环境污染的研究结论精选(九篇)

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第1篇：环境污染的研究结论范文

关键词：贸易开放；水环境污染；要素禀赋效应；污染天堂效应；动态面板数据

中图分类号：F124.5 文献标志码：A 文章编号：10085831（2016）03006408

一、问题与文献回顾

进入21世纪，中国经济继续快速增长，国内生产总值从2000年的99 214.6亿元增加到了2012年的518 942.1亿元。特别是加入世界贸易组织以后，中国的对外贸易飞速增长，从2001年到2012年的12年间，中国进出口贸易总额的名义值年均增长39.9%。伴随着中国贸易开放度的提升，由贸易引致的环境问题逐渐得到了人们的重视[1-3]。以水污染情况为例，中国2001年到2012年的12年间，废水排放总量增长了92.9%①。很多学者的研究证明，贸易开放与近年来中国的能源消耗和环境污染之间存在显著关联，而且，自由贸易加速了能源消耗和环境污染[4-5]。因此，贸易开放对环境污染在何种程度上产生了什么样的影响，便成为学术界争论的焦点，也必然是相关宏观政策制定的重要依据。

早在20世纪70年代，就有学者认为，经济增长将会受到自然资源和环境污染的约束而不能长期持续，人们必须降低经济发展的速度，以保护赖以生存的环境[6]。然而这只是理论分析，并没有得到实证的检验。直到20世纪90年代，全球环境监控系统（GEMS）为经济增长和环境污染的关系的实证研究提供了数据基础。Grossman和Krueger首次以SO2和烟尘的排放为例，指出了污染物与人均收入之间存在“倒U型”关系（即环境库兹涅茨曲线），并将贸易开放纳入模型之中，提出了贸易开放对环境污染影响的“规模效应”、“技术效应”和“结构效应”[7]。后来，Copeland和Taylor通过构建南北贸易模型，完善了贸易与环境关系的理论研究[8]。然而，关于贸易开放对环境污染的影响方向，迄今为止仍存在很大争议。目前被大部分学者所支持的理论框架是由Antweiler等提出来的，认为当其他因素不变时，贸易自由化对环境的影响取决于国家的类型，并依赖于该国的比较优势，即贸易自由化与污染排放之间并非单一的线性关系[9]。Antweiler等的理论框架包含了一个以比较优势为理论基础的“要素禀赋假说”，以及一个“污染天堂假说”（Pollution Havens），进而代表内生环境规制的人均收入水平和要素禀赋共同决定贸易模式。要素禀赋假说认为，贸易自由化会使资本要素相对丰裕的发达国家的环境恶化，而劳动要素相对丰裕的发展中国家的环境将会得到改善。污染天堂假说则认为，人均收入较低的发展中国家会具有相对宽松的环境政策，使得他们在污染密集型产业上具有比较优势，而人均收入较高的发达国家的环境政策相对严格，在清洁产业上具有比较优势，因此贸易开放将导致发展中国家成为污染密集型产业的避难所。

针对以上情况，国内学者也展开了大量贸易与环境问题的研究。包群和彭水军利用1996-2000年中国省级面板数据研究了贸易开放对六类污染物排放的影响，发现针对不同的污染物排放，其影响方向和效果有所不同[10]。李锴、齐绍洲利用中国1997-2008年30个省市的面板数据，考察了贸易开放与中国CO2排放之间的关系，发现在CO2排放方面，贸易开放对环境的影响是负面的[11]。彭水军等基于2005-2010年中国251个地级市的面板数据，分析了贸易开放的结构效应对三类污染物排放的影响，并通过不同虚拟变量的引入，考察对于SO2和烟尘指标，同时存在贸易开放带来的要素禀赋效应和污染天堂效应[12]。林伯强、邹楚沅利用2000-2011年间的相关数据，实证研究了“世界―中国”和“东部―西部”两种经济活动转移过程中的环境污染机制，并得出结论，东西部经济转移过程也会加速东西部的污染转移过程[13]。张艳磊等采用农资生产企业的微观数据，证实了中国农资产品出口存在“污染天堂效应”，为中国环境规制政策制定和农资产品出口关税设计提供了参考依据[14]。

综合已有文献，在采用计量模型对中国贸易与环境问题的研究中，大部分使用静态面板数据，且研究选取了不同类别的指标，缺乏针对性。本文在环境污染指标的选取中，只针对中国的水环境污染进行研究，并合理地选取水污染指标，以确保研究的针对性和有效性。同时，考虑到水环境污染物的排放具有动态变化的特征，本文放宽了模型静态的假设，采用动态面板数据进行估计。模型通过采用合适的滞后项作为工具变量，有助于解决人均收入和贸易开放之间可能存在的内生性问题。最后，在基本模型验证的基础上，本文通过加入不同的虚拟变量与贸易开放度的交叉项，进一步对“污染天堂效应”和“资源禀赋效应”进行识别，验证两种假说在中国水环境污染情况中是否成立；另外通过加入地区虚拟变量的交叉项，本文也将考察中国东西部在贸易开放影响水环境污染方面的差别。

二、模型构建

（一）理论模型

本文的实证研究选取Copeland和Taylor[8]、Antweiler等[9]的分析框架。模型考虑小型的开放经济体系，该体系所面临的世界市场价格Pw是确定的。且仅有资本K和劳动L两种要素，生产X和Y两种最终产品。其中X在生产过程中产生污染，而Y则不产生。假定以产品Y为基准计价单位（Py=1），产品X的相对价格为P。由于贸易壁垒的存在，使得经济体商品X的价格不同于世界价格Pw，且可以表示为：

在以上三个方程中，M表示式（6）中除lnO以外的其他控制变量，交叉项为lnO与各虚拟变量的乘积。根据污染天堂假说，通常收入水平越低的地区，其环境污染规制越宽松，也越可能成为污染密集型产业的“避难所”。故在式（7）中加入虚拟变量IDum（收入虚拟变量）来捕捉可能存在的污染天堂效应。而根据要素禀赋假说，资本密集程度高的地区往往具有更高的污染排放强度，贸易开放将使得资本劳动比率高的部门成为污染密集型产业，因此贸易会引致该地区的环境污染排放加重，故在式（8）中加入虚拟变量KLDum（资本密集程度虚拟变量）来捕捉可能存在的要素禀赋效应。另外，由于受地理因素和相关经济政策的影响，中国东西部的贸易开放程度存在明显差异，为了考察这种明显存在的差异，在式（9）中引入虚拟变量ReDum（地区虚拟变量）来捕捉可能存在的区域异质性。

三、数据来源和变量选取

本文所使用的数据来自相关年份的《中国统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》中分地区的省市级资料。具体样本为中国31个省市（包括4个直辖市）2004-2013年10年间的面板数据。针对模型中不同的变量，本文结合具体情况和前人的研究选取了相应合理的指标，具体情况如下。

其一，水污染物排放指标lnP。水污染的来源主要有居民生活中排放的废水（生活污水）和人类生产过程中排放的废水（工业废水）两大类。从水污染的化学指标出发水污染指标根据其性质可以分为物理指标、化学指标和生物指标，考虑到指标获取的难易程度和可监测的准确程度，本文只选取水污染的化学指标进行研究，而不考虑其物理指标和生物指标的污染状况。，本文所选取的水污染物指标包括有机污染物指标和无机污染物指标两种。水环境的有机污染主要来自碳水化合物、蛋白质、脂肪等物质，由于其种类繁杂，难以逐一定量，但上述有机物都有被氧化的共性，即在氧化分解中需要消耗大量的氧。所以本文选取化学需氧量（Chemical Oxygen Demand， COD）排放量及排放强度作为研究的有机污染物指标排放强度为单位GDP内的污染物排放量。。在水环境的无机污染中，污水中的氮为植物的营养物质，而过量的氨氮排放使天然水体中的藻类大量生长和繁殖，水体产生富营养化现象。所以本文选取氨氮排放量及排放强度作为研究的无机污染物指标。而本文所选取的两类污染物指标可以涵盖生活污水和工业废水两大污染来源，具有一定的针对性和代表性。

其二，人均收入lnI。根据环境库兹涅茨曲线（EKC）假说，人均收入水平是影响污染物排放的重要控制变量。本文选取各省市的人均GDP作为代表人均收入的指标进行研究，并考察基本模型中一次项和二次项的估计系数，进一步验证经济增长的规模技术效应在中国水污染中的曲线轨迹。

其三，资本劳动比率lnKL。资本密集程度较高的部分往往污染程度也较高，因此资本劳动比率可以用来反映生产的结构效应对环境产生的影响。参照林伯强等人的做法[13]，本文用人均资本存量作为指标反映资本劳动比率的大小。人均资本存量用资本存量除以年末就业人数得到。其中各省市各年份的资本存量根据张军等人的方法计算得出[20]。

其四，贸易丰裕度lnO。根据前人的研究，本文用各省市相关年份的进出口总额占其GDP的比重作为指标，代表其贸易丰裕度。由于贸易的原始数据单位为美元，本文采用相关年份的平均汇率将其转化为人民币再进行计算得出贸易丰裕度的大小。该控制变量用来衡量贸易开放对水环境影响的结构效应。

其五，虚拟变量。如前文指出，本文通过分别引入虚拟变量IDum和KLDum，在基本模型的基础上将考察贸易开放的污染天堂效应和要素禀赋效应在中国水环境污染方面是否存在。其中IDum为收入虚拟变量，以人均收入水平为标准，其收入水平在中位数以上的省市取值为1，否则为0。KLDum为资本密集程度虚拟变量，以人均资本存量为标准，其水平在中位数以上的省市取值为1，否则为0。此外，ReDum为本文引入的地区虚拟变量，西部10个省市取值为1，其他省市为0西部10个省市包括：西北五省的陕西省、甘肃省、青海省、宁夏省和新疆维吾尔族自治区以及西南五省市的重庆市、四川省、贵州省、云南省和自治区。。

四、回归结果分析

（一）基本模型估计结果

公式（6）用被解释变量（污染排放）的一阶滞后项表征动态面板的同时采用两步估计法对模型结果进行估计。同时，为了解决模型可能存在的异方差问题，参数估计的标准误采用稳健估计量。具体模型估计结果如表1所示。

从模型整体检验结果看，四个基本模型AR1统计量均在1%的水平上显著，且AR2统计量均不显著，说明模型扰动项的差分均存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，故接受“扰动项无自相关”的假设，可以使用差分GMM模型。所有模型的Sargan统计量均显著，无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设。

表1的估计结果显示，四个基本模型的滞后一期的水污染指标均显著为正，说明水污染的排放量和排放强度的调整确实是一个连续、动态的积累过程，进一步表明本文的动态模型设定形式是有效的。通过对EKC方程形式的估计可以发现，对于有机污染的化学需氧量排放和无机污染的氨氮排放（无论是排放量还是排放强度），人均收入的一次项系数均显著为负，而二次项系数均显著为正，说明人均收入和水污染排放之间呈现显著的“U”形关系，即对于中国水污染排放，经济增长的规模技术效应与“EKC假说”结论相反。四个基本模型中反映直接结构效应的资本劳动比率系数均不显著，这可能是由于生活污水排放在整个水污染排放中所占比重较大，而导致反映生产结构效应的资本劳动比率对污染排放的影响不显著。四个基本模型中反映贸易开放的结构效应的系数lnO均显著为正，这表明贸易开放度提高加剧了中国水环境的污染排放。值得注意的是，这一结论与彭水军等[12]在水污染排放中得出的结论截然相反。本文认为这可能是他们关于水污染的研究指标选取为废水排放量和排放强度，而并非剥离出主要的有机污染物和无机污染物排放指标而导致的。

（二）污染天堂效应、要素禀赋效应和区域异质性检验

环境污染监管和要素禀赋共同决定一个经济体的比较优势。本部分通过引入贸易开放度的相关交叉项来识别决定中国水环境污染密集型产品贸易模式的比较优势来源，即实证研究污染天堂效应和要素禀赋效应在中国水环境污染中是否存在，二者又是如何作用于贸易引致的结构效应，并就贸易开放对中国水环境影响可能存在的区域异质性进行检验。具体的模型是在基本模型的基础上，采用公式（7）、（8）、（9）的形式进行验证。模型估计结果如表2和表3所示。

在加入收入虚拟变量之后，无论是对于化学需氧量这一有机物排放指标还是氨氮这一无机物排放指标，交叉项回归系数与lnO回归系数相比均显著增大，且弹性值增大为原来的10倍左右。说明与低收入地区相比，高收入地区的贸易开放会导致水环境污染排放的加剧，即对于中国水环境污染并不存在污染避风港效应。在加入资本劳动比虚拟变量之后，交叉项回归系数与lnO回归系数相比均显著缩小。说明随着贸易开放程度增加，资本劳动比较低地区的污染排放水平要高于资本劳动比较高的地区，即对于中国水环境污染也不存在要素禀赋效应。在加入地区虚拟变量之后，交叉项回归系数显著为负，说明对于中国西部经济欠发达地区，贸易开放会降低其水污染排放，相反对于中东部经济相对发达地区，贸易开放会增加其水污染排放。

五、结论与讨论

本文基于2004-2013年10年间中国31个省市的面板数据，结合动态面板数据和差分GMM估计方法，实证研究了贸易开放引致的结构效应对中国水环境污染的影响。与已有文献相比，本研究只针对中国水环境污染，选取化学需氧量和氨氮排放作为指标进行研究，另外，通过引入贸易开放的各种交叉项，进一步考察了中国水环境污染的“污染天堂效应”、“要素禀赋效应”以及可能存在的区域异质性。研究得到以下主要结论。

基本模型的回归结果显示，对于有机污染的化学需氧量排放指标和无机污染的氨氮排放指标，贸易开放的结构效应导致中国水环境污染排放显著增加。从弹性值看，贸易开放引致的中国水环境污染排放小于经济增长的规模和技术效应。这表明，经济发展是导致中国水环境污染加剧的主要因素，而贸易开放的结构效应也会在一定程度上增加中国水污染的排放。另外，从环境库兹涅茨曲线的验证看，中国水环境污染随经济发展呈现“U”形轨迹，即在2004-2013年10年期间，中国水环境污染排放随人均收入水平增加先减少后增加。

通过加入贸易开放的各种交差项识别决定中国贸易开放结构效应的比较优势来源，本文研究进一步得出结论，对于有机污染的化学需氧量排放指标和无机污染的氨氮排放指标，中国贸易开放过程中并不存在所谓的“污染天堂效应”和“要素禀赋效应”。但值得注意的是，随着资本要素积累和污染密集型产业的发展，中国越来越多的资本密集型产业将获得比较优势，进而污染密集型产品的出口增加，这也将加剧中国水环境污染的进一步恶化。因此，需要通过不断完善中国水资源环境管理体系，实施最为严格的水污染监控管制，从而避免可能发生的贸易引致的中国水环境污染的进一步恶化。

最后，本文对中国水环境污染的指标选取为包括生活污水和工业废水一起的化学污染指标。事实上，生活污水在整个水污染排放中占据了较大的比重，这也可能影响中国水污染“污染天堂效应”和“要素禀赋效应”的实证结果。在今后的研究中，进一步剥离出贸易开放分别对中国生活污水和工业废水排放的影响将是一个值得深入研究的方向。

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第2篇：环境污染的研究结论范文

关键词：政府规制；产能过剩；环境污染

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.10.06

中图分类号：F205文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2016）10-0026-05

Abstract：This paper devides the factors that affect environmental pollution into governmental regulations and excess capacity，establish static and dynamic panel model using provincial data from 1997 to 2012.Results show that， firstly Increasing the strength of the formal regulation can not significantly reduce pollution. Secondly， improving informal regulation has a significant role to environment，informal regulation has significantly inhibitory action to pollution that produced by excess capacity. In the end， excess capacity is the cause of pollution，resolving excess capacity will significantly improve the central and western areas environmental quality.

Key words：governmental regulation；excess capacity；environmental pollution

中国经济自改革开放以来一直采用粗放型增长方式，这种经济增长方式导致了资源的日益枯竭和生态环境的不断恶化。2016年3月10日，主席在参加两会青海团审议时强调：“像保护眼睛一样保护生态环境，像对待生命一样对待生态环境”。良好的生态环境是最普惠的民生福祉，现已到了改变“牺牲环境拉动经济”发展模式的关键时刻。工业的过度扩张导致严重的产能过剩，产能过剩的行业多是高污染行业，地方政府大都以牺牲环境来鼓励投资，企业所承担的私人成本远小于社会成本，进而出现过度投资，最终导致资源与环境不堪重负的局面[1]。如何有效治理环境污染？产能过剩与环境污染是怎样的关系？一般认为，工业是推动经济增长的最主要力量，同时也是环境污染的最主要来源。基于此，本文主要探讨工业部门政府规制和产能过剩对环境污染的作用是否显著、作用强度及影响机理，以期引导后续环境政策的调整与完善。

1文献综述

关于环境污染的影响因素，陈兴鹏等[2]揭示了环境污染指数随着人均GDP的上升而增加。叶阿忠等[3]分析了经济增长、FDI与环境污染交互影响体系。Zeng等[4]认为制造业集聚可以减轻“污染天堂”效应。日益恶化的环境正是发达国家污染工业厂商规避本国严格环境标准选择进入发展中国家投资建厂带来的后果，即Esty和Geradin[5]的污染避难假说。原毅军[6]认为技术创新对污染减排有显著的抑制作用。Magat等[7]以加拿大魁北克省纸浆行业为研究对象，检验环境规制对生物需氧量和固体悬浮物排放量的影响，结果显示环境规制能促使企业减少20%的排放量。Blackman等[8]研究证实墨西哥环保机构增加环境监察次数不能显著刺激企业采用先进的“净化”技术，正式环境规制没有真正发挥作用。

关于产能过剩的研究主要集中在两个方面：一是产能过剩的原因研究。林毅夫[9]提出“潮涌理论”，认为发展中国家对于新产业的发展前景具有良好的社会共识，引发投资的“潮涌”现象，导致产能过剩。陶然等[10]认为随着1994年分税制改革以及加入WTO以后，地方保护主义盛行，导致大量重复建设和产能过剩。二是产能过剩与环境污染的关系研究。江飞涛等[11]认为在我国特定的管理体制下，中央政府难以向地方政府提供环境保护的激励合同，宽松的环境政策及对污染企业的纵容使得高能耗高污染排放的行业生产成本外部化，最终导致产能过剩。张平淡等[12]利用我国2001～2008年27个制造业行业细分数据检验产能过剩与环境污染的关系，结果显示产能利用率与环境污染负相关。

本文在以上研究基础上，从以下三个方面进行拓展：一是从研究视角上，现有研究主要从经济增长、产业结构和技术创新来探讨环境污染问题，鲜有从产能过剩视角来探讨环境污染的影响机理；二是把我国分为东中西部地区，引入虚拟变量，分别讨论环境污染各因素的影响程度，提出差异化环境污染治理对策；三是解释中国环境污染的模型，必须要符合我国经济运行的特征和背景，本文在解释变量上进行了拓展，引入了非正式规制。

2政府规制、产能过剩对环境污染的作用机理

为了全面分析政府规制、产能过剩对环境污染的作用机理，构建如下理论分析框架，展现三者内在关联。按照“波特假说”，适度的环境规制有助于提升工业企业生产技术和创新水平，即同样的投入将增加更多产出，产品供给持续增加，引起产能过剩；环境规制有利于提升产品的竞争能力，市场对产品的需求增加，在一定程度上缓解产能过剩；非正式规制主要是指社会公众对污染企业的谈判和游说，对生产产生抑制作用，在一定程度上缓解产能过剩；如果污染企业改进技术，增加产量，将加剧产能过剩。总之，政府规制会对环境污染产生影响，而政府规制在产能过剩的背景下对环境污染的影响不同。为了从理论根源上了解政府规制和产能过剩对环境污染的作用机制，接下来将进行一系列实证检验。作用机理绘制如图1所示。

3指标及数据来源

本文考察我国28个省（市）（、海南、重庆等省市因数据缺失，不包含在内），样本期为1997～2012年。数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国人口统计年鉴》和国家统计局网站。

31被解释变量：环境污染EP

选取工业废水、工业废气、工业固体废物排放量（“工业三废”）三个指标来度量环境污染综合指数。排除人口规模的影响，以上各排放总量均除以年末常住人口数。由于各指标量纲不同，在进行环境污染综合指数测算之前，按如下步骤处理：

首先，对三种污染物排放总量进行标准化处理，即Ht=Ht-HminHmax-Hmin，Ht代表第t年各污染物标准化后的赋值，Ht代表各污染物当年的排放值，Hmax代表各污染物排放量的最大值，Hmin代表各污染物排放量的最小值。其次，采用层次分析法确定三种污染物在综合指数中所占的比重。最后，计算各年环境污染综合指数，即EPi，t=∑3j=1WjHtj（t=1，2，…16；j=1，2，3），EPi，t表示第i省t年的环境污染综合指数，j表示污染物种类，Htj表示第t年第j种污染物排放量标准化值，Wj表示第j种污染物所占权重。

32核心解释变量：政府规制强度和产能过剩程度

正式规制强度ER。借鉴Lanoie[13]采用工业污染治理投资水平占GDP的比重来表示，该指标值越大，说明政府正式规制强度越大。

非正式规制强度ERN。傅京燕[14]认为公众通过谈判或游说的非正式规制产生的环保效应更加明显。一般认为人们受教育程度越高将更加关注环境质量。借鉴Barro和Lee[15]的研究方法，用各省6岁及以上人口平均受教育年限来表示。计算公式为ERNit=∑（Eduyk×Popuk）÷∑Popuk，其中Eduyk表示第k种学历受教育年限，Popuk表示第k种学历的受教育人数，各种学历的受教育年限为小学6年、初中9年、高中12年、高等教育（大专及以上）16年，取自然对数。

产能过剩程度CU。遵循韩国高[1]的做法，用工业产能利用率作为评价产能过剩的指标，产能过剩=1-产能利用率，预期产能过剩与环境污染正相关。

33其他变量的选择

除政府规制强度和产能过剩程度外，还要考虑其他可能影响环境污染的因素。①经济增长GDP。选取各地区人均GDP来表示，为消除通货膨胀的影响，以1997年为基期，换算成实际人均GDP。为验证环境污染与人均收入之间是否存在环境库兹涅茨曲线（EKC假说），在模型中引入GDP及其平方项，如果GDP估计系数为正，平方项估计系数为负，则EKC假说成立，取自然对数。②技术创新水平Tech。采用各地区研发经费内部支出占GDP的比重来表示。③产业结构IS。选取第二产业产值占GDP的比重来表示。④外商直接投资FDI。采用经过价格平减处理以后的外商投资金额来表示，取自然对数。

4实证分析

41环境污染的影响因素分析

在前面分析讨论的基础上，构建如下多元面板回归模型：

规制强度，ERNit表示非正式规制强度，CUit表示产能过剩程度，为了探究政府规制强度和产能过剩程度对环境污染的联合影响，加入交乘项ERit×CUit和ERNit×CUit，it为4个控制变量向量，ωi表示不可观测的省际效应，vt表示时间固定效应变量，εit是随机扰动项，α0～α5、γ为待估系数。

如果不考虑测量误差、遗漏变量等内生性问题，对式（1）进行固定效应模型估计，结果将出现误差及不一致性。李铠[16]等认为环境污染具有一定的滞后效应，即当期的环境污染受前一期影响，因此本文在计量模型中引入前一项EPit-1，设定动态面板数据模型如下：

LnEPit=α0+ηLnEPit-1+α1ERit+α2LnERNit+α3CUit+α4ERit・CUit+α5LnERNit・CUit+γit+ωi+vt+εit（2）

模型（1）实证结果如表1所示。方程①单独考证正式规制、非正式规制和产能过剩对环境污染的作用。结果显示正式规制强度、非正式规制强度和产能过剩程度均与环境污染显著正相关，说明政府规制强度的上升不能减少环境污染，产能过剩程度与环境污染正相关。方程②加入了正式规制和产能过剩的交乘项，回归系数为正，但没有通过显著性检验。非正式规制与产能过剩的交乘项回归系数为负，且在1%水平上显著，说明产能过剩背景下，非正式规制对环境污染有抑制作用。加入控制变量得到方程③，GDP系数为正，其平方项系数为负，并且在10%水平上显著，验证了EKC假说的存在。技术创新的系数为负数，但没有通过显著性检验。产业结构系数显著为正，说明第二产业所占的比重越高，对环境污染的影响越大。FDI的系数显著为正，说明外商直接投资的增加会在一定程度上加大环境污染。这与宋马林等[17]的研究结论基本一致，资源寻求型的FDI严重破坏了东道国的环境。

42环境污染影响因素的区域差异分析

根据各省所处地理位置，将北京、天津等10个省市划℃为东部地区；山西、吉林等8个省划为中部地区；内蒙古、广西等11个省划为西部地区。建立模型（3），D为虚拟变量：

东、中、西部地区环境污染影响因素结果如表2③～⑤列所示。从回归结果看出，非正式规制强度对中部地区的环境污染的抑制作用最小，对西部地区的影响最大，所以西部地区应加大非正式规制的力度。产能过剩对各地区的环境污染均有促进作用，且在西部地区最明显，因为东部地区产能利用率本身较高，产能过剩地区大部分处于中西部地区，化解产能过剩将显著改善中西部地区环境质量。东部地区产业结构对环境污染的作用最明显，因为东部地区经济发展较快，工业所占比重较高，加快第三产业发展将显著改善东部环境质量。FDI对西部地区环境污染作用大于东中部地区，说明东中部地区的FDI多为市场寻求型，不会对环境造成很大破坏，而投入到西部地区的FDI多为资源寻求型，容易导致环境危机。

43关于产能过剩视角的进一步分析

实证模型中加入了非正式规制与产能过剩的交乘项，结果显示产能过剩背景下，非正式规制对环境污染抑制作用较大，说明产能过剩在某种程度上加剧了非正式规制对环境污染的影响，但这种逻辑关系是否存在，需要进一步检验。

以79%为分界点对各省产能过剩程度进行划分，产能利用率79%以下归为高度产能过剩区域，记为S区；79%以上归为低度产能过剩区域，记为W区。S区包括山西、湖南等13个省，W区包括北京、天津等16个省。在S区和W区分别建立环境污染的动态面板模型，回归结果见表2⑥～⑦列。S区非正式规制系数为-14691，W区为-10414。说明在产能过剩程度较高的区域，非正式规制对环境污染的影响较大，非正式规制对产能过剩造成的环境污染有平抑作用，进一步说明交乘项的运用具有稳健性。

5结论与启示

本文利用我国28个省市1997～2012年面板数据建立环境污染影响因素模型，检验政府规制和产能过剩对环境污染的影响。实证结果表明：正式规制对我国环境污染影响较小，非正式规制对环境污染有抑制作用。产能过剩是环境污染的重要原因。化解产能过剩将显著改善中西部地区环境质量。非正式规制对产能过剩引起的环境污染有平抑作用。第二产业所占比重越低，FDI越低，越能起到降污减排作用，加大东部地区产业结构调整，将显著改善东部环境质量。

基于上述结论得出如下启示：①制定适宜的政府正式规制强度。不能盲目提高正式环境规制强度，灵活运用排污费、污染许可证、环境税等规制手段，根据不同地区、不同产能过剩程度的现实特点，采用差异化的规制强度。②加大非正式环境规制强度，树立协调、共享、绿色发展理念。政府首先应加大宣传力度，号召全社会共同保护环境、保护赖以生存的地球。其次应加大教育投资，只有教育水平上去了，环保意识才能再上新台阶。③推行供给侧结构性改革，化解产能过剩。近年来多行业的产能过剩不仅造成了资源的闲置和配置效率的低下，还加剧了环境污染，在经济新常态下不能再盲目扩大投资规模，应加强供给侧改革，强化技术创新、错峰生产及“一带一路”战略等，淘汰落后才能，实现资源的有效配置和生态环境的协同发展。④合理使用FDI，优化产业结构。事实证明，FDI对我国的技术溢出效应非常有限，反而加剧了我国的环境污染，故不应该再盲目吸引和使用FDI。对东部地区来说，加快产业结构调整，降低第二产业所占比重是降污减排的发展方向。

参考文献：

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第3篇：环境污染的研究结论范文

企业环境污染问题是发展中国家面临的主要难题之一。我国自改革开放以来，工业化进程加快，企业环境污染与工业化相伴而生，各类环境问题集中出现。环境污染呈加剧之势，生态破坏范围不断蔓延，北京也被贴上了雾霾之都的标签。如今，环境问题已严重阻碍了我国经济和社会的发展。在这样的背景下，我国正在努力构建环境政策体系，投入大量的人力、物力和财力，通过环境规制手段影响企业环境行为，最终减少污染，以求社会、经济、环境、人与自然可持续发展。

企业环境行为受到的约束来自于多方面，包括政府规制、公众约束、非政府机构监督、消费者绿色需求等[1]。目前，我国政府主要通过控制型的行政干预和激励性的市场机制对污染企业进行环境规制。然而我国政府的直接行政控制存在管制执行率低下的问题，没有从根本上遏制企业污染恶化 [2]。政府环境规制执行力不足使得我国的环保法规形同虚设，对企业环境污染治理没有产生应有的作用[3]。在这种情况下，非正式环境规制如公众参与、社会舆论监督的作用正在逐渐显露。其中，环境非政府组织，简称环境NGO，已经成为了一支政府之外不容忽视的社会监督力量，被称作环境监护人公众利益代表，试图对企业进行倡导、影响和监督[4]。事实证明，政府环境规制和环境NGO 的监管共同影响着企业环境行为，在企业环境污染治理中构成了一个三方博弈问题。政府如何制定合理的管理法规，环境NGO 如何配合监管，企业如何积极顺从环境规制，改善企业环境行为，共同实现可持续发展目标，成为目前亟待解决的问题。因此，有必要对三方博弈关系进行均衡分析。

环境资源的稀缺性和环境污染的负外部性使得政府干预环境资源的使用具有必要性和合理性。对环境规制的研究始于庇古提出的用政府干预的方式解决环境污染问题以及科斯主张的以市场交易方式实现外部性的内部化。继而，国外学者开始对环境污染与治理问题进行深入广泛的研究。目前我国对于企业环境污染治理中环境规制的研究主要集中在以政府为主的命令控制型环境规制，政府对企业进行直接行政干预或通过市场机制影响企业的决策。张学刚、钟茂初[5] 运用博弈分析方法对政府环境监管与企业污染治理的互动决策进行深入探讨，结果表明政府因企业污染带来的收益、降低政府监管成本、加大对企业污染的处罚等有助于环境质量改善。张倩、曲世友[6] 对政府实施排污税环境规制下企业与政府之间的博弈关系进行研究，发现监管强度并不能直接影响企业的排污水平。申亮[7] 运用演化博弈论针对政府激励机制对绿色供应链下制造商生产策略演化行为的积极作用进行研究，认为政府构建的制度环境及激励机制并不是从一开始就能够促进企业向绿色市场转化，必须根据企业的反应不断加以调整并构建最优机制。这些研究结果反映出环境规制对企业环境行为的影响具有复杂性，并且存在监管失灵的问题，这使得学者们进一步思考环境规制如何影响企业环境行为，影响企业改善环境行为的因素及关键因素是什么。研究表明，企业环境行为不只受到政府规制的影响。Helen[8] 总结了环境供应链管理的驱动力和阻力主要源自于组织内部、规制、客户、竞争者和社会。Lee[9] 认为企业采取绿色实践的最主要驱动因素是买家影响、政府参与和绿色供应链成熟度。Hall[10] 通过案例研究和访谈发现来自环保组织的压力对企业绿色供应链管理有规制作用。Dungumaro[11] 等通过博弈分析讨论了公众参与在生态环境保护中所发挥的作用。基于这些研究，一些学者将两方博弈扩展到三方博弈进行研究。徐咏梅[12] 通过建立环保部门、企业和公众三方博弈模型，发现公众的环保参与既可以缩小企业的排污不达标空间，又可以扩大政府部门的监督力度空间。徐爱[13] 等构建了家电绿色供应链中政府、企业和消费者三方博弈模型，发现为企业和消费者提供补偿并对不执行绿色供应链管理的企业加大惩罚力度，有利于家电行业绿色供应链管理的实施。然而利用三方博弈对企业环境污染问题进行分析具有一定复杂性，现有研究多建立公众参与条件下的博弈模型，并没有将公众的经济收益考虑到其行为决策中，这使得现有的三方博弈分析有一定局限性。

以上研究成果主要集中在环境规制中政府对企业环境行为的影响方面，并未对环境NGO 的监管作用进行深入研究。环境NGO 作为继政府、企业之后的又一参与到企业环境污染治理中来的主体，对企业环境行为的监管有着不可替代的作用。世界资源研究所的工作论文通过五个案例研究，证明了环境NGO 在绿化中国供应链过程中所起的现实作用[14]。本文将通过构建企业环境污染治理中的政府、环境NGO 和企业三方博弈模型，分析三方博弈均衡条件及结果，并提出推动环境规制合理发展的有效建议。

2 三方博弈模型的建立与假设

本文认为企业是否顺从环境规制受到来自政府和环境NGO 的监管压力影响，形成政府、环境NGO 和企业三方博弈。各博弈方均为理性经济人，政府、环境NGO 和企业均以自身经济利益最大化为目标。企业可能选择顺从环境规制，也可能选择不顺从;政府有对企业进行管理的职责，两种策略选择为：对企业是否顺从环境规制进行检查，或者不检查;同时环境NGO 作为重要的社会监督力量，也有两种策略选择：对企业是否顺从环境规制进行监督，或者不监督。

企业如果顺从环境规制，一方面为达到环保要求产生成本的增加Cb，另一方面因产品更加环保，而提高价格、满足市场绿色需求使得收益增加Rb ;当政府对企业进行检查时，会对顺从规制的企业给予奖励补贴Sgb，对不顺从的企业处以罚金Pgb，同时政府产生检查成本Cg ;政府如不对企业进行检查，则需要对产生的污染进行处置，付出处置费Fg ;环境NGO 如果对企业进行监督，曝光其不良行为，会产生监督成本Co，同时受到来自政府的资助Sgo和来自公众的资助Sso ;企业由于不顺从环境规制，会因环境NGO 曝光其不良行为而蒙受损失Lb。各参数均为大于0 的常数。

政府、环境NGO 和企业三方博弈关系。该博弈模型解释了企业环境污染治理现状中政府、环境NGO 和企业的相互关系。目前社会多数企业环保意识不强，政府主要通过补贴与奖励手段鼓励企业顺从环境规制，对不顺从的企业通过惩罚来施加一定的压力，通过各种手段促使企业环境污染治理现状得到改善;而环境NGO 的资金主要来自于政府资助和社会资助，对于污染企业，通过曝光不良环境行为来对其施加压力，辅助政府进行监督。

3 结论与政策建议

3.1 结论

本文建立了企业环境污染治理中政府、环境NGO 和企业的三方博弈模型。在该模型中，最理想的策略组合为(企业顺从，政府不检查，环境NGO不监督)，即x 越大越优，y、z 越小越优。通过纯策略纳什均衡分析以及混合策略纳什均衡分析得出以下结论：

(1)影响企业顺从环境规制的主要因素为政府罚金和政府补贴，并且政府罚金对企业的规制效果更好。政府设置越高的罚金可更加有效地提高企业顺从环境规制的积极性和主动性。而高罚金和高补贴并存的管理制度会降低企业积极性和主动性。此外，只有在政府罚金大于政府检查成本的情况下，政府才会执行检查，企业才会顺从环境规制，所以政府罚金的设置需以检查成本为依据。

(2)影响政府检查概率的主要因素为企业成本、企业收益和环境NGO 的监督力度。对于政府而言，企业成本的降低和实施的增加直接导致企业改善环境行为的积极性提高，则政府可降低检查力度;同时环境NGO 监督力度提高促使政府检查力度的降低，证明环境NGO 对政府有辅助监管作用。

(3)影响环境NGO 监督概率的主要因素为企业成本、企业收益和政府的检查力度。同理，对环境NGO 而言，企业成本的降低和收益的增加使环境NGO 的监督力度降低;政府检查力度的提高促使环境NGO 监督力度的降低，也证明了政府和环境NGO 之间存在相辅相成，互为帮助的关系。

3.2 政策建议

根据以上结论，本文立足于政府、环境NGO 和企业的角度，分别提出政策建议。

政府实施有效的环境规制需从三方面入手：一方面，对消费者和公众加强绿色消费意识和环境保护意识的宣传，提高消费者和公众对绿色环保产品的偏好，从而从市场源头提高对绿色环保产品的需求，使企业的收益增加;另一方面，制定合理的惩罚与奖励机制以提高政府的监管效率，罚金的设置需以检查成本为根据，高于检查成本，才可真正做到对企业的检查行之有效;对环境NGO 的管理方面，政府应大力支持环境 NGO 的发展，使其更好发挥对企业环境行为的监督作用以及对政府的辅助作用，形成监管联盟，构建有效的联合治理模式。

第4篇：环境污染的研究结论范文

【关键词】污染 空间溢出 聚集

经济活动会出现污染情况，属于负外部属性。目前我国大城市都处在高污染和经济发展的矛盾影响中。城市的环境会对经济的聚集效益产生约束影响。在长三角和京津唐以及珠三角这三个主要经济带中，其影响的机制相对较为明显。如何在经济聚集以及环境污染互相影响机制下，找到对应的空间关系，在对发挥市场化的经济联动效果中，让环境污染的防治获得合理的协调解决，促进我国城市一体化的合理经济发展。

一、问题的提出

经济活动会带来环境污染的问题已经形成了较为广泛的社会共识。大城市的聚集程度高，污染也会相应的严重。其经济发展与环境污染的矛盾问题会越来越突出。在对区域污染联合治理过程中，引起地区性的利益分割，产生了区域间联动政策和协调管理方式的矛盾。站在经济发展的角度，对区域间存在利益的影响关系进行分析，需要研究出在市场经济协调机制下，加深污染防治并促进市场以及政府共同协作，对污染进行整治。目前的研究，都偏向对聚焦和污染之间的单向影响因素，对其污染向聚集进行的反向影响因素并没有太多的实质性质研究。因而，其模型的建立都是通过经验进行的，其理论的推导并不充分。对聚集以及污染之间的空间相关性存在结果的偏向。都是通过对单一污染物以及来源存在的差异影响进行判定，其实证结果有一定不足，通过产出密集理论的研究，可以得出，目前我国地级城市的污染物有多种，并在空间联立方程模型中对其之间存在的双向作用以及空间溢出进行理论对立研究。对其外生变量以及内生变量之间的研究需要建立相互性。

二、从产出末端来构建经济聚集与污染之间的理论模型解读

其理论模型的研究，需要对产出密度基本模型进行分析，考虑到聚集会直接出现环境负外部性，因而在生产环节的外端进行分析，污染是生产的是附加类型的产品属性，需要对污染扩展在产出密度模型中的具体意义进行解读。假设0单位的产出效应会直接带来Q单位的污染产出数量。因而对现有的产出关系可以划分为两个层次，分为正常产出和污染产出。产出理论模型进行分析，产出并未包含非期望产出，污染作为一种附属产品，可以认为满足产出密度模型的基本特征。其模型所表述的结果，可以表示产出过程中污染产出与正常产出之间的比例关系，即污染强度。根据产出模型进行分析，可知正常产出在单位面积上的产出与就业密度、物质资本投入等外在影响条件有着直接的对等关系，经济产业的投入就会增加。意味着具有更高的劳动生产率，有利于促进聚集经济的形成，非农部门劳动生产率的提高会促进产出的提高，促进污染排放总量的增加。当非农部门中污染型产业的比重增加时，污染产出增加的速度高于整个非农部门的产出增加速度，从而导致污染强度增加。在其经济发展处在高速状态下，其污染的比率会开始提升。特别是诸如制造业等容易产生污染的产业聚集，产出过程中的污染副产出总量和强度会出现几何倍数的增加。当物质资本和劳动的单位回报率一定，根据产出密度理论模型可知经济聚集会通过地方化经济和城市化经济获得聚集的正外部性，未来获得聚集的溢出效应，微观企业个体受交通运输成本以及市场利益中心点发散，不断向中心地区聚集，使得地区经济聚集不断提高。其向心的作用就开始变得忽视。实现了生产上的规模经济，经济聚集主要表现为产出规模的扩张和污染产出的增加，经济聚集效果会产生污染的加速度排出，此阶段的地区发展目标主要为追求经济快速增长。当经济活动过度度集中时，随着聚集水平的继续增加，聚集呈现出明显的负外部性，需要对此类负外部性的满足0

三、研究的结论得出

首先聚集对环境污染的作用存在两个直接实现的方式，一方面通过经济聚集可以实现产能扩张并引起环境污染水平的提高。经济聚集通过外部溢出效应获得直接的生产水平的提高，但污染情况就会加重。环境污染对经济聚集的反向作用机制也有两个途径：一是环境污染通过企业生产成本来影响企业在空间上的布局，从而对经济聚集产生抑制作用；二是环境污染通过对劳动生产率产生的负面影响来抑制经济聚集。

其次，经济聚集和环境污染有着相对显著的空间溢出。城市的经济活动密度和环境质量与周边城市密切相关，周边城市的经济活动和环境治理都会对自身城市的经济以及环境产生重要的影响变动。周边城市的经济聚集、劳动生产率也会影响本地的环境污染，周边城市的环境污染。同时，环境污染也会对经济聚集有着重要的反推影响。

最后，对整理宏观经济角度分析，对外开放的环境效应为正，未来中国应继续加大引进FDI和承接国际产业转移，同时需要设置相应的环保门槛。技术进步是可以对环境有一定的改变影响的，但效果有限。考虑了经济发展水平与污染的关系后发现两者之间存在倒"U”型关系，且目前我国重点地级城市处于拐点的右侧，其对环境的规划效果需要保障在经济效能获得合理产出后，进行不断的政策调整以及细致优化。需要提高现有标准的水平，要保障在严标准以及城市发展的宏观要求中进行均衡性的考虑。

四、政策方面的启示

一方面，经济聚集与环境污染之间有着对等的相互影响关系，城市化的过程中不可片面追求城市的规模和经济密度而忽略环境污染对经济聚集的负面影响。应建立城市经济密度与污染数据的动态关联监测系统，确定经济密度和污染阈值，需要对经济活动区域以及污染活跃区域分布进行分析，降低污染对经济活动的负面影响。从产出末端角度看，应减少污染类的产出，降低污染型产出的比重，优化产出结构和提升产品附加值。通过要素投入进行分析，虽然环境消耗可增加产出，但过多使用环境要素也会产生更多污染，需要重视对技术更新的重视，要通过技术水平的提高，让生产率保障在增长同时，对环境的破坏影响降低到最低的变动范畴、资本和劳动要素对环境要素的替代，在提升现有监控标准的同时，并通过实际行动去引导企业对防治污染工作的重视。

另一方面，经济活动是污染的主要来源，经济发展协同是污染联合治理的根本，应形成地区经济协同为主要手段、政策管理为协同手段的防范管理机制。政策和管理上的联动可取得治污短期效果，从长期看，协调地区间的产业结构、发展规划等经济因素才是污染治理的根本。因此，主动去建立产业发展带，划分合理的产业结构分布区域并层面的协调组织，全面协调各地的发展规划，制定出完备的长期战略发展规划。环境污染不应该通过降低经济发展进行控制，需要通过对其经济聚集作用分析，选择适合区域经济发展的调整手段，合理的规划出产业集群带。同区域经济的结构和布局调整，选择最为适宜的技术最为辅助手段，实现污染的降低，并保障经济的发展速率。政策管理应该偏向防范管理机制，要对区域经济类型进行把控和适当的区分，对空间溢出要得出适当的风险防范预判，并通过政策的引导，让经济的发展获得合理和充分的延伸以及适当和功能完善的扩展。盲目的政策引导会加剧区域污染的出现，进而在后续的处理机制中，成本和周期会上升，带给经济增长约束的压力。

通过对经济聚焦与环境污染的空间溢出以及相互影响作用的机制进行恰当研究和分析。可以得出，目前我国的地级城市处在经济发展和环境污染矛盾的状况中。要在交互影响中，对其技术以及区域规划在其矛盾解决的作用有清晰的认识，对其空间溢出的效果要进行准确和全面的评估。

参考文献：

[1]史青.外商直接投资、环境规制与环境污染[J].财贸经济，2013，（1）.

第5篇：环境污染的研究结论范文

关键词 全要素能源效率；DEA模型；非合意产出；环境污染；影响因素

中图分类号 F062.1 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2012）08-0107-07 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.08.017

能源是经济增长的重要支撑。但是，由于长久以来粗放式增长模式没有从根本上得以改变，能源问题以及与此密切相关的环境问题正越来越成为制约中国经济发展的两大瓶颈。根据中国石油企业协会和中国石油大学油气产业研究中心的《中国油气产业发展分析与展望报告蓝皮书（2011-2012）》显示，2011年，我国原油净进口2.5亿t，对外依存度达55.2%，国内石油消费一半以上来自国外进口，国家石油供应安全问题再次成为能源经济的焦点。山东省作为能源储量和消费大省，在全国具有较强的典型性和代表性。作为中国重要的能源和基础工业基地，山东省在煤炭、石油、金属和非金属矿产方面的资源优势得天独厚。进入21世纪以来，随着工业化和城镇化的加速发展，固定资产投资持续高速增长，特别是一些高能耗的重化工业实现生产能力后，山东能源消耗总量迅速增加，自2005年开始，全省能源消费总量超过能源生产总量，首次成为能源净输入省份，能源自给率不断降低，对外依存度越来越高。能源的大量消费，特别是能源的粗放式消费带来了严重的环境污染，环境日益不堪重负。鉴于此，本文拟以山东省为例，在生产函数中加入环境污染这一非合意产出，选取基于投入导向的规模报酬不变的超效率DEA模型，测算全要素能源效率并分析其影响因素，为山东省制定合理的能源发展战略、推进可持续发展提供实证分析的科学基础和决策依据，同时也为其他省市乃至全国提供借鉴。

1 文献综述

关于能源效率的测度，传统的考察方法是基于单要素生产率框架，即只考虑能源要素一种投入。这种基于单要素生产率框架的能源效率虽然计算简便，但由于对能源效率的定义和指标的设定缺少统一的标准，在能源投入和产出测度问题上存在很多局限性，导致各种研究计算出来的能源效率结果和评价结论差异较大。因此，越来越多的学者开始使用基于全要素生产率框架测度能源效率。

Farrel［1］在Debreu［2］和Koopmans［3］资源最优利用效率研究的基础上发展出技术效率概念，首先确定生产前沿和样本点相对于生产前沿的相对距离，然后通过测度样本点相对于生产前沿的远近程度来衡量相对效率的大小，这种测度方法更符合帕累托效率的要求，为此后的效率研究奠定了基础。Hu and Wang［4］基于全要素生产率框架，运用DEA方法定义了全要素能源效率(TFEE，total factor energy efficiency)指标，弥补了传统能源生产率指标仅考虑能源单一投入要素的缺陷，从而使关于能源效率的研究更加完善，进一步推进了该项研究。而Hu and Kao［5］则在能源效率的基础上提出另一个新的指标——能源可节约率，并对APEC经济体17个国家1991-2000年间的能源可节约率和人均可节约量进行测算，结果显示，中国的能源可节约率最高，接近一半的能源可以通过效率改进的方式来节约使用。国内对于能源效率及其测度的研究起步比国外稍晚，主要包括：史丹［6］利用相关因素分析法对中国1978-2000年的能源效率进行了测度和研究，结论是：改革开放以来我国能源利用效率的改进是非常显著的，其中对外开放、产业结构和经济体制是影响能源利用效率的重要因素。邹艳芬［7］利用空间自回归模型对中国能源效率的区域特征进行分析，论证能源利用效率和区域经济发展中明显的空间依赖性和集群特征，并对这种空间效应进行定量计量。师博、沈坤荣［8］将知识存量纳入传统的生产函数中，利用超效率DEA模型测算了省际全要素能源效率，并认为市场分割所导致的资源配置扭曲是造成能源效率低下的主要原因。

第6篇：环境污染的研究结论范文

关键字：经济增长；FDI；环境污染；半参数空间面板VAR模型；财政分权

1引 言

外商直接投资（FDI）一直是发展中国家获取先进技术、增加就业、促进本国经济增长的重要渠道。从1998年到2013年中国外商直接投资的实际利用额上涨了158%。然而，在经济与FDI快速增长的同时，环境问题也日益突出，雾霾等问题已然成为更加严重的民生问题。经济增长、FDI与环境污染一直是学者们研究的热门问题。大部分研究围绕三者之中的两者之间的关系进行探讨，且各自发展出较为完善的理论体系。

1.经济增长与环境污染方面，Grossman等最早提出了环境库兹涅茨曲线假说（EKC），之后学者们围绕假说进行验证并试图找到拐点的确切位置。大部分学者的研究证实了这种倒U型曲线的存在，不过在曲线具体形态及拐点位置的确定却由于数据、模型及估计方法等的差异终没有定论[1-2]；然而，经济增长与环境污染并不是一种单向的关系，环境污染会造成人力资本损失，并对工业、畜牧业、渔业等产生深远影响进而拖累经济发展。

2. 经济增长与FDI方面， MacDougall（1960）最早提出了FDI技术溢出效应的概念。之后学者们积极探讨这种溢出效应，研究发现FDI技术溢出效应在很多国家确实存在。赵文军等研究发现FDI对产业结构升级、经济增长具有积极的推动作用[3]。而另一方面，陈继勇等指出，FDI通过技术溢出而导致的经济增长效应与当地经济、科技发展水平密切相关[4]。地区经济水平很大程度上决定了FDI在该地区的经济促进效应大小。大量研究也发现，东道地区产业发展水平、政策因素、基础设施条件以及经济发展水平等都是影响FDI流入的重要因素 [5-6]。

3. 环境污染与FDI之间的关系则牵引出“向底线赛跑”（Race to the Bottom）、“污染天堂”（Pollution Haven Hypothesis）等的假说。在FDI技术溢出效应等理论的支持下，东道国及地区之间展开激烈竞争，地方政府纷纷放松或忽略环境监督标准以争取流动性很强的FDI流。而已有文献也表明，FDI往往偏好环境保护强度低的地区 [7]。另一方面，地区的环境质量又会反作用于FDI的引入与利用效率。环境水平是FDI区位选择中的一个重要考虑因素 [8]。环境污染导致劳动力迁移，同时当地市场萎缩，农产品供给也受到影响，使得整个的投资环境变差。长期来看，地区的重度污染势必会导致劳动力密集型FDI流出。

综上，现有研究大多根据不同理论集中讨论经济增长、FDI与环境污染其中两个之间的关系。而事实上，这三者却可以成为一个完整的研究系统。然而，我们还不得不考虑政府在这个体系中的作为。地方政府在晋升锦标赛中容易过度关注经济增长，而忽略民众那些与经济增长的要求不兼容的利益诉求[9]。也有研究表明，在“中国特色”财政分权及“唯GDP”的政绩考核制度下，地方政府会通过 “税收竞争”以及放松环境监督等来吸引FDI，即产生 “竞次”现象 [10]。所以，财政分权理论的引入，是对现有研究框架有益且必要的补充。

另外，现有文献对三者关系的研究大多局限于非空间层面，而越来越多的研究证明空间模型可以较好地刻画经济变量基于地理或经济布局上的空间传导效应。这一点对于FDI与环境污染等具有显著空间溢出效应的变量而言尤为重要。本文构建半参数空间面板向量自回归模型及脉冲响应函数分析该三加一体系，以期从时空维度上探讨变量之间的关系，进而揭示其内在的协同发展机制。

2实证模型及数据说明

2.1模型说明

财政分权对政府提供公共物品的效率及经济增长等的作用方向上仍然存在着一些争议[11-12]。Halkos&Tzeremes也指出政府决策能力与公共物品的提供之间存在非线性的关系[13]。因此本文进一步地将财政分权设置为非参数项，以期优化模型，进而刻画财政分权的具体作用情况。模型形式如下：

2.2变量及数据说明

本文采用人均实际GDP（1978为基期）的自然对数指标来衡量经济增长，用人均实际利用外生直接投资额的自然对数指标衡量FDI增长，事先采用IMF的年均人民币―美元汇率进行调整。财政分权指标引用张晏，龚六堂（2005）的做法，采用支出分权指标（各省预算内本级财政支出/中央预算内本级财政支出）来度量。

环境污染可分为全局性污染与区域内污染，政府在处理这两者的态度上存在着明显差别。所以本文环境污染指标由两部分构成。（1）用工业废水排放量，工业废气排放量以及工业固体废物产量所计算的“三废”综合指标 衡量区域内的污染；（2）用二氧化碳排放量衡量区域外溢性污染。本文估计了1998～2013年我国30个省份的碳排放量（由于数据缺失剔除数据）。碳排放计算公式如下：

这里计算包括了煤炭、焦炭、汽油、煤油、天然气、柴油和燃料油等七种能源的能源消费所产生的碳排放； 表示第 种能源的消费量， 为二氧化碳排放系数； 与 表示水泥的产量及水泥的二氧化碳排放系数。

其中，GDP及FDI实际利用额来自历年《中国统计年鉴》，财政数据来自历年《中国财政统计年鉴》，“三废”数据取自《中国环境统计年鉴》，能源消费数据来自《中国能源统计年鉴》，二氧化碳排放系数来自IPCC，水泥产量数据来自wind数据库。变量描述性统计如下表1：

3半参数面板空间向量自回归模型的实证结果分析

半参数面板空间VAR（SSPVAR）模型结合面板模型、空间模型、及VAR模型为一体，因此，在估计之前需得进行相应的平稳性、granger因果及Moran’I值空间相关性检验。检验结果显示变量都是一阶单整，并存在长期的协整关系。三个内生变量间两两互为因果，且都存在显著的正空间相关性。由于篇幅有限，检验结果不予展示。

3.1半参数面板数据空间向量自回归模型结果分析

平稳性检验、granger因果检验及空间相关性检验为半参数空间面板VAR模型的估计提供了必要前提。模型利用R求窗宽，matlab编程计算，估计结果如下表2：

由表2模型估计结果可知，模型拟合优度较好，虽然不是所有的时空滞后项的系数都显著，但足以说明加入空间项的必要性。如经典VAR模型一般，解释参数估计结果并没有太大的意义，因此，我们进一步得出时空脉冲响应图来分析一个个体的一个变量发生一个标准差的变动对所有个体的所有内生变量的冲击。

3.2时空脉冲响应分析

空间脉冲范围不仅在时间上，而且也发生在空间上。这就意味着如果一个地方的一个变量产生一个冲击，便会产生90（N*K）幅脉冲响应图。所以模型冲击元及作用范围的选取则重点取决于研究目的与个体的代表性。北京作为中国的经济与政治中心，与其他省份的经济传导一直是人们关注的重点。河北作为重要的能源和原材料基地一直以来就是中国的污染大省。江苏的FDI引入规模及FDI的利用绩效也一直名列前茅。因此，本文以北京、河北与江苏为研究对象较具有代表性。以下脉冲图中，实线代表北京，虚线代表河北，点线代表江苏。

以北京经济增长为冲击源的分析。1）由图1可知，北京经济增长受到一个正向冲击后，给自身带来一个正向的影响，这种影响随时间逐渐减弱，2期之后稳定在一个较小值上。而河北与江苏的经济增长受到的冲击从2、3期才开始显现，且带动作用相对较小。总体而言，北京经济增长对于他省经济增长的作用微弱但持久；2）由图2可知，北京经济增长对自身、河北及江苏的FDI增长皆起到促进作用，且在空间上收敛。这说明良好的经济预期可以吸引FDI的流入，这种FDI吸引效应不仅局限在本地区，对周围地区也会产生溢出效应；3）由图3可知经济增长对环境污染小且正的长期影响。这说明中国仍然存在着以环境换经济的现象，且这种作用也存在着微小的空间溢出效应。

以河北环境污染为冲击源的分析。1）由图4可知，河北环境污染短期内给自身经济增长带来一个正向冲击，这种正向影响在接近第3期的时候达到最高点，之后快速下降，在5期时转为负向作用。说明短期内虽然可以以环境换经济，但在长期内却不可持续。另外，河北污染冲击对毗邻省份北京的经济增长的影响虽然在短期内有所波动，长期内却保持正向影响；2）由图5可知，河北环境污染在短期内可以增加FDI引入规模，但在长期内却有碍于经济环境的发展，丧失竞争力。该污染对北京FDI增长产生负向的冲击，其原因在于FDI的投资着往往着眼于整片区域的投资收益预期，河北的污染可是也会影响投资者对于北京的投资预期。而江苏由于其优越的地理环境与完善的商业机构成为众多FDI投资者的目标；3）由图6可知，河北的污染长期内自我加强，且对北京与江苏的环境污染程度也存在正向影响。这与黄志基（2013）等通过空间“3D”分析框架得出的结论不谋而合[14]。

以江苏FDI增长为冲击源的分析。1）由图7可知，江苏FDI增长受到一个正向冲击后，对自身经济增长在短期内产生一个负向影响，长期内产生一个正在影响。这说明FDI在短期内可能对区域内投资产生“挤出”效应，但长期内FDI的技术溢出效应等逐渐显现，经济增长随之得到带动。国内外学者对FDI是存在挤入还是挤出效应没有得到一个统一的结论，我们可以从这种时间维度上的波动得到一些解释。而江苏FDI增长冲击对于河北、北京经济增长存在微小的正效应。2）江苏FDI增长的冲击对自身的作用只在当期显现，之后迅速下降消失，同时对河北与北京的FDI增长所起到的作用也相当有限。3）江苏FDI增长冲击会对自身环境污染产生一个正的影响，这种影响存在4期左右的时间滞后。这也印证了“向底线赛跑”与“污染天堂假说”。空间传递效应上，这种污染效应也会向外传递，先后对河北与北京产生影响。

综上所有图，可知所有脉冲都在时间与空间两个维度上收敛，且变量冲击对于本省的内生变量作用远大于对其他地区的冲击，说明结果符合客观实际。

3.3财政分权度对三个内生变量的影响

在半参数估计部分，本文采用局部线性法估计出导数图以直观分析财政分权对三个内生变量的具体作用程度与方式。图中横坐标为财政分权度，纵坐标为增长一个单位财政分权度对被解释变量的影响。

1. 财政分权对经济增长的影响。由图10可知，地方政府财政分权度提高对经济增长的作用始终为正，形态上大体呈现倒“U型”，即随着地方政府实际财政权力的增加，财政分权度对经济增长的促进作用先迅速增大，然后略带波动地缓慢增加，当财政分权度到达了一定程度后，财政权力增大的经济带动效应随之下降。

2.财政分权对FDI增长的影响。由图11可知，当财政分权度在0～0.11范围时，地方政府实际财政能力提高一个单位对FDI增长所造成的影响在缓慢而较为均匀地上升。当财政分权度到达一定值时，这种FDI增大效应出现下降，但是始终保持正值。说明在政府事实财权加大的过程中，地方政府始终致力于引入FDI以促进经济增长。但当FDI的利用效率开始下降，且随之而来的环境问题等日益突出，地方政府不再热衷于FDI竞争。

3. 财政分权对环境污染的影响。由图12可知，财政分权对环境污染的影响呈现出向上倾斜的“M型”，且在影响方向上也表现出不一样的变化。当财政分权度小于0.03之前，财政分权提高有助于降低环境污染程度。当财政分权度在0.03～0.11范围内时，影响先由负转正，波动了一段之后保持较为平稳的速度递增。当财政分权到达一定程度时，财政分权的环境污染促进效应开始下降，但始终保持正值。可见，当财政分权度较小时，地方政府的公共物品的提供很大程度上依赖与中央政府的统筹管理，此时地方政府有较大的动机与精力管理环境。当财政分权逐渐增大，地方则着重关注于经济增长而忽略环境代价。当环境污染越发突显，经济增速也开始降缓的时候，政府随之开始调整“先污染，后治理”的发展道路。

4结论与启示

本文首先基于1998～2013年中国省级面板数据，通过构建半参数空间面板VAR模型及时空脉冲响应函数，分析了经济增长、FDI及环境污染之间在时间上的传导过程。其次，结合模型半参数部分刻画财政分权与三个内生变量之间的非线性关系以重新诠释财政分权理论。主要结论如下：

1.三个地区三个变量之间互相冲击，互相影响。1）经济增长、经济增长的FDI吸引效应以及经济增长的污染效应都存在明显的区域性。我们应当注意两点，即经济建设需要在区域协同发展的层面上进行宏观设计，通过产业合理布局，细化区域合作以增大经济增长的外溢作用，且同时要注意不走“先污染、后治理”的老路；2）从FDI的冲击结果来看，在FDI引入及利用方面，我们应当注重“质”而不是“量”。一则应当根据自身情况挑选合适类型的FDI且要注重区域内投资与FDI的兼容性。二则要提高FDI的利用效率，尽力提高FDI产出与环境代价的比值；3）环境污染是一个具有外溢性的变量，河北环境污染也会影响周边身份的环境质量。对于污染的治理，应当“疏”“堵”结合，进行区域合作治理，但是在污染产业是否应当集聚在某个区域内以享受治理的规模效应等不能下定论。

2. 财政分权制度下，我国经济增长、FDI及环境污染的发展机制可以概括为：地方政府拥有一定财政实权的基础上，通过引入FDI来促进经济增长，而FDI与经济增长长期内伴随着环境污染，三者发展趋势相似。财政分权对污染作用的不断增大最终反映在对经济的促进作用减弱上，随后伴随着环境污染对经济增长、FDI的负效应及政府一系列经济目标的调整，三者一同下降。

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第7篇：环境污染的研究结论范文

【关键词】国际贸易；环境污染；江苏省SO2排放量

一、引言

在全球经济一体化和区域经济一体化的今天，国际贸易对一国经济的增长发挥着重要作用。然而，更高水平、更大范围的自由贸易并不仅仅意味着经济的空前繁荣和迅速增长，还不可避免地会给其自然环境带来巨大压力。国际贸易的持续增长导致环境资源的需求不断扩大，但环境资源的供给是有限的，从而导致了经济的可持续发展和贸易与环境之间的冲突越来越严重，及与环境保护有关的贸易摩擦日渐增多。

改革开放以来，中国经济的发展取得了举世瞩目的成就。国际贸易为中国经济的发展做出了重要贡献。但中国经济的高速增长主要是依靠要素投入推动的，这种粗放的经济增长方式给中国的环境资源带来了巨大的压力和破坏。因此，研究我国贸易对环境的影响，深入探讨国际贸易与环境保护协调发展的途径，具有重大的理论意义和现实意义。本文针对江苏省1991―2010年的相关数据对SO2排放量与国际贸易的关系进行研究分析，运用协整检验与方程和英格兰检验讨论进出口贸易、外商直接投资对环境的影响。

二、数据收集与分析

研究江苏省国际贸易与环境污染的关系，笔者主要研究了进出口贸易、外商直接投资对环境污染的影响。因为进出口贸易在一国的国际贸易中占有重要的位置，是衡量一国贸易水平的重要指标，而外商直接投资主要是在国内生产，对一国的环境污染有直接的影响。因此，探讨江苏省国际贸易与环境污染的关系，研究进出口贸易、外商直接投资引起的环境污染具有代表性。由于目前江苏省没有对由国际贸易产生的排污量统计，没有直接的污染数据。但江苏省的工业生产与污染排放量密切相关，而工业发展又与国际贸易紧密相关，因此，笔者选取江苏省SO2排放量作为环境污染指标。本文选取1991～2010年江苏省进出口额、外商直接投资额、国内生产总值和SO2排放量作为研究指标，数据来源于历年《江苏省统计年鉴》。

1.经济指标分析。在改革开放进程中，江苏省进出口贸易快速发展。从1991年的53.1亿美元增长到2010年的4657.93亿美元，20年里增长了8672%，年平均增长率434%，其中，由于2008年国际经融危机的影响，2009年进出口贸易额为3388.31亿美元，相对2008年来说有所减少。在2001年以后，江苏省进出口贸易迎来了全面发展时期，这主要是因为我国在2001年加入世界贸易组织。由此可见，江苏省国际贸易得到快速发展。1991～2010年江苏省外商直接投资增长显著。从1991年的23.32亿美元增长到2010年284.98亿美元，20年里增加了1322%，年平均增加了66%。自2001年中国加入世界贸易组织以后，江苏省外商直接投资增长更为显著。由此可见，外商直接投资在经济发展中占有重要地位。1991～2010年江苏省国内生产总值持续增长中。从1991年的1601.38亿元到2010年的41424.48亿元，20年增长了2486%，年平均增长率为124%。在2001年中国加入世界贸易组织之后，江苏省国内生产总值大幅度增加。由此可见，江苏省国内生产总值拥有良好的发展趋势。

2.环境指标分析。江苏省在近十年中经济贸易高速发展，人民生活水平显著提高，同时环境问题也日益突出。资源、能源的高消耗带来的环境问题越来越严重。江苏省SO2排放量基本稳定，总体呈现减少趋势。从1991年的86.98万吨到2010年的105.05万吨。在这20里年波动较大。从1991年86.98万吨到1998年的124.02万吨，这八年里逐年增加；1998-2000年由于亚洲金融危机的影响，江苏省SO2排放量有所减少；2002―2005年SO2排放量逐年增加并且在2005年达到这九年来最大排放量137.34万吨，四年增加了22.66%。自2005开始到2010年江苏省SO2排放量又逐年减少，从2005年的137.34万吨到2010年105.05万吨，五年减少了23.51%。但总体来说，排放量还是远远超过环境容量，这将加剧环境污染的程度。

三、江苏省国际贸易与环境污染的计量分析

本节选取1991～2010年间江苏省的贸易与环境相关指标，采用基于VAR模型的分析方法，从时间序列的维度考察环境污染与贸易增长之间的关系。基本思路是：首先，为了避免时间序列数据可能存在非平稳性而导致的“伪回归”问题，对时间序列数据进行平稳性检验。其次，针对所选样本数据的小样本特点，进行协整检验，并采用格兰杰因果检验法来验证江苏省的环境污染与贸易变量之间是否存在因果关系。

四、结论与建议

本文实证分析了国际贸易对江苏省SO2排放量的影响研究。主要得到了以下结论：（1）协整关系。单位根检验发现二氧化硫排放量、外贸依存度和外资依存度三个变量均属于一级差分稳定序列。协整检验发现发现二氧化硫排放量与外贸依存度和外资依存度之间存在正的协整关系。可以看出二十年来进出口贸易和外商直接投资均对江苏省环境产生了负的效应，而且外商直接投资环境负效应要大于进出口贸易的环境负效应。（2）因果关系。格兰杰因果关系检验的结果表明外贸依存度是导致江苏省环境质量变化的格兰杰原因，江苏省环境质量变化不是外贸依存度的格兰杰原因，外资依存度不是导致江苏省环境质量变化的格兰杰原因。

根据以上研究及结论，本文针对国际贸易与环境污染的关系提出几点建议如下：（1）坚持国际贸易的可持续发展。在国际贸易中，要优化进出口产品结构，减少出口商品中污染密集型产品所占的比重，开发绿色产品。（2）加强对外商投资的管理。防止外资以投资的形式将某些污染型行业转移至我国境内，逐步提高提高外国投资者在污染密集型行业的市场准入条件。（3）积极参与贸易与环境问题的国际谈判。这是使我国在国际竞争中占据有利地位的最根本途径。（4）建立健全国际贸易与环境保护协调发展的政策。我们应该借鉴国际上的成功经验和措施，把我国的环境保护立法与对外贸易立法结合起来，并实现其与国际通行法规的接轨。

参考文献

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第8篇：环境污染的研究结论范文

自Grossman and Krueger(1995)[1]首次采用跨国数据选取人均GDP为解释变量 ,空气、水和 土壤的污染指标作为被解释变量证明EKC的存在性开始,利用各国实际情况拟合环境的库茨 涅兹曲线EKC成为了近年来国内外研究FDI和环境关系问题的较为领先的研究视角之一。利用 类似方法,支持者如Carson等(1997)[2]利用美国1988-1994年间的数据发现七种 空气污染物与 经济增长存在负相关关系,并且实际转折点明显出现在用截面数据计算出来的转折点之上, 从而印证存在EKC。几乎同时,Xing and Kolstad(1998)[3]计算了美国FDI的流 出量和硫磺的 产生量之间的关系,在小样本的前提下又支持了“污染避风港”(许多发展中国家作为东道 国为增加对FDI的吸引力,不惜采用降低其环境标准的方法, 导致这些国家成了跨国公司污 染企业的“避风港”)理论的观点。之后,Clem Tisdell(2001)[4]又对环境库茨涅兹曲线进行了修正,他在前人研究的基础上 提出了边际的分析方法,同样证明环境污染的总趋势会随着经济的增长而下降。

国内学者的研究结果也是不尽相同,如夏友富(1999)[5]从行业层面对外商投资于 中国污染密集 型产业的情况进行了实证研究,得出外商通过直接投资的方式向中国转移污染密集型行业。 然而更多的学者还是支持EKC的观点,如张晓(1999)、[6]赵细康(2002)、[7]兰天(2004)[8]的研究都分别显示出环境库茨涅兹曲线(EKC)的倒U型特 征,表明外商在中国的投资并未出现大规模的污染产业转移倾向。

为了考察FDI对我国环境污染的影响,本文在研究方法上沿用了Grossman(1995)的基本思 路,但使用更科学的环境污染综合指数CPI(表示环境污染程度或环境质量等级 的一个综合性指标)替代前人惯用的各种污染物作为被解释变量,并在解释变量中加入了量 化的政府治污力度指标(各省治污支出与该地区GDP的比值)。同时为了研究可能出现的地 区性差异,文章利用连续16年的省际面板数据分东部、中部及西部三个区域建立经济模型。

一、中国环境污染与FDI概况

本文用1991年至2006年连续16年的三项环境污染指标的排放量计算了各年的增长率。(1) 工业废水排放总的来说在考察期内变化不大,各省市此消彼长,但全国总体值趋于平稳,19 92年至1997年期间基本呈下降趋势,1998年开始出现反弹,峰值出现在1998年和2005年,分 别为6.5%和10%,而且自2001年以来的增长率都为正(2006年排放情况按照商务部当年统计 数据计算,地区和全国结果存在明显逻辑分歧,故所得增长率不予考虑)。(2) 工业废气排放量增长率从全国情况来看在考察期内一直为正,且各省市都呈现逐年递增的趋 势。实际上除2002年的8.9%外,2001年起全国工业废气排放的增长率持续呈现两位数增长 。(3)从工业固体废弃物排放全国总体上来看,除了1998年由于特殊经济形势激增3倍以外, 其他年 份基本呈现持续下降趋势,降幅在1999年达到最大。具体数据见表1。

进一步考察FDI和政府治污力度全国数据。从历年数据上看,1992年基本可以看作是FDI大举 进入中国的起始年,表1中当年的FDI增长率达到了152.1%。总体趋势来说,除1999年全国F D I流入量出现了罕见的负增长以外,进入中国的FDI基本保持了持续增长的势头。与此同时, 中国的环境政策力度则呈现增减交叠、反复波动的趋势,且在2000年和2001年达到变动增减 的峰值,分别增长41.4%和减少33.6%。

总的来看,各污染物的排放均呈现东部地区最高、中部次之、西部最低的局势,这个 结果与三个地区FDI流入量的特征基本吻合。由此可以推测,我国各地区环境污染水平和FDI 流入量关系较为紧密。

表11991―2006年各项环境污染指标及FDI增长率对照表

二、实证研究

(一)计量过程

除了(人均)GDP和对外贸易之外,国家和地区位置差异、引进外资力度、环境政策和 国民素质等很多因素也都在不同程度上影响着环境污染水平,因此文中模型也尽可能的考 虑了这些影响因素。本文首先假定造成国家和地区环境污染的主要原因是工业污染物的排放 ,同时剔除了国民素质对本国环境污染的影响。

另外,文章在模型中剔除了经济发展水平因素。本文的考察重点是检验中国FDI与环境污 染水平 的关系,如果模型中同时还含有GDP作为解释变量,可能会导致多重共线性,FDI在一定 经济区域内可作为经济发展水平的替代变量来揭示环境污染程度;其次以(人均)GDP作为 解释变量之一分析其对于中国环境污染水平的研究已经很多,因此本文不再单独考察经济发 展水平的影响效果。

FDI与环境污染之间的关系尽管学术界一直争论不休,但主要还是集中在“污染避风港”和 “污染光环”(受母国国内环境标准严格的影响,具备先进环保或污染处理技术的跨国公司 在向东道国投资的过程中,通过技术外溢、知识扩散等方式来解决东道国本土企业生产过程 中的环境污染问题,改善了东道国资源的使用效率)上面。因此本文在假定中国FDI与环境 污染之间满足某种线性关系的基础上,进一步采用面板数据估计方法研究FDI二次项系数的 符号,正号意味着“污染避风港”发挥着主要作用,负号则对应“污染光环”效应。

在本文的实证研究中,采用的是我国省际的面板数据考察我国FDI引入与环境污染之间的关 系。考虑到剩余的两个因素和上述假定条件,同时引入治理环境污染力度的量化数据(模型 曲线的弯曲程度可能会有变化,这在实际中往往体现在环境污染水平的加速改善或者恶化) ,首先建立带有环境政策效应的计量经济检验模型:

CPIjt=Cj+β1FDI+β2FDI2+β3Policy+εjt(j=1,2,……,n;t=1 991,1992,……,2006)

(1)

为了消除数据中可能存在的异方差,文章对所有解释变量都作了对数处理,替换后的方程式 为:

CPIjt=Cj+β1lnFDI+β2(lnFDI)2+β3lnPolicy+εjt(j=1,2,… …,n; t=1991,1992,……,2006)

(2)

另外,检验中为了突出FDI和环境污染水平之间的关系以及考察环境污染水平是否在引入政 策力度因素后有加速变化,文章又进一步构造了不带政策因素的简化模型:

CPIjt=Cj+β1lnFDI+β2(lnFDI)2+εjt(j=1,2,……,n; t=1991,19 92,……,2006)

(3)

其中,Policy是指各地政府环境治理力度;CPI(compositive pollution index)是环境质 量评价方法中常用的综合污染指数,计算方法如下:

CPIj=∑[DD(]m[]i=1[DD)]PIjt*Wjt(i=1,2,3;j=1,2……,n)(4 )

公式中的PIji和Wji用以下两个公式计算得出:

PIji=Pji/[JB((][SX(]1[]n[SX)]∑[DD(]n[]j=1[DD)]Pji[JB))] (i=1 ,2,3;j=1,2,……,n)

(5)

Wji=Pji/∑[DD(]n[]j=1[DD)]PIji(i=1,2,3;j=1,2,……,n)(6)

其中j代表第j个省份;i 代表第i 个环境污染指标;PIi是环境污染分项指数;Wi是第i

项环境污染指标的权重;n在西部、中部和东部地区各不相同。

因为本文考虑FDI与CPI之间的总体联系,各个经济区域内主要关注的是整体回归趋势和不同 省、直辖市之间的差异,而同一个省不同年份间的变化在这里不是观测的重点,因此模型预 期设定为个体固定效应模型。同时,本文在对模型进行回归时,当使用广义最小二乘法(GL S)估计时解释变量往往都缺乏显著性,考虑其原因可能是由于面板数据中常见的异方差和 短期自相关引起的。因此本文采用了近似不相关回归(SUR)的方法,以修正此前横截面中出 现的异方差和短期自相关。

(二)数据说明

由于直到1991前后FDI才首度超过外债成为我国外资利用的主要形式,因此本文的实证研究 选择1991年作为考察的起始期,文中所有数据均取自《中国环境统计年鉴》、《中国统计年 鉴》及各省统计年鉴。

1.FDI的数据。 由于《中国统计年鉴》自2006年版开始略去了按地区划分的FDI数据,本文2004年以前的FDI 值均来源于《中国统计年鉴》,而后三年的取自各地方统计年鉴。同时,为了避免检验结果 残差项的自相关,本文采用存差数据替换流量值。

2.污染物数据。 本文主要选取工业“三废”指标考察各地区环境污染程度,根据环境污染综合指数法基本原 理,本文计算了表示环境质量等级的一个综合性指数――综合环境污染指数(CPI), 不仅简化了对多项环境分指标的大量回归估计,还同时考虑了气态、固态和液态排放物对 环境质量的影响,因此可以直接地对比各个地区的环境污染总体情况。

在计算CPI指数过程中,本文首先采取人均值的办法消除各省直辖市的面积及人口差异; 其次,在计算某一地区各环境污染分项指数的过程中,使用各地区平均值来替换理论上国家 规定的某一级标准值;最后,采用环境质量评价体系中应用最多的污染贡献率法来加权某一 地区各类环境要素的污染指数,即根据各污染物因子(各项分指标)的质量分指数来确定权 重。

3.其他特别说明: 首先,出于历史问题和统计口径上的原因,面板数据中不包括香港、澳门和台湾省。同时西 藏由于FDI值的缺失也没有包括在本文的研究中。具体的,东部地区包括北京、天津、河北 、辽宁、上海、江苏、浙江、 福建、山东、广东、海南;中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、 湖南;西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、 宁夏、新疆。 其次,由于《中国环境统计年鉴》和《中国统计年鉴》中仅给出了1998年以后各省市污染治 理项目本年完成投资额的统计数值,因此本文在建立带有环境政策效应的模型中,样本空间 缩短为1998―2006年。 最后,由于重庆市在1997年才从四川省分离出来成为直辖市,所以为了保证统计口径的统一 ,本文不带政策效应的简化模型中,四川省的数据包括重庆市,而对于加入政策因素的综合 模型,四川省和重庆市的数据拆开处理。

三、结论与建议

(一)实证结果

利用中国1991―2006年的数据进行估算的结果如表2所示。

三个地区模型(2)、(3)的F值均通过了显著性检验,因此在模型的设定中拒绝了混合估 计模型的原假设,接收固定效应回归模型。在Hausman检验中,三个地区模型(2)、(3) 均通过了显著性检验,即模型的设定拒绝了随机效应模型的原假设,接受了固定效应的备择 假设。所以,最后的模型形式确定为固定效应模型。

表2

模型估计综合结果模 型东部中部 西部

(2)

(3)(2)

(3) (2)

(3) LNFDI0.2210(2.645)0.0408(4.597)1.5145(78.706)0.0779(6.524)0.4650(4.761)0.0178(10.054) (LnFDI)2-0.0114(-1.649)*-0.0019(-1.858)-0.1863(-83.937 )-0.0091(-3.895)0.0340(13.094)0.0080(11.640) LNPOLICY0.1111(12.856)0.0626(34.235)-0.0530

(-7.987)Adjusted

R-squared0.98010.98190.99950.96890.98080.9673DW2.161.862.191.522.181.71 F-

1.东部经济区域的实证结果:

模型(3)的回归结果中LnFDI和(LnFDI)2项的系数均具有显著性,其中(LnFDI)2 项的系数为负。当其他经济因素不变时,东部各省FDI对CPI的曲线图呈现先上升后下降的倒 U型分布,FDI刚开始进入东部经济区域时,环境污染水平会随着FDI的投入而增加,而当FDI 投入达到一定水平时,又对环境产生了正效应,满足污染光环效应的基本特征。而在模型( 2)的回归结果中,(LnFDI)2项须在10%的显著性水平下通过检验。然而,东部区域环境 政策 力度项的参数为正,即随着各省环境政策力度的增加,环境污染水平仍旧有上升的趋势,但 这并非完全是单一的因果关系,而应当是由包括FDI在内的众多因素所致,唯一可以说明的 是各省现行的环境政策力度对治理地区污染效果并不好或并未完全体现。

对比模型(3)和模型(2)两个回归结果,尽管加入环境政策力度项后其参数为正,但 更为明显的是模拟出的环境库茨涅兹曲线对称轴左移即转折点对应的FDI值减少,也就意味 着伴随政府治污力度的加大,污染光环效应将在更少的FDI投入下发生,也就是说政府治污 力度加大将使 污染情况加速改善,污染光环效应更加明显。

2.中部经济区域的实证结果: 输出结果显示,LnFDI和(LnFDI)2项的系数均通过显著性检验,其中(LnFDI)2项的系 数为负。当其他经济因素不变时,中部各省FDI对CPI的影响也都是先恶化后改善的,呈现倒 U型分布。 与东部经济区结论类似,尽管加入政策力度项后其参数为正(较小的正参数显示中部区域的 环境政策对整体库茨涅兹曲线带来的上升比东部地区要低、环境污染的恶化程度更轻),但 政府治污力度加大后污染光环效应将更早更显著的出现。

3.中国西部经济区域的实证研究: 和前两个经济区域不同,西部地区的LnFDI和(LnFDI)2项的系数虽然也都通过了显著性检 验,但是其中(LnFDI)2项的系数为正。当其他经济因素不变时,西部各省FDI与CPI数据 的关系呈现上开口U型分布。FDI 流入西部的同时,该地区环境污染状况先降后升,对应了“污染避风港”效应的基本特征。 同时,和前两者不同的还体现在加入政策力度后的参数上,正的参数表明增加的治污投资使 上凹的库茨涅兹曲线向下移动,再结合右移的转折点可以看出西部地区加入政府环境政策因 素后,分别延缓、降低了环境恶化的速度和程度。 出现这种情况一方面应该是和样本期有关,另一方面也和西部地区外资引入较晚、国家目前 大力发展西部的经济状况有一定联系。

4.小结。

首先,FDI 对我国各经济区域的环境影响是复杂的。那种认为FDI一定会加剧我国环境污 染水平,或必然会改善我国环境状况的结论都存在一定片面性 。根据前文来看,在讨论我国FDI与环境污染关系的时候,至少应当区分不同污染指标、不 同地域。其次,治理环境污染的力度对于分地区环境污染水平的作用也是有差别的。其中 东、中部地 区环境治理的力度并没有对环境水平的改善起到应有的效果,一个可能解释的原因是我国治 理环境的政策力度还没有到达阀值;西部地区环境治理力度对环境污染水平的改善具有明显 的正效应。同时,环境治理力度的强弱明显会影响到U型分布的峰态,使得不同地区环境质 量改善加速或环境质量恶化放缓。

(二)政策性建议

目前,中国的外国直接投资存在着地区分布不平衡、外资投向产业分布不均、对引进来的先 进环保技术利用和消化差别、环境标准存在地区间差异、环保法规不健全等问题。因此需要 我们切实地贯彻对外开放和环境保护两项基本国策,将环境保护和经济发展协调起来,实 施长期的可持续发展战略。

首先,积极调整外资引进结构。中国各地区的经济发展、环境保护状况极不平衡,从 实证结果上看,东部、中部地区的情况要明显好于西部地区,这与外国直接投资在各地区的 分布、地方政策法规有着密切的关系。

东部地区应充分利用地域优势和已取得的经济成果加大调整外国直接投资结构的力度,逐步 减少污染产业的外资引进,吸引更多外资投资于清洁产业和第三产业。东部各地区政府还要 加强环境保护相关的法律咨询、投资导向等服务,促使外国直接投资在本地区的环保产业更 好的发挥作用。政府部门要积极利用东部地区丰富的人力资源和较好的投资软环境鼓励跨国 公司设立研发中心,带动当地环保科研水平的提高。

中、西部地区应充分发挥地区政策优势和丰富的自然资源制定并实施多样化的灵活的引资 战略,不应该只是一味地接受来自东部的产业转移,对污染环境、破坏自然资源的外资项目 要坚决给予禁止,避免重蹈东部“先发展、后治理”的覆辙。中部和西部地区的政府要从可 持续发展战略的角度出发,把保护本地区环境资源作为各项经济工作的重要考虑因素。

其次,重视外资的技术引进。 在吸引外国直接投资的过程中,我国政府不仅要注意调控外资在各地区间、各行业间的 分配,也要重视低耗能、低污染的先进环保技术的引进,鼓励跨国公司在我国设立R&D中心 ,或与我国科研机构和高校联合设立R&D中心、专业培训中心等。各级政府要积极建立健全 环境政策和法规,加强外资引入的审批和 管理。

主要参考文献:

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[7]赵细康.环境保护与产业国际竞争力.北京:中国社会科学出版社,2003

[8]兰 天.贸易与跨国界环境污染.北京:经济管理出版社,2004

Empirical Study of FDI on China's environment:

Based on Inter-provincial Panel DataChen Jinguo1 Chi Cheng2 Yang Boqiong3Abstract:With the expansion of the international trade and inv estment a nd the aggravation of the environmental pollution, people starts to attach great

importance to the relationship between FDI and the environment of host countrie s, which gradually become the focus of international community. In this paper, i n order to find out the influence of FDI over the environmental pollution in Chi na, we collect consecutive 16-year interprovincial data and establish a model of

empirical research. The result shows that the state of environmental pollution

is closely connected with FDI in every province. However, they are different in

第9篇：环境污染的研究结论范文

【关键词】环境规制 环保投资 企业绩效

一、引言

随着我国经济的快速发展，环境污染问题日益严重。由于传统环境规制政策中的末端治理方法增加了企业的生产成本，给环保企业带来额外的负担，因此环境治理效果不甚理想。此后随着环境污染问题的恶化，政府经过不断探索，并借鉴国外成功的环境规制政策，并结合本国国情，采取了直接管理手段与经济手段（包括环境税收、排污费、补贴和排污权交易等）相结合的新型环境规制政策。尽管取得了一定的成效，但环境问题依然相当严峻。本文基于以往的文献研究对上述问题进行了分析，并为环境规制政策的变革方向提供了政策建议。

二、环境规制与企业绩效的文献综述

关于环境规制与企业绩效关系的研究文献已有很多，但看法各异。如新古典经济学认为公司（尤其是重污染行业的公司）倾向于在环境标准更低的国家或地区开展活动以减少或规避环境规制所带来的成本。Gollop和Robert（1983）通过实证研究发现环境规制的实施，使电力产业生产率增长下降了0.59%。然而Porter（1991）、Vander Porter and Linde （1995）等学者却得出了相反的结论。如Alpay et al.（2002）发现不断增加的环境规制可以提高墨西哥生产率的增长速度。Hamamoto （2006）利用日本五个重污染行业数据也实证检验了环境规制强度与企业生产率增长之间的正向关系。此外国内学者白雪洁等（2009）、张三峰、卜茂亮（2011）通过实证研究，也得出了相同的结论。另有部分学者认为环境规制及其强度与企业绩效的关系是不确定的。如Br？nnlund（2008）使用瑞典1913～1999制造业部门的数据，发现环境规制与企业生产率增长的关系并不显著。

三、结论与政策建议

为何对于环境规制与企业绩效关系的研究，不同的学者得出了不一致的结论。本文认为各国的经济发展水平、环保投资力度、企业环保成本、环保技术水平等都会影响一国环境污染治理的效果，从而使环境规制与企业绩效呈现出不同的关系。如一国的企业环保成本较低、环保技术水平较高时，就越有可能实现环境保护与经济发展的“双赢”，反之环境规制则会对经济发展带来负面影响。此外一国政府的环保激励政策（如税收优惠、绿色补贴等）也会激励企业采取有利于环境保护的行为（如绿色生产），从而实现“双赢”。基于上述分析，本文提出以下两点建议，以期为实现经济、社会、环境的协调发展贡献自己的微薄之力。

⑴激励企业加大环保投资力度，提高环保技术水平

根据“谁开发谁保护、谁污染谁治理”的环保基本原则，企业理应对自己的环境污染排放承担责任，然而我国企业的环保意识单薄，环保投资存在严重不足。为有效解决这一现实问题，政府应激励企业加大环保投资力度，同时积极宣传环保，提高企业的自主环保意识，树立绿色、低碳理念，大力发展循环经济。

⑵调整环境规制政策，增加环境规制形式的多样性和灵活性

我国上市公司的环保投资行为具有明显的行业差异性，因此政府应根据行业的特殊性，适时调整环境规制政策，加大对重污染行业的环境保护激励力度，积极引导企业实施有利于环境保护的行为，提高我国环境规制政策的有效性。同时我国应尽快建立低碳产品标准、标识和认证制度，建立温室气体排放统计核算制度，逐步建立和完善环境税费制度和碳排放交易制度，以增加我国环境规制形式的多样性和灵活性，保护环保企业的利益。

参考文献：

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