何雄浪 葉燚

在理論分析基礎上，以中國2000—2015年的省級面板數(shù)據(jù)為樣本，從資源詛咒的視角對環(huán)境污染與地區(qū)經(jīng)濟增長的關系進行實證分析。研究結果表明：豐裕的自然資源地區(qū)開發(fā)自然資源會帶來嚴重的環(huán)境污染，這說明資源詛咒在環(huán)境污染的角度是存在的;環(huán)境庫茲涅茨曲線在中國省級數(shù)據(jù)上是存在的，并且數(shù)據(jù)顯示我國的經(jīng)濟發(fā)展水平還處于環(huán)境庫茲涅茨曲線的左端;工業(yè)化水平的提高是造成我國環(huán)境污染嚴重的重要影響因素之一，長期穩(wěn)定的環(huán)境治理對環(huán)境質量的改善具有顯著作用。研究結果對如何平衡環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的關系，促進地區(qū)資源開發(fā)的有效利用與產(chǎn)業(yè)結構的升級提供了有益的政策啟示。

資源詛咒;環(huán)境污染;地區(qū)經(jīng)濟增長;環(huán)境治理

早期的經(jīng)濟學家認為，自然資源對經(jīng)濟發(fā)展是一種祝福，可以刺激經(jīng)濟的高速發(fā)展。然而，二戰(zhàn)以后，現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展的實踐表明，豐裕的自然資源往往成為經(jīng)濟發(fā)展的一種詛咒，而不是福祉。荷蘭因發(fā)現(xiàn)大量的天然氣，經(jīng)濟便以出口天然氣為主，雖然其經(jīng)濟在短時期內得到了迅速的發(fā)展，但是由于其他工業(yè)的萎縮，在天然氣開采殆盡的時候，其經(jīng)濟也急劇地陷入蕭條危機。經(jīng)典的發(fā)展經(jīng)濟學假說“荷蘭病”便由此得名，這一假說表明資源匱乏的地區(qū)會為了擺脫資源對其發(fā)展的限制而主動摒棄以投入拉動經(jīng)濟增長這一經(jīng)濟增長模式，去主動追求技術和制度的提升實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化，而資源豐裕地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展卻過度依賴生產(chǎn)要素的投入，導致經(jīng)濟發(fā)展出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構僵化、新興產(chǎn)業(yè)停滯不前的局面，這類問題也常常被稱為“資源詛咒”。以自然資源為支撐的傳統(tǒng)經(jīng)濟增長方式為我國贏得了多年持續(xù)增長的發(fā)展奇跡，但在這一奇跡的背后資源約束經(jīng)濟發(fā)展不斷強化，中國經(jīng)濟陷入發(fā)展的瓶頸期，并且還出現(xiàn)了嚴重的資源枯竭、環(huán)境污染等問題。雖然從2006年開始我國實行節(jié)能減排計劃，在“十一五”“十二五”“十三五”各項規(guī)劃中這一節(jié)能減排目標都得到了明確，但是各地的環(huán)境污染問題還是沒有得到有效治理，環(huán)境問題依然突出。黨的十九大報告指出，“堅持節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策，像對待生命一樣對待生態(tài)環(huán)境”，我們要“堅持全民共治、源頭防治，持續(xù)實施大氣污染防治行動，打贏藍天保衛(wèi)戰(zhàn)”，“構建政府為主導、企業(yè)為主體、社會組織和公眾共同參與的環(huán)境治理體系”，“積極參與全球環(huán)境治理，落實減排承諾”。由此，本文從資源稟賦的角度出發(fā)，研究環(huán)境污染與經(jīng)濟增長的關系，顯然具有重要的意義。

一些學者對環(huán)境污染與經(jīng)濟增長以及資源稟賦與經(jīng)濟增長的關系進行了研究。在環(huán)境污染與經(jīng)濟增長關系這一論題的研究上，Smulders（1995）認為環(huán)境污染與經(jīng)濟增長關系這一論題主要受物質平衡理論的影響，生產(chǎn)、消費等一系列的經(jīng)濟活動就像物理、化學反應一樣，遵循質量守恒定律，在其他條件不變的情況下，環(huán)境質量會隨經(jīng)濟的增長而惡化，即環(huán)境質量與經(jīng)濟增長存在單調的反向關系。Grossman和Krueger（1993）將研究社會財富分配不平等的庫茲涅茨曲線用于研究環(huán)境污染與經(jīng)濟增長的關系，選取二氧化硫、煙塵等空氣質量數(shù)據(jù)作為環(huán)境污染的衡量指標，提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線假說，認為環(huán)境庫茲涅茨曲線呈倒U形，即在經(jīng)濟發(fā)展初期，環(huán)境質量會隨經(jīng)濟的發(fā)展而惡化，但最終會隨著經(jīng)濟的發(fā)展而得到改善。之后有關環(huán)境污染與經(jīng)濟增長關系的研究大多圍繞環(huán)境庫茲涅茨曲線在各個國家的存在性進行。有些研究表明許多發(fā)達國家與新興發(fā)展中國家環(huán)境質量與經(jīng)濟增長之間的關系符合環(huán)境庫茲涅茨曲線，只是不同國家、不同污染物倒U型曲線拐點出現(xiàn)的時機不同，另一些研究則表明環(huán)境質量如果用水污染相關的指標測量時，經(jīng)濟增長與環(huán)境污染呈現(xiàn)單調的反向關系，而當環(huán)境質量用溫室氣體相關的指標衡量時，環(huán)境污染與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)單調的正向關系。李治國和周德田（2013）選取了山東省1981—2009年的人均GDP和衡量環(huán)境污染水平的相關數(shù)據(jù)建立VAR模型，發(fā)現(xiàn)環(huán)境庫茲涅茨曲線的存在性取決于環(huán)境污染水平衡量指標的選取。

在自然資源稟賦與經(jīng)濟增長關系研究的文獻中，最早研究兩者關系的是Habakkuk（1962），他利用美國的資源稟賦與經(jīng)濟數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)美國的高生產(chǎn)率來源于美國豐裕的自然資源，并最終促成美國在19世紀的繁榮景象。但是在20世紀中期的時候這一局面發(fā)生了戲劇性轉變，世界上多數(shù)具有豐裕自然資源的地區(qū)或國家走向衰退，據(jù)此多數(shù)學者轉向研究資源的“詛咒”問題。Auty（1993）在研究產(chǎn)礦國經(jīng)濟發(fā)展問題時提出了“資源詛咒”這一假說，即豐裕的資源制約經(jīng)濟的發(fā)展，資源相對豐裕國家的經(jīng)濟發(fā)展速度顯著低于資源匱乏的國家。Sachs和warner（1999）對多個發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長速度進行研究，研究結果表明以自然資源為基礎而出口農(nóng)產(chǎn)品、礦產(chǎn)和化石能源等產(chǎn)品的國家其出口與經(jīng)濟增長之間存在明顯的負相關關系。Sachs?和?Warner（2001）對“資源詛咒”這一命題進行了進一步實證檢驗，得到了同樣的結論。

在資源開發(fā)引起環(huán)境污染的問題上，一些學者研究了資源開采引起的環(huán)境污染效應。Stephen（1994）最早研究資源開采利用的環(huán)境效應，提出了資源開采理論分析模型的基本框架，之后其他學者將時間因素和空間因素納入礦產(chǎn)資源開發(fā)的環(huán)境效應分析中，并利用羅馬、澳大利亞等國家的數(shù)據(jù)對礦產(chǎn)開采所引發(fā)的水土流失、空氣污染、水污染等問題進行了研究。相關研究表明目前我國已成為世界上最大的資源開采國之一，并已由此引發(fā)了嚴重的環(huán)境污染問題。隨著我國生活水平的不斷提高，人們的環(huán)保意識逐步加強，國內對資源開采利用的環(huán)境效應的研究也不斷深入。閆軍印和丁超（2008）研究了區(qū)域礦產(chǎn)資源開發(fā)對周圍生態(tài)環(huán)境影響和作用的方式和途徑。也有較多研究從土地、水體、固體廢棄物、地質災害等方面探究我國地區(qū)資源開采對生態(tài)環(huán)境的影響，并就如何高效利用資源、促進礦產(chǎn)資源開發(fā)利用與經(jīng)濟社會持續(xù)健康發(fā)展等方面提出了建設性意見。這方面的研究結論從一定程度上表明地區(qū)資源開采量越大，環(huán)境污染越嚴重，即從環(huán)境污染角度來審視資源詛咒的存在性，但是上述文獻并沒有直接對這種效應進行分析。

在現(xiàn)實中，多數(shù)資源豐厚地區(qū)憑借其資源優(yōu)勢以出口資源產(chǎn)品為主要經(jīng)濟來源，缺乏制度與技術創(chuàng)新，產(chǎn)業(yè)以粗放型投入為主，這樣的發(fā)展模式雖然能在短時間內拉動經(jīng)濟快速發(fā)展，但是從長期來看如果不進行產(chǎn)業(yè)的轉型升級，這些地區(qū)的經(jīng)濟將缺乏發(fā)展活力，最終走向衰落;同樣由于資源的過度開采以及粗放的發(fā)展模式會引發(fā)嚴重的生態(tài)環(huán)境問題，我們認為，這也是一種資源詛咒，在深入推進生態(tài)文明建設的新時代，我們對資源開發(fā)在環(huán)境污染這方面的體現(xiàn)更應有所警惕，這更進一步凸顯了本文研究的重要價值。

與上述研究文獻相比，本文所作的改進主要有四點。第一，計算一個綜合的環(huán)境污染指標，增大其對地區(qū)環(huán)境污染水平的代表性，以彌補以往研究中以單一的或者獨立的環(huán)境污染指標進行實證分析所導致的誤差。上述有關環(huán)境污染與經(jīng)濟增長的研究中，環(huán)境質量衡量指標的選取要么是水污染的衡量指標，要么是空氣污染的衡量指標，但是各個地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)結構以及主導產(chǎn)業(yè)的不同，其空氣污染物、廢水污染物、固體污染物的排放是存在差異的，如果指標選取較為單一，則不能充分衡量地區(qū)的環(huán)境污染水平。并且研究中因污染物選取的差異，經(jīng)濟增長對環(huán)境污染的相關關系也不同，在不同的環(huán)境污染指標選取下，環(huán)境庫茲涅茨曲線的存在性也就存在差異。第二，首次從環(huán)境污染角度來研究資源詛咒的存在性。在測量人們實際收入水平時，不僅應該考慮經(jīng)濟收入，還應該把美好的生態(tài)環(huán)境帶來的隱性收入考慮在內。但是現(xiàn)有研究資源詛咒的文獻只從經(jīng)濟收入的角度研究資源詛咒的存在性，沒有從環(huán)境污染的視角研究資源詛咒的存在性。第三，考慮了地區(qū)自然資源稟賦的內生性，克服了以前大多數(shù)研究在進行同類研究時存在的估計識別問題。自然資源稟賦本身是外生決定的，多數(shù)研究的自然資源稟賦是用自然資源開發(fā)行業(yè)產(chǎn)值來衡量的，這一變量可能會受地方財政、地方政府競爭等各方面因素的影響，從而影響地區(qū)的污染物排放，因此在這種情況下自然資源稟賦是具有內生性的，但是在相關研究中鮮有學者對這一變量的內生性進行考慮。第四，結合自然資源稟賦探究地區(qū)環(huán)境污染與經(jīng)濟增長的關系?，F(xiàn)有文獻對資源稟賦與經(jīng)濟增長、經(jīng)濟增長與環(huán)境質量方面進行一些理論與實證研究，但是多數(shù)研究只考慮兩個因素的相互作用關系，鮮有將資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展以及環(huán)境質量三者結合起來的研究，故本文將從環(huán)境污染角度來研究資源詛咒的存在性。由于資源分布、地理位置、歷史發(fā)展等因素的影響，我國不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構存在固有差異，而產(chǎn)業(yè)的異質性導致了地區(qū)經(jīng)濟增長對資源的依賴程度和對環(huán)境的污染程度的差異，例如東北地區(qū)是傳統(tǒng)的重工業(yè)區(qū)，是典型的“高投入、高消耗、高污染”的資源依賴型產(chǎn)業(yè)區(qū)，對于東北的資源枯竭型城市而言，一些城市20世紀90年代以來在不同程度上相繼出現(xiàn)了經(jīng)濟效率低下、環(huán)境污染嚴重的問題，需要進行產(chǎn)業(yè)結構的升級與加強生態(tài)文明建設。因此，本文從資源詛咒的角度出發(fā)，研究由此引發(fā)的我國經(jīng)濟增長與環(huán)境沖突問題，并探究促進經(jīng)濟、資源與環(huán)境相互協(xié)調的可持續(xù)發(fā)展路徑。

借鑒Antweiler?等（2001）的做法，我們假設社會效用函數(shù)為：

?????????????????????????? ?????????????????????????（1）

其中，表示社會的總效用，表示社會的實際收入或國民收入水平，表示總的污染排放，、、、都為大于零的常數(shù)。顯然，隨著國民收入水平的增加，社會總效用也相應增加，另外，隨著環(huán)境污染水平的增加或的增加，社會總效用相應降低。因此，我們可以這樣認為，越大，表示社會經(jīng)濟發(fā)展程度越低。環(huán)境污染的供給函數(shù)可由社會效用函數(shù)推出：

???????????????????????????????????????????????????（2）

為了簡化分析，假設只有一種商品，并且該商品的價格為，那么，國民收入函數(shù)的表達式為：

????????????????????????????????????????????????????????（3）

其中，是收入的轉換系數(shù)，為大于零的常數(shù)（）。由收入對環(huán)境污染求偏導可以得到環(huán)境污染的需求函數(shù)：

????????????????;?????????????????????????????????（4）

由環(huán)境污染的供給等于需求（）得到環(huán)境庫茲涅茨曲線：

????????????????????????????????????????????????????????????????（5）

由此，可以看出環(huán)境污染是關于經(jīng)濟發(fā)展水平的函數(shù)，而環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展水平的具體關系可以通過環(huán)境污染對經(jīng)濟發(fā)展水平求導得出：

?????????????????????????????????????????????????????????（6）

當時，，即社會經(jīng)濟發(fā)展程度處于較低階段時，隨著國民收入水平的增加，環(huán)境污染水平也相應增加，即環(huán)境質量會隨經(jīng)濟的發(fā)展而惡化。當時，，即社會經(jīng)濟發(fā)展程度處于較高階段時，隨著國民收入水平的增加，環(huán)境污染水平相應下降，也就是說，在這個階段，環(huán)境質量會隨經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而得到改善。由此，當時，，即環(huán)境污染曲線到達倒U形曲線的拐點。這可能是因為在社會經(jīng)濟發(fā)展初期，經(jīng)濟發(fā)展水平的提升勢必會依賴能源的耗費、資源的大量開發(fā)等途徑加以實現(xiàn)，從而引發(fā)環(huán)境污染問題。但是隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，技術進步、產(chǎn)業(yè)結構升級優(yōu)化、生產(chǎn)規(guī)模逐步擴大所帶來的技術效應、結構效應以及規(guī)模效應減少了污染物排放，改善了環(huán)境質量。于是，本文提出假設1。

H1：環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)倒U型曲線關系，即符合環(huán)境庫茲涅茨曲線。

圖1 的模擬數(shù)字分析表明，和關系曲線的拐點水平為，當國民收入水平低于24000時，環(huán)境質量會隨經(jīng)濟的發(fā)展而惡化，反之則反是。

圖1 ??和關系圖示

自然資源對一國原始財富的積累來說確實是一種福音，但當Auty（1993）首次提出“資源詛咒”后，學者們從各個角度驗證了自然資源對經(jīng)濟發(fā)展的限制性，且資源開發(fā)利用的效率低下是造成生態(tài)破壞和環(huán)境污染的主要原因。同時自然資源的開發(fā)受地方政府發(fā)展規(guī)劃、開發(fā)政策的影響，自然資源豐裕地區(qū)在地方政府競爭以及中國式財政分權下所產(chǎn)生的政府短視行為，會引發(fā)產(chǎn)業(yè)結構固化、抑制創(chuàng)新、人才流失等問題。在傳導機制上，資源的過度開發(fā)本身會惡化生態(tài)環(huán)境的脆弱性及經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性，加之產(chǎn)業(yè)結構的固化以及創(chuàng)新技術的欠缺，自然資源豐裕地區(qū)必然面臨嚴重的環(huán)境污染問題?；诖?，提出假設2。

H2：自然資源越豐裕的地區(qū)環(huán)境污染問題越嚴重，即資源詛咒在環(huán)境污染視角下是成立的。

本文借鑒研究環(huán)境庫茲涅茨曲線的經(jīng)驗方程，并在考慮地區(qū)資源稟賦的基礎上建立計量模型，并選取合適的變量衡量指標。

為了分析經(jīng)濟增長對環(huán)境質量的影響，結合上述理論模型的經(jīng)濟含義，我們建立如下的基礎計量分析框架：

???????????????????????????????????????????????????（7）

其中、、分別表示地區(qū)第年的環(huán)境污染指標、實際人均收入、實際人均收入的平方項，表示獨立同分布的隨機擾動項，表示常數(shù)項，表示各解釋變量所對應的系數(shù)。

基于上述的分析考慮到其他因素對環(huán)境污染的影響，再將地區(qū)資源稟賦、工業(yè)發(fā)展水平、環(huán)境規(guī)制等變量加入方程中，并且考慮到環(huán)境污染的滯后效應，把環(huán)境污染指數(shù)的滯后項加入方程，得到如下的計量方程：

??????（8）

其中，表示常數(shù)項，、、、、分別表示地區(qū)第年的環(huán)境污染指數(shù)滯后一期變量以及資源稟賦、環(huán)境規(guī)制水平、環(huán)境規(guī)制水平滯后一期、工業(yè)化水平，表示獨立同分布的隨機擾動項。

（二）

實際GDP能較為準確地反映一個地區(qū)的真實生活水平與發(fā)展狀況，因此本文選取以2000年為基期計算而得的各地區(qū)人均實際GDP來衡量地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。

根據(jù)相關的研究文獻，自然資源種類繁多，內容龐雜，用一個或幾個變量難以完全反映出來，但是我們在選取該變量時應該盡量去契合實際。自然資源豐裕度的衡量指標比較多，Rappaport?和Sachs（2003）以初級產(chǎn)品出口占GDP 的比重作為各國自然資源水平的代理變量，徐康寧和王劍（2006）以采掘業(yè)部門的投入水平代表自然資源的擁有狀況。參照何雄浪和姜澤林（2017）的做法，考慮到數(shù)據(jù)的可得性與科學性，本文采用各地區(qū)歷年自然資源開發(fā)行業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值（主要包括煤炭、石油、天然氣三大行業(yè)的產(chǎn)值之和）占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來度量自然資源的豐裕度。借鑒俞雅乖（2013）等學者的做法用各地區(qū)歷年的工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例衡量地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，而環(huán)境規(guī)制變量用各地區(qū)環(huán)境治理投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來表示。而本文中的環(huán)境污染變量則是利用各地區(qū)歷年的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量，利用改進的熵值法計算而得的環(huán)境污染綜合指數(shù)來衡量。另外，本文后面也將引入財政分權、技術水平這兩個工具變量。各變量的具體描述如表1所示。

本文采取中國大陸30個省、市、自治區(qū)樣本作為研究對象，以2000—2015年作為樣本區(qū)間，面板數(shù)據(jù)集囊括了30個截面單位在16年內的時間序列資料，樣本觀察值共計480個。文章中的各種數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫及相關數(shù)據(jù)終端等，部分數(shù)據(jù)是作者根據(jù)相關公式計算整理而得，缺失的部分數(shù)據(jù)是作者根據(jù)統(tǒng)計方法外推而得。

各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

為了探究收入水平、資源稟賦與地區(qū)環(huán)境污染之間可能存在的相關關系，給出變量間的散點關系圖示（見圖2、圖3）。圖2給出了地區(qū)環(huán)境污染與實際人均收入水平的散點圖，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染隨實際人均收入水平的變化呈現(xiàn)出先增后減的趨勢，即二者呈現(xiàn)出倒U型曲線關系，符合環(huán)境庫茲涅茨曲線假說。這表明后續(xù)實證分析中引入收入水平的二次項進行回歸分析的合理性。圖3給出了地區(qū)環(huán)境污染與實際人均收入水平的散點圖，表明地區(qū)資源愈豐裕環(huán)境污染愈嚴重，這從一定程度上證明了本文變量選取的合理性。

計量模型中各變量的組間異方差、組間同期相關以及組內自相關的檢驗結果如表3所示。檢驗結果表明，Wald檢驗的P值為0.0000強烈拒絕了同方差的原假設，認為選取的面板數(shù)據(jù)存在組間異方差，這表明為了提高估計的準確性我們需要考慮地區(qū)間的異質性。Pesaran檢驗的P值為0.0000，這同樣也強烈拒絕了無同期相關的原假設，認為存在同期相關，而同期相關從某種程度上說明了我們控制變量的選取是合理的。Wooldridge檢驗的P值為0.0000也強烈拒絕了不存在一階組內自相關的原假設，這說明選取的變量有明顯的時間趨勢，但是考慮到本文實證分析所采用的數(shù)據(jù)是含30個截面16期的短面板數(shù)據(jù)，因此我們可以不考慮面板自相關的問題。由此，我們在下面的計量分析中要在考慮組間異方差的基礎上進行回歸分析。

本文首先利用普通的面板最小二乘法給出初步的估計結果作為參照系，在估計的過程中為消除面板組間異方差的影響將使用異方差——穩(wěn)健的標準差對回歸的估計結果進行穩(wěn)健性的修正，為消除變量的內生性影響，我們將運用工具變量二階段最小二乘法對回歸結果作進一步的校正分析，最后進行穩(wěn)健性檢驗。

在利用面板數(shù)據(jù)進行估計時，所涉及的信息較橫截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)復雜，如果在實證中設置的模型不恰當，會使分析的結果與經(jīng)濟現(xiàn)實之間存在較大的偏誤。因此，在進行正式的回歸分析之前需要對實證模型進行檢驗，以期得到更為精確的回歸結果。這首先要對面板數(shù)據(jù)是否存在個體效應進行檢驗。如果檢驗結果表明，面板數(shù)據(jù)不存在個體效應，則進行混合回歸分析，如果存在個體效應，則要進一步檢驗是存在個體固定效應還是個體隨機效應。

作為一個參照組先對模型進行混合回歸，并且考慮到同一個省不同年份之間的擾動項可能存在自相關，而普通的標準差假設擾動項是獨立同分布的，因此在回歸時以省份為聚類變量的聚類穩(wěn)健標準差對模型進行修正，回歸結果如表4中的第（1）項所示，隨機效應模型、固定效應模型的回歸結果分別見表4的第（2）、（3）項。在對使用混合回歸模型還是隨機效應模型進行檢驗時，LM檢驗P值為0.000，認為隨機效應模型優(yōu)于混合回歸模型。在對選用混合回歸模型還是固定效應模型進行檢驗時，F(xiàn)檢驗結果的P值為0.0019，表明固定效應模型明顯優(yōu)于混合回歸模型。為了進一步探究本文究竟應該使用隨機效應模型還是固定效應模型，進行 Hausman 檢驗。該檢驗結果的P值為0.0000，因此強烈拒絕“存在隨機效應的原假設”，認為應該使用固定效應模型而不是隨機效應模型。由此，本文認為應該選取固定效應模型進行回歸分析，在后續(xù)的分析中我們以固定效應模型為基礎進行分析。

回歸結果的第（3）項表明，滯后一期的環(huán)境污染指數(shù)對上一期的環(huán)境污染指數(shù)具有顯著的正向影響，因此環(huán)境污染是具有滯后效應的，這進一步證明了本文在模型中加入環(huán)境污染指數(shù)滯后項的合理性。人均收入水平的系數(shù)顯著為正，人均收入水平平方項的系數(shù)顯著為負，這說明收入水平與環(huán)境污染之間的關系并不是簡單的線性關系，而是環(huán)境污染與人均收入水平呈倒U形曲線關系，這就驗證了本文提出的假設1。該倒U形曲線的拐點數(shù)值為32229，這表明當人均收入低于32229元時，環(huán)境質量會隨人均收入水平的提高而惡化，但是當人均收入水平達到32229元之后，環(huán)境質量會隨人均收入水平的提高而得到改善。環(huán)境污染與人均收入水平之間的這一關系與環(huán)境庫茲涅茨曲線假說是相吻合的。為了直觀感受環(huán)境污染水平與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的相關關系，樣本數(shù)據(jù)中環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展水平的擬合關系如圖2所示。圖2表明，環(huán)境污染與經(jīng)濟的發(fā)展水平呈現(xiàn)倒U形的關系，即環(huán)境污染隨經(jīng)濟發(fā)展水平的提高先增后減，并且目前我國各省區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平大多分布在曲線的左端，只有少數(shù)地區(qū)部分年份的經(jīng)濟發(fā)展水平超過環(huán)境庫茲涅茨曲線的拐點。地區(qū)自然資源稟賦對環(huán)境污染水平具有正向的影響，即自然資源的開發(fā)導致了地區(qū)環(huán)境污染水平的上升，環(huán)境污染的增加對社會來講，顯然是一種負效用，我們認為，這也是一種“資源詛咒”效應，由于估計系數(shù)不顯著，我們認為，這可能跟自然資源稟賦這一解釋變量可能存在內生性有關，我們將在后面的分析中引入工具變量予以解決。環(huán)境規(guī)制的滯后一階對環(huán)境污染水平具有反向影響作用，但是這種抑制效應不顯著，并且環(huán)境規(guī)制的當期項對地區(qū)的環(huán)境污染水平表現(xiàn)出惡化效應，這可能是由于模型存在內生性而引發(fā)的估計偏誤，我們同樣將在后面的分析中加以解決。地區(qū)工業(yè)化水平對環(huán)境污染水平具有顯著的正向作用，這表明地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總生產(chǎn)值的比重越大，該地區(qū)的環(huán)境質量就越惡劣。因此，工業(yè)的發(fā)展是造成我國環(huán)境污染的重要影響因素之一。

固定效應模型雖然能有效剔除地區(qū)的個體效應，得到參數(shù)的一致估計，但是固定效應模型估計系數(shù)的一致性前提是解釋變量與隨機擾動項無關，即要求解釋變量都是外生的。在本文關鍵的解釋變量中，自然資源稟賦這一解釋變量可能存在內生性，如果不對其進行處理那么估計的系數(shù)將可能是有偏的。自然資源稟賦本身是外生決定的，但是考慮到本文的自然資源稟賦是用地區(qū)的煤炭、石油、天然氣三大自然資源開發(fā)行業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來衡量的，這一變量可能會受地方財政、地方政府競爭等方面因素的影響，從而影響地區(qū)的污染物排放，因此在這種情況下自然資源稟賦是具有內生性的，但是在相關的研究中鮮有學者對這一變量的內生性進行考慮。

本文利用Durbin-Wu-Hausman Test對自然資源稟賦的內生性進行檢驗，在輔助回歸的結果中第一階段回歸的殘差的系數(shù)對應的t值為-2.65，在1%的顯著性水平下拒絕資源稟賦變量是外生的原假設，這表明自然資源稟賦變量確實為內生變量。因此為降低內生性對估計所引發(fā)的偏誤，需要進行工具變量估計。本文選取的第一個工具變量是財政分權度（）。財政分權指的是中央政府給予地方政府一定的稅收權責，以更好地服務于地方的公共政策。在財政分權與環(huán)境污染關系的研究上，閆文娟（2012）從財政分權的角度出發(fā)研究地方的環(huán)境污染問題，認為財政分權會提高地方政府間的競爭進而減少環(huán)境治理投資，從而會對地方的環(huán)境造成不良影響，在張克中等（2011）的研究中也發(fā)現(xiàn)財政分權會降低地方政府對碳排放的管制。借鑒王文劍和覃成林（2007）等學者的做法，對財政分權的衡量我們用地方人均本級預算支出占中央和地區(qū)人均預算支出的比例來表示。在大樣本的情況下，增加工具變量能提高估計的有效性，因此本文還選取了地區(qū)的技術水平（）作為資源稟賦變量的工具變量，對地區(qū)技術水平的衡量我們用各地區(qū)每年的科技與研發(fā)經(jīng)費來表示。

值得注意的是，有效的工具變量必須滿足兩個條件，其一是工具變量的外生性，即工具變量與擾動項不相關，其二是工具變量與內生變量的相關性。由此，第一，我們進行過度識別檢驗，考察所選擇的工具變量是否都為外生的。以財政分權度、技術水平作為資源稟賦的工具變量時，檢驗的P值為 0.105，因此在10%的顯著性水平下也不能拒絕“所有工具變量均外生”的原假設，即認為本文選取的工具變量在外生性方面是合格的。第二，對工具變量與內生變量的相關性進行考察。檢驗的結果表明Shea's partial R值為0.171，F(xiàn)統(tǒng)計量也為53，能強烈拒絕“存在弱工具變量”的原假設，即認為本文選取的工具變量與內生變量是相關的。因此，本文選取的二個工具變量都是有效的，并且模型的選取也是可靠的。

表4第（4）項報告了工具變量2SLS回歸的結果，相較于固定效應模型的回歸結果，在對模型的內生性進行處理之后發(fā)現(xiàn)，資源稟賦變量的系數(shù)上升到0.833，并且在1%的顯著性水平下顯著，這表明由于資源稟賦變量的內生性使得固定效應模型大大低估了資源稟賦在環(huán)境污染方面的效應，從而低估了地區(qū)的資源稟賦對環(huán)境質量的消極影響，因此，我們采用工具變量法進行估計是很有必要的?？梢钥闯鰧Y源稟賦變量的內生性進行控制后，強化了資源詛咒在環(huán)境污染方面的存在性，這就驗證了本文提出的假設2。資源詛咒在環(huán)境污染方面存在的原因可能是隨著各地方政府財政分權度的提高，地方政府間的競爭也逐漸增大，為提高本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，一些擁有豐富自然資源的地區(qū)便轉向開發(fā)自然資源，自然資源的開發(fā)通常伴隨了嚴重的環(huán)境污染，而那些自然資源較為匱乏的地區(qū)便注重高科技的研發(fā)、注重低污染的新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在控制模型中的內生性之后，地區(qū)人均收入水平的估計系數(shù)依然為正，其平方項的估計系數(shù)也依然為負，并且這兩個變量在10%的顯著性水平下也都是顯著的，這證明在進一步有效估計的前提下，環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展關系的庫茲涅茨曲線依然是存在的。只是環(huán)境庫茲涅茨曲線的拐點發(fā)生了變化，其拐點由人均收入32229元/年下降到人均收入23188元/年，并且在控制內生性之后，我們有理由相信新拐點值23188是更為合理的，這也與圖2中所顯示的拐點位置更為相近。

從表5所列的各地區(qū)人均收入情況可知，無論從全國總體來看，還是從東部、中部、西部分地區(qū)來看，人均收入水平都遠遠低于達到拐點所需的收入水平。并且從全國總體來看達到拐點收入水平的樣本點數(shù)量占比僅為7.5%，東部地區(qū)達到拐點收入水平的樣本點數(shù)量占比也只有16.07%，并且中、西部地區(qū)沒有人均收入水平的樣本點數(shù)量超過拐點收入水平，這表明我國的人均收入水平基本上還處于環(huán)境庫茲涅茨曲線的左端。環(huán)境管制變量的滯后項的系數(shù)從-0.0830上升到-0.155，并且滯后項的系數(shù)變得顯著，這說明固定效應模型由于內生性問題低估了環(huán)境管制對環(huán)境的改善效應。但是，在控制內生性變量之后，工業(yè)化水平這一變量的估計系數(shù)變得不顯著，但是其系數(shù)的符號依然為正，說明了工業(yè)發(fā)展帶來了環(huán)境污染這一結論是確定的。

為了確保本文實證分析結果的可靠性，從以下幾方面進行穩(wěn)健性分析：

如果估計的模型中存在異方差問題，那么二階段最小二乘法的估計結果可能會存在偏誤，因此在這種情況下，GMM估計比最小二乘法更有效率。首先進行兩步最優(yōu)GMM估計，估計的結果如表6中的第（1）項所示。通過與表4中2SLS的估計結果進行比較發(fā)現(xiàn)，兩者所有系數(shù)的估計結果與顯著性都非常相似。其次進行迭代GMM估計，估計結果如表6中的第（2）項所示?？梢钥闯鰞煞NGMM方法的估計結果都相差無幾，并且其結果與2SLS也很接近，這說明本文的估計結果并沒有受異方差的影響，因此回歸結果是穩(wěn)健的。

在本文的模型設置中由于考慮到環(huán)境污染的滯后效應，在計量模型中加入了環(huán)境污染的滯后項，滯后項的加入可能會使計量模型存在自相關的問題，用2SLS法會使估計的結果可能出現(xiàn)偏誤，因此本文利用動態(tài)面板估計法對上述的回歸結果進行穩(wěn)健性分析，估計的結果如表6中的第（3）項所示，從中可以看出環(huán)境污染確實是存在滯后效應的，即上一期的環(huán)境污染水平直接影響下一期的環(huán)境污染水平。雖然地區(qū)自然資源稟賦變量變得不顯著，但是其系數(shù)依然為正。地區(qū)人均收入水平及其平方項的系數(shù)、顯著性水平都有所提高，環(huán)境質量與經(jīng)濟增長之間仍然呈現(xiàn)出倒U型的曲線關系。環(huán)境規(guī)制滯后變量的系數(shù)與2SLS的估計結果相近，并且顯著性水平有一定的提升。工業(yè)化水平的估計系數(shù)為正，并且系數(shù)與顯著性水平都有所提高。并且Arellano-Bond檢驗的結果表明不能拒絕擾動項無自相關的原假設，同時進行Sargan檢驗的結果也表明模型中選取的所有工具變量都是有效的，因此本文的回歸結果具有較好的穩(wěn)健性。

本文通過理論梳理，構建了一個基于地區(qū)資源稟賦視角的環(huán)境污染與地區(qū)經(jīng)濟增長的計量模型，并在此基礎上以中國2000—2015年的省級面板數(shù)據(jù)為樣本，采用普通面板最小二乘法、工具變量二階段最小二乘法，并對計量結果進行了穩(wěn)健性檢驗。由此，本文得到的研究結論主要有：第一，在控制了其他影響環(huán)境污染水平的因素之后，自然資源稟賦對環(huán)境污染指數(shù)具有顯著的正向影響，即豐裕的自然資源地區(qū)開發(fā)自然資源會帶來嚴重的環(huán)境污染，這說明“資源詛咒”在環(huán)境污染的角度是存在的。并且三個角度的穩(wěn)健性檢驗都表明該結論是穩(wěn)健的，這一假說在實證上和經(jīng)驗上都得到了強有力的支持;第二，在用環(huán)境污染綜合指數(shù)來衡量環(huán)境質量的情況下，環(huán)境庫茲涅茨曲線在中國省級數(shù)據(jù)上是存在的，并且數(shù)據(jù)顯示我國的經(jīng)濟發(fā)展水平還處于環(huán)境庫茲涅茨曲線的左端;第三，工業(yè)化水平的提高是造成我國環(huán)境污染嚴重的重要影響因素之一。加大環(huán)境治理力度對當期的環(huán)境質量沒有改善作用，但是環(huán)境治理具有顯著的滯后效應，這表明長期穩(wěn)定的環(huán)境治理對環(huán)境質量的改善具有顯著的作用。

賈雷德·戴蒙德（2017）指出，“生態(tài)體系從根本上為我們提供了干凈的水而不是臟水，干凈的空氣而不是不潔的空氣，肥沃的土壤而不是貧瘠的土壤。河里的水之所以健康，是因為有水生植物和微生物，以及生長在河流兩岸的森林。自然界為我們提供了生態(tài)體系服務，凈化我們的水和空氣，保持我們的土壤肥沃”。當前，伴隨著人們生活水平的提高，人們對環(huán)境質量的要求越來越高，這也是經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的必然要求。因此，本文的研究對如何平衡環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的關系、地區(qū)資源的開發(fā)利用、環(huán)境管制等方面都具有重要的政策啟示意義：

第一，堅定走生態(tài)良好的文明發(fā)展道路，逐步提高環(huán)境標準。經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展要求處理好經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護這一對矛盾。雖然本文的分析結果表明，中國經(jīng)濟的增長對環(huán)境污染的影響呈現(xiàn)出先惡化后改善的態(tài)勢，符合傳統(tǒng)的環(huán)境庫茲涅茨曲線的特征。但是環(huán)境質量的改善并非由單一的經(jīng)濟增長這一因素決定，還取決于技術水平的提高、經(jīng)濟結構的改善等多方面因素的影響。如果堅持認為當經(jīng)濟水平發(fā)展到一定的程度之后環(huán)境質量就會自動改善，堅持走西方國家“先污染，后治理”的增長方式，而不及時采取環(huán)境保護措施，一旦環(huán)境污染超過環(huán)境的承受值，將會造成生態(tài)失衡，嚴重阻礙經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。因此，要主動采取環(huán)境保護措施，提高技術的創(chuàng)新能力，堅定走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的文明發(fā)展道路，建設美麗中國。環(huán)境管制對環(huán)境質量改善的效果具有滯后性，因此政府應該長期實行最嚴格的生態(tài)環(huán)境保護制度，由于中國各省市、地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展、自然條件存在著巨大的差異，所以環(huán)境保護制度在各地區(qū)應因地制宜、有所差別，禁止環(huán)?！耙坏肚小?，堅決避免以生態(tài)環(huán)境為借口緊急停工停業(yè)停產(chǎn)等簡單粗暴行為。

第二，推進能源轉型和消費革命，從源頭上遏制環(huán)境污染。不可再生能源的開采與消費會引致嚴重的生態(tài)惡化問題，并且本文的實證分析表明資源稟賦越豐富的地區(qū)環(huán)境污染越嚴重，即資源詛咒這一現(xiàn)象在環(huán)境污染角度是存在的。黨的十九大報告指出，要“加快建立綠色生產(chǎn)和消費的法律制度和政策導向，建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟體系。推進能源生產(chǎn)和消費革命，構建清潔低碳、安全高效的能源體系。推進資源全面節(jié)約和循環(huán)利用，實施國家節(jié)水行動，降低能耗、物耗，實現(xiàn)生產(chǎn)系統(tǒng)和生活系統(tǒng)循環(huán)鏈接”，而推進能源生產(chǎn)和消費革命的關鍵在于開發(fā)開發(fā)綠色清潔能源，因此重要的是加大綠色能源生產(chǎn)技術的開發(fā)投入、加快綠色低碳能源的技術創(chuàng)新。當前，特別是在資源稟賦地區(qū)工業(yè)基本上是該地區(qū)的主要經(jīng)濟來源，也是環(huán)境污染的主要來源，故環(huán)境治理與經(jīng)濟增長的重點應該放在工業(yè)上面，堅持走新型工業(yè)化的發(fā)展道路。

第三，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，做好工業(yè)布局。工業(yè)部門是環(huán)境污染的主要來源，在工業(yè)企業(yè)的選址上要做好上中下游企業(yè)的工業(yè)布局，提高生態(tài)環(huán)境的自我凈化能力。同時，要提高地區(qū)間工業(yè)產(chǎn)業(yè)的協(xié)調發(fā)展，各地區(qū)工業(yè)企業(yè)的構成及功能應該有所區(qū)別，要形成地區(qū)間優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)互補的工業(yè)體系，從而提高資源的利用效率。

• Stephen，K.Mineral?Resources，Economics and the Environment[M].Lehigh University Press，1994：1-125.

Pollution and Reginal Economic Growth： A Perspective on Resource Curse

HE Xiong-lang??YE?Yi

（School of Economics， Southwestern Minzu University， Chengdu ?610041， China）

Abstract：Based on the theoretical analysis， we take?the provincial panel data of China from the year of 2000 to 2015 as a sample to analyze the relationship between regional environmental pollution and economic growth from the perspective of resource curse.?The results show that： The exploitation of natural resources in abundant natural resources areas will bring about serious environmental pollution， which indicates that "resource curse" exactly exists in the perspective of environmental pollution; The environmental Kuznets curve exists in Chinese provinces， and evidence shows that China's economic development level is still on the left side of it. The rising level of industrialization is one of the important factors that cause serious environmental pollution in China， and the long-term stable environmental governance has a significant effect on the improvement of environmental quality.?The research results provide useful policy enlightenment for balancing the relationship between environmental pollution and economic growth， promoting the effective utilization of natural resources?and upgrading of industrial structure.

Keywords： resource curse; environmental pollution; regional economic growth; environmental governance