常文濤，羅良文(.信陽師范學院 當代馬克思主義研究所，河南 信陽 464000；.中南財經政法大學 經濟學院，湖北 武漢 430073)

改革開放四十年，我國GDP增長到80萬億元，穩(wěn)居世界第二，對世界經濟增長貢獻率超過30%。近70年間，我國GDP實際增長了174倍，人均GDP實際增長了70倍。與此同時，正如黨的十九大報告所指出的那樣，“城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距依然較大”，城鄉(xiāng)收入差距是中國居民收入不平等的集中體現(xiàn)[1]，1983年我國城鄉(xiāng)居民收入之比為1.82，2018年這一比值為2.69，2019年該比值為2.64。近年來，我國環(huán)境污染日益嚴重，霧霾不斷、城市河道水體黑臭、土壤污染、“垃圾圍城”、廢危處置與農村環(huán)境污染等問題突出，污染治理任重道遠?，F(xiàn)有文獻從多個角度運用定量方法對城鄉(xiāng)居民收入差距與空氣污染關系進行了廣泛研究，但在樣本選擇、指標度量等方面存在差異，導致結論并不完全一致。城鄉(xiāng)居民收入差距擴大和環(huán)境污染作為我國經濟發(fā)展過程中的兩大難題，它們之間存在怎樣的關系？城鄉(xiāng)居民收入差距通過何種渠道和機制作用于生態(tài)環(huán)境？研究并解答這些問題，對保持經濟和生態(tài)環(huán)境良性循環(huán)互動具有重大意義。

一、文獻綜述

國內外學者研究了收入差距與環(huán)境污染之間的關系，基于公共選擇偏好、居民環(huán)境質量需求、EKC假說檢驗等不同視角展開的研究認為，收入差距擴大會加重環(huán)境污染。如Cropper[2]、Smulders & Gradus[3]等學者指出，環(huán)境污染會通過城鄉(xiāng)居民勞動時間、健康人力資本、勞動生產效率等核心生產要素對收入產生影響?？傮w看來，國內外相關研究可以劃分為如下三類：

(一)基于權力分配差距視角的研究

Boyce提出，收入分配不均導致權力分配不公，進而加劇環(huán)境污染[4]，由此開啟了對收入分配與環(huán)境污染之間的關系的研究。在后期的研究中，Boyce假定個體從引致環(huán)境污染的相關經濟活動中所獲取的凈收益與其所擁有的收入、財富呈正相關關系，則收入差距擴大進而加劇權力分配不公的現(xiàn)象，將進一步惡化環(huán)境質量[5]。Magnani指出，加重收入差距程度將降低社會經濟結構下的中間人相對收入，進而改變中間人的環(huán)境保護政策偏好，造成環(huán)境質量得不到有效改善[6]。Marsiliani&Renstrom基于 “中間人投票”理論，結合靜態(tài)模型和跨期動態(tài)決策模型，指出環(huán)境保護政策的制定受到收入差距兩個方面的影響[7]：一是環(huán)境商品對私人物消費品的邊際替代率較低，決定了窮人對環(huán)境商品的支付意愿水平較低。二是收入差距通過收入再分配使得消費可能性曲線向內移動，導致富人減少環(huán)境商品消費，窮人消費更多的私人物品，從而弱化了環(huán)境保護政策效應。Hubert Kempf&Rossignol指出，收入高的群體對環(huán)境質量的需求高，而最終整個社會的環(huán)境質量是由中位選民決定的，那么環(huán)境保護質量最終就取決于收入差距增大時中位選民的偏好[8]?？傊?，基于權力分配角度的研究引導我們關注收入差距對環(huán)境保護帶來的扭曲效應，但忽視了政府在解決公共品供給中的積極作用。

(二)基于環(huán)境商品角度的研究

Martinez-Allier指出，收入不平等與環(huán)境質量之間的關系并不穩(wěn)定[9]，他基于環(huán)境產品市場視角把環(huán)境商品分為兩大類：環(huán)境必需品(如安全飲用水)與環(huán)境奢侈品，其中環(huán)境奢侈品的收入彈性大于1，而環(huán)境必需品的收入彈性小于1，兩者之間存在替代關系，在收入再分配均等化的假定條件下，無法確切得知環(huán)境污染是不是受到收入差距的影響。Ravallion et al.指出，商品的污染排放強度和商品收入彈性之間存在負向關系，收入平等再分配導致消費更多的高收入彈性的低污染商品，減少收入彈性低的高污染商品消費，從而收入的平等再分配會惡化環(huán)境污染[10]。Golly&Meng利用UNIES調查數據分析了我國貧富家庭在能源消費上的碳排放差異，得出結論：一是我國富裕家庭無論是在直接能源或者間接能源消費上的碳排放均高于貧困家庭；二是貧困家庭在直接能源消費上的碳排放增長要高于富裕家庭，但在間接能源消費上的碳排放增長低于富裕家庭[11]。羅良文和茹雪也指出，應該從相對貧困的國家入手縮小貧富差距以應對環(huán)境污染[12]。綜上，基于環(huán)境商品視角的研究為一個國家或者地區(qū)的環(huán)境保護提供了新的視角，一些國家和地區(qū)的可交易排污權等實踐活動證實了該假說的合理性；但將環(huán)境污染商品化在我國缺乏實現(xiàn)路徑。

(三)對“EKC”理論的實證研究

李海鵬等利用1986-2002年二氧化碳排放數據為樣本，構建計量模型進行實證檢驗，指出我國收入差距擴大將增加二氧化碳排放，進而惡化環(huán)境[13]。鐘茂初等構建動態(tài)追趕模型，對環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)的倒“U”型特征進行模擬，進一步證實了收入差距和環(huán)境破壞間的正相關關系，提出了我國收入差距擴大和環(huán)境惡化并存的觀點[14]。此外，占華以人均碳排放量與碳排放強度測度環(huán)境污染程度，基于全國和地區(qū)視角分析收入增長對環(huán)境污染的效應，指出在引入人均能源消費量等控制變量后，我國的人均碳排放呈現(xiàn)出顯著的“EKC”特征[15]。由于我國實際人均收入遠未到達拐點處，我國的收入差距擴大加劇了環(huán)境污染。總之，對“EKC”理論的研究主要集中在定量分析兩者關系上，而對兩者作用機理基本未涉及。

綜上所述，國內外大部分學者都認為，收入差距的擴大不利于改善環(huán)境質量，但也有少數學者得出了相反的結論。如Scruggs就對Boyce的觀點提出了質疑，他指出，環(huán)境的公共物品屬性未被Boyce考慮，環(huán)境具備公共物品屬性和優(yōu)質商品屬性，環(huán)境商品的需求收入彈性大于1，民眾對其需求的增加將快于自身收入的增長，所以隨著收入不平等程度的擴大，富人將消費更對環(huán)境商品引致更少的環(huán)境污染[16]。呂力和高鴻鷹認為，由于存在伴隨產業(yè)梯度的污染轉移和欠發(fā)達地區(qū)工業(yè)化對環(huán)境的破壞這兩個原因，我國經濟高速增長過程中的收入差距擴大并不一定造成環(huán)境惡化，甚至在經濟發(fā)展的某一階段，收入差距擴大還會抑制環(huán)境惡化[17]。

二、理論分析

(一)空氣污染治理的博弈分析

為分析存在收入差距的城鄉(xiāng)居民在環(huán)境污染治理中的行為選擇，本文做如下假定：(1)只有1位城市居民Ui和1位農村居民Ri參與到經濟體系中。(2)考慮到空氣污染的空間外溢效應及其公共品屬性，假定城鄉(xiāng)居民面臨相同的空氣污染治理成本c。(3)城市居民和農村居民擁有相同的空氣污染治理福利權重系數，記為α。(4)假定城市空氣污染對農村的空間外溢系數記為θu，農村空氣污染對城市的空間外溢系數記為θr。

Bu表示城市居民支付空氣污染治理成本后空氣污染改善程度，Br表示農村居民支付空氣污染治理成本后空氣污染改善程度，Du表示城市居民未支付空氣污染治理成本后空氣污染惡化程度，Dr表示農村居民未支付空氣污染治理成本后空氣污染惡化程度。城鄉(xiāng)居民空氣污染治理的靜態(tài)博弈結果如表1所示。

表1 空氣污染治理靜態(tài)博弈收益矩陣

從城市居民Ui角度來看，無論農村居民Ri怎樣選擇，只有當αBu+Du>0與αBu+Du-c>0成立時，“治理”才能成為占優(yōu)策略。從農村居民Ri角度來看，無論城市居民Ui如何選擇，只有當αθuBu+θuDu>0與αθuBu+θuDu-c>0成立時，“治理”才能成為其占優(yōu)策略。

進一步，假設城市居民選擇“治理”的概率為βu，則選擇“不治理”的概率是1-βu，而農村居民選擇“治理”的概率為βr，選擇“不治理”的概率1-βr。據此，城市居民選擇“治理”的期望收益為：

Ru治理=βr(αBu-c-θrDr)+

(1-βr)(αBu-c-θrDr)

(1)

選擇“不治理”的期望收益為：

Ru不治理=βr(αθrBr-c-Du)+

(1-βr)(θrDr+Du))

(2)

根據式(1)、(2)可知，城市居民的期望收益為：

Ru=βuRu治理+(1-βu)Ru不治理

(3)

城市居民選擇“管理”策略時的復制動態(tài)方程如下：

(4)

將(1)式和(2)式的結果帶入(4)式，可以得到如下表達式：

(5)

同理，根據表1結果可以求得農村居民Ri的復制動態(tài)方程為：

(6)

由式(5)(6)可知，αBu-c和αBr-c分別為兩位參與人空氣污染治理的凈收益。令F(Ru)=0，可以求得穩(wěn)定結果為βu=0和βu=1，當αB1-c<0，可知F(βu)<0，同時F′(0)<0,F′(1)>0,βu=0為該博弈演化的穩(wěn)定策略；當αBu-c>0,F(βu)>0，同時F′(0)>0,F′(1)<0，這表明βu=1也是博弈演化的穩(wěn)定策略。同理可知，βr=0和βu=1為農村居民Ri的博弈演化穩(wěn)定策略。

根據上述分析，得到如下假說(H1)：城鄉(xiāng)居民收入差距擴大將加劇空氣污染。

(二)兩部門下收入差距對空氣污染治理的影響

仍假定只有城市工業(yè)部門和農村農業(yè)部門，放寬資本不變的假定，假設兩部門的工資水平分別為Wu和Wr，資本回報率分別為Ru與Rr，均為內生變量，且Wu>Wr,Ru>Rr?？紤]到空氣污染會降低兩部門生產效率，將兩部門生產函數分別表示為：

Yu=RτFu(Lu,Ku),0<τ<1,

(7)

Yr=EξFr(Lr,Kr),0<ξ<1,

(8)

p=ηYn+λYr,η>0,λ>0

(9)

由(9)式可知，空氣污染程度P是關于Yu與Yr的增函數，隨著Yu與Yr的增加，空氣污染加劇，關系式為：

(10)

為了分析方便，不失一般性，將農產品價格記為1，工業(yè)品價格以農產品價格為基準記為γ，當選擇L為變量時，即假定K不變時，根據兩部門收益最大化的一階條件，分別求利潤函數關于Lu與Lr的偏導數，可得如下等式：

(11)

(12)

(13)

考慮到城鄉(xiāng)之間資本流動，當選擇K為變量時，即假定L不變時，分別求利潤函數關于Ku和Kr的偏導數，可得下式：

(14)

(15)

將式(14)除以式(15)，并帶入(7)(8)(9)式，整理后可得下式：

(16)

此外，在我國特殊的所有制結構中，所有制關系與收入差距存在重要的交互影響。在城鄉(xiāng)居民收入差距對空氣污染的影響中，產業(yè)結構與所有制結構是重要的中介變量。據此，提出假說3與假說4：H3—城鄉(xiāng)居民收入差距通過所有制結構對空氣污染治理產生中介影響。H4—城鄉(xiāng)居民收入差距通過產業(yè)結構對空氣污染治理產生中介影響。

四、數據來源與研究設計

(一)數據來源

本文所用變量數據主要來源于2000-2019年間《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》，其中2000-2016年我國各省PM2.5年均值(pm25)來自哥倫比亞大學社會經濟數據與應用中心利用衛(wèi)星搭載設備對氣溶膠光學厚度( aerosol optical depth)的監(jiān)測數據進行計算獲得(樣本區(qū)間為2000-2019年)。同時，以2002年為基期對包含貨幣價值的指標進行價格平減，并利用均值插補完善缺失年份的變量數據。

(二)變量界定

1.被解釋變量：各省PM2.5年均值。根據哥倫比亞大學社會經濟數據與應用中心利用衛(wèi)星搭載設備對氣溶膠光學厚度測定所得數據，對我國30個省份(不含西藏和港澳臺)地級以上區(qū)域的PM2.5數據進行加權取值，得到2000-2019年我國各省的PM2.5年均值，用于度量空氣污染程度[18]。

2.解釋變量與控制變量?？紤]到我國城鄉(xiāng)分割的二元經濟特征，本文采用《中國統(tǒng)計年鑒》中城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農民人均純收入的比值來表示城鄉(xiāng)居民收入差距，簡記為gap。變量說明與統(tǒng)計結果見表2。

表2 控制變量說明與統(tǒng)計特征

(三)計量模型

(17)

式中C表示控制變量集合，β為該集合對應的系數向量，μi是地區(qū)i的固定效應，λt表示時間t的固定效應，εit為隨機干擾項。

將空氣污染的空間外溢效應納入模型(17)，構建如式(18)所表示的空間杜賓模型：

pm25it=α0+α1Wpm25it+α2*gapit+βC+ΓW*C+μi+λt+εit

(18)

式中Γ為控制變量系數集合，W為空間相鄰權重矩陣。

2.鏈式中介效應模型。以所有制結構os、產業(yè)結構is、能源消耗結構es為中介變量，構建鏈式多重中介效應模型，對應的計量方程式如下：

pm25it=α+βgapit+∑Xijtbj+∑controlit+ui+μt+εit

(19)

osit=α+α1gapit+d1esit+∑controlit+ui+μt+εit

2.協(xié)整檢驗。為檢驗各個變量之間是否存在協(xié)整關系，接下來利用Johansen協(xié)整檢驗方法對相關變量進行協(xié)整關系檢驗。通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率預期（DNDF）、境內外利差（DLC）與經常賬戶跨境資金流入（DLIJC）、經常賬戶跨境資金流出（DLOJC）、金融賬戶跨境資金流入（DIJR）、金融賬戶跨境資金流出（DOJR）以及資本賬戶跨境資金流入（DLIZB）等五項跨境資金流動指標之間不存在協(xié)整關系，而在分析人民幣匯率預期（DNDF）、境內外利差（DLC）與資本賬戶跨境資金流出（DLOZB）之間的協(xié)整關系時，得出它們之間存在至少一個協(xié)整關系，即存在長期均衡關系（如表2所示）。

(20)

isit=α+α2gapit+d2osit+(d1d2+d3)esit+∑controlit+ui+μt+εi2t

(21)

esit=α+α3gapit+d3osit+∑controlit+ui+μt+εi3t

(22)

以上4式中，gap表示城鄉(xiāng)居民收入差距，controlit代表控制變量集合，ui為個體效應,μt為時間效應；εit與εijt(j=1,2,3)表示獨立同分布的隨機干擾項；β′為收入差距對空氣污染的直接效應；αi(i=1,2,3)為收入差距對中介變量影響的待估系數，式(19)中bj(j=1,2,3)為中介變量Xijt對空氣污染影響的待估系數，而di(i=1,2,3)表示三個中介變量的交叉影響，總中介效應為indtotal=indos+indis+indes。

四、實證檢驗

(一)SDM估計

根據式(18)，進行SDM估計，結果見表3。

表3 SDM估計結果

根據表3的估計結果可知，在控制了空氣污染的空間相關效應后，城鄉(xiāng)居民收入差距的估計系數整體在1%置信水平上顯著，直接效應在5%置信水平上顯著，間接效應僅在10%置信水平上顯著，證實了前文假設H1，也進一步證實了“EKC”理論。但引入空氣污染空間相關效應之后，城鄉(xiāng)居民收入差距的效應不顯著，這意味著毗鄰省份之間在空氣污染治理上存在“搭便車”降低自身生產成本的傾向，這也證實了基于環(huán)境商品視角分析空氣污染治理的合理性。人均實際GDP的檢驗結果不顯著，但其二次項的直接效應與間接效應檢驗結果顯著，意味著經濟發(fā)展與空氣污染之間并非簡單的線性關系，呈現(xiàn)出較為典型的“U”型特征。環(huán)保支出具有顯著的抑制空氣污染效應，整體效應和直接效應均在1%置信水平上顯著，意味著政府部門的環(huán)保支出能夠有效減少權力分配差距產生的“搭便車”效應。排污費征收強度直接效應在5%置信水平上顯著，整體效應在10%置信水平上顯著，表明排污費征收強度增加有益于降低空氣污染。外商投資變量整體估計系數為0.0483，在1%置信水平上顯著，這表明部分地區(qū)仍然是外商投資的“污染天堂”。城市化水平在考慮到空氣污染的空間相關效應時，對空氣污染具有抑制效應；其它控制變量的作用方向與理論預期一致。

(二)工具變量及內生性檢驗

為了解決模型內生性問題，用城鄉(xiāng)居民消費差距urcgap度量城鄉(xiāng)居民收入差距。工具變量及內生性檢驗結果見表4。

表4 工具變量及內生性檢驗

根據表4中的檢驗結果可知，弱工具變量檢驗統(tǒng)計值為4.58，落在10-15%區(qū)間內，這表明拒絕“弱工具變量”的原假設。而內生性檢驗統(tǒng)計值為25.62，P值為0.001，在1%置信水平上拒絕了“城鄉(xiāng)居民收入差距是外生變量”的原假設，表明選取城鄉(xiāng)居民消費差距urcgap這一工具變量合意。

(三)中介效應檢驗

基于式(20)—(22)，鏈式多重中介效應檢驗結果見表5。

表5 中介效應檢驗結果

由表5的檢驗結果可知，所有制結構的直接效應不顯著，而產業(yè)結構與能源消耗結構的直接效應在1%的置信水平上顯著。在間接效應上，所有制結構在模型2和模型3中顯著，能源消耗結構效應在模型3中顯著。這意味著上述三個中介變量均存在二階中介渠道，對空氣污染治理產生影響。

五、結論與啟示

本文基于我國2000-2019年省域面板數據，對城鄉(xiāng)居民收入差距影響空氣污染治理的作用機制進行了實證檢驗，得出如下結論：

第一，城鄉(xiāng)居民收入差距擴大不利于空氣污染治理。農村居民采取高空氣污染的生產和生活方式，進而陷入“貧困—污染”的惡性循環(huán)，印證了“EKC”理論。但這一效應并不顯著?？紤]到中介效應的存在，這意味著SDM模型可能遺漏了“權力分配”這一中介變量的作用效應。

第二，我國經濟發(fā)展與空氣污染之間存在明顯的“U”型特征。這意味著我國傳統(tǒng)的高污染、高能耗的“粗放式”發(fā)展模式仍處轉型脫碳階段，應該進一步完善污染減排長效機制，盡可能降低“GDP追趕”對空氣污染治理造成的影響。

第三，城鄉(xiāng)居民收入差距通過所有制結構、產業(yè)結構、能源消費結構產生直接或間接中介效應，對空氣污染加劇產生不利影響。

從上述結論，得到以下三點啟示：

第一，繼續(xù)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，為減輕空氣污染奠定經濟基礎。一是建立促進農民持續(xù)增收長效機制，貫徹落實強農惠農富農政策，多渠道促進農民增收，以縮小城鄉(xiāng)收入差距。二是進一步優(yōu)化產業(yè)結構，促進第三產業(yè)發(fā)展，這不僅能促進農民轉移就業(yè)，增加農民工資性收入，還能促進產業(yè)結構轉型脫碳[19]。

第二，激活微觀個體采取環(huán)保行為的動力。一是環(huán)保部門必須構建空氣污染防治城鄉(xiāng)長效聯(lián)動機制，消除權力分配差距導致的“搭便車”效應；二是引導城鄉(xiāng)居民采取綠色低碳的生產生活方式，避免空氣污染的“囚徒困境”。

第三，優(yōu)化經濟結構和能源消費結構。推進產業(yè)結構升級，改善能源消費結構，為收入分配調節(jié)強化空氣污染治理，構建暢通高效的中介渠道。