工业集聚与污染排放强度 ——基于固定效应门限回归模型的再检验-吴文洁.pdf

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1、 32 工业技术经济Journal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017工业技术经济Journal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017 33 Consumption，Income and Foreign Trade in TurkeyJ. Energy Policy，2009，（37）：1

2、156 1164. 8 Song，T. Zheng，T.G. Tong，L.J. An Empirical Test of the Environmental Kuznets Curve in China：a Panel Cointegration ApproachJ. China Economic Review，2008，19：381 392. 9 Xing-Ping Zhang，Xiao-Mei Cheng. Energy Consumption，Carbon Emissions，and Economic Growth in ChinaJ. Ecological Economics，200

3、9，（68）：2706 2712. 10 Mohammad Reza Lotfalipour，Mohammad Ali Falahi，Malihe Ashena. Economic Growth，CO2Emissions，and Fossil Fuels Consumption in IranJ. Energy，2010，（35）：5115 5120. 11 Pao，H.-T. Tsai，C.-M. CO2Emissions，Energy Consumption and Economic Growth in BRIC CountriesJ. Energy Policy ，2010，（38）：7

4、850 7860. 12 韩智勇，魏一鸣，焦建玲，等 . 中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析J. 系统工程，2004，（12）：17 21. 13 王海鹏，田澎，靳萍 . 基于变参数模型的中国能源消费与经济增长关系研究J. 数理统计与管理，2006，（3）：253 258. 14 王火根，沈利生.中国经济增长与能源消费空间面板分析J. 数量经济技术经济研究，2007，（12）：98 108. 15 牟敦国 . 中国能源消费与经济增长的因果关系研究J. 厦门大学学报（哲学社会科学版），2008，（2）：100 107. 16 刘金全，郑挺国，宋涛 . 中国环境污染与经济增长之间的相关性

5、研究J. 中国软科学，2009，（2）：98 106. 17 邓明，钱争鸣 . 能源消费、污染物排放与中国经济增长J. 山西财经大学学报， 2010，（11）：42 49. 18 崔和瑞，王娣 . 基于 VAR 模型的我国能源 - 经济 - 环境系统研究J. 北京理工大学学报（社会科学版），2010，（2）：23 28. 19 范秋芳，崔珊，刘兰廷 . 基于 Granger 检验的能源消费与经济增长区域差异性研究J. 工业技术经济，2015，34（03）：44 48. 20 尤济红，高志刚 . 政府环境规制对能源效率影响的实证研究以新疆为例J. 资源科学，2013，35（6）：1211 121

6、9. 21 周肖肖，丰超，胡莹，等 . 环境规制与化石能源消耗 - 基于技术进步和结构变迁视角J. 中国人口资源与环境，2015，25（12）：35 44. 22 BOQIANG L，YAW，LI Z. Estimates of the Potential for Energy Conservation in the Chinese Steel Industry J. Energy Policy，2011，39（4）：360 368.Foresting of Coal Consumpiton and Energy Saving and Emissions Reduction Potential

7、 Based on the Multiple FactorsCang Dingbang1,2Wei Xiaoping1Cao Ming3（1.School of Management ，China University of Mine and Technology ，Xuzhou 221008，China；2. College of Science，North China Institute of Science and Technology ，Beijing 101601 ，China；3.School of Public Policy & Management，China Universi

8、ty of Mine and Technology ，Xuzhou 221008，China）Abstract First， by the data of coal consumption and economic growth， energy consumption per unit GDP，environmental regulation intensity，energy consumption structure from 19962015，the cointegration test shows that there exists long-term equilibrium relat

9、ionship and the granger test tells that economic growth，energy consumption per unit GDP，environmental regulation intensity ，and energy consumption structure is the granger cause of coal consumption.Then， by cointegration equation and setting the benchmark value of parameters，the forecasting of coal

10、consumption between 20162025 are given. Last， by scenario analysis， the saving and emissions reduction potential are assessed.Key words coal consumption； economic growth； environmental regulation； technology progress；cointegration；energy saving and emissions reduction（责任编辑：王 平）引 言随着市场经济体制的逐步完善和改革开放的

11、不断深入，在市场机制的作用下，要素流动性增强，要素和资源在空间范围内不断集聚，各地区依靠资源禀赋优势形成了各种形式及内涵丰富的产业园区，极大的推动了产业集聚发展，对推动我国经济社会发展起到了重要作用。但伴随着产业集聚水平的不断提高，我国生态环境日益恶化，工业三废排放总量居高不下，据最新数据显示，2015 年我国工业废水排放量达到 199 亿吨，工业废气排放量达到 685190 亿立方米，工业固体废物产生量达到 33 亿吨。幸运的是，有研究认为集聚区企业可通过相关清洁技术的扩散、治污的规模效应以及内部资源循环利用减少污染排放。那么产业集聚究竟是否会改善环境污染？如何实现产业集聚与生态环境协调发展

12、？无论对产业经济学还是环境经济学来说都是一个迫切需要解决的难题。因此，重新审视工业集聚发展与环境污染问题，客观评价工业集聚对污染排放的影响，对环境污染治理具有重要意义，为集聚过程的环境策略制定提供清晰的理论依据。1 文献综述近年来，产业集聚与污染排放的关系成为产业经济学和环境经济学关注的热点问题，从经济学角度考虑，污染排放是产业发展的产物，产业集聚对污染排放的影响研究等同于产业集聚过程中环境外部性的分析。不可否认的是，至今已经形成了丰富的、有价值的研究成果，但研究结论却仍存在很大争议，主要有以下 3 种结论：（1）产业集聚会加剧环境污染。其中具有代表性观点的研究有 Virkanen（1998）

13、、Verhoef 和Nijkamp（2002）、Fagbohunka（2012）、 张 可和豆建民（2013）、王兵和聂欣（2016），以上研究表明产业集聚初期会加剧污染排放，产业集聚过程中会产生明显的环境负外部性1-5。产生环境负外部性的原因是，在产业集聚的初期，集聚更多是产业在地域上简单的集中，技术溢出效应、规模效应以及结构效应尚未发挥作用，产业工业集聚与污染排放强度基于固定效应门限回归模型的再检验吴文洁1 王晓娟1何艳桃21（西安石油大学经济管理学院，西安 710065）2（宝鸡文理学院经济管理学院，宝鸡 721013）摘 要 为研究工业集聚对污染排放强度的影响，本文选取 2000 20

14、15 年全国 30 个省市（自治区）的面板数据，以工业集聚为门槛变量，利用固定效应门限回归模型，实证分析了不同工业集聚水平对污染排放强度的影响。结果发现：工业集聚对废水排放强度的影响存在显著门槛效应，在达到门槛值前，工业集聚很大程度降低了废水排放强度，在跨过门槛值后，这种作用会减弱。工业集聚与废气排放强度呈显著倒“U”型关系，在工业集聚水平小于门槛值时，工业集聚会加剧废气排放，大于门槛值后，工业集聚会降低废气排放强度。工业集聚会降低废物排放强度，但未出现显著门槛效应。关键词工业集聚 污染排放 门限回归 固定效应 规模效应 盲目扩张DOI：10.3969/j.issn.1004-910X.201

15、7.12.005中图分类号F062.2 文献标识码 A收稿日期：2017-07-04基金项目：国家社会科学基金项目“我国能源富集区域经济协调发展政策研究”（项目编号：12CJL067）。作者简介：吴文洁，硕士，西安石油大学经济管理学院教授，硕士生导师。研究方向：资源经济与产业经济。王晓娟，通讯作者，西安石油大学经济管理学院硕士研究生。研究方向：环境经济与产业经济。何艳桃，管理学博士，宝鸡文理学院经管学院副教授。研究方向：生态经济与农业可持续发展。 34 工业技术经济Journal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）201

16、7 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017工业技术经济Journal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017 35 的生产红利来自于政策扶持与富裕的资源，集聚区各企业为了巩固自身竞争优势，在生产过程中过度消耗能源，引起产能过剩与环境问题；（2）产业集聚会改善环境污染。一些学者认为产业集聚具有显著的环境正效应，具体的原因是：随着产业集聚水平的提高，集聚规模进一步扩大，规模效应首先将发挥正外部性作用，这带来的直接结

17、果是外企的进入，外企的进入会带来技术溢出效应与先进的环保理念，将在很大程度上改善环境污染。此外，随着集聚水平的提高，集聚区域内生产体系更加完善，专业化分工更加明确，生产要素能够在集聚区内充分流动，资源实现最优配置，生产效率显著提升，结构效应发挥作用，会对污染排放产生明显的抑制作用。其中一些具有代表性的研究有 Zeng 和 Zhao（2009）、Baomin 等（2012）、Berliant 等（2013）、李永刚和张鹏（2013）、师博和沈坤荣（2013）、杨仁发（2015）、许和连和邓玉萍（2016）6-12；（3）产业集聚对污染排放的影响不确定。尽管多数文献肯定了产业集聚存在环境外部性，但

18、究竟是正外部性还是负外部性尚未形成一致定论，其中具有代表性的研究有闫逢柱等（2011）、豆建民和张可（2015）、杨仁发（2015）、原毅军和谢荣辉（2015）13-16。学者们认为这种不确定性影响很大程度是由于产业集聚水平的不同，在产业集聚初期，集聚效应尚未显现，随着产业集聚水平提高，集聚效应引导规模效应、技术溢出效应和结构效应发挥作用，将会改善环境问题，也有研究表明产业集聚与污染排放之间存在“N”型关系（李伟娜，2010）17。从上述研究可以看出，产业集聚对污染排放强度的影响主要取决于环境正负外部性的大小，产业集聚环境外部效应的不确定导致了产业集聚与污染排放的关系较为复杂，现有研究归纳起来

19、可分为 3 种关系：产业集聚加剧、改善污染排放及对污染排放的影响不确定。其中，线性关系研究居多，非线性关系研究相对较少，且理论和实证研究不够深入，主要不足体现在两个方面：（1）指标选择。关于污染排放变量的选取，现有研究对污染排放的量化仅采用污染排放总量，由于污染治理设施建设、技术创新能力、环境管制强度等方面的差异，这种量化方式并不能真实刻画环境污染状况。另外，现有研究主要以某单一污染排放衡量污染程度，不能全面反映污染程度；（2）实证检验。在计量模型的建立上，以往研究大多侧重于线性关系，这忽略了一个潜在的事实，产业集聚与环境污染之间可能存在非线性关系。然而，即使认为存在非线性关系，有研究直接建立

20、有关变量的平方项或三次方项的计量模型，这种做法直接的缺陷是主观的确定了二者之间的关系，未对产业集聚与污染排放之间的非线性关系进行检验，缺乏一定的科学性。为弥补上述不足，本文选取 20002015年全国 30 个省市（自治区）的面板数据，分别采用工业三废排放强度与区位熵测度污染排放与工业集聚水平，并利用固定效应门限回归模型实证分析不同工业集聚水平下污染排放强度的变化。2 研究方法、变量选择与数据说明2.1 门限回归模型对于面板数据而言，Hensen18在 1999 年构建了固定效应门限回归模型，其基本形式如下：（1）其中， 为被解释变量， 为核心解释变量，约束条件中 为待估门槛值， 表示随机扰动

21、项，表示固定效应， 表示个体， 表示时间。在（1）式的基础上引入示性函数 ，如果括号中的表达式为真，则取值为 1，反之为 0。进一步将（1）式简化如下：（2）令 ， ，则（2）式可进一步简化如下：（3）为了估计参数 、门槛值 及置信区间，设定 ， ， ，其中 、 表示对第 个个体的时间求平均值，则得到模型的离差形式如下：（4）最后运用 OLS 得到待估系数 以及残差平方和最小时的待估门槛值 ，并运用 bootstrap 方法估计门槛值的统计显著性。为了说明不同工业集聚水平对污染排放强度的影响，本文采用上述分析方法，设定如下面板固定效应门限回归模型：（5）其中， 表示污染排放强度， 依次代表废水

22、、废气、废物排放强度，具体做法为：根据已有研究来看，关于污染排放大多采用排放总量表示，但由于各地区污染治理设施建设、技术创新能力等方面的差异，不同地区的污染程度并不具有可比性，鉴于使用排放总量表示污染排放所存不足，本文采用污染排放总量与地区生产总值的比重表示污染排放强度。 表示工业集聚水平，具体做法为：由于区位熵可以消除区域差异等外部因素的影响，能够真实的反映不同地区的工业集聚水平，区位熵的具体计算公式为：， 表示地区， 表示产业， 表示总产值，本文选用各地区工业总产值测算区位熵表示工业集聚水平。 表示影响污染排放强度的其他变量，主要包括技术进步、环境规制、产业结构、外商投资、能源消费强度，具

23、体设置见表 1。另外，需要说明的是，如果模型不存在门槛值，则设定固定效应模型：（6）如果模型存在单一门槛值，则设定单门限回归模型：（7）表 1 变量指标体系变量名称 变量单位 具体变量 变量代码 数据来源 选取依据废水排放强度 万吨 / 亿元 工业废水排放量与工业产值比重 iww中国环境统计年鉴wind 数据库章渊，等废气排放强度亿立方米/ 亿元工业废气排放量与工业产值比重 iwg中国环境统计年鉴wind 数据库韩楠，等废物排放强度 万吨 / 亿元 工业废物排放量与工业产值比重 iws中国环境统计年鉴wind 数据库胡涛，等工业集聚 区位熵 aggl 中国统计年鉴 杨仁发技术进步 亿元 / 万

24、人 R&D 经费支出与年末常住人口比重 prd中国统计年鉴中国科技统计年鉴原毅军，等环境规制 %环境污染治理投资总额占国内生产总值比例er 中国统计年鉴 余长林，等产业结构 % 第三产业产值占地区生产总值比例 is wind 数据库 曹慧丰，等外商投资 %外商直接投资总额占地区生产总值比例fdi 中国统计年鉴 许和连，等能源消费强度万吨标准煤/ 亿元能源消费占地区生产总值比例 es 中国统计年鉴 王姗姗，等2.2 描述性统计各变量描述性统计见表 2，平均值结果显示三废排放强度存在较大差异，其中废水排放强度高达 26.75 万吨 / 亿元，废气排放强度为 4.15 亿立方米 / 亿元，废物排放强

25、度仅有 2.291 万吨 / 亿元。此外，三废排放强度对应的标准差与最值可以看出样本数据的离散程度较大。工业集聚水平的平均值为 0.936，标准差为 0.182，表明不同地区不同年份间的工业集聚水平存在一定差异。 34 工业技术经济Journal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017工业技术经济Journal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No

26、.12（General, No.290）Dec.2017 35 的生产红利来自于政策扶持与富裕的资源，集聚区各企业为了巩固自身竞争优势，在生产过程中过度消耗能源，引起产能过剩与环境问题；（2）产业集聚会改善环境污染。一些学者认为产业集聚具有显著的环境正效应，具体的原因是：随着产业集聚水平的提高，集聚规模进一步扩大，规模效应首先将发挥正外部性作用，这带来的直接结果是外企的进入，外企的进入会带来技术溢出效应与先进的环保理念，将在很大程度上改善环境污染。此外，随着集聚水平的提高，集聚区域内生产体系更加完善，专业化分工更加明确，生产要素能够在集聚区内充分流动，资源实现最优配置，生产效率显著提升，结构效

27、应发挥作用，会对污染排放产生明显的抑制作用。其中一些具有代表性的研究有 Zeng 和 Zhao（2009）、Baomin 等（2012）、Berliant 等（2013）、李永刚和张鹏（2013）、师博和沈坤荣（2013）、杨仁发（2015）、许和连和邓玉萍（2016）6-12；（3）产业集聚对污染排放的影响不确定。尽管多数文献肯定了产业集聚存在环境外部性，但究竟是正外部性还是负外部性尚未形成一致定论，其中具有代表性的研究有闫逢柱等（2011）、豆建民和张可（2015）、杨仁发（2015）、原毅军和谢荣辉（2015）13-16。学者们认为这种不确定性影响很大程度是由于产业集聚水平的不同，在产业

28、集聚初期，集聚效应尚未显现，随着产业集聚水平提高，集聚效应引导规模效应、技术溢出效应和结构效应发挥作用，将会改善环境问题，也有研究表明产业集聚与污染排放之间存在“N”型关系（李伟娜，2010）17。从上述研究可以看出，产业集聚对污染排放强度的影响主要取决于环境正负外部性的大小，产业集聚环境外部效应的不确定导致了产业集聚与污染排放的关系较为复杂，现有研究归纳起来可分为 3 种关系：产业集聚加剧、改善污染排放及对污染排放的影响不确定。其中，线性关系研究居多，非线性关系研究相对较少，且理论和实证研究不够深入，主要不足体现在两个方面：（1）指标选择。关于污染排放变量的选取，现有研究对污染排放的量化仅采

29、用污染排放总量，由于污染治理设施建设、技术创新能力、环境管制强度等方面的差异，这种量化方式并不能真实刻画环境污染状况。另外，现有研究主要以某单一污染排放衡量污染程度，不能全面反映污染程度；（2）实证检验。在计量模型的建立上，以往研究大多侧重于线性关系，这忽略了一个潜在的事实，产业集聚与环境污染之间可能存在非线性关系。然而，即使认为存在非线性关系，有研究直接建立有关变量的平方项或三次方项的计量模型，这种做法直接的缺陷是主观的确定了二者之间的关系，未对产业集聚与污染排放之间的非线性关系进行检验，缺乏一定的科学性。为弥补上述不足，本文选取 20002015年全国 30 个省市（自治区）的面板数据，分

30、别采用工业三废排放强度与区位熵测度污染排放与工业集聚水平，并利用固定效应门限回归模型实证分析不同工业集聚水平下污染排放强度的变化。2 研究方法、变量选择与数据说明2.1 门限回归模型对于面板数据而言，Hensen18在 1999 年构建了固定效应门限回归模型，其基本形式如下：（1）其中， 为被解释变量， 为核心解释变量，约束条件中 为待估门槛值， 表示随机扰动项，表示固定效应， 表示个体， 表示时间。在（1）式的基础上引入示性函数 ，如果括号中的表达式为真，则取值为 1，反之为 0。进一步将（1）式简化如下：（2）令 ， ，则（2）式可进一步简化如下：（3）为了估计参数 、门槛值 及置信区间，

31、设定 ， ， ，其中 、 表示对第 个个体的时间求平均值，则得到模型的离差形式如下：（4）最后运用 OLS 得到待估系数 以及残差平方和最小时的待估门槛值 ，并运用 bootstrap 方法估计门槛值的统计显著性。为了说明不同工业集聚水平对污染排放强度的影响，本文采用上述分析方法，设定如下面板固定效应门限回归模型：（5）其中， 表示污染排放强度， 依次代表废水、废气、废物排放强度，具体做法为：根据已有研究来看，关于污染排放大多采用排放总量表示，但由于各地区污染治理设施建设、技术创新能力等方面的差异，不同地区的污染程度并不具有可比性，鉴于使用排放总量表示污染排放所存不足，本文采用污染排放总量与地

32、区生产总值的比重表示污染排放强度。 表示工业集聚水平，具体做法为：由于区位熵可以消除区域差异等外部因素的影响，能够真实的反映不同地区的工业集聚水平，区位熵的具体计算公式为：， 表示地区， 表示产业， 表示总产值，本文选用各地区工业总产值测算区位熵表示工业集聚水平。 表示影响污染排放强度的其他变量，主要包括技术进步、环境规制、产业结构、外商投资、能源消费强度，具体设置见表 1。另外，需要说明的是，如果模型不存在门槛值，则设定固定效应模型：（6）如果模型存在单一门槛值，则设定单门限回归模型：（7）表 1 变量指标体系变量名称 变量单位 具体变量 变量代码 数据来源 选取依据废水排放强度 万吨 /

33、亿元 工业废水排放量与工业产值比重 iww中国环境统计年鉴wind 数据库章渊，等废气排放强度亿立方米/ 亿元工业废气排放量与工业产值比重 iwg中国环境统计年鉴wind 数据库韩楠，等废物排放强度 万吨 / 亿元 工业废物排放量与工业产值比重 iws中国环境统计年鉴wind 数据库胡涛，等工业集聚 区位熵 aggl 中国统计年鉴 杨仁发技术进步 亿元 / 万人 R&D 经费支出与年末常住人口比重 prd中国统计年鉴中国科技统计年鉴原毅军，等环境规制 %环境污染治理投资总额占国内生产总值比例er 中国统计年鉴 余长林，等产业结构 % 第三产业产值占地区生产总值比例 is wind 数据库 曹慧

34、丰，等外商投资 %外商直接投资总额占地区生产总值比例fdi 中国统计年鉴 许和连，等能源消费强度万吨标准煤/ 亿元能源消费占地区生产总值比例 es 中国统计年鉴 王姗姗，等2.2 描述性统计各变量描述性统计见表 2，平均值结果显示三废排放强度存在较大差异，其中废水排放强度高达 26.75 万吨 / 亿元，废气排放强度为 4.15 亿立方米 / 亿元，废物排放强度仅有 2.291 万吨 / 亿元。此外，三废排放强度对应的标准差与最值可以看出样本数据的离散程度较大。工业集聚水平的平均值为 0.936，标准差为 0.182，表明不同地区不同年份间的工业集聚水平存在一定差异。 36 工业技术经济Jou

35、rnal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017工业技术经济Journal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017 37 表 2 各变量描述性统计变量名称 样本数 平均值 标准差 最小值 最大值iww 480 26.75 25.23 2.419 146.6iwg 480 4.150 2.721

36、0.953 25.39iws 480 2.291 2.166 0.191 17.19aggl 480 0.936 0.182 0.342 1.270prd 480 0.048 0.083 0.001 0.638er 480 1.288 0.659 0.380 4.240is 480 0.414 0.079 0.283 0.797fdi 480 2.684 2.304 0.068 14.65es 480 1.324 0.768 0.298 4.5243 实证结果与分析3.1 平稳性检验对于门限回归模型而言，一般要求门槛变量为平稳变量，因此对门槛变量进行单位根检验是必要的。本文采用费雪式检验门槛变

37、量的平稳性，其基本思路与 IPS 检验相似，分别对每个个体进行单位根检验，得到 n 个检验统计量与对应的 P值，并依据“逆卡方变换”、 “逆正太变换”、“逆逻辑变换”、“修正逆卡方变换”4 种方法将P值综合成费雪式统计量，据此判断门槛变量的平稳性。具体检验结果见表 3，4 种检验的 P 值均远小于 0.01，4 个统计量均强烈拒绝面板单位存在单位根的原假设，表明工业集聚变量为平稳变量。所有检验及估计结果均由计量软件 Stata14.0完成。表 3 工业集聚（aggl）平稳性检验假设 检验方法 统计量 P值 检验结果H0：面板单位存在单位根H1：面板单位为平稳序列逆卡方变换 103.8 0.00

38、04 平稳逆正太变换 -3.537 0.0002 平稳逆逻辑变换 -3.472 0.0003 平稳修正逆卡方变换 3.997 0.0000 平稳3.2 门槛效应检验为了讨论不同工业集聚水平对污染排放强度的影响，本文设定工业集聚水平为门槛变量，并对门槛效应进行检验，检验结果见表 4。结果显示工业集聚对废水排放强度存在显著的单一门槛效应，相应的 F 统计量和 P 值分别为 38.01与 0.0000，进一步得到门槛估计值为 1.0549，95% 的置信区间为 1.0541，1.0554，说明工业集聚与废水排放强度存在显著非线性关系。同样的，对废气排放强度而言存在显著的单一门槛效应，相应的 F 统计

39、量和 P 值分别为 15.69 与0.0000，进一步得到门槛估计值为 0.8623，95%的置信区间为 0.8598，0.8645，说明工业集聚与废气排放强度存在显著非线性关系。但就废物排放强度而言，没有通过单一门槛检验，故认为工业集聚与废物排放强度存在线性关系。为更好地理解门槛值的估计及置信区间的构造过程，借助似然比函数图构造门槛参数的趋势图，如图 12，其中 A 为 7.35，LR 表示似然统计值，当 LR（ ）为 0 时，废水和废气的门槛值分别为 =1.0549 和 =0.8623，虚线以下表示的 95% 的置信区间。表 4 门槛效应检验项目 F 统计值 P值 BS 次数 1% 临界值

40、 5% 临界值 10% 临界值 门槛估计值 95% 置信区间废水单一门槛 38.01 0.0000 300 37.9939 37.9939 23.2909 1.0549 1.0541，1.0554双重门槛 22.10 0.1000 300 28.9767 28.9767 18.6755 - -三重门槛 19.32 0.4000 300 42.0646 42.0646 30.9884 - -废气单一门槛 15.69 0.0000 300 14.4849 14.4849 11.4819 0.8623 0.8598，0.8645双重门槛 21.80 0.2000 300 22.6766 22.676

41、6 22.4217 - -三重门槛 13.18 0.4000 300 20.3127 20.3127 16.7414 - -废物单一门槛 7.29 0.6000 300 32.3911 32.3911 17.6360 - -双重门槛 16.42 0.2000 300 27.3110 27.3110 17.3473 - -三重门槛 6.18 0.7000 300 21.5686 21.5686 20.1207 - -3.3 省际工业集聚水平对比由表 4 门槛效应检验结果可知，废水与废气排放强度对应的工业集聚水平的单门槛值分别为1.0549 与 0.8623，将全国 30 个省市（自治区）按照不同

42、门槛区间进行归纳分组，具体见表 5。表中把工业集聚水平分为 3 个区间：（1）工业集聚水平高于 1.0549，全国共有 11 个省处于第一区间，其中吉林、内蒙古、河南位于工业集聚水平的前 3 位；（2）工业集聚水平介于 0.8623图 1 废水排放强度单一门槛模型置信区间与 1.0549 之间，全国共有 11 个省处于第 2 区间，其中浙江、江苏、辽宁、湖北的工业集聚水平均大于1 ；（3）工业集聚水平低于0.8623为第3区间，全国共有 8 个省处于第 3 区间，其中工业集聚水平较低的北京和海南均低于 0.5. 总体观察发现，全国共有 15 个省的工业集聚水平高于 1，22 个省的工业集聚水平

43、高于最低门槛值 0.8623，水平最高的吉林和海南相差 0.7961. 说明全国各地区的工业集聚水平存在较大差异。图 2 废气排放强度单一门槛模型置信区间表 5 2015 年全国各省工业集聚水平及排名aggl1.0549 工业集聚水平 排序 0.86231.0549 工业集聚水平 排序 0.8623aggl1.0549 工业集聚水平 排序 aggl0.8623 工业集聚水平 排序吉林 1.1404 1 浙江 1.0535 12 贵州 0.8284 23内蒙古 1.1389 2 江苏 1.0477 13 新疆 0.7712 24河南 1.1221 3 辽宁 1.0316 14 上海 0.7481

44、 25河北 1.1116 4 湖北 1.0241 15 云南 0.7415 26天津 1.1079 5 湖南 0.9938 16 黑龙江 0.7052 27安徽 1.1048 6 广西 0.9932 17 甘肃 0.6871 28福建 1.0929 7 青海 0.9704 18 北京 0.4231 29广东 1.0905 8 四川 0.9639 19 海南 0.3443 30江西 1.0855 9 重庆 0.9278 20山东 1.0792 10 山西 0.8961 21陕西 1.0694 11 宁夏 0.8829 22 38 工业技术经济Journal of Industrial Techn

45、ologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017工业技术经济Journal of Industrial Technologyical Economics第 12 期（总第 290 期）2017 年 12 月No.12（General, No.290）Dec.2017 39 3.4 门槛模型估计根据门槛效应检验结果可知，工业集聚对废水和废气排放强度的影响存在显著单一门槛效应，对废物排放强度的影响不存在明显门槛效应，因此，估计工业集聚对废水和废气排放程度的影响系数时采用单门限回归模型，废物排放强

46、度则采用固定效应模型。第 2 列为工业集聚对废水排放强度影响的门槛估计结果，从估计结果来看，工业集聚对废水排放强度的影响存在显著的门槛效应。当工业集聚水平低于 1.0549 时，工业集聚可以很大程度降低废水排放强度，具体系数为 -111.7，且通过了 1% 的显著性水平检验。而在工业集聚水平高于 1.0549 时，这种影响的程度在减弱，估计系数变为 -51.58，在 1% 的显著性水平下显著。本文认为，工业集聚达到一定水平时会出现集聚正效应，即工业集聚与废水排放强度存在显著负相关关系：（1）随着工业集聚水平提高，市场规模会明显扩大，会带来规模效应，这种规模效应将会反哺环境，将在一定程度上降低废

47、水排放强度；（2）一定程度的工业集聚会带来技术溢出效应，技术扩散不仅可以提高全要素生产率更会很大程度降低废水排放强度。为什么随着工业集聚水平的提高，这种影响程度会减弱？作者认为，这种集聚效应在集聚水平不断提升时反而降低的主要原因是，工业集聚的边际效应呈现出递减规律，这种结果正好符合边际理论，工业集聚的边际效应为 0 时，将是工业集聚的最优边界。第 3 列是工业集聚对废气排放强度影响的门槛估计结果，结果显示在门槛值的两侧，工业集聚对废气排放强度的影响会产生质变。当工业集聚水平未越过门槛值 0.8623 前，工业集聚会加剧废气排放，此时的估计系数为 4.792，当工业集聚水平高于 0.8623 时

48、，会在一定程度降低废气排放强度，此时的估计系数变为 -2.551，这种倒“U”型关系在 5% 的显著性水平下显著，该结论也与以往研究结论大多一致。具体解释为，工业集聚低于一定水平时，尚未产生明显集聚效应，而工业集聚区域大多位于开放区，由于开放区的政策红利引诱，此时工业集聚主要表现为污染排放的集中，但随着集聚达到一定水平后，规模效应与技术溢出效应将充分发挥作用，会显著降低废气排放程度。第 4 列为工业集聚对废物排放强度影响的线性固定效应估计结果，不同的是，工业集聚与废物排放强度并不存在显著非线性关系，估计结果表明工业集聚水平提高会降低废物排放强度，估计系数为-1.783，通过了10%的显著性水平检验。本文认为废物排放强度降低主要是由于技术溢出效应的作用，基于投入产出角度考虑，废物主要是由于资源未充分利用产生的，随着技术在集聚区域的扩散，会直接引起全要素能源利用效率的提升，各种资源将在一定技术水平下被充分利用，因此，随着工业集聚水平提高废物排放强度将会降低。在控制变量中，外商直接投资对废物排放强度的回归系数显著为负，表明外商直接投资的增加会降低废物排放强度。技术进步与三废排放强度显著负