经济增长、制度环境与大气污染——基于省级面板数据的实证检验*

程 博，何 磊，阮丞华

(1.云南财经大学 会计学院，云南 昆明 650221;2.浙江农林大学 经济管理学院，浙江 杭州 311300)

经济增长、制度环境与大气污染
——基于省级面板数据的实证检验*

程 博1，何 磊2，阮丞华2

(1.云南财经大学 会计学院，云南 昆明 650221;2.浙江农林大学 经济管理学院，浙江 杭州 311300)

本文基于2002—2012年省级面板数据，实证检验了经济增长对大气污染的影响，并考察了制度环境对经济增长与大气污染之间关系的调节作用。研究结果表明，经济增长与地区大气污染呈倒“U”形关系；公众参与治理和环境规制负向调节经济增长与大气污染排放之间的关系。本文研究丰富了大气污染排放、环境治理方面的研究成果，这为转型经济时期改变政府激励方向和激励方式，为地区环境治理、政府环境绩效审计及其问责等方面指定政策提供经验证据。

经济增长；大气污染；公众参与治理；环境规制；二氧化硫排放

引言

中国经济经过数十年波澜壮阔的增长，已成为仅次于美国的世界第二大经济体。但不可否认的是，科学技术和工业化的迅速发展使人类物质生活水平得到了极大提高，人类活动对环境的影响越来越大，一些地区片面追求经济增长，在很大程度上是以牺牲环境和资源为代价的，尤其是工业经济的快速增长导致大气污染严重(李明辉等，2011)[1]。全球气候持续变暖严重威胁到人类的生存和发展，引起国际社会的广泛关注，1997年《京都议定书》和2009年哥本哈根气候谈判会议分别对发达国家和发展中国家的气体排放量进行了限制(牛叔文等，2010)[2]。随着全球变暖的日益严重，大气污染排放和治理已成为各国关注的焦点问题，中国也不例外。十八大报告指出：“面对资源约束趋紧、环境污染严重、生态系统退化的严峻形势……，必须加大自然生态系统和环境保护力度……，以解决损害群众健康突出环境问题为重点，强化水、大气、土壤等污染防治。”

近年来，我国部分城市的空气质量有所改善，但总体情况并不理想，以二氧化硫、氮氧化物、可吸入颗粒物为特征的传统煤烟型污染依然严重，臭氧和颗粒物细粒子等二次污染问题又接踵而至，导致臭氧层破坏、酸雨、淡水资源缺乏、水污染、生物多样性丧失、极端性气候变化频发等不利后果，造成人类的生活和生存环境日益恶化(李荔等，2010)[3]。大气污染涵盖面很广，如二氧化硫(SO2)、二氧化碳(CO2)等排放物，但二氧化硫是现阶段控制的主要大气污染物，它是酸雨的主要前体物，经化学转化形成硫酸盐还会引起区域范围的PM2.5污染。而且，二氧化硫极易溶于水，其危害不易转移，后果由排放国自己承担(张昭利和周亚虹，2012)[4]。如何减少二氧化硫污染对世界各国来说，其重要性不言而喻。对中国来说，一些地区片面追求经济增长，使得环境遭受了不同程度的破坏。因此，如何处理和协调好经济增长与大气污染之间的关系，已成为当前中国需要急切解决的一个重大问题。

空气中排放的二氧化硫危害性大，对人体健康和动植物都有严重危害并且会腐蚀建筑物，破坏生态环境，由此受到了理论界的重视和关注，相关文献大量涌现。如何洁(2010)发现工业化进程催生了我国经济快速增长，改革开放和经济增长上的成功似乎附带着明显的污染问题，环境质量的恶化随着经济增长和贸易自由化而加剧，然而并没有以同样的速度与经济指标共同增长[5]。沈利生和唐志(2008)实证分析了2002—2006年对外贸易对我国二氧化硫排放的影响，认为对外贸易对减少我国的二氧化硫排放是有利的，可以通过改变出口产品和进口产品的结构，降低二氧化硫污染排放[6]。马晓钰等(2012)运用静态和动态面板数据模型，实证发现人均收入与人均二氧化硫排放量之间呈倒“U”形关系，技术进步会抑制二氧化硫排放[7]。王德发(2006)分析了征收能源税的必要性和重要性，认为通过征收能源税可以有效地保护环境与资源[8]；马士国(2008)分析了征收硫税对我国二氧化硫排放和能源消费的影响，认为征收硫税不仅能达到二氧化硫减排的目的，而且对GDP没有产生过大的负面影响[9]。王兵等(2010)研究发现能源的过多使用以及二氧化硫、化学需氧量的过度排放是环境无效率的主要来源[10]。以上文献较少涉及经济增长与二氧化硫排放之间的关系以及何种机制导致这种现象的存在。而在已有文献中，关于二氧化碳排放与经济增长关系等方面研究则较多(如：Getzner，2003[11]；Duro and Padilla，2006[12]； Galeotti et al.，2006[13]；Martin and Wanger，2008[14]；蔡昉等，2008[15]；陈诗一，2009[16]；林伯强和蒋竺均，2009[17]；张友国，2010[18]；徐承红、李标，2012[19]；郑丽琳、朱启贵，2012[20]；等)。

制度是人为设计出来的，包括规制性、规范性和文化认知符号系统，以此来约束人们的互动关系。制度是一个博弈规则，交易费用是制度形成的基础，制度安排影响市场交易成本，它对经济绩效和经济增长的影响是毋庸置疑的，不同经济的长期绩效差异从根本上会受到制度演化方式的影响(诺思，2008)[21]。已有研究表明，公众参与环境治理对于碳减排起积极作用(张翼、卢现祥，2011)[22]，正式和非正式的环境管制作为外在的约束力量，一定程度上可以抑制大气污染排放(钟娟和魏彦杰，2011)[23]。值得注意的是，大气中的二氧化碳排放通常不会立即造成危害，而且其危害是长期的，其后果由全人类共同承担。相比二氧化碳而言，二氧化硫对人类的危害要大得多。面对资源约束趋紧、环境污染严重、生态系统退化的严峻形势，环境污染与经济增长的矛盾日益尖锐，已成为制约中国经济持续快速增长的突出问题。因此，本文选择地区二氧化硫排放量作为切入点，试图回答两个问题：一是考察经济增长和大气污染之间的关系；二是从制度环境视角出发，考察公众参与治理和环境规制如何影响经济增长和大气污染之间的关系。

本文主要的贡献体现在：第一，已有的研究文献大多都在探讨二氧化硫排放和FDI、对外贸易的关系，考察对外贸易对二氧化硫排放的影响，较少涉及制度环境、经济增长与二氧化硫排放的关系研究，事实上，制度环境对经济增长与二氧化硫排放之间的关系会产生较大的影响。第二，本文基于制度环境出发，考察了公众参与治理和环境规制对经济增长与二氧化硫排放关系的调节作用，这不仅进一步厘清了经济增长与二氧化硫排放之间的关系，而且有助于我们理解不同的治理机制对大气污染治理的作用。第三，丰富了二氧化硫排放、环境治理方面的研究成果，这为转型经济时期改变政府激励方向和激励方式，为地区环境治理、政府环境绩效审计等方面制定政策提供经验证据。

本文余下部分安排如下：第一部分是理论分析与研究假说；第二部分是计量模型、主要变量和数据；第三部分是检验结果与分析；最后一部分是结论与建议。

一、理论分析与研究假说

长期以来，经济增长与环境污染的关系备受学术界关注。自Grossman and Krueger(1991)提出关于经济增长对环境影响的环境库兹涅茨曲线(EKC)假说，发现经济增长与环境污染程度呈倒“U”形关系，当人均GDP处于较低水平时，大气污染物排放处于集中增长阶段，但当人均GDP处于较高水平时，大气污染物排放处于下降阶段。换言之，随着经济增长，大气污染物排放量呈现先上升再下降的倒“U”形[24]。随后，很多学者检验了经济增长与各种环境污染之间的关系，尤其是在碳排放与经济增长之间的倒“U”形关系得到了实证支持(如：Roberts and Grimes，1997[25]；Dinda，2005[26]；Verbeke and Clercq，2006[27]；林伯强和蒋竺均，2009[17]；吴振信等，2012[28])。Seldom and Song(1994)对悬浮颗粒物、二氧化硫、氮氧化物和一氧化碳与人均GDP之间的关系进行了研究，也发现这四种污染物与人均GDP之间均存在倒“U”形关系[29]。但也有实证研究发现，经济增长与某些大气污染物之间倒“U”形曲线关系并不稳定，将随样本选择的国家、城市和时间的不同而发生变化(Harbaugh et al.，2002)[30]；Shafik(1994)和Perman and Stern(2003)也发现大气污染物排放与经济增长之间的关系不符合环境库兹涅茨曲线(EKC)关系，而可能是线性或非倒“U”型关系[31-32]。

改革开放以来，中国经济发展释放了前所未有的活力，创造了数十年波澜壮阔的增长，但在高增长的背后，也存在着“高污染、高能耗、高投入”粗放式的现象，为此付出的代价也是巨大的(李扬，2013)[33]。自2005年以来，吉林松花江重大水污染、广东北江镉污染、江苏无锡太湖蓝藻暴发、云南阳宗海砷污染等一系列重大污染事件发生，中国进入环境污染事故高发期。2005年12月，国务院发布《关于落实科学发展观加强环境保护的决定》(简称《决定》)，《决定》明确了“以人为本、环保为民”的环保宗旨，成为指导经济发展与环境协调发展的纲领性文件。2006年4月，国务院召开第六次全国环保大会提出“三个转变”的重要战略思想，开启以保护环境优化经济发展的新篇章。十七大把生态文明建设作为一项战略任务和全面建设小康社会新目标明确下来，十八大再次明确要求加大自然生态系统和环境保护力度。这一系列举措使社会公众看到了政府愿意承担责任的勇气和信心以及政府在环境治理上的战略思想，这对大气污染物减排和保护生态环境必将产生积极意义。对于转型经济时期的中国，要彻底摒弃粗放式的增长模式，转向集约式的增长模式，实现经济可持续发展。环境保护意识的加强和政府环境管制的一系列法规制度的出台，使得工业经济不断调整生产结构，促进产业升级，大力发展循环经济以实现可持续发展。因此，我们预期经济增长与地区二氧化硫排放之间是一种先上升而后下降的倒“U”形关系。

基于上述分析，本文提出以下假说：

假说1：在控制其他变量不变的情况下，经济增长与地区二氧化硫排放量呈倒“U”形关系。

面对日益严峻的环境问题，仅靠技术手段无法彻底解决环境，这必然导致“技术神话论”破灭。事实上，环境问题本质上是社会问题，个体的环境偏好和利益诉求的异质性引起了各种矛盾和冲突的出现，而公众参与环境的治理机制是社会性内在要求，通过统一利益诉求的渠道和整合利益诉求的表达方式，最终化解冲突和矛盾，代表公共利益，才能有效解决环境问题(晋海，2006)[34]。那么，公众参与治理如何影响经济增长与大气污染之间的关系呢？根植于经济增长与大气污染的关系，本文认为公众参与治理至少从以下两个方面影响两者之间的关系。首先，公众参与治理是一种制度安排，环境公众参与制度指的是公众或其代表根据国家制定的相关环境法律法规赋予的权利、义务参与各项保护环境活动的制度。我国的《环境保护法》《环境影响评价法》《公众参与环境保护办法》《环境影响评价公众参与暂行管理办法》等相关规定赋予了公众参与环境治理的权利，这不仅从制度上保证了公众参与治理主体资格，而且也明确公众参与保护环境的义务。制度作为一种影响经济行为的外生变量，必将对经济增长与大气污染之间的关系产生影响。其次，由于空气流动性强，与其他环境要素相比，污染的范围更广，公共性更强，并且与公众的生活息息相关，从而使得公众有意愿参与环境治理(卓光俊、杨天红，2011)[35]。公众参与对政府环境管理起到监督的作用，对政府工作形成压力，督促政府环境决策、环境立法、环境执法等；同时，环境是典型的公共物品，环境的消费具有非竞争性和非排他性的特征。公众是大气污染的承受者，使得公众有意愿参与环境治理。

综上所述，公众参与治理影响经济增长与大气污染两者关系取决于公众参与治理的主体资格和意愿两个因素。一方面，相关法规确保公众参与的主体资格和明确了公众参与环境治理的义务；另一方面，公众作为大气污染的承受者，也有意愿去参与环境治理，改善生态环境。制度是一种具有激励与约束功能的行为规范，它提供给人们的是利益选择。毋庸置疑，公众参与这一制度安排，可以监督和督促政府部门在经济建设时注重环境保护，不能以牺牲环境和资源为代价而片面追求经济增长，需要权衡经济增长与大气污染之间的关系，减少空气污染物的排放，大力发展循环经济以实现可持续发展。

基于上述分析，本文提出以下假说：

假说2：在控制其他变量不变的情况下，公众参与治理负向调节经济增长与地区二氧化硫排放量之间的关系。

如前所述，经济增长与二氧化硫之间呈倒“U”形关系，这一关系还可能受制于环境规制的影响。随着工业化和城镇化的加快，推动我国经济快速增长，不难看出制度创新所展现的成就，同时也会认识到制度环境对经济增长的约束。如果缺少环境规制约束，环境消费将会产生过度消费问题，因而，要提高能源效率和减少污染排放需要政府实施积极的环境管制政策(李树、陈刚，2013)[36]。同时，我国的节能减排受到国际社会的压力，地方政府又受到中央政府的强制性要求，对中央政府来说，改变激励导向和方式并制定相应的规制，是一个与决心有关的政治经济学过程，对地方政府来说，转变政府职能，从一味追求GDP而转向可持续增长，是一个与激励相关的政治经济学行为(蔡昉等，2008)[15]。现阶段我国经济增长的能源需求刚性说明，强制性二氧化硫减排必将以牺牲经济增长和城市化进程为代价，但减慢二氧化硫排放的增长却是可能的(林伯强、蒋竺均，2009)[17]。

近年来，我国实施了一系列严厉的环境管制政策，如颁布了传统制造业更高的环境标准、环境保护的规定和办法等，这些环境管制措施必将对经济增长与大气污染之间的关系产生影响。随着政府环境管制和保护意愿增强，政府利用经济手段(如税收和财政补贴等)以及行政手段对法治及市场机制干预，来影响地区二氧化硫等大气污染物排放。面对外部制度压力和要求，地区二氧化硫等大气污染物排放量将会呈下降趋势。倘若制度安排不合理，政策制定不合理，或是政府对经济和环境管制的不合理干扰，松散的法律结构等都可能引发寻租行为甚至政府变质，也就是说，制度不到位和管理水平低下引起的寻租现象和政府变质引发了自然资源与经济增长的负相关(胡援成、肖德勇，2007)[37]。因此，我们预期，环境规制较多、制度越完善的地区，市场秩序越好，环境保护观念和意识越强，在追求经济增长的同时，也会加强环境保护和治理，降低二氧化硫等污染物的排放；反之，在环境规制较少、制度不够完善的地区，为寻求经济增长，可能忽视环境保护和治理，以牺牲环境和资源为代价，从而增加二氧化硫等大气污染物的排放。

基于上述分析，本文提出以下假说：

假说3：在控制其他变量不变的情况下，环境规制负向调节经济增长与地区二氧化硫排放量之间的关系。

二、计量模型、主要变量和数据

本文选取2002—2012年的全国31个省份的省级面板二氧化硫排放数据，来验证经济增长对大气污染的影响以及制度环境对两者关系的调节作用，构建计量模型如下：

(1)

(2)

其中，下标i(i=1，2，…，31)和t(t=2001，2002，…，2011)分别代表第i个省份和第t年，ζ代表误差项。在回归中，为尽可能降低同期所致的内生性，所有自变量均滞后一期，即因变量的数据取自 2002—2012年，而自变量的数据取自2001—2011年。模型中的被解释变量为Lnso2代表地区大气污染情况，以地区二氧化硫排放量的自然对数来衡量；Lngdp代表地区GDP，为考察GDP与二氧化硫排放可能存在非线性关系，在模型中加入了平方项Lngdp2；VB和ELR分别代表地区公众参与治理和环境规制，前者以地区环境信访来访批次来衡量，后者以地区环境法律法规数量来衡量。为了检验交互效应，在模型(1)中加入了公众参与治理与GDP的交乘项，在模型(2)中加入了环境规制与GDP的交乘项。此外，本文在模型中控制了地区人口总数(Lnp)、地区财政一般预算支出(Lnfiscal)和年份(Year)。

为消除异方差和直接获得对解释变量的弹性，对二氧化硫排放量、GDP、人口总数和地区财政一般预算支出等变量做自然对数处理。模型中的二氧化硫排放量、GDP、地区人口总数数据、地区财政一般预算支出、公众参与治理和环境规制数据主要来源于《中国统计年鉴》和《中国环境年鉴》，政府管制数据采用樊纲等编制的市场化指数(樊纲等，2011)[38]。模型中变量具体操作性定义如表1所示。

表1 变量操作性定义

三、检验结果与分析

(一)描述性统计分析

图1提供了2002—2012年全国二氧化硫排放量的趋势情况，2002年最低为1 876.4万吨，2006年最高为2 586.8万吨，整体来看，先上升后下降的趋势。表2提供了主要变量的描述性统计结果。由表2结果可知，2002—2012年中二氧化硫排放量最大值为5.211(2005年山东省二氧化硫排放量)，最小值为-2.035(2003年西藏二氧化硫排放量)，样本均值为3.870，各地二氧化硫排放量差异明显。Lngdp均值为8.618，最大值为10.830，最小值为5.354，标准差为1.139，说明各地区经济发展不均衡，存在一定程度的差异。公众参与治理(VB)的均值为7.010，最大值为9.044，最小值为2.213，也存在一定程度的差异。环境规制(ELR)的均值为0.398，最大值为1.881，最小值为0.000，标准差为0.497，各地区环境规制差异明显。同时也可以看到，其他变量也存在一定程度的差异。

图1 二氧化硫排放量趋势

变量均值标准差最小值分位数P25P50P75最大值Lnso238701330-20353645414947185211Lnso2p-43591009-7932-4533-4226-3758-2777Lngdp86181139535479578748941310830Lngdp275560189002867063310765208861011740VB7010143722136418737880229044ELR0398049700000000000006931881EL89591474396383929204997711560AL79761544309173918270899310810Gov74022314-466064457805881510650Lnp8059087056097726822887089231Lnfiscal6886094745976245688176708756

(二)模型回归结果

表3报告了模型Ⅰ的回归结果，列(1)—(6)的拟合F值或WaldChi2显著(p<0.01)，回归模型整体均通过了显著性检验，模型的拟合优度均在0.261以上，说明模型的解释力较强。列(1)—(2)为基本模型，包含了调节变量和控制变量；列(3)—(4)包含了解释变量、调节变量和控制变量；列(5)—(6)则进一步包含了调节变量的交互作用。列(3)的检验结果显示，在控制其他变量不变的情况下，Lngdp的系数(beta=1.406)为正且在1%的显著性水平上显著，Lngdp2的系数(beta=-0.096)为负且在1%的显著性水平上显著，并且在列(4)—(6)的检验中依旧稳健，表明GDP对地区二氧化硫排放的影响是非线性的，而是呈倒“U”形关系，即随着GDP增长，地区二氧化硫排放量逐步增加，当增加到一定程度时，地区二氧化硫排放量又开始下降，本文研究假说1得到了验证。列(5)的检验结果显示，在控制其他变量不变的情况下，交互项(VB×Lngdp)与二氧化硫排放(Lnso2)是显著的负相关关系(beta=-0.224，p<0.01)，交互项(VB×Lngdp2)与二氧化硫排放(Lnso2)是显著的正相关关系(beta=0.016，p<0.01)，并且在列(6)的检验中依旧稳健，回归检验结果支持研究假说2，这表明公众参与治理对经济增长与大气污染之间的关系具有负向调节作用。

表3 模型Ⅰ回归结果

注：(1)被解释变量为二氧化硫排放量的自然对数(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)为固定效应模型回归，列(2)(4)和(6)为随机效应模型回归，通过Hausman检验后，p<0.01，因而总体上显著地拒绝随机效应模型，选择固定效应模型；(3)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值。

表4报告了模型Ⅱ的回归结果，列(1)—(6)的拟合F值或WaldChi2显著(p<0.01)，回归模型整体均通过了显著性检验，模型的拟合优度均在0.257以上，说明模型的解释力较强。列(1)—(2)为基本模型，包含了调节变量和控制变量；列(3)—(4)包含了解释变量、调节变量和控制变量；列(5)—(6)则进一步包含了调节变量的交互作用。列(3)的检验结果显示，在控制其他变量不变的情况下，Lngdp的系数(beta=1.360)为正且在1%的显著性水平上显著，Lngdp2系数(beta=-0.095)为负且在1%的显著性水平上显著，并且在列(4)—(6)的检验中未发生实质性变化，再次表明GDP对地区二氧化硫排放的影响是非线性的，而是呈倒“U”形关系，即随着GDP增长，地区二氧化硫排放量逐步增加，当增加到一定程度时，地区二氧化硫排放量又开始下降，本文研究假说1进一步得到了验证。列(5)的检验结果显示，在控制其他变量不变的情况下，交互项(ELR×Lngdp)与二氧化硫排放(Lnso2)是显著的负相关关系(beta=-0.492，p<0.05)，交互项(ELR×Lngdp2)与二氧化硫排放(Lnso2)是显著的正相关关系(beta=0.030，p<0.05)，并且在列(6)的检验中依旧稳健，回归检验结果支持研究假说3，这表明环境规制对经济增长与大气污染之间的关系具有负向调节作用。

表4 模型Ⅱ回归结果

注：(1)被解释变量为二氧化硫排放量的自然对数(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)为固定效应模型回归，列(2)(4)和(6)为随机效应模型回归，通过Hausman检验后，p<0.01，因而总体上显著地拒绝随机效应模型，选择固定效应模型；(3)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值。

(三)稳健性检验

为了确保上述回归结果的可靠性，本文从如下几个方面进行稳健性检验。

首先，更换公众参与治理的测量方式进行了检验。采用《中国环境年鉴》中的环境来信总数(EL)和大气污染来信总数(AL)的自然对数作为公众参与治理的代理变量，对计量模型I进行了回归(回归结果如表5和表6所示)，检验结果仍然支持了本文研究假说1和2。

表5 公众参与治理替代变量(EL)的回归结果

注：(1)被解释变量为二氧化硫排放量的自然对数(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)为固定效应模型回归，列(2)(4)和(6)为随机效应模型回归，通过Hausman检验后，p<0.01，因而总体上显著地拒绝随机效应模型，选择固定效应模型；(3)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值。

表6 公众参与治理替代变量(AL)的回归结果

注：(1)被解释变量为二氧化硫排放量的自然对数(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)为固定效应模型回归，列(2)(4)和(6)为随机效应模型回归，通过Hausman检验后，p<0.01，因而总体上显著地拒绝随机效应模型，选择固定效应模型；(3)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值。

其次，更换环境管制的测量方式进行了检验。环境是典型的公共物品，如果缺少政府的干预，环境消费将会产生过度消费问题，要提高能源效率和减少污染排放需要政府实施积极的环境管制政策，我们以樊纲等人(2011年)编制的市场化指数中政府管制指数作为环境管制的代理变量，对计量模型Ⅱ进行了重新检验(回归结果如表7和表8所示)，检验结果与前文结果基本一致，本文研究假说1和3再次得到验证。

表7 环境管制替代变量(Gov)的回归结果

注：(1)被解释变量为二氧化硫排放量的自然对数(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)为固定效应模型回归，列(2)(4)和(6)为随机效应模型回归，通过Hausman检验后，p<0.01，因而总体上显著地拒绝随机效应模型，选择固定效应模型；(3)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值；(4)Gov采用樊纲等编制的市场化指数中政府干预指数，Gov是一个反向指标，数值越小表示政府干预程度越高。

表8 环境管制替代变量(Gov_dum)的回归结果

注：(1)被解释变量为二氧化硫排放量的自然对数(Lnso2)；(2)列(1)(3)和(5)为固定效应模型回归，列(2)(4)和(6)为随机效应模型回归，通过Hausman检验后，p<0.01，因而总体上显著地拒绝随机效应模型，选择固定效应模型；(3)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值；(4)Gov_dum采用樊纲等编制的市场化指数中政府干预指数，定义所在省份政府干预指数高于年度政府干预指数中位数时取1，否则为0。

再次，更换大气污染的测量方式进行了检验。我们采用人均二氧化硫排放量(Lnso2p)作为大气污染的代理变量，重新对计量模型Ⅰ和Ⅱ进行检验(回归结果如表9和表10所示)，检验结果未发生实质性变化，结果依然稳健，再次验证了本文三个研究假说。

表9 模型Ⅰ回归结果

注：(1)被解释变量为人均二氧化硫排放量的自然对数(Lnso2p)；(2)列(1)(3)和(5)为固定效应模型回归，列(2)(4)和(6)为随机效应模型回归，通过Hausman检验后，p<0.01，因而总体上显著地拒绝随机效应模型，选择固定效应模型；(3)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值。

表10 模型Ⅱ回归结果

注：(1)被解释变量为人均二氧化硫排放量的自然对数(Lnso2p)；(2)列(1)(3)和(5)为固定效应模型回归，列(2)(4)和(6)为随机效应模型回归，通过Hausman检验后，p<0.01，因而总体上显著地拒绝随机效应模型，选择固定效应模型；(3)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值。

最后，前文对计量模型Ⅰ和模型Ⅱ进行了回归检验，虽然检验结果具有统计学意义，但是我们对前文的研究结论仍需要保持谨慎。一方面，固定效应模型只能解决不随时间变化的遗漏变量所导致的内生性问题，所以无法根据上述结果做简单推定；另一方面，面板数据经常存在自相关问题，本研究的样本仅包含341个观测值的小样本，因而无法确保估计结论的无偏性(沈铁蕾，2013)[39]。为此，本文使用Lngdp、Lngdp2、VB和ELR的滞后2—4期的滞后项和东部、中部、西部三个地区作为工具变量替代Lngdp、Lngdp2、VB和ELR，并采用两阶段最小二乘法(2SLS)就经济增长对大气污染的影响进行拓展性检验，以解决变量内生性和面板数据自相关问题。

表11报告了使用工具变量2SLS模型回归结果，列(1)—(2)的被解释变量是Lnso2，列(3)—(4)的被解释变量是Lnso2p，列(1)—(4)的Wald的检验表明，回归模型整体通过显著性(p<0.01)检验。由列(1)—(4)的检验结果可知，在控制其他变量不变的情况下，Lngdp的系数为正且显著(p<0.01)，Lngdp2系数为负且显著(p<0.01)，再次验证了之前结论，经济增长与大气污染之间呈倒“U”形关系。总体来看，考虑内生问题之后，前文的回归结果依然稳健。

表11 2SLS模型回归结果

注：(1)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平的显著性水平，括号内数值为t值；(2)所选工具变量为Lngdp、Lngdp2、VB和ELR的滞后2—4期的滞后项和东部、中部、西部三个地区。

此外，本文对主要变量的观测值进行5%、10%水平上缩尾(Winsorize)后重新检验，检验结果无显著差异；将样本分为东部、中部、西部三个地区分别进行检验，研究结论也不受影响。通过上述不同方法的调整与检验，结果未发生显著变化，因此本文的实证结果与分析是稳健的。

四、结论及建议

本文以2002—2012年省级面板数据和地区二氧化硫排放量作为切入点，考察了经济增长对大气污染的影响，以及这种影响如何因公众参与治理和环境管制的不同而发生改变。研究发现：(1)地区二氧化硫排放量随着经济增长呈现先上升再下降的倒“U”形关系，这不仅体现了转型时期中国经济增长方式的转变，而且这也体现了政府愿意承担环境保护责任的勇气和信心。(2)公众参与环境治理是社会性内在要求，公众参与有益于大气污染防治，可以监督和督促政府部门从重经济增长轻环境保护转变为保护环境与经济增长并重，做好节能减排工作，大力发展循环经济以实现可持续发展，从而负向调节经济增长与大气污染两者之间的关系。(3)经济增长与地区大气污染之间的关系受制于环境规制的影响，随着政府环境管制和保护意愿的增强，政府可以通过法制、行政、经济手段及市场机制干预等负向调节经济增长与地区二氧化硫排放两者之间的关系。

本文拓展了经济增长与大气污染关系的研究思路，具有一定的理论意义与实践价值。(1)转变经济增长模式，调整能源结构和产业结构，加快产业结构升级，提高技术水平和自主创新能力，逐渐淘汰高能耗、高排放的产业，鼓励投资绿色环保产业，从而减少二氧化硫等大气污染物的排放；(2)我国工业的高增长是以高能耗和高排放为代价的，只有通过健全和完善环境管制制度和激励机制，引导能源的合理消费和提高效率，才是减排的重要路径。政府通过环境管制手段不仅可以引导企业关心资源的使用，而且给企业施加了技术创新的压力。(3)加强新能源和可再生能源产业技术的研发，一方面通过政府这只“看得见的手”来管制、扶持新能源，另一方面，通过市场“看不见的手”来激励和资源重新配置，尽可能减少二氧化硫等大气污染物的排放。(4)加快政府管理创新，营造良好制度环境，建立和健全政府环境绩效审计及其问责机制，鼓励社会团体、企业、社会公众全民参与环境保护与治理，推进公共治理创新，实现二氧化硫等大气污染物减排目标。

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EconomicGrowth，InstitutionalEnvironmentandAtmospherePollution——An Empirical Test Based on Interprovincial Panel Data of China

CHENG Bo1，HE Lei2,RUAN Cheng-hua2

(1.SchoolofAccounting,YunnanUniversityofFinanceandEconomics,Kunming650221,China; 2.SchoolofEconomicsandManagement,ZhejiangAgricultureandForestryUniversity,ZhejiangHangzhou311300,China)

Based on the panel data of 31 provinces and municipalities in China from 2002 to 2012, we theoretically and empirically examine the influence of economic growth on atmospheric pollution and study the adjusting role in the relation between institutional environment and economic growth and atmosphere pollution. The research results show that economic growth and regional atmosphere pollution demonstrate the inverted U shape relation, and that public participation governance and environment regulation negatively adjust the relation between economic growth and atmosphere emission. This paper enriches the research results in the perspective of atmosphere pollution emission and environment treatment and provides experience basis for making policies in the aspects of changing incentive direction and incentive method of the government in the transformation period, regional environment treatment, governmental environment performance audit and responsibility and so on.

economic growth; atmosphere pollution; public participation governance; environment regulation; SO2emission

10.3969/j.issn.1672- 0598.2018.01.004

2017-10-09

程博(1975—)，男，陕西平利人；云南财经大学会计学院教授，博士，硕士生导师，主要从事财务会计和管理会计研究。

何磊(1995—)，男，江苏常州人；浙江农林大学经济管理学院硕士研究生，主要从事公司财务和环境会计研究。

阮丞华(1994—)，女，浙江湖州人；浙江农林大学经济管理学院硕士研究生，主要从事农村资源与环境管理研究。

F299.23

A

1672- 0598(2018)01- 0027- 15

(责任编校：朱德东)