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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关键词：财政分权 地方财政 环境质量
一、 从国外的文献来看，较早的财政分权理论认为，财政分权的程度越高，环境污染越低。Tiebout（1956）利用“用脚投票”理论解释了较高的财政分权体制可以激励地方政府提供更多的公共服务来满足居民的需求从而吸引更多的居民来该辖区居住，其中就包括提供较低的环境污染程度。
近些年来，国外关于财政分权对环境质量影响的研究，结论不一。有学者认为，财政分权使得环境质量提高，而有些学者认为，财政分权使得环境质量降低。从理论研究角度，Kunce and Shogren（2007）认为，分权监管环境会产生“竞次”现象，为了吸引新的商业和创造就业机会，地方政府可能会通过放松环境监管来降低所引进的商业企业的社会成本，促使地方政府放松环境监管标准，导致环境质量下降。Fredriksson et al（2003）认为，地方政府降低环境标准或以其他地区为标杆制定标准是为了吸引投资，增加就业机会或税收等，而环境作为具有显著外部性的公共物品，地方政府很少有动力去关注他们的不作为给周边区域强加的污染成本问题
从实证研究角度看， Potoski（2001）考察了美国《清洁空气法案》颁布前后大气污染状况。在假定地方政府以辖区居民福利最大化为目标时，发现各州之间并不存在明显的税收趋劣竞争现象，甚至有的州环境标准设置在国家水平之上，即表现出“趋优竞争”。 Chirinko and Wilson（2007）认为地方政府针对不同类型的污染会采取不同的污染治理策略，即类似“骑跷跷板”
二、 国外文献基本是针对财政联邦制下，地方政府具有独立的税率决定权的财政分权行为进行研究的，而我国地方政府并不具备独立的税率决定权。不同于西方国家的财政分权，中国的财政分权伴随着政治集权，晋升激励使得地方政府官员有非常强的（政治）动力促进地方经济快速发展。中国地方政府的治理模式是“自上而下”的“标尺竞争”，即地方政府更多的只需要对中央政府负责，中央政府通过以GDP为主导的考核机制对地方政府进行考评。在中国，中央政府拥有绝对的权威任命地方官员，因而有能力奖惩地方官员的行为，那么中国式财政分权对环境污染的影响又是怎样的呢？国内专门作中国式财政分权对环境影响的研究主要分为理论研究和实证研究两个方面。
从理论研究的角度看，对于财政分权与环境污染之间的关系，几乎国内外所有学者都主要从财政分权对地方政府行为产生的影响这一角度进行理论分析。而以钱颖一（1997）为代表学者则指出传统理论中对于政府官员的假设是存在问题的，政府官员也会为了寻求自身的利益而做出与辖区居民的愿望相违背的决策。就环境质量来说，如果缺乏一套激励相容的制度，地方政府政府官员就会从自身利益最大化的角度出发为辖区内的居民提供最低标准的环境质量。因此，从理论分析而言，地方政府对于环境治理与污染控制的动机是存在不足的。蔡昉，都阳，王美艳；（2008）认为，中国的环境问题是由粗放式经济发展模式导致的，而这种发展模式又源于“中国式分权”下的政府行为。地方政府是否有足够的激励，牺牲短期的增长以换取长期的可持续发展？特别是，中国改革以来的高速经济增长，在很大程度上是靠地方政府追求GDP及其带来的财政收入推动的，节能减排要求是否与地方政府的动机激励相容，是任何有关政策能否有效的关键。周业安等（2004）认为，中国式分权和基于经济增长的政绩考核体制导致地方政府为了吸引外部资源展开互攀式竞争，虽然对经济发展起到积极的推动作用，却使得地方政府对改善环境的偏好不断降低，带来的是环境质量的不断下降。张凌云，齐晔（2010）分析了作为“理性人”的政府，在面临政治激励（政绩考核下的经济发展动力）和财政约束（地方政府财税压力大）下的环境监管困境，只是没有对相应的理论进行实证检验。
总之，从理论上分析，大多数研究结论都认为财政分权与污染量排放存在负激励。
从实证研究的角度看，李永友、沈坤荣（2008）对我国污染控制政策的减排效果进行了系统研究，并同时考察了公众环保诉求、邻近辖区污染控制策略以及中央政府的污染控制行为等因素的效应，得出了一些有价值的结论。杨海生等（2008）则利用空间计量模型对我国地方政府间环境政策竞争进行了实证检验，并得出地方政府间环境政策存在明显的相互攀比式竞争，即周边省份环境治理投入多，本辖区投入也多；周边省份监管弱，本辖区环境监管也弱的结论。杨瑞龙、章泉（2007）实证检验了中国的财政分权对环境质量的影响，得出财政分权度越高，环境质量越差，验证了财政分权可能导致地方政府降低环境保护的努力。张克中，王娟，崔小勇（2011）从碳排放的角度，利用1998—2008年省级面板数据分析了财政分权与环境污染的关系。研究发现，财政分权与碳排放存在正相关关系，分权度的提高不利于碳排放量的减少，这说明财政分权可能会降低地方政府对碳排放管制的努力，财政分权导致碳排放增加的影响途径主要是第二，第三产业。洪璐，彭川宇（2009）从中央政府与地方政府总收益函数分析出发，指出中央政府与地方政府在地方政府环境治理、财政支出比例选择上存在的差异；运用混合战略博弈模型对中央政府与地方政府博弈行为进行分析，得出地方政府执行环境政策的最优概率及中央政府对地方政府环境政策执行情况进行监督的最优概率。
总之，从国内文献的研究来看，基本上还是认为，财政分权加大了地方环境污染。但是，研究越来越细致。如把环境污染的种类再细分，发现财政分权对不同污染物的影响是不同的。闫文娟，钟茂初（2012）利用1999——2008年省级面板数据进行实证检验，发现中国式财政分权确实增加了外溢性公共物品（如废水）以及覆盖全国的纯污染公共物品（如二氧化硫）的污染排放强度，但并没有增加地方污染公共物品（如固体废弃物）的污染排放强度。由此得出结论，财政分权对不同性质的污染公共品的影响是不一样的。 又如，采用不同的财政分权度量标准，会得出不同的结论。薛刚，潘孝珍（2012）发现，以支出分权度衡量的财政分权指标与污染物排放规模负相关，且实证结果具有稳健性，以收入分权度衡量的财政分权指标与污染物排放规模的关系从实证的角度来讲不确定。此外，针对我国各省区的不同的经济发展水平，有学者提出了新的假说。李猛（2009）考察了财税收入对地方政府环境监管行为的影响，在环境库兹涅茨假说的基础上提出了中国环境污染的新假说， 环境污染程度随着人均地方财政能力水平的提高而持续上升，当人均地方财政能力水平超过倒U型曲线拐点值后，环境污染程度趋于下降，并利用中国省际面板数据进行验证。研究表明，中国环境污染程度与人均地方财政能力之间呈现显著的倒U型曲线关系，现阶段几乎所有省份的人均财政能力与倒U型曲线拐点值相去甚远。面对这种情况，需要中央政府改善财税激励以优化地方政府的环境监管行为，实现经济发展方式的根本转变。
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10闫文娟，钟茂初：中国式财政分权会增加环境污染吗？【J】，财经论丛 2012，（5）
11 杨瑞龙，章泉，周业安：财政分权、公众偏好和环境污染——来自中国省级面板数据的证据【R】，中国人民大学经济学院经济所宏观经济报告， 2007
12 张凌云，齐晔：地方环境监管困境解释——政治激励与财政约束假说【J】，中国行政管理， 2010， （3）
13 崔亚飞，刘小川：中国省级税收竞争与环境污染——基于1998-2006年面板数据的分析【J】，财经研究， 2010， （4）
14洪璐，彭川宇：城市环境治理投入中地方政府与中央政府的博弈分析【J】，城市发展研究，2009（1）
[关键词]环境经济分析，燃煤电厂，环境损害成本
中图分类号：X820 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2015）03-0160-01
1、背景
目前，伴随着我国经济持续高速发展环境污染问题日益突出，尤其是燃煤电厂在电力生产过程中排放的煤烟型大气污染物对环境造成了严重的污染。电力行业的迅速发展促进了我国国民经济的迅速发展，但是大量燃煤电厂的投运对人类赖以生存的周围环境也产生了严重的影响。尤其是降低了大气环境，严重影响着人类的身体健康。
目前国内燃煤电厂的环境影响评价主要着眼于对污染物的浓度分布预测和对污染物产生的影响进行定性描述。对所投入的污染治理设施的经济评价也只是对工程总投资、运行费用和相应的效率进行比较。由于无法将环境效益定量化的描述和比较，因此项目的相关决策者尤其是非专业的决策者对很难对环保效益有客观公正的了解。这种结果也很难直接应用于环境影响评价的经济损益分析。目前环境成本还并没有完全被发电企业成本核算体系中考虑在内，在现行的电价机制中环境成本也没有得到相应的体现。这样情况必然导致燃煤电厂在经济决策过程中忽视社会效益，片面追求自身经济利益最大化而最终造成严重的环境污染，这也是目前燃煤电厂造成环境污染恶化的重要原因。
环境影响经济评价也称为环境影响经济损益分析是环境影响评价工作的重要组成部分， 其主要任务是衡量建设项目需要投入的环保投资所能收到的环保效果， 包括用于控制污染所需投入的费用和控制污染后可能收到的环境与经济实效。经济效益比较直观，容易进行货币化计量。而环境污染带来的损失则很难进行货币化计量。目前环境影响评价工作未能充分考虑建设项目的外部性因素，因此经济损益分析实用性较差，未能在项目建设中起到应有的评估与参照价值。
2、解决思路
因此加强燃煤电厂的环境污染损害的基础性研究，加强对项目实施的合理性、可行性进行科学的论证和评价，对电力行业制定相应的政策、法规提供准确详尽的参考便成为需要我们解决的关键问题。我们将问题的解决通过以下几个方面进行展开。
⑴ 在深入研究燃煤电厂环境损害成本估算的研究背景及重要性的基础上，研究开展环境影响经济评价的意义和进行燃煤电厂大气污染环境损害成本估算的必要性。同时对国内外环境影响经济评价的研究现状和发展方向进行阐述，以便了解国内外相关领域的发展现状。
⑵ 研究环境损害成本计量相关理论，包括环境价值的评估理论和环境破坏实物型损失的计量理论，并对环境损害成本估算中涉及的环境经济学概念进行专业性介绍。
⑶ 在深入研究点源长期扩散模式的基础上结合燃煤电厂环境损害成本估算中对污染物暴露浓度预测的实际需求，在点源长期扩散模式计算思路上进行适当改进。使其在环境损害成本估算中污染物暴露浓度的预测得到更广泛的应用。
⑷ 确定燃煤电厂大气污染环境损害成本估算体系，提出了“估算分区，各区细化单元格”的估算方案。引入污染物暴露水平预测模型，建立以污染源强、区域气象要素、区域环境敏感要素和区域经济要素为基础参数的燃煤电厂大气污染环境损害成本计量模型。
⑸ 以面向对象语言（Visual ）为工具，对燃煤电厂环境损害成本计量模型进行程序设计，最终实现具有可视界面的燃煤电厂环境损害成本计量的应用软件。能简单、直观的计算各种基础参数下的燃煤电厂大气污染环境损害成本。
3、研究方法及技术路线
本研究旨在建立关于污染源、敏感点、气象因素和经济因素的燃煤电厂环境损害成本估算连动模型并编制相应的软件程序。本研究不仅能完成燃煤电厂的环境损害成本估算，为环境成本内部化和相关政策和法规的制定提供参考依据。软件同时能进行各计算参数的修改，以判断各影响因素对环境损害成本估算的贡献程度，为采取相关措施提供可靠依据。研究技术路线如下所示：
对点源长期扩散模式在计算思路上进行改进，使其满足燃煤电厂环境损害成本估算中对污染物暴露浓度预测的实际需求。通过研究污染物剂量与环境损害成本的关系，将改进后的污染物扩散模型和环境损害成本计量理论相接合，建立以建设项目污染源强、区域环境敏感要素、区域经济要素和区域气象要素为基础参数的环境损害成本计量模型，并实现有效的程序计算和可视的输入、输出界面。
4、结论
通过对燃煤电厂环境影响经济评价的国内外研究现状及存在问题的分析，我们主要拓展两方面工作：一是建立适合于燃煤电厂环境损害成本计算的污染物预测方法；二是建立燃煤电厂环境损害成本估算体系和计算模式并编制计算机程序，能方便的进行多次计算，我们得出以下结论。
（1）在进行污染物暴露浓度预测时，预测单元格中心点坐标采用合理简便的极坐标表示。在小风时的计算模式中要考虑污染物横向扩散，计算各个方向小风对预测单元格内污染物长期暴露浓度的贡献值则更为合理。
（2）通过建立燃煤电厂环境损害成本估算体系，提出“分区估算，各区细化单元格”的估算方案，确定了以建设项目污染源强、区域气象要素、区域环境敏感要素和区域经济要素为基础参数的环境损害成本计量模型。
（3）开发燃煤电厂环境损害成本估算软件。该软件具有友好的用户界面，操作者通过工具菜单发出指令，进行参数输入，计算机自动完成数据库调入、计算显示和输出保存等功能。该软件能简单的修改各计算参数，方便的完成多次计算并进行相应存储。
5、展望
本文在燃煤电厂环境损害成本估算的污染物浓度预测及其模型建立并程序化等方面取得了一定的进展，但是在以下几个方面还存在着改进的空间。
⑴ 通过模型的剂量-反应关系参数和货币化参数的进一步改进，提高计算参数的准确度。
【关键词】环境责任保险 环境污染 保险市场
一、引言
环境污染责任保险是以企业发生污染事故对第三者造成的损害依法应承担的赔偿责任为标的的保险，又被称作绿色保险，是继“绿色信贷”之后推出的第二项环境经济政策。这使得以往企业通过污染环境来获利对社会产生负的外部性，但却丝毫不承担任何损失和责任的局面彻底改变，它不仅将环境污染损害赔偿的责任社会化，还推动了我国生态环境的保护发展。
十将生态文明建设纳入中国特色社会主义事业“五位一体”总体布局，强调绿色发展、循环发展、低碳发展。而随着我国改革开放以来三十余年的高速发展，却是以牺牲了生态环境为代价换来了全面的工业化时代。当前，我国的生态环境遭到严重破坏，生态系统开始逐步退化。我国已经进入了环境污染事故高发期，每年都会发生几起重大污染环境事故，由此造成的经济损失之重，地域分布之广，受害人数之多等，使得绝大多数的企业难以独自承担，有时甚至引发社会冲突和，而后续的环境污染综合治理与生态环境修复工程则因巨大的成本问题成为政府负担。
二、文献回顾
在这种背景下， 环境污染责任保险受到了越来越多研究中国环境经济领域学者的关注。KennethS.Abraham（1988）研究了环境污染责任保险的保险范围，指出环境污染责任保险作为一项新兴的险种，在法律制度、保险范围等多方面需要不断完善，进而才能发挥环境污染责任保险的作用。Howard C Kunreuther（2008）认为环境污染责任保险制度可以实现社会的效率，而罚款等行政方式无法达到这个目标。保险能在节约成本的基础上实现环境风险的规避。BenjaminJ.Richardson （2002）提出了强制性环境污染责任保险在环境责任保险中实施的必要性，探讨了强制模式在实行中遇到的困难以及解决方式。Vito Fragnelli、Marian Erminia（2002）则认为环境污染风险责任对于单一的保险公司而言太大，运用博弈论方法对几家保险公司共保环境污染风险的份额分配问题进行了理论研究，并以加拿大的保险公司为例进行了模拟数据研究。
国内研究方面，陆幼尘（2008）结合法学、伦理学从环境产权资本化理论的角度进行论述，构建出环境污染责任保险的基本框架，建议从法律制度、政府监管、市场安排三个方面入手，全面架构我国强制环境责任保险的制度。滕静（2010）认为虽然环境污染责任保险在我国推行面临许多问题，在全面推进中还面临着认识不到位、相关法律不健全、缺乏实施的相关标准和企业承受能力有限等诸多问题，但环境污染责任保险可以使环境污染事故中多方共赢，应尽快在全国推广。刘艳（2010）认为我国开展环境污染责任保险应借鉴美国的发展经验，环境污染责任保险的研究重点是环境污染损害赔偿责任社会化、环境责任保险与环境责任之间的互动关系、环境责任保险的基本原则、保险责任、除外责任和保险人的代位权等问题。贾爱玲（2012）通过分析美国、德国、法国环境责任保险制度，提出加快立法步骤，完善环保法律法规体系，建议采用以强制责任保险为主、任意责任保险为辅的保险方式，认为先承保突发性的环境污染行为，待时机成熟再承保累积性的环境污染行为分步骤界定承保范围，建立保险集团并加强对保险机构的扶持，严格限定赔付限额。
一部分学者从环境污染责任保险模式选择角度出发对其进行研究，游桂云（2009）选取了四个角度探讨环境污染责任保险的模式，分别是保险制度效率理论、市场条件、国际比较、相近业务提出环境污染责任保险和农业保险存在着很多相似之处，建议我们应当借鉴农业保险的经验教训选取环境污染责任保险的模式。粟芳、赵超（2010）认为实行强制性环境污染责任保险模式有利有弊，应当将强制性和任意性两种模式相结合，针对不同的企业实行不同的保险模式。谢朝德（2011）提出分步走是环境污染责任保险应采取的发展步骤，应当先承保突发性的环境侵权行为，等制度完善时再承保持续性的环境侵权行为；应采取强制与任意相结合的发展模式，对于环境污染严重的企业实行强制保险模式，对于环境污染较轻的企业实行任意保险模式。陈冬梅、夏座蓉（2011）基于我国环境问题的现状，认为自发性环境责任保险市场难以建立，可以考虑实行间接强制环境责任保险制度模式。并提出环境责任保险是主体，民事侵权责任制度是环境责任保险发展的基础，政府支持是发展环境责任保险的重要补充。
还有部分学者从环境污染责任保险法律制度角度出发，例如轩伟（2008）对危险废物越境转移中的环境责任保险制度进行了初步探索，危险废物越境转移中的环境责任保险制度的直接目标是解决巨额环境损害赔偿问题。陈美桂、侯旭华（2011）建议从侵权赔偿责任、政策激励体系、经营原则、巨灾风险转移分散机制等问题的立法需求出发，确立和完善我国环境污染责任保险的法律制度。而游桂云、鞠铮（2009）等则利用B-S模型研究环境污染责任保险，创造性地将银行的存款保险看作是银行资产价值的一项看跌期权，从而可以利用B-S期权定价模型，从而对保费进行定价。于晓梅（2012）还运用静态博弈对政府环保部门、潜在污染企业和保险公司三者之间相互博弈过程进行了全面分析，论证了政府环保部门强制潜在污染企业缴纳环境责任保险的必要性，并且政府要给予承保环境责任保险的保险公司一定的补贴是最合理的决策，而且证明了发生事故的概率在企业决策中起着重要的作用。
综合以上研究分析，国内外学者关于环境污染责任保险的研究主要集中在制度、模式、法律和模型四个方面，尽管他们各自的研究对象和分析方法有所不同，但他们的研究都表明，环境风险的防范、污染事故的理赔以及相关措施的激励都是我们今后健全环境污染责任保险应该研究的重点。
三、结束语
根据环境风险管理的新形势新要求，开展环境污染责任保险的研究，建立环境风险管理的长效机制，是应对环境风险严峻形势的迫切需要，是实现环境管理转型的必然要求，也是发挥保险机制社会管理功能的重要任务。运用保险工具，以社会化、市场化途径解决环境污染损害，有利于促使企业加强环境风险管理，减少污染事故发生；有利于迅速应对污染事故，及时补偿、有效保护污染受害者权益；有利于借助保险“大数法则”，分散企业对污染事故的赔付压力。而环境污染责任保险则是政府和企业有效的环境污染风险管理手段。保险制度的引入将对完善目前风险转移机制，激发环境污染者在改变生产模式、防止“先污染、后治理、边污染、边治理”的恶性循环等方面起到积极作用。借助于环境污染责任保险，能够有效提升环境保护的技术要求，促进环境保护的市场化运作。
基金项目：本文为西南民族大学应用经济学位点建设项目（2011XWD-S0202）、研究生创新科研项目重点项目“中国环境责任保险研究”（CX2014SP123）的阶段性成果。
参考文献：
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[3]石俊贤，林智明，冯志豪（台）.环境风险与保险专题报告：企业环境污染责任负债与环境风险&FMEA软体操作，2004，1.
[4]马丽娟.欧洲环境责任保险制度的发展[J].I，，2005，3.
关键词：工业污染；区域差异；环境规制；产业结构；Panel Data模型
中图分类号：F262 文献标识码：A 文章编号：1000-176X（2011）11-0023-08
一、引 言
环境质量会随着经济增长而持续恶化吗？抑或经济增长最终会带来环境污染的减少吗？环境库兹涅茨曲线Environmental Kuznets Curve，（EKC）对这两者关系的描述似乎已被相当多的经验研究所证明。该曲线表现为“倒U”形态，即在经济发展初期，环境污染会恶化或加重；当经济发展达到转折点（turning point）时，污染水平达到最大值；随后趋于下降 [1]。但也有一些经验研究得出的结论与环境库兹涅茨曲线不一致，研究者们对环境质量与经济增长的关系仍存在争论。
中国是否会呈现出工业污染与经济发展的倒U型关系或者已经呈现这种关系呢？在中国工业化进程中，粗放型的发展模式带来了大量的工业污染问题。以能够较好代表工业污染总体水平的工业二氧化硫排放为例，1996年全国人均排放量为131千克，1999年下降到105千克，随后出现上升趋势，2005年又接近150千克，但至2009年又下降到了105千克。因此，从全国来看，中国的工业二氧化硫总量排放与经济增长没有呈现出“倒U”形态。而从各省的排放分布情况来看，明显表现为二氧化硫的排放与经济增长呈现出“倒U”形态。根据蔡等的研究，中国东部地区已经越过了环境库兹涅茨曲线的转折点，而中西部地区还未达到污染水平的转折点。因此，三大地区之间的工业污染水平变化轨迹与全国表现出来的趋势并不一致[2]。中国东、中、西部地区经济发展水平差异较大，产业结构不同，地方政府政策和行为也有一定的差异，在环境规制方面的力度也不相同。那么影响三大地区污染水平的因素是否有异？不同之处何在？这就是本文试图解释的问题。
本文的研究结构为：除引言外，第二部分为相关的文献与理论回顾；第三部分在增长模型基础上构建了一个环境变化与影响因素之间关系的简单模型；第四部分为对我国三大地区的实证分析；最后为相关的研究结论与政策涵义。
二、相关文献回顾
继Grossman与Krueger后，国外学者对环境与经济增长之间的关系展开了大量的研究。在已有研究中，对EKC形态的存在性、影响EKC形态的因素、EKC转折点的位置等方面存在很大的分歧。
从EKC的形成机制看，经济发展的规模效应、结构效应、技术效应和收入需求弹性效应会使环境得到改善[3-4]。这种解释处于一种主导地位，具体来看：（1）规模效应[1]。在经济发展的初期，一个国家或地区由农业向工业社会转变，传统工业发展需要投入大量的自然资源，造成了大量的工业污染，对于落后地区尤其如此。因此，在工业化进程的初期，经济总量或规模的扩大造成了工业污染水平的上升。（2）结构效应[5-6]。当经济发展到一定阶段后，该地区具有一定的资本积累，但是经济发展开始受到资源环境的制约。为转变发展方式，产业结构的转型升级成为必然趋势，因此出现两种结构调整：一是工业结构的内部调整，发展低耗能、低污染工业；二是降低工业比重，大力发展第三产业。这在一定程度上会减少工业污染。（3）技术效应。这种效应主要体现在内生增长理论中[7]。生产技术水平的提高会内生于经济增长的过程中。在经济发展的初期，主要使用高污染的技术，达到一定阈值后，转向使用清洁技术。技术的改进不但能提高能源的利用效率，而且会加速产业的转型升级。Shafik在研究中曾将技术进步作为其中一个变量进行分析[5]。（4）收入弹性效应[8-9]。随着收入水平的提高，人们对环境的质量要求也会提高，而对收入增加的要求相对降低。从四个效应来看，经济发展水平达到转折点后，规模效应，结构效应、技术效应与收入弹性效应都将有利于工业污染水平的降低。
很多学者还提到了影响EKC形成机制的其他因素，如国际投资与贸易[10-11]；市场机制[12]、收入差距[4]、制度与政策[3]、教育与环保意识[3]、社会资本水平[13-14]等。
针对中国的工业污染问题，学者们得出的结论存在一定的差异。以工业二氧化硫的排放为例，包群和彭水军[10]，李刚[11]，张红凤等[12]得出二氧化硫排放与人均GDP呈N型。张学刚和王玉婧[13]，朱平辉等[14]得到了典型的倒U型的EKC形态。蔡等认为，东部某些发达地区已经越过EKC的转折点，处于下降阶段，而中西部地区处于上升阶段，还没呈现EKC形态[2]。陈华文和刘康兵利用上海环保局的数据得出二氧化硫浓度与人均GDP之间呈现U型形态[15]。综上所述，即使是对同一环境指标的研究，工业污染与经济增长之间的关系形态也不一致。概括来讲，已有研究中主要存在四种形态：倒U型、正相关型、N型（或倒N型）与U型。在对倒U型的研究中，不同的地区达到转折点的人均收入也不同。同一地区，不同环境污染指标达到转折点的人均收入也存在很大差异。
通过对以上文献研究发现：（1）环境规制力度是被众多学者所忽视的变量。通过经验与理论分析，工业污染水平变化的一个重要影响因素是环境规制政策。（2）绝大多数学者在利用全国面板数据建立模型时，忽视了中国东、中、西部之间的地区性的差异。（3）通过分析数据发现，全国各省区第二产业占GDP的比重除个别省份外，绝大多数省份是在2007―2008年左右出现下降。而以往研究并没有全面地反映产业结构变化对环境污染产生的影响。（4）大部分文献缺乏对工业污染变化内在机制的理论分析。鉴于上述问题，本文在增长模型的基础上，研究环境变化的内在机制，并利用全国29省份1993―2009年的年度数据，对工业污染的地区差异进行实证分析。本文从模型估计中试图验证：（1）东、中、西部地区是否各自具有经济增长与工业污染的EKC形态。（2）东、中、西部地区环境规制是否对污染水平的改善具有明显的效果。（3）各地区的产业结构调整是否已经对工业污染产生积极效应。
三、环境变化的理论模型
假设在一个封闭的经济主体中，忽略国际贸易与投资对环境的影响，只有一个经济主体或计划者（既作为消费者又作为生产者）。经济主体中的总资本为K，其中K=KY+KE， KY代表用于生产产品的资本，KE表示用于环境治理与规制的资本。设θ=ΚY/K(0
maxW=∫
SymboleB@ 0e－ρtU(C,E)dt（1）
其中，C、E、ρ(ρ>0)分别代表产品的消费量，环境存量与时间贴现率。这里我们把环境当作一种消费品，而不是生产的副产品或生产要素。其中一阶导数UC,UE>0;二阶导数UCC,UEE
经济主体在最大化自身福利过程中面临生产资本与环境治理与规制资本的双重约束，生产产品的资本约束为：
K(t)=F［θ(t)K(t),E(t)］－C(t)（2）
治理污染的资本约束为：
E=h［(1－θ(t)）K(t)］－γF［θ(t)K(t),E(t)］（3）
则最优化问题为：
maxW=∫
SymboleB@ 0e－ρtU(C,E)dt
s.t.K(t)=F［θ(t)K(t),E(t)］－C(t)
E=h［(1－θ(t))K(t)］－γF［θ(t)K(t),E(t)］
利用汉密尔顿方程求解上述最优化问题
H=U(C,E)+λ［F(θK,E)－C］+μ［h((1-θ)Κ)－γF(θK,E)］（4）
对上述方程求导，其一阶条件为：
δHδC=UC－λ=0
δHδθ=λFK－μ(hK+γFK)=0
得λ=UC，μ=λFKhK+γFK
为了更加明确地看出环境变化的内在机制，我们假设效用函数U(C,E)为相对风险厌恶不变的形式，即U(C,E)=(C1－VEV)1－σ－11－σ，其中V(0
EE=1V(1－σ)(CC－A1FKA1+γFK+ρ)（5）
由（5）式可知，环境存量的变化取决于收入水平的变化CC、贴现率ρ、表现为技术水平的A1与FK的结合项A1FKA1+γFK。
模型结论为：收入水平的变化会影响环境的变化；贴现率ρ越高，人们会将更多的资本用于工业生产，而不是对环境规制与治理。但随着经济的发展，环境相对于产品的价格会提高，会使贴现率ρ下降，人们进行一定的环境治理投资与规制，使环境发生变化；生产技术水平的变化是导致环境变化的重要因素，从一定程度上，产业结构的变化近似地反应出技术变化对环境的影响。因此，经济发展水平、产业结构、环境规制力度可能是影响工业污染水平的重要因素。
四、工业污染水平区域差异的经验分析
1.变量说明与模型设定
本文采用全国29个省份1993―2009年的面板数据，对工业污染与经济增长的关系形态分别进行东、中、西部地区的估计，样本点数分别为204、153和136个。数据均来源于《中国统计年鉴》 ( 1993―2010)以及《中经网统计数据库》。
本文选用的指标如下：（1）人均工业二氧化硫的排放量（以pollution表示，单位为千克/人）为工业污染的量化指标。之所以选择工业二氧化硫作为工业污染指标，是因为工业二氧化硫是工业和空气污染的主要组成部分，对大气环境有显著的负面影响。从总体来讲，工业二氧化硫能够大体体现出工业污染水平[2]。（2）人均GDP作为经济发展水平的指标（以y表示，单位为元），为消除通货膨胀的影响，保持统计口径的一致性，本文采用以1978年基期价格表示的真实GDP。人均GDP能够较好地反映经济发展水平，即规模效应。（3）第二产业占地区生产总值的比重（以industry表示，单位为%）作为地区产业结构的指标，该指标能够反映工业发展对环境污染的影响。同时能够代表经济发展过程中的结构效应与技术水平变化效应。（4）已有研究对环境规制的变量指标选择并不一致。部分文献采用去除量的绝对数来代表环境规制的力度。但是采用去除量的绝对数来代表并不能完全准确表示环境规制力度。相对来说，去除量占工业二氧化硫总产生量的比例越大就越能体现出环境规制的力度，同时能够表现污染企业对规制的真实反应。因此，本文将环境规制力度（以regulation表示，单位为%）以工业二氧化硫的去除量占总产生量的比例表示[13]。
环境规制力度指数=[工业二氧化硫去除量/(排放量+去除量)]×100%
工业污染以及相关变量的统计特征如表1所示。从经济发展水平来看，三大地区之间的差异比较大，东部地区人均GDP为3 995.61元，远远高于中、西部地区；人均工业二氧化硫的排放量则呈现出相反的趋势，西部的人均污染水平最高，中东部地区污染水平差异不大；产业结构方面，三大地区之间的差异相对较小，但是地区内部的差异比较明显，比如东部地区第二产业比重最高的省份为60%，最低的省份则不到20%。但是这种内部差异能够更好地反映产业结构对地区工业污染水平的影响。从环境规制力度来看，东部与中部在环境规制方面要高于西部地区。
根据对本文第三部分理论模型的分析，工业污染水平除了受经济发展的规模效应影响外，经济发展过程中的结构效应、技术效应、收入弹性效应以及政府环境规制力度对污染水平也具有重要的影响。因此，本文选用人均二氧化硫排放量作为被解释变量，人均GDP、第二产业占地区生产总值比重、工业二氧化硫的去除量占总产生量的比例作为解释变量。同时，为了减少面板数据的异方差对模型结果估计的影响，本文设定经济增长与工业污染之间的关系为对数模型。在研究工业污染与经济增长关系时，对数模型相对线性模型更具有优势[16]。模型设定为：
lnpollutit=α0+γi+θt+α1lnyit+α2（lnyit）2+α3（lnyit）3+α4lnindusit+α5lnregulit+εit
其中，下标t为时间变量，i代表各地区的不同省份。哑变量θt表示时间效应，γi反映不同省份之间存在的差异， 比如地理位置、资源禀赋的差异、地方政府的环境政策差异等。εit代表随机干扰因素。本文将基于上式进行讨论。模型中系数αi（i=1，2，3）的符号反映出工业污染随经济增长的动态变化轨迹。其中，当α10,α30,α20（三次函数型）时，两者呈现N型形态；α3=0,α20（一次函数型）时，工业污染与经济增长呈现正相关关系。
2.稳健性检验与协整分析
为了避免工业污染与影响工业污染各因素之间出现虚假回归（spurious regression）的情况，在构建模型之前，首先应该对各序列进行单位根检验。进一步，为克服单一检验方法的局限性，本文主要运用EViews6.0 分别对东、中、西部地区工业污染和各影响因素进行基于面板数据panel data单位根检验，而不是单纯地采用ADF检验方法。采用的是相同单位根情况下的Levin-Lin-Chu(LLC)的检验与不同单位根情况下的Im-Pesaran-Shin ( IPS )、Fisher -ADF 的三种检验方法，检验结果见表2所示。检验结果显示，各地区指标的水平值均不能在10%的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，因此各变量均存在单位根。但对各变量序列进行一阶差分后的检验表明，各变量均能够通过10%的显著性水平。一阶差分后的变量不存在单位根，成为平稳序列。因此，工业污染与其他影响因素之间符合进行协整分析的前提。
通过单位根检验发现，东、中、西部地区的工业污染与各影响因素变量为一阶单整序列。因此，各变量之间可能存在协整关系。为了研究各地区工业污染和经济增长以及各控制变量之间的长期均衡关系，必须进行协整分析。进行协整检验较为广泛的是选用Johansen方法。但是，根据黄万阳和王维国[17]的解释，对于Johansen 方法的完全VAR估计可能面临小样本的问题。因此，与恩格尔―格兰杰( Engle-Granger)两步法相比，对滞后阶数的不恰当设定和均衡模型中的序列相关更不稳健。而两步法关于系数的估计更为一致。以样本值而不是样本值的平方根的速度逼近真实参数，即使在模型解释变量不满足弱外生性的情况下，系数的估计仍然是一致的。因此，本文运用Engle-Granger[18]两步法检验各地区中变量之间的协整关系，其中Pedroni检验使用最为广泛。Pedroni[19]构造了7个检验面板变量协整关系的统计量。其中，面板 v、面板rho、面板PP、面板ADF统计量是用于联合组内维度描述。组rho、组PP、组ADF统计量用于组间维度描述，检验结果见表3所示。通过表3可以发现，东部地区的所有协整检验统计量均在1%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设。而中部地区的组ADF-统计量不能在10%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设，但是该地区的其他统计量都比较显著。因此，综合各协整检验统计量的优缺点，东、中、西部地区的工业污染水平与经济增长、环境规制水平、产业结构之间存在着长期均衡关系，协整关系成立。
3.计量模型的回归结果
面板数据的估计有混合模型、变截距模型、变系数模型三种方法。变截距模型的估计又分为固定效应模型(FE)与随机效应模型(RE)。具体选用哪种模型，要进行参数约束检验。具体的检验步骤是：首先根据协变分析检验即F检验判断是采用混合模型还是变截距模型。如果选用变截距模型，则需要继续采用Hausman 检验来判断是选用固定效应模型( FE)还是随机效应模型( RE) 。
利用全国东、中、西部地区1993―2009年的工业污染与相关影响因素的数据进行估计。通过F统计量的计算方法得到，三个地区的F值均通过了显著性检验，拒绝采用混合估计模型的原假设。因此本文采用变截距模型。进一步，采用Hausman检验方法得出，模型应该采用固定效应模型。为了避免出现序列相关性，增加了AR (1)项。本文运用PLS方法对模型进行估计，估计结果见表4所示。通过估计结果发现，各模型估计的调整R2都高于0.96，说明拟合情况较好。DW值介于1.74―2.19之间，说明不存在序列相关的情况。F统计量都超过给定显著性水平下的临界值。
4.工业污染影响因素的区域差异分析
（1）经济发展水平。通过对估计结果的研究发现，东部与中部地区在不考虑其他因素的情况下，经济发展水平对工业污染的二次项系数，东部与中部地区均为-0.17。系数分别通过了10%的显著性水平。因此，对于这两个地区而言，工业污染水平出现先恶化后改善的情况，经济发展水平最终会导致环境质量的改善。两个地区的工业污染水平与经济发展水平之间的关系是一致的，呈现倒U型形态，符合环境库兹涅茨曲线的形态。但是，这两个地区达到转折点时的人均GDP水平却不同。这符合Grossman与Krueger[1]得出的结论。从中国的实际来看，在工业发展早期，地方政府为发展本地经济，采取粗放型的经济发展方式，大力发展一些高耗能、高污染的产业。虽然使经济发展水平得到很大的提高，但是工业污染水平的上升速度也较快。经济发展的规模效应非常明显。随着经济发展水平的提高，收入、技术等效应开始发挥正面的作用，促使污染水平的下降。随着绿色GDP概念的出现以及各级政府对环境的重视，工业污染水平可能会得到一定程度的改善。但是对一些经济发展水平相对落后的省份来说，工业污染水平还会持续上升。因此，我们不能完全依靠经济增长来实现环境的改善。经济发展不能自动地解决一切工业污染问题。当然，经济发展水平与政府的环境政策导向对工业污染水平的降低具有重大的意义。但是西部地区的情况并不如此，西部地区呈现出三次函数的形式，表现为倒N型，具有一定的波动性。但是西部地区的污染最终是处于下降阶段。
（2）产业结构水平。估计结果显示，产业结构是影响工业污染的重要因素。东、中、西部的产业结构水平对工业污染的影响存在很大的差异。东部地区第二产业比重与工业污染水平成正相关关系，与于峰等[20]得出的结论基本一致，也基本符合理论预期。东部地区产业结构项的估计系数为0.63，且通过了1%的显著性水平。这表明，东部地区第二产业占GDP比重每上升1%，工业污染水平就会上升0.63%。与东部地区不同，中部地区的产业结构系数为-0.48，且通过了5%的显著性水平。这表明，中部地区第二产业比重的提高在一定程度上导致了工业污染水平的下降。第二产业比重每增加1个百分点，工业污染会降低0.48个百分点，这与东部地区的结论相反。可能存在以下原因：中部地区的重污染行业占的比重较大，导致了工业二氧化硫的排放量较大。随着生产以及治污技术的进步，中部地区更加注重工业内部结构的优化。虽然第二产业整体比重提高了，但是，污染密集型产业的比重却处于下降状态，所以中部地区的工业内部的结构调整能够降低污染水平。通过图[2]看出，中国工业二氧化硫的排放量占前三位的行业分别是电力行业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼业，占工业二氧化硫排放总量的75.8%。
但是，通过表5我们发现，重污染行业二氧化硫排放强度呈现下降趋势。以电力行业为例，二氧化硫的排放强度，由2001年的0.23吨/万元下降到2008年的0.09吨/万元。非金属矿物制品业与黑色金属冶炼业下降的幅度也较大。由于中部地区火力发电行业、矿产加工与冶炼等占有重要的地位。因此重污染行业的这种变化能够很好地解释中部地区工业结构变化对环境污染水平的影响。
虽然西部地区产业结构项系数表现为负，但是这并没有通过显著性检验。因此西部地区产业结构调整对工业污染水平的影响并不明显。因此，结构与技术减排并没有对西部地区的工业污染带来很大的改变。
（3）环境规制力度。理论上讲，经济发展水平越高的地区，环境规制水平也应该越高。从而对环境污染水平的降低更具有显著作用。环境规制水平是通过企业工业二氧化硫去除量所占总产生量的比例进行衡量。因此，模型的结果一定程度上体现了污染企业对政府环保政策的反应。从模型估计结果来看，东部地区环境规制系数为-0.11，通过了1%的显著性水平。结果表明，东部地区的环境规制水平每提高1个百分点，工业污染水平能够降低0.11个百分点。从各地区的工业化水平来看，东、中、西部地区第二产业比重分别为46.35%、45.23%、43.92%。东部地区工业化水平明显高于中西部地区。较高的工业化水平导致了过多的工业污染，使东部地区更早地意识到了进行环境治理与规制的必要性。经验也证明，东部地区在治理投资、规制政策上都早于其他两个地区。比如在国家生态建设示范区中，东部地区示范区的数量占全国的比例为1/2以上。中部地区的环境规制系数为-0.22，比东部地区的系数要大，说明中部地区在环境规制方面的效果比较明显。原因在于：中部地区存在大量的资源型产业，资源型产业对环保政策的反应最为明显。环境政策力度的提高使资源型产业发展更加注重提高生产的技术水平。另外，东部地区在规制与治理环境方面能够为中部地区提供一些经验。这都在一定程度上使中部地区环境政策的效果提高。尽管西部地区的环境规制对环境污染起到降低作用，但是系数仅为-0.06，治污效果相对较小。西部地区经济发展水平最为落后，加之西部地区能源相对比较丰富，根据比较优势理论，西部地区会大力发展能源密集型产业。西部地区劳动力成本相对较低，在一定发展水平内，西部地区会承接东部低附加值的产业。如果采取严厉的环境规制措施会限制本地区优势产业的发展，更多的环境规制会使企业负担加重。这样的发展模式会抵消环境规制带来的积极效果。东部与中部地区的环境规制难度相对西部来讲较小。这可能也说明了不同发展阶段的地区应采取不同的环境规制力度，即地区经济发展水平的异质性导致了环境规制力度的异质性。
五、结论与政策含义
本文对环境变化与影响因素之间构建理论模型，在探讨环境变化的内在影响机制的基础上，运用全国1993―2009年东、中、西部三个地区29个省份的面板数据，通过对研究数据进行单位根检验与协整检验，然后利用计量经济模型实证研究三大地区的工业污染与经济增长、环境规制、产业结构之间的关系。研究得到以下结论：一是东部与中部地区经济发展造成了工业污染先上升后下降，符合环境库兹涅茨曲线形态，但出现拐点时的经济发展水平并不一致，西部地区的污染水平呈现出倒N型。二是东部地区的第二产业的发展造成了工业污染水平的上升，而中部地区第二产业比重的提高却没有导致工业污染水平上升，这说明中部地区的产业结构调整可能具有后发优势，工业内部结构优化效果明显；西部地区的第二产业发展对环境的影响不显著。三是环境规制的效果在东部与中部地区比较明显，降低了工业污染水平，而在西部地区作用相对较小，这可能源于不同地区经济发展水平下经济发展模式的差异性。
根据计量结果，结合中国区域差异情况，本文的研究具有以下政策含义：一是坚持可持续的经济发展模式。经济发展不应该以牺牲环境为代价。各级政府进一步转变过去的以GDP增长为唯一目标的观念。将经济发展与环境生态作为考核地方政绩的指标。二是加快产业结构升级。产业结构升级既要注重大力发展服务业，降低第二产业在国民经济中的比重，又要注重工业内部结构的转型，降低高耗能、高污染的工业所占的比重，大力发展技术密集型产业，发展循环经济。三是注重环境规制政策的适应性，提高环境规制的效果。采用排污权交易等方式加大对环境污染总量的控制力度。根据不同地区的实际发展水平，制定出适合各地区经济发展与环境改善相互协调的规制与治理政策。
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Environmental regulation， industrial structure and regional
differences of industrial pollution in China-Empirical study based
on the eastern， central and western Panel data models
WANG Xun，ZHANG Wei-jie
(1.Department of Economics，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian Liaoning 116025，China；
2.Graduate School，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian Liaoning 116025，China)
Abstract：Regional differences of industrial pollution levels and its influencing factors in the eastern， central and western regions are given little attention in the existed researches.This paper gets the factors influencing the industrial pollution based on growth model.Using the annual data 1993-2009 from 29 provinces in three regions， based on Panel data model， researching the issue of industrial pollution has more practical significance.Conclusions as following： in eastern and central regions， the relationship between economic development and industrial pollution is in line with the Environmental Kuznets curve shape， but the turning point is different; western region being inverted U shape; in eastern region， the development of secondary industry results in increased levels of industrial pollution， while in the central region it shows the opposite trend， it is not significant in western region; the effect of environmental regulation is obvious in the eastern and central region， reducing the level of industrial pollution， while the effect is relatively small in western region， which may result from differences in regional development patterns.So， we must pay more attention to the quality of industrial adjustment and increase the level of environmental regulation.
Key words：industrial pollution；regional differences；environmental regulation；industrial structure；Panel data models（责任编辑：于振荣）
收稿日期：2011-08-15
关键词：外商直接投资；制造业；投入产出；经验分析
基金项目：教育部人文社会科学研究青年基金项目(10YJCGJW005)。
作者简介：王文治(1978-)，男，山西太原人，南开大学滨海学院经济管理系副教授，经济学博士，主要从事跨国直接投资研究；陆建明(1979-)，男，河北秦皇岛人，天津财经大学国际经济与贸易系讲师，经济学博士，主要从事资源与经济增长理论研究。
中图分类号：F420 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2012)01-0052-05 收稿日期：2011-03-11
一、文献综述
关于外商直接投资对东道国环境的影响主要有2种观点：一种观点认为，外商直接投资在刺激东道国经济增长的同时，导致更多的工业污染和环境退化(Jerlsen，1996；World Bank，2000)。另一种观点认为，在开放经济条件下，由于跨国公司总是先进技术的发明者和拥有者，外商直接投资为发展中国家提供了采用新技术的动机和机遇，促使其实现清洁或绿色生产，进而提高全球环境质量和地区可持续发展能力(UNCTAD，2007)。跨国公司转移先进技术的同时，先进的环境保护技术通过示范效应(Hu-ber，2008)、人力资源流动效应(UNCTAD，1999)和竞争效应外溢到东道国企业，提高东道国企业保护环境效率。
除上述观点以外，借鉴环境Kuznets假说，FDI与东道国某产业环境资源之间或许也存在类似的倒u型曲线关系。根据Harold等(1993)的研究，外商直接投资对东道国环境的影响可归结为3种效应：规模效应、结构效应、技术效应。其中只有规模效应会加剧东道国环境的恶化，而结构效应和技术效应则会使东道国环境状况改善。
关键词：土壤污染概念;3类评价指标;探析
DOI：10.16640/ki.37-1222/t.2015.21.189
1 土壤污染的概念和3类评价指标内容概述
所谓土壤污染，指的就是由于某些土壤元素的超标，导致土壤的效力下降，对于农作物的生产起到了不良的影响，对人民群众的正常生活也产生了不良的影响。截至目前为止，对于土壤污染的含义的界定，主要存在着三种不同的定义指标。
目前，所广泛使用的土壤污染的3类评价指标主要包括以下几个方面：第一，是采用土壤环境背景上限值的评价指标。在该类型的土壤污染评价过程中，主要是对土壤所能够承受的污染元素的总体含量进行考察，一旦土壤中的元素数值快要接近这个数值，就要对土壤的污染排放和元素摄入进行合理的控制，防止土壤污染的产生和加剧;第二，是采用土壤环境评价的相关国家指标参考，该指标主要指的是GB-15168之中所谓土壤污染元素的含量的具体规定，具体的来说，一旦相应的土壤污染元素数值超出了该指标的具体规定，就需要对该土壤的实际污染情况进行深度的调查研究，防止土壤污染的情况的出现;第三，是采用土壤污染临界值的土壤污染的评价指标，该指标主要是对当地区域的土壤的质量进行深度分析，为土壤环境选择一个具体的污染临界值，一旦土壤中的污染元素超出了这个临界值，就需要对土壤的污染元素进行重点的整治处理，有效的防止土壤污染情况的出现。
2 进行土壤污染的3类评价指标研究的重要意义
所谓土壤污染的3类评价指标研究，指的就是在进行土壤污染的研究控制过程中，按照保证土壤质量的实际要求，进行对监测土壤污染的各个指标进行严格监督管理，保证在进行土壤污染控制过程中，都进行严格的指标设定，以便于保证最终得到的土壤污染的3类评价指标研究结果可以真实有效的反映出土壤的实际状态，为后续的土壤环境保护工作提供理论参考依据。
进行土壤污染的3类评价指标研究工作的根本目的就在于保证土壤环境保护工作的真实有效。其中，保证土壤污染的3类评价指标研究的完整性指的就是最后的数据结果可以满足后续的土壤环境保护工作的数据要求;保证土壤污染的3类评价指标研究的代表性指的是所采用的研究指标可以真实有效的反映出土壤污染的真实情况;保证土壤污染的3类评价指标研究的准确性则是保证最终得到的土壤污染情况数据有着对于区域土壤环境的真实反映效果。针对这样的情况，可以看出进行土壤污染的3类评价指标研究工作，可以对土壤的真实污染情况进行真实的反应，具有着非常重要的研究意义。
3 土壤污染的3类评价指标的深度探析
3.1 土壤环境背景上限值的评价指标
在进行土壤环境背景上限值的评价指标的应用过程中，要对我国目前的环保政策所标出的土壤中所蕴含各种污染物质的数据信息进行调查。具体的来说，进行采样的过程中，要对进行土壤中所蕴含的酸碱度数值情况、有机物蕴含情况、重金属浓度含量情况进行严格的监测研究，并按照相应的土壤环境背景上限值的具体规定，并在进行土壤污染数值的控制之前，对于土壤环境背景上限值进行调查设计。一般情况下，土壤环境背景上限值指的是在很少经过人类活动的情况下所形成的土壤污染数值，在进行该类型的土壤污染的控制过程中，要保证要进行对于该数值的适当人为调整，保证土壤环境避免可能经受的污染情况
3.2 土壤环境评价的相关国家指标参考
在进行土壤环境评价的相关国家指标参考之中，要对相关的国家指标进行严格的控制，保证所采用的国家参考指标能够真实地反映出土壤中的各种元素的实际含量。具体的来说，在进行土壤环境评价的相关国家指标参考设定之前，要对检验数值的准确性进行分析研究，保证所使用的参考指标可以真实的反映出土壤的状态。在进行土壤状态的监测过程中，还要对相关的参考数据进行整合处理，防止由于检测的疏忽，影响到最终的结果的准确度。最后，要保证所使用的土壤环境评价的相关国家指标参考数据都能够真实的反映出土壤的真实状态，保证后续的土壤污染排除工作的顺利进行。
3.3 土壤污染临界值的土壤污染的评价指标
在进行土壤污染临界值的土壤污染的评价指标研究过程中，要进行对土壤承载能力的真实考核。具体的来说，要对进行土壤的周边环境进行分析，并对土壤的元素含量进行有效的控制。与此同时，为了保证土壤污染临界值研究的合理性，还要保证制定出来的土壤污染临界值可以和土壤环境的实际有机的融合在一起。做好了土壤污染临界值的研究工作之后，还要对土壤元素含量的研究过程中，严格的按照相应的规范标准来进行研究，以便于充分的满足后续的土壤污染的需要，为后续的土壤污染解决过程提供足够的参考建议。
4 结论
综上所述，在进行土壤污染的概念和3类评价指标的研究过程中，通过采用土壤环境背景上限值的评价指标、土壤环境评价的相关国家指标参考、土壤污染临界值的土壤污染的评价指标进行研究，可以有效的控制好土壤质量，并为后续的土壤污染治理工作提供参考建议。
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摘要：本文通过1990―2013年数据以及构造环境污染综合指数建立计量模型，以此分析福建省经济增长、产业结构对环境质量的影响。结果表明，福建省环境质量与经济增长间呈“倒U型”曲线关系，且环境质量随着工业化程度的加深而不断恶化。
关键词：产业结构；环境污染；主成分分析
一、引言
实现经济增长与环境协调发展是各国政府和学术界普遍关心的话题。现有研究成果主要有：
（一）经济增长与环境质量关系的研究
国外关于经济增长与环境污染之间关系的研究主要围绕环境库兹涅茨曲线假说展开。Grossman和Krueger于1991年首次验证经济增长与环境质量之间的关系，他们利用GEMS的城市大气质量数据发现二者呈现出一种“倒U形”关系。Panayotou（1993）在此基础上正式提出了著名的环境库兹涅茨曲线（EKC）假说。此后，国外许多学者通过不同的污染指标和分析方法得出了不同的结论，Friedl和Getzner（2003）发现二氧化碳和人均GDP呈现N型曲线，Martin Wagner（2008）发现二者呈单调递增关系。
国内的多数研究是对环境库兹涅茨曲线进行验证，证明其是否存在以及呈现何种曲线关系。赵细康等（2005）研究发现环境库兹尼茨曲线的这种典型的倒“U”形曲线关系在中国并不存在。梁云等（2014）以二氧化碳排放总量来衡量环境质量，他们发现这两者是明显的“倒U型”关系。而高宏霞等（2012）分析发现只有工业废气排放量和二氧化硫排放量这两个指标与人均GDP的关系符合“倒U形”关系。
（二）产业结构与环境质量关系的研究
不同的学者对产业结构变动与环境质量之间的关系持有不同的观点。一方面，有学者认为随着工业化进程加深，环境污染的程度将加深。赵雪雁（2007）、余晓娟（2010）分别以浙江省、甘肃省为研究对象，都指出影响污染物排放的重要因素是产业结构变化，其中第二产业对环境污染的影响效应尤为显著。聂小桃（2012）认为造成广州市水环境、固体环境和大气环境污染的主要原因是第二产业。
另一方面，黄孔融和王国聘（2008）在研究中指出第三产业对环境的影响很容易被人遗忘，但随着第三产业的快速发展，其对环境的负面影响将显著增加。王芳（2008）对河南省产业结构与环境质量变化的关系进行了研究，认为能显著影响环境质量的是第一产业和第三产业而不是第二产业。
综上所述，学者们的研究多集中于经济增长对环境的影响以及产业结构对环境的影响，但将经济增长水平与产业结构结合起来的研究却不多，而且以福建省为研究对象的类似研究更为少见。因此，本文利用福建省经济与环境数据来揭示福建省经济增长及产业结构变化对环境质量的影响。
二、福建省环境质量概况
环境质量的好坏通常用工业污染物的排放来衡量，其中废水排放量、废气排放量、工业二氧化硫排放量、烟粉尘排放量和固体废弃物产生量是造成环境污染的比较具有代表性的污染物。
图11990年―2013年福建三大污染物排放量
数据来源：2014年福建统计年鉴
根据可获得性数据可知不同污染物具有不同情况：（1）工业废水排放量在2011年前持续增长，但2011年后明显下降。（2）工业废气排放量一直保持上升趋势，从1997年开始增长势头迅猛，是排放量增长速度最快的污染物，这严重威胁着福建省的空气质量。（3）工业二氧化硫排放量在2006年以前呈现明显上升趋势，但2006年后有所下降。（4）工业烟粉尘的排放量近年来则保持平稳，变化不大，且处于较低水平。（5）工业固体废物排放是所有污染物排放量中呈现下降趋势的，而且下降趋势是明显的，由1990年的4238万吨下降至2012年的016万吨。从总体上看，福建的环境问题依然较为严重，环境保护任重道远。
三、环境污染综合指数
本文基于数据可获得性选择工业废水排放量（gs）、工业废气排放量（gq）、工业二氧化硫排放量（gl）、工业烟粉尘排放量（gyf）和工业固体废物排放量（gg）共5个指标作为环境污染单项指标，其原始数据均取自1990-2013 年的《福建省统计年鉴》和《中国环境年鉴》。
由于指标数据之间存在的相关性，使我们不能简单的用原始指标来分析EKC曲线的图形特征。其原因在于：一方面我们并不是从单个环境指标变量出发，分析其与经济增长和产业结构之间的关系，因为这样得到的结果是片面的；另一方面，如果将各个环境污染原始指标不加处理，直接纳入经济环境模型之中，由于指标数据之间的相关性的存在，会使我们的分析结果不准确。鉴于以上分析，本文采用主成分分析方法，去除原始指标数据之间的相关性，将5个环境污染物排放量指标综合为一个指标来分析经济增长和产业结构变化对环境的影响，其解释能力大于单项环境污染物排放指标。设E来表示环境污染综合指标。
根据SPSS运行过程可知，前2个主成分解释了全部方差的87193%，这说明前2个主成分足以代表原来的5个指标。设分别用E1和E2表示这2个主成分。接下来计算前2个主成分的系数，可得两个主成分的线性组合如下：
E1=0514×gs+0493×gq+0499×gl -0253×gyf -0425×gg
E2=0214×gs+0198×gq+035×gl+0775×gyf +0439×gg
接着计算污染综合指数E，如下：
E=0730 E1+0270 E2
在现实情况下工业污染物的排放量是不可能为负数的，但在计算过程中环境污染综合指数中出现负数的现象，因此本文根据许正松等（2014）的方法，采用离差标准化法以消除负数现象。计算结果如下图所示。
福建省整体环境污染情况大致可以分为三个阶段，第一阶段是1990―1997年，这期间环境污染指数保持稳定，且低于03。第二阶段，即1998―2005年呈现逐年加重的趋势。在第三阶段，即2005―2013年，环境污染指数又趋于稳定，但可以看到这阶段的环境污染综合指数明显高于第一阶段，均超过07。
四、实证分析
（一）模型假定
本文采用计量模型分析经济增长和产业结构对环境的影响。其中，以人均GDP 为自变量，以环境污染综合指标为因变量。本文用三个指标来度量产业结构，分别是工业增加值占GDP比重、重工业产值占工业总产值比重以及第三产业比重，其原始数据均取自1990-2013 年的《福建省统计年鉴》，构造估计模型如下。
Et=β0+β1lngdpt+β2（lngdpt）2+β3（lngdpt）3+β4lnint+β5 lnzint +β6 lndst +β7Xt+Ut
其中，Et为环境污染综合指数，lngdpt为人均GDP的对数，lnint为工业增加值占 GDP 比重的对数，lnzint为重工业产值占工业总产值比重的对数，lndst为第三产业增加值占GDP比重的对数，Xt为影响环境污染指标的其他控制变量，ut为残差项，β为参数，t为时期。
对于估计模型，其图形的特征均由变量前系数的取值（正、负、或零）所决定，根据数学分析方法我们可以得出以下结论：
（1）如果β1>0，β2=β3=0，表明环境污染程度随经济增长呈线性上升趋势，污染程度会随着经济的增长逐步恶化；
（2）如果β10，β3=0，则曲线为“正U型”，即环境质量随着经济增长先好转再恶化；
（3）如果β1>0，β2
（4）如果β1>0，β20，则曲线呈“正 N 型”特征，即环境污染程度随着经济发展水平的提高先提高，然后下降，最后提高；
（5）如果β10，β3
（6）如果β1
（7）如果β1=β2=β3=0，表明经济增长对环境没有影响，这种情况否定了任何形式的 EKC 曲线的存在。
本文选择的控制变量是环境政策。本文用工业污染治理项目本年完成投资额占当年GDP的百分比来度量环境政策，它对污染程度的影响预期为负。
（二）模型估计结果
模型的回归结果见表1。
表1结果显示：
（1）β1>0，β2
（2）工业增加值占GDP的比重对环境污染显著为正，即环境质量随着工业的发展而不断恶化。从结构上看，重工业占比的增加对环境污染的影响显著为正，这说明随着重化工业比重不断加大，污染将愈发严重。
（3）第三产业增加值占GDP比系数为显著负值，表明福建省第三产业比重的上升对改善环境有帮助。
（4）控制变量的系数不显著，这有悖于理论预期。分析其原因可能是环保投入只有占到GDP的1%到15%才能有效控制环境污染，而要使环境质量有明显改善则需达到3%。但是福建省1990-2013年工业污染治理投资水平普遍较低，尤其是2007年以后，其值都低于02%。因此该系数不显著。
五、结论
本文利用福建省1990-2013年相关数据验证经济增长、产业结构与环境质量之间的关系。研究发现环境质量与经济增长之间呈现“倒U型”曲线关系。在产业结构中，环境质量随着工业化程度的加深而不断恶化，对环境造成的压力越来越大。（作者单位：华侨大学经济与金融学院）
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[关键词]环境监测；监测技术；发展
中图分类号：X830 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2015）36-0387-01
引言
我国的环境监测起步相对比较晚，但如今也已初成规模，无论是环境监测能力、监测管理或是物质基础等方面，都有了质的飞跃。然而，就技术方面而言，也取得了较大的发展。首先，环境监测技术已发展有生物监测、物理监测、生态监测、遥感、卫星监测等多种监测技术的监测体系。其次，环境监测仪器的生产也达到了一定的水平。除了加大对监测仪器的生产的投资规模外，我国的环境监测仪器的生产技术与水平也日益提高，如油份测定仪、电磁波监测仪器等。而目前，我国重点开发的仪器主要有空气和废气监测仪器、污染源和环境水质监测仪器与便携式现场应急监测仪器等。
一、关于环境治理要求
1.1 实施科学的环境监测
实施科学的环境监测，才能使环境质量得以真实的反映，也才能对症下药，采取行之有效的治理措施。首先，制定合理的监测因子，依据不同污染物产生的有害物质浓度，选取出现频度高、危害大的污染物作为监测对象，力求以特征性指标取代综合性指标，使监测结果更科学、更真实；其次，强化连续、自动的监测形式，以准确、及时地对各种污染物的变化趋势和动态状况加以掌握；再次，重视毒理、生物学监测，使用毒理生物学来监测污染物对于人体的危害性及环境的污染，从而使有毒有害物质毒性能够客观的反映；最后，对监测数据进行有效的评价，当获得了大量的可信环境监测数据之后，依据监测数据背景进行相关性研究，做出有预见性、综合性的分析评价，并为环境管理和污染治理提供依据。
1.2 明确环境监测与治理的标准化
要想充分发挥环境监测在环保工作规范化中的支柱作用，首先应充分的认识到环境监测的重要性，环境监测是环保部门进行管理的依据，是做好环保工作的基础。随着环境科学的不断发展，人们在关注化学污染的同时，也开始注意到辐射等物理因素造成的危害。这种危害的监测需要环境监测工作来实现，从而为环保工作规范化的进一步开展提供依据。通过对现代环境监测、环境治理、采样制样等相关技术的研究，取其精华，对于存在缺陷的地方，积极进行改进。国家投入相应资金，完善环境监测与治理设备，缩小同发达国家间在环境监测、治理领域的差距，引用发达国家相应标准，作为标准的技术参照。
1.3 加强突发环境事故的监测与治理
首先，明确突发环境事故的监测与治理重点，快速确定突发环境事故的动态变化及具体处理措施。待处理结束之后，查明原因，总结相应事故处置经验并分类建档，构建环境事故应急体系并经常开展应急演练。其次，采用多种预警和应急手段，使用应急检测车等仪器，采用标准的采样与分析方法，配备经培训合格的技术人员，从而提升监测数据的准确性和环境事故处理的科学性、规范性和预见性。
二、对环境监测与技术发展的分析
2.1 创建和完善具有中国特色的环境监测技术体系
此体系应包括环境监测学基础理论体系环境监测技术路线体系、技术规范体系、分析方法体系、质量评价体系、质量管理体系等六个体系。环境监测学理论体系，界定概念和框架，揭示科学内涵和基础，指明研究对象和内容，阐明研究手段和方法等。环境监测技术路线体系，确定我国应急监测、近岸海域、地下水、电磁辐射、振动、光污染、热污染监测技术路线。
2.2 组建完善部级环境监测网络
完善的部级环境监测网络应包括环境各要素的监测业务网络（主要应包括环境空气、地表水、地下水、近岸海域、噪声、污染源、生态、固体废物、土壤、生物等环境监测网络）、监测管理网络（应包括国家、省、市、县四级管理网络）、监测信息网络（应包括数据报告、信息传输和在线监控网络系统）。
2.3 加强对有毒有害有机污染物的研究
有机污染的来源、负荷、危害及影响情况不清，技术不配套，人员水平差、缺乏经验。我国即将颁布重点控制有害化学品79种类，累积100多种化合物，急需建立监测方法，开展污染调查与研究。
2.4 加强对突发污染事故预警监测系统的研究
环境监测担负着核污染、化学污染反恐和环境应急监测的职责。针对突发污染事故，如何事前预防、事中快速响应、事后风险评价监测，总体缺乏技术支持系统。
2.5 加强对室内污染物现场快速测定方法的研究
室内污染监测面广量大，但监测方法大多不适合现场快速动态测定，且分析成本高，这是面临的新领域。加强11类空气和水质便携式监测仪器设备的研制，野外简易快速分析法以及自动连续监测系统的研究。重点研制开发28类在线连续自动监测仪器和主要污染物排放总量在线连续监测系统，研制浮标式水质自动监测系统、机动车排气激光光谱连续自动分析系统和其他特征污染物在线连续自动分析系统。
2.6 加强重点区域环境污染现状的监测调查研究
开展全国重点污染源排污现状监测调查研究，确定占全国排污总量65%以上的重点污染源污染物的排放现状，筛选我国环境优先污染物名录。开展环保重点区域和重点工程环境长期环境监测调查、环境安全性评价和污染防治对策研究。
2.7 加强对生态监测的研究
我国生态监测刚起步，无实质性突破，没有一套成熟的监测评价指标体系和技术方法。遥感遥测系统、图像解析系统、评价技术指标等亦不成熟。我国十五、十一五要发射灾害与环境监测小型卫星星座系统，急需作好技术准备。
2.8 加强环境标准国际化的研究
当前，我国环境标准国际化面临困境，既不能有效采用国际标准，也不能有效参与国际标准的制订，一般只停留在对国际标准征求意见上，缺乏将我国国家标准转化为国际标准的投入，难以建立有利于我国的技术壁垒。
总结
环境监测作为环境保护的基础、环境管理的重要手段、环境决策的技术依据，其主要工作是说清环境质量现状、变化趋势及原因，说清污染源主要污染物排放总量，形成应急响应技术支撑，为我国环境履约工作提供技术支持，提出生态环境保护与污染防控对策。环境监测是通过调查环境污染的状况，采样进行测试与分析，并据此做出综合评估。环境监测是对环境的质量进行综合检测、评价的重要手段，同时也是环境执法与制定相关决策的重要的科学依据。
参考文献
[1] 赵燃.崔再斌.中国环境监测技术的现状及其发展.农业经济与科技，2012.
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