環(huán)境庫茲涅茨曲線空間計量經(jīng)濟學方法

1、環(huán)境庫茲涅茨曲線：空間計量經(jīng)濟學方法摘要環(huán)境庫茲涅茨曲線是經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間呈倒U型關(guān)系的曲線,即隨著經(jīng)濟增長,環(huán)境質(zhì)量先惡化,當經(jīng)濟發(fā)展到一定程度,環(huán)境質(zhì)量又會逐漸改善。本文運用空間計量經(jīng)濟學的方法研究了環(huán)境污染與人均收入的關(guān)系。實證結(jié)果顯示：污染物排放具有空間溢出作用，考慮空間因素的作用后，該曲線轉(zhuǎn)折點對應的人均收入降低；跨境污染輸出在我國表現(xiàn)不明顯。關(guān)鍵詞 環(huán)境庫茲涅茨曲線；空間計量經(jīng)濟學；環(huán)境污染；經(jīng)濟增長一、 引言20世紀90年代初Grossman和Kureger提出了環(huán)境Kuznets 曲線（Environment Kuznets Curve ,EKC) 的假設。該假設試圖說明

2、如果沒有一定的環(huán)境政策干預,一個國家的整體環(huán)境質(zhì)量或污染水平是隨著經(jīng)濟增長和經(jīng)濟實力的積累呈先惡化后改善的趨勢。之后國外涌現(xiàn)出大量關(guān)于EKC的實證研究,這些研究把包含二氧化硫、二氧化碳、氮化物等在內(nèi)這些污染排放物與人均收入、人均收入的平方項及時間趨勢進行回歸，得出了不同的結(jié)果。有關(guān)這方面研究的文獻綜述可見 Dinda（2004）, Stern（2004）等。對中國環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟增長關(guān)系、環(huán)境庫茲涅茨曲線進行研究的國內(nèi)學者有趙細康（2005）、彭水軍（2006）、馬樹才（2006）和于峰（2006）等人。以上這些文獻或用截面數(shù)據(jù)或用時間序列數(shù)據(jù)，更多學者運用了面板數(shù)據(jù)對環(huán)境-收入之間的關(guān)系進行了

3、探索，得出了很多有意義的結(jié)論。但是他們都假定本地的污染排放與相鄰地區(qū)的排放沒有關(guān)系，沒有把空間因素納入到環(huán)境庫茲涅茨曲線分析框架中。根據(jù)地理學第一定律“在地球上,任何事務都和其它事務有關(guān)系,但是距離近的比距離遠的關(guān)系更大”,各地區(qū)間的環(huán)境污染差異必定與它們的地理位置和空間關(guān)系有關(guān),相鄰地區(qū)的環(huán)境污染之間應該有較強的相互影響。近年來，新經(jīng)濟地理理論的不斷發(fā)展與完善為區(qū)域經(jīng)濟學研究提供了一個嶄新的分析思路，在我們收集的文獻中，有四篇文章用空間計量經(jīng)濟學的方法研究了環(huán)境Kuznets曲線，如Murdoch（1997）、Stern（2000）和Maddison（2006）對歐洲國家的研究，Anil（2

4、004）對美國各縣的研究。解釋這種空間聯(lián)系存在的原因也不盡相同。Rothman（1998）認為EKC的形狀與發(fā)達地區(qū)向落后地區(qū)輸出污染的數(shù)量有關(guān)，即與高收入的地區(qū)相鄰會使得本地的污染增加。 Markusen（1995）則認為政府為吸引資本和貿(mào)易原因而戰(zhàn)略性地制定環(huán)境標準，環(huán)境政策依據(jù)相鄰地區(qū)的環(huán)境政策改變而改變，當環(huán)境政策的效應不確定時，官僚就往往依據(jù)相鄰地區(qū)的環(huán)境標準評定本地的環(huán)境政策，以此來減少決策成本并使自己的行動合法，這種相互間的“模仿”行動導致大致相同的環(huán)境標準，產(chǎn)生所謂的環(huán)境政策的空間“溢出”。Fredriksson（2002）對美國各州環(huán)境政策戰(zhàn)略行動研究的結(jié)論某個州的環(huán)境標準受

5、相鄰州的影響為這種“溢出”作用提供了支持。本文運用空間計量經(jīng)濟學方法研究我國的環(huán)境庫茲涅茨曲線。把人均污染排放和人均收入用空間加權(quán)方法進行回歸的結(jié)果表明，應該把空間的潛在聯(lián)系納入EKC假設框架中。接下來的部分安排如下，第二部分，空間計量經(jīng)濟學模型，第三部分，數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計，第四部分，實證分析，最后是結(jié)論。二、空間計量經(jīng)濟模型本文運用Anselin (1988)發(fā)展的空間計量模型驗證區(qū)域i的環(huán)境污染是否和區(qū)域j的環(huán)境污染有關(guān)聯(lián)。空間自相關(guān)提供了空間模式的性質(zhì)和程度，正的空間自相關(guān)說明相鄰地區(qū)比不相鄰地區(qū)行為更相像，負的空間自相關(guān)說明相鄰地區(qū)比不相鄰地區(qū)行為差異更大。利用GeoDa0.95軟

6、件,借助空間自相關(guān)分析對環(huán)境庫茲涅茨曲線的特點做出更精確的描繪和分析。地理信息系統(tǒng)（GIS）作為一種交互式的、可視化的決策支持工具而廣泛應用,本文用此軟件表達模型分析結(jié)果。(一)空間自相關(guān)空間自相關(guān)是一種空間統(tǒng)計方法,可以揭示出環(huán)境庫茲涅茨曲線的空間分布特征和區(qū)域間的相互作用。空間自相關(guān)的全域指標用于驗證整個研究區(qū)域的空間模式,Moran系數(shù)是常用的全域空間相關(guān)性指標，其定義為：Moran I= （1）其中，,代表第i地區(qū)的觀測值，為二進制的鄰接空間權(quán)值矩陣，表示其中的任一元素，采用鄰接標準或距離標準，其目的是定義空間對象的相互鄰接關(guān)系，便于把地理信息系統(tǒng)（GIS）數(shù)據(jù)庫中的有關(guān)屬性放到所研究

7、的地理空間上來對比。一般相鄰標準的為：1，當區(qū)域i和區(qū)域j相鄰；0，當區(qū)域i和區(qū)域j不相鄰。 Moran 指數(shù)在( - 1 ,1) 之間,大于0 表示各地區(qū)間為空間正相關(guān),數(shù)值較大,正相關(guān)的程度越強;小于0 表明空間負相關(guān);等于0 表示各地區(qū)之間無關(guān)聯(lián)。（二）空間自回歸空間自相關(guān)檢驗只是計算環(huán)境污染是否存在空間自相關(guān)，但是當研究對象存在空間自相關(guān)時，并沒有說明這種自相關(guān)的形式。Anselin (1988)指出有兩種方法研究空間自相關(guān)：或者引入內(nèi)生變量或者引入剩余項。如基本線性回歸模型： （2）其中，y代表各個地區(qū)的污染排放（N=30），X代表含有M個解釋變量的N×M大小的矩陣。該模型

8、沒有考慮空間因素，如果地方政府效率存在空間關(guān)系，式（2）就不是正確的模型。第一種解決辦法就是引入加權(quán)的內(nèi)生變量。即空間滯后模型（SLM）， （3）W 是N ×N 階的空間權(quán)重矩陣,滯后變量的引入說明相鄰地區(qū)污染排放對本地污染排放的影響，代表了空間模型的影響“方向”。如果該模型設定正確，就表明污染排放存在著水平作用，各地的污染排放有相互作用。并且，如果>0，表示污染排放是競爭性的，相鄰政府在污染排放方面存在著“模仿”行為。如果<0，污染排放行為是相互替代的。第二種方法是應用空間誤差模型（SEM），該模型假定地區(qū)間的相互關(guān)系通過外生的沖擊發(fā)生作用。對于空間誤差模型，由于對式（

9、2）誤差項的設定不同又有兩種不同的基本表達方式，模型形式如下： 空間誤差自相關(guān)模型 （4）空間誤差移動平均模型 （5）對于上述兩種模型的估計如果仍采用最小二乘法估計出現(xiàn)這種問題的原因可能有兩個: 一是遺漏了重要的變量; 二是模型設定有問題。,系數(shù)估計值會有偏或者無效,需要通過工具變量法( IV) 、極大似然法(ML) 或廣義最小二乘估計等其他方法來進行估計。Anselin 和Rey（2004）提出區(qū)分模型的檢驗方法空間滯后和空間誤差模型的拉格朗日乘子(Lagrange multiplier ,LM) 檢驗及其穩(wěn)健性(Robust) 形式。用此方法可以區(qū)別出究竟是何種空間自回歸形式,LMLAG檢

10、驗空間自回歸滯后變量模型、LMERR 檢驗空間自相關(guān)誤差模型;R-LMLAG和R-LMERR 是對拉格朗日乘子的穩(wěn)定性檢驗補充。如果在空間依賴型的檢驗中發(fā)現(xiàn)LMLAG比LMERR 在統(tǒng)計上更加顯著,并且R-LMLAG顯著而R-LMERR 不顯著,則可以斷定空間滯后模型是恰當?shù)目臻g自回歸表達形式。相反,如果LMERR 比LMLAG 在統(tǒng)計上更加顯著, 且R-LMERR 顯著而R-LMLAG不顯著,則可以斷定空間誤差是合適的空間自回歸模型。三、樣本數(shù)據(jù)和變量選擇選取除海南(無法定義空間鄰居)外的30個省1997、2000和2004年3年的數(shù)據(jù)作為樣本。反映經(jīng)濟增長的指標用人均GDP表示。環(huán)境質(zhì)量可

11、以從多個維度進行度量,環(huán)境質(zhì)量的每一個方面都會以不同方式對經(jīng)濟增長做出反應。但由于數(shù)據(jù)可得性的限制,反映環(huán)境污染程度的指標本文用人均工業(yè)廢水排放量、人均工業(yè)廢氣排放量和人均工業(yè)廢物排放量三個指標來衡量,即通常所說的“三廢”指標。數(shù)據(jù)主要來源于歷年的中國統(tǒng)計年鑒。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。表1 經(jīng)濟增長和環(huán)境污染的描述性指標變量年份平均值標準差最小值最大值人均工業(yè)廢水排放（噸）199716.6110.977.566.26200015.378.323.8443.28200416.129.156.6235.46人均工業(yè)廢氣排放（千立方米）199711.047.20.432.12200012.427.

12、240.5734.38200420.5912.990.5856.7人均工業(yè)廢物排放（噸）19970.590.360.041.6420000.690.440.062.3320040.970.650.053.05人均GDP（萬元）19970.680.480.222.5720000.860.660.273.4520041.421.070.425.53從表1的描述性統(tǒng)計指標來看，人均GDP在快速增長，而“三廢”的人均排放量的平均值均沒有下降的趨勢，環(huán)境庫茲涅茨曲線的拐點還沒出現(xiàn)。根據(jù)式（1），可以計算出我國省際層面經(jīng)濟增長和環(huán)境污染的空間自相關(guān)Moran指數(shù)（見表2）。表2 空間自相關(guān)檢驗Moran指

13、數(shù)變量 Moran199720002004人均工業(yè)廢水排放0.1709（p=0.017)0.3379(p=0.004)0.3868(p=0.004)人均工業(yè)廢氣排放0.3167(p=0.007)0.2745(p=0.007)0.2841(p=0.011)人均工業(yè)廢物排放0.3279(p=0.002)0.1277(p=0.073)0.2648(p=0.011)人均GDP0.3549(p=0.002)0.3480(p=0.004)0.3885(p=0.002)表2 中Moran 的檢驗均通過5顯著水平的檢驗,表明環(huán)境污染和經(jīng)濟增長在空間分布上具有明顯的正自相關(guān)關(guān)系和空間依賴性。污染較高的地區(qū)和污染

14、較高的地區(qū)相靠近，污染較低的地區(qū)和污染較低的地區(qū)相鄰。環(huán)境污染存在空間相關(guān)性，即環(huán)境污染存在明顯的空間集聚。人均工業(yè)廢水排放Moran 系數(shù)逐年遞增，反映了該指標空間相關(guān)性逐年加強，人均工業(yè)廢氣排放和人均工業(yè)廢物排放Moran 系數(shù)在樣本期內(nèi)，先下降爾后也出現(xiàn)上升態(tài)勢。環(huán)境污染存在空間自相關(guān)的結(jié)論證明,對環(huán)境庫茲涅茨曲線進行研究時,不能忽視空間因素,應該在經(jīng)濟模型中引入地理空間變量和納入空間效應的影響,而普通的計量模型已不再適用,空間計量的應用成為必然。四、實證分析本文采用二次多項式簡化模型來進行分析，采用2004年的各地人均收入和環(huán)境污染指標進行橫截面分析。 （6）其中（i=1，2，3）分別

15、代表人均工業(yè)廢水排放、人均工業(yè)廢氣排放和人均工業(yè)廢物排放，、分別代表人均GDP和人均GDP的平方。首先進行普通最小二乘(OLS) 法的估計，結(jié)果見表3。表3 OLS估計結(jié)果變量人均工業(yè)廢水排放人均工業(yè)廢氣排放人均工業(yè)廢物排放系數(shù)標準差p值系數(shù)標準差p值系數(shù)標準差p值constant -0.1554.1620.97112.276.9550.0891.0660.3990.013gdp 16.3544.4680.0015.8857.4670.437-0.090.4280.827gdpsq-2.0920.7780.0120.0311.30.9810.0120.0740.8720.44780.2350.

16、002F10.94904.1410.0270.0390.961空間依賴性檢驗MI/ DF統(tǒng)計值p值MI/ DF統(tǒng)計值p值MI/ DF統(tǒng)計值p值Moran 指數(shù)誤差0.22482.430.0150.2582.7230.0060.2812.9240.003LMLAG13.1990.07413.5340.0614.6630.031R-LMLAG10.2450.6210.1350.71412.0680.15LMERR13.1340.07714.1210.04214.8780.027R-LMERR10.1810.67110.7220.39512.2830.131表3表明，人均工業(yè)廢氣排放、人均工業(yè)廢物排

17、放對應的人均GDP和人均GDP平方項的系數(shù)均沒有通過統(tǒng)計檢驗，說明人均工業(yè)廢氣排放、人均工業(yè)廢物排放和人均GDP之間不存在所謂的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，這兩種污染物不會隨著經(jīng)濟的發(fā)展而自動地得以解決。人均工業(yè)廢水排放和人均GDP之間符合環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線關(guān)系。由式(6)可進一步計算出工業(yè)廢水排放收入倒U型曲線的轉(zhuǎn)折點位于人均GDP為39086元的臨界值處。只有當人均GDP超過39086元的臨界水平時,工業(yè)廢水排放量才開始出現(xiàn)下降趨勢,即隨著人均GDP的進一步上升工業(yè)廢水排放量將減少。然而對于人均GDP低于39086元臨界水平的地區(qū)而言,工業(yè)廢水排放量和人均GDP間具有上升趨勢,即隨著人均GD

18、P進一步上升工業(yè)廢水排放量將同時增加。通過將我國各地區(qū)人均GDP水平與39086元/人的臨界值相比較,可以對我國區(qū)域環(huán)境收入關(guān)系進行判斷。2004年只有上海的人均GDP（55307元）超過臨界值，是唯一位于EKC右半段的地區(qū)。其他省份的環(huán)境收入關(guān)系都位于EKC的左半段。北京人均GDP(37058元)與臨界點較為接近，但仍位于EKC左半段，隨著人均GDP的上升,北京也與其他地區(qū)一樣，工業(yè)廢水排放量將相應地增加。表3人均工業(yè)廢水排放的Moran 指數(shù)誤差檢驗表明，經(jīng)典回歸誤差的空間依賴性(相關(guān)性) 非常明顯(顯著性水平為1.5 %) 。同時為了區(qū)分是內(nèi)生的空間滯后還是空間誤差自相關(guān), 根據(jù)前面介紹

19、的判別準則, 表1 中的拉格朗日乘子誤差和滯后及其穩(wěn)健性檢驗表明, LMERR通過了7.7 %水平的顯著性檢驗, LMLAG通過了7.7%水平的顯著性檢驗，相對而言, SLM 模型相對更好一些。當然, 這種判斷不是特別嚴格,為此我們同時給出了人均工業(yè)廢水排放SLM 和SEM 的估計結(jié)果見表4 。比較表4和表3的檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn), 空間滯后模型和空間誤差模型的擬合優(yōu)度檢驗值均高于OLS 模型,比較對數(shù)似然函數(shù)值LogL和極大似然比率LR,SLM略優(yōu)于SEM。由此可見, 基于OLS 法的經(jīng)典線性回歸模型由于遺漏了空間滯后自相關(guān)設定的模型不夠恰當。這也驗證了這樣的觀點: 省域之間的環(huán)境污染都不可能沒有關(guān)

20、系。以往的研究大多假定地區(qū)之間相互獨立, 導致了基于OLS 法估計結(jié)果及推論可能不夠可靠, 再次說明需要通過引入空間差異性和空間依賴性對經(jīng)典的線性模型進行修正。表4 人均工業(yè)廢水排放空間計量結(jié)果SLMSEM系數(shù) 標準差p系數(shù) 標準差pconstant-4.29823.99430.28190.09364.39430.983gdp15.13454.1160.000216.5964.12060gdpsq-2.15990.69290.0018-2.2730.659500.38710.18610.03750.43190.20190.032統(tǒng)計檢驗DF統(tǒng)計值pDF統(tǒng)計值p0.5220.526LogL-97

21、.96-98LR13.25120.071313.16210.075AIC203.91202SC209.52206.21表4中的>0，表示污染排放是競爭性的，相鄰地區(qū)的人均工業(yè)廢水排放越多，本地的人均工業(yè)廢水排放也越多，說明相鄰地方政府在污染排放方面存在著“模仿”行為，抑或是相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生活方式的地理擴散效應所致。由SLM模型可以計算出工業(yè)廢水排放收入倒U型曲線的轉(zhuǎn)折點位于人均GDP為35035元的臨界值處。在空間因素的糾正下，臨界值比普通最小二乘法計算出的臨界值降低。2004年上海的人均GDP（55307元）和北京的人均GDP(37058元)超過臨界值，這兩個省份是位于EKC右半段

22、的地區(qū)，天津的人均GDP(31550元)與臨界點較為接近但仍與其他絕大多數(shù)地區(qū)一樣位于EKC左半段。為驗證是否存在著污染輸出問題，在式（6）的右邊添加兩個變量：用空間加權(quán)矩陣生成的人均GDP（以gdpweight表示）和人均外商直接投資額（以fdi表示）。如果相鄰省份存在污染輸出的假設是正確的，則與高收入的地區(qū)相鄰會使得本地的污染增加，即gdpweight的符號應該為正。FDI對環(huán)境的影響可分為正反兩個方面：其正的方面包括FDI為發(fā)展中國家提供了采用新技術(shù)的動機和機遇，促使他們實現(xiàn)清潔或綠色生產(chǎn)為，F(xiàn)DI的進入提高了發(fā)展中國家的收入水平,隨著實際收入的提高,人們希望生活在更潔凈的環(huán)境中,促使該

23、國加強環(huán)境規(guī)制力度，環(huán)境保護與FDI之間存在著一種雙贏關(guān)系。另一種觀點則認為，發(fā)達國家環(huán)境規(guī)制會加大企業(yè)的生產(chǎn)成本，促進污染型產(chǎn)業(yè)或企業(yè)向環(huán)境標準較低的欠發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)移，使之成為“污染天堂”(Pollution Heaven)。而欠發(fā)達地區(qū)為保持競爭優(yōu)勢，將競相降低環(huán)境標準，最終使環(huán)境質(zhì)量下降。所以，F(xiàn)DI對環(huán)境的影響具有不確定性，需要通過實證來檢驗。同以上的空間計量過程相同，污染轉(zhuǎn)移對“三廢”影響的具體的計量結(jié)果見表5。表5 污染轉(zhuǎn)移回歸結(jié)果變量工業(yè)廢水排放(SLM)工業(yè)廢氣排放(SLM)工業(yè)廢物排放(SLM)系數(shù)標準差p值系數(shù)標準差p值系數(shù)標準差p值constant -1.3354.3660

24、.769.0867.580.2310.6910.4380.114gdp 11.1645.5090.0435.7619.40.54-0.390.5210.455gdpsq-2.5570.7890.001-0.081.3480.9550.0660.0750.374gdpweight0.5613.350.867-4.255.5390.4430.1350.3030.656fdi3.94872.7850.1560.8944.7590.851-0.05-0.180.8550.33730.2020.0950.40.2070.0540.480.1910.0120.5470.3440.2001LogL-97.0

25、089-113.285-26.8118LR2.3123.3254.1822表5的結(jié)果顯示，不論是國內(nèi)相鄰省份之間的污染轉(zhuǎn)移還是所謂的跨國污染轉(zhuǎn)移都不顯著。gdpweight的系數(shù)在三種污染物排放中均沒有通過統(tǒng)計檢驗，說明相鄰省份之間不存在污染轉(zhuǎn)移。目前，我國的環(huán)境標準分為國家和地方兩級，國家標準具有普適性。而根據(jù)環(huán)境保護法和環(huán)境保護標準管理辦法的規(guī)定，省級人民政府對國家環(huán)境質(zhì)量標準和國家排放標準中未作規(guī)定的項目，可以制定地方環(huán)境質(zhì)量標準和地方污染物排放標準；對國家污染物排放標準中已作規(guī)定的項目，可以制定嚴于國家排放標準的地方排放標準。近年來，隨著各級政府對環(huán)境問題的日益重視，執(zhí)行嚴于國家標準的

26、地方標準的省份在逐步增加，所以，相鄰省份的污染轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)出不顯著的特征。FDI的系數(shù)也都沒有通過統(tǒng)計檢驗，F(xiàn)DI對環(huán)境的影響不顯著的原因可能是他的正反兩方面的影響相抵所致。因為本文的重點在于分析地理因素在環(huán)境庫茲涅茨曲線中的作用，所以沒有考慮可能影響該曲線位置的其他非地理因素，如政府環(huán)境規(guī)制的強度、工業(yè)化進程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變、城市化進程、人口密度和教育水平等等因素。五、結(jié)論本文用空間計量經(jīng)濟學的方法研究了中國的環(huán)境庫茲涅茨曲線，檢驗相鄰地區(qū)的人均“三廢”排放是否對本地環(huán)境存在影響。結(jié)果顯示：環(huán)境污染存在明顯的空間集聚，污染較高的地區(qū)和污染較高的地區(qū)相靠近，污染較低的地區(qū)和污染較低的地區(qū)相鄰，產(chǎn)生

27、污染空間外溢的原因可能或者是相鄰地方政府環(huán)境政策的相互“模仿”所致，抑或是相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生活方式的地理擴散效應所致；人均工業(yè)廢氣排放、人均工業(yè)廢物排放和人均收入之間不存在所謂的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，這說明這兩種污染物不會隨著經(jīng)濟的發(fā)展而自動地得以解決；人均工業(yè)廢水排放和人均收入之間存在環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，考慮空間因素的作用后，該曲線轉(zhuǎn)折點對應的人均收入降低；污染轉(zhuǎn)移現(xiàn)象在我國表現(xiàn)不顯著。從本文的分析結(jié)論看，構(gòu)建環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的制度有以下改革思路：第一，環(huán)境污染有空間溢出作用，提示決策部門要顧及我國環(huán)境污染的地域因素，突破以往以環(huán)境惡化為代價的競爭格局，而考慮以合作代替競爭的新型競爭模式，

28、實現(xiàn)“多贏”。發(fā)達地區(qū)的環(huán)境政策應加強經(jīng)濟和市場手段的使用，欠發(fā)達地區(qū)的環(huán)境政策應著重直接管制手段，并且國家應設立生態(tài)補償機制，讓受惠地區(qū)對資源輸出和處于上游的資源與生態(tài)戰(zhàn)略基地的地區(qū)進行補貼。第二，有些污染物排放不會隨著經(jīng)濟的發(fā)展而自動地得以解決的事實，要求有環(huán)境規(guī)制的制度創(chuàng)新。環(huán)境問題的根源在于環(huán)境外部性所導致的市場失靈，環(huán)境污染因為它是“壞公共品”，生產(chǎn)該物品的廠商補償成本后有剩余，這種產(chǎn)品如無政府介入會存在超量冗余，解決環(huán)境問題、消除失靈最根本的措施是使環(huán)境成本內(nèi)生化，要求對環(huán)境資源進行合理定價及產(chǎn)權(quán)界定，可采取開征排污稅和可交易排污權(quán)等手段來實現(xiàn)。參考文獻：馬樹才,李國柱.中國經(jīng)濟增

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