開放經濟、環保財政支出與污染治理

朱小會+陸遠權

摘要 首先按照各省環保財政支出占GDP比重與按主成分分析法計算的地方環境污染物排放綜合指數的排名情況把中國30個省份分成兩個區域，區域1環保財政支出污染治理效應較強，區域2環保財政支出污染治理效應較弱。區域1包括北京、海南等14個省市，區域2包括天津、上海等16個省市。其次基于2007—2014年中國省級和行業面板數據，分析開放經濟、環保財政支出對污染治理的影響。最后借鑒門限回歸模型檢驗開放經濟是否存在環保財政支出與污染治理的門檻效應。結果顯示：①環境污染物排放存在區域差異和行業差異，區域1呈現出開放程度和污染物排放雙低的特征，而區域2則表現為雙高特征。制造業、電力、煤氣及水的生產和供應業污染物排放較高，采掘業污染物排放年均增長速度最快。②樣本期內省級和行業面板數據均表明開放經濟與環境污染物排放顯著負相關，對外開放不是助推環境污染的原因。③中國環保財政支出與環境污染物排放顯著負相關，環保財政支出具有顯著的污染治理效應。④開放經濟對環保財政支出的污染治理效應具有門檻效應，當進口和出口貿易總額高于門檻值-1.221、-1.016時環保財政支出的污染治理效應很難發揮。⑤以進、出口貿易總額為門檻變量時，有107個觀測值低于門檻值，占總觀測值的44.58%，其中有59個位于區域1，占55.14%。鑒于此應繼續加大環境保護財政支出，進一步提升環保財政專項支出在GDP中所占比重，保持適度的對外開放，優化能源消費結構和實現產業結構升級，全面改善環境質量，提升開放經濟下環保財政支出的污染治理效應。

關鍵詞 開放經濟；環保財政支出；污染治理；門檻效應

中圖分類號 F062.6

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2017）10-0010-09DOI：10.12062/cpre.20170423

改革開放以來，中國GDP以9.81%的年均速度增長。在經濟快速增長的同時資源環境也面臨不斷惡化的狀況。2015年《中國環境狀況公報》顯示全國空氣質量總體趨好，但是生態環境保護形勢依然不樂觀，大氣、土壤、水、輻射等污染狀況依然嚴峻。在過去30多年里，對外貿易的年均增速達到16.3%，而貿易順差中相當大部分出口行業及產品以能源密集為主要特征，即貿易順差的代價是資源和能源的過度消耗，開放經濟的規模效應和結構效應造成我國生態環境不斷惡化；與此同時在開放經濟條件下，“兩種資源、兩種市場和兩種技術”的使用，有助于緩解國內工業化、人口增長導致的資源緊缺問題，開放經濟的技術效應能夠實現降污減排，可見開放經濟是把雙刃劍。對于污染防治，習近平主席明確表示“既要綠水青山也要金山銀山”。國家財政環境保護專項支出從2007年單列以來逐步加強，年均增幅21.15%，占總財政支出的比重2%以上且呈逐年緩慢上升趨勢；而人均工業三廢（工業廢水、工業二氧化硫、工業固廢）排放量2007年為18.69 t，2014年下降為15.03 t，出現了負增長，中國環保財政支出污染治理效應顯著。隨著中國經濟總量的持續擴大，僅僅依靠國內生產，資源耗費和污染排放無疑會加大。因此在國際貿易和FDI持續增長的開放經濟背景下，研究中國環保財政支出對環境污染的作用強度意義非凡。

1 文獻綜述

國內外學者對環境政策的污染治理效應進行了研究，但是結論不一，主要有兩種觀點：第一，環境政策有利于改善環境質量。Magat等[1]以加拿大魁北克省紙漿和紙制品行業為研究對象，運用最小二乘法檢驗環境規制對生物需氧量和固體懸浮物排放量的影響，結果顯示環境規制促使企業減少20%的排放量；Laplante等[2]以美國相關行業為研究對象，結果表明環境政策有助于減少污染物排放。張玉[3]分別從財政政策和稅收政策角度分析了環境治理的效應，結果表明財政政策環境治理效應顯著而稅收政策的環境治理效應還有待提高。Wissema等[4]運用CGE模型分析碳稅征收對愛爾蘭經濟的影響，結果表明碳稅的征收顯著改變生產及消費的方式。第二，環境政策環境治理效應不明顯。Goldar[5]研究發現一系列針對印度集群產業的環境政策并沒有顯著改善其下游的水質量。Blackman[6]研究證實墨西哥的環保機構增加環境監察次數不能顯著刺激企業采用先進的“凈化”技術，正式的環境政策并沒有真正發揮作用。Eli等[7]強調“向污染者收費”機制會導致企業和政府之間討價還價，不利于環境治理效率的提高。

關于開放經濟與環境污染，Grossman[8]認為國家之間貿易和投資自由化會產生規模經濟效應，從而使得環境污染整體惡化。國內學者[9-12]研究結論多認為進出口貿易和經濟全球化使我國付出了巨大的環境代價。只有少數學者[13-16]認為自由貿易的總環境效應是積極的。

本文的貢獻在于：第一，研究方法上，將傳統投入產出模型擴展運用到環保財政支出與環境污染問題上，基于省級和行業面板數據實證檢驗開放經濟、環保財政支出與環境污染物排放的關系，并運用門限回歸模型實證研究環保財政支出的污染治理效應是否存在開放經濟門檻效應，探討開放經濟下環保財政支出的污染治理效應，為環境財政政策改革提供一定的理論依據。第二，本文開放經濟的指標選擇包含了國際貿易進、出口總額、FDI、對外直接投資等，避免因度量指標的選擇對結果穩定性產生影響；關于開放經濟與環境污染的關系絕大部分學者都是基于省級面板數據研究，從行業面板數據來探討的是少之又少，因此研究結論有較強說服力。

2 模型設定、數據來源及變量說明

2.1 模型設定

諾貝爾經濟學獎獲得者華西里·列昂惕夫在《環境影響和經濟結構：投入產出法》中提到將污染物排放和治理運用到傳統的投入產出模型中來研究環境問題。假設ep為污染物排放總量，w表示直接排放系數，從生產角度看，滿足最終需求而形成的污染物排放總量為：

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

式中，ep表示環境污染物排放，C，inv，G表示分別表示居民消費、全社會固定資產投資和環境保護財政支出（即hbzc）。ex、im分別表示出口、進口總額，即開放經濟表征指標。

為了獲得較為穩健的計量結果，引入以下控制變量：①經濟發展水平；②能源消費結構；③工業結構；④人口規模。

為了分析開放經濟下環保財政支出的污染治理效應，本文采用2007—2014年省級面板數據，通過公式（2）建立模型如下：

式中，i、t分別表示省份和時間，αi表示不可觀測的個體效應，εit為“白噪聲”。fs、so2、gf、ep分別表示工業廢水、工業二氧化硫、工業固廢排放量和環境污染物排放綜合指數；hbzc、im、ex、C、inv、GDP、nyjg、gyjg、rks分別表示環境保護財政專項支出、國際貿易進、出口總額、居民消費、固定資產投資、經濟發展水平、能源消費結構、工業結構和人口規模。加入GDP平方項是為了檢驗EKC假說是否成立。

考慮到不同對外開放程度對環保財政支出的污染治理效應差異，需要考察開放經濟條件下的門檻效應，在（3）式基礎上，借鑒Hansen[17]門限回歸模型，設定單門檻回歸模型如下：

2.2 數據來源及變量說明

本文采用2007—2014年中國30個省（市）（西藏和港澳臺除外）面板數據實證檢驗，原始數據來源于《中國環境統計年鑒》、《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》及國家統計局官網等。

2.2.1 被解釋變量

首先選取工業廢水、工業二氧化硫、工業固廢排放量分別作為被解釋變量，檢驗開放經濟下環保財政支出的污染治理效應。然后運用主成分分析法，選取工業廢水、工業廢氣、工業二氧化硫、工業煙（粉）塵和工業固體廢物排放量五個指標來度量環境污染。

2.2.2 核心解釋變量：環境保護財政支出hbzc與開放經濟im、ex

環境保護財政支出以環保支出占GDP比重來衡量。按照郭艷紅[18]對開放經濟的闡釋和界定，采用進口貿易總額占GDP比重和出口貿易總額占GDP比重來衡量。

2.2.3 其他變量

居民消費支出C采用居民消費指數來衡量，以2007年為基期進行換算。全社會固定資產投資inv以2007年固定資產投資價格指數進行平減。經濟發展水平用2007年為基年經過價格平減以后的實際人均GDP來衡量。能源消費結構nyjg，采用煤炭消費量占能源消費總量的比例來衡量。工業結構gyjg，采用第二產業產值占GDP比重來表示。人口數rks，采用年末地區人口數來表示。為避免不同變量的絕對值可能造成計量誤差，減小異方差性，模型中所有變量做對數化處理（工業固廢排放量除外，因工業固廢排放量原始數據有很多省份為0，同時為了避免回歸系數值過大，工業固廢排放量原始數據均除以100，這種處理方式不會改變回歸系數的方向）。

2.3 地方污染治理效應分區測算

首先把各省2007—2014年環保財政支出占GDP的比重和環境污染綜合指數按平均數大小各自排名，然后以環保支出占GDP的比重作為橫坐標，環境污染綜合指數作為縱坐標，按照名次分別標注在散點圖上（圖1），30個省（市）被分成上下兩個區域，區域1（下半部分）表示在既定財政支出下污染物排放較少的區域，即財政支出污染治理效應非常顯著，區域2（上半部分）表示在既定財政支出下污染物排放較高的區域，即財政支出污染治理效應較弱。區域1包括北京、海南等14個省市，區域2包括天津、上海等16個省市。

由圖2可知，全國及兩個區域2007—2014年環境污染物排放均表現一致的變化趨勢，先上升后下降，總體波動幅度不大。區域1環境污染物排放量最低，對比圖3、4，區域1進、出口總額占GDP比重均低于區域2，各區域均呈現出先下降，再緩慢上升的情況。對比圖2和圖3、4，發現區域1環境污染物排放顯著低于區域2，同時開放經濟程度也低于區域2。

3 實證結果分析

3.1 地方環保財政支出污染治理效應分析

對方程（3）分別進行F檢驗和豪斯曼檢驗，F檢驗拒絕不存在個體效應的原假設，豪斯曼檢驗均在1%水平上拒絕隨機效應原假設，因此均采用固定效應模型，回歸結果見表1。以工業廢水（①列）、工業二氧化硫（③列）排放量為被解釋變量時，環保財政支出的系數均在1%水平上顯著為負，表明環保財政支出的增加有助于工業廢水和工業二氧化硫污染物排放的減少；以工業固廢排放量（⑤列）為被解釋變量時環保財政支出的系數為正，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明環保財政支出的增加不但沒有減少反而加劇了工業固廢排放。以環境污染物排放綜合指數（⑦列）為被解釋變量時，環保財政支出的回歸系數在1%水平上顯著為負，從總體上看，環保財政支出與污染物排放負相關，環保財政支出的污染治理效應明顯。同時，以上模型中，進口和出口的回歸系數均為負（工業固廢除外），且通過1%水平上的顯著性檢驗，說明進一步擴大進出口有利于減少環境污染物排放，可能的原因是開放經濟的技術效應有助于降污減排，這與代麗華[16]等的研究結論一致。

為觀測開放經濟背景下，環保財政支出的污染治理效應，我們加入環保財政支出與進、出口總額的交乘項重新回歸，并把結果匯報在表1第②、④、⑥、⑧列。以工業廢水、工業二氧化硫排放量為被解釋變量時，進口、出口和環保財政支出的交乘項回歸系數均為正，并且通過5%水平的顯著性檢驗，說明在開放經濟背景下，環保財政支出對工業廢水和工業二氧化硫的污染治理效應方向發生改變，由正向抑制變為負向促進。以工業固廢排放量為被解釋變量時，環保財政支出與開放經濟的交乘項未通過顯著性檢驗。以環境污染物排放綜合指數為被解釋變量時，交乘項回歸系數為正，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明從總體上看在開放經濟背景下，環保財政支出的污染治理效應不明顯。endprint

從其他控制變量來看，人均GDP與其他環境污染物排放量呈倒U型關系，但與工業固廢排放量呈U型關系，可能是工業固廢排放量測量存在誤差（2011年以后工業固廢排放量統計指標發生了變化，以工業固廢傾倒丟棄量代替）或者是樣本容量大小等原因造成的。下面主要以環境污染物排放綜合指數為被解釋變量對其他變量回歸結果進行解釋，固定資產投資的回歸系數顯著為正，說明固定資產投資的增加加劇了環境污染物的排放。人均GDP一次方系數顯著為正，平方項顯著為負，表明經濟發展與環境污染呈倒U型，EKC假說成立。能源消費結構和工業結構的回歸系數均顯著為正，說明以煤炭為主的能源消費結構和第二產業為主的工業結構也加劇了我國生態環境的惡化。居民消費和人口規模的回歸系數為正，但未通過顯著性檢驗，說明樣本期內居民消費、人口規模與環境污染不存在統計上的因果關系。

3.2 開放經濟的門檻效應分析

表1②、④、⑧列回歸結果表明在開放經濟背景下，環保財政支出的污染治理效應方向發生改變，但這種效應是否真實存在，需要借助門限回歸進一步分析。借鑒Hansen Bootsrap[17]運用Stata13.0反復抽樣400次，考察不同進、出口總額下，環保財政支出的污染治理效應。由表2可知，以進口作為門檻變量時，單門檻效應在5%水平下顯著，單門檻估計值為-1.221，因此環保財政支出的污染治理效應存在進口的單門檻效應。以出口作為門檻變量時，雙門檻效應在1%水平下顯著，但是由于95%置信區間已經包含了第一個門檻值-1.016，所以退化成單門檻模型，因此環保財政支出的污染治理效應存在出口的單門檻效應。

門檻效應參數估計結果（表3）顯示當進口低于門檻值時，環保財政支出對污染物排放的回歸系數為-0.284，通過1%水平的顯著性檢驗；當進口高于門檻值時，環保財政支出對污染物排放的回歸系數為-0.225，且通過5%水平的顯著性檢驗，說明當進口高于門檻值時，環保財政支出對污染物排放的污染治理作用降低。出口高于其門檻值時，得到類似的結論。原因是該地區開放經濟程度越高，規模效應導致經濟增長，結構效應引起產業聚集，而經濟增長和產業集聚加速了環境污染物排放，在有限的環保財政支出作用下，很難實現降污減排。

3.3 門檻變量影響效應實證檢驗及進一步說明

接下來提取出進口和出口的門檻值，生成虛擬變量重新回歸，并將方程（8）結果匯報在表1第⑨列。環保財政支出的回歸系數顯著為負，環保財政支出與虛擬變量交乘項的回歸系數均為正，且通過1%水平的顯著性檢驗，開放經濟的門檻效應顯著，說明在開放經濟程度較高的地區，環保財政支出對污染物排放的影響由抑制轉向促進。其他控制變量符號未發生改變，解釋同前一致。

由實證結果可知，環保財政支出的污染治理效應存在開放經濟的門檻效應，在觀測樣本中，位于低門檻區域的結果見表4。以進、出口總額為門檻變量時，240個觀測值中有107個觀測值低于門檻值，主要分布在江西、河南、湖北、湖南等省份，占總觀測值的44.58%，而且這107個觀測值中有59個位于區域1，占55.14%。進一步說明在開放經濟程度較高的地區環保財政支出的污染治理效應很難發揮，而在開放經濟程度較低的地區環保財政支出污染治理效應更加明顯。

3.4 穩健性檢驗

考慮到用國際貿易進、出口總額代表開放經濟對回歸結果的穩定性，引入fdi作為開放經濟的替代指標重新回歸，結果報告在表1第⑩列，fdi回歸系數顯著為負，環保財政支出與fdi交乘項回歸系數顯著為正，其他控制變量的估計結果也基本一致，說明本文的估計結果較為穩健。

3.5 開放經濟與環境污染關系的再檢驗——基于行業面板數據

省級面板數據表明進一步擴大對外開放有利于降低環境污染物排放，這一結論在行業面板數據是否同樣成立呢？本文擬做出進一步檢驗。借鑒Cole[19]的模型，著重分析外商直接投資和對外直接投資對我國環境污染物排放的影響，建立模型如下：

（9）（9）式中，i代表行業，t代表時間，模型左端表示各行業環境污染物排放量，采用各行業工業廢水排放量（fs）、工業廢氣排放量（fq）、工業固廢排放量（gf）和以主成分分析法計算的行業環境污染物排放綜合指數（p）分別檢驗；FDI代表外商對各行業的直接投資流量；OFDI代表本國企業在該行業的對外投資流量；Inv表示行業固定資產投資，nyxf表示行業能源消費量，以上變量均做對數化處理以減小異方差性。

《中國統計年鑒》中分行業外商直接投資數據和《中國環境統計年鑒》中分行業環境污染物排放數據報告的起始年份有差異，對外直接投資和外商直接投資的行業數據未達到三級細分科目，且沒有途徑獲得細分數據，故采用2007—2014年經過整理后的二級工業行業面板數據進行實證檢驗，所分的行業為采掘業、制造業、電力、煤氣及水的生產和供應業以及其他行業。

圖5顯示2007—2014年環境污染物排放量由高到低依次是制造業、電力、煤氣及水的生產和供應業、采掘業和其他行業，各行業環境污染物排放量呈現出一致的變化趨勢，2013年之前上升，以后開始下降，其中制造業、電力、

煤氣及水的生產和供應業下降幅度非常明顯，可能的原因是污染治理投資的加大取得了較好的效果。從年均增長率來看，制造業和采掘業污染物排放的年均增長率分別為0.21%、14.03%，電力、煤氣及水的生產和供應業樣本期內負增長，可見采掘業的污染物排放增長勢頭較猛，應加以控制。模型9回歸結果見表5，①—④列報告了各行業以工業廢水、工業廢氣、工業固廢排放量和行業環境污染物綜合指數為被解釋變量的估計結果，FDI回歸系數為負，均通過不同程度的顯著性檢驗，OFDI在以工業廢水和工業固廢為被解釋變量時沒有通過顯著性檢驗，在以工業廢氣為被解釋變量時通過1%的顯著性檢驗，回歸系數為負。

下面主要對方程④的回歸結果進行解釋，FDI、OFDI回歸系數顯著為負，說明行業外商直接投資和對外直接投資的增加有利于降低環境污染物排放，這與省級面板數據的回歸結果一致，開放經濟的技術溢出效應有利于我國環境質endprint

量的改善。行業固定資產投資和能源消費回歸系數顯著為正，說明固定資產投資和能源消費的增加是行業環境污染物排放的重要原因。由于無法獲得中國環保財政支出的行業面板數據，因此無法檢驗開放經濟背景下環保財政支出對行業污染治理的影響。

4 結論與政策涵義

基于以上分析得到結論如下：①環境污染物排放存在區域差異和行業差異，區域1呈現出開放程度和污染物排放雙低的特征，而區域2則表現為雙高特征。制造業、電力、煤氣及水的生產和供應業污染物排放較高，采掘業污染物排放年均增長速度最快。②樣本期內省級面板數據和行業面板數據均表明開放經濟與環境污染物排放顯著負相關，對外開放不是助推環境污染的原因。③中國環保財政支出與環境污染物排放顯著負相關，環保財政支出具有顯著的污染治理效應。④開放經濟對環保財政支出的污染治理效應具有門檻效應，當進口和出口貿易總額高于門檻值-1.221、-1.016時環保財政支出的污染治理效應很難發揮。⑤以進、出口貿易總額為門檻變量時，有107個觀測值低于門檻值，占總觀測值的44.58%，其中有59個位于區域1，占55.14%。

上述結論蘊含政策涵義包括：①繼續加大環境保護財政支出，進一步提升環保財政專項支出在GDP中所占比重。環保財政支出對污染企業具有激勵作用，鼓勵污染企業通過采用先進技術或減少產量實現降污減排，而目前中國環保專項財政支出占GDP比重不到1%，而歐美發達國家這一比重在1%—2%以上，因此還需要進一步加強。②保持適度的對外開放。省級和行業面板數據均表明，對外開放并不是環境污染物排放統計上的原因，其技術溢出效應反而有利于減少環境污染，提升環境質量。但是從省級面板數據來看，如果對外開放程度過高，其規模效應和結構效應將占據主導地位，通過刺激經濟增長和產業集聚加速污染物排放并且速度較快，在有限的環保財政支出下，污染治理效應不明顯，因此應保持適度的對外開放以擴大環保財政支出的污染治理效應。③優化能源消費結構和產業結構升級。我國的資源稟賦是“富煤貧油少氣”，這將在很長時間內加劇我國的環境污染治理難度，因此應加快實現低碳化的能源消費結構，提高能源使用效率，同時推進產業結構優化，大力發展服務業，實行供給側結構性改革，化解產能過剩，實現環境質量全面提升。

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