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摘要 首先按照各省环保财政支出占GDP比重与按主成分分析法计算的地方环境污染物排放综合指数的排名情况把中国30个省份分成两个区域，区域1环保财政支出污染治理效应较强，区域2环保财政支出污染治理效应较弱。区域1包括北京、海南等14个省市，区域2包括天津、上海等16个省市。其次基于2007—2014年中国省级和行业面板数据，分析开放经济、环保财政支出对污染治理的影响。最后借鉴门限回归模型检验开放经济是否存在环保财政支出与污染治理的门槛效应。结果显示：①环境污染物排放存在区域差异和行业差异，区域1呈现出开放程度和污染物排放双低的特征，而区域2则表现为双高特征。制造业、电力、煤气及水的生产和供应业污染物排放较高，采掘业污染物排放年均增长速度最快。②样本期内省级和行业面板数据均表明开放经济与环境污染物排放显著负相关，对外开放不是助推环境污染的原因。③中国环保财政支出与环境污染物排放显著负相关，环保财政支出具有显著的污染治理效应。④开放经济对环保财政支出的污染治理效应具有门槛效应，当进口和出口贸易总额高于门槛值-1.221、-1.016时环保财政支出的污染治理效应很难发挥。⑤以进、出口贸易总额为门槛变量时，有107个观测值低于门槛值，占总观测值的44.58%，其中有59个位于区域1，占55.14%。鉴于此应继续加大环境保护财政支出，进一步提升环保财政专项支出在GDP中所占比重，保持适度的对外开放，优化能源消费结构和实现产业结构升级，全面改善环境质量，提升开放经济下环保财政支出的污染治理效应。
关键词 开放经济；环保财政支出；污染治理；门槛效应
中图分类号 F062.6
文献标识码 A文章编号 1002-2104（2017）10-0010-09DOI：10.12062/cpre.20170423
改革开放以来，中国GDP以9.81%的年均速度增长。在经济快速增长的同时资源环境也面临不断恶化的状况。2015年《中国环境状况公报》显示全国空气质量总体趋好，但是生态环境保护形势依然不乐观，大气、土壤、水、辐射等污染状况依然严峻。在过去30多年里，对外贸易的年均增速达到16.3%，而贸易顺差中相当大部分出口行业及产品以能源密集为主要特征，即贸易顺差的代价是资源和能源的过度消耗，开放经济的规模效应和结构效应造成我国生态环境不断恶化；与此同时在开放经济条件下，“两种资源、两种市场和两种技术”的使用，有助于缓解国内工业化、人口增长导致的资源紧缺问题，开放经济的技术效应能够实现降污减排，可见开放经济是把双刃剑。对于污染防治，习近平主席明确表示“既要绿水青山也要金山银山”。国家财政环境保护专项支出从2007年单列以来逐步加强，年均增幅21.15%，占总财政支出的比重2%以上且呈逐年缓慢上升趋势；而人均工业三废（工业废水、工业二氧化硫、工业固废）排放量2007年为18.69 t，2014年下降为15.03 t，出现了负增长，中国环保财政支出污染治理效应显著。随着中国经济总量的持续扩大，仅仅依靠国内生产，资源耗费和污染排放无疑会加大。因此在国际贸易和FDI持续增长的开放经济背景下，研究中国环保财政支出对环境污染的作用强度意义非凡。
1 文献综述
国内外学者对环境政策的污染治理效应进行了研究，但是结论不一，主要有两种观点：第一，环境政策有利于改善环境质量。Magat等[1]以加拿大魁北克省纸浆和纸制品行业为研究对象，运用最小二乘法检验环境规制对生物需氧量和固体悬浮物排放量的影响，结果显示环境规制促使企业减少20%的排放量；Laplante等[2]以美国相关行业为研究对象，结果表明环境政策有助于减少污染物排放。张玉[3]分别从财政政策和税收政策角度分析了环境治理的效应，结果表明财政政策环境治理效应显著而税收政策的环境治理效应还有待提高。Wissema等[4]运用CGE模型分析碳税征收对爱尔兰经济的影响，结果表明碳税的征收显著改变生产及消费的方式。第二，环境政策环境治理效应不明显。Goldar[5]研究发现一系列针对印度集群产业的环境政策并没有显著改善其下游的水质量。Blackman[6]研究證实墨西哥的环保机构增加环境监察次数不能显著刺激企业采用先进的“净化”技术，正式的环境政策并没有真正发挥作用。Eli等[7]强调“向污染者收费”机制会导致企业和政府之间讨价还价，不利于环境治理效率的提高。
关于开放经济与环境污染，Grossman[8]认为国家之间贸易和投资自由化会产生规模经济效应，从而使得环境污染整体恶化。国内学者[9-12]研究结论多认为进出口贸易和经济全球化使我国付出了巨大的环境代价。只有少数学者[13-16]认为自由贸易的总环境效应是积极的。
本文的贡献在于：第一，研究方法上，将传统投入产出模型扩展运用到环保财政支出与环境污染问题上，基于省级和行业面板数据实证检验开放经济、环保财政支出与环境污染物排放的关系，并运用门限回归模型实证研究环保财政支出的污染治理效应是否存在开放经济门槛效应，探讨开放经济下环保财政支出的污染治理效应，为环境财政政策改革提供一定的理论依据。第二，本文开放经济的指标选择包含了国际贸易进、出口总额、FDI、对外直接投资等，避免因度量指标的选择对结果稳定性产生影响；关于开放经济与环境污染的关系绝大部分学者都是基于省级面板数据研究，从行业面板数据来探讨的是少之又少，因此研究结论有较强说服力。
2 模型设定、数据来源及变量说明
2.1 模型设定
诺贝尔经济学奖获得者华西里·列昂惕夫在《环境影响和经济结构：投入产出法》中提到将污染物排放和治理运用到传统的投入产出模型中来研究环境问题。假设ep为污染物排放总量，w表示直接排放系数，从生产角度看，满足最终需求而形成的污染物排放总量为：
式中，v表示污染完全排放系数，即直接排放系数w与列昂惕夫逆矩阵（1-A）-1相乘。y表示产出，由于产出将最终被分配使用，本文基于凯恩斯国民收入决定论对模型（1）进行如下分解： 式中，ep表示环境污染物排放，C，inv，G表示分别表示居民消费、全社会固定资产投资和环境保护财政支出（即hbzc）。ex、im分别表示出口、进口总额，即开放经济表征指标。
为了获得较为稳健的计量结果，引入以下控制变量：①经济发展水平；②能源消费结构；③工业结构；④人口规模。
为了分析开放经济下环保财政支出的污染治理效应，本文采用2007—2014年省级面板数据，通过公式（2）建立模型如下：
式中，i、t分别表示省份和时间，αi表示不可观测的个体效应，εit为“白噪声”。fs、so2、gf、ep分别表示工业废水、工业二氧化硫、工业固废排放量和环境污染物排放综合指数；hbzc、im、ex、C、inv、GDP、nyjg、gyjg、rks分别表示环境保护财政专项支出、国际贸易进、出口总额、居民消费、固定资产投资、经济发展水平、能源消费结构、工业结构和人口规模。加入GDP平方项是为了检验EKC假说是否成立。
考虑到不同对外开放程度对环保财政支出的污染治理效应差异，需要考察开放经济条件下的门槛效应，在（3）式基础上，借鉴Hansen[17]门限回归模型，设定单门槛回归模型如下：
2.2 数据来源及变量说明
本文采用2007—2014年中国30个省（市）（西藏和港澳台除外）面板数据实证检验，原始数据来源于《中国环境统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》及国家统计局官网等。
2.2.1 被解释变量
首先选取工业废水、工业二氧化硫、工业固废排放量分别作为被解释变量，检验开放经济下环保财政支出的污染治理效应。然后运用主成分分析法，选取工业废水、工业废气、工业二氧化硫、工业烟（粉）尘和工业固体废物排放量五个指标来度量环境污染。
2.2.2 核心解釋变量：环境保护财政支出hbzc与开放经济im、ex
环境保护财政支出以环保支出占GDP比重来衡量。按照郭艳红[18]对开放经济的阐释和界定，采用进口贸易总额占GDP比重和出口贸易总额占GDP比重来衡量。
2.2.3 其他变量
居民消费支出C采用居民消费指数来衡量，以2007年为基期进行换算。全社会固定资产投资inv以2007年固定资产投资价格指数进行平减。经济发展水平用2007年为基年经过价格平减以后的实际人均GDP来衡量。能源消费结构nyjg，采用煤炭消费量占能源消费总量的比例来衡量。工业结构gyjg，采用第二产业产值占GDP比重来表示。人口数rks，采用年末地区人口数来表示。为避免不同变量的绝对值可能造成计量误差，减小异方差性，模型中所有变量做对数化处理（工业固废排放量除外，因工业固废排放量原始数据有很多省份为0，同时为了避免回归系数值过大，工业固废排放量原始数据均除以100，这种处理方式不会改变回归系数的方向）。
2.3 地方污染治理效应分区测算
首先把各省2007—2014年环保财政支出占GDP的比重和环境污染综合指数按平均数大小各自排名，然后以环保支出占GDP的比重作为横坐标，环境污染综合指数作为纵坐标，按照名次分别标注在散点图上（图1），30个省（市）被分成上下两个区域，区域1（下半部分）表示在既定财政支出下污染物排放较少的区域，即财政支出污染治理效应非常显著，区域2（上半部分）表示在既定财政支出下污染物排放较高的区域，即财政支出污染治理效应较弱。区域1包括北京、海南等14个省市，区域2包括天津、上海等16个省市。
由图2可知，全国及两个区域2007—2014年环境污染物排放均表现一致的变化趋势，先上升后下降，总体波动幅度不大。区域1环境污染物排放量最低，对比图3、4，区域1进、出口总额占GDP比重均低于区域2，各区域均呈现出先下降，再缓慢上升的情况。对比图2和图3、4，发现区域1环境污染物排放显著低于区域2，同时开放经济程度也低于区域2。
3 实证结果分析
3.1 地方环保财政支出污染治理效应分析
对方程（3）分别进行F检验和豪斯曼检验，F检验拒绝不存在个体效应的原假设，豪斯曼检验均在1%水平上拒绝随机效应原假设，因此均采用固定效应模型，回归结果见表1。以工业废水（①列）、工业二氧化硫（③列）排放量为被解释变量时，环保财政支出的系数均在1%水平上显著为负，表明环保财政支出的增加有助于工业废水和工业二氧化硫污染物排放的减少；以工业固废排放量（⑤列）为被解释变量时环保财政支出的系数为正，且通过1%水平的显著性检验，说明环保财政支出的增加不但没有减少反而加剧了工业固废排放。以环境污染物排放综合指数（⑦列）为被解释变量时，环保财政支出的回归系数在1%水平上显著为负，从总体上看，环保财政支出与污染物排放负相关，环保财政支出的污染治理效应明显。同时，以上模型中，进口和出口的回归系数均为负（工业固废除外），且通过1%水平上的显著性检验，说明进一步扩大进出口有利于减少环境污染物排放，可能的原因是开放经济的技术效应有助于降污减排，这与代丽华[16]等的研究结论一致。
为观测开放经济背景下，环保财政支出的污染治理效应，我们加入环保财政支出与进、出口总额的交乘项重新回归，并把结果汇报在表1第②、④、⑥、⑧列。以工业废水、工业二氧化硫排放量为被解释变量时，进口、出口和环保财政支出的交乘项回归系数均为正，并且通过5%水平的显著性检验，说明在开放经济背景下，环保财政支出对工业废水和工业二氧化硫的污染治理效应方向发生改变，由正向抑制变为负向促进。以工业固废排放量为被解释变量时，环保财政支出与开放经济的交乘项未通过显著性检验。以环境污染物排放综合指数为被解释变量时，交乘项回归系数为正，且通过1%水平的显著性检验，说明从总体上看在开放经济背景下，环保财政支出的污染治理效应不明显。 从其他控制变量来看，人均GDP与其他环境污染物排放量呈倒U型关系，但与工业固废排放量呈U型关系，可能是工业固废排放量测量存在误差（2011年以后工业固废排放量统计指标发生了变化，以工业固废倾倒丢弃量代替）或者是样本容量大小等原因造成的。下面主要以环境污染物排放综合指数为被解释变量对其他变量回归结果进行解释，固定资产投资的回归系数显著为正，说明固定资产投资的增加加剧了环境污染物的排放。人均GDP一次方系数显著为正，平方项显著为负，表明经济发展与环境污染呈倒U型，EKC假说成立。能源消费结构和工业结构的回归系数均显著为正，说明以煤炭为主的能源消费结构和第二产业为主的工业结构也加剧了我国生态环境的恶化。居民消费和人口规模的回归系数为正，但未通过显著性检验，说明样本期内居民消费、人口规模与环境污染不存在统计上的因果关系。
3.2 开放经济的门槛效应分析
表1②、④、⑧列回归结果表明在开放经济背景下，环保财政支出的污染治理效应方向发生改变，但这种效应是否真实存在，需要借助门限回归进一步分析。借鉴Hansen Bootsrap[17]运用Stata13.0反复抽样400次，考察不同进、出口总额下，环保财政支出的污染治理效应。由表2可知，以进口作为门槛变量时，单门槛效应在5%水平下显著，单门槛估计值为-1.221，因此环保财政支出的污染治理效应存在进口的单门槛效应。以出口作为门槛变量时，双门槛效应在1%水平下显著，但是由于95%置信区间已经包含了第一个门槛值-1.016，所以退化成单门槛模型，因此环保财政支出的污染治理效应存在出口的单门槛效应。
门槛效应参数估计结果（表3）显示当进口低于门槛值时，环保财政支出对污染物排放的回归系数为-0.284，通过1%水平的显著性检验；当进口高于门槛值时，环保财政支出对污染物排放的回归系数为-0.225，且通过5%水平的显著性检验，说明当进口高于门槛值时，环保财政支出对污染物排放的污染治理作用降低。出口高于其门槛值时，得到类似的结论。原因是该地区开放经济程度越高，规模效应导致经济增长，结构效应引起产业聚集，而经济增长和产业集聚加速了环境污染物排放，在有限的环保财政支出作用下，很难实现降污减排。
3.3 门槛变量影响效应实证检验及进一步说明
接下来提取出进口和出口的门槛值，生成虚拟变量重新回归，并将方程（8）结果汇报在表1第⑨列。环保财政支出的回归系数显著为负，环保财政支出与虚拟变量交乘项的回归系数均为正，且通过1%水平的显著性检验，开放经济的门槛效应显著，说明在开放经济程度较高的地区，环保财政支出对污染物排放的影响由抑制转向促进。其他控制变量符号未发生改变，解释同前一致。
由实证结果可知，环保财政支出的污染治理效应存在开放经济的门槛效应，在观测样本中，位于低门槛区域的结果见表4。以进、出口总额为门槛变量时，240个观测值中有107个观测值低于门槛值，主要分布在江西、河南、湖北、湖南等省份，占总观测值的44.58%，而且这107个观测值中有59个位于区域1，占55.14%。进一步说明在开放经济程度较高的地区环保财政支出的污染治理效应很难发挥，而在开放经济程度较低的地区环保财政支出污染治理效应更加明显。
3.4 稳健性检验
考虑到用国际贸易进、出口总额代表开放经济对回归结果的稳定性，引入fdi作为开放经济的替代指标重新回归，结果报告在表1第⑩列，fdi回归系数显著为负，环保财政支出与fdi交乘项回归系数显著为正，其他控制变量的估计结果也基本一致，说明本文的估计结果较为稳健。
3.5 开放经济与环境污染关系的再检验——基于行业面板数据
省级面板数据表明进一步扩大对外开放有利于降低环境污染物排放，这一结论在行业面板数据是否同样成立呢？本文拟做出进一步检验。借鉴Cole[19]的模型，着重分析外商直接投资和对外直接投资对我国环境污染物排放的影响，建立模型如下：
（9）（9）式中，i代表行业，t代表时间，模型左端表示各行业环境污染物排放量，采用各行业工业废水排放量（fs）、工业废气排放量（fq）、工业固废排放量（gf）和以主成分分析法计算的行业环境污染物排放综合指数（p）分别检验；FDI代表外商对各行业的直接投资流量；OFDI代表本国企业在该行业的对外投资流量；Inv表示行业固定资产投资，nyxf表示行业能源消费量，以上变量均做对数化处理以减小异方差性。
《中国统计年鉴》中分行业外商直接投资数据和《中国环境统计年鉴》中分行业环境污染物排放数据报告的起始年份有差异，对外直接投资和外商直接投资的行业数据未达到三级细分科目，且没有途径获得细分数据，故采用2007—2014年经过整理后的二级工业行业面板数据进行实证检验，所分的行业为采掘业、制造业、电力、煤气及水的生产和供应业以及其他行业。
图5显示2007—2014年环境污染物排放量由高到低依次是制造业、电力、煤气及水的生产和供应业、采掘业和其他行业，各行业环境污染物排放量呈现出一致的变化趋势，2013年之前上升，以后开始下降，其中制造业、电力、
煤气及水的生产和供应业下降幅度非常明显，可能的原因是污染治理投资的加大取得了较好的效果。从年均增长率来看，制造业和采掘业污染物排放的年均增长率分别为0.21%、14.03%，电力、煤气及水的生产和供应业样本期内负增长，可见采掘业的污染物排放增长势头较猛，应加以控制。模型9回归结果见表5，①—④列报告了各行业以工业废水、工业废气、工业固废排放量和行业环境污染物综合指数为被解释变量的估计结果，FDI回归系数为负，均通过不同程度的显著性检验，OFDI在以工业废水和工业固废为被解释变量时没有通过显著性检验，在以工业废气为被解释变量时通过1%的显著性检验，回归系数为负。
下面主要对方程④的回歸结果进行解释，FDI、OFDI回归系数显著为负，说明行业外商直接投资和对外直接投资的增加有利于降低环境污染物排放，这与省级面板数据的回归结果一致，开放经济的技术溢出效应有利于我国环境质 量的改善。行业固定资产投资和能源消费回归系数显著为正，说明固定资产投资和能源消费的增加是行业环境污染物排放的重要原因。由于无法获得中国环保财政支出的行业面板数据，因此无法检验开放经济背景下环保财政支出对行业污染治理的影响。
4 结论与政策涵义
基于以上分析得到结论如下：①环境污染物排放存在区域差异和行业差异，区域1呈现出开放程度和污染物排放双低的特征，而区域2则表现为双高特征。制造业、电力、煤气及水的生产和供应业污染物排放较高，采掘业污染物排放年均增长速度最快。②样本期内省级面板数据和行业面板数据均表明开放经济与环境污染物排放显著负相关，对外开放不是助推环境污染的原因。③中国环保财政支出与環境污染物排放显著负相关，环保财政支出具有显著的污染治理效应。④开放经济对环保财政支出的污染治理效应具有门槛效应，当进口和出口贸易总额高于门槛值-1.221、-1.016时环保财政支出的污染治理效应很难发挥。⑤以进、出口贸易总额为门槛变量时，有107个观测值低于门槛值，占总观测值的44.58%，其中有59个位于区域1，占55.14%。
上述结论蕴含政策涵义包括：①继续加大环境保护财政支出，进一步提升环保财政专项支出在GDP中所占比重。环保财政支出对污染企业具有激励作用，鼓励污染企业通过采用先进技术或减少产量实现降污减排，而目前中国环保专项财政支出占GDP比重不到1%，而欧美发达国家这一比重在1%—2%以上，因此还需要进一步加强。②保持适度的对外开放。省级和行业面板数据均表明，对外开放并不是环境污染物排放统计上的原因，其技术溢出效应反而有利于减少环境污染，提升环境质量。但是从省级面板数据来看，如果对外开放程度过高，其规模效应和结构效应将占据主导地位，通过刺激经济增长和产业集聚加速污染物排放并且速度较快，在有限的环保财政支出下，污染治理效应不明显，因此应保持适度的对外开放以扩大环保财政支出的污染治理效应。③优化能源消费结构和产业结构升级。我国的资源禀赋是“富煤贫油少气”，这将在很长时间内加剧我国的环境污染治理难度，因此应加快实现低碳化的能源消费结构，提高能源使用效率，同时推进产业结构优化，大力发展服务业，实行供给侧结构性改革，化解产能过剩，实现环境质量全面提升。
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关键词 开放经济；环保财政支出；污染治理；门槛效应
中图分类号 F062.6
文献标识码 A文章编号 1002-2104（2017）10-0010-09DOI：10.12062/cpre.20170423
改革开放以来，中国GDP以9.81%的年均速度增长。在经济快速增长的同时资源环境也面临不断恶化的状况。2015年《中国环境状况公报》显示全国空气质量总体趋好，但是生态环境保护形势依然不乐观，大气、土壤、水、辐射等污染状况依然严峻。在过去30多年里，对外贸易的年均增速达到16.3%，而贸易顺差中相当大部分出口行业及产品以能源密集为主要特征，即贸易顺差的代价是资源和能源的过度消耗，开放经济的规模效应和结构效应造成我国生态环境不断恶化；与此同时在开放经济条件下，“两种资源、两种市场和两种技术”的使用，有助于缓解国内工业化、人口增长导致的资源紧缺问题，开放经济的技术效应能够实现降污减排，可见开放经济是把双刃剑。对于污染防治，习近平主席明确表示“既要绿水青山也要金山银山”。国家财政环境保护专项支出从2007年单列以来逐步加强，年均增幅21.15%，占总财政支出的比重2%以上且呈逐年缓慢上升趋势；而人均工业三废（工业废水、工业二氧化硫、工业固废）排放量2007年为18.69 t，2014年下降为15.03 t，出现了负增长，中国环保财政支出污染治理效应显著。随着中国经济总量的持续扩大，仅仅依靠国内生产，资源耗费和污染排放无疑会加大。因此在国际贸易和FDI持续增长的开放经济背景下，研究中国环保财政支出对环境污染的作用强度意义非凡。
1 文献综述
国内外学者对环境政策的污染治理效应进行了研究，但是结论不一，主要有两种观点：第一，环境政策有利于改善环境质量。Magat等[1]以加拿大魁北克省纸浆和纸制品行业为研究对象，运用最小二乘法检验环境规制对生物需氧量和固体悬浮物排放量的影响，结果显示环境规制促使企业减少20%的排放量；Laplante等[2]以美国相关行业为研究对象，结果表明环境政策有助于减少污染物排放。张玉[3]分别从财政政策和税收政策角度分析了环境治理的效应，结果表明财政政策环境治理效应显著而税收政策的环境治理效应还有待提高。Wissema等[4]运用CGE模型分析碳税征收对爱尔兰经济的影响，结果表明碳税的征收显著改变生产及消费的方式。第二，环境政策环境治理效应不明显。Goldar[5]研究发现一系列针对印度集群产业的环境政策并没有显著改善其下游的水质量。Blackman[6]研究證实墨西哥的环保机构增加环境监察次数不能显著刺激企业采用先进的“净化”技术，正式的环境政策并没有真正发挥作用。Eli等[7]强调“向污染者收费”机制会导致企业和政府之间讨价还价，不利于环境治理效率的提高。
关于开放经济与环境污染，Grossman[8]认为国家之间贸易和投资自由化会产生规模经济效应，从而使得环境污染整体恶化。国内学者[9-12]研究结论多认为进出口贸易和经济全球化使我国付出了巨大的环境代价。只有少数学者[13-16]认为自由贸易的总环境效应是积极的。
本文的贡献在于：第一，研究方法上，将传统投入产出模型扩展运用到环保财政支出与环境污染问题上，基于省级和行业面板数据实证检验开放经济、环保财政支出与环境污染物排放的关系，并运用门限回归模型实证研究环保财政支出的污染治理效应是否存在开放经济门槛效应，探讨开放经济下环保财政支出的污染治理效应，为环境财政政策改革提供一定的理论依据。第二，本文开放经济的指标选择包含了国际贸易进、出口总额、FDI、对外直接投资等，避免因度量指标的选择对结果稳定性产生影响；关于开放经济与环境污染的关系绝大部分学者都是基于省级面板数据研究，从行业面板数据来探讨的是少之又少，因此研究结论有较强说服力。
2 模型设定、数据来源及变量说明
2.1 模型设定
诺贝尔经济学奖获得者华西里·列昂惕夫在《环境影响和经济结构：投入产出法》中提到将污染物排放和治理运用到传统的投入产出模型中来研究环境问题。假设ep为污染物排放总量，w表示直接排放系数，从生产角度看，满足最终需求而形成的污染物排放总量为：
式中，v表示污染完全排放系数，即直接排放系数w与列昂惕夫逆矩阵（1-A）-1相乘。y表示产出，由于产出将最终被分配使用，本文基于凯恩斯国民收入决定论对模型（1）进行如下分解： 式中，ep表示环境污染物排放，C，inv，G表示分别表示居民消费、全社会固定资产投资和环境保护财政支出（即hbzc）。ex、im分别表示出口、进口总额，即开放经济表征指标。
为了获得较为稳健的计量结果，引入以下控制变量：①经济发展水平；②能源消费结构；③工业结构；④人口规模。
为了分析开放经济下环保财政支出的污染治理效应，本文采用2007—2014年省级面板数据，通过公式（2）建立模型如下：
式中，i、t分别表示省份和时间，αi表示不可观测的个体效应，εit为“白噪声”。fs、so2、gf、ep分别表示工业废水、工业二氧化硫、工业固废排放量和环境污染物排放综合指数；hbzc、im、ex、C、inv、GDP、nyjg、gyjg、rks分别表示环境保护财政专项支出、国际贸易进、出口总额、居民消费、固定资产投资、经济发展水平、能源消费结构、工业结构和人口规模。加入GDP平方项是为了检验EKC假说是否成立。
考虑到不同对外开放程度对环保财政支出的污染治理效应差异，需要考察开放经济条件下的门槛效应，在（3）式基础上，借鉴Hansen[17]门限回归模型，设定单门槛回归模型如下：
2.2 数据来源及变量说明
本文采用2007—2014年中国30个省（市）（西藏和港澳台除外）面板数据实证检验，原始数据来源于《中国环境统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》及国家统计局官网等。
2.2.1 被解释变量
首先选取工业废水、工业二氧化硫、工业固废排放量分别作为被解释变量，检验开放经济下环保财政支出的污染治理效应。然后运用主成分分析法，选取工业废水、工业废气、工业二氧化硫、工业烟（粉）尘和工业固体废物排放量五个指标来度量环境污染。
2.2.2 核心解釋变量：环境保护财政支出hbzc与开放经济im、ex
环境保护财政支出以环保支出占GDP比重来衡量。按照郭艳红[18]对开放经济的阐释和界定，采用进口贸易总额占GDP比重和出口贸易总额占GDP比重来衡量。
2.2.3 其他变量
居民消费支出C采用居民消费指数来衡量，以2007年为基期进行换算。全社会固定资产投资inv以2007年固定资产投资价格指数进行平减。经济发展水平用2007年为基年经过价格平减以后的实际人均GDP来衡量。能源消费结构nyjg，采用煤炭消费量占能源消费总量的比例来衡量。工业结构gyjg，采用第二产业产值占GDP比重来表示。人口数rks，采用年末地区人口数来表示。为避免不同变量的绝对值可能造成计量误差，减小异方差性，模型中所有变量做对数化处理（工业固废排放量除外，因工业固废排放量原始数据有很多省份为0，同时为了避免回归系数值过大，工业固废排放量原始数据均除以100，这种处理方式不会改变回归系数的方向）。
2.3 地方污染治理效应分区测算
首先把各省2007—2014年环保财政支出占GDP的比重和环境污染综合指数按平均数大小各自排名，然后以环保支出占GDP的比重作为横坐标，环境污染综合指数作为纵坐标，按照名次分别标注在散点图上（图1），30个省（市）被分成上下两个区域，区域1（下半部分）表示在既定财政支出下污染物排放较少的区域，即财政支出污染治理效应非常显著，区域2（上半部分）表示在既定财政支出下污染物排放较高的区域，即财政支出污染治理效应较弱。区域1包括北京、海南等14个省市，区域2包括天津、上海等16个省市。
由图2可知，全国及两个区域2007—2014年环境污染物排放均表现一致的变化趋势，先上升后下降，总体波动幅度不大。区域1环境污染物排放量最低，对比图3、4，区域1进、出口总额占GDP比重均低于区域2，各区域均呈现出先下降，再缓慢上升的情况。对比图2和图3、4，发现区域1环境污染物排放显著低于区域2，同时开放经济程度也低于区域2。
3 实证结果分析
3.1 地方环保财政支出污染治理效应分析
对方程（3）分别进行F检验和豪斯曼检验，F检验拒绝不存在个体效应的原假设，豪斯曼检验均在1%水平上拒绝随机效应原假设，因此均采用固定效应模型，回归结果见表1。以工业废水（①列）、工业二氧化硫（③列）排放量为被解释变量时，环保财政支出的系数均在1%水平上显著为负，表明环保财政支出的增加有助于工业废水和工业二氧化硫污染物排放的减少；以工业固废排放量（⑤列）为被解释变量时环保财政支出的系数为正，且通过1%水平的显著性检验，说明环保财政支出的增加不但没有减少反而加剧了工业固废排放。以环境污染物排放综合指数（⑦列）为被解释变量时，环保财政支出的回归系数在1%水平上显著为负，从总体上看，环保财政支出与污染物排放负相关，环保财政支出的污染治理效应明显。同时，以上模型中，进口和出口的回归系数均为负（工业固废除外），且通过1%水平上的显著性检验，说明进一步扩大进出口有利于减少环境污染物排放，可能的原因是开放经济的技术效应有助于降污减排，这与代丽华[16]等的研究结论一致。
为观测开放经济背景下，环保财政支出的污染治理效应，我们加入环保财政支出与进、出口总额的交乘项重新回归，并把结果汇报在表1第②、④、⑥、⑧列。以工业废水、工业二氧化硫排放量为被解释变量时，进口、出口和环保财政支出的交乘项回归系数均为正，并且通过5%水平的显著性检验，说明在开放经济背景下，环保财政支出对工业废水和工业二氧化硫的污染治理效应方向发生改变，由正向抑制变为负向促进。以工业固废排放量为被解释变量时，环保财政支出与开放经济的交乘项未通过显著性检验。以环境污染物排放综合指数为被解释变量时，交乘项回归系数为正，且通过1%水平的显著性检验，说明从总体上看在开放经济背景下，环保财政支出的污染治理效应不明显。 从其他控制变量来看，人均GDP与其他环境污染物排放量呈倒U型关系，但与工业固废排放量呈U型关系，可能是工业固废排放量测量存在误差（2011年以后工业固废排放量统计指标发生了变化，以工业固废倾倒丢弃量代替）或者是样本容量大小等原因造成的。下面主要以环境污染物排放综合指数为被解释变量对其他变量回归结果进行解释，固定资产投资的回归系数显著为正，说明固定资产投资的增加加剧了环境污染物的排放。人均GDP一次方系数显著为正，平方项显著为负，表明经济发展与环境污染呈倒U型，EKC假说成立。能源消费结构和工业结构的回归系数均显著为正，说明以煤炭为主的能源消费结构和第二产业为主的工业结构也加剧了我国生态环境的恶化。居民消费和人口规模的回归系数为正，但未通过显著性检验，说明样本期内居民消费、人口规模与环境污染不存在统计上的因果关系。
3.2 开放经济的门槛效应分析
表1②、④、⑧列回归结果表明在开放经济背景下，环保财政支出的污染治理效应方向发生改变，但这种效应是否真实存在，需要借助门限回归进一步分析。借鉴Hansen Bootsrap[17]运用Stata13.0反复抽样400次，考察不同进、出口总额下，环保财政支出的污染治理效应。由表2可知，以进口作为门槛变量时，单门槛效应在5%水平下显著，单门槛估计值为-1.221，因此环保财政支出的污染治理效应存在进口的单门槛效应。以出口作为门槛变量时，双门槛效应在1%水平下显著，但是由于95%置信区间已经包含了第一个门槛值-1.016，所以退化成单门槛模型，因此环保财政支出的污染治理效应存在出口的单门槛效应。
门槛效应参数估计结果（表3）显示当进口低于门槛值时，环保财政支出对污染物排放的回归系数为-0.284，通过1%水平的显著性检验；当进口高于门槛值时，环保财政支出对污染物排放的回归系数为-0.225，且通过5%水平的显著性检验，说明当进口高于门槛值时，环保财政支出对污染物排放的污染治理作用降低。出口高于其门槛值时，得到类似的结论。原因是该地区开放经济程度越高，规模效应导致经济增长，结构效应引起产业聚集，而经济增长和产业集聚加速了环境污染物排放，在有限的环保财政支出作用下，很难实现降污减排。
3.3 门槛变量影响效应实证检验及进一步说明
接下来提取出进口和出口的门槛值，生成虚拟变量重新回归，并将方程（8）结果汇报在表1第⑨列。环保财政支出的回归系数显著为负，环保财政支出与虚拟变量交乘项的回归系数均为正，且通过1%水平的显著性检验，开放经济的门槛效应显著，说明在开放经济程度较高的地区，环保财政支出对污染物排放的影响由抑制转向促进。其他控制变量符号未发生改变，解释同前一致。
由实证结果可知，环保财政支出的污染治理效应存在开放经济的门槛效应，在观测样本中，位于低门槛区域的结果见表4。以进、出口总额为门槛变量时，240个观测值中有107个观测值低于门槛值，主要分布在江西、河南、湖北、湖南等省份，占总观测值的44.58%，而且这107个观测值中有59个位于区域1，占55.14%。进一步说明在开放经济程度较高的地区环保财政支出的污染治理效应很难发挥，而在开放经济程度较低的地区环保财政支出污染治理效应更加明显。
3.4 稳健性检验
考虑到用国际贸易进、出口总额代表开放经济对回归结果的稳定性，引入fdi作为开放经济的替代指标重新回归，结果报告在表1第⑩列，fdi回归系数显著为负，环保财政支出与fdi交乘项回归系数显著为正，其他控制变量的估计结果也基本一致，说明本文的估计结果较为稳健。
3.5 开放经济与环境污染关系的再检验——基于行业面板数据
省级面板数据表明进一步扩大对外开放有利于降低环境污染物排放，这一结论在行业面板数据是否同样成立呢？本文拟做出进一步检验。借鉴Cole[19]的模型，着重分析外商直接投资和对外直接投资对我国环境污染物排放的影响，建立模型如下：
（9）（9）式中，i代表行业，t代表时间，模型左端表示各行业环境污染物排放量，采用各行业工业废水排放量（fs）、工业废气排放量（fq）、工业固废排放量（gf）和以主成分分析法计算的行业环境污染物排放综合指数（p）分别检验；FDI代表外商对各行业的直接投资流量；OFDI代表本国企业在该行业的对外投资流量；Inv表示行业固定资产投资，nyxf表示行业能源消费量，以上变量均做对数化处理以减小异方差性。
《中国统计年鉴》中分行业外商直接投资数据和《中国环境统计年鉴》中分行业环境污染物排放数据报告的起始年份有差异，对外直接投资和外商直接投资的行业数据未达到三级细分科目，且没有途径获得细分数据，故采用2007—2014年经过整理后的二级工业行业面板数据进行实证检验，所分的行业为采掘业、制造业、电力、煤气及水的生产和供应业以及其他行业。
图5显示2007—2014年环境污染物排放量由高到低依次是制造业、电力、煤气及水的生产和供应业、采掘业和其他行业，各行业环境污染物排放量呈现出一致的变化趋势，2013年之前上升，以后开始下降，其中制造业、电力、
煤气及水的生产和供应业下降幅度非常明显，可能的原因是污染治理投资的加大取得了较好的效果。从年均增长率来看，制造业和采掘业污染物排放的年均增长率分别为0.21%、14.03%，电力、煤气及水的生产和供应业样本期内负增长，可见采掘业的污染物排放增长势头较猛，应加以控制。模型9回归结果见表5，①—④列报告了各行业以工业废水、工业废气、工业固废排放量和行业环境污染物综合指数为被解释变量的估计结果，FDI回归系数为负，均通过不同程度的显著性检验，OFDI在以工业废水和工业固废为被解释变量时没有通过显著性检验，在以工业废气为被解释变量时通过1%的显著性检验，回归系数为负。
下面主要对方程④的回歸结果进行解释，FDI、OFDI回归系数显著为负，说明行业外商直接投资和对外直接投资的增加有利于降低环境污染物排放，这与省级面板数据的回归结果一致，开放经济的技术溢出效应有利于我国环境质 量的改善。行业固定资产投资和能源消费回归系数显著为正，说明固定资产投资和能源消费的增加是行业环境污染物排放的重要原因。由于无法获得中国环保财政支出的行业面板数据，因此无法检验开放经济背景下环保财政支出对行业污染治理的影响。
4 结论与政策涵义
基于以上分析得到结论如下：①环境污染物排放存在区域差异和行业差异，区域1呈现出开放程度和污染物排放双低的特征，而区域2则表现为双高特征。制造业、电力、煤气及水的生产和供应业污染物排放较高，采掘业污染物排放年均增长速度最快。②样本期内省级面板数据和行业面板数据均表明开放经济与环境污染物排放显著负相关，对外开放不是助推环境污染的原因。③中国环保财政支出与環境污染物排放显著负相关，环保财政支出具有显著的污染治理效应。④开放经济对环保财政支出的污染治理效应具有门槛效应，当进口和出口贸易总额高于门槛值-1.221、-1.016时环保财政支出的污染治理效应很难发挥。⑤以进、出口贸易总额为门槛变量时，有107个观测值低于门槛值，占总观测值的44.58%，其中有59个位于区域1，占55.14%。
上述结论蕴含政策涵义包括：①继续加大环境保护财政支出，进一步提升环保财政专项支出在GDP中所占比重。环保财政支出对污染企业具有激励作用，鼓励污染企业通过采用先进技术或减少产量实现降污减排，而目前中国环保专项财政支出占GDP比重不到1%，而欧美发达国家这一比重在1%—2%以上，因此还需要进一步加强。②保持适度的对外开放。省级和行业面板数据均表明，对外开放并不是环境污染物排放统计上的原因，其技术溢出效应反而有利于减少环境污染，提升环境质量。但是从省级面板数据来看，如果对外开放程度过高，其规模效应和结构效应将占据主导地位，通过刺激经济增长和产业集聚加速污染物排放并且速度较快，在有限的环保财政支出下，污染治理效应不明显，因此应保持适度的对外开放以扩大环保财政支出的污染治理效应。③优化能源消费结构和产业结构升级。我国的资源禀赋是“富煤贫油少气”，这将在很长时间内加剧我国的环境污染治理难度，因此应加快实现低碳化的能源消费结构，提高能源使用效率，同时推进产业结构优化，大力发展服务业，实行供给侧结构性改革，化解产能过剩，实现环境质量全面提升。
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