文。

從表4 的估計結(jié)果可知，工業(yè)SO2排放的空間集聚效應(yīng)與工業(yè)SO2排放呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性，在其他變量保持不變的情況下，工業(yè)SO2排放的空間集聚效應(yīng)每下降1%可以促使工業(yè)SO2排放降低0.0677%。在1992—2012年期間，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重與工業(yè)SO2排放呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，2013—2016年期間，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重與工業(yè)SO2排放呈現(xiàn)正相關(guān)。政府干預(yù)和利用外資可以抑制工業(yè)SO2的排放，出口會增加工業(yè)SO2的排放。

表4 工業(yè)SO2 排放空間格局對工業(yè)SO2 排放影響實證分析結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證模型（7）和模型（11）的穩(wěn)健性，利用1992 到2012年度數(shù)據(jù)，對工業(yè)產(chǎn)業(yè)占比對工業(yè)SO2排放空間格局倒“U” 型影響曲線的右半部分進行驗證，分別構(gòu)建式（12）和式（13）兩個模型。估計結(jié)果如表5 和表6 所示，從估計結(jié)果可以看出，模型估計系數(shù)的正負(fù)值與表3 和表4 一致，均符合預(yù)期，說明在1992—2012年期間這兩個模型是穩(wěn)健的。

表5 工業(yè)SO2 排放空間格局集聚效應(yīng)影響因素估計

表6 工業(yè)SO2排放空間格局對工業(yè)SO2排放影響實證分析結(jié)果

六、結(jié)論和對策建議

本文在對長江三角洲城市群工業(yè)SO2排放空間格局演變的分析以及對工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重對工業(yè)SO2排放空間格局影響模式研究的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建臨界指標(biāo)的虛擬變量模型，實證檢驗了不同時間段中該地區(qū)工業(yè)SO2排放空間格局的影響因素，得出以下結(jié)論：

（1）長江三角洲城市群工業(yè)SO2排放存在正的空間集聚效應(yīng)，并且這種集聚效應(yīng)的演變趨勢大致可分為三個階段：第一階段，1985 至1991年，即工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)不顯著階段；第二階段，1992 至2004年，即工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)持續(xù)上升階段；第三階段，2005 至2016年，即工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)調(diào)整階段。

（2）工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的變動對長江三角洲城市群工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)的影響模式為倒“U” 型，1992年至2012年處于倒“U” 型的右半部分，2013年以后處于倒 “U” 型的左半部分，即隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重的降低，工業(yè)SO2排放空間格局集聚效應(yīng)下降。

（3）臨界指標(biāo)虛擬變量模型的實證研究表明，工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重是工業(yè)SO2排放空間格局最重要的影響因素。1992—2012年工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重與工業(yè)SO2排放空間格局集聚呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，2013—2016年工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重與工業(yè)SO2排放空間格局集聚呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，符合倒 “U” 型影響模式；政府干預(yù)力度的提高會降低其集聚效應(yīng)；出口總額的增加會提高其集聚效應(yīng)；外商直接投資額的增加會降低其集聚效應(yīng)。

（4）工業(yè)SO2排放空間集聚效應(yīng)的降低有利于促進工業(yè)SO2減排。

結(jié)合上述結(jié)論，提出如下對策建議：

（1）長江三角洲城市群工業(yè)SO2的減排需要各個地區(qū)的協(xié)同工作。可通過加大政府干預(yù)力度，建立以長江三角洲城市群為整體的區(qū)域工業(yè)SO2減排協(xié)調(diào)機制，各個地市聯(lián)合執(zhí)法、通力合作，從整體上降低其集聚效應(yīng)，從而實現(xiàn)工業(yè)SO2減排。

（2）要以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級為契機，通過科技進步、勞動者素質(zhì)提升和管理創(chuàng)新等方式優(yōu)化工業(yè)產(chǎn)業(yè)比重以降低該地區(qū)的工業(yè)SO2排放，進而降低該地區(qū)工業(yè)SO2排放空間格局的集聚效應(yīng)。

（3）因為我國出口商品中高污染、高能耗產(chǎn)品居多，因此，要盡可能鼓勵企業(yè)出口低能耗、低污染的高新技術(shù)產(chǎn)品。這樣一方面可減少企業(yè)在生產(chǎn)過程中的工業(yè)SO2排放，進而降低該地區(qū)SO2排放的空間集聚效應(yīng)，另一方面也通過提升商品生產(chǎn)的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)來增加我國出口商品的國際競爭力。

（4）外商直接投資以其先進的生產(chǎn)技術(shù)和嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，對長江三角洲城市群的SO2減排工作起到了正面促進作用，因此，在吸引外資來該地區(qū)進行投資的同時，也要鼓勵當(dāng)?shù)禺a(chǎn)能過剩的企業(yè)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的國際轉(zhuǎn)移。

注釋：

①本文所選取長江三角洲城市群共有26 個城市，包括上海，江蘇省的南京、無錫、常州、蘇州、南通、鹽城、揚州、鎮(zhèn)江、泰州，浙江省的杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、金華、舟山、臺州，安徽省的合肥、蕪湖、馬鞍山、銅陵、安慶、滁州、池州、宣城等26 個市。

②由于2017年開始個別地區(qū)沒有公布工業(yè)二氧化硫排放數(shù)據(jù)，因此本文使用的工業(yè)二氧化硫數(shù)據(jù)截止2016年，下同。