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篇1

關鍵詞：經濟增長；環境污染；擴展的EKC模型；面板協整

中圖分類號：F222.3 文獻標識碼：A

Abstract: This paper， based on utility function， builds an extended EKC model. Through the analysis of panel cointegration， the conclusion is that the EKC curves of industrial waste water， waste gas is not any kind of “U-shape”， “inverted U-shape” or “N-shape”. There is causality between economic growth and discharge of industrial wastes， but the discharge standard of developed areas is remarkably different from that of under-developed areas; the differences of industrial structure have an effect on the discharge of wastes， especially when the proportion of secondary industry in the national economy is large， the discharge of industrial wastes will be more; the population density has an crowding-out effect on industrial wastes; the discharge of industrial wastes have a mechanism to force the government devote more to the pollution. The environments of Beijing and Shanghai are taking a favorable turn， while the situation in He’nan province is still worsening. To solve the problem of environmental pollution thoroughly， a rational and effective institution is needed. Only when the restraint of institution from objective point is great than the restraint of human’s own behavior， can the environmental problem be solved.

Key words: economic growth; environmental pollution; extended EKC model; panel co-integration

1971年《羅馬俱樂部報告》出臺之后，關于經濟是否可持續發展一度成為廣泛的爭議話題，隨后的討論從資源枯竭問題轉向了環境污染問題。目前經濟學界一般用環境庫茲涅茨曲線(Environmental Kuznets Curve， EKC)表示經濟增長與環境的關系。該曲線是指當收入超過一定的臨界值時，按照人均值度量的經濟活動的環境效應幅度會隨著收入的增加而下降，就是說人均收入和環境污染呈現的是倒U型曲線關系。在人均收入水平比較低的情況下，隨著人均收入的提高，環境污染加劇；Grossman and Krueger（1991；1994）研究表明，在人均收入達到一定水平 ，一般為 4000-5000 美元(1985年的美元計價)，人均收入的提高將伴隨著環境狀況的改善。繼Grossman和Krueger之后，許多實證研究結果都表明，在大多數環境質量指標與人均收入之間存在著倒U型的關系。Selden和Song(1994；1995)考察了四種重要的空氣污染物(即SO2、CO2、NO2和SPM)排放問題，發現它們與收入之間都存在倒U型的關系。Xepapadeas和Amri(1995)證實對于大氣中SO2的濃度也存在同樣的結論。Grossman and Krueger(1995)使用比1994年的研究范圍更廣的環境質量指標數據進行了跨國面板模型分析，沒有發現環境質量會隨經濟增長而持續惡化的證據，相反，他們選取的大多數環境指標在經濟增長的初始階段出現惡化，而隨著經濟增長呈現出穩定改善的過程。

隨著人們生活水平的提高，將會追求更高的生活質量，因此對于環境污染的問題也會越來越受到重視，研究該問題的學者也越來越多。本文嘗試建立一個基于效用函數擴展的環境庫茲涅茨曲線，應用面板單位根和面板協整理論，分析我國分省的環境庫茲涅茨曲線——我國分省經濟增長與環境污染關系問題。

一、文獻綜述

對于中國經濟增長和環境污染關系問題的研究，主要體現在兩個方面：一種是對某一個省市的研究，主要適用OLS方法進行模型估計，但是很少見到對時間序列進行單位根和協整檢驗問題，然后根據回歸結果分析EKC模型是否存在，進而提出相關的政策建議；第二種是利用分省面板模型回歸分析，主要是使用Hausman檢驗判斷使用固定效應模型還是隨機效用模型，未曾見到對于面板數據進行單位根和面板協整檢驗問題。第一種情況的研究成果眾多；第二種情況的研究成果很少，主要有：包群、彭水軍、陽小曉（2005）；劉燕、潘楊、陳剛（2006）；于峰、齊建國、田曉林（2006）；李達、王春曉（2007）。

包群、彭水軍、陽小曉（2005）利用1996-2002年期間我國30個省份的面板數據，對我國經濟增長與包括水污染、大氣污染與固體污染排放在內的6類環境污染指標之間的關系進行了檢驗，實證結果發現倒U型EKC關系很大程度上取決于污染指標以及估計方法的選取，存在以相對低的人均收入水平越過環境倒U型曲線轉折點的可能。

劉燕、潘楊、陳剛（2006）使用1990-2003年中國的省級面板數據對中國的經濟增長與環境污染關系進行了計量分析，同時考察了中國的對外開放政策對環境質量的影響。結果表明中國的經濟增長同環境污染之間并不存在簡單的倒U型曲線關系，中國的經濟增長與工業廢水之間表現為一種倒N型曲線關系，與工業廢氣之間表現為N型曲線關系，與工業固體廢物之間表現一種倒U型曲線關系。同時，分析表明出口同中國的環境污染之間存在顯著的正相關關系；而外商直接投資與中國的環境污染之間卻存在顯著的負相關關系。

于峰、齊建國、田曉林（2006）在 Stern（2002）模型的基礎上，以 SO2 排放量表征環境污染水平，對 1999—2004 年間除西藏、山西和貴州以外的我國28 個省、自治區及直轄市的面板數據進行回歸分析，結果顯示經濟規模擴大、產業結構和能源結構變動加劇了我國環境污染，生產率提高、環保技術創新與推廣降低了我國環境污染。并估算了這五要素對環境質量影響的各自實際貢獻率。

李達、王春曉（2007）利用1998-2004年間我國30個省份的面板數據，研究了3種大氣污染物和經濟增長之間的關系。實證結果表明3種大氣污染物與經濟增長之間不存在倒U型環境庫茲涅茨曲線。二氧化硫排放與經濟增長之間呈倒N型曲線，與多數研究結果不相符；同時，第二產業比重、經濟增長速度、單位GDP能耗和環境政策強度四個解釋變量總體上對3個大氣污染物的排放具有顯著影響。

從上述文獻可以看出，隨著經濟發展水平的提高，研究經濟增長與環境污染關系的文章也似乎越來越多。上述豐富的研究成果對于我國或者某些省份和城市制定合理的環境措施，減少環境污染總量，降低環境污染程度都具有十分重要的指導意義。但是上述研究成果共同的遺憾是：一是模型簡單，沒有考慮到影響環境污染的其他因素，僅限于經濟增長對于環境污染影響的研究和回歸分析；二是實證分析手段和方法受到計量經濟學理論和發展水平的制約。基于此，本文從上述兩個方面進行補充和擴展分析，基于效用函數理論模型，建立中國的EKC模型，使用面板單位根和面板協整分析技術進行研究，希望結論能符合中國國情和實際，對于中國經濟增長、環境污染和治理提出有針對性和有益的建議。

二、模型的建立與微觀基礎

考察經濟增長與環境污染的關系問題，首先要分析兩個變量的傳導路徑，因此要從微觀傳遞機制入手，進而分析宏觀層次上變量的依賴關系。

（一）模型的微觀基礎

我們首先建立一個代表性家庭個體的函數模型，然后將它一般化推廣，形成一個包含更廣泛個體的函數模型。

1.代表性個體的效用函數與污染函數。

假設一個代表性家庭消費C會導致污染H，因此家庭的效用函數為：

家庭消費越多，效用越高，因此 ；而污染越高，效用越低，因此 。由于污染是由于消費引致的，因此家庭如果減少污染，或者是減少消費，或者是對污染進行投入治理。令E為家庭治理環境污染的資源投入量，考慮到污染是消費的副產品，因此可以設定家庭污染函數為：

假設消費越多，污染越嚴重，因此消費和污染正相關，即 ；同時假定隨著污染治理投入的增加，環境污染隨之減輕，兩者負相關，即 。假定家庭治理污染和消費的資源稟賦總量為Y（收入），則約束條件為C+E=Y。

假定效用函數為線性的，可以表示成如下形式：

表示單位消費產生單位效用，污染帶來的邊際效用損失為 ，且 。假定單位消費產生單位污染，并且污染治理函數設定為柯布——道格拉斯形式，具體表示為：

該形式表明，當不進行污染治理投入的時候，污染量H等于消費量C，污染量隨著消費的增加而增加；隨著污染治理投入的提高，當 時，污染量為零，即消除了污染。

2.函數的一般形式。

我們將效用函數擴展到多個個體，假定不存在外部性影響，則效用函數和污染函數可以表示為：

i=1，2，……n

其中， ， ， 。

求解得到最優消費為：

（二）環境污染模型的建立

從國內外已有文獻來看，一般的EKC模型形式為：

y為環境指標，x為人均GDP，u為隨機擾動項， 、 、 和 為待估參數。

當 ， 時，y和x為線性關系； ， ， 時，y和x呈現“倒U”型二次曲線關系； ， ， 時，y和x呈“U”型二次曲線關系； ， ， 時，y和x為三次曲線關系，圖形為“N”型； ， ， 時，y和x為三次曲線關系，圖形為“反N”型；當 ， ， 時，表示環境污染不受經濟水平的影響，兩者之間沒有關系。

根據Grossman and Krueger（1991；1994）對NAFTA環境效應得出的結論，經濟增長對環境的影響表現為三個方面：規模效應（Scale Effects）、結構效應（Structural Effects）、技術效應（Technology Effects）。我們在此基礎上對一般的EKC模型進行擴展，由于經濟系統中產出的增長必然導致對環境資源需求的增加，同時向環境中排放各種廢棄物的存量也在增加，經濟發展會導致資源損耗和環境破壞，因此用人均GDP和人口密度來表示規模效應對環境的影響；用產業結構的變化表示結構效應對環境的影響；用單位GDP能耗表示技術效應對環境的影響；同時增加政策效應變量，用污染治理投入代表政策強度和政府政策導向。則本文擴展的EKC模型可以表示為：

其中，ln表示對變量取對數；H為環境污染量；i為個體單位，這里指省市自治區；t為時間序列； 表示截面效應； 是待估參數；y是人均GDP；G表示產業結構變化，這里為第二產業產值占全部產值的比重；M為非農業人口的人口密度；A為單位GDP能耗，表示技術進步；E為污染治理投入，表示政策強度；u為隨機擾動項。

三、基于面板單位根和面板協整檢驗的實證分析

（一）數據的來源和說明

本文所用數據樣本區間為1997-2005年，這是由于考慮到重慶從1997年才有數據，同時也是為了考察中國經濟增長最為強勁這一時段對于環境的影響問題，從邏輯上來說這段時間變量的關聯度應該最強。由于西藏缺少環境指標有關數據，因此我們考察的個體是除了西藏以外的大陸30個省市自治區。我們用工業廢水排放量（FS，單位：萬噸）、工業廢氣排放量（FQ，單位：億標準立方米）和工業固體廢棄物排放量（FW，單位：萬噸）表示環境污染量，因此原模型變成了三個方程。其他字母所表示的變量如前文擴展的EKC模型所示：y是人均GDP（單位：億元／萬人）；A為單位GDP能耗（單位：萬噸標準煤／億元）；G表示產業結構變化，這里為第二產業產值占全部產值的比重（%）；M為非農業人口的人口密度（單位：萬人／公頃）；E為污染治理投入（單位：萬元），實際應用中對變量取了對數。所有數據均來自于有關年度《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國國土資源年鑒》等權威數據資料庫。本文所用軟件是Eviews5.1和Stata9.0。

（二）面板模型與估計、檢驗方法

計量經濟理論表明，眾多經濟變量尤其是面板數據大都是非平穩變量，用非平穩變量進行回歸分析結果很大程度上表現為偽回歸。為避免偽回歸現象，需要對面板數據進行單位根和協整檢驗。

1.面板單位根檢驗。

面板模型進行回歸分析之前進行單位根檢驗，這是避免出現偽回歸的前提條件。面板單位根檢驗方法有別于時間序列數據單位根檢驗，主要為：LLC檢驗(Levin、Lin and Chu，2002)、Breitung檢驗(Breitung，2000)、Hadri檢驗(Hadri，1999)是相同根的檢驗方法，IPS檢驗(Im、Pesaran and Shin，2003)、Fisher-ADF(Maddala and Wu，1999；Choi，2001)檢驗是不同根的檢驗方法；LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗原假設是含有單位根；Hadri檢驗原假設為不含有單位根。本文所用數據和變量的面板單位根檢驗結果如表1所示，表中斜體數字表示該檢驗的結果和其他檢驗結果相反。

表1 面板數據的單位根檢驗

檢驗方法 lnFS lnFQ lnFW lnY

水

平

值 LLC檢驗 0.19(0.57) -1.08(0.14) 2.84(0.99) 6.2(0.99)

Breitung檢驗 4.19(0.99） -0.02(0.49) 1.04(0.85) 10.7(0.99)

IPS檢驗 -0.24(0.41） -0.39(0.35) 5.58(0.99) 5.64(0.99)

Fisher-ADF檢驗 59.1(0.58) 70.14(0.22) 25.3(0.99) 8.36(0.99)

Hadri檢驗 13.4(0.00)* 46.6(0.00)* 16.8(0.00)* 12.87(0.00)*

一

階

差

分

值 LLC檢驗 -23.7(0.00)* -13.1(0.00)* -26.2(0.00)* -8.63(0.00)*

Breitung檢驗 4.84（0.99） -0.02(0.49) -1.94(0.02)** 1.85(0.97)

IPS檢驗 -4.09(0.00)* -4.2(0.00)* -3.92(0.00)* -6.53(0.00)*

Fisher-ADF檢驗 170.9(0.00)* 116.8(0.00)* 144.8(0.00)* 80.8(0.05)**

Hadri檢驗 0.12（0.45） -1.1(0.86) 0.58(0.28) 0.26(0.34)

檢驗方法 lnG lnM lnA lnE

水

平

值 LLC檢驗 -0.48(0.31) 8.13(0.99) -6.63(0.00) 11.5(0.99)

Breitung檢驗 3.77(0.99） 7.02(0.99) 4.2(0.99) -0.52(0.3)

IPS檢驗 0.69(0.75） 15.2(0.99) -0.27(0.4) -0.48(0.31)

Fisher-ADF檢驗 62.5(0.46) 46(0.94) 50.7(0.8) 13.1(0.99)

Hadri檢驗 15.47(0.00)* 17.7(0.00)* 13(0.00)* 22.5(0.00)*

一

階

差

分

值 LLC檢驗 -10.55(0.00)* -5.87(0.00)* -22.8(0.00)*

Breitung檢驗 4.97(0.99) -3.11(0.00)* -5.6(0.00)* -4.5(0.00)*

IPS檢驗 -4.88(0.00)* -7.24(0.00)* -3.85(0.00)* -6.3(0.00)*

Fisher-ADF檢驗 109(0.00)* 110.6(0.00)* 95(0.00)* 160.4(0.00)*

Hadri檢驗 0.03(0.49） -0.18(0.57) 0.53(0.29) -1.05(0.85)

*、**分別表示在1%、5%的顯著性水平上拒絕原假設；括號中數據是該統計量的伴隨概率。

上述檢驗結果除了lnFS、lnFQ、lnY、lnG一階差分值的Breitung檢驗，lnA水平值的LLC檢驗顯著與眾不同外，其他四種或以上檢驗方法檢驗結論一致，均表明上述變量是I(1)的，也就是說本文模型所用變量是非平穩變量。

對于面板模型，如果變量是非平穩的，進行回歸分析之前需要進行協整檢驗，以判斷是否可能屬于偽回歸。

2.面板協整檢驗。

Pedroni(1999，2004)以回歸殘差為基礎構造出7個統計量進行面板協整檢驗，其中除了Panelν-stat為右尾檢驗之外，其余統計檢驗量均為左尾檢驗。4個是用聯合組內尺度描述即Panel v-Statistic、Panel ρ-Statistic、Panel ADF-Statistic、Panel PP-Statistic；另外3個是用組間尺度來描述即Group ρ-Statistic、 Group ADF-Statistic、 Group PP-Statistic。如果各統計量均在1%(或5%)的顯著性水平下拒絕“不存在協整關系”的原假設，表明非平穩的時間序列之間存在著協整關系。

Pedroni(1999，2004)基于殘差的協整檢驗量最關鍵的是計算所假設協整方程的殘差。

對于如下的協整方程：

，

其中， ， 為獨立變量的個數。

為了得到相關的面板協整統計量，首先要估計協整方程。為了得到兩個組內統計量（panel rho-stat、panel t-stat）值，對原序列進行差分運算并估計如下差分方程：

其中，

由差分方程的殘差值以及Newey-West（1987）的估計量可以計算出 的長期值，用 表示。

通過協整方程的殘差 以及回歸式 可以得到panel rho-stat和group rho-stat統計量。 的長期方差 以及同期方差 分別為：

并且令：

另一方面對于panel t-stat和group t-stat統計量再次利用協整方程的的殘差估計 計算 的方差 。記：

， 。

Pedroni對于相關的面板協整檢驗量作了如下的表示：

panel rho-stat：

panel t-stat：

group rho-stat：

group t-stat：

對于每個面板模型利用近似的均值和方差既可以進行標準化。

對于面板協整檢驗而言其原假設 ：對 ，即不存在協整關系；而對于組間統計量而言其備則假設為： ：對 ：而對于組內統計量而言其備則假設為： ：對 。

本文所用變量的面板協整檢驗結果如表2所示。

表2 本文所用變量的面板協整檢驗

變量 面板協整檢驗結果

解

釋

變

量

lny、

lnG、

lnM、

lnA、

lnE

被解釋

變量

lnFS 組內

統計量 Panel ν-stat

-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 10218* Panel ADF-stat -10.48*

組間

統計量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無

被解釋

變量lnFQ 組內

統計量 Panel v-Stat

-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 16.1* Panel ADF-stat -13.7*

組間

統計量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無

被解釋

變量lnFW 組內

統計量 Panel v-Stat

-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 1.3E+25* Panel ADF-stat -29.4*

組間

統計量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無

1.除了Panelν-stat為右尾檢定之外，其余統計檢驗量均為左尾檢定。

2.*表示在1%的顯著性水平上拒絕不存在協整關系的原假設。

3.由于缺少西藏個別變量的統計數據，因此組間統計量兩個指標無法計算。

三個方程變量的協整檢驗的組內和組間統計量在1%的顯著水平上均表明拒絕不存在協整關系的原假設，因此上述三個方程存在協整關系，可以直接進行回歸分析，不存在偽回歸。

3.實證結果。

按照協整檢驗的結果，我們對三個模型進行了總體回歸，回歸結果制成表3。表中斜體數據表明t統計量接受系數為零的原假設。

表3 三個總體回歸模型的樣本回歸結果

被解釋變量lnFS 被解釋變量lnFQ 被解釋變量lnFW

lnY -0.79(-5.07)* -0.15(-1.22) -1.09(7.09)*

lnY2 0.32(2.86)* 0.22(2.44)* 0.23(2.02)**

lnY3 0.30(2.36)* 0.2(2.04)** 0.37(2.94)*

lnG -1.02(-5.04)* -0.21(-1.32) 0.87(4.37)*

lnA -0.68(-6.16)* 0.19(2.21)** -0.02(-0.14)

lnM -0.04(-1.2) -0.03(-0.88) 0.01(0.17)

lnE 0.94(54)* 0.75(54.9)* 0.76(44.4)*

R2 0.56 0.64 0.6

樣本容量 240

1.解釋變量系數后面括號里的數字是t統計量，下同。

2.*、**、***分別表示t統計量在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕系數為零的原假設，下同。

上述回歸結果表明，工業廢水排放量和人口密度無關，主要受到人均GDP、產業結構、單位GDP能耗和污染治理四個變量的影響，并且污染治理投入與工業廢水排放量正相關；產業結構、單位GDP能耗和工業廢水排放量負相關，也就是說工業產值的比重越大、單位GDP的能耗越大，廢水排放量就越少；反之則反是。工業廢水排放量的曲線形式不同于前文所分析的“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。工業廢氣排放量與產業結構、人口密度無關，與單位GDP能耗、污染治理投入正相關；工業廢氣排放量的曲線形式也與已有成果不同。工業固體廢棄物的排放量與人口密度、單位GDP能耗無關，與產業結構、污染治理投入正相關；曲線形式與工業廢水排放量曲線一致。

目前面板模型的應用研究主要是基于Hausman檢驗的固定效應和隨機效應模型，本文嘗試在此方面進行分析，同表3結果進行比較分析。Hausman檢驗結果表明三個方程均適合使用隨機效應模型，結果制成表4。

表4 基于Hausman檢驗的隨機效應模型的回歸結果

被解釋變量lnFS 被解釋變量lnFQ 被解釋變量lnFW

C 10.57(28.7)* 8.2(18.5)* 7.7(19.5)*

lnY 0.15(1.69)*** 0.996(9.36)* 0.57(5.73)*

lnY2 0.075(1.63)*** 0.1(1.76)*** 0.03(0.6)

lnY3 -0.27(-5.74)* -0.09(-1.5) 0.03(0.65)

lnG 0.898(3.36)* 0.92(3.08)* 0.8(2.78)*

lnA -0.01(-0.108) 0.16(1.37) 0.18(1.59)

lnM -0.11(-1.7)*** -0.11(-1.99)** -0.06(-0.77)

lnE 0.074(3.29)* 0.08(2.9)* 0.05(2.27)**

R2 0.25 0.55 0.45

上述結果表明，lnFS、lnFQ、lnFW均與單位GDP能耗無關，并且常數項均為正。其中，lnFS、lnFQ、lnFW與第二產業的比重、污染治理投入正相關，lnFS、lnFQ與人口密度負相關，lnFW與人口密度無關。lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。這個結論和包群、彭水軍、陽小曉（2005）、劉燕、潘楊、陳剛（2006）、于峰、齊建國、田曉林（2006）、李達、王春曉（2007）所用面板數據分析的結果不同。

表3和表4比較，我們發現，表4的結果從理論邏輯上更合理一些，因此后文分析以表4的結果為基礎。

lnFS、lnFQ、lnFW三個指標均與第二產業的比重正相關，這基本符合經濟邏輯和人們的正常思路，工業產值的比重越大，工業排放量就越大，對環境的污染也就越大。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標與人口密度呈現（或者不存在）微弱的負相關，表明產業升級帶動的就業方向更加理性以及人們對于環境條件的要求提高；人口越是密集，對于政府控制環境質量的力度壓力就越大，重污染企業的規劃就越是可能遠離人口密集區，lnFS、lnFQ、lnFW三個指標的排放量就越小，因此兩者負相關。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標均與污染治理投入正相關，似乎不符合經濟邏輯的正常思路。因為一般來說，污染治理投入越多，各種工業排放量似乎應該越少，環境就越為改善。實際上，本文認為，工業廢水、廢氣、固體廢棄物的排放與污染治理投入有一種循環的“倒逼機制”，當工業排放量增加污染嚴重政府污染治理投入就增加環境隨之改善政府就自然減少了污染治理投入（往往表現為監督管理力度弱化，這種弱化卻表現為有關部門的內部理性。試想，如果環境質量一直很好，這個部門是否有繼續存在的必要？同時國家也因為環境質量一直較好必然減少污染治理投入，勢必減少某些部門的收入和福利）工業排放量增加（這一輪次的邏輯是一種博弈，因為企業廢水等的排放會減少企業內部成本，所以一有機會增加三排對企業來說是提高收益）的惡性循環。正是因為政府、有關管理部門、企業站在各自立場獨立行事，沒有較好地協調運作和缺少對整個環境質量的使命感，也因為上述三個方面權利義務不對等，沒有較好的獎懲機制等有效的制度安排，這種“倒逼機制”就會一直存在，這就導致。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標均與污染治理投入正相關。

由于表4的結果具有邏輯基礎，因此我們嘗試在表4的基礎上，分析和探討分省的lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量，期望找到規律性的結論。我們按照表4的回歸結果，將自主排放量編制成表5。由于對排放量取了對數，因此結果存在負數，負數越小，表明自主排放量越小；數值越大，表明自主排放量越大。

表5 基于隨機效應模型的各地區lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量

地區 lnFS lnFQ lnFW 地區 lnFS lnFQ lnFW

北京 -0.561 -0.919 -0.943 河南 0.714 0.915 0.713

天津 -0.782 -1.205 -1.783 湖北 0.795 0.385 0.236

河北 0.513 0.691 1.133 湖南 1.034 0.359 0.436

山西 -0.426 0.597 1.081 廣東 0.97 0.314 -0.321

內蒙古 -0.719 0.403 0.378 廣西 0.775 0.841 0.594

遼寧 0.832 0.535 1.036 海南 -0.842 -0.945 -2.199

吉林 -0.195 -0.122 -0.172 重慶 0.340 -0.39 -0.269

黑龍江 -0.197 -0.406 0.004 四川 0.912 0.740 1.066

上海 0.666 -0.712 -1.097 貴州 -0.865 0.721 0.950

江蘇 1.124 0.164 0.001 云南 -0.347 -0.008 0.616

浙江 0.604 -0.102 -0.837 陜西 -0.324 0.146 0.564

安徽 0.38 0.496 0.698 甘肅 -0.769 0.107 0.064

福建 0.197 -0.756 -0.140 青海 -2.057 -1.066 -1.472

江西 0.169 0.052 1.295 寧夏 -1.665 -0.946 -1.465

山東 0.365 0.401 0.609 新疆 -0.642 -0.289 -0.775

工業廢水自主排放量較大的幾個地區（從大到小排序）有：江蘇、湖南、廣東、四川、遼寧、湖北、廣西、河南、上海、浙江；工業廢水自主排放量較小的地區（按照從小到大排序）有：青海、寧夏、貴州、海南、天津、甘肅、內蒙古、新疆。工業廢氣自主排放量較大的幾個地區（從大到小排序）有：河南、廣西、四川、貴州、河北、山西、遼寧、安徽；工業廢氣自主排放量較小的地區（按照從小到大排序）有：天津、青海、寧夏、海南、北京、福建、上海。工業固體廢棄物自主排放量較大的地區（按照從大到小排序）有：河北、江西、山西、四川、遼寧、貴州、河南、安徽；工業固體廢棄物自主排放量較小的地區（按照從小到大排序）有：海南、天津、青海、寧夏、上海、北京、浙江、新疆。 一個很有意思的情況是：工業廢水自主排放量最大的幾個地區除了廣西，其余地區或者是經濟增長較好的地區，或者是經濟總量大省；而工業廢水自主排放量較小的地區幾乎無一例外的都是經濟增長較為緩慢或者不發達地區。工業廢氣和工業固體廢棄物自主排放量較大的地區基本完全重復，而且和工業廢水自主排放量較大的地區差異明顯，說明經濟發達地區的三廢排放和經濟落后地區的三廢排放標的不同，我們認為這是由于產業結構和產品結構不同造成的。三廢排放較小的地區重復較大，基本上是西部或者經濟落后地區。上述狀況給我們提供的一個基本規律表明經濟增長和工業三廢排放具有因果關系

三排自主排放量都較大的地區有：四川、遼寧、河南；三排自主排放量都較小的地區有：青海、寧夏、海南、天津。前者的環境問題需要引起政府的極大關注，尤其河南，經濟較為落后，環境污染較為嚴重，如此惡性循環，情景堪憂。對于后者，如何保障環境不會遭受進一步破壞的前提下，有效促進經濟發展和增長，成為國家和當地政府的一項重要任務。

四、結論和政策建議

基于效用函數擴展的EKC模型的面板協整分析表明如下結論：

1.我國分省的lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。

2.分省經濟增長和工業廢水、廢氣、固體廢棄物的排放具有因果關系。

3.經濟發達和不發達地區工業三廢的排放標的顯著不同。

4.工業三廢排放對國家污染治理投入具有“倒逼機制”。

5.產業結構尤其是第二產業比重的增加會增加工業三廢的排放量。

6.人口密度對工業三廢排放具有擠出效應。

7.河南省的環境狀況需要引起警惕，北京、上海的環境有明顯改善的跡象。

根據上述結論，我們提出如下的政策建議：

1.我們沒有看到分省環境和經濟增長關系的轉折點，我們的經濟增長目前仍然是以環境惡化為代價。但并不是說經濟的持續增長無法改變環境惡化的狀況，北京和上海已經表明了EKC曲線在我國某些地區一定程度上成立。從目前的環境惡化狀況出發，一味提高經濟增長速度、忽視經濟增長質量和犧牲人們賴以生存的環境為代價是不可取的，發達國家的先污染后治理的思路不一定在中國適用，因為國情和制度、以及人口壓力不同。因此首先要從國家層面上制定有效的環境保護政策和措施，并且要能夠做到有法可依，有法必依，執法必嚴，違法必究，否則只是落在紙面上的所謂環境保護法律必然形如廢紙。同時利用各種渠道宣傳和提高國人環境保護的覺悟，喚醒人們的環境保護意識，如果從人的心靈教育認識到人類發展和環境的辯證關系并不是用金錢所能買回來或者治理好的，人類行為導致的污染排放必然減少。總結來說，法律的健全和有效實行——明確的權責利關系——良好的道德品質教育，將有利于環境保護。

2.堅決杜絕工業三廢排放對于國家污染治理投入的“倒逼機制”，不應該再出現“污染嚴重——投入治理——環境改善——治理投入減少——污染嚴重”的惡性循環，而應該是從源頭抓起，真正做到誰污染誰治理，建立環境污染的誠信機制，制定有效的獎懲機制，杜絕環境保護領域的腐敗，當制度機制代替了行為機制，當制度的客觀約束高于人的主觀約束，這時候的環境保護必將呈現良性循環發展態勢。

3.一個地區的產業發展模式不應該是領導一言堂，而應該建立一整套的評估體系對項目的實行進行綜合的可行性評估，包括對環境污染的程度與長期影響的評價，并且要備案，要建立負責機制，出現嚴重后果要有人負責，正確處理好責權利的辯證關系。同時要杜絕GDP唯上的地方政府績效評價指標體系，建立一整套切實可行的包括環境狀況的指標評價體系。

4.對個別整體環境污染嚴重的地區，要因勢利導，盡快扭轉環境持續惡化的惡性循環狀態，具體問題具體對待的同時更要總攬全局，制定切實可行的綜合治理措施。

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篇2

關鍵詞:污染環境罪；財產法益；人身法益；環境法益

雖然自20世紀80年代以來我國就把保護環境確立為一項基本國策，但在1997年《刑法》頒布實施之前，我國《刑法》中并沒有規定關于污染環境方面的犯罪。1997年《刑法》第338條規定了重大環境污染事故罪，并以“造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”為構成要件要素;而且，學界一般把該罪解釋為過失犯罪。2011年5月25日頒布的《刑法修正案(八)》對重大環境污染事故罪的罪狀進行了修改，不僅把原來條文中的“危險廢物”改為“有害廢物”，刪除了“向土地、水體、大氣”的修飾語，把“造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”修改為“嚴重污染環境”。隨后，最高司法機關把“重大環境污染事故罪”的罪名修改為“污染環境罪”。2013年6月17日，最高人民法院和最高人民檢察院聯合了《關于辦理環境污染刑事案件適用法律若干問題的解釋》(以下簡稱《環境污染解釋》)，對《刑法》第338條中的“嚴重污染環境”做出了較為詳盡的解釋。從立法機關和最高司法機關對污染環境罪的修改和解釋來看，大致可以得出這樣的結論:污染環境罪的處罰范圍在不斷擴大。那么，污染環境罪的法益經過了怎樣的發展過程?在環境污染日益嚴重的今天，應當如何解釋污染環境罪的法益才有利于懲治環境污染犯罪?污染環境罪的法益應當堅持什么樣的發展方向?這些問題均值得認真分析研究。本文以實質解釋為立場，以刑事立法和司法解釋的變化為線索，對污染環境罪的侵害法益進行了初步探討。

一、《刑法》第338條修改前污染環境罪的侵害法益

1997年《刑法》頒布之前，我國《刑法》分則中沒有污染環境方面的犯罪，因而無所謂該類犯罪的法益問題。1997年《刑法》到《刑法修正案(八)》頒布實施之前，環境污染犯罪在我國《刑法》上被類型化為“重大環境污染事故罪”。對于重大環境污染事故罪的法益，刑法理論認為包括國家環境管理制度、公私財產權與公民健康、生命安全。①但在筆者看來，這是一種形式主義的解釋，理由如下:一方面，《刑法》把重大環境污染事故罪規定在分則第六章“妨害社會管理秩序罪”中，而這里所說的“社會管理秩序”是指狹義的社會秩序，即國家對社會日常生活進行管理而形成的有條不紊的秩序，因而重大環境污染事故罪的法益首先應當是作為社會管理秩序的國家環境管理制度。另一方面，《刑法》第338條把重大環境污染事故罪的結果表述為“造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”。其中，“造成重大環境污染事故”的表述為把該罪的法益解釋為國家的環境管理制度提供了依據，而“致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”為把該罪的法益解釋為公私財產權與公民健康、生命安全提供了依據。而且，重大環境污染事故罪首先侵犯的是國家的環境管理制度，其次才是公私財產權和人身權。但問題是，侵犯了國家的環境管理制度就一定成立重大環境污染事故罪嗎?重大環境污染事故又是如何被度量的呢?修改前的我國《刑法》第338條規定:“違反國家規定，向土地、水體、大氣排放、傾倒或者處置有放射性的廢物、含傳染病病原體的廢物、有毒物質或者其他危險廢物，造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果的，處三年以下有期徒刑或者拘役，并處或者單處罰金;后果特別嚴重的，處三年以上七年以下有期徒刑，并處罰金。”從這一規定來看，重大環境污染事故罪屬于侵害犯，即只有造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果的，才成立本罪。從法條的表述來看，這里可分為兩種情形:一是造成重大環境污染事故，并致使公私財產遭受重大損失的嚴重后果;二是造成重大環境污染事故，并致使人身傷亡的嚴重后果。由此可見，如果僅僅是造成了重大環境污染事故，而沒有致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果，則不成立重大環境污染事故罪。如果堅持僅僅造成了重大環境污染事故，但沒有致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果就可以成立重大環境污染事故罪，那么“造成重大環境污染事故”就沒有實質內容。2008年6月25日，最高人民檢察院、公安部聯合了《關于公安機關管轄的刑事案件立案追訴標準的規定(一)》(以下簡稱《立案追訴標準(一)》)第60條對重大環境污染事故案的追訴標準做出了詳盡的解釋。從該條的基本內容來看，重大環境污染事故罪的追訴標準僅限于對公私財產造成損失的程度和對人身的傷亡程度。②可見，“造成重大環境污染事故”本身沒有實際內容，必須通過“致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”來表現。換言之，“造成重大環境污染事故”與“致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”之間實質上并不存在并列關系，后者是對前者解釋，即“造成重大環境污染事故”就是“致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”。以此來看，認為重大環境污染事故罪的法益包括國家環境管理制度、公私財產權與公民健康、生命安全的觀點是不符合邏輯的。如果對修改前的《刑法》第338條進行文義解釋，并參考相關司法解釋，得出的結論只能是:重大環境污染事故罪的法益是公私財產權或者公民健康、生命安全。二者之間是選擇關系，不是非此即彼關系。把重大環境污染事故罪的法益解釋為國家的環境管理制度，進而通過公私財產權或者公民健康、生命安全來具體化，顯然反映了以人為本的法益觀。自近代以來，以人為本是西方各國確立刑法法益的出發點和歸宿。對此，德國學者羅克辛指出:“法益是在以個人及其自由發展為目標進行建設的社會整體制度范圍之內，有益于個人及其自由發展的，或者是有益于這個制度本身功能的一種現實或目標設定。”③正是基于這種考慮，刑法理論在把法益劃分為個人法益和超個人法益的同時，對超個人法益又做了“必須能夠還原為個人法益”的限制。④也正是在這種理論指導下，立法者和司法者往往把公私財產權或者公民健康、生命安全設置或者解釋為是否構成重大環境污染事故罪的關鍵要素。顯然，在這種法益觀指導下，衡量環境是否受到損害的關鍵在于人的利益是否受到損害，環境本身不是法益，因而僅僅對環境的損害不被認為是犯罪。

二、《刑法》第338條修改后污染環境罪的侵害法益

《刑法修正案(八)》對《刑法》第338條的罪狀部分進行了三個方面的修改:一是刪除了“向土地、水體、大氣”的修飾語;二是把原來的“危險廢物”修改為“有害物質”;三是把原來的“造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”修改為“嚴重污染環境”。其中，刪除“向土地、水體、大氣”的修飾語，從邏輯上看是擴大了環境要素的范圍，但實質上是一個立法技術問題，因為所謂排放、傾倒或處置無非就是“向土地、水體、大氣”排放、傾倒或者處置。把“危險廢物”修改為“有害物質”，顯然擴大了行為對象的范圍，因為危險廢物的范圍必須依據環境保護部與國家發展和改革委員會于2008年6月6日的《國家危險廢物名錄》來確定，但在確定有害物質的范圍時，就不受《國家危險廢物名錄》的限制。把“造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”修改為“嚴重污染環境”，顯然是擴大了行為和結果的范圍。一方面，一些不屬于重大環境污染事故但具有積累性的污染行為被納入了處罰范圍;另一方面，一些雖然沒有造成重大環境污染事故但危害嚴重的結果被納入了處罰范圍。⑤可見，立法者修改《刑法》第338條的目的主要在于擴大環境污染犯罪的處罰范圍。從實質上看，這一修改的背后正是污染環境罪侵害法益的變化。根據修改后的《刑法》第338條的規定，污染環境罪的成立不再以“造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”為條件，而是以“嚴重污染環境”為條件。“造成重大環境污染事故”只是嚴重污染環境的一種表現形式。對此，我國刑法理論的通說已經指出，“嚴重污染環境”，既包括發生了造成財產損失或者人身傷亡的環境事故，也包括雖然還未造成環境污染事故，但長期違反國家規定，超標準排放、傾倒、處置有害物質，已使環境受到嚴重污染或者破壞的情形。⑥換言之，污染環境罪的侵害法益除了重大環境污染事故可能侵害的法益之外，還包括其他嚴重污染環境行為可能侵害的法益。如前所述，在《刑法修正案(八)》頒布之前，“造成重大環境污染事故”就是指“致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”，而在此之后，“嚴重污染環境”包括“造成重大環境污染事故”，但不限于此。所以，修改后的《刑法》第338條保護的法益包括兩種:一是可能被污染環境行為侵害而且遭受侵害后對公私財產或公民的健康與生命權造成現實侵害(如致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果)的環境利益;⑦二是可能被污染環境行為侵害但遭受侵害后并未對公私財產或公民的健康與生命權造成現實侵害的環境利益。⑧在《刑法》第338條被修改之后，有學者認為，應當依據《立案追訴標準(一)》第60條的規定來解釋“嚴重污染環境”。⑨但問題是，《立案追訴標準(一)》第60條是對“造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”的解釋，在“造成重大環境污染事故，致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”被修改為“嚴重污染環境”之后，依據《立案追訴標準(一)》第60條來解釋“嚴重污染環境”，就意味著尚未造成重大環境污染事故但已嚴重污染環境的行為無法受到處罰，相應地，可能被污染環境行為侵害但遭受侵害后并未對公私財產或公民的健康與生命權造成現實侵害的環境利益得不到修改后的《刑法》第338條的保護。所以，堅持以《立案追訴標準(一)》第60條的規定來解釋“嚴重污染環境”的觀點，不當縮小了污染環境罪侵害法益的范圍是不妥當的。還有學者認為，污染環境罪的法益包括秩序法益、人的生態法益和非人類的其他主體的生態法益。其中，秩序法益是指國家對生態環境的管理秩序。從邏輯上講，在污染環境罪的判定中，秩序法益的侵害是必要條件，卻非為充分條件，即污染行為雖侵害了秩序法益，但沒有侵害到生態法益或侵害生態法益的程度不足以達到犯罪邊界時，仍不能判定其為污染環境罪。瑏瑠問題是，既然單純侵害秩序法益的行為不能夠成立污染環境罪，那么秩序法益又怎能是污染環境罪的法益呢?可見，根據修改后的《刑法》第338條的規定，應當把污染環境罪的法益理解為環境利益，表現為嚴重污染環境行為所侵害的利益。其中，“致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡的嚴重后果”只是“嚴重污染環境”的具體表現形式;相應地，可能致使公私財產遭受重大損失或者人身傷亡之嚴重后果的行為所侵害的法益只是污染環境罪侵害法益的一種。瑏瑡除此之外，污染環境罪的侵害法益還包括嚴重污染環境但尚未造成公私財產遭受重大損失或者人身傷亡之嚴重后果的行為可能侵犯的環境利益。

三、《環境污染解釋》頒布后污染環境罪的侵害法益

修改后的《刑法》第338條雖然擴大了處罰范圍，但近年來的環境污染犯罪并未因此而有所下降，依然呈高發態勢。過去的環境污染主要集中在水資源污染和土壤污染上，近年來大氣也被嚴重污染，形成了大氣污染、水資源污染和土壤污染齊頭并進的態勢，國家整體生態環境受到嚴重危害。這種態勢的形成原因，一方面在于部分地方政府的政績觀、價值取向存在嚴重偏差，地方政府為了追求GDP而任由企業污染環境，企業糾正違法行為的成本遠低于其獲得的高額物質利益;另一方面在于法律保護不完善，環境保護部門執法能力較差，公眾監督力量弱小。瑏瑢為此，最高人民法院、最高人民檢察院于2013年6月17日聯合了前述《環境污染解釋》。《環境污染解釋》第1條對《刑法》第338條中的“嚴重污染環境”進行了較為詳盡的解釋。其中，根據《環境污染解釋》第1條第5項的規定，兩年內曾因違反國家規定，排放、傾倒、處置有放射性的廢物、含傳染病病原體的廢物、有毒物質受過兩次以上行政處罰，有實施前列行為的，屬于“嚴重污染環境”。我國有學者對此項規定提出了質疑，認為僅有“違反國家規定，排放、傾倒或者處置有放射性的廢物、含傳染病病原體的廢物、有毒物質或者其他有害物質”的行為，并不直接構成污染環境罪，只有當這種行為造成“嚴重污染環境”的結果時才能以犯罪論處。然而，《環境污染解釋》第1條將受過兩次行政處罰后再次實施相同行為的情形直接認定為“嚴重污染環境”，不僅沒有區分行為與結果，而且直接取消了結果要素，這顯然不符合罪刑法定原則。瑏瑣事實上，除了《環境污染解釋》第1條第5項屬于這種情況之外，該條前4項規定均屬于這種情況。這四項內容是:(1)在飲用水水源一級保護區、自然保護區核心區排放、傾倒、處置有放射性的廢物、含傳染病病原體的廢物、有毒物質的;(2)非法排放、傾倒、處置危險廢物3噸以上的;(3)非法排放含重金屬、持久性有機污染物等嚴重危害環境、損害人體健康的污染物超過國家污染物排放標準或者省、自治區、直轄市人民政府根據法律授權制定的污染物排放標準3倍以上的;(4)私設暗管或者利用滲井、滲坑、裂隙、溶洞等排放、傾倒、處置有放射性的廢物、含傳染病病原體的廢物、有毒物質的。其中，第一項和第五項只把排放、傾倒、處置行為認定為“嚴重污染環境”;第二項和第三項雖然規定了排放、傾倒、處置的危險物質的數量，但達到這一數量的并不必然導致嚴重污染環境結果的發生。由此來看，《環境污染解釋》第1條前五項規定均超出了《刑法》第338條“嚴重污染環境”這一用語的含義范圍，不符合文義解釋的基本要求。瑏瑤然而，就當前環境污染犯罪的基本形勢來看，《環境污染解釋》第1條的規定無疑順應了人們普遍要求嚴懲環境污染犯罪的潮流。既然屬于超出刑法用語之含義范圍的解釋，那么就意味著擴大了處罰范圍，相應地，也拓展了污染環境罪的法益保護范圍。從類型化角度來看，我們可以將《環境污染解釋》第1條前五項規定的處罰情形進一步類型化為兩類:一是只處罰排放、傾倒、處置行為;二是處罰排放、傾倒、處置有害物質達到一定數量的情形。瑏瑥這兩種情形都不必然導致嚴重污染環境的結果，但均有造成嚴重污染環境的危險。換言之，《環境污染解釋》第1條承認了污染環境罪是危險犯，而且其中的危險是對環境的危險。瑏瑦可見，《環境污染解釋》雖然未增加污染環境罪侵害法益的種類，但實現了對環境利益的提前保護，加強了刑法對環境利益保護的力度。而且，《環境污染解釋》有一個明顯的特點，即在“嚴重污染環境”的判斷標準上實現了多元化。詳言之，《環境污染解釋》對“嚴重污染環境”的判斷不再僅以是否造成財產損失和人員傷亡為參照，而同時以是否造成財產損失和人員傷亡、環境要素的功能是否受到損害或者喪失，是否實施排放、傾倒或處置行為為參照，掙脫了人類中心主義的羈絆，邁向了生態整體主義。

四、結語

篇3

【關鍵詞】可持續發展　內生增長　環境污染　資源稀缺

一、引言

一直以來，早期的主流經濟學家普遍認為，擁有并充分利用豐富的自然資源是經濟發展的優勢，并未十分關注資源與環境問題，各國經濟增長往往伴隨著環境的污染和資源的破壞。近來，這一問題日益突出，全球的資源環境正呈透支之勢，全球資源供給能力的減少，連同資源需求的增長在加速進行，于是環境與可持續發展問題引起了人們的重視。著名經濟學家托達羅甚至在其1994年的發展經濟學教科書中指出，“在過去的40年中，經濟學家們已經日益認識到環境問題對發展努力成功的重要性……在環境上獲得可持續增長與我們對經濟發展的定義成為同一語了。”

根據世界環境和發展委員會1987年發表的《我們共同的未來》中的定義,可持續發展就是指既能滿足當代人的需要又不對后代人滿足自身需要的能力構成危害的發展。可持續發展要求既達到發展經濟的目的，又保護好人類賴以生存的大氣、淡水、海洋、土地和森林等自然資源和環境，使子孫后代能夠永續發展和安居樂業。Solow。等人指出，可持續發展并非意味著要把各種資源存量保持在初始狀況。例如，如果美國沒有用耕地代替森林，美國可能現在還是一片原始森林，不可能有今天這么發達和富裕。由此看來，可持續發展意味著用一種資源合理代替另一種資源,比如用肥沃的耕地來代替原始森林。因此，可持續發展依然需要權衡各種資源，這一問題可以放在增長理論框架下分析。

二、分析可持續發展的內生增長理論框架

Ramsay（1928）模型提供了現代增長經濟學的基本方法，其跨期效用最大化就是要權衡當代人和后代人之間的利益，如果引入資源耗竭約束和環境污染約束，該模型就是分析可持續發展問題一個不錯的框架。事實上，利用增長理論框架分析可持續發展并不是一個新課題。早在20世紀70年代，當梅多斯等人提出轟動一時的增長的極限論時，著名環境經濟學家Dasgupta and Heal(1974)就運用新古典增長理論分析了不可再生資源的最優開采路徑，并得出了較為樂觀的結論。20世紀80年代中期以來，以Romer(1986)知識外溢模型和Lucas(1988)人力資本外部性模型為代表，經濟學家們開始放松新古典增長理論的一個關鍵性假定――資本邊際報酬遞減，有的對新古典增長模型框架進行了修正和發展，有的則完全放棄了新古典模型的基本假定，構建了以技術進步內生化為特征的新經濟增長理論，也被稱為內生增長理論。90年代以后，通過引入技術創新，新增長理論奠定了技術進步的微觀基礎，從而進一步完善了通過分析技術進步抵消資本邊際收益遞減傾向對經濟持續增長問題的解釋。

20世紀末，資源稀缺和環境退化問題日益嚴重，引起了人們對可持續發展問題的關注。傳統的新古典增長理論分析可持續發展問題時顯得蒼白無力，而新興的內生增長理論卻在日臻成熟，它給人們分析可持續發展問題帶來了一種新思路，于是人們的思想便轉移到了用內生增長理論分析可持續發展問題上。在內生增長理論框架下分析可持續發展問題，就是在人與環境自然和諧共處的目標前提下，在考慮了環境污染和資源稀缺后，研究可持續發展能否維持和如何維持，解決稀缺資源在各種用途之間的配置。這方面的研究已經取得了一些進展，并構建了“內生型經濟增長模型”框架。這些研究一般都將環境資源作為一種資本引入生產函數，在對均衡經濟增長路徑求解的基礎上擴展模型，并據以得出相應的經濟含義。

Aghion和Howitt(1998)結合關于可持續發展與經濟增長問題的相關研究，闡述了在內生增長理論框架下討論可持續發展的思路。他們首先引入了環境質量指標變量E（E小于0），并將E看作一種會因環境污染而耗竭、但又具有再生產能力的資本品，于是人們的福利便取決于消費和總的環境質量指標，進而取決于環境污染和資源可再生性，相應地瞬時效用函數為u(c,E)。以P表示污染流，它是產出水平Y和污染強度Z的增函數，即P(Y,z)。以θ表示最大的可再生速度，顯然θ大于0。因此，環境質量跨期動態微分方程為：

E=-P(Y,z)-θE（1）

假設環境質量具有一個上限值和一個下限值，因此對于所有時間t，最優增長路徑必須滿足約束條件：

Emin≤E(t)≤0（2）

此外，除了資源的可再生速度，不可再生資源的存量S也會影響可持續發展，S不能為負值，且其變化率是資源開采流量R的負數。這時，影響產出的因素除了資本K和中間產品生產力B，還包括資源開采流量R和污染強度z，即總產出函數為

Y=F(K,B,Rz)

這一產出函數可以采取多種具體函數形式。現在，尋找考慮了環境資源因素的最優增長路徑，就是在一系列約束條件下求解目標函數

（3）

這些約束條件包括有形資本、智力資本、環境質量和自然資源的初始條件，決定這些狀態變量變化率的運動法則，K、B、S的非負約束，以及前面談到的約束條件（2）。不難得到這一最大化問題的漢密爾頓函數：

（4）

這里，控制變量是消費、研究、污染強度和資源開采。這個漢密爾頓函數和以往傳統增長方程沒有太大不同，惟一的區別在于這里是一個“綠色的”國民生產凈值，考慮到了環境特點、環境損耗和自然資源存量。因此，最優增長路徑就是，通過對與環境、污染和自然資源開采有關的成本與收益賦予價格，來在當代人福利與未來人福利之間進行平衡。這樣，增長能否持續的問題，就轉化成了是否存在國民生產凈值最優增長路徑的問題。

三、環境污染、資源稀缺與可持續發展

在內生增長理論框架下分析可持續發展，一般是從環境污染和資源稀缺兩個方面展開的。近來，將內生增長

模型和環境問題結合起來所做的研究不少，多是在內生增長框架下探討包含污染積累及其負效用的短期和長期含義。Stokey (1998)率先進行了關于環境污染與可持續經濟增長的研究，構建了在內生增長理論下分析可持續發展問題的一個基本框架。她引入了污染強度Z，作為代表性消費者的控制變量之一，利用內生增長的簡單AK模型來分析了環境污染與可持續發展的關系，并在長期增長將停滯、跨期替代彈性小于1的情況下，得出了倒U型的環境Kuznets曲線。Aghion and Howitt (1998) 對Stokey的AK模型的假設稍作改動，正如前面所述，他們給環境質量設定了一個下限值,低于該下限值環境質量將不可逆和累積惡化，并具有非常高的成本。在這一假設下,如果資本無限制地增長，污染強度Z在長期內會漸漸趨近于零，這時消費的增長率將下降到小于零。這就是說，不斷提高清潔技術來避免環境災難的成本，會使得資本的社會邊際產出減少到能夠維持增長的值之下，因此增長在長期內是不可持續的。但是,如果換一種生產函數，即像熊彼特模型那樣區分有形資本和智力資本,則可以得到相反的結論。智力資本即知識生產，是由清潔技術生產的，污染并不能使其社會邊際產出減少，如果這種更“綠色”的智力資本的積累速度，快于有形資本的積累速度，這樣它就能抵消由于降低污染強度帶來的社會資本邊際產出的減少,于是可持續發展便得到了保證。沿襲這種思路，Grimaud（1999）在分散經濟的熊彼特模型中考察了污染排放許可對平衡增長路徑的影響。此外，Withagen和Vellinga（2001）通過三個與環境問題有關的內生增長模型，發現環境污染、自然資源稀缺等新元素會影響長期增長率。后來，Grimaud又進一步細化Stokey和Aghion的基本模型，還用“創造性破壞”的概念分析了平衡增長路徑上的不可再生資源的最優開采速度(Grimaud and Rouge 2003)。

內生增長理論因受到生態問題的驅動，主要是關注環境污染問題，多數文獻都忽視了自然資源對增長的貢獻或創新在克服資源稀缺中所起到的作用。雖然有些經濟學家們也在研究資源稀缺問題，但他們主要是在假定外生技術進步的新古典框架下進行的。事實上，除了污染問題外，資源稀缺作為可持續發展問題的另一個方面，也同樣可以用內生增長理論框架來分析。早在19世紀70年代，環境經濟學家Dasgupta and Heal(1974)、Stiglitz（1974）就曾將自然資源作為一種生產投入討論了自然資源稀缺問題，然而他們的討論運用的是新古典外生模型而不是內生技術變遷，得出的是增長可持續的樂觀結論。內生型創新在緩和資源稀缺方面具有重要的作用，但直到20世紀90年代中期，關于內生型創新與資源稀缺關系的研究才剛剛起步。近來，一些非經濟學領域的調查已經提出了創新與資源可獲得性之間可能存在的關系。例如，Homer-Dixon（1995）認為，經濟發展過程中產生的創新與資源稀缺存在一種雙方面的關系，一方面創新能夠緩解資源稀缺，另一方面資源稀缺可能會限制創新能力，特別是在一些低收入國家。同時，經濟學領域關于創新在經濟增長中的作用的近期討論，更是加強了這些關于長期經濟增長潛在因素的跨國跨地區調查的經驗結論。這些經驗研究從窮國缺乏能夠促進增長的穩定經濟政策和制度的角度，解釋了為什么窮國沒能趕上富國的問題。然而，Barbier認為，窮國的制度和政策失敗雖然很關鍵但還不足以說明這個問題，傳統分析忽略了一個同樣重要的方面，那就是窮國對自然資源稟賦的結構性依賴，它是窮國增長的一個重要桎梏。窮國為了設法解決資源稀缺問題，可能會選擇一條本質上“不可持續”的長期增長路徑，而不是能確保“可持續”的長期增長路徑。后來，他接著分析了資源稀缺對創新供給的這種約束，認為在一些關鍵假設下內生增長可以克服資源稀缺問題（Barbier 1999）。

四、結束語

可持續發展和經濟增長的關系一直是經濟學探討的一個主題，關于經濟增長與可持續性不能共存的爭論很多。這些討論表明，當不考慮環境問題時，人口增長率和外生技術進步率決定著長期經濟增長率。但如果引入環境問題，如環境污染，它們似乎對增長率沒有什么影響，只產生水平效應。因此，從長期來看，穩定狀態水平會低于沒有引入環境因素的初始水平。顯然，如果再考慮資源耗竭問題，增長率就可能又會發生變化。因此，創新不過是可持續的經濟增長的一個必要而非充分條件，將環境污染問題和資源稀缺性質引入最優增長理論才能更好地對經濟增長問題做出解釋。本文給出了在內生增長理論框架下分析可持續發展問題的基本框架，但關于什么樣的政策才能真正實現最優的可持續增長路徑還有待進一步的分析。這些政策的具體制定和實施還涉及到制度體系問題，構建和實施適應可持續發展要求的新制度還是一個值得探討的深遠話題。

【參考文獻】

[1] Aghion , Philippe and Peter Howitt , 1998 , Endogenous Growth Theory , MIT Press.

[2] Dasgupta , Partha and Geoffery Heal , 1974 ,"The Optimal Depletion of Exhaustible Resources ,"Review of Economic Studies , 41，3-28

[3] Edward B. Barbier，1999，"Endogenous Growth and Natural Resource Scarcity，"Environmental and Resource Economics; Jul 1999，14，1，51-74

[4] Grimaud , Andre , 1999 ,"Pollution Permits and Sustainable Growth in a Schumpeterian Model ,"Journal of Environmental Economics and Management , 38(3) , 249-266

[6] 世界環境與發展委員會：《我們共同的未來》,世界知識出版社，1989年。

篇4

【關鍵詞】:環境稅 法律制度 完善

中圖分類號：F812.42 文獻標識碼：A 文章編號：1003-8809（2010）05-0292-01

當今世界，隨著工業化步伐的加快，各種各樣的環境問題層出不窮，環境污染已危及到人類的生活。我國相關部門必須加強環境方面的建設。目前，我國還沒有專門的環境稅稅種。盡管車輛購置稅、燃油稅、消費稅、資源稅、關稅、出口退稅等現行稅種考慮或部分考慮了環境保護，但調節力度相對較小，缺乏完善的環境稅法律制度。因此，立法部門應當完善環境稅法律制度，從而更好地保護我們的環境。

一、環境稅內涵的界定

盡管各個學者對環境稅有不同的定義，但總體上看來，關于環境稅的內涵有三種理解，其中包括狹義的環境稅，廣義的環境稅和泛義的環境稅。

狹義的環境稅僅指環境污染稅，即國家為了限制環境污染的范圍、程度，在污染物向自然環境排放的最后階段對其征收的特別稅種。環境污染稅又可以包括水污染稅、大氣污染稅、固體廢棄物稅等。廣義的環境稅除了包含狹義的環境稅之外，還包括自然資源稅和生態保護稅。

泛義的環境稅是指不僅僅包括為環境保護目的而設置的各種刺激型稅種，也包括了為籌集環境保護資金而開征的收入型稅種，同時還包括調節納稅人環境保護行為而征收的一系列稅收，無論作者使用“環境稅”一詞，還是“生態稅”一詞，其含義也仍然如此。

筆者比較贊同泛義說，因為狹義說和廣義說都不能很好的體現環境稅的目的，環境稅最主要的目的是保護環境，保護自然資源的開發和利用，且狹義說和廣義說的范圍都相對較小，有很多能體現環境稅目的稅種都沒有包括進去。要想環境稅的內涵更準確，筆者認為應采納泛義的環境稅內涵。

二、完善環境稅法律制度的必要性

1、外部性問題的解決方法

談環境稅必然要涉及到“外部性”理論，它的含義是，人們的一些經濟活動的成本不能反映到物品的價格當中，但卻利用了社會公共的成本。環境資源是公共物品，人們在使用的時候就會濫用這種資源，因為利用環境資源的成本沒有表現在物品的價格中，環境污染問題是典型的“負外部性”活動，會對社會產生不良的影響，而市場經濟卻不能很好的解決類似的問題，當市場調節失靈的話，政府就得把外部性成本內化到生產成本中去，征收環境稅就是其中一種比較好的方式，但目前我國沒有完善的環境稅收法律制度，因此我國必須完善相關法律制度，從而更有效的保護環境。

2、市場失靈和政府失靈的解決方法

環境問題的出現其中有市場的原因，也有政府的原因。市場在調節環境問題時會出現失靈的現象，此時政府就會出來干預，相應地，當政府干預失敗時，市場則會出來調節環境問題，但筆者認為完善環境稅法律制度是解決環境問題一個比較有效的手段，環境稅法律制度則既能解決市場調節失敗，又能解決政府干預失敗。一方面，征收環境稅可以使外部性成本內部化，促使企業改進生產技術降低污染成本，另外政府通過環境稅收專款專用到治理環境污染和保護生態建設中去，從而解決市場失靈問題。另一方面，環境稅的立法、執法、司法和守法必須依法進行，政府通過環境稅法律制度來規制環境問題，反過來，環境稅法律制度也約束了政府的行為，避免政府部門的為所欲為，從而解決政府失靈問題。

三、完善我國環境稅法律制度的建議

筆者在第一部分談到環境稅的概念，認為環境稅定義應當采納泛義說，環境稅應該包括資源稅。現行資源稅的法律制度還很不完善，不能很好地保護自然資源的合理利用，因此完善資源稅的法律制度還是意義重大的。

首先，應當確定資源稅的立法理念，資源稅的征稅目的是為了保護自然資源的開發，保證人們不要隨意的浪費自然資源，形成一個保護自然資源的意識。政府通過征稅來調節自然資源的供給和需求，達到自然資源在市場上合理配置的目的。

其次，擴大征收范圍。資源的形態多種多樣，目前，我國資源稅的征收范圍只針對幾種資源征稅。根據《資源稅暫行條例》的規定，我國資源稅的征稅范圍包括原油、天然氣、煤炭、其他非金屬礦原礦、黑色金屬礦原礦、有色金屬礦原礦、鹽七大類。根據我國的國情，應當將水資源、森林資源和草場資源納入征稅范圍，來解決我國目前很嚴重的缺水問題和森林、草場資源的生態破壞問題。等時機成熟時，再將其他的資源納入資源稅的征稅范圍。

再次，確定稅率。對所有的應稅資源應提高稅率，并適當拉大稅檔之間的級距，也就是考慮資源在開發過程中對環境影響的不同程度實行差別稅率。通過提高稅負和運用差別稅率強化國家對自然資源的保護與管理，防止資源的亂采濫用。

最后，完善計稅依據。筆者比較贊同從價計征，資源產品的市場價格經常變動，從價計征可隨價格的變動改變資源稅的數額，使政府能分享企業的利潤或分擔企業的損失，如此資源的所有權能得到更公平的實現。

從以上可以看出，我國完善環境稅法律制度非常有必要，環境稅既能解決市場失靈又能解決政府失靈的問題。我國環境惡化日益嚴重，我們要借鑒發達國家的經驗，吸取這些國家的教訓，完善環境法律制度。只要不斷去完善我國環境稅法律制度，科學發展觀就能更好地踐行，才能在發展經濟的同時保護和改善我們的生活環境。

參考文獻：

[1]陳少英.論我國稅法體系的生態化.東方法學,2010（4）.

[2]李媛琛.淺議我國環境稅的立法.金卡工程,2010,(4).

[3]陳少英.生態稅法論[M].北京大學出版社.2008.

[4]陳少英.公司涉稅法論[M].北京大學出版社.2005.

[5]李慧玲.環境稅費法律制度研究[M].中國法制出版社.2007.

篇5

環境污染刑事責任的理論爭議及評析

污染事件不斷發生，污染事故損害程度不斷加大，人們越來越感覺傳統的民事責任、行政責任對于處罰環境污染案件的不足。于是，環境污染刑事責任的立法逐漸受到學者的重視。筆者通過查閱一些學者的論文著作和司法案例，認為理論界圍繞環境污染刑事責任主要有三個爭論點:

(一)是否應加強對環境污染刑事責任的追究

肯定者認為，環境污染具有危害范圍廣、危害后果嚴重的特性。在環境污染的調控中，側重于運用行政手段，在防止污染方面的作用存在著一定的局限性，而且與罪責刑相適應原則相抵觸。只有加強對環境污染的刑事責任追究，才能起到有效的懲罰和威懾作用。否定者認為，社會在進步，經濟在發展，這必然會以犧牲環境為代價，而且環境具有自我凈化能力，在環境污染發生以后，重點是在補救而不是懲罰，如果過于強調追究環境污染的刑事責任，會使一些企業有所顧忌，導致經濟發展緩慢。追究環境污染的刑事責任如雙刃之劍，用之不當，則國家與個人兩受其害。這與刑法所強調的謙抑性原則是相違背的。筆者認為，否定者的理論固然有一定的道理，環境確實具有一定的自我凈化能力，一味地強調環境污染的刑事責任可能導致企業發展緩慢，但是這是具有片面性的。(1)我們不能因為一些經濟利益就犧牲環境權益，應該考慮我國尚處于社會主義初級階段，各種法律制度還不夠健全，不論是公民，還是企業，環境保護的法律意識都比較薄弱，面對頻繁發生的環境污染事故，單純的民事行政手段已經不足以打擊環境污染行為，只有加大環境污染刑事責任的處罰力度，才能有效地預防環境污染犯罪。(2)近年來，隨著國家經濟的迅猛發展，環境污染案件也逐漸增多。但是，依法追究環境污染刑事責任的案件并不多。據《全國環境統計公報》［5］的統計數據顯示，在司法實踐中，大量的環境污染行為基本上還是依靠追究其行政責任和民事責任來解決。可是，這種解決方式的效果卻遠不如追究環境污染刑事責任。因為，在環境污染案件中，行為人實施污染環境的行為，通常會伴隨著高額的利潤收入。罰款和損害賠償相對于這些利潤而言只是九牛一毛，這些罰款、賠償難以產生威懾作用。在利益的引誘下，一些人仍會以交罰款為代價去選擇污染環境。而且，很多案件，其危害結果已經遠遠超過了民法、行政法的調整范圍，可是處罰時仍然適用民法、行政法，這其實從根本上放縱了環境污染行為。面對如此多的污染環境的案件，如果只有少數被定為有罪，很難實現刑法的威懾功能，也難以達到保護環境的目的。(3)從我國現行刑法關于環境污染犯罪的處罰力度看，重大環境污染事故罪的法定最高刑為七年;非法進口固體廢物罪的法定最高刑為十年;環境監管失職罪的法定最高刑為三年。只有非法傾倒、堆放、處置進口固體廢物罪的法定最高刑突破了十年。這與世界各國環境污染犯罪立法的嚴厲程度相比，過于輕緩，這種過輕的刑罰有悖于立法的理念，不能有效的震懾犯罪分子。所以，只有加強環境污染刑事責任的處罰力度，才能從根源上遏制環境污染犯罪的發生。

(二)是否應采納嚴格責任

自20世紀初，英美刑法學界開始突破傳統的過錯責任歸責原則，對一些公共利益和道德方面的犯罪采納嚴格責任的歸責原則。隨著全球重大污染事故的頻繁發生，為了更好地保護環境，維護人們的生命財產安全，我國學者對環境污染是否應該采納嚴格責任，爭論也愈加激烈，主要有以下三種觀點:(1)肯定說。認為嚴格責任引入對有污染環境危險的特定行業的從業者也是一種鞭策，有助于加強排污者的責任感，［6］從而謹慎從事，自覺加大治污力度，把危險降到最低。［7］(P438)(2)否定說。認為采用嚴格責任違背了我國刑法主客觀相統一原則和罪刑相適應原則，［8］(P200)適用嚴格責任原則勢必會擴大刑事責任的范圍，不利于人權的保障。［9］(3)折衷說。認為面對具有特殊性和復雜性的環境污染犯罪，單純的適用過錯歸責原則，有些力不從心。而單獨適用嚴格責任，又顯得過于嚴厲。應該采取綜合歸責原則，即以過錯原則為基礎，以嚴格責任為補充的綜合責任體系。［10］上述觀點，從不同角度看都有各自的價值，肯定者認為，為了保護人類整體的利益及生活質量，適用嚴格責任是必須的。否定者認為，環境污染犯罪中采取嚴格責任固然可以起到懲罰犯罪主體的目的，但是這一原則過于嚴厲，打擊面太廣。對于主觀上并無過錯，或者雖有過錯但已經盡了注意義務的被告人，直接追究其刑事責任，違背了刑法的謙抑性原則。筆者認為，嚴格責任的引入固然可以嚴懲環境污染犯罪，提高司法效益，但同時也必然會擴大對環境污染犯罪的打擊范圍，有可能造成隨意入罪的司法弊端。所以在引入嚴格責任時，必須對其適用范圍及法定條件進行嚴格限制，有限制的適用嚴格責任。1．適用條件環境具有自我凈化能力，國家也在一定范圍內允許不超標準的排放廢物，所以針對環境污染行為，不能一概由刑法進行規制，只有嚴重污染環境的行為才能追究其刑事責任。因此，嚴格責任的適用應該具備如下條件:(1)環境污染行為已經違反行政法規。我國正處于社會主義初級階段，經濟也在迅速發展期，而經濟的發展往往會伴隨著環境污染的發生，所以國家根據環境的自我凈化能力，為企業設定了污染物排放標準，只要污染物的排放量不超過這些標準，都是可以容忍的。但是如果超標準排放污染物，就超過了環境所能承受的壓力，必然會帶來環境污染的結果。而且排放標準是事先設定的，行為人對于超標準排污行為是可以認識到的，主觀上已經存在過錯。(2)環境污染行為已造成特別嚴重的后果。行政法規預先設定了排污標準，對那些超標排污，但沒有造成重大損失或重大傷亡的，由行政法規即可制裁。只有那些嚴重污染環境，或者造成公私財產重大損失，或人員重大傷亡的行為，才有適用嚴格責任的必要。2．適用范圍有的學者認為，只有部分環境污染犯罪才能適用嚴格責任，防止隨意出入罪的消極現象發生，但筆者認為，只要符合上述條件的行為均可以適用嚴格責任。因為只有這樣，才能有效地遏制環境污染，才能體現出對人的生命、健康及子孫后代的生存權、環境權的重視，這是時代的要求，是預防犯罪的需要，也是當代福利社會的要求。［11］(P165)

(三)是否應處罰危險犯

眾所周知，環境犯罪的既遂狀態有結果犯、行為犯、危險犯和舉動犯四種。危險犯是指行為人實施的危害社會的行為只要對法律保護的社會關系構成危險就可成立的犯罪。其重要特征就是以出現法定的危險狀態作為成立犯罪既遂的標志。我國的環境污染犯罪沒有規定危險犯。其是否應引入危險犯，有肯定說和否定說。(1)肯定說認為，應該規定危險犯，其主要理由為:環境污染危害持續時間長，波及范圍廣，嚴重威脅人民的人身財產安全，也會對生態環境造成難以恢復的破壞，所以不必等到危害結果的出現，提早刑法的介入時間，發揮刑法的預防功能，懲罰環境危險行為。［12］(2)否定說認為，不應該規定危險犯，其主要理由為:很多環境污染犯罪都是企業在追求經濟發展的情形下不小心造成的，如果加大處罰力度，會使一些企業駐步不前，阻礙經濟和社會的發展。隨著科技的發展，雖然過失犯罪的危害性日益增加，這已經是不可以忽視的事實，但不能指望通過犯罪化來預防過失犯罪，而應該充分調動人的主觀能動性，杜絕過失于未然。

篇6

(一)模型

參考ColeandElliott(2003)的模型，結合中國具體情況和本文實證目的，得到本文使用的模型：

其中，k、t分別表示地區、年份；Ekt表示污染指標，用人均污染排放量表征(文中根據需要也采用污染密集度)；KLkt表示資本勞動比率；Ikt表示人均收入；Okt表示貿易開放度，用貿易依存度表征；D是一個時間趨勢變量。RKLkt和RIkt分別表示相對資本勞動比率和相對人均收入。

對上述模型各變量含義加以說明：

(1)資本勞動比率KL代表結構效應。加入資本勞動比率的平方項KL2是考慮到資本積累對環境邊際效應遞減。如果β1>0且β2<0，則說明隨著資本勞動比率的增加，環境污染排放以遞減的速度增加。反之，如果β1<0且β2>0，環境污染排放隨資本勞動比率增加而減少。理論上，隨著資本勞動比率的增加，經濟結構由勞動密集型產業向資本密集型產業轉化，即由清潔產業向污染密集型產業轉化，導致污染增加。

(2)人均收入I代表規模和技術總效應。人均收入項的系數可能為正也可能為負，因為在一般情況下，規模效應對環境影響為正，技術效應對環境的影響為負，因此當規模效應大于技術效應時，總效應為正，反之為負。另外，模型中人均收入的平方項表示人均收入對環境的遞減效應，同時與環境庫茲涅茨曲線的含義也保持一致。

(3)貿易開放度O代表貿易對環境的總效應。ORKL是變量O和相對資本勞動比率RKL的乘積，表示要素稟賦動因引起的貿易對環境的影響，ORI是變量O和相對收入RI的乘積，表示“污染天堂”動因引起的貿易對環境的影響。

要素稟賦假說認為，其他條件相同情況下，資本要素充裕的國家將出口資本密集型產品(污染密集型產品)，勞動要素充裕的國家將出口勞動密集型產品(清潔產品)，因此，當相對資本勞動比率增加時，污染增加。“污染天堂”假說認為，如果各個國家除了環境標準之外，其他方面的條件都相同，那么污染企業會選擇在環境標準較低的國家進行生產，這些國家就成為了“污染天堂”。因此，當β6<0時，表示要素稟賦假說存在，當β7>0時，表示“污染天堂”假說存在。

需要說明的是，當模型(1)的被解釋變量采用人均污染排放量時，解釋變量人均收入項代表規模和技術總效應，但如果被解釋變量采用污染密集度對上述模型重新估計，人均收入項對污染密集度的影響只體現技術效應。因此本文將人均污染排放和污染密集度分別作為模型的被解釋變量，先對規模和技術效應進行估計后單獨估計技術效應。

(二)變量說明及數據來源

本文采用的樣本數據為1990-2005年(1996年和1997年除外)29個省市(除外，重慶市數據計入四川省)的數據，下面就被解釋變量和解釋變量分別說明。

(1)被解釋變量

被解釋變量包括三種污染物的人均污染排放量和污染密集度，參考Antweiler等(2001)的選取標準，本文選取的污染物分別是二氧化硫、廢水和煙塵。

各省市污染物的人均排放量分別由各省市的污染物排放總量除以總人口數得到。由于1996年和1997年只有工業污染排放數據，缺乏生活污染排放數據，故本文選取的統計時段為除1996和1997年以外的1990-2005年，基礎數據來自相應各年的《中國環境年鑒》和《中國統計年鑒》。各省市污染物的污染密集度等于各省市污染物排放總量與地區生產總值之比。

(2)解釋變量

需要說明的變量包括資本勞動比率KL、人均收入I、貿易開放度O、相對資本勞動比率RKL、相對人均收入RI和時間趨勢變量D。

各省市的資本勞動比率KL等于各省市1952年不變價表示的資本存量與就業人員數之比。前者的數據采用張軍等(2004)估算的數據，后者的數據來源于《中國統計年鑒》。

各省市人均收入I的數據均采用剔除價格因素后的上一年人均GDP數據，即采用1990年不變價表示的1989-2004年各省市的人均GDP數據，基礎數據來源于《中國統計年鑒》。

各省市的貿易開放度O等于當年價表示的各省市進出口總額與GDP之比，進出口總額基礎數據來源于《中國統計年鑒1993-2006》和《中國對外經濟貿易年鑒1991-1992》，基礎數據由美元表示，根據相應年份的美元兌人民幣年平均匯率換算成人民幣。

各省市的相對人均收入RI等于上面得出的各省市的人均收入I與當年全國的人均GDP之比。各省市的相對資本勞動比率RKL等于上面的各省市的KL與全國的資本勞動比率之比。

時間趨勢變量1990年取值1，依次各年度分別取值2到14。

本文依據豪斯曼檢驗(Hausman-test)的檢驗結果來判斷估計模型采用固定效應模型還是隨機效應模型。根據檢驗結果，模型估計時全部采用隨機效應模型。被解釋變量分別采用人均污染排放量和污染密集度的估計結果依次見表1和表2。

(一)規模、技術和結構效應分析

表1的估計結果是將人均污染排放作為被解釋變量得出的，資本勞動比率KL表征貿易對環境的結構效應，人均收入I表征貿易對環境的規模和技術效應。

表1第1列和第2列分別是Antweiler等(2001)和ColeandElliott(2003)的估計結果。為和本文的估計結果比較，先對其加以說明。Antweiler等(2001)估計結果顯示，規模效應變量(GDP/km2)和結構效應變量(KL)都與二氧化硫濃度之間呈現顯著的正相關關系，而技術效應(滯后三年的人均收入的移動平均值I)與二氧化硫濃度之間呈現顯著的負相關關系，即經濟規模的擴大和資本積累對環境污染的影響為正，技術效應為負。與Antweiler等(2001)不同，ColeandElliott(2003)和本文的模型中，人均收入項I(前一年人均GDP)代表規模和技術總效應。ColeandElliott(2003)的估計結果中，結構效應變量(KL)與人均二氧化硫排放量呈現顯著的正相關關系，隨著資本勞動比率的增加，人均二氧化硫排放增加，且速度遞減。而人均收入(I)與人均二氧化硫排放量呈現顯著的負相關關系，表明負的技術效應已經超過了正的規模效應。

表1的第3-5列是本文模型的估計結果。

首先，二氧化硫的估計結果與ColeandElliott(2003)的結論是一致的，即結構效應為正，規模和技術總效應為負。不同的是，表征規模和技術效應的人均收入項I統計不顯著，說明正的規模效應和負的技術效應相互抵消后對環境的作用很小，則經濟對二氧化硫排放的影響將主要取決于結構效應。

其次，廢水的估計結果顯示，資本勞動比率KL與人均廢水排放之間顯著正相關，即結構效應為正。人均收入項I的系數統計顯著且為正，表明技術和規模效應為正，正的規模效應超過負的技術效應，其原因在于，廢水包括工業廢水和生活污水，而國家對污水的治理主要集中在工業污染方面，生活污水的迅速增加和難以治理是導致規模效應超過技術效應的主要原因。近年來中國的環境統計數據也顯示，生活污水排放量已經超過工業廢水排放量，成為水污染的主要來源。

最后，煙塵估計結果顯示，結構效應不顯著，且正的規模效應超過了負的技術效應，規模和技術總效應為正。同時，人均收入I的一次項系數為正，二次項系數為負表明，針對煙塵，中國的人均收入水平還沒有越過環境庫茲涅茨曲線的轉折點，處于曲線的上升階段。隨著人均收入的增加，人均煙塵排放量增加。

表2是將污染密集度作為被解釋變量得出的估計結果，主要分析由人均收入I代表的技術效應。與ColeandElliott(2003)的估計結果類似，本文所選的三種污染指標中，人均二氧化硫和廢水排放分別與人均收入之間呈現顯著的負相關關系，即技術效應為負。人均煙塵排放與人均收入之間也是負相關，但不顯著。表明人均收入的提高已經推動技術進步，進而減少污染。

(二)要素稟賦動因和“污染避難所”動因分析

表1和表2中，聯合變量ORKL表征要素稟賦動因，聯合變量ORI表征“污染天堂”動因。

表1中，同Antweiler等(2001)的估計結果一致，本文二氧化硫的估計結果也為要素稟賦假說和“污染天堂”假說提供了實證支持。要素稟賦變量ORKL與二氧化硫濃度之間呈現顯著負相關關系，這說明，相對于中國的平均水平，大部分省市資本勞動比率相對較低，因而還主要集中于勞動密集型產業，這就大大地減少了中國污染排放，這與要素稟賦假說的內容相符合，同時，“污染天堂”動因變量ORI與二氧化硫濃度之間是顯著正相關關系，即相對于中國的平均水平，大部分省市的人均收入也比較低，對環境質量的需求不大，因而導致了較弱的環境管制，增加了污染排放，這又符合了“污染天堂”假說的內容。廢水和煙塵的估計結果也符合這兩個假說，但是估計結果部分不顯著。

另外，與Antweiler等(2001)貿易有利于環境改善的結論不同，ColeandElliott(2003)的估計結果顯示貿易密集度(O)與二氧化硫濃度之間呈現顯著的正相關的結果，也就是說，貿易自由化導致環境污染增加。本文的估計結果中，依污染指標不同，貿易對環境的總體影響也發生變化，總體上，貿易自由化有利于減少人均二氧化硫和煙塵排放，但增加了人均廢水排放。表2中貿易變量的符號基本上與表1一致，其估計結果進一步印證了上面的討論。

最后，表1和表2的時間趨勢變量(D)基本上都與污染指標呈現統計顯著的負相關關系，這說明隨著時間的推移，公眾的環保意識、環境友好型技術的開發及其他的因素都促進了污染的減少。

為進一步闡明表1和表2的經濟含義，本文在表1和表2的基礎上計算了各污染指標對所有經濟因素的彈性，自變量的值采用各省市所有年份的平均值。估計結果見表3和表4。

從表3可以看出，貿易開放度對環境的影響相對于其他經濟因素來說較小，具體地，貿易開放度提高1%，人均二氧化硫排放減少0.15%，人均廢水排放增加0.06%，人均煙塵排放減少0.16%。同時，對每個污染物來說，其“污染天堂”動因對環境的影響都大于要素稟賦動因帶給環境的影響，比如對于二氧化硫，其“污染天堂”動因的彈性值為0.4，而要素稟賦動因的彈性值為-0.05，前者遠遠大于后者，如果不加以控制，中國大部分省市很有可能變為“污染天堂”。

表4的數據顯示，三種污染物對技術效應的彈性都比較大，說明技術效應較大程度地降低了污染密集度，減少了污染排放，但是，較大的技術效應并不一定能夠全部抵消規模效應，結合表3，對于二氧化硫，技術效應超過了規模效應，而對于廢水和煙塵，規模效應仍大于技術效應，因此需要中國進一步加大污染治理力度，開發新技術，降低污染。

3、結論

1.貿易自由化帶來的經濟規模的擴大和資本密集型產業的增加(結構效應)，都加大了我國的污染排放，但同時貿易開放給中國帶來的技術進步降低了國內的污染排放強度，貿易是否有利于中國的環境改善依污染指標不同而不同。

2.貿易對環境總體影響相對較小，且正負因污染指標不同而不同。就本文所選的三種污染物，貿易自由化減少了二氧化硫和煙塵的排放，卻增加了廢水的排放。導致這個結果的原因，盡管近年來國家對主要污染物的管制已經加強，但是主要將重點放在了大氣的污染治理上，尤其是二氧化硫的治理，而忽視了廢水的治理。

3.本文的估計結果也為要素稟賦假說和“污染天堂”假說提供了一定的實證支持。相對于中國的平均水平，多數省市的資本勞動比率較低，資本不充裕導致的要素稟賦效應減少了環境污染排放；同時，相對于平均水平，多數省市的人均收入較低導致較松的環境管制，使中國的污染排放增加。

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篇7

摘要:在我國實施節能減排、推進資源節約型和環境友好型社會建設的背景下,綠色金融成為一種創新的宏觀環境經濟政策。本文首先對綠色金融的含義進行了闡釋,并指出了綠色金融主要模式為綠色信貸、綠色保險、綠色證券、綠色風險投資模式,系統研究了綠色金融對企業環境保護責任的影響,加大企業的綠色技術的創新研制,約束企業的經營行為,為節能減排宏觀經濟政策的實現提供了保障,對綠色金融和企業的更好發展具有重要意義。

關鍵詞:綠色金融;環境風險;綠色產業;融資

一、引言

綠色金融又被稱為環境金融,其內涵主要是通過金融工具實現保護生態環境的目的。在貸款政策上,將綠色產業作為重點扶持項目給予政策的傾斜,使環境和經濟協同發展,實現金融可持續發展的金融營運戰略[1]。綠色金融以信貸、產業基金以及其他金融衍生工具為手段,促進節能技術、節能減排等宏觀調控政策的執行。銀行關注和防范企業導致的環境污染帶來的信貸風險。綠色金融的模式主要包括[2]:

(一)綠色信貸。在國家環境經濟產業政策下,金融機構對循環經濟的企業,開發新能源和生態農業的企業提供優惠性貸款,并對污染企業實施懲罰性高利率。

(二)綠色保險。它是企業對造成環境污染責任的保險,是對第三者造成的損害依法應承擔的賠償責任為目標的保險。

(三)綠色證券政策。針對上市公司環保核查和環境信息披露,調控社會募集資金投向,遏制高能耗、高污染企業的發展,防范社會資本投資風險,敦促上市公司的改善環境。

(四)綠色風險投資。金融機構將資金投向清潔生產企業,這是較高市場風險和高資本收益的投資行為。

二、綠色金融強化企業的環保責任

(一)扶持與限制企業經營行為

綠色金融對企業生產經營扶持與限制的作用借助于企業的融資成本。綠色金融的扶持作用表現在對環境友好型企業提供低利率貸款;其限制作用表現在對污染企業實施懲罰性高利率的貸款,這些舉措改變了企業融資成本,促使企業經營行為導向保護環境。金融機構通過審查企業環境排放標準而為其提供上市融資的便利條件,規避環境風險,規范企業的環境行為。

(二)影響企業資金流向

由于企業的發展受到綠色金融的約束,企業必然要考慮環境保護的因素,規避綠色金融的利率風險,在新的投資領域里,優選的是那些有益于環保和有益于企業利潤的產業,而贏得綠色金融支持的發展機會。因此,企業的投資更多地投向環境風險低的產業,綠色產業、環保產業,推進企業產業的環保化[3]。

(三)加大企業環保技術創新

由于綠色金融推崇低投入、低能耗、低污染的產業,企業為了獲得綠色金融的優惠政策,必然會迎合綠色金融在環保方面的要求,改變原有的生產條件和生產技術,加大環保技術創新,優化產品設計和生產流程與工藝,實現較高產品的資源利用率。綠色金融促進企業技術創新的動力與壓力,在于創造企業的環保技術需求和節能減排的硬約束,來激發企業的技術創新,使企業成為環保技術創新的主體,推動企業環保設備和技術的升級換代。

(四)解決企業環境污染的外部性

由于企業造成的環境污染成本難以通過市場機制解決,因而具有很強的外部性。在以往環境問題的解決過程中,政府管理部門的介入也未能達到理想的效果。行政處罰更多表現為經濟處罰,對于環境污染的后果無法補救,導致政府失靈。通過綠色金融將環境污染風險因素融入企業的融資成本,利用金融風險管理技術,將環境污染為事前預防、過程監督、后果評估。這有效解決市場失靈和行政失靈,推進資源節約和環境友好社會的建設。

(五)影響企業的融資

企業在金融市場上通過發行股票和債券進行融資,而公眾的投資傾向于企業對環境污染的行為后果。以往投資者忽視了對于企業造成環境污染事實的考量,無法起到約束企業行為。當社會將環境污染因素納入投資回報中,必然會對企業在環保的行為有影響。在金融市場上,公眾購買企業的證券和股票,是為了在未來能夠獲得收益,而企業在經營過程中,出現了污染環境的后果時,受到行政或經濟制裁,必然影響了企業的經營,也影響了公眾投資收益,最終導致該企業的股票和債券收益的下跌,公眾投資會有損失。理性的公眾投資行為就會傾向于環保風險低的產業,這樣也就影響了企業的融資[4]。

三、總結

綠色金融通過綠色信貸、綠色保險、綠色證券政策、綠色風險投資等金融衍生工具為手段,促進節能技術、節能減排等宏觀調控政策的執行。綠色金融強化企業的環保責任,綠色金融對企業生產經營具有扶持與限制的作用,企業的投資將投向綠色產業、環保產業,推進企業產業的環保化。綠色金融促使企業成為環保技術創新的主體,推動企業環保設備和技術的升級換代。利用金融風險管理技術有效解決環境問題外部性的市場失靈和行政失靈。綠色金融影響到公眾對企業的投資行為。綠色金融降低了經濟運行的風險,并促進金融機構的健康發展,實現節能減排與綠色金融的雙贏[4]。

參考文獻:

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篇8

關鍵詞：貿易開放；水環境污染；要素稟賦效應；污染天堂效應；動態面板數據

中圖分類號：F124.5 文獻標志碼：A 文章編號：10085831（2016）03006408

一、問題與文獻回顧

進入21世紀，中國經濟繼續快速增長，國內生產總值從2000年的99 214.6億元增加到了2012年的518 942.1億元。特別是加入世界貿易組織以后，中國的對外貿易飛速增長，從2001年到2012年的12年間，中國進出口貿易總額的名義值年均增長39.9%。伴隨著中國貿易開放度的提升，由貿易引致的環境問題逐漸得到了人們的重視[1-3]。以水污染情況為例，中國2001年到2012年的12年間，廢水排放總量增長了92.9%①。很多學者的研究證明，貿易開放與近年來中國的能源消耗和環境污染之間存在顯著關聯，而且，自由貿易加速了能源消耗和環境污染[4-5]。因此，貿易開放對環境污染在何種程度上產生了什么樣的影響，便成為學術界爭論的焦點，也必然是相關宏觀政策制定的重要依據。

早在20世紀70年代，就有學者認為，經濟增長將會受到自然資源和環境污染的約束而不能長期持續，人們必須降低經濟發展的速度，以保護賴以生存的環境[6]。然而這只是理論分析，并沒有得到實證的檢驗。直到20世紀90年代，全球環境監控系統（GEMS）為經濟增長和環境污染的關系的實證研究提供了數據基礎。Grossman和Krueger首次以SO2和煙塵的排放為例，指出了污染物與人均收入之間存在“倒U型”關系（即環境庫茲涅茨曲線），并將貿易開放納入模型之中，提出了貿易開放對環境污染影響的“規模效應”、“技術效應”和“結構效應”[7]。后來，Copeland和Taylor通過構建南北貿易模型，完善了貿易與環境關系的理論研究[8]。然而，關于貿易開放對環境污染的影響方向，迄今為止仍存在很大爭議。目前被大部分學者所支持的理論框架是由Antweiler等提出來的，認為當其他因素不變時，貿易自由化對環境的影響取決于國家的類型，并依賴于該國的比較優勢，即貿易自由化與污染排放之間并非單一的線性關系[9]。Antweiler等的理論框架包含了一個以比較優勢為理論基礎的“要素稟賦假說”，以及一個“污染天堂假說”（Pollution Havens），進而代表內生環境規制的人均收入水平和要素稟賦共同決定貿易模式。要素稟賦假說認為，貿易自由化會使資本要素相對豐裕的發達國家的環境惡化，而勞動要素相對豐裕的發展中國家的環境將會得到改善。污染天堂假說則認為，人均收入較低的發展中國家會具有相對寬松的環境政策，使得他們在污染密集型產業上具有比較優勢，而人均收入較高的發達國家的環境政策相對嚴格，在清潔產業上具有比較優勢，因此貿易開放將導致發展中國家成為污染密集型產業的避難所。

針對以上情況，國內學者也展開了大量貿易與環境問題的研究。包群和彭水軍利用1996-2000年中國省級面板數據研究了貿易開放對六類污染物排放的影響，發現針對不同的污染物排放，其影響方向和效果有所不同[10]。李鍇、齊紹洲利用中國1997-2008年30個省市的面板數據，考察了貿易開放與中國CO2排放之間的關系，發現在CO2排放方面，貿易開放對環境的影響是負面的[11]。彭水軍等基于2005-2010年中國251個地級市的面板數據，分析了貿易開放的結構效應對三類污染物排放的影響，并通過不同虛擬變量的引入，考察對于SO2和煙塵指標，同時存在貿易開放帶來的要素稟賦效應和污染天堂效應[12]。林伯強、鄒楚沅利用2000-2011年間的相關數據，實證研究了“世界―中國”和“東部―西部”兩種經濟活動轉移過程中的環境污染機制，并得出結論，東西部經濟轉移過程也會加速東西部的污染轉移過程[13]。張艷磊等采用農資生產企業的微觀數據，證實了中國農資產品出口存在“污染天堂效應”，為中國環境規制政策制定和農資產品出口關稅設計提供了參考依據[14]。

綜合已有文獻，在采用計量模型對中國貿易與環境問題的研究中，大部分使用靜態面板數據，且研究選取了不同類別的指標，缺乏針對性。本文在環境污染指標的選取中，只針對中國的水環境污染進行研究，并合理地選取水污染指標，以確保研究的針對性和有效性。同時，考慮到水環境污染物的排放具有動態變化的特征，本文放寬了模型靜態的假設，采用動態面板數據進行估計。模型通過采用合適的滯后項作為工具變量，有助于解決人均收入和貿易開放之間可能存在的內生性問題。最后，在基本模型驗證的基礎上，本文通過加入不同的虛擬變量與貿易開放度的交叉項，進一步對“污染天堂效應”和“資源稟賦效應”進行識別，驗證兩種假說在中國水環境污染情況中是否成立；另外通過加入地區虛擬變量的交叉項，本文也將考察中國東西部在貿易開放影響水環境污染方面的差別。

二、模型構建

（一）理論模型

本文的實證研究選取Copeland和Taylor[8]、Antweiler等[9]的分析框架。模型考慮小型的開放經濟體系，該體系所面臨的世界市場價格Pw是確定的。且僅有資本K和勞動L兩種要素，生產X和Y兩種最終產品。其中X在生產過程中產生污染，而Y則不產生。假定以產品Y為基準計價單位（Py=1），產品X的相對價格為P。由于貿易壁壘的存在，使得經濟體商品X的價格不同于世界價格Pw，且可以表示為：

在以上三個方程中，M表示式（6）中除lnO以外的其他控制變量，交叉項為lnO與各虛擬變量的乘積。根據污染天堂假說，通常收入水平越低的地區，其環境污染規制越寬松，也越可能成為污染密集型產業的“避難所”。故在式（7）中加入虛擬變量IDum（收入虛擬變量）來捕捉可能存在的污染天堂效應。而根據要素稟賦假說，資本密集程度高的地區往往具有更高的污染排放強度，貿易開放將使得資本勞動比率高的部門成為污染密集型產業，因此貿易會引致該地區的環境污染排放加重，故在式（8）中加入虛擬變量KLDum（資本密集程度虛擬變量）來捕捉可能存在的要素稟賦效應。另外，由于受地理因素和相關經濟政策的影響，中國東西部的貿易開放程度存在明顯差異，為了考察這種明顯存在的差異，在式（9）中引入虛擬變量ReDum（地區虛擬變量）來捕捉可能存在的區域異質性。

三、數據來源和變量選取

本文所使用的數據來自相關年份的《中國統計年鑒》和《中國環境統計年鑒》中分地區的省市級資料。具體樣本為中國31個省市（包括4個直轄市）2004-2013年10年間的面板數據。針對模型中不同的變量，本文結合具體情況和前人的研究選取了相應合理的指標，具體情況如下。

其一，水污染物排放指標lnP。水污染的來源主要有居民生活中排放的廢水（生活污水）和人類生產過程中排放的廢水（工業廢水）兩大類。從水污染的化學指標出發水污染指標根據其性質可以分為物理指標、化學指標和生物指標，考慮到指標獲取的難易程度和可監測的準確程度，本文只選取水污染的化學指標進行研究，而不考慮其物理指標和生物指標的污染狀況。，本文所選取的水污染物指標包括有機污染物指標和無機污染物指標兩種。水環境的有機污染主要來自碳水化合物、蛋白質、脂肪等物質，由于其種類繁雜，難以逐一定量，但上述有機物都有被氧化的共性，即在氧化分解中需要消耗大量的氧。所以本文選取化學需氧量（Chemical Oxygen Demand， COD）排放量及排放強度作為研究的有機污染物指標排放強度為單位GDP內的污染物排放量。。在水環境的無機污染中，污水中的氮為植物的營養物質，而過量的氨氮排放使天然水體中的藻類大量生長和繁殖，水體產生富營養化現象。所以本文選取氨氮排放量及排放強度作為研究的無機污染物指標。而本文所選取的兩類污染物指標可以涵蓋生活污水和工業廢水兩大污染來源，具有一定的針對性和代表性。

其二，人均收入lnI。根據環境庫茲涅茨曲線（EKC）假說，人均收入水平是影響污染物排放的重要控制變量。本文選取各省市的人均GDP作為代表人均收入的指標進行研究，并考察基本模型中一次項和二次項的估計系數，進一步驗證經濟增長的規模技術效應在中國水污染中的曲線軌跡。

其三，資本勞動比率lnKL。資本密集程度較高的部分往往污染程度也較高，因此資本勞動比率可以用來反映生產的結構效應對環境產生的影響。參照林伯強等人的做法[13]，本文用人均資本存量作為指標反映資本勞動比率的大小。人均資本存量用資本存量除以年末就業人數得到。其中各省市各年份的資本存量根據張軍等人的方法計算得出[20]。

其四，貿易豐裕度lnO。根據前人的研究，本文用各省市相關年份的進出口總額占其GDP的比重作為指標，代表其貿易豐裕度。由于貿易的原始數據單位為美元，本文采用相關年份的平均匯率將其轉化為人民幣再進行計算得出貿易豐裕度的大小。該控制變量用來衡量貿易開放對水環境影響的結構效應。

其五，虛擬變量。如前文指出，本文通過分別引入虛擬變量IDum和KLDum，在基本模型的基礎上將考察貿易開放的污染天堂效應和要素稟賦效應在中國水環境污染方面是否存在。其中IDum為收入虛擬變量，以人均收入水平為標準，其收入水平在中位數以上的省市取值為1，否則為0。KLDum為資本密集程度虛擬變量，以人均資本存量為標準，其水平在中位數以上的省市取值為1，否則為0。此外，ReDum為本文引入的地區虛擬變量，西部10個省市取值為1，其他省市為0西部10個省市包括：西北五省的陜西省、甘肅省、青海省、寧夏省和新疆維吾爾族自治區以及西南五省市的重慶市、四川省、貴州省、云南省和自治區。。

四、回歸結果分析

（一）基本模型估計結果

公式（6）用被解釋變量（污染排放）的一階滯后項表征動態面板的同時采用兩步估計法對模型結果進行估計。同時，為了解決模型可能存在的異方差問題，參數估計的標準誤采用穩健估計量。具體模型估計結果如表1所示。

從模型整體檢驗結果看，四個基本模型AR1統計量均在1%的水平上顯著，且AR2統計量均不顯著，說明模型擾動項的差分均存在一階自相關，但不存在二階自相關，故接受“擾動項無自相關”的假設，可以使用差分GMM模型。所有模型的Sargan統計量均顯著，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設。

表1的估計結果顯示，四個基本模型的滯后一期的水污染指標均顯著為正，說明水污染的排放量和排放強度的調整確實是一個連續、動態的積累過程，進一步表明本文的動態模型設定形式是有效的。通過對EKC方程形式的估計可以發現，對于有機污染的化學需氧量排放和無機污染的氨氮排放（無論是排放量還是排放強度），人均收入的一次項系數均顯著為負，而二次項系數均顯著為正，說明人均收入和水污染排放之間呈現顯著的“U”形關系，即對于中國水污染排放，經濟增長的規模技術效應與“EKC假說”結論相反。四個基本模型中反映直接結構效應的資本勞動比率系數均不顯著，這可能是由于生活污水排放在整個水污染排放中所占比重較大，而導致反映生產結構效應的資本勞動比率對污染排放的影響不顯著。四個基本模型中反映貿易開放的結構效應的系數lnO均顯著為正，這表明貿易開放度提高加劇了中國水環境的污染排放。值得注意的是，這一結論與彭水軍等[12]在水污染排放中得出的結論截然相反。本文認為這可能是他們關于水污染的研究指標選取為廢水排放量和排放強度，而并非剝離出主要的有機污染物和無機污染物排放指標而導致的。

（二）污染天堂效應、要素稟賦效應和區域異質性檢驗

環境污染監管和要素稟賦共同決定一個經濟體的比較優勢。本部分通過引入貿易開放度的相關交叉項來識別決定中國水環境污染密集型產品貿易模式的比較優勢來源，即實證研究污染天堂效應和要素稟賦效應在中國水環境污染中是否存在，二者又是如何作用于貿易引致的結構效應，并就貿易開放對中國水環境影響可能存在的區域異質性進行檢驗。具體的模型是在基本模型的基礎上，采用公式（7）、（8）、（9）的形式進行驗證。模型估計結果如表2和表3所示。

在加入收入虛擬變量之后，無論是對于化學需氧量這一有機物排放指標還是氨氮這一無機物排放指標，交叉項回歸系數與lnO回歸系數相比均顯著增大，且彈性值增大為原來的10倍左右。說明與低收入地區相比，高收入地區的貿易開放會導致水環境污染排放的加劇，即對于中國水環境污染并不存在污染避風港效應。在加入資本勞動比虛擬變量之后，交叉項回歸系數與lnO回歸系數相比均顯著縮小。說明隨著貿易開放程度增加，資本勞動比較低地區的污染排放水平要高于資本勞動比較高的地區，即對于中國水環境污染也不存在要素稟賦效應。在加入地區虛擬變量之后，交叉項回歸系數顯著為負，說明對于中國西部經濟欠發達地區，貿易開放會降低其水污染排放，相反對于中東部經濟相對發達地區，貿易開放會增加其水污染排放。

五、結論與討論

本文基于2004-2013年10年間中國31個省市的面板數據，結合動態面板數據和差分GMM估計方法，實證研究了貿易開放引致的結構效應對中國水環境污染的影響。與已有文獻相比，本研究只針對中國水環境污染，選取化學需氧量和氨氮排放作為指標進行研究，另外，通過引入貿易開放的各種交叉項，進一步考察了中國水環境污染的“污染天堂效應”、“要素稟賦效應”以及可能存在的區域異質性。研究得到以下主要結論。

基本模型的回歸結果顯示，對于有機污染的化學需氧量排放指標和無機污染的氨氮排放指標，貿易開放的結構效應導致中國水環境污染排放顯著增加。從彈性值看，貿易開放引致的中國水環境污染排放小于經濟增長的規模和技術效應。這表明，經濟發展是導致中國水環境污染加劇的主要因素，而貿易開放的結構效應也會在一定程度上增加中國水污染的排放。另外，從環境庫茲涅茨曲線的驗證看，中國水環境污染隨經濟發展呈現“U”形軌跡，即在2004-2013年10年期間，中國水環境污染排放隨人均收入水平增加先減少后增加。

通過加入貿易開放的各種交差項識別決定中國貿易開放結構效應的比較優勢來源，本文研究進一步得出結論，對于有機污染的化學需氧量排放指標和無機污染的氨氮排放指標，中國貿易開放過程中并不存在所謂的“污染天堂效應”和“要素稟賦效應”。但值得注意的是，隨著資本要素積累和污染密集型產業的發展，中國越來越多的資本密集型產業將獲得比較優勢，進而污染密集型產品的出口增加，這也將加劇中國水環境污染的進一步惡化。因此，需要通過不斷完善中國水資源環境管理體系，實施最為嚴格的水污染監控管制，從而避免可能發生的貿易引致的中國水環境污染的進一步惡化。

最后，本文對中國水環境污染的指標選取為包括生活污水和工業廢水一起的化學污染指標。事實上，生活污水在整個水污染排放中占據了較大的比重，這也可能影響中國水污染“污染天堂效應”和“要素稟賦效應”的實證結果。在今后的研究中，進一步剝離出貿易開放分別對中國生活污水和工業廢水排放的影響將是一個值得深入研究的方向。

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Abstract:Through occupies the crisis analysis which to the healthy persons the environment connotation as well as the environmental pollution create, from sustainable development's angle, elaborates the healthy persons to occupy the environment and the green building material relations. The human who causes in view of the building material occupies the environmental pollution, proposed that builds the healthy persons to occupy the environment the best way utilizes the green building material.

關鍵詞:健康人居 環境 環境污染 綠色建筑材料

key word: The healthy persons occupies Environment Environmental pollution Green building material

現代科技的高速發展,使人們在享受當代文明的同時,忽視了自然環境的保護。致使環境不斷惡化、土地嚴重沙化、空氣質量下降、自然災害頻發、溫室效應、淡水資源日見枯竭等。人類居住環境的健康問題引起了全世界居住者和輿論的關注,人們越來越迫切地追求擁有健康的人居環境。

健康的人居環境營造是綠色建筑規劃、設計和綠色建筑技術、材料的高效集成。環境破壞的罪惡之源不僅僅是工業污染,更嚴重的是建筑方面的污染。建筑物在建造和運行過程中需要消耗大量的自然資源和能源,并對環境產生很大程度的影響,而建筑材料是建筑的靈魂。合理運用建筑材料,在保護環境、節約能源、緩解水資源短缺等方面占有極為重要的地位。隨著我國可持續發展戰略的提出及人們對健康人居環境的要求,運用綠色的設計、綠色的建材營造綠色健康的人居環境已經是全球建筑界的共同選擇,成為不可阻擋的世界性潮流。

一、健康人居環境的概念

1.1 人居環境

人居環境也叫“人類住區”(Human Settlement),或者叫“人類聚居”。它的含義就是人類生存、從事生產、進行各種社會活動所在的環境。人類的居住環境是由社會環境、自然環境和人工環境所組成,它不僅僅是指住房、小區及城市,它是人類活動的全過程,包括居住、工作、教育、衛生、文化、娛樂等,以及為維護這些活動而進行的實體結構的有機結合。

1.2 健康的人居環境

健康的人居環境首先要建立人與自然之間的和諧關系,體現社會關系的完好,它的主要基點是一切從居住者出發,利用已有的對環境和健康有益的綠色建材,向居住者提供一個健康而舒適的室內環境,與自然、社區和整個環境相協調。

1.3 人居環境的健康性

人居環境的健康性主要是指影響居住者身心健康的室內外環境因素,它包括室外環境的陽光、空氣、水、綠化、避免噪聲干擾,要使居住者有社區感,確保居住者的私密性。室內環境要控制空氣質量下降,做到建筑裝飾材料的無害化、綠色化。

二、人居環境所面臨的問題

地球哺育了人類,環境與人類的健康息息相關。由于城市建設發展的不平衡,人類居住環境急速惡化。近年來我國發生的白血病案例和國內外醫學專家研究證明,白血病與室內環境污染問題有著直接原因,引發白血病的室內環境因素主要三個方面:一是室內環境中的化學性污染。大家關心的裝飾裝修材料和家具污染問題,是引發白血病的重要室內環境因素。裝修和家具造成的室內環境中的苯污染、甲醛污染都對人們的健康造成傷害。苯污染主要來自于裝修和家具中使用的油漆涂料膠粘劑,甲醛污染主要來自于人造板材料和各種家具中。2005年世界衛生組織公告,把甲醛污染列為一類致癌物質,并且提醒大家“甲醛污染與白血病有關聯”。 二是室內環境中的放射性污染,主要來自于新建筑房屋建筑材料中的放射性氡污染、裝飾裝修材料中的放射性污染等等。特別是一些家庭裝修中使用的天然石材和瓷磚是造成室內環境中的放射性污染的主要原因。三是室內環境中的電磁輻射污染,主要來自于室內的各種家用電器和住房附近的高壓線和發射塔等設施。

2.1 室內環境質量不斷惡化

隨著我國人民生活水平的不斷提高,居室裝修方興未艾,大量化學裝飾材料應用于居室裝修,在美化生活的同時,也更加重了室內環境的污染,已嚴重地影響到人們的身心健康。根據室內環境污染的大量調查分析與研究,已經測到的有毒有害物質達數百種,居室空氣主要污染物產生于下列材料中:

2.2 甲醛的危害

甲醛是一種無色易溶的刺激性氣體,來源于人造板材所使用的膠粘劑和內墻涂料。是室內污染物的一個重要來源。對人體健康的影響主要表現在嗅覺異常、刺激、過敏、肺功能異常、肝功能異常、免疫力異常等方面。

2.3 放射性核素的危害

室內對人體危害最大的放射性核素是長壽命的放射性核素放射的 射線和氡氣。建筑中天然的材、砂子、土壤、礦石等都含有放射性核素,它可以導致人體高血壓、白血病,并具有一定的致癌性。

三、運用綠色建筑材料營造健康人居環境

3.1 綠色建筑材料的含義

“綠色建材”是在1988年國際材料科學研討會上首次提出,隨后在1992年聯合國召開了環境與發展大會,并于1994年設立了“可持續產品開發”工作組。各國紛紛制定了“綠色建材的性能標準。歸納而言,綠色建材是指在原材料的利用、生產過程、施工過程、使用過程、廢棄物處理等過程中,對環境基本不產生污染,對人類生存環境和健康無害的建筑材料。綠色建材應具備以下特點:

(1)節約能源與資源,大量使用工業或城市廢棄物生產的無毒害、無污染的材料。

(2)生產過程中不形成新的污染源。

(3)具有更高的使用效率和優異的材料性能,從而能降低建筑材料的消耗。

3.2 發展綠色建材的必要性

建筑材料是重要的基礎材料工業和原材料工業,是國民經濟的支柱產業,也是天然資源和能源消耗最高、對生態環境破壞最大、污染大氣最多的行業之一。這些因素已成為建筑材料工業發展的幾大障礙,制約著我國經濟、社會的可持續發展。只有走開發使用綠色建材,有效的利用資源,親和自然、保護自然,才能使人類擁有健康、舒適的環境,也是使人類合理地解決生存與發展的矛盾,實現“與自然協調,與環境共生”的必由之路。

3.3 推動綠色建材營造健康人居環境的政策措施

營造健康的人居環境是一個巨大的系統工程,體現在建設全過程的系統管理,政府要加強政策引導,通過一系列標準、規范及強制性措施來推動綠色建材營造健康人居環境。

設計是整個建設過程的龍頭,在設計階段,設計師要和業主一起就建筑物的各項環境指標進行

考察。要結合國家法規及各級政府的管理體制、配套措施,按照生態建筑、綠色建筑的技術體系優先且自愿選擇對人體無害、環保、綠色的建筑材料。制定有關技術標準,確定各種材料必須檢測的污染物項目、合格指標,加強材料各項性能指標的檢測,建立健全科學的綠色建筑材料指標體系。加速新型綠色建材的開發及推廣應用,利用市場機制和政府經濟激勵政策,強制性限制或淘汰落后產品的使用。建筑工程竣工驗收時,業主不但要對功能指標、結構安全性進行檢查驗收,還要配合各級檢測機構對各類環保指標進行評估和驗收,把環境污染治理落到實處,還要加強施工過程的環境控制,使施工過程具有節能、降耗、低污染的特征。

四、結語

綜上所述,可以看出人居環境是與建筑材料密切相關的,只有運用綠色建材才能從根本上解決人居環境的不斷污染惡化問題,為人們創造一個健康、舒適的人居環境。科學技術發展至今,人類已從“最大限度向自然索取財富”改變為“合理利用資源,讓人類活動與生態環境協調起來”,這個觀念的轉變讓人類付出了高昂的代價。同時我們清醒的認識到,解決人居環境的健康問題的確存在著一種建筑材料的綠色化的要求和真實途徑。特別是在工程裝修時要提倡“綠色裝修”,就是以人為本,注重環保和生態平衡,注重回歸自然,盡可能不使用有毒的建筑裝飾材料,運用綠色建材讓人們擁有一個健康的人居環境是新世紀任重道遠的目標。

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一、環境保護領域的經濟思想與經濟手段

    (一）環境保護的基本經濟思想--外部成本內在化

當企業從事生產活動影響社會公眾的福利，但卻不必為此付費,就會產生經濟學所說的“外部性”。企業生產活動既可能產生正的外部性,如從事果園林木種植活動改善了鄰居環境；也可能產生負的外部性，如發電企業二氧化硫排放降低了周邊空氣質量。環境保護領域中主要關注負的外部性問題。如果企業不為負的外部性支付費用，將導致企業生產活動的社會成本大于企業成本，高出的部分稱為外部成本，也就是由企業以外的其他社會公眾所承擔的成本,例如由于環境污染導致的健康支出、環境治理等成本。企業成本支出中由于不包含外部成本，因此其供給曲線將會向右移動，導致企業實際產量大于社會最適產量。也就是說,在企業把產量從社會最適產量擴展至實際產量時，對社會福利的損害超過了自己獲取的增量利益。為了防止這種情況,我們必須思考如何通過制度設計將外部成本轉由企業承擔，使得企業成本能夠反映外部成本。下面就是幾種著眼于外部成本內在化的經濟手段。

(二）外部成本內在化的經濟手段

環境保護中外部成本內在化的經濟手段主要有以下幾種：

    1.矯正稅

又叫庇古稅,在我國則由企業通過排污費的方式體現出來。矯正稅理想的征收水平應該等于該企業經營活動引起的外部成本。矯正稅和行政管制達到一樣的效果，如果稅率足夠高，一樣可以讓污染企業關門。但是矯正稅比行政管制更有效率。在行政管制下，如果一家企業將排污量降到了政府規定的水平比如500噸,是沒有動力進一步減少排放的。而矯正稅的設計與征收則以企業的外部成本為基礎,而與排污量直接相關，因此企業即使將排污量降低到了500噸,依然有動力進一步減少排放。而且行政管制更容易帶來權力尋租而滋生腐敗。

2.污染許可證

或者叫做排放權。既然絕對禁止污染排放是不可能的，那么政府制定出總的污染排放水平，而將污染物的排放權公開拍賣,并允許排放權公開交易。因為出價最高獲得排放權的人,生產效率也比較高,在社會總排放水平一定的情況下,社會整體福利水平也最高；或者社會福利水平一定的情況下，污染排放水平最低。污染許可證和矯正稅實施過程雖然非常不同,但效果卻近似,都要向政府付費將外部成本內在化。但矯正稅的征收成本要高過污染許可證的成本。

3.環境責任保險

環境責任保險又稱作綠色保險,是以被保險人因污染自然環境及其構成要素如水、土地或空氣，而依法應承擔的賠償責任作為保險對象的保險。嚴格的講,這里外部成本內在化的直接原因并不是環境責任保險,而是環境法律責任。環境法律責任通過促使生產企業向保險公司交納環境保險費的方式使得外部成本“內在地”反映在企業成本里。

(三）矯正稅、污染許可證和環境責任保險的比較

矯正稅、污染許可證和環境責任保險三者都秉持了“污染者付費”和‘‘外部成本內在化”的原則，以期實現社會資源的有效配置。與矯正稅或和污染許可證相比,環境責任保險在實現外部成本內在化的同時,還兼顧了效率與公正,而且在公正方面更全面。矯正稅或者排污費則不僅征管成本高,而且不具備直接賠付受害者的功能，因為而矯正稅、拍賣污染許可證收入均形成政府收費的一部分，并不一定用于受害者經濟補償。例如,根據我國排污費主要用于下列項目的撥款補助或者貸款貼息：(1)重點污染源防治；(2)區域性污染防治；（3)污染防治新技術、新工藝的開發、示范和應用；（4)國務院規定的其他污染防治項目①。因此，雖然矯正稅和污染許可證收入形成政府收費的一部分,但不具備直接賠付受害者（外部成本的實際承擔者）的功能;而環境責任保險的直接補償對象是環境污染的受害者，因而兼顧了效率與公正,在實現社會正義、構建和諧社會方面效果更好。對于“污染者付費”原則，理想的情況是:從效率角度考慮，污染者支付的費用應該能夠實現“外部成本內在化”的目標;從社會公平公正方面考慮，污染者支付的費用應該用于受害者。而環境責任保險則兼具這兩項功能。

當然,我們還必須認識到，環境責任保險并不能完全代替矯正稅和排放權拍賣。一方面,環境責任保險是建立在較為完善的侵權法律制度基礎之上,環境責任保險處理的賠付須以受害人提起法律形式上的索賠并獲得法律支持為前提,然而外部成本承擔者可能并不知曉自己是受害者,或者知曉但缺乏相關法律保護而索賠不成功，因此減少了污染企業對環境責任保險的需求。但是這恰好說明一個問題,責任法律制度越完善的社會,環境責任保險在外部成本內在化過程中的地位越重要，環境責任保險保費占外部成本的比率就越高。另一方面,環境政策的決策過程并非是一個純粹經濟學思維的過程,在環境保護領域中選擇何種經濟手段還要做社會、政治甚至民俗習慣等多個方面的考量。但如果存在選擇的可能,則應該是以強制環境責任保險（當然不排斥自愿保險）、拍賣污染許可證、矯正稅、行政管制的優選順序，只有在前面的手段不能選擇,或者不能充分發揮作用的情況下再考慮選擇后面的手段。

二、環境責任保險的承保范圍與實施模式

(一)承保內容

按照保險制度的一般原理,保險公司只對外來的、突發的事件導致的索賠承擔保險責任。然而現在很多環境污染卻屬于漸進性污染，所謂漸進性污染是指隨著時間的流逝，逐漸對環境造成的污染，如由于工業及生活廢氣的排放造成的大氣溫室效應，由于工農業生產污水排放造成河流水質逐步惡化，水體功能逐步降低等均屬于這類污染。實際上環境污染大都是屬于漸進性污染。現在環境責任保險中存在的突出問題是：環境責任保險是否對漸進性污染進行承保？如果保險不對此類污染進行承保，將使得自身的社會性功能大打折扣。但是目前保險界多將漸進性污染作為除外責任,就是說環境污染責任保險的承保標的以突發、意外事故所造成的環境污染直接損失為主。這就使得保險在‘‘外部成本內在化”過程中的作用受到很大局限。

能不能承保漸進式污染其實是一個技術性問題。漸進式污染和以往積累下來的污染責任，可能在未來發生索賠。對于這種漸進性環境污染，可保險公司以經過對未來責任進行評估后，向企業收取一筆環境責任保險基金，用于支付未來針對投保企業提出的賠償責任。在保單設計上，可已經漸進式污染和以往積累下來的污染責任與今后保險期間的突發性事故導致的環境污染責任合并定價處理。總而言之，保險公司不能對于難以按照常規承保的業務一概拒保，保險業界需要以一種創新的態度對待社會的風險管理需求。

(二）實施模式

至于環境責任保險的實施模式，目前我國關于環境侵權法律制度尚不健全,環境污染責任糾紛解決機制尚不完善,企業缺乏環境污染責任風險意識,地方政府往往從發展地方經濟考慮而袒護污染企業，受害群體往往成為弱勢群體難以獲得合理的賠償,污染企業難以實現外部成本內在化。因此在現階段我國應以強制保險為主、自愿保險為輔,待以后我國關于環境侵權法律制度逐步完善，投保人環境責任風險意識逐步增強、環境責任保險投保需求逐步增加后，再過渡到以自愿保險為主、強制保險為輔的階段。

現階段,對于高危險性、高污染性行業實行強制責任保險,對于一般性企業實行自愿保險。政府需要做的工作是制定出適用環境責任保險的化學物質（含數量限值標準）和高危行業名錄,對超過該數量限值的危險化學物質，企業必須購買商業責任保險。政府可以根據企業規模、銷售額、排放水平、企業地理坐落位置等因素制定責任限額,而企業自主選擇保險投保。對于污染風險較低的企業,可以采取鼓勵性措施,提供一定的保費補貼,如可以考慮從排污費中提取一定比率,但要清醒的認識到，這是一項權宜之策，目的是為了提升企業環境保險意識,積累環境責任保險的實踐運行經驗,而不能長期使用，因為它損害了“外部成本內在化”的經濟學原理,不利于社會經濟資源的有效配置。

三、中國企業對環境責任保險的認識誤區與澄清

環境責任險是一種在西方非常普遍的險種,但在中國的推進工作卻困難重重,相關研討會開了不少，但似乎對于提高環境保險意識收效甚微,試點工作也多不理想。拋開保險公司方面,就投保企業而言，主要存在兩種認識上的誤區阻礙著環境責任保險的發展。

一種是一些抗風險能力差的企業社會責任感差，企業支付能力弱，認為環境責任保險加重了企業負擔，不愿投保環境污染責任險。有些企業聲稱:如果強制他們購買環境責任保險,將導致企業關門。如果以經濟學的角度來看，即便這是事實，也恰恰說明該企業具有嚴重的負外部性，該企業生產經營活動的社會成本大于企業成本。以往能夠勉強維持生存可能是地方政府處于發展經濟考慮單純追求所謂的“發展經濟”和GDP指標而對污染企業網開一面，沒有征收足夠的排污費。而今一旦通過環境責任保險將外部成本內在化,而且只是一部分外部成本內在化,該企業便經營不下去，也就是邊際利潤為零或負數,這說明該企業本是一種應該淘汰的企業,其生產活動損害了社會的整體福利。

另一種是以石油石化等行業為代表的財力雄厚、抗風險能力強的大企業,認為企業不會發生環境污染事故(2010中石油大連泄漏事件和2011年的中海油海上泄漏事件應該使他們的態度有所改變）,同時認為自己財力雄厚,且設有涉及環保方面的“安全生產保證基金”，即使發生了環境污染事故，也可自行解決污染賠償問題，因而不愿投保環境責任保險。首先，環境保護是一個長期性事業，對于環境保護的各項措施，從一個長經濟周期看待和評估,應該著眼于在所有情況下都能夠保證污染企業具備環境責任賠償能力。如果追溯至十幾年前，由于對東南沿海走私活動打擊不力便導致石油石化行業虧損，連職工工資發放都困難，大批職工下崗。目前該行業的“財力雄厚”應歸因于壟斷地位,而非企業自己的競爭力。然而,政府對于國有企業改革的方式，能源政策的制定并非一成不變,而應該是與時俱進的。石油石化行業怎能保證在未來長期一定‘‘財力雄厚”并建立和維護‘‘安全生產保證基金”的能力。退一步講，即使今后允許石油石化行業繼續保留“安全生產保證基金”制度,從經濟上考慮也是低效率的。如果一家企業自己獨自設立所謂的“安全生產保證基金”，該基金設立多大規模呢？為了保證在環境責任事故發生時有足夠的賠付能力，該基金必須按照最高環境污染賠付責任設立。但是如果參加以大數定律為基礎的環境責任保險制度，則只需要按照環境責任風險的期望損失繳納保費。而環境責任風險的期望損失是遠遠低于環境責任風險的最高損失的。因此企業獨自設立“安全生產保證基金”并按照最高賠付責任儲備資金是無效率的，因為有過多的資金，也就是超過保費水平的資金將游離在企業生產過程之外而失去效率。