环境污染的含义范文

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篇1

关键词：经济增长；环境污染；扩展的EKC模型；面板协整

中图分类号：F222.3 文献标识码：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《罗马俱乐部报告》出台之后，关于经济是否可持续发展一度成为广泛的争议话题，随后的讨论从资源枯竭问题转向了环境污染问题。目前经济学界一般用环境库兹涅茨曲线(Environmental Kuznets Curve， EKC)表示经济增长与环境的关系。该曲线是指当收入超过一定的临界值时，按照人均值度量的经济活动的环境效应幅度会随着收入的增加而下降，就是说人均收入和环境污染呈现的是倒U型曲线关系。在人均收入水平比较低的情况下，随着人均收入的提高，环境污染加剧；Grossman and Krueger（1991；1994）研究表明，在人均收入达到一定水平 ，一般为 4000-5000 美元(1985年的美元计价)，人均收入的提高将伴随着环境状况的改善。继Grossman和Krueger之后，许多实证研究结果都表明，在大多数环境质量指标与人均收入之间存在着倒U型的关系。Selden和Song(1994；1995)考察了四种重要的空气污染物(即SO2、CO2、NO2和SPM)排放问题，发现它们与收入之间都存在倒U型的关系。Xepapadeas和Amri(1995)证实对于大气中SO2的浓度也存在同样的结论。Grossman and Krueger(1995)使用比1994年的研究范围更广的环境质量指标数据进行了跨国面板模型分析，没有发现环境质量会随经济增长而持续恶化的证据，相反，他们选取的大多数环境指标在经济增长的初始阶段出现恶化，而随着经济增长呈现出稳定改善的过程。

随着人们生活水平的提高，将会追求更高的生活质量，因此对于环境污染的问题也会越来越受到重视，研究该问题的学者也越来越多。本文尝试建立一个基于效用函数扩展的环境库兹涅茨曲线，应用面板单位根和面板协整理论，分析我国分省的环境库兹涅茨曲线——我国分省经济增长与环境污染关系问题。

一、文献综述

对于中国经济增长和环境污染关系问题的研究，主要体现在两个方面：一种是对某一个省市的研究，主要适用OLS方法进行模型估计，但是很少见到对时间序列进行单位根和协整检验问题，然后根据回归结果分析EKC模型是否存在，进而提出相关的政策建议；第二种是利用分省面板模型回归分析，主要是使用Hausman检验判断使用固定效应模型还是随机效用模型，未曾见到对于面板数据进行单位根和面板协整检验问题。第一种情况的研究成果众多；第二种情况的研究成果很少，主要有：包群、彭水军、阳小晓（2005）；刘燕、潘杨、陈刚（2006）；于峰、齐建国、田晓林（2006）；李达、王春晓（2007）。

包群、彭水军、阳小晓（2005）利用1996-2002年期间我国30个省份的面板数据，对我国经济增长与包括水污染、大气污染与固体污染排放在内的6类环境污染指标之间的关系进行了检验，实证结果发现倒U型EKC关系很大程度上取决于污染指标以及估计方法的选取，存在以相对低的人均收入水平越过环境倒U型曲线转折点的可能。

刘燕、潘杨、陈刚（2006）使用1990-2003年中国的省级面板数据对中国的经济增长与环境污染关系进行了计量分析，同时考察了中国的对外开放政策对环境质量的影响。结果表明中国的经济增长同环境污染之间并不存在简单的倒U型曲线关系，中国的经济增长与工业废水之间表现为一种倒N型曲线关系，与工业废气之间表现为N型曲线关系，与工业固体废物之间表现一种倒U型曲线关系。同时，分析表明出口同中国的环境污染之间存在显著的正相关关系；而外商直接投资与中国的环境污染之间却存在显著的负相关关系。

于峰、齐建国、田晓林（2006）在 Stern（2002）模型的基础上，以 SO2 排放量表征环境污染水平，对 1999—2004 年间除西藏、山西和贵州以外的我国28 个省、自治区及直辖市的面板数据进行回归分析，结果显示经济规模扩大、产业结构和能源结构变动加剧了我国环境污染，生产率提高、环保技术创新与推广降低了我国环境污染。并估算了这五要素对环境质量影响的各自实际贡献率。

李达、王春晓（2007）利用1998-2004年间我国30个省份的面板数据，研究了3种大气污染物和经济增长之间的关系。实证结果表明3种大气污染物与经济增长之间不存在倒U型环境库兹涅茨曲线。二氧化硫排放与经济增长之间呈倒N型曲线，与多数研究结果不相符；同时，第二产业比重、经济增长速度、单位GDP能耗和环境政策强度四个解释变量总体上对3个大气污染物的排放具有显著影响。

从上述文献可以看出，随着经济发展水平的提高，研究经济增长与环境污染关系的文章也似乎越来越多。上述丰富的研究成果对于我国或者某些省份和城市制定合理的环境措施，减少环境污染总量，降低环境污染程度都具有十分重要的指导意义。但是上述研究成果共同的遗憾是：一是模型简单，没有考虑到影响环境污染的其他因素，仅限于经济增长对于环境污染影响的研究和回归分析；二是实证分析手段和方法受到计量经济学理论和发展水平的制约。基于此，本文从上述两个方面进行补充和扩展分析，基于效用函数理论模型，建立中国的EKC模型，使用面板单位根和面板协整分析技术进行研究，希望结论能符合中国国情和实际，对于中国经济增长、环境污染和治理提出有针对性和有益的建议。

二、模型的建立与微观基础

考察经济增长与环境污染的关系问题，首先要分析两个变量的传导路径，因此要从微观传递机制入手，进而分析宏观层次上变量的依赖关系。

（一）模型的微观基础

我们首先建立一个代表性家庭个体的函数模型，然后将它一般化推广，形成一个包含更广泛个体的函数模型。

1.代表性个体的效用函数与污染函数。

假设一个代表性家庭消费C会导致污染H，因此家庭的效用函数为：

家庭消费越多，效用越高，因此 ；而污染越高，效用越低，因此 。由于污染是由于消费引致的，因此家庭如果减少污染，或者是减少消费，或者是对污染进行投入治理。令E为家庭治理环境污染的资源投入量，考虑到污染是消费的副产品，因此可以设定家庭污染函数为：

假设消费越多，污染越严重，因此消费和污染正相关，即 ；同时假定随着污染治理投入的增加，环境污染随之减轻，两者负相关，即 。假定家庭治理污染和消费的资源禀赋总量为Y（收入），则约束条件为C+E=Y。

假定效用函数为线性的，可以表示成如下形式：

表示单位消费产生单位效用，污染带来的边际效用损失为 ，且 。假定单位消费产生单位污染，并且污染治理函数设定为柯布——道格拉斯形式，具体表示为：

该形式表明，当不进行污染治理投入的时候，污染量H等于消费量C，污染量随着消费的增加而增加；随着污染治理投入的提高，当 时，污染量为零，即消除了污染。

2.函数的一般形式。

我们将效用函数扩展到多个个体，假定不存在外部性影响，则效用函数和污染函数可以表示为：

i=1，2，……n

其中， ， ， 。

求解得到最优消费为：

（二）环境污染模型的建立

从国内外已有文献来看，一般的EKC模型形式为：

y为环境指标，x为人均GDP，u为随机扰动项， 、 、 和 为待估参数。

当 ， 时，y和x为线性关系； ， ， 时，y和x呈现“倒U”型二次曲线关系； ， ， 时，y和x呈“U”型二次曲线关系； ， ， 时，y和x为三次曲线关系，图形为“N”型； ， ， 时，y和x为三次曲线关系，图形为“反N”型；当 ， ， 时，表示环境污染不受经济水平的影响，两者之间没有关系。

根据Grossman and Krueger（1991；1994）对NAFTA环境效应得出的结论，经济增长对环境的影响表现为三个方面：规模效应（Scale Effects）、结构效应（Structural Effects）、技术效应（Technology Effects）。我们在此基础上对一般的EKC模型进行扩展，由于经济系统中产出的增长必然导致对环境资源需求的增加，同时向环境中排放各种废弃物的存量也在增加，经济发展会导致资源损耗和环境破坏，因此用人均GDP和人口密度来表示规模效应对环境的影响；用产业结构的变化表示结构效应对环境的影响；用单位GDP能耗表示技术效应对环境的影响；同时增加政策效应变量，用污染治理投入代表政策强度和政府政策导向。则本文扩展的EKC模型可以表示为：

其中，ln表示对变量取对数；H为环境污染量；i为个体单位，这里指省市自治区；t为时间序列； 表示截面效应； 是待估参数；y是人均GDP；G表示产业结构变化，这里为第二产业产值占全部产值的比重；M为非农业人口的人口密度；A为单位GDP能耗，表示技术进步；E为污染治理投入，表示政策强度；u为随机扰动项。

三、基于面板单位根和面板协整检验的实证分析

（一）数据的来源和说明

本文所用数据样本区间为1997-2005年，这是由于考虑到重庆从1997年才有数据，同时也是为了考察中国经济增长最为强劲这一时段对于环境的影响问题，从逻辑上来说这段时间变量的关联度应该最强。由于西藏缺少环境指标有关数据，因此我们考察的个体是除了西藏以外的大陆30个省市自治区。我们用工业废水排放量（FS，单位：万吨）、工业废气排放量（FQ，单位：亿标准立方米）和工业固体废弃物排放量（FW，单位：万吨）表示环境污染量，因此原模型变成了三个方程。其他字母所表示的变量如前文扩展的EKC模型所示：y是人均GDP（单位：亿元／万人）；A为单位GDP能耗（单位：万吨标准煤／亿元）；G表示产业结构变化，这里为第二产业产值占全部产值的比重（%）；M为非农业人口的人口密度（单位：万人／公顷）；E为污染治理投入（单位：万元），实际应用中对变量取了对数。所有数据均来自于有关年度《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国国土资源年鉴》等权威数据资料库。本文所用软件是Eviews5.1和Stata9.0。

（二）面板模型与估计、检验方法

计量经济理论表明，众多经济变量尤其是面板数据大都是非平稳变量，用非平稳变量进行回归分析结果很大程度上表现为伪回归。为避免伪回归现象，需要对面板数据进行单位根和协整检验。

1.面板单位根检验。

面板模型进行回归分析之前进行单位根检验，这是避免出现伪回归的前提条件。面板单位根检验方法有别于时间序列数据单位根检验，主要为：LLC检验(Levin、Lin and Chu，2002)、Breitung检验(Breitung，2000)、Hadri检验(Hadri，1999)是相同根的检验方法，IPS检验(Im、Pesaran and Shin，2003)、Fisher-ADF(Maddala and Wu，1999；Choi，2001)检验是不同根的检验方法；LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher-ADF检验原假设是含有单位根；Hadri检验原假设为不含有单位根。本文所用数据和变量的面板单位根检验结果如表1所示，表中斜体数字表示该检验的结果和其他检验结果相反。

表1 面板数据的单位根检验

检验方法 lnFS lnFQ lnFW lnY

水

平

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

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

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

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

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

一

阶

差

分

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

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

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

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

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

检验方法 lnG lnM lnA lnE

水

平

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

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

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

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

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

一

阶

差

分

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

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

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

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

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

*、**分别表示在1%、5%的显著性水平上拒绝原假设；括号中数据是该统计量的伴随概率。

上述检验结果除了lnFS、lnFQ、lnY、lnG一阶差分值的Breitung检验，lnA水平值的LLC检验显著与众不同外，其他四种或以上检验方法检验结论一致，均表明上述变量是I(1)的，也就是说本文模型所用变量是非平稳变量。

对于面板模型，如果变量是非平稳的，进行回归分析之前需要进行协整检验，以判断是否可能属于伪回归。

2.面板协整检验。

Pedroni(1999，2004)以回归残差为基础构造出7个统计量进行面板协整检验，其中除了Panelν-stat为右尾检验之外，其余统计检验量均为左尾检验。4个是用联合组内尺度描述即Panel v-Statistic、Panel ρ-Statistic、Panel ADF-Statistic、Panel PP-Statistic；另外3个是用组间尺度来描述即Group ρ-Statistic、 Group ADF-Statistic、 Group PP-Statistic。如果各统计量均在1%(或5%)的显著性水平下拒绝“不存在协整关系”的原假设，表明非平稳的时间序列之间存在着协整关系。

Pedroni(1999，2004)基于残差的协整检验量最关键的是计算所假设协整方程的残差。

对于如下的协整方程：

，

其中， ， 为独立变量的个数。

为了得到相关的面板协整统计量，首先要估计协整方程。为了得到两个组内统计量（panel rho-stat、panel t-stat）值，对原序列进行差分运算并估计如下差分方程：

其中，

由差分方程的残差值以及Newey-West（1987）的估计量可以计算出 的长期值，用 表示。

通过协整方程的残差 以及回归式 可以得到panel rho-stat和group rho-stat统计量。 的长期方差 以及同期方差 分别为：

并且令：

另一方面对于panel t-stat和group t-stat统计量再次利用协整方程的的残差估计 计算 的方差 。记：

， 。

Pedroni对于相关的面板协整检验量作了如下的表示：

panel rho-stat：

panel t-stat：

group rho-stat：

group t-stat：

对于每个面板模型利用近似的均值和方差既可以进行标准化。

对于面板协整检验而言其原假设 ：对 ，即不存在协整关系；而对于组间统计量而言其备则假设为： ：对 ：而对于组内统计量而言其备则假设为： ：对 。

本文所用变量的面板协整检验结果如表2所示。

表2 本文所用变量的面板协整检验

变量 面板协整检验结果

解

释

变

量

lny、

lnG、

lnM、

lnA、

lnE

被解释

变量

lnFS 组内

统计量 Panel ν-stat

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

组间

统计量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 无 Group ADF-stat 无

被解释

变量lnFQ 组内

统计量 Panel v-Stat

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

组间

统计量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 无 Group ADF-stat 无

被解释

变量lnFW 组内

统计量 Panel v-Stat

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

组间

统计量 Group ρ-stat

14.86* Group PP-stat 无 Group ADF-stat 无

1.除了Panelν-stat为右尾检定之外，其余统计检验量均为左尾检定。

2.*表示在1%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设。

3.由于缺少西藏个别变量的统计数据，因此组间统计量两个指标无法计算。

三个方程变量的协整检验的组内和组间统计量在1%的显著水平上均表明拒绝不存在协整关系的原假设，因此上述三个方程存在协整关系，可以直接进行回归分析，不存在伪回归。

3.实证结果。

按照协整检验的结果，我们对三个模型进行了总体回归，回归结果制成表3。表中斜体数据表明t统计量接受系数为零的原假设。

表3 三个总体回归模型的样本回归结果

被解释变量lnFS 被解释变量lnFQ 被解释变量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

样本容量 240

1.解释变量系数后面括号里的数字是t统计量，下同。

2.*、**、***分别表示t统计量在1%、5%、10%的显著性水平上拒绝系数为零的原假设，下同。

上述回归结果表明，工业废水排放量和人口密度无关，主要受到人均GDP、产业结构、单位GDP能耗和污染治理四个变量的影响，并且污染治理投入与工业废水排放量正相关；产业结构、单位GDP能耗和工业废水排放量负相关，也就是说工业产值的比重越大、单位GDP的能耗越大，废水排放量就越少；反之则反是。工业废水排放量的曲线形式不同于前文所分析的“U”、”倒U”以及”N”形的任何一种。工业废气排放量与产业结构、人口密度无关，与单位GDP能耗、污染治理投入正相关；工业废气排放量的曲线形式也与已有成果不同。工业固体废弃物的排放量与人口密度、单位GDP能耗无关，与产业结构、污染治理投入正相关；曲线形式与工业废水排放量曲线一致。

目前面板模型的应用研究主要是基于Hausman检验的固定效应和随机效应模型，本文尝试在此方面进行分析，同表3结果进行比较分析。Hausman检验结果表明三个方程均适合使用随机效应模型，结果制成表4。

表4 基于Hausman检验的随机效应模型的回归结果

被解释变量lnFS 被解释变量lnFQ 被解释变量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

上述结果表明，lnFS、lnFQ、lnFW均与单位GDP能耗无关，并且常数项均为正。其中，lnFS、lnFQ、lnFW与第二产业的比重、污染治理投入正相关，lnFS、lnFQ与人口密度负相关，lnFW与人口密度无关。lnFS、lnFQ、lnFW的曲线形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一种。这个结论和包群、彭水军、阳小晓（2005）、刘燕、潘杨、陈刚（2006）、于峰、齐建国、田晓林（2006）、李达、王春晓（2007）所用面板数据分析的结果不同。

表3和表4比较，我们发现，表4的结果从理论逻辑上更合理一些，因此后文分析以表4的结果为基础。

lnFS、lnFQ、lnFW三个指标均与第二产业的比重正相关，这基本符合经济逻辑和人们的正常思路，工业产值的比重越大，工业排放量就越大，对环境的污染也就越大。lnFS、lnFQ、lnFW三个指标与人口密度呈现（或者不存在）微弱的负相关，表明产业升级带动的就业方向更加理性以及人们对于环境条件的要求提高；人口越是密集，对于政府控制环境质量的力度压力就越大，重污染企业的规划就越是可能远离人口密集区，lnFS、lnFQ、lnFW三个指标的排放量就越小，因此两者负相关。lnFS、lnFQ、lnFW三个指标均与污染治理投入正相关，似乎不符合经济逻辑的正常思路。因为一般来说，污染治理投入越多，各种工业排放量似乎应该越少，环境就越为改善。实际上，本文认为，工业废水、废气、固体废弃物的排放与污染治理投入有一种循环的“倒逼机制”，当工业排放量增加污染严重政府污染治理投入就增加环境随之改善政府就自然减少了污染治理投入（往往表现为监督管理力度弱化，这种弱化却表现为有关部门的内部理性。试想，如果环境质量一直很好，这个部门是否有继续存在的必要？同时国家也因为环境质量一直较好必然减少污染治理投入，势必减少某些部门的收入和福利）工业排放量增加（这一轮次的逻辑是一种博弈，因为企业废水等的排放会减少企业内部成本，所以一有机会增加三排对企业来说是提高收益）的恶性循环。正是因为政府、有关管理部门、企业站在各自立场独立行事，没有较好地协调运作和缺少对整个环境质量的使命感，也因为上述三个方面权利义务不对等，没有较好的奖惩机制等有效的制度安排，这种“倒逼机制”就会一直存在，这就导致。lnFS、lnFQ、lnFW三个指标均与污染治理投入正相关。

由于表4的结果具有逻辑基础，因此我们尝试在表4的基础上，分析和探讨分省的lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量，期望找到规律性的结论。我们按照表4的回归结果，将自主排放量编制成表5。由于对排放量取了对数，因此结果存在负数，负数越小，表明自主排放量越小；数值越大，表明自主排放量越大。

表5 基于随机效应模型的各地区lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量

地区 lnFS lnFQ lnFW 地区 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 广东 0.97 0.314 -0.321

内蒙古 -0.719 0.403 0.378 广西 0.775 0.841 0.594

辽宁 0.832 0.535 1.036 海南 -0.842 -0.945 -2.199

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

黑龙江 -0.197 -0.406 0.004 四川 0.912 0.740 1.066

上海 0.666 -0.712 -1.097 贵州 -0.865 0.721 0.950

江苏 1.124 0.164 0.001 云南 -0.347 -0.008 0.616

浙江 0.604 -0.102 -0.837 陕西 -0.324 0.146 0.564

安徽 0.38 0.496 0.698 甘肃 -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 宁夏 -1.665 -0.946 -1.465

山东 0.365 0.401 0.609 新疆 -0.642 -0.289 -0.775

工业废水自主排放量较大的几个地区（从大到小排序）有：江苏、湖南、广东、四川、辽宁、湖北、广西、河南、上海、浙江；工业废水自主排放量较小的地区（按照从小到大排序）有：青海、宁夏、贵州、海南、天津、甘肃、内蒙古、新疆。工业废气自主排放量较大的几个地区（从大到小排序）有：河南、广西、四川、贵州、河北、山西、辽宁、安徽；工业废气自主排放量较小的地区（按照从小到大排序）有：天津、青海、宁夏、海南、北京、福建、上海。工业固体废弃物自主排放量较大的地区（按照从大到小排序）有：河北、江西、山西、四川、辽宁、贵州、河南、安徽；工业固体废弃物自主排放量较小的地区（按照从小到大排序）有：海南、天津、青海、宁夏、上海、北京、浙江、新疆。 一个很有意思的情况是：工业废水自主排放量最大的几个地区除了广西，其余地区或者是经济增长较好的地区，或者是经济总量大省；而工业废水自主排放量较小的地区几乎无一例外的都是经济增长较为缓慢或者不发达地区。工业废气和工业固体废弃物自主排放量较大的地区基本完全重复，而且和工业废水自主排放量较大的地区差异明显，说明经济发达地区的三废排放和经济落后地区的三废排放标的不同，我们认为这是由于产业结构和产品结构不同造成的。三废排放较小的地区重复较大，基本上是西部或者经济落后地区。上述状况给我们提供的一个基本规律表明经济增长和工业三废排放具有因果关系

三排自主排放量都较大的地区有：四川、辽宁、河南；三排自主排放量都较小的地区有：青海、宁夏、海南、天津。前者的环境问题需要引起政府的极大关注，尤其河南，经济较为落后，环境污染较为严重，如此恶性循环，情景堪忧。对于后者，如何保障环境不会遭受进一步破坏的前提下，有效促进经济发展和增长，成为国家和当地政府的一项重要任务。

四、结论和政策建议

基于效用函数扩展的EKC模型的面板协整分析表明如下结论：

1.我国分省的lnFS、lnFQ、lnFW的曲线形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一种。

2.分省经济增长和工业废水、废气、固体废弃物的排放具有因果关系。

3.经济发达和不发达地区工业三废的排放标的显著不同。

4.工业三废排放对国家污染治理投入具有“倒逼机制”。

5.产业结构尤其是第二产业比重的增加会增加工业三废的排放量。

6.人口密度对工业三废排放具有挤出效应。

7.河南省的环境状况需要引起警惕，北京、上海的环境有明显改善的迹象。

根据上述结论，我们提出如下的政策建议：

1.我们没有看到分省环境和经济增长关系的转折点，我们的经济增长目前仍然是以环境恶化为代价。但并不是说经济的持续增长无法改变环境恶化的状况，北京和上海已经表明了EKC曲线在我国某些地区一定程度上成立。从目前的环境恶化状况出发，一味提高经济增长速度、忽视经济增长质量和牺牲人们赖以生存的环境为代价是不可取的，发达国家的先污染后治理的思路不一定在中国适用，因为国情和制度、以及人口压力不同。因此首先要从国家层面上制定有效的环境保护政策和措施，并且要能够做到有法可依，有法必依，执法必严，违法必究，否则只是落在纸面上的所谓环境保护法律必然形如废纸。同时利用各种渠道宣传和提高国人环境保护的觉悟，唤醒人们的环境保护意识，如果从人的心灵教育认识到人类发展和环境的辩证关系并不是用金钱所能买回来或者治理好的，人类行为导致的污染排放必然减少。总结来说，法律的健全和有效实行——明确的权责利关系——良好的道德品质教育，将有利于环境保护。

2.坚决杜绝工业三废排放对于国家污染治理投入的“倒逼机制”，不应该再出现“污染严重——投入治理——环境改善——治理投入减少——污染严重”的恶性循环，而应该是从源头抓起，真正做到谁污染谁治理，建立环境污染的诚信机制，制定有效的奖惩机制，杜绝环境保护领域的腐败，当制度机制代替了行为机制，当制度的客观约束高于人的主观约束，这时候的环境保护必将呈现良性循环发展态势。

3.一个地区的产业发展模式不应该是领导一言堂，而应该建立一整套的评估体系对项目的实行进行综合的可行性评估，包括对环境污染的程度与长期影响的评价，并且要备案，要建立负责机制，出现严重后果要有人负责，正确处理好责权利的辩证关系。同时要杜绝GDP唯上的地方政府绩效评价指标体系，建立一整套切实可行的包括环境状况的指标评价体系。

4.对个别整体环境污染严重的地区，要因势利导，尽快扭转环境持续恶化的恶性循环状态，具体问题具体对待的同时更要总揽全局，制定切实可行的综合治理措施。

参考文献

[1]包群、彭水军、阳小晓. 是否存在环境库兹涅茨倒U型曲线?——基于六类污染指标的经验研究［J］，上海经济研究，2005（12）：3-13。

[2]刘燕、潘杨、陈刚. 经济开放条件下的经济增长与环境质量——基于中国省级面板数据的经验分析［J］，上海财经大学学报，2006（6）：48-55。

[3]于峰、齐建国、田晓林. 经济发展对环境质量影响的实证分析——基于 1999—2004 年间各省市的面板数据［J］，中国工业经济，2006（8）：36-44。

[4]李达、王春晓. 我国经济增长与大气污染物排放的关系——基于分省面板数据的经验研究［J］，财经科学，2007（2）：43-50。

[5]Grossman ，Gene M.，Alan B.Kruger，Environmental Impact of North American Free Trade Agreement[D]，NBER Working Paper No.3914，1991.

[6]Grossman G.M. and Krueger A.B.， Economic Growth and the Environment[D].NBER Working Paper No 4634，1994.

[7]David I. Stern. Expaining Changes in Global Sulfur Emissions：An Econometric Decomposition Approach [J]. Ecological Economics，2002，（42）.

[8]Xepapadeas， A. and Amri， E.， 1995，“Environmental Quality and Economic Development: Empirical Evidence Based on QualitativeCharacteristics”， Nota di Lavoro 15. 95 Fondazione Eni Enrico Mattei.

[9]Selden，T.M. and D.Song(1994)，Environmental quality and development:is there a Kuznets curve for air pollution emissions?，Journal of Environmental Economics and Management 27:147-162.

[10]Selden，T.M. and D.Song(1995)，Neoclassical growth，the J curve for abatement，and the inverted U curve for pollution，Journal of Environmental Ecomomics and Management 29:162-168.

[11] Levin， A. ， C. Lin and C. Chu. Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite-Sample Properties[J]. Journal of Econometrics，2002， 108: 1-24.

[12] Im， Kzing So; M. Hashem Pesaran， and YongcheolShin.Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels[J]. Journal of Econometrics，2003， 115， 53-74.

[13] Pedroni P. Fully Modfied OLS For Heterogeneous Cointegrated Panels[J].Advances in Econometrics， 1999， 15: 93-13.

[14]Breitung，Jorg.The Local Power of Some Unit Root Tests for Panel Data ，in B.Baltagi(ed).Advances in Econometrics ，Vol，15:Nonstationary Panels ，Panel Cointegration ，and Dynamic Panels ，Amsterdam:JAI Press ，2000，161-178.

篇2

关键词:污染环境罪；财产法益；人身法益；环境法益

虽然自20世纪80年代以来我国就把保护环境确立为一项基本国策，但在1997年《刑法》颁布实施之前，我国《刑法》中并没有规定关于污染环境方面的犯罪。1997年《刑法》第338条规定了重大环境污染事故罪，并以“造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”为构成要件要素;而且，学界一般把该罪解释为过失犯罪。2011年5月25日颁布的《刑法修正案(八)》对重大环境污染事故罪的罪状进行了修改，不仅把原来条文中的“危险废物”改为“有害废物”，删除了“向土地、水体、大气”的修饰语，把“造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”修改为“严重污染环境”。随后，最高司法机关把“重大环境污染事故罪”的罪名修改为“污染环境罪”。2013年6月17日，最高人民法院和最高人民检察院联合了《关于办理环境污染刑事案件适用法律若干问题的解释》(以下简称《环境污染解释》)，对《刑法》第338条中的“严重污染环境”做出了较为详尽的解释。从立法机关和最高司法机关对污染环境罪的修改和解释来看，大致可以得出这样的结论:污染环境罪的处罚范围在不断扩大。那么，污染环境罪的法益经过了怎样的发展过程?在环境污染日益严重的今天，应当如何解释污染环境罪的法益才有利于惩治环境污染犯罪?污染环境罪的法益应当坚持什么样的发展方向?这些问题均值得认真分析研究。本文以实质解释为立场，以刑事立法和司法解释的变化为线索，对污染环境罪的侵害法益进行了初步探讨。

一、《刑法》第338条修改前污染环境罪的侵害法益

1997年《刑法》颁布之前，我国《刑法》分则中没有污染环境方面的犯罪，因而无所谓该类犯罪的法益问题。1997年《刑法》到《刑法修正案(八)》颁布实施之前，环境污染犯罪在我国《刑法》上被类型化为“重大环境污染事故罪”。对于重大环境污染事故罪的法益，刑法理论认为包括国家环境管理制度、公私财产权与公民健康、生命安全。①但在笔者看来，这是一种形式主义的解释，理由如下:一方面，《刑法》把重大环境污染事故罪规定在分则第六章“妨害社会管理秩序罪”中，而这里所说的“社会管理秩序”是指狭义的社会秩序，即国家对社会日常生活进行管理而形成的有条不紊的秩序，因而重大环境污染事故罪的法益首先应当是作为社会管理秩序的国家环境管理制度。另一方面，《刑法》第338条把重大环境污染事故罪的结果表述为“造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”。其中，“造成重大环境污染事故”的表述为把该罪的法益解释为国家的环境管理制度提供了依据，而“致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”为把该罪的法益解释为公私财产权与公民健康、生命安全提供了依据。而且，重大环境污染事故罪首先侵犯的是国家的环境管理制度，其次才是公私财产权和人身权。但问题是，侵犯了国家的环境管理制度就一定成立重大环境污染事故罪吗?重大环境污染事故又是如何被度量的呢?修改前的我国《刑法》第338条规定:“违反国家规定，向土地、水体、大气排放、倾倒或者处置有放射性的废物、含传染病病原体的废物、有毒物质或者其他危险废物，造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果的，处三年以下有期徒刑或者拘役，并处或者单处罚金;后果特别严重的，处三年以上七年以下有期徒刑，并处罚金。”从这一规定来看，重大环境污染事故罪属于侵害犯，即只有造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果的，才成立本罪。从法条的表述来看，这里可分为两种情形:一是造成重大环境污染事故，并致使公私财产遭受重大损失的严重后果;二是造成重大环境污染事故，并致使人身伤亡的严重后果。由此可见，如果仅仅是造成了重大环境污染事故，而没有致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果，则不成立重大环境污染事故罪。如果坚持仅仅造成了重大环境污染事故，但没有致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果就可以成立重大环境污染事故罪，那么“造成重大环境污染事故”就没有实质内容。2008年6月25日，最高人民检察院、公安部联合了《关于公安机关管辖的刑事案件立案追诉标准的规定(一)》(以下简称《立案追诉标准(一)》)第60条对重大环境污染事故案的追诉标准做出了详尽的解释。从该条的基本内容来看，重大环境污染事故罪的追诉标准仅限于对公私财产造成损失的程度和对人身的伤亡程度。②可见，“造成重大环境污染事故”本身没有实际内容，必须通过“致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”来表现。换言之，“造成重大环境污染事故”与“致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”之间实质上并不存在并列关系，后者是对前者解释，即“造成重大环境污染事故”就是“致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”。以此来看，认为重大环境污染事故罪的法益包括国家环境管理制度、公私财产权与公民健康、生命安全的观点是不符合逻辑的。如果对修改前的《刑法》第338条进行文义解释，并参考相关司法解释，得出的结论只能是:重大环境污染事故罪的法益是公私财产权或者公民健康、生命安全。二者之间是选择关系，不是非此即彼关系。把重大环境污染事故罪的法益解释为国家的环境管理制度，进而通过公私财产权或者公民健康、生命安全来具体化，显然反映了以人为本的法益观。自近代以来，以人为本是西方各国确立刑法法益的出发点和归宿。对此，德国学者罗克辛指出:“法益是在以个人及其自由发展为目标进行建设的社会整体制度范围之内，有益于个人及其自由发展的，或者是有益于这个制度本身功能的一种现实或目标设定。”③正是基于这种考虑，刑法理论在把法益划分为个人法益和超个人法益的同时，对超个人法益又做了“必须能够还原为个人法益”的限制。④也正是在这种理论指导下，立法者和司法者往往把公私财产权或者公民健康、生命安全设置或者解释为是否构成重大环境污染事故罪的关键要素。显然，在这种法益观指导下，衡量环境是否受到损害的关键在于人的利益是否受到损害，环境本身不是法益，因而仅仅对环境的损害不被认为是犯罪。

二、《刑法》第338条修改后污染环境罪的侵害法益

《刑法修正案(八)》对《刑法》第338条的罪状部分进行了三个方面的修改:一是删除了“向土地、水体、大气”的修饰语;二是把原来的“危险废物”修改为“有害物质”;三是把原来的“造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”修改为“严重污染环境”。其中，删除“向土地、水体、大气”的修饰语，从逻辑上看是扩大了环境要素的范围，但实质上是一个立法技术问题，因为所谓排放、倾倒或处置无非就是“向土地、水体、大气”排放、倾倒或者处置。把“危险废物”修改为“有害物质”，显然扩大了行为对象的范围，因为危险废物的范围必须依据环境保护部与国家发展和改革委员会于2008年6月6日的《国家危险废物名录》来确定，但在确定有害物质的范围时，就不受《国家危险废物名录》的限制。把“造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”修改为“严重污染环境”，显然是扩大了行为和结果的范围。一方面，一些不属于重大环境污染事故但具有积累性的污染行为被纳入了处罚范围;另一方面，一些虽然没有造成重大环境污染事故但危害严重的结果被纳入了处罚范围。⑤可见，立法者修改《刑法》第338条的目的主要在于扩大环境污染犯罪的处罚范围。从实质上看，这一修改的背后正是污染环境罪侵害法益的变化。根据修改后的《刑法》第338条的规定，污染环境罪的成立不再以“造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”为条件，而是以“严重污染环境”为条件。“造成重大环境污染事故”只是严重污染环境的一种表现形式。对此，我国刑法理论的通说已经指出，“严重污染环境”，既包括发生了造成财产损失或者人身伤亡的环境事故，也包括虽然还未造成环境污染事故，但长期违反国家规定，超标准排放、倾倒、处置有害物质，已使环境受到严重污染或者破坏的情形。⑥换言之，污染环境罪的侵害法益除了重大环境污染事故可能侵害的法益之外，还包括其他严重污染环境行为可能侵害的法益。如前所述，在《刑法修正案(八)》颁布之前，“造成重大环境污染事故”就是指“致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”，而在此之后，“严重污染环境”包括“造成重大环境污染事故”，但不限于此。所以，修改后的《刑法》第338条保护的法益包括两种:一是可能被污染环境行为侵害而且遭受侵害后对公私财产或公民的健康与生命权造成现实侵害(如致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果)的环境利益;⑦二是可能被污染环境行为侵害但遭受侵害后并未对公私财产或公民的健康与生命权造成现实侵害的环境利益。⑧在《刑法》第338条被修改之后，有学者认为，应当依据《立案追诉标准(一)》第60条的规定来解释“严重污染环境”。⑨但问题是，《立案追诉标准(一)》第60条是对“造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”的解释，在“造成重大环境污染事故，致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”被修改为“严重污染环境”之后，依据《立案追诉标准(一)》第60条来解释“严重污染环境”，就意味着尚未造成重大环境污染事故但已严重污染环境的行为无法受到处罚，相应地，可能被污染环境行为侵害但遭受侵害后并未对公私财产或公民的健康与生命权造成现实侵害的环境利益得不到修改后的《刑法》第338条的保护。所以，坚持以《立案追诉标准(一)》第60条的规定来解释“严重污染环境”的观点，不当缩小了污染环境罪侵害法益的范围是不妥当的。还有学者认为，污染环境罪的法益包括秩序法益、人的生态法益和非人类的其他主体的生态法益。其中，秩序法益是指国家对生态环境的管理秩序。从逻辑上讲，在污染环境罪的判定中，秩序法益的侵害是必要条件，却非为充分条件，即污染行为虽侵害了秩序法益，但没有侵害到生态法益或侵害生态法益的程度不足以达到犯罪边界时，仍不能判定其为污染环境罪。瑏瑠问题是，既然单纯侵害秩序法益的行为不能够成立污染环境罪，那么秩序法益又怎能是污染环境罪的法益呢?可见，根据修改后的《刑法》第338条的规定，应当把污染环境罪的法益理解为环境利益，表现为严重污染环境行为所侵害的利益。其中，“致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡的严重后果”只是“严重污染环境”的具体表现形式;相应地，可能致使公私财产遭受重大损失或者人身伤亡之严重后果的行为所侵害的法益只是污染环境罪侵害法益的一种。瑏瑡除此之外，污染环境罪的侵害法益还包括严重污染环境但尚未造成公私财产遭受重大损失或者人身伤亡之严重后果的行为可能侵犯的环境利益。

三、《环境污染解释》颁布后污染环境罪的侵害法益

修改后的《刑法》第338条虽然扩大了处罚范围，但近年来的环境污染犯罪并未因此而有所下降，依然呈高发态势。过去的环境污染主要集中在水资源污染和土壤污染上，近年来大气也被严重污染，形成了大气污染、水资源污染和土壤污染齐头并进的态势，国家整体生态环境受到严重危害。这种态势的形成原因，一方面在于部分地方政府的政绩观、价值取向存在严重偏差，地方政府为了追求GDP而任由企业污染环境，企业纠正违法行为的成本远低于其获得的高额物质利益;另一方面在于法律保护不完善，环境保护部门执法能力较差，公众监督力量弱小。瑏瑢为此，最高人民法院、最高人民检察院于2013年6月17日联合了前述《环境污染解释》。《环境污染解释》第1条对《刑法》第338条中的“严重污染环境”进行了较为详尽的解释。其中，根据《环境污染解释》第1条第5项的规定，两年内曾因违反国家规定，排放、倾倒、处置有放射性的废物、含传染病病原体的废物、有毒物质受过两次以上行政处罚，有实施前列行为的，属于“严重污染环境”。我国有学者对此项规定提出了质疑，认为仅有“违反国家规定，排放、倾倒或者处置有放射性的废物、含传染病病原体的废物、有毒物质或者其他有害物质”的行为，并不直接构成污染环境罪，只有当这种行为造成“严重污染环境”的结果时才能以犯罪论处。然而，《环境污染解释》第1条将受过两次行政处罚后再次实施相同行为的情形直接认定为“严重污染环境”，不仅没有区分行为与结果，而且直接取消了结果要素，这显然不符合罪刑法定原则。瑏瑣事实上，除了《环境污染解释》第1条第5项属于这种情况之外，该条前4项规定均属于这种情况。这四项内容是:(1)在饮用水水源一级保护区、自然保护区核心区排放、倾倒、处置有放射性的废物、含传染病病原体的废物、有毒物质的;(2)非法排放、倾倒、处置危险废物3吨以上的;(3)非法排放含重金属、持久性有机污染物等严重危害环境、损害人体健康的污染物超过国家污染物排放标准或者省、自治区、直辖市人民政府根据法律授权制定的污染物排放标准3倍以上的;(4)私设暗管或者利用渗井、渗坑、裂隙、溶洞等排放、倾倒、处置有放射性的废物、含传染病病原体的废物、有毒物质的。其中，第一项和第五项只把排放、倾倒、处置行为认定为“严重污染环境”;第二项和第三项虽然规定了排放、倾倒、处置的危险物质的数量，但达到这一数量的并不必然导致严重污染环境结果的发生。由此来看，《环境污染解释》第1条前五项规定均超出了《刑法》第338条“严重污染环境”这一用语的含义范围，不符合文义解释的基本要求。瑏瑤然而，就当前环境污染犯罪的基本形势来看，《环境污染解释》第1条的规定无疑顺应了人们普遍要求严惩环境污染犯罪的潮流。既然属于超出刑法用语之含义范围的解释，那么就意味着扩大了处罚范围，相应地，也拓展了污染环境罪的法益保护范围。从类型化角度来看，我们可以将《环境污染解释》第1条前五项规定的处罚情形进一步类型化为两类:一是只处罚排放、倾倒、处置行为;二是处罚排放、倾倒、处置有害物质达到一定数量的情形。瑏瑥这两种情形都不必然导致严重污染环境的结果，但均有造成严重污染环境的危险。换言之，《环境污染解释》第1条承认了污染环境罪是危险犯，而且其中的危险是对环境的危险。瑏瑦可见，《环境污染解释》虽然未增加污染环境罪侵害法益的种类，但实现了对环境利益的提前保护，加强了刑法对环境利益保护的力度。而且，《环境污染解释》有一个明显的特点，即在“严重污染环境”的判断标准上实现了多元化。详言之，《环境污染解释》对“严重污染环境”的判断不再仅以是否造成财产损失和人员伤亡为参照，而同时以是否造成财产损失和人员伤亡、环境要素的功能是否受到损害或者丧失，是否实施排放、倾倒或处置行为为参照，挣脱了人类中心主义的羁绊，迈向了生态整体主义。

四、结语

篇3

【关键词】可持续发展　内生增长　环境污染　资源稀缺

一、引言

一直以来，早期的主流经济学家普遍认为，拥有并充分利用丰富的自然资源是经济发展的优势，并未十分关注资源与环境问题，各国经济增长往往伴随着环境的污染和资源的破坏。近来，这一问题日益突出，全球的资源环境正呈透支之势，全球资源供给能力的减少，连同资源需求的增长在加速进行，于是环境与可持续发展问题引起了人们的重视。著名经济学家托达罗甚至在其1994年的发展经济学教科书中指出，“在过去的40年中，经济学家们已经日益认识到环境问题对发展努力成功的重要性……在环境上获得可持续增长与我们对经济发展的定义成为同一语了。”

根据世界环境和发展委员会1987年发表的《我们共同的未来》中的定义,可持续发展就是指既能满足当代人的需要又不对后代人满足自身需要的能力构成危害的发展。可持续发展要求既达到发展经济的目的，又保护好人类赖以生存的大气、淡水、海洋、土地和森林等自然资源和环境，使子孙后代能够永续发展和安居乐业。Solow。等人指出，可持续发展并非意味着要把各种资源存量保持在初始状况。例如，如果美国没有用耕地代替森林，美国可能现在还是一片原始森林，不可能有今天这么发达和富裕。由此看来，可持续发展意味着用一种资源合理代替另一种资源,比如用肥沃的耕地来代替原始森林。因此，可持续发展依然需要权衡各种资源，这一问题可以放在增长理论框架下分析。

二、分析可持续发展的内生增长理论框架

Ramsay（1928）模型提供了现代增长经济学的基本方法，其跨期效用最大化就是要权衡当代人和后代人之间的利益，如果引入资源耗竭约束和环境污染约束，该模型就是分析可持续发展问题一个不错的框架。事实上，利用增长理论框架分析可持续发展并不是一个新课题。早在20世纪70年代，当梅多斯等人提出轰动一时的增长的极限论时，著名环境经济学家Dasgupta and Heal(1974)就运用新古典增长理论分析了不可再生资源的最优开采路径，并得出了较为乐观的结论。20世纪80年代中期以来，以Romer(1986)知识外溢模型和Lucas(1988)人力资本外部性模型为代表，经济学家们开始放松新古典增长理论的一个关键性假定――资本边际报酬递减，有的对新古典增长模型框架进行了修正和发展，有的则完全放弃了新古典模型的基本假定，构建了以技术进步内生化为特征的新经济增长理论，也被称为内生增长理论。90年代以后，通过引入技术创新，新增长理论奠定了技术进步的微观基础，从而进一步完善了通过分析技术进步抵消资本边际收益递减倾向对经济持续增长问题的解释。

20世纪末，资源稀缺和环境退化问题日益严重，引起了人们对可持续发展问题的关注。传统的新古典增长理论分析可持续发展问题时显得苍白无力，而新兴的内生增长理论却在日臻成熟，它给人们分析可持续发展问题带来了一种新思路，于是人们的思想便转移到了用内生增长理论分析可持续发展问题上。在内生增长理论框架下分析可持续发展问题，就是在人与环境自然和谐共处的目标前提下，在考虑了环境污染和资源稀缺后，研究可持续发展能否维持和如何维持，解决稀缺资源在各种用途之间的配置。这方面的研究已经取得了一些进展，并构建了“内生型经济增长模型”框架。这些研究一般都将环境资源作为一种资本引入生产函数，在对均衡经济增长路径求解的基础上扩展模型，并据以得出相应的经济含义。

Aghion和Howitt(1998)结合关于可持续发展与经济增长问题的相关研究，阐述了在内生增长理论框架下讨论可持续发展的思路。他们首先引入了环境质量指标变量E（E小于0），并将E看作一种会因环境污染而耗竭、但又具有再生产能力的资本品，于是人们的福利便取决于消费和总的环境质量指标，进而取决于环境污染和资源可再生性，相应地瞬时效用函数为u(c,E)。以P表示污染流，它是产出水平Y和污染强度Z的增函数，即P(Y,z)。以θ表示最大的可再生速度，显然θ大于0。因此，环境质量跨期动态微分方程为：

E=-P(Y,z)-θE（1）

假设环境质量具有一个上限值和一个下限值，因此对于所有时间t，最优增长路径必须满足约束条件：

Emin≤E(t)≤0（2）

此外，除了资源的可再生速度，不可再生资源的存量S也会影响可持续发展，S不能为负值，且其变化率是资源开采流量R的负数。这时，影响产出的因素除了资本K和中间产品生产力B，还包括资源开采流量R和污染强度z，即总产出函数为

Y=F(K,B,Rz)

这一产出函数可以采取多种具体函数形式。现在，寻找考虑了环境资源因素的最优增长路径，就是在一系列约束条件下求解目标函数

（3）

这些约束条件包括有形资本、智力资本、环境质量和自然资源的初始条件，决定这些状态变量变化率的运动法则，K、B、S的非负约束，以及前面谈到的约束条件（2）。不难得到这一最大化问题的汉密尔顿函数：

（4）

这里，控制变量是消费、研究、污染强度和资源开采。这个汉密尔顿函数和以往传统增长方程没有太大不同，惟一的区别在于这里是一个“绿色的”国民生产净值，考虑到了环境特点、环境损耗和自然资源存量。因此，最优增长路径就是，通过对与环境、污染和自然资源开采有关的成本与收益赋予价格，来在当代人福利与未来人福利之间进行平衡。这样，增长能否持续的问题，就转化成了是否存在国民生产净值最优增长路径的问题。

三、环境污染、资源稀缺与可持续发展

在内生增长理论框架下分析可持续发展，一般是从环境污染和资源稀缺两个方面展开的。近来，将内生增长

模型和环境问题结合起来所做的研究不少，多是在内生增长框架下探讨包含污染积累及其负效用的短期和长期含义。Stokey (1998)率先进行了关于环境污染与可持续经济增长的研究，构建了在内生增长理论下分析可持续发展问题的一个基本框架。她引入了污染强度Z，作为代表性消费者的控制变量之一，利用内生增长的简单AK模型来分析了环境污染与可持续发展的关系，并在长期增长将停滞、跨期替代弹性小于1的情况下，得出了倒U型的环境Kuznets曲线。Aghion and Howitt (1998) 对Stokey的AK模型的假设稍作改动，正如前面所述，他们给环境质量设定了一个下限值,低于该下限值环境质量将不可逆和累积恶化，并具有非常高的成本。在这一假设下,如果资本无限制地增长，污染强度Z在长期内会渐渐趋近于零，这时消费的增长率将下降到小于零。这就是说，不断提高清洁技术来避免环境灾难的成本，会使得资本的社会边际产出减少到能够维持增长的值之下，因此增长在长期内是不可持续的。但是,如果换一种生产函数，即像熊彼特模型那样区分有形资本和智力资本,则可以得到相反的结论。智力资本即知识生产，是由清洁技术生产的，污染并不能使其社会边际产出减少，如果这种更“绿色”的智力资本的积累速度，快于有形资本的积累速度，这样它就能抵消由于降低污染强度带来的社会资本边际产出的减少,于是可持续发展便得到了保证。沿袭这种思路，Grimaud（1999）在分散经济的熊彼特模型中考察了污染排放许可对平衡增长路径的影响。此外，Withagen和Vellinga（2001）通过三个与环境问题有关的内生增长模型，发现环境污染、自然资源稀缺等新元素会影响长期增长率。后来，Grimaud又进一步细化Stokey和Aghion的基本模型，还用“创造性破坏”的概念分析了平衡增长路径上的不可再生资源的最优开采速度(Grimaud and Rouge 2003)。

内生增长理论因受到生态问题的驱动，主要是关注环境污染问题，多数文献都忽视了自然资源对增长的贡献或创新在克服资源稀缺中所起到的作用。虽然有些经济学家们也在研究资源稀缺问题，但他们主要是在假定外生技术进步的新古典框架下进行的。事实上，除了污染问题外，资源稀缺作为可持续发展问题的另一个方面，也同样可以用内生增长理论框架来分析。早在19世纪70年代，环境经济学家Dasgupta and Heal(1974)、Stiglitz（1974）就曾将自然资源作为一种生产投入讨论了自然资源稀缺问题，然而他们的讨论运用的是新古典外生模型而不是内生技术变迁，得出的是增长可持续的乐观结论。内生型创新在缓和资源稀缺方面具有重要的作用，但直到20世纪90年代中期，关于内生型创新与资源稀缺关系的研究才刚刚起步。近来，一些非经济学领域的调查已经提出了创新与资源可获得性之间可能存在的关系。例如，Homer-Dixon（1995）认为，经济发展过程中产生的创新与资源稀缺存在一种双方面的关系，一方面创新能够缓解资源稀缺，另一方面资源稀缺可能会限制创新能力，特别是在一些低收入国家。同时，经济学领域关于创新在经济增长中的作用的近期讨论，更是加强了这些关于长期经济增长潜在因素的跨国跨地区调查的经验结论。这些经验研究从穷国缺乏能够促进增长的稳定经济政策和制度的角度，解释了为什么穷国没能赶上富国的问题。然而，Barbier认为，穷国的制度和政策失败虽然很关键但还不足以说明这个问题，传统分析忽略了一个同样重要的方面，那就是穷国对自然资源禀赋的结构性依赖，它是穷国增长的一个重要桎梏。穷国为了设法解决资源稀缺问题，可能会选择一条本质上“不可持续”的长期增长路径，而不是能确保“可持续”的长期增长路径。后来，他接着分析了资源稀缺对创新供给的这种约束，认为在一些关键假设下内生增长可以克服资源稀缺问题（Barbier 1999）。

四、结束语

可持续发展和经济增长的关系一直是经济学探讨的一个主题，关于经济增长与可持续性不能共存的争论很多。这些讨论表明，当不考虑环境问题时，人口增长率和外生技术进步率决定着长期经济增长率。但如果引入环境问题，如环境污染，它们似乎对增长率没有什么影响，只产生水平效应。因此，从长期来看，稳定状态水平会低于没有引入环境因素的初始水平。显然，如果再考虑资源耗竭问题，增长率就可能又会发生变化。因此，创新不过是可持续的经济增长的一个必要而非充分条件，将环境污染问题和资源稀缺性质引入最优增长理论才能更好地对经济增长问题做出解释。本文给出了在内生增长理论框架下分析可持续发展问题的基本框架，但关于什么样的政策才能真正实现最优的可持续增长路径还有待进一步的分析。这些政策的具体制定和实施还涉及到制度体系问题，构建和实施适应可持续发展要求的新制度还是一个值得探讨的深远话题。

【参考文献】

[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] 世界环境与发展委员会：《我们共同的未来》,世界知识出版社，1989年。

篇4

【关键词】:环境税 法律制度 完善

中图分类号：F812.42 文献标识码：A 文章编号：1003-8809（2010）05-0292-01

当今世界，随着工业化步伐的加快，各种各样的环境问题层出不穷，环境污染已危及到人类的生活。我国相关部门必须加强环境方面的建设。目前，我国还没有专门的环境税税种。尽管车辆购置税、燃油税、消费税、资源税、关税、出口退税等现行税种考虑或部分考虑了环境保护，但调节力度相对较小，缺乏完善的环境税法律制度。因此，立法部门应当完善环境税法律制度，从而更好地保护我们的环境。

一、环境税内涵的界定

尽管各个学者对环境税有不同的定义，但总体上看来，关于环境税的内涵有三种理解，其中包括狭义的环境税，广义的环境税和泛义的环境税。

狭义的环境税仅指环境污染税，即国家为了限制环境污染的范围、程度，在污染物向自然环境排放的最后阶段对其征收的特别税种。环境污染税又可以包括水污染税、大气污染税、固体废弃物税等。广义的环境税除了包含狭义的环境税之外，还包括自然资源税和生态保护税。

泛义的环境税是指不仅仅包括为环境保护目的而设置的各种刺激型税种，也包括了为筹集环境保护资金而开征的收入型税种，同时还包括调节纳税人环境保护行为而征收的一系列税收，无论作者使用“环境税”一词，还是“生态税”一词，其含义也仍然如此。

笔者比较赞同泛义说，因为狭义说和广义说都不能很好的体现环境税的目的，环境税最主要的目的是保护环境，保护自然资源的开发和利用，且狭义说和广义说的范围都相对较小，有很多能体现环境税目的税种都没有包括进去。要想环境税的内涵更准确，笔者认为应采纳泛义的环境税内涵。

二、完善环境税法律制度的必要性

1、外部性问题的解决方法

谈环境税必然要涉及到“外部性”理论，它的含义是，人们的一些经济活动的成本不能反映到物品的价格当中，但却利用了社会公共的成本。环境资源是公共物品，人们在使用的时候就会滥用这种资源，因为利用环境资源的成本没有表现在物品的价格中，环境污染问题是典型的“负外部性”活动，会对社会产生不良的影响，而市场经济却不能很好的解决类似的问题，当市场调节失灵的话，政府就得把外部性成本内化到生产成本中去，征收环境税就是其中一种比较好的方式，但目前我国没有完善的环境税收法律制度，因此我国必须完善相关法律制度，从而更有效的保护环境。

2、市场失灵和政府失灵的解决方法

环境问题的出现其中有市场的原因，也有政府的原因。市场在调节环境问题时会出现失灵的现象，此时政府就会出来干预，相应地，当政府干预失败时，市场则会出来调节环境问题，但笔者认为完善环境税法律制度是解决环境问题一个比较有效的手段，环境税法律制度则既能解决市场调节失败，又能解决政府干预失败。一方面，征收环境税可以使外部性成本内部化，促使企业改进生产技术降低污染成本，另外政府通过环境税收专款专用到治理环境污染和保护生态建设中去，从而解决市场失灵问题。另一方面，环境税的立法、执法、司法和守法必须依法进行，政府通过环境税法律制度来规制环境问题，反过来，环境税法律制度也约束了政府的行为，避免政府部门的为所欲为，从而解决政府失灵问题。

三、完善我国环境税法律制度的建议

笔者在第一部分谈到环境税的概念，认为环境税定义应当采纳泛义说，环境税应该包括资源税。现行资源税的法律制度还很不完善，不能很好地保护自然资源的合理利用，因此完善资源税的法律制度还是意义重大的。

首先，应当确定资源税的立法理念，资源税的征税目的是为了保护自然资源的开发，保证人们不要随意的浪费自然资源，形成一个保护自然资源的意识。政府通过征税来调节自然资源的供给和需求，达到自然资源在市场上合理配置的目的。

其次，扩大征收范围。资源的形态多种多样，目前，我国资源税的征收范围只针对几种资源征税。根据《资源税暂行条例》的规定，我国资源税的征税范围包括原油、天然气、煤炭、其他非金属矿原矿、黑色金属矿原矿、有色金属矿原矿、盐七大类。根据我国的国情，应当将水资源、森林资源和草场资源纳入征税范围，来解决我国目前很严重的缺水问题和森林、草场资源的生态破坏问题。等时机成熟时，再将其他的资源纳入资源税的征税范围。

再次，确定税率。对所有的应税资源应提高税率，并适当拉大税档之间的级距，也就是考虑资源在开发过程中对环境影响的不同程度实行差别税率。通过提高税负和运用差别税率强化国家对自然资源的保护与管理，防止资源的乱采滥用。

最后，完善计税依据。笔者比较赞同从价计征，资源产品的市场价格经常变动，从价计征可随价格的变动改变资源税的数额，使政府能分享企业的利润或分担企业的损失，如此资源的所有权能得到更公平的实现。

从以上可以看出，我国完善环境税法律制度非常有必要，环境税既能解决市场失灵又能解决政府失灵的问题。我国环境恶化日益严重，我们要借鉴发达国家的经验，吸取这些国家的教训，完善环境法律制度。只要不断去完善我国环境税法律制度，科学发展观就能更好地践行，才能在发展经济的同时保护和改善我们的生活环境。

参考文献：

[1]陈少英.论我国税法体系的生态化.东方法学,2010（4）.

[2]李媛琛.浅议我国环境税的立法.金卡工程,2010,(4).

[3]陈少英.生态税法论[M].北京大学出版社.2008.

[4]陈少英.公司涉税法论[M].北京大学出版社.2005.

[5]李慧玲.环境税费法律制度研究[M].中国法制出版社.2007.

篇5

环境污染刑事责任的理论争议及评析

污染事件不断发生，污染事故损害程度不断加大，人们越来越感觉传统的民事责任、行政责任对于处罚环境污染案件的不足。于是，环境污染刑事责任的立法逐渐受到学者的重视。笔者通过查阅一些学者的论文著作和司法案例，认为理论界围绕环境污染刑事责任主要有三个争论点:

(一)是否应加强对环境污染刑事责任的追究

肯定者认为，环境污染具有危害范围广、危害后果严重的特性。在环境污染的调控中，侧重于运用行政手段，在防止污染方面的作用存在着一定的局限性，而且与罪责刑相适应原则相抵触。只有加强对环境污染的刑事责任追究，才能起到有效的惩罚和威慑作用。否定者认为，社会在进步，经济在发展，这必然会以牺牲环境为代价，而且环境具有自我净化能力，在环境污染发生以后，重点是在补救而不是惩罚，如果过于强调追究环境污染的刑事责任，会使一些企业有所顾忌，导致经济发展缓慢。追究环境污染的刑事责任如双刃之剑，用之不当，则国家与个人两受其害。这与刑法所强调的谦抑性原则是相违背的。笔者认为，否定者的理论固然有一定的道理，环境确实具有一定的自我净化能力，一味地强调环境污染的刑事责任可能导致企业发展缓慢，但是这是具有片面性的。(1)我们不能因为一些经济利益就牺牲环境权益，应该考虑我国尚处于社会主义初级阶段，各种法律制度还不够健全，不论是公民，还是企业，环境保护的法律意识都比较薄弱，面对频繁发生的环境污染事故，单纯的民事行政手段已经不足以打击环境污染行为，只有加大环境污染刑事责任的处罚力度，才能有效地预防环境污染犯罪。(2)近年来，随着国家经济的迅猛发展，环境污染案件也逐渐增多。但是，依法追究环境污染刑事责任的案件并不多。据《全国环境统计公报》［5］的统计数据显示，在司法实践中，大量的环境污染行为基本上还是依靠追究其行政责任和民事责任来解决。可是，这种解决方式的效果却远不如追究环境污染刑事责任。因为，在环境污染案件中，行为人实施污染环境的行为，通常会伴随着高额的利润收入。罚款和损害赔偿相对于这些利润而言只是九牛一毛，这些罚款、赔偿难以产生威慑作用。在利益的引诱下，一些人仍会以交罚款为代价去选择污染环境。而且，很多案件，其危害结果已经远远超过了民法、行政法的调整范围，可是处罚时仍然适用民法、行政法，这其实从根本上放纵了环境污染行为。面对如此多的污染环境的案件，如果只有少数被定为有罪，很难实现刑法的威慑功能，也难以达到保护环境的目的。(3)从我国现行刑法关于环境污染犯罪的处罚力度看，重大环境污染事故罪的法定最高刑为七年;非法进口固体废物罪的法定最高刑为十年;环境监管失职罪的法定最高刑为三年。只有非法倾倒、堆放、处置进口固体废物罪的法定最高刑突破了十年。这与世界各国环境污染犯罪立法的严厉程度相比，过于轻缓，这种过轻的刑罚有悖于立法的理念，不能有效的震慑犯罪分子。所以，只有加强环境污染刑事责任的处罚力度，才能从根源上遏制环境污染犯罪的发生。

(二)是否应采纳严格责任

自20世纪初，英美刑法学界开始突破传统的过错责任归责原则，对一些公共利益和道德方面的犯罪采纳严格责任的归责原则。随着全球重大污染事故的频繁发生，为了更好地保护环境，维护人们的生命财产安全，我国学者对环境污染是否应该采纳严格责任，争论也愈加激烈，主要有以下三种观点:(1)肯定说。认为严格责任引入对有污染环境危险的特定行业的从业者也是一种鞭策，有助于加强排污者的责任感，［6］从而谨慎从事，自觉加大治污力度，把危险降到最低。［7］(P438)(2)否定说。认为采用严格责任违背了我国刑法主客观相统一原则和罪刑相适应原则，［8］(P200)适用严格责任原则势必会扩大刑事责任的范围，不利于人权的保障。［9］(3)折衷说。认为面对具有特殊性和复杂性的环境污染犯罪，单纯的适用过错归责原则，有些力不从心。而单独适用严格责任，又显得过于严厉。应该采取综合归责原则，即以过错原则为基础，以严格责任为补充的综合责任体系。［10］上述观点，从不同角度看都有各自的价值，肯定者认为，为了保护人类整体的利益及生活质量，适用严格责任是必须的。否定者认为，环境污染犯罪中采取严格责任固然可以起到惩罚犯罪主体的目的，但是这一原则过于严厉，打击面太广。对于主观上并无过错，或者虽有过错但已经尽了注意义务的被告人，直接追究其刑事责任，违背了刑法的谦抑性原则。笔者认为，严格责任的引入固然可以严惩环境污染犯罪，提高司法效益，但同时也必然会扩大对环境污染犯罪的打击范围，有可能造成随意入罪的司法弊端。所以在引入严格责任时，必须对其适用范围及法定条件进行严格限制，有限制的适用严格责任。1．适用条件环境具有自我净化能力，国家也在一定范围内允许不超标准的排放废物，所以针对环境污染行为，不能一概由刑法进行规制，只有严重污染环境的行为才能追究其刑事责任。因此，严格责任的适用应该具备如下条件:(1)环境污染行为已经违反行政法规。我国正处于社会主义初级阶段，经济也在迅速发展期，而经济的发展往往会伴随着环境污染的发生，所以国家根据环境的自我净化能力，为企业设定了污染物排放标准，只要污染物的排放量不超过这些标准，都是可以容忍的。但是如果超标准排放污染物，就超过了环境所能承受的压力，必然会带来环境污染的结果。而且排放标准是事先设定的，行为人对于超标准排污行为是可以认识到的，主观上已经存在过错。(2)环境污染行为已造成特别严重的后果。行政法规预先设定了排污标准，对那些超标排污，但没有造成重大损失或重大伤亡的，由行政法规即可制裁。只有那些严重污染环境，或者造成公私财产重大损失，或人员重大伤亡的行为，才有适用严格责任的必要。2．适用范围有的学者认为，只有部分环境污染犯罪才能适用严格责任，防止随意出入罪的消极现象发生，但笔者认为，只要符合上述条件的行为均可以适用严格责任。因为只有这样，才能有效地遏制环境污染，才能体现出对人的生命、健康及子孙后代的生存权、环境权的重视，这是时代的要求，是预防犯罪的需要，也是当代福利社会的要求。［11］(P165)

(三)是否应处罚危险犯

众所周知，环境犯罪的既遂状态有结果犯、行为犯、危险犯和举动犯四种。危险犯是指行为人实施的危害社会的行为只要对法律保护的社会关系构成危险就可成立的犯罪。其重要特征就是以出现法定的危险状态作为成立犯罪既遂的标志。我国的环境污染犯罪没有规定危险犯。其是否应引入危险犯，有肯定说和否定说。(1)肯定说认为，应该规定危险犯，其主要理由为:环境污染危害持续时间长，波及范围广，严重威胁人民的人身财产安全，也会对生态环境造成难以恢复的破坏，所以不必等到危害结果的出现，提早刑法的介入时间，发挥刑法的预防功能，惩罚环境危险行为。［12］(2)否定说认为，不应该规定危险犯，其主要理由为:很多环境污染犯罪都是企业在追求经济发展的情形下不小心造成的，如果加大处罚力度，会使一些企业驻步不前，阻碍经济和社会的发展。随着科技的发展，虽然过失犯罪的危害性日益增加，这已经是不可以忽视的事实，但不能指望通过犯罪化来预防过失犯罪，而应该充分调动人的主观能动性，杜绝过失于未然。

篇6

(一)模型

参考ColeandElliott(2003)的模型，结合中国具体情况和本文实证目的，得到本文使用的模型：

其中，k、t分别表示地区、年份；Ekt表示污染指标，用人均污染排放量表征(文中根据需要也采用污染密集度)；KLkt表示资本劳动比率；Ikt表示人均收入；Okt表示贸易开放度，用贸易依存度表征；D是一个时间趋势变量。RKLkt和RIkt分别表示相对资本劳动比率和相对人均收入。

对上述模型各变量含义加以说明：

(1)资本劳动比率KL代表结构效应。加入资本劳动比率的平方项KL2是考虑到资本积累对环境边际效应递减。如果β1>0且β2<0，则说明随着资本劳动比率的增加，环境污染排放以递减的速度增加。反之，如果β1<0且β2>0，环境污染排放随资本劳动比率增加而减少。理论上，随着资本劳动比率的增加，经济结构由劳动密集型产业向资本密集型产业转化，即由清洁产业向污染密集型产业转化，导致污染增加。

(2)人均收入I代表规模和技术总效应。人均收入项的系数可能为正也可能为负，因为在一般情况下，规模效应对环境影响为正，技术效应对环境的影响为负，因此当规模效应大于技术效应时，总效应为正，反之为负。另外，模型中人均收入的平方项表示人均收入对环境的递减效应，同时与环境库兹涅茨曲线的含义也保持一致。

(3)贸易开放度O代表贸易对环境的总效应。ORKL是变量O和相对资本劳动比率RKL的乘积，表示要素禀赋动因引起的贸易对环境的影响，ORI是变量O和相对收入RI的乘积，表示“污染天堂”动因引起的贸易对环境的影响。

要素禀赋假说认为，其他条件相同情况下，资本要素充裕的国家将出口资本密集型产品(污染密集型产品)，劳动要素充裕的国家将出口劳动密集型产品(清洁产品)，因此，当相对资本劳动比率增加时，污染增加。“污染天堂”假说认为，如果各个国家除了环境标准之外，其他方面的条件都相同，那么污染企业会选择在环境标准较低的国家进行生产，这些国家就成为了“污染天堂”。因此，当β6<0时，表示要素禀赋假说存在，当β7>0时，表示“污染天堂”假说存在。

需要说明的是，当模型(1)的被解释变量采用人均污染排放量时，解释变量人均收入项代表规模和技术总效应，但如果被解释变量采用污染密集度对上述模型重新估计，人均收入项对污染密集度的影响只体现技术效应。因此本文将人均污染排放和污染密集度分别作为模型的被解释变量，先对规模和技术效应进行估计后单独估计技术效应。

(二)变量说明及数据来源

本文采用的样本数据为1990-2005年(1996年和1997年除外)29个省市(除外，重庆市数据计入四川省)的数据，下面就被解释变量和解释变量分别说明。

(1)被解释变量

被解释变量包括三种污染物的人均污染排放量和污染密集度，参考Antweiler等(2001)的选取标准，本文选取的污染物分别是二氧化硫、废水和烟尘。

各省市污染物的人均排放量分别由各省市的污染物排放总量除以总人口数得到。由于1996年和1997年只有工业污染排放数据，缺乏生活污染排放数据，故本文选取的统计时段为除1996和1997年以外的1990-2005年，基础数据来自相应各年的《中国环境年鉴》和《中国统计年鉴》。各省市污染物的污染密集度等于各省市污染物排放总量与地区生产总值之比。

(2)解释变量

需要说明的变量包括资本劳动比率KL、人均收入I、贸易开放度O、相对资本劳动比率RKL、相对人均收入RI和时间趋势变量D。

各省市的资本劳动比率KL等于各省市1952年不变价表示的资本存量与就业人员数之比。前者的数据采用张军等(2004)估算的数据，后者的数据来源于《中国统计年鉴》。

各省市人均收入I的数据均采用剔除价格因素后的上一年人均GDP数据，即采用1990年不变价表示的1989-2004年各省市的人均GDP数据，基础数据来源于《中国统计年鉴》。

各省市的贸易开放度O等于当年价表示的各省市进出口总额与GDP之比，进出口总额基础数据来源于《中国统计年鉴1993-2006》和《中国对外经济贸易年鉴1991-1992》，基础数据由美元表示，根据相应年份的美元兑人民币年平均汇率换算成人民币。

各省市的相对人均收入RI等于上面得出的各省市的人均收入I与当年全国的人均GDP之比。各省市的相对资本劳动比率RKL等于上面的各省市的KL与全国的资本劳动比率之比。

时间趋势变量1990年取值1，依次各年度分别取值2到14。

本文依据豪斯曼检验(Hausman-test)的检验结果来判断估计模型采用固定效应模型还是随机效应模型。根据检验结果，模型估计时全部采用随机效应模型。被解释变量分别采用人均污染排放量和污染密集度的估计结果依次见表1和表2。

(一)规模、技术和结构效应分析

表1的估计结果是将人均污染排放作为被解释变量得出的，资本劳动比率KL表征贸易对环境的结构效应，人均收入I表征贸易对环境的规模和技术效应。

表1第1列和第2列分别是Antweiler等(2001)和ColeandElliott(2003)的估计结果。为和本文的估计结果比较，先对其加以说明。Antweiler等(2001)估计结果显示，规模效应变量(GDP/km2)和结构效应变量(KL)都与二氧化硫浓度之间呈现显著的正相关关系，而技术效应(滞后三年的人均收入的移动平均值I)与二氧化硫浓度之间呈现显著的负相关关系，即经济规模的扩大和资本积累对环境污染的影响为正，技术效应为负。与Antweiler等(2001)不同，ColeandElliott(2003)和本文的模型中，人均收入项I(前一年人均GDP)代表规模和技术总效应。ColeandElliott(2003)的估计结果中，结构效应变量(KL)与人均二氧化硫排放量呈现显著的正相关关系，随着资本劳动比率的增加，人均二氧化硫排放增加，且速度递减。而人均收入(I)与人均二氧化硫排放量呈现显著的负相关关系，表明负的技术效应已经超过了正的规模效应。

表1的第3-5列是本文模型的估计结果。

首先，二氧化硫的估计结果与ColeandElliott(2003)的结论是一致的，即结构效应为正，规模和技术总效应为负。不同的是，表征规模和技术效应的人均收入项I统计不显著，说明正的规模效应和负的技术效应相互抵消后对环境的作用很小，则经济对二氧化硫排放的影响将主要取决于结构效应。

其次，废水的估计结果显示，资本劳动比率KL与人均废水排放之间显著正相关，即结构效应为正。人均收入项I的系数统计显著且为正，表明技术和规模效应为正，正的规模效应超过负的技术效应，其原因在于，废水包括工业废水和生活污水，而国家对污水的治理主要集中在工业污染方面，生活污水的迅速增加和难以治理是导致规模效应超过技术效应的主要原因。近年来中国的环境统计数据也显示，生活污水排放量已经超过工业废水排放量，成为水污染的主要来源。

最后，烟尘估计结果显示，结构效应不显著，且正的规模效应超过了负的技术效应，规模和技术总效应为正。同时，人均收入I的一次项系数为正，二次项系数为负表明，针对烟尘，中国的人均收入水平还没有越过环境库兹涅茨曲线的转折点，处于曲线的上升阶段。随着人均收入的增加，人均烟尘排放量增加。

表2是将污染密集度作为被解释变量得出的估计结果，主要分析由人均收入I代表的技术效应。与ColeandElliott(2003)的估计结果类似，本文所选的三种污染指标中，人均二氧化硫和废水排放分别与人均收入之间呈现显著的负相关关系，即技术效应为负。人均烟尘排放与人均收入之间也是负相关，但不显著。表明人均收入的提高已经推动技术进步，进而减少污染。

(二)要素禀赋动因和“污染避难所”动因分析

表1和表2中，联合变量ORKL表征要素禀赋动因，联合变量ORI表征“污染天堂”动因。

表1中，同Antweiler等(2001)的估计结果一致，本文二氧化硫的估计结果也为要素禀赋假说和“污染天堂”假说提供了实证支持。要素禀赋变量ORKL与二氧化硫浓度之间呈现显著负相关关系，这说明，相对于中国的平均水平，大部分省市资本劳动比率相对较低，因而还主要集中于劳动密集型产业，这就大大地减少了中国污染排放，这与要素禀赋假说的内容相符合，同时，“污染天堂”动因变量ORI与二氧化硫浓度之间是显著正相关关系，即相对于中国的平均水平，大部分省市的人均收入也比较低，对环境质量的需求不大，因而导致了较弱的环境管制，增加了污染排放，这又符合了“污染天堂”假说的内容。废水和烟尘的估计结果也符合这两个假说，但是估计结果部分不显著。

另外，与Antweiler等(2001)贸易有利于环境改善的结论不同，ColeandElliott(2003)的估计结果显示贸易密集度(O)与二氧化硫浓度之间呈现显著的正相关的结果，也就是说，贸易自由化导致环境污染增加。本文的估计结果中，依污染指标不同，贸易对环境的总体影响也发生变化，总体上，贸易自由化有利于减少人均二氧化硫和烟尘排放，但增加了人均废水排放。表2中贸易变量的符号基本上与表1一致，其估计结果进一步印证了上面的讨论。

最后，表1和表2的时间趋势变量(D)基本上都与污染指标呈现统计显著的负相关关系，这说明随着时间的推移，公众的环保意识、环境友好型技术的开发及其他的因素都促进了污染的减少。

为进一步阐明表1和表2的经济含义，本文在表1和表2的基础上计算了各污染指标对所有经济因素的弹性，自变量的值采用各省市所有年份的平均值。估计结果见表3和表4。

从表3可以看出，贸易开放度对环境的影响相对于其他经济因素来说较小，具体地，贸易开放度提高1%，人均二氧化硫排放减少0.15%，人均废水排放增加0.06%，人均烟尘排放减少0.16%。同时，对每个污染物来说，其“污染天堂”动因对环境的影响都大于要素禀赋动因带给环境的影响，比如对于二氧化硫，其“污染天堂”动因的弹性值为0.4，而要素禀赋动因的弹性值为-0.05，前者远远大于后者，如果不加以控制，中国大部分省市很有可能变为“污染天堂”。

表4的数据显示，三种污染物对技术效应的弹性都比较大，说明技术效应较大程度地降低了污染密集度，减少了污染排放，但是，较大的技术效应并不一定能够全部抵消规模效应，结合表3，对于二氧化硫，技术效应超过了规模效应，而对于废水和烟尘，规模效应仍大于技术效应，因此需要中国进一步加大污染治理力度，开发新技术，降低污染。

3、结论

1.贸易自由化带来的经济规模的扩大和资本密集型产业的增加(结构效应)，都加大了我国的污染排放，但同时贸易开放给中国带来的技术进步降低了国内的污染排放强度，贸易是否有利于中国的环境改善依污染指标不同而不同。

2.贸易对环境总体影响相对较小，且正负因污染指标不同而不同。就本文所选的三种污染物，贸易自由化减少了二氧化硫和烟尘的排放，却增加了废水的排放。导致这个结果的原因，尽管近年来国家对主要污染物的管制已经加强，但是主要将重点放在了大气的污染治理上，尤其是二氧化硫的治理，而忽视了废水的治理。

3.本文的估计结果也为要素禀赋假说和“污染天堂”假说提供了一定的实证支持。相对于中国的平均水平，多数省市的资本劳动比率较低，资本不充裕导致的要素禀赋效应减少了环境污染排放；同时，相对于平均水平，多数省市的人均收入较低导致较松的环境管制，使中国的污染排放增加。

参考文献：

[1]Grossman，G，Krueger，A.EnvironmentalimpactsofaNorthAmericanfreetradeagreement[R].NationalBureauofE-conomicResearch，WorkingPaperNo.3914，1991.

[2]Copeland，B.andTaylor，M.North-southtradeandtheenvironment[J].TheQuarterlyJournalofEconomics，1994(109)：755-787.

[3]Antweiler，W.，Copeland，BandTaylor，M.Isfreetradegoodfortheenvironment[J].AmericanEconomicReview，2001(91)：877-908.

[4]Cole，M.andElliott，R.Determiningthetrade-en-vironmentcompositioneffect：theroleofcapital，laboranden-vironmentalregulations[J].JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement，2003(46)：363-383.

[5]张连众，等.贸易自由化对我国环境污染的影响分析[J].南开经济研究，2003，(3).

[6]兰天.贸易与跨国界环境污染[M].北京：经济管理出版社，2004.

[7]李斌，汤铸，陈开军.贸易自由化对环境污染影响的实证分析[J].南开经济研究，2006，(10).

[8]张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952-2000[J].经济研究，2004，(10).

篇7

摘要:在我国实施节能减排、推进资源节约型和环境友好型社会建设的背景下,绿色金融成为一种创新的宏观环境经济政策。本文首先对绿色金融的含义进行了阐释,并指出了绿色金融主要模式为绿色信贷、绿色保险、绿色证券、绿色风险投资模式,系统研究了绿色金融对企业环境保护责任的影响,加大企业的绿色技术的创新研制,约束企业的经营行为,为节能减排宏观经济政策的实现提供了保障,对绿色金融和企业的更好发展具有重要意义。

关键词:绿色金融;环境风险;绿色产业;融资

一、引言

绿色金融又被称为环境金融,其内涵主要是通过金融工具实现保护生态环境的目的。在贷款政策上,将绿色产业作为重点扶持项目给予政策的倾斜,使环境和经济协同发展,实现金融可持续发展的金融营运战略[1]。绿色金融以信贷、产业基金以及其他金融衍生工具为手段,促进节能技术、节能减排等宏观调控政策的执行。银行关注和防范企业导致的环境污染带来的信贷风险。绿色金融的模式主要包括[2]:

(一)绿色信贷。在国家环境经济产业政策下,金融机构对循环经济的企业,开发新能源和生态农业的企业提供优惠性贷款,并对污染企业实施惩罚性高利率。

(二)绿色保险。它是企业对造成环境污染责任的保险,是对第三者造成的损害依法应承担的赔偿责任为目标的保险。

(三)绿色证券政策。针对上市公司环保核查和环境信息披露,调控社会募集资金投向,遏制高能耗、高污染企业的发展,防范社会资本投资风险,敦促上市公司的改善环境。

(四)绿色风险投资。金融机构将资金投向清洁生产企业,这是较高市场风险和高资本收益的投资行为。

二、绿色金融强化企业的环保责任

(一)扶持与限制企业经营行为

绿色金融对企业生产经营扶持与限制的作用借助于企业的融资成本。绿色金融的扶持作用表现在对环境友好型企业提供低利率贷款;其限制作用表现在对污染企业实施惩罚性高利率的贷款,这些举措改变了企业融资成本,促使企业经营行为导向保护环境。金融机构通过审查企业环境排放标准而为其提供上市融资的便利条件,规避环境风险,规范企业的环境行为。

(二)影响企业资金流向

由于企业的发展受到绿色金融的约束,企业必然要考虑环境保护的因素,规避绿色金融的利率风险,在新的投资领域里,优选的是那些有益于环保和有益于企业利润的产业,而赢得绿色金融支持的发展机会。因此,企业的投资更多地投向环境风险低的产业,绿色产业、环保产业,推进企业产业的环保化[3]。

(三)加大企业环保技术创新

由于绿色金融推崇低投入、低能耗、低污染的产业,企业为了获得绿色金融的优惠政策,必然会迎合绿色金融在环保方面的要求,改变原有的生产条件和生产技术,加大环保技术创新,优化产品设计和生产流程与工艺,实现较高产品的资源利用率。绿色金融促进企业技术创新的动力与压力,在于创造企业的环保技术需求和节能减排的硬约束,来激发企业的技术创新,使企业成为环保技术创新的主体,推动企业环保设备和技术的升级换代。

(四)解决企业环境污染的外部性

由于企业造成的环境污染成本难以通过市场机制解决,因而具有很强的外部性。在以往环境问题的解决过程中,政府管理部门的介入也未能达到理想的效果。行政处罚更多表现为经济处罚,对于环境污染的后果无法补救,导致政府失灵。通过绿色金融将环境污染风险因素融入企业的融资成本,利用金融风险管理技术,将环境污染为事前预防、过程监督、后果评估。这有效解决市场失灵和行政失灵,推进资源节约和环境友好社会的建设。

(五)影响企业的融资

企业在金融市场上通过发行股票和债券进行融资,而公众的投资倾向于企业对环境污染的行为后果。以往投资者忽视了对于企业造成环境污染事实的考量,无法起到约束企业行为。当社会将环境污染因素纳入投资回报中,必然会对企业在环保的行为有影响。在金融市场上,公众购买企业的证券和股票,是为了在未来能够获得收益,而企业在经营过程中,出现了污染环境的后果时,受到行政或经济制裁,必然影响了企业的经营,也影响了公众投资收益,最终导致该企业的股票和债券收益的下跌,公众投资会有损失。理性的公众投资行为就会倾向于环保风险低的产业,这样也就影响了企业的融资[4]。

三、总结

绿色金融通过绿色信贷、绿色保险、绿色证券政策、绿色风险投资等金融衍生工具为手段,促进节能技术、节能减排等宏观调控政策的执行。绿色金融强化企业的环保责任,绿色金融对企业生产经营具有扶持与限制的作用,企业的投资将投向绿色产业、环保产业,推进企业产业的环保化。绿色金融促使企业成为环保技术创新的主体,推动企业环保设备和技术的升级换代。利用金融风险管理技术有效解决环境问题外部性的市场失灵和行政失灵。绿色金融影响到公众对企业的投资行为。绿色金融降低了经济运行的风险,并促进金融机构的健康发展,实现节能减排与绿色金融的双赢[4]。

参考文献:

[1]李小燕,王林萍,郑海荣.绿色金融及其相关概念的比较.科技和产业,2007,7:82

[2]魏加宁.“绿色金融”是金融可持续发展的内在要求.金融时报,2008,4,14:005

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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。

参考文献：

[1]傅京燕.国际贸易中“污染避难所效应”的实证研究评述[J].中国人口・资源与环境，2009，19（4）：13-18.

[2]许广月，宋德勇.我国出口贸易、经济增长与碳排放关系实证研究[J].国际贸易问题，2010（1）：74-79.

[3]吴献金，邓杰.贸易自由化、经济增长对碳排放的影响[J].中国人口・资源与环境，2011，21（1）：43-48.

[4]陈迎，潘家华，谢来辉.中国外贸进出口商品中的内涵能源及其政策含义[J].经济研究，2008（7）：11-25.

[5]刘强，庄幸，姜克隽，等.中国出口贸易中的载能量及碳排放量分析[J].中国工业经济，2008 （8）：46-55.

[6]MEADOWS D H，GOLDSMITH E I，MEADOW P.The limits to growth[M].London：Earth Island Limited，1972.

[7]GROSSMAN G M，KRUEGER A B.Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement[R].National Bureau of Economic Research，1991.

[8]COPELAND B R，TAYLOR M S. North-South trade and the environment[J].The Quarterly Journal of Economics，1994，109（3）：755-787.

[9]WERNER A，BRIAN C，SCOTT T.Is free trade good for the environment？[J].American Economic Review，2001，91（4）：877-908.

[10]包群，彭水军.经济增长与环境污染：基于面板数据的联立方程估计[J].世界经济，2006（11）： 48-58.

[11]李锴，齐绍洲.贸易开放，经济增长与中国二氧化碳排放[J].经济研究，2011（11）：60-72.

[12]彭水军，张文城，曹毅.贸易开放的结构效应是否加剧了中国的环境污染――基于地级城市动态面板数据的经验证据[J].国际贸易问题，2013（8）：119-132.

[13]林伯强，邹楚沅.发展阶段变迁与中国环境政策选择[J].中国社会科学，2014（5）：81-95.

[14]张艳磊，张宁宁，秦芳.我国农资产品出口是否存在“污染天堂效应”――农资生产企业环境污染水平对其出口的影响[J].农业经济问题，2015（2）：88-94.

[15]HALKOS G E.Environmental Kuznets curve for sulfur： Evidence using GMM estimation and random coefficient panel data models[J].Environment and Development Economics，2003，8（4）：581-601.

[16]ARELLANO M，BOND S.Some tests of specification for panel data： Monte Carlo evidence and an application to employment equations[J].The Review of Economic Studies，1991，58（2）：277-297.

[17]CASELLI F，ESQUIVEL G，LEFORT F.Reopening the convergence debate：A new look at crosscountry growth empirics[J].Journal of Economic Growth，1996，1（3）：363-389.

[18]BLUNDELL R， BOND S.Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data Models[J].Journal of Econometrics，1998，87（1）：115-143.

[19]沈锋.上海市经济增长与环境污染关系的研究――基于环境库兹涅茨理论的实证分析[J].财经研究，2008，34（9）：81-90.

[20]张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952-2000[J].经济研究，2004（10）：35-44.

篇9

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.

关键词:健康人居 环境 环境污染 绿色建筑材料

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

现代科技的高速发展,使人们在享受当代文明的同时,忽视了自然环境的保护。致使环境不断恶化、土地严重沙化、空气质量下降、自然灾害频发、温室效应、淡水资源日见枯竭等。人类居住环境的健康问题引起了全世界居住者和舆论的关注,人们越来越迫切地追求拥有健康的人居环境。

健康的人居环境营造是绿色建筑规划、设计和绿色建筑技术、材料的高效集成。环境破坏的罪恶之源不仅仅是工业污染,更严重的是建筑方面的污染。建筑物在建造和运行过程中需要消耗大量的自然资源和能源,并对环境产生很大程度的影响,而建筑材料是建筑的灵魂。合理运用建筑材料,在保护环境、节约能源、缓解水资源短缺等方面占有极为重要的地位。随着我国可持续发展战略的提出及人们对健康人居环境的要求,运用绿色的设计、绿色的建材营造绿色健康的人居环境已经是全球建筑界的共同选择,成为不可阻挡的世界性潮流。

一、健康人居环境的概念

1.1 人居环境

人居环境也叫“人类住区”(Human Settlement),或者叫“人类聚居”。它的含义就是人类生存、从事生产、进行各种社会活动所在的环境。人类的居住环境是由社会环境、自然环境和人工环境所组成,它不仅仅是指住房、小区及城市,它是人类活动的全过程,包括居住、工作、教育、卫生、文化、娱乐等,以及为维护这些活动而进行的实体结构的有机结合。

1.2 健康的人居环境

健康的人居环境首先要建立人与自然之间的和谐关系,体现社会关系的完好,它的主要基点是一切从居住者出发,利用已有的对环境和健康有益的绿色建材,向居住者提供一个健康而舒适的室内环境,与自然、社区和整个环境相协调。

1.3 人居环境的健康性

人居环境的健康性主要是指影响居住者身心健康的室内外环境因素,它包括室外环境的阳光、空气、水、绿化、避免噪声干扰,要使居住者有社区感,确保居住者的私密性。室内环境要控制空气质量下降,做到建筑装饰材料的无害化、绿色化。

二、人居环境所面临的问题

地球哺育了人类,环境与人类的健康息息相关。由于城市建设发展的不平衡,人类居住环境急速恶化。近年来我国发生的白血病案例和国内外医学专家研究证明,白血病与室内环境污染问题有着直接原因,引发白血病的室内环境因素主要三个方面:一是室内环境中的化学性污染。大家关心的装饰装修材料和家具污染问题,是引发白血病的重要室内环境因素。装修和家具造成的室内环境中的苯污染、甲醛污染都对人们的健康造成伤害。苯污染主要来自于装修和家具中使用的油漆涂料胶粘剂,甲醛污染主要来自于人造板材料和各种家具中。2005年世界卫生组织公告,把甲醛污染列为一类致癌物质,并且提醒大家“甲醛污染与白血病有关联”。 二是室内环境中的放射性污染,主要来自于新建筑房屋建筑材料中的放射性氡污染、装饰装修材料中的放射性污染等等。特别是一些家庭装修中使用的天然石材和瓷砖是造成室内环境中的放射性污染的主要原因。三是室内环境中的电磁辐射污染,主要来自于室内的各种家用电器和住房附近的高压线和发射塔等设施。

2.1 室内环境质量不断恶化

随着我国人民生活水平的不断提高,居室装修方兴未艾,大量化学装饰材料应用于居室装修,在美化生活的同时,也更加重了室内环境的污染,已严重地影响到人们的身心健康。根据室内环境污染的大量调查分析与研究,已经测到的有毒有害物质达数百种,居室空气主要污染物产生于下列材料中:

2.2 甲醛的危害

甲醛是一种无色易溶的刺激性气体,来源于人造板材所使用的胶粘剂和内墙涂料。是室内污染物的一个重要来源。对人体健康的影响主要表现在嗅觉异常、刺激、过敏、肺功能异常、肝功能异常、免疫力异常等方面。

2.3 放射性核素的危害

室内对人体危害最大的放射性核素是长寿命的放射性核素放射的 射线和氡气。建筑中天然的材、砂子、土壤、矿石等都含有放射性核素,它可以导致人体高血压、白血病,并具有一定的致癌性。

三、运用绿色建筑材料营造健康人居环境

3.1 绿色建筑材料的含义

“绿色建材”是在1988年国际材料科学研讨会上首次提出,随后在1992年联合国召开了环境与发展大会,并于1994年设立了“可持续产品开发”工作组。各国纷纷制定了“绿色建材的性能标准。归纳而言,绿色建材是指在原材料的利用、生产过程、施工过程、使用过程、废弃物处理等过程中,对环境基本不产生污染,对人类生存环境和健康无害的建筑材料。绿色建材应具备以下特点:

(1)节约能源与资源,大量使用工业或城市废弃物生产的无毒害、无污染的材料。

(2)生产过程中不形成新的污染源。

(3)具有更高的使用效率和优异的材料性能,从而能降低建筑材料的消耗。

3.2 发展绿色建材的必要性

建筑材料是重要的基础材料工业和原材料工业,是国民经济的支柱产业,也是天然资源和能源消耗最高、对生态环境破坏最大、污染大气最多的行业之一。这些因素已成为建筑材料工业发展的几大障碍,制约着我国经济、社会的可持续发展。只有走开发使用绿色建材,有效的利用资源,亲和自然、保护自然,才能使人类拥有健康、舒适的环境,也是使人类合理地解决生存与发展的矛盾,实现“与自然协调,与环境共生”的必由之路。

3.3 推动绿色建材营造健康人居环境的政策措施

营造健康的人居环境是一个巨大的系统工程,体现在建设全过程的系统管理,政府要加强政策引导,通过一系列标准、规范及强制性措施来推动绿色建材营造健康人居环境。

设计是整个建设过程的龙头,在设计阶段,设计师要和业主一起就建筑物的各项环境指标进行

考察。要结合国家法规及各级政府的管理体制、配套措施,按照生态建筑、绿色建筑的技术体系优先且自愿选择对人体无害、环保、绿色的建筑材料。制定有关技术标准,确定各种材料必须检测的污染物项目、合格指标,加强材料各项性能指标的检测,建立健全科学的绿色建筑材料指标体系。加速新型绿色建材的开发及推广应用,利用市场机制和政府经济激励政策,强制性限制或淘汰落后产品的使用。建筑工程竣工验收时,业主不但要对功能指标、结构安全性进行检查验收,还要配合各级检测机构对各类环保指标进行评估和验收,把环境污染治理落到实处,还要加强施工过程的环境控制,使施工过程具有节能、降耗、低污染的特征。

四、结语

综上所述,可以看出人居环境是与建筑材料密切相关的,只有运用绿色建材才能从根本上解决人居环境的不断污染恶化问题,为人们创造一个健康、舒适的人居环境。科学技术发展至今,人类已从“最大限度向自然索取财富”改变为“合理利用资源,让人类活动与生态环境协调起来”,这个观念的转变让人类付出了高昂的代价。同时我们清醒的认识到,解决人居环境的健康问题的确存在着一种建筑材料的绿色化的要求和真实途径。特别是在工程装修时要提倡“绿色装修”,就是以人为本,注重环保和生态平衡,注重回归自然,尽可能不使用有毒的建筑装饰材料,运用绿色建材让人们拥有一个健康的人居环境是新世纪任重道远的目标。

参考文献:

[l] 扬静.建筑材料与人居环境[M].清华大学出版社,2001.

[2] 罗德启.健康人居环境的营造[J].建筑学报,2004.

[3] 戴天兴.城市环境生态学[M].中国建材工业出版社,20O2.

篇10

一、环境保护领域的经济思想与经济手段

    (一）环境保护的基本经济思想--外部成本内在化

当企业从事生产活动影响社会公众的福利，但却不必为此付费,就会产生经济学所说的“外部性”。企业生产活动既可能产生正的外部性,如从事果园林木种植活动改善了邻居环境；也可能产生负的外部性，如发电企业二氧化硫排放降低了周边空气质量。环境保护领域中主要关注负的外部性问题。如果企业不为负的外部性支付费用，将导致企业生产活动的社会成本大于企业成本，高出的部分称为外部成本，也就是由企业以外的其他社会公众所承担的成本,例如由于环境污染导致的健康支出、环境治理等成本。企业成本支出中由于不包含外部成本，因此其供给曲线将会向右移动，导致企业实际产量大于社会最适产量。也就是说,在企业把产量从社会最适产量扩展至实际产量时，对社会福利的损害超过了自己获取的增量利益。为了防止这种情况,我们必须思考如何通过制度设计将外部成本转由企业承担，使得企业成本能够反映外部成本。下面就是几种着眼于外部成本内在化的经济手段。

(二）外部成本内在化的经济手段

环境保护中外部成本内在化的经济手段主要有以下几种：

    1.矫正税

又叫庇古税,在我国则由企业通过排污费的方式体现出来。矫正税理想的征收水平应该等于该企业经营活动引起的外部成本。矫正税和行政管制达到一样的效果，如果税率足够高，一样可以让污染企业关门。但是矫正税比行政管制更有效率。在行政管制下，如果一家企业将排污量降到了政府规定的水平比如500吨,是没有动力进一步减少排放的。而矫正税的设计与征收则以企业的外部成本为基础,而与排污量直接相关，因此企业即使将排污量降低到了500吨,依然有动力进一步减少排放。而且行政管制更容易带来权力寻租而滋生腐败。

2.污染许可证

或者叫做排放权。既然绝对禁止污染排放是不可能的，那么政府制定出总的污染排放水平，而将污染物的排放权公开拍卖,并允许排放权公开交易。因为出价最高获得排放权的人,生产效率也比较高,在社会总排放水平一定的情况下,社会整体福利水平也最高；或者社会福利水平一定的情况下，污染排放水平最低。污染许可证和矫正税实施过程虽然非常不同,但效果却近似,都要向政府付费将外部成本内在化。但矫正税的征收成本要高过污染许可证的成本。

3.环境责任保险

环境责任保险又称作绿色保险,是以被保险人因污染自然环境及其构成要素如水、土地或空气，而依法应承担的赔偿责任作为保险对象的保险。严格的讲,这里外部成本内在化的直接原因并不是环境责任保险,而是环境法律责任。环境法律责任通过促使生产企业向保险公司交纳环境保险费的方式使得外部成本“内在地”反映在企业成本里。

(三）矫正税、污染许可证和环境责任保险的比较

矫正税、污染许可证和环境责任保险三者都秉持了“污染者付费”和‘‘外部成本内在化”的原则，以期实现社会资源的有效配置。与矫正税或和污染许可证相比,环境责任保险在实现外部成本内在化的同时,还兼顾了效率与公正,而且在公正方面更全面。矫正税或者排污费则不仅征管成本高,而且不具备直接赔付受害者的功能，因为而矫正税、拍卖污染许可证收入均形成政府收费的一部分，并不一定用于受害者经济补偿。例如,根据我国排污费主要用于下列项目的拨款补助或者贷款贴息：(1)重点污染源防治；(2)区域性污染防治；（3)污染防治新技术、新工艺的开发、示范和应用；（4)国务院规定的其他污染防治项目①。因此，虽然矫正税和污染许可证收入形成政府收费的一部分,但不具备直接赔付受害者（外部成本的实际承担者）的功能;而环境责任保险的直接补偿对象是环境污染的受害者，因而兼顾了效率与公正,在实现社会正义、构建和谐社会方面效果更好。对于“污染者付费”原则，理想的情况是:从效率角度考虑，污染者支付的费用应该能够实现“外部成本内在化”的目标;从社会公平公正方面考虑，污染者支付的费用应该用于受害者。而环境责任保险则兼具这两项功能。

当然,我们还必须认识到，环境责任保险并不能完全代替矫正税和排放权拍卖。一方面,环境责任保险是建立在较为完善的侵权法律制度基础之上,环境责任保险处理的赔付须以受害人提起法律形式上的索赔并获得法律支持为前提,然而外部成本承担者可能并不知晓自己是受害者,或者知晓但缺乏相关法律保护而索赔不成功，因此减少了污染企业对环境责任保险的需求。但是这恰好说明一个问题,责任法律制度越完善的社会,环境责任保险在外部成本内在化过程中的地位越重要，环境责任保险保费占外部成本的比率就越高。另一方面,环境政策的决策过程并非是一个纯粹经济学思维的过程,在环境保护领域中选择何种经济手段还要做社会、政治甚至民俗习惯等多个方面的考量。但如果存在选择的可能,则应该是以强制环境责任保险（当然不排斥自愿保险）、拍卖污染许可证、矫正税、行政管制的优选顺序，只有在前面的手段不能选择,或者不能充分发挥作用的情况下再考虑选择后面的手段。

二、环境责任保险的承保范围与实施模式

(一)承保内容

按照保险制度的一般原理,保险公司只对外来的、突发的事件导致的索赔承担保险责任。然而现在很多环境污染却属于渐进性污染，所谓渐进性污染是指随着时间的流逝，逐渐对环境造成的污染，如由于工业及生活废气的排放造成的大气温室效应，由于工农业生产污水排放造成河流水质逐步恶化，水体功能逐步降低等均属于这类污染。实际上环境污染大都是属于渐进性污染。现在环境责任保险中存在的突出问题是：环境责任保险是否对渐进性污染进行承保？如果保险不对此类污染进行承保，将使得自身的社会性功能大打折扣。但是目前保险界多将渐进性污染作为除外责任,就是说环境污染责任保险的承保标的以突发、意外事故所造成的环境污染直接损失为主。这就使得保险在‘‘外部成本内在化”过程中的作用受到很大局限。

能不能承保渐进式污染其实是一个技术性问题。渐进式污染和以往积累下来的污染责任，可能在未来发生索赔。对于这种渐进性环境污染，可保险公司以经过对未来责任进行评估后，向企业收取一笔环境责任保险基金，用于支付未来针对投保企业提出的赔偿责任。在保单设计上，可已经渐进式污染和以往积累下来的污染责任与今后保险期间的突发性事故导致的环境污染责任合并定价处理。总而言之，保险公司不能对于难以按照常规承保的业务一概拒保，保险业界需要以一种创新的态度对待社会的风险管理需求。

(二）实施模式

至于环境责任保险的实施模式，目前我国关于环境侵权法律制度尚不健全,环境污染责任纠纷解决机制尚不完善,企业缺乏环境污染责任风险意识,地方政府往往从发展地方经济考虑而袒护污染企业，受害群体往往成为弱势群体难以获得合理的赔偿,污染企业难以实现外部成本内在化。因此在现阶段我国应以强制保险为主、自愿保险为辅,待以后我国关于环境侵权法律制度逐步完善，投保人环境责任风险意识逐步增强、环境责任保险投保需求逐步增加后，再过渡到以自愿保险为主、强制保险为辅的阶段。

现阶段,对于高危险性、高污染性行业实行强制责任保险,对于一般性企业实行自愿保险。政府需要做的工作是制定出适用环境责任保险的化学物质（含数量限值标准）和高危行业名录,对超过该数量限值的危险化学物质，企业必须购买商业责任保险。政府可以根据企业规模、销售额、排放水平、企业地理坐落位置等因素制定责任限额,而企业自主选择保险投保。对于污染风险较低的企业,可以采取鼓励性措施,提供一定的保费补贴,如可以考虑从排污费中提取一定比率,但要清醒的认识到，这是一项权宜之策，目的是为了提升企业环境保险意识,积累环境责任保险的实践运行经验,而不能长期使用，因为它损害了“外部成本内在化”的经济学原理,不利于社会经济资源的有效配置。

三、中国企业对环境责任保险的认识误区与澄清

环境责任险是一种在西方非常普遍的险种,但在中国的推进工作却困难重重,相关研讨会开了不少，但似乎对于提高环境保险意识收效甚微,试点工作也多不理想。抛开保险公司方面,就投保企业而言，主要存在两种认识上的误区阻碍着环境责任保险的发展。

一种是一些抗风险能力差的企业社会责任感差，企业支付能力弱，认为环境责任保险加重了企业负担，不愿投保环境污染责任险。有些企业声称:如果强制他们购买环境责任保险,将导致企业关门。如果以经济学的角度来看，即便这是事实，也恰恰说明该企业具有严重的负外部性，该企业生产经营活动的社会成本大于企业成本。以往能够勉强维持生存可能是地方政府处于发展经济考虑单纯追求所谓的“发展经济”和GDP指标而对污染企业网开一面，没有征收足够的排污费。而今一旦通过环境责任保险将外部成本内在化,而且只是一部分外部成本内在化,该企业便经营不下去，也就是边际利润为零或负数,这说明该企业本是一种应该淘汰的企业,其生产活动损害了社会的整体福利。

另一种是以石油石化等行业为代表的财力雄厚、抗风险能力强的大企业,认为企业不会发生环境污染事故(2010中石油大连泄漏事件和2011年的中海油海上泄漏事件应该使他们的态度有所改变）,同时认为自己财力雄厚,且设有涉及环保方面的“安全生产保证基金”，即使发生了环境污染事故，也可自行解决污染赔偿问题，因而不愿投保环境责任保险。首先，环境保护是一个长期性事业，对于环境保护的各项措施，从一个长经济周期看待和评估,应该着眼于在所有情况下都能够保证污染企业具备环境责任赔偿能力。如果追溯至十几年前，由于对东南沿海走私活动打击不力便导致石油石化行业亏损，连职工工资发放都困难，大批职工下岗。目前该行业的“财力雄厚”应归因于垄断地位,而非企业自己的竞争力。然而,政府对于国有企业改革的方式，能源政策的制定并非一成不变,而应该是与时俱进的。石油石化行业怎能保证在未来长期一定‘‘财力雄厚”并建立和维护‘‘安全生产保证基金”的能力。退一步讲，即使今后允许石油石化行业继续保留“安全生产保证基金”制度,从经济上考虑也是低效率的。如果一家企业自己独自设立所谓的“安全生产保证基金”，该基金设立多大规模呢？为了保证在环境责任事故发生时有足够的赔付能力，该基金必须按照最高环境污染赔付责任设立。但是如果参加以大数定律为基础的环境责任保险制度，则只需要按照环境责任风险的期望损失缴纳保费。而环境责任风险的期望损失是远远低于环境责任风险的最高损失的。因此企业独自设立“安全生产保证基金”并按照最高赔付责任储备资金是无效率的，因为有过多的资金，也就是超过保费水平的资金将游离在企业生产过程之外而失去效率。