劉子秋 LIU Zi-qiu；劉萍 LIU Ping

（安徽財經(jīng)大學，蚌埠 233030）

0 引言

工業(yè)是實體經(jīng)濟中至關重要的一部分，工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的前提。改革開放以來，我國持續(xù)不斷推進工業(yè)現(xiàn)代化進程，粗放式的經(jīng)濟增長方式在帶來經(jīng)濟繁榮的同時也造成了資源浪費、資源過度消耗與環(huán)境污染等一系列問題[1]。隨著“五大發(fā)展理念”的深入，資源與環(huán)境之間的協(xié)調(diào)發(fā)展越來越受到重視。例如在煤炭行業(yè)，國家制定了一系列相關文件以加強煤炭開發(fā)的環(huán)境影響評價管理從而降低煤炭工業(yè)對生態(tài)環(huán)境的影響[2]。2021 年，工業(yè)和信息化部發(fā)布“十四五”工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃，確保工業(yè)領域節(jié)能降碳、減耗高效，以科技創(chuàng)新驅(qū)動綠色發(fā)展[3]。

整理國外文獻發(fā)現(xiàn)，Ahmet 等（2017）[4]指出工業(yè)部門從污染制造業(yè)向清潔部門的轉(zhuǎn)變導致環(huán)境庫茲涅茨曲線呈現(xiàn)倒“U”型。Patrik Oskarsson 等（2018）[5]對印度的煤炭開采與加工進行研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長過度依賴電力生產(chǎn)會對環(huán)境產(chǎn)生不利影響，因此需要通過技術手段實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，從而緩解煤污染。

整理國內(nèi)文獻發(fā)現(xiàn)，劉華軍（2012）[6]等的研究證明我國絕大多數(shù)的省市經(jīng)濟和環(huán)境之間的關系呈現(xiàn)倒U 形曲線。盧福財和詹先志（2019）[7]的研究探析了環(huán)境污染與制造業(yè)之間的非線性關系，同時發(fā)現(xiàn)二氧化硫污染對制造業(yè)的集聚的抑制作用并不明顯。

綜上所述，國內(nèi)外學者大多是結合經(jīng)濟增長、能源消耗、產(chǎn)業(yè)結構等方面對經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境進行較為宏觀的研究，而較少有文章從工業(yè)發(fā)展的視域開展研究。本文通過研究工業(yè)發(fā)展造成的環(huán)境污染，分析工業(yè)污染的影響因素，進而得到一系列的工業(yè)污染改善措施。

1 理論假設

1.1 工業(yè)增加值與環(huán)境污染之間的關系

大氣污染、水污染、固體廢物污染是工業(yè)發(fā)展在環(huán)境方面所帶來的主要污染問題[8，9]。大氣污染會對工業(yè)發(fā)展產(chǎn)生不利影響，一方面如二氧化硫等濃度的增加會對社會公眾的身體健康造成危害，另一方面污染氣體會腐蝕生產(chǎn)建筑材料以及廠房設備。作為一個人口大國，我國水資源匱乏，與此同時工業(yè)廢水會對生產(chǎn)設備的穩(wěn)定性造成不利影響且大大降低污水治理的效率，因此水污染是工業(yè)發(fā)展的絆腳石。目前我國工業(yè)固體廢物的綜合利用率與發(fā)達國家相比尚處于低效水平[10]，對大量固體廢物采取填埋這一措施不僅占用了大量土地資源而且廢物滲濾液會對環(huán)境造成二次破壞。

綜上所述提出假設1：工業(yè)增加值的升高會加重環(huán)境污染。

1.2 工業(yè)發(fā)展結構與環(huán)境污染之間的關系

不同行業(yè)對環(huán)境的影響程度與強度不同。以環(huán)境污染中的水污染為例，造紙業(yè)與化學品制造業(yè)的氮氨化合物的排放量高于其他行業(yè)；農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)的有機物污染較為嚴重，同時排污強度高于工業(yè)平均水平。

綜上所述提出研究假設2：工業(yè)結構的改善有利于緩解環(huán)境污染問題。

2 變量定義、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計特征

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量定義

本文選取2011-2020 年中國省際面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局，變量設置通過閱讀各類文獻得以確定。

①被解釋變量：環(huán)境污染水平（Y）。本文采用工業(yè)二氧化硫排放量作為環(huán)境污染的衡量指標。

②核心解釋變量：工業(yè)發(fā)展水平?？紤]到工業(yè)發(fā)展的質(zhì)和量兩個方面的因素，本文分別采用工業(yè)增加值（X1）衡量工業(yè)產(chǎn)出“量”。同時，用工業(yè)產(chǎn)值占GDP 的比重衡量工業(yè)發(fā)展結構（X2）并以此來表示工業(yè)發(fā)展“質(zhì)”的方面。

③控制變量：1）工業(yè)污染治理（X3）：采用工業(yè)污染治理投資完成額來表示工業(yè)污染治理，預期該變量與環(huán)境污染呈現(xiàn)負相關關系。2）人口（X4）：本文采用各省份常住人口來衡量地區(qū)人口因素，人口的增長對地區(qū)環(huán)境會產(chǎn)生一定影響。3）綠化水平（X5）：本文采用建成區(qū)綠化覆蓋率來衡量各地區(qū)綠化水平。城市綠化可以吸收二氧化硫，在一定程度上降低環(huán)境污染。

2.2 描述性統(tǒng)計

本文選取了2011-2020 年全國除港澳臺地區(qū)外31 個省份的面板數(shù)據(jù)，變量的基本統(tǒng)計信息如表1。

表1 描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 模型選擇

對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析之前，本文對樣本數(shù)據(jù)進行豪斯曼檢驗，得到表2。

表2 豪斯曼檢驗

由豪斯曼檢驗結果可知，P 值小于0.01，檢驗的統(tǒng)計值在1%置信水平下拒絕原假設，說明固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。

據(jù)此本文構建雙固定效應模型考察工業(yè)發(fā)展對環(huán)境污染的影響。根據(jù)上文選取變量構建模型為：

其中，i 表示第i 省份，t 表示第i 年。被解釋變量Yit表示第t 年第i 省份的環(huán)境污染，X1it核心解釋變量表示第t年第i 省份的工業(yè)產(chǎn)值的對數(shù)值，X2it表示第t 年第i 省份的工業(yè)結構，controlit表示一系列的控制變量，id 表示個體的固定效應，year 表示時間效應，εit表示隨機誤差項。

3.2 相關性分析

由表3 可知，各變量的相關系數(shù)均小于0.8，同樣表明各變量不存在多重共線性。

表3 相關性分析

3.3 異方差檢驗

本文采用懷特檢驗方法檢驗數(shù)據(jù)是否存在異方差，原假設為不存在異方差。由表4 可知，P 值小于0.05，則拒絕原假設，認為存在異方差。

表4 異方差檢驗

3.4 基準回歸

為了解決組間異方差相關問題，本文采用面板矯正標準誤模型回歸，結果如表5 所示。

表5 基準回歸結果

由逐步回歸結果R 方可以看出模型擬合優(yōu)度良好，該模型可以有效解釋工業(yè)發(fā)展對環(huán)境污染的影響程度。

從實證結果可以看出：核心解釋變量工業(yè)總產(chǎn)值（X1）對工業(yè)二氧化硫排放量（Y）的影響系數(shù)為正，回歸系數(shù)為53.307，且在1%的顯著性水平下顯著，即工業(yè)總產(chǎn)值的增加顯著促進工業(yè)二氧化硫排放量，加重了環(huán)境污染程度。同理，工業(yè)結構（X2）對工業(yè)二氧化硫排放量（Y）的影響系數(shù)為負，回歸系數(shù)為-0.586，且在1%的顯著性水平下顯著，即工業(yè)結構的改善顯著抑制工業(yè)二氧化硫排放量，降低了環(huán)境污染程度。

從人口數(shù)量（X4）的回歸系數(shù)可以看出，人口數(shù)量與工業(yè)二氧化硫排放量為顯著負相關關系，影響系數(shù)為-0.044，且在1%的顯著性水平上顯著，即人口的增加減少了工業(yè)二氧化硫的排放。而綠化水平（X5）的回歸系數(shù)雖然表現(xiàn)出與工業(yè)二氧化硫排放量的負相關關系，但不顯著，表明各省份建成區(qū)綠化水平仍有待提高，對工業(yè)排放二氧化硫和環(huán)境污染的抑制作用有待提高。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

由于經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平等因素都會存在一定地域差異，本文采用調(diào)整樣本的方式檢驗工業(yè)發(fā)展水平對環(huán)境污染的影響是否存在地區(qū)差異。本文將樣本中的31 個省份依據(jù)國家統(tǒng)計局的標準劃分成東、中、西三個區(qū)域。

由表6 可知，東部、中部、西部地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)出對二氧化硫的排放均呈現(xiàn)出顯著正相關關系，且均在1%的顯著性水平上顯著，即工業(yè)產(chǎn)出值對二氧化硫的排放量存在正向促進作用，對環(huán)境污染有很大影響，其中中部地區(qū)的相關系數(shù)最大。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

從工業(yè)結構來看，東部、中部、西部地區(qū)的工業(yè)結構水平對二氧化硫的排放均呈現(xiàn)出顯著負相關關系，且分別在10%、5%、1%的顯著性水平上顯著，即東部、中部、西部地區(qū)的工業(yè)結構對二氧化硫的排放量存在抑制作用，工業(yè)結構水平能夠在一定程度上抑制環(huán)境污染，其中西部地區(qū)的工業(yè)結構影響系數(shù)最大。

由檢驗結果可以認為，工業(yè)結構發(fā)展顯著抑制了環(huán)境污染，驗證了基準回歸結果，表明基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

4 研究結論與政策建議

4.1 研究結論

工業(yè)總產(chǎn)值的增加顯著促進工業(yè)二氧化硫排放量，加重了環(huán)境污染程度；工業(yè)結構的改善能夠顯著地抑制工業(yè)二氧化硫排放量，降低環(huán)境污染程度；人口的增加減少了工業(yè)二氧化硫的排放；建成區(qū)綠化水平對工業(yè)排放二氧化硫和環(huán)境污染雖然有抑制作用，但抑制作用效果有待提高。

東部、中部、西部地區(qū)的工業(yè)結構的改善對二氧化硫的排放量均存在抑制作用，工業(yè)結構水平的提高能夠在一定程度上抑制環(huán)境污染。其中，西部地區(qū)的工業(yè)結構發(fā)展水平對環(huán)境污染的抑制性影響最為突出。

工業(yè)產(chǎn)出值對二氧化硫的排放量存在正向促進作用，對環(huán)境污染有很大影響。其中，中部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了更多的二氧化硫。

4.2 政策建議

第一，將可持續(xù)發(fā)展的要求納入政績考核評價體系。這有助于抑制各級地方政府在區(qū)域競爭中過度膨脹的GDP 增長沖動，降低了為追求經(jīng)濟發(fā)展而犧牲環(huán)境的風險。

第二，加強地區(qū)環(huán)保能力建設。增加對企業(yè)的排污限制，充分考慮不同行業(yè)、不同地區(qū)的污染現(xiàn)狀，因地制宜制定差異化的行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度，并進行動態(tài)優(yōu)化限制污染產(chǎn)業(yè)的地區(qū)轉(zhuǎn)移倒逼企業(yè)進行技術創(chuàng)新，促使污染減排機制長效化。

第三，優(yōu)化工業(yè)結構。推進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術革新與裝備升級，促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向低消耗、高效益的方向轉(zhuǎn)型升級。同時政府應給予新興產(chǎn)業(yè)政策支持以優(yōu)化工業(yè)結構。