開放經(jīng)濟(jì)、環(huán)保財(cái)政支出與污染治理

朱小會(huì)+陸遠(yuǎn)權(quán)

摘要 首先按照各省環(huán)保財(cái)政支出占GDP比重與按主成分分析法計(jì)算的地方環(huán)境污染物排放綜合指數(shù)的排名情況把中國(guó)30個(gè)省份分成兩個(gè)區(qū)域，區(qū)域1環(huán)保財(cái)政支出污染治理效應(yīng)較強(qiáng)，區(qū)域2環(huán)保財(cái)政支出污染治理效應(yīng)較弱。區(qū)域1包括北京、海南等14個(gè)省市，區(qū)域2包括天津、上海等16個(gè)省市。其次基于2007—2014年中國(guó)省級(jí)和行業(yè)面板數(shù)據(jù)，分析開放經(jīng)濟(jì)、環(huán)保財(cái)政支出對(duì)污染治理的影響。最后借鑒門限回歸模型檢驗(yàn)開放經(jīng)濟(jì)是否存在環(huán)保財(cái)政支出與污染治理的門檻效應(yīng)。結(jié)果顯示：①環(huán)境污染物排放存在區(qū)域差異和行業(yè)差異，區(qū)域1呈現(xiàn)出開放程度和污染物排放雙低的特征，而區(qū)域2則表現(xiàn)為雙高特征。制造業(yè)、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)污染物排放較高，采掘業(yè)污染物排放年均增長(zhǎng)速度最快。②樣本期內(nèi)省級(jí)和行業(yè)面板數(shù)據(jù)均表明開放經(jīng)濟(jì)與環(huán)境污染物排放顯著負(fù)相關(guān)，對(duì)外開放不是助推環(huán)境污染的原因。③中國(guó)環(huán)保財(cái)政支出與環(huán)境污染物排放顯著負(fù)相關(guān)，環(huán)保財(cái)政支出具有顯著的污染治理效應(yīng)。④開放經(jīng)濟(jì)對(duì)環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)具有門檻效應(yīng)，當(dāng)進(jìn)口和出口貿(mào)易總額高于門檻值-1.221、-1.016時(shí)環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)很難發(fā)揮。⑤以進(jìn)、出口貿(mào)易總額為門檻變量時(shí)，有107個(gè)觀測(cè)值低于門檻值，占總觀測(cè)值的44.58%，其中有59個(gè)位于區(qū)域1，占55.14%。鑒于此應(yīng)繼續(xù)加大環(huán)境保護(hù)財(cái)政支出，進(jìn)一步提升環(huán)保財(cái)政專項(xiàng)支出在GDP中所占比重，保持適度的對(duì)外開放，優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，全面改善環(huán)境質(zhì)量，提升開放經(jīng)濟(jì)下環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)。

關(guān)鍵詞 開放經(jīng)濟(jì)；環(huán)保財(cái)政支出；污染治理；門檻效應(yīng)

中圖分類號(hào) F062.6

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A文章編號(hào) 1002-2104（2017）10-0010-09DOI：10.12062/cpre.20170423

改革開放以來(lái)，中國(guó)GDP以9.81%的年均速度增長(zhǎng)。在經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的同時(shí)資源環(huán)境也面臨不斷惡化的狀況。2015年《中國(guó)環(huán)境狀況公報(bào)》顯示全國(guó)空氣質(zhì)量總體趨好，但是生態(tài)環(huán)境保護(hù)形勢(shì)依然不樂觀，大氣、土壤、水、輻射等污染狀況依然嚴(yán)峻。在過(guò)去30多年里，對(duì)外貿(mào)易的年均增速達(dá)到16.3%，而貿(mào)易順差中相當(dāng)大部分出口行業(yè)及產(chǎn)品以能源密集為主要特征，即貿(mào)易順差的代價(jià)是資源和能源的過(guò)度消耗，開放經(jīng)濟(jì)的規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)造成我國(guó)生態(tài)環(huán)境不斷惡化；與此同時(shí)在開放經(jīng)濟(jì)條件下，“兩種資源、兩種市場(chǎng)和兩種技術(shù)”的使用，有助于緩解國(guó)內(nèi)工業(yè)化、人口增長(zhǎng)導(dǎo)致的資源緊缺問題，開放經(jīng)濟(jì)的技術(shù)效應(yīng)能夠?qū)崿F(xiàn)降污減排，可見開放經(jīng)濟(jì)是把雙刃劍。對(duì)于污染防治，習(xí)近平主席明確表示“既要綠水青山也要金山銀山”。國(guó)家財(cái)政環(huán)境保護(hù)專項(xiàng)支出從2007年單列以來(lái)逐步加強(qiáng)，年均增幅21.15%，占總財(cái)政支出的比重2%以上且呈逐年緩慢上升趨勢(shì)；而人均工業(yè)三廢（工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)固廢）排放量2007年為18.69 t，2014年下降為15.03 t，出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)，中國(guó)環(huán)保財(cái)政支出污染治理效應(yīng)顯著。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的持續(xù)擴(kuò)大，僅僅依靠國(guó)內(nèi)生產(chǎn)，資源耗費(fèi)和污染排放無(wú)疑會(huì)加大。因此在國(guó)際貿(mào)易和FDI持續(xù)增長(zhǎng)的開放經(jīng)濟(jì)背景下，研究中國(guó)環(huán)保財(cái)政支出對(duì)環(huán)境污染的作用強(qiáng)度意義非凡。

1 文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)環(huán)境政策的污染治理效應(yīng)進(jìn)行了研究，但是結(jié)論不一，主要有兩種觀點(diǎn)：第一，環(huán)境政策有利于改善環(huán)境質(zhì)量。Magat等[1]以加拿大魁北克省紙漿和紙制品行業(yè)為研究對(duì)象，運(yùn)用最小二乘法檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)生物需氧量和固體懸浮物排放量的影響，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)減少20%的排放量；Laplante等[2]以美國(guó)相關(guān)行業(yè)為研究對(duì)象，結(jié)果表明環(huán)境政策有助于減少污染物排放。張玉[3]分別從財(cái)政政策和稅收政策角度分析了環(huán)境治理的效應(yīng)，結(jié)果表明財(cái)政政策環(huán)境治理效應(yīng)顯著而稅收政策的環(huán)境治理效應(yīng)還有待提高。Wissema等[4]運(yùn)用CGE模型分析碳稅征收對(duì)愛爾蘭經(jīng)濟(jì)的影響，結(jié)果表明碳稅的征收顯著改變生產(chǎn)及消費(fèi)的方式。第二，環(huán)境政策環(huán)境治理效應(yīng)不明顯。Goldar[5]研究發(fā)現(xiàn)一系列針對(duì)印度集群產(chǎn)業(yè)的環(huán)境政策并沒有顯著改善其下游的水質(zhì)量。Blackman[6]研究證實(shí)墨西哥的環(huán)保機(jī)構(gòu)增加環(huán)境監(jiān)察次數(shù)不能顯著刺激企業(yè)采用先進(jìn)的“凈化”技術(shù)，正式的環(huán)境政策并沒有真正發(fā)揮作用。Eli等[7]強(qiáng)調(diào)“向污染者收費(fèi)”機(jī)制會(huì)導(dǎo)致企業(yè)和政府之間討價(jià)還價(jià)，不利于環(huán)境治理效率的提高。

關(guān)于開放經(jīng)濟(jì)與環(huán)境污染，Grossman[8]認(rèn)為國(guó)家之間貿(mào)易和投資自由化會(huì)產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，從而使得環(huán)境污染整體惡化。國(guó)內(nèi)學(xué)者[9-12]研究結(jié)論多認(rèn)為進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)全球化使我國(guó)付出了巨大的環(huán)境代價(jià)。只有少數(shù)學(xué)者[13-16]認(rèn)為自由貿(mào)易的總環(huán)境效應(yīng)是積極的。

本文的貢獻(xiàn)在于：第一，研究方法上，將傳統(tǒng)投入產(chǎn)出模型擴(kuò)展運(yùn)用到環(huán)保財(cái)政支出與環(huán)境污染問題上，基于省級(jí)和行業(yè)面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)開放經(jīng)濟(jì)、環(huán)保財(cái)政支出與環(huán)境污染物排放的關(guān)系，并運(yùn)用門限回歸模型實(shí)證研究環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)是否存在開放經(jīng)濟(jì)門檻效應(yīng)，探討開放經(jīng)濟(jì)下環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)，為環(huán)境財(cái)政政策改革提供一定的理論依據(jù)。第二，本文開放經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)選擇包含了國(guó)際貿(mào)易進(jìn)、出口總額、FDI、對(duì)外直接投資等，避免因度量指標(biāo)的選擇對(duì)結(jié)果穩(wěn)定性產(chǎn)生影響；關(guān)于開放經(jīng)濟(jì)與環(huán)境污染的關(guān)系絕大部分學(xué)者都是基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究，從行業(yè)面板數(shù)據(jù)來(lái)探討的是少之又少，因此研究結(jié)論有較強(qiáng)說(shuō)服力。

2 模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量說(shuō)明

2.1 模型設(shè)定

諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者華西里·列昂惕夫在《環(huán)境影響和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)：投入產(chǎn)出法》中提到將污染物排放和治理運(yùn)用到傳統(tǒng)的投入產(chǎn)出模型中來(lái)研究環(huán)境問題。假設(shè)ep為污染物排放總量，w表示直接排放系數(shù)，從生產(chǎn)角度看，滿足最終需求而形成的污染物排放總量為：

式中，v表示污染完全排放系數(shù)，即直接排放系數(shù)w與列昂惕夫逆矩陣（1-A）-1相乘。y表示產(chǎn)出，由于產(chǎn)出將最終被分配使用，本文基于凱恩斯國(guó)民收入決定論對(duì)模型（1）進(jìn)行如下分解：endprint

式中，ep表示環(huán)境污染物排放，C，inv，G表示分別表示居民消費(fèi)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和環(huán)境保護(hù)財(cái)政支出（即hbzc）。ex、im分別表示出口、進(jìn)口總額，即開放經(jīng)濟(jì)表征指標(biāo)。

為了獲得較為穩(wěn)健的計(jì)量結(jié)果，引入以下控制變量：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；②能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)；③工業(yè)結(jié)構(gòu)；④人口規(guī)模。

為了分析開放經(jīng)濟(jì)下環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)，本文采用2007—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)公式（2）建立模型如下：

式中，i、t分別表示省份和時(shí)間，αi表示不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)，εit為“白噪聲”。fs、so2、gf、ep分別表示工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)固廢排放量和環(huán)境污染物排放綜合指數(shù)；hbzc、im、ex、C、inv、GDP、nyjg、gyjg、rks分別表示環(huán)境保護(hù)財(cái)政專項(xiàng)支出、國(guó)際貿(mào)易進(jìn)、出口總額、居民消費(fèi)、固定資產(chǎn)投資、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、工業(yè)結(jié)構(gòu)和人口規(guī)模。加入GDP平方項(xiàng)是為了檢驗(yàn)EKC假說(shuō)是否成立。

考慮到不同對(duì)外開放程度對(duì)環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)差異，需要考察開放經(jīng)濟(jì)條件下的門檻效應(yīng)，在（3）式基礎(chǔ)上，借鑒Hansen[17]門限回歸模型，設(shè)定單門檻回歸模型如下：

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源及變量說(shuō)明

本文采用2007—2014年中國(guó)30個(gè)?。ㄊ校ㄎ鞑睾透郯呐_(tái)除外）面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)，原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)等。

2.2.1 被解釋變量

首先選取工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)固廢排放量分別作為被解釋變量，檢驗(yàn)開放經(jīng)濟(jì)下環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)。然后運(yùn)用主成分分析法，選取工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙（粉）塵和工業(yè)固體廢物排放量五個(gè)指標(biāo)來(lái)度量環(huán)境污染。

2.2.2 核心解釋變量：環(huán)境保護(hù)財(cái)政支出hbzc與開放經(jīng)濟(jì)im、ex

環(huán)境保護(hù)財(cái)政支出以環(huán)保支出占GDP比重來(lái)衡量。按照郭艷紅[18]對(duì)開放經(jīng)濟(jì)的闡釋和界定，采用進(jìn)口貿(mào)易總額占GDP比重和出口貿(mào)易總額占GDP比重來(lái)衡量。

2.2.3 其他變量

居民消費(fèi)支出C采用居民消費(fèi)指數(shù)來(lái)衡量，以2007年為基期進(jìn)行換算。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資inv以2007年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用2007年為基年經(jīng)過(guò)價(jià)格平減以后的實(shí)際人均GDP來(lái)衡量。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)nyjg，采用煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比例來(lái)衡量。工業(yè)結(jié)構(gòu)gyjg，采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來(lái)表示。人口數(shù)rks，采用年末地區(qū)人口數(shù)來(lái)表示。為避免不同變量的絕對(duì)值可能造成計(jì)量誤差，減小異方差性，模型中所有變量做對(duì)數(shù)化處理（工業(yè)固廢排放量除外，因工業(yè)固廢排放量原始數(shù)據(jù)有很多省份為0，同時(shí)為了避免回歸系數(shù)值過(guò)大，工業(yè)固廢排放量原始數(shù)據(jù)均除以100，這種處理方式不會(huì)改變回歸系數(shù)的方向）。

2.3 地方污染治理效應(yīng)分區(qū)測(cè)算

首先把各省2007—2014年環(huán)保財(cái)政支出占GDP的比重和環(huán)境污染綜合指數(shù)按平均數(shù)大小各自排名，然后以環(huán)保支出占GDP的比重作為橫坐標(biāo)，環(huán)境污染綜合指數(shù)作為縱坐標(biāo)，按照名次分別標(biāo)注在散點(diǎn)圖上（圖1），30個(gè)?。ㄊ校┍环殖缮舷聝蓚€(gè)區(qū)域，區(qū)域1（下半部分）表示在既定財(cái)政支出下污染物排放較少的區(qū)域，即財(cái)政支出污染治理效應(yīng)非常顯著，區(qū)域2（上半部分）表示在既定財(cái)政支出下污染物排放較高的區(qū)域，即財(cái)政支出污染治理效應(yīng)較弱。區(qū)域1包括北京、海南等14個(gè)省市，區(qū)域2包括天津、上海等16個(gè)省市。

由圖2可知，全國(guó)及兩個(gè)區(qū)域2007—2014年環(huán)境污染物排放均表現(xiàn)一致的變化趨勢(shì)，先上升后下降，總體波動(dòng)幅度不大。區(qū)域1環(huán)境污染物排放量最低，對(duì)比圖3、4，區(qū)域1進(jìn)、出口總額占GDP比重均低于區(qū)域2，各區(qū)域均呈現(xiàn)出先下降，再緩慢上升的情況。對(duì)比圖2和圖3、4，發(fā)現(xiàn)區(qū)域1環(huán)境污染物排放顯著低于區(qū)域2，同時(shí)開放經(jīng)濟(jì)程度也低于區(qū)域2。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 地方環(huán)保財(cái)政支出污染治理效應(yīng)分析

對(duì)方程（3）分別進(jìn)行F檢驗(yàn)和豪斯曼檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)拒絕不存在個(gè)體效應(yīng)的原假設(shè)，豪斯曼檢驗(yàn)均在1%水平上拒絕隨機(jī)效應(yīng)原假設(shè)，因此均采用固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果見表1。以工業(yè)廢水（①列）、工業(yè)二氧化硫（③列）排放量為被解釋變量時(shí)，環(huán)保財(cái)政支出的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明環(huán)保財(cái)政支出的增加有助于工業(yè)廢水和工業(yè)二氧化硫污染物排放的減少；以工業(yè)固廢排放量（⑤列）為被解釋變量時(shí)環(huán)保財(cái)政支出的系數(shù)為正，且通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明環(huán)保財(cái)政支出的增加不但沒有減少反而加劇了工業(yè)固廢排放。以環(huán)境污染物排放綜合指數(shù)（⑦列）為被解釋變量時(shí)，環(huán)保財(cái)政支出的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，從總體上看，環(huán)保財(cái)政支出與污染物排放負(fù)相關(guān)，環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)明顯。同時(shí)，以上模型中，進(jìn)口和出口的回歸系數(shù)均為負(fù)（工業(yè)固廢除外），且通過(guò)1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明進(jìn)一步擴(kuò)大進(jìn)出口有利于減少環(huán)境污染物排放，可能的原因是開放經(jīng)濟(jì)的技術(shù)效應(yīng)有助于降污減排，這與代麗華[16]等的研究結(jié)論一致。

為觀測(cè)開放經(jīng)濟(jì)背景下，環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)，我們加入環(huán)保財(cái)政支出與進(jìn)、出口總額的交乘項(xiàng)重新回歸，并把結(jié)果匯報(bào)在表1第②、④、⑥、⑧列。以工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫排放量為被解釋變量時(shí)，進(jìn)口、出口和環(huán)保財(cái)政支出的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)均為正，并且通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在開放經(jīng)濟(jì)背景下，環(huán)保財(cái)政支出對(duì)工業(yè)廢水和工業(yè)二氧化硫的污染治理效應(yīng)方向發(fā)生改變，由正向抑制變?yōu)樨?fù)向促進(jìn)。以工業(yè)固廢排放量為被解釋變量時(shí)，環(huán)保財(cái)政支出與開放經(jīng)濟(jì)的交乘項(xiàng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。以環(huán)境污染物排放綜合指數(shù)為被解釋變量時(shí)，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為正，且通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明從總體上看在開放經(jīng)濟(jì)背景下，環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)不明顯。endprint

從其他控制變量來(lái)看，人均GDP與其他環(huán)境污染物排放量呈倒U型關(guān)系，但與工業(yè)固廢排放量呈U型關(guān)系，可能是工業(yè)固廢排放量測(cè)量存在誤差（2011年以后工業(yè)固廢排放量統(tǒng)計(jì)指標(biāo)發(fā)生了變化，以工業(yè)固廢傾倒丟棄量代替）或者是樣本容量大小等原因造成的。下面主要以環(huán)境污染物排放綜合指數(shù)為被解釋變量對(duì)其他變量回歸結(jié)果進(jìn)行解釋，固定資產(chǎn)投資的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明固定資產(chǎn)投資的增加加劇了環(huán)境污染物的排放。人均GDP一次方系數(shù)顯著為正，平方項(xiàng)顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染呈倒U型，EKC假說(shuō)成立。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和工業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和第二產(chǎn)業(yè)為主的工業(yè)結(jié)構(gòu)也加劇了我國(guó)生態(tài)環(huán)境的惡化。居民消費(fèi)和人口規(guī)模的回歸系數(shù)為正，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明樣本期內(nèi)居民消費(fèi)、人口規(guī)模與環(huán)境污染不存在統(tǒng)計(jì)上的因果關(guān)系。

3.2 開放經(jīng)濟(jì)的門檻效應(yīng)分析

表1②、④、⑧列回歸結(jié)果表明在開放經(jīng)濟(jì)背景下，環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)方向發(fā)生改變，但這種效應(yīng)是否真實(shí)存在，需要借助門限回歸進(jìn)一步分析。借鑒Hansen Bootsrap[17]運(yùn)用Stata13.0反復(fù)抽樣400次，考察不同進(jìn)、出口總額下，環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)。由表2可知，以進(jìn)口作為門檻變量時(shí)，單門檻效應(yīng)在5%水平下顯著，單門檻估計(jì)值為-1.221，因此環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)存在進(jìn)口的單門檻效應(yīng)。以出口作為門檻變量時(shí)，雙門檻效應(yīng)在1%水平下顯著，但是由于95%置信區(qū)間已經(jīng)包含了第一個(gè)門檻值-1.016，所以退化成單門檻模型，因此環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)存在出口的單門檻效應(yīng)。

門檻效應(yīng)參數(shù)估計(jì)結(jié)果（表3）顯示當(dāng)進(jìn)口低于門檻值時(shí)，環(huán)保財(cái)政支出對(duì)污染物排放的回歸系數(shù)為-0.284，通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)進(jìn)口高于門檻值時(shí)，環(huán)保財(cái)政支出對(duì)污染物排放的回歸系數(shù)為-0.225，且通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明當(dāng)進(jìn)口高于門檻值時(shí)，環(huán)保財(cái)政支出對(duì)污染物排放的污染治理作用降低。出口高于其門檻值時(shí)，得到類似的結(jié)論。原因是該地區(qū)開放經(jīng)濟(jì)程度越高，規(guī)模效應(yīng)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，結(jié)構(gòu)效應(yīng)引起產(chǎn)業(yè)聚集，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)集聚加速了環(huán)境污染物排放，在有限的環(huán)保財(cái)政支出作用下，很難實(shí)現(xiàn)降污減排。

3.3 門檻變量影響效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)及進(jìn)一步說(shuō)明

接下來(lái)提取出進(jìn)口和出口的門檻值，生成虛擬變量重新回歸，并將方程（8）結(jié)果匯報(bào)在表1第⑨列。環(huán)保財(cái)政支出的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，環(huán)保財(cái)政支出與虛擬變量交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)均為正，且通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)，開放經(jīng)濟(jì)的門檻效應(yīng)顯著，說(shuō)明在開放經(jīng)濟(jì)程度較高的地區(qū)，環(huán)保財(cái)政支出對(duì)污染物排放的影響由抑制轉(zhuǎn)向促進(jìn)。其他控制變量符號(hào)未發(fā)生改變，解釋同前一致。

由實(shí)證結(jié)果可知，環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)存在開放經(jīng)濟(jì)的門檻效應(yīng)，在觀測(cè)樣本中，位于低門檻區(qū)域的結(jié)果見表4。以進(jìn)、出口總額為門檻變量時(shí)，240個(gè)觀測(cè)值中有107個(gè)觀測(cè)值低于門檻值，主要分布在江西、河南、湖北、湖南等省份，占總觀測(cè)值的44.58%，而且這107個(gè)觀測(cè)值中有59個(gè)位于區(qū)域1，占55.14%。進(jìn)一步說(shuō)明在開放經(jīng)濟(jì)程度較高的地區(qū)環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)很難發(fā)揮，而在開放經(jīng)濟(jì)程度較低的地區(qū)環(huán)保財(cái)政支出污染治理效應(yīng)更加明顯。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到用國(guó)際貿(mào)易進(jìn)、出口總額代表開放經(jīng)濟(jì)對(duì)回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，引入fdi作為開放經(jīng)濟(jì)的替代指標(biāo)重新回歸，結(jié)果報(bào)告在表1第⑩列，fdi回歸系數(shù)顯著為負(fù)，環(huán)保財(cái)政支出與fdi交乘項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正，其他控制變量的估計(jì)結(jié)果也基本一致，說(shuō)明本文的估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.5 開放經(jīng)濟(jì)與環(huán)境污染關(guān)系的再檢驗(yàn)——基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)

省級(jí)面板數(shù)據(jù)表明進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)外開放有利于降低環(huán)境污染物排放，這一結(jié)論在行業(yè)面板數(shù)據(jù)是否同樣成立呢？本文擬做出進(jìn)一步檢驗(yàn)。借鑒Cole[19]的模型，著重分析外商直接投資和對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)環(huán)境污染物排放的影響，建立模型如下：

（9）（9）式中，i代表行業(yè)，t代表時(shí)間，模型左端表示各行業(yè)環(huán)境污染物排放量，采用各行業(yè)工業(yè)廢水排放量（fs）、工業(yè)廢氣排放量（fq）、工業(yè)固廢排放量（gf）和以主成分分析法計(jì)算的行業(yè)環(huán)境污染物排放綜合指數(shù)（p）分別檢驗(yàn)；FDI代表外商對(duì)各行業(yè)的直接投資流量；OFDI代表本國(guó)企業(yè)在該行業(yè)的對(duì)外投資流量；Inv表示行業(yè)固定資產(chǎn)投資，nyxf表示行業(yè)能源消費(fèi)量，以上變量均做對(duì)數(shù)化處理以減小異方差性。

《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中分行業(yè)外商直接投資數(shù)據(jù)和《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》中分行業(yè)環(huán)境污染物排放數(shù)據(jù)報(bào)告的起始年份有差異，對(duì)外直接投資和外商直接投資的行業(yè)數(shù)據(jù)未達(dá)到三級(jí)細(xì)分科目，且沒有途徑獲得細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)，故采用2007—2014年經(jīng)過(guò)整理后的二級(jí)工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，所分的行業(yè)為采掘業(yè)、制造業(yè)、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)以及其他行業(yè)。

圖5顯示2007—2014年環(huán)境污染物排放量由高到低依次是制造業(yè)、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、采掘業(yè)和其他行業(yè)，各行業(yè)環(huán)境污染物排放量呈現(xiàn)出一致的變化趨勢(shì)，2013年之前上升，以后開始下降，其中制造業(yè)、電力、

煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)下降幅度非常明顯，可能的原因是污染治理投資的加大取得了較好的效果。從年均增長(zhǎng)率來(lái)看，制造業(yè)和采掘業(yè)污染物排放的年均增長(zhǎng)率分別為0.21%、14.03%，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)樣本期內(nèi)負(fù)增長(zhǎng)，可見采掘業(yè)的污染物排放增長(zhǎng)勢(shì)頭較猛，應(yīng)加以控制。模型9回歸結(jié)果見表5，①—④列報(bào)告了各行業(yè)以工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固廢排放量和行業(yè)環(huán)境污染物綜合指數(shù)為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果，F(xiàn)DI回歸系數(shù)為負(fù)，均通過(guò)不同程度的顯著性檢驗(yàn)，OFDI在以工業(yè)廢水和工業(yè)固廢為被解釋變量時(shí)沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，在以工業(yè)廢氣為被解釋變量時(shí)通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為負(fù)。

下面主要對(duì)方程④的回歸結(jié)果進(jìn)行解釋，F(xiàn)DI、OFDI回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明行業(yè)外商直接投資和對(duì)外直接投資的增加有利于降低環(huán)境污染物排放，這與省級(jí)面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果一致，開放經(jīng)濟(jì)的技術(shù)溢出效應(yīng)有利于我國(guó)環(huán)境質(zhì)endprint

量的改善。行業(yè)固定資產(chǎn)投資和能源消費(fèi)回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明固定資產(chǎn)投資和能源消費(fèi)的增加是行業(yè)環(huán)境污染物排放的重要原因。由于無(wú)法獲得中國(guó)環(huán)保財(cái)政支出的行業(yè)面板數(shù)據(jù)，因此無(wú)法檢驗(yàn)開放經(jīng)濟(jì)背景下環(huán)保財(cái)政支出對(duì)行業(yè)污染治理的影響。

4 結(jié)論與政策涵義

基于以上分析得到結(jié)論如下：①環(huán)境污染物排放存在區(qū)域差異和行業(yè)差異，區(qū)域1呈現(xiàn)出開放程度和污染物排放雙低的特征，而區(qū)域2則表現(xiàn)為雙高特征。制造業(yè)、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)污染物排放較高，采掘業(yè)污染物排放年均增長(zhǎng)速度最快。②樣本期內(nèi)省級(jí)面板數(shù)據(jù)和行業(yè)面板數(shù)據(jù)均表明開放經(jīng)濟(jì)與環(huán)境污染物排放顯著負(fù)相關(guān)，對(duì)外開放不是助推環(huán)境污染的原因。③中國(guó)環(huán)保財(cái)政支出與環(huán)境污染物排放顯著負(fù)相關(guān)，環(huán)保財(cái)政支出具有顯著的污染治理效應(yīng)。④開放經(jīng)濟(jì)對(duì)環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)具有門檻效應(yīng)，當(dāng)進(jìn)口和出口貿(mào)易總額高于門檻值-1.221、-1.016時(shí)環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)很難發(fā)揮。⑤以進(jìn)、出口貿(mào)易總額為門檻變量時(shí)，有107個(gè)觀測(cè)值低于門檻值，占總觀測(cè)值的44.58%，其中有59個(gè)位于區(qū)域1，占55.14%。

上述結(jié)論蘊(yùn)含政策涵義包括：①繼續(xù)加大環(huán)境保護(hù)財(cái)政支出，進(jìn)一步提升環(huán)保財(cái)政專項(xiàng)支出在GDP中所占比重。環(huán)保財(cái)政支出對(duì)污染企業(yè)具有激勵(lì)作用，鼓勵(lì)污染企業(yè)通過(guò)采用先進(jìn)技術(shù)或減少產(chǎn)量實(shí)現(xiàn)降污減排，而目前中國(guó)環(huán)保專項(xiàng)財(cái)政支出占GDP比重不到1%，而歐美發(fā)達(dá)國(guó)家這一比重在1%—2%以上，因此還需要進(jìn)一步加強(qiáng)。②保持適度的對(duì)外開放。省級(jí)和行業(yè)面板數(shù)據(jù)均表明，對(duì)外開放并不是環(huán)境污染物排放統(tǒng)計(jì)上的原因，其技術(shù)溢出效應(yīng)反而有利于減少環(huán)境污染，提升環(huán)境質(zhì)量。但是從省級(jí)面板數(shù)據(jù)來(lái)看，如果對(duì)外開放程度過(guò)高，其規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)將占據(jù)主導(dǎo)地位，通過(guò)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)集聚加速污染物排放并且速度較快，在有限的環(huán)保財(cái)政支出下，污染治理效應(yīng)不明顯，因此應(yīng)保持適度的對(duì)外開放以擴(kuò)大環(huán)保財(cái)政支出的污染治理效應(yīng)。③優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。我國(guó)的資源稟賦是“富煤貧油少氣”，這將在很長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)加劇我國(guó)的環(huán)境污染治理難度，因此應(yīng)加快實(shí)現(xiàn)低碳化的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，提高能源使用效率，同時(shí)推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，大力發(fā)展服務(wù)業(yè)，實(shí)行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，化解產(chǎn)能過(guò)剩，實(shí)現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量全面提升。

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