夏勇 胡雅蓓 寇冬雪 張彩云

摘要：選取中國285個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，結(jié)合工具變量—兩階段最小二乘回歸（IV2SLS）方法實證分析生態(tài)供求因素對大氣污染的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制。結(jié)果顯示：第一，盡管生態(tài)承載力對大氣污染狀態(tài)發(fā)揮了基礎(chǔ)的物質(zhì)稟賦作用，但生態(tài)承載力越大的城市環(huán)境治理成本越低，進(jìn)而更易引發(fā)提升生態(tài)足跡的逆向選擇而存在“生態(tài)承載力悖論”現(xiàn)象；第二，生態(tài)足跡通過技術(shù)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)三條渠道作用于大氣污染狀態(tài)，其中技術(shù)效應(yīng)起到抑制大氣污染的作用，而規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)加重了大氣污染，三者相結(jié)合引致生態(tài)足跡與大氣污染之間呈現(xiàn)出顯著的“環(huán)境庫茲涅茨曲線”特征；第三，各城市大氣污染的非均衡狀態(tài)是由各自生態(tài)問題背后潛伏的生態(tài)供求格差所致，并且生態(tài)虧損越多，大氣污染程度越高。據(jù)此提出，一要將“生態(tài)承載力紅線”納入各項經(jīng)濟(jì)和環(huán)境政策，作為地區(qū)合理控制生態(tài)足跡的前置約束；二要追求績效評估的環(huán)境公平，制定并實施環(huán)境公平的政策決策。

關(guān)鍵詞：生態(tài)供求格差；大氣污染；城市環(huán)境治理；生態(tài)承載力；生態(tài)足跡

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A???文章編號：100228482023（05）004615

一、問題提出

中國幅員遼闊，地區(qū)生態(tài)承載力格差和生態(tài)足跡不平衡并存現(xiàn)象突出，這勢必導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境污染狀態(tài)深受生態(tài)因素的影響而存在異質(zhì)性。一方面表現(xiàn)為同一種污染物在不同地區(qū)的污染狀態(tài)不同，即污染的空間分異現(xiàn)象；另一方面體現(xiàn)為同一種污染物在生態(tài)承載力相近地區(qū)的污染程度不同，即污染的程度分異現(xiàn)象。根據(jù)《中國氣候公報》和《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》，2018年中國共出現(xiàn)5次大范圍、持續(xù)性霧霾天氣過程。在全國338個地級及以上城市中，以PM2.5為首要污染物的天數(shù)占重度及以上污染天數(shù)的60%。在全國“霧霾鎖城”的空間分布中，又以京津冀“2+26”個城市的霧霾污染最為嚴(yán)重，其PM2.5濃度高達(dá)60微克/立方米，遠(yuǎn)高于全國39微克/立方米的平均水平。可見，中國“霧霾鎖城”的空間分異明顯。從京津冀內(nèi)部來看，盡管各城市的生態(tài)承載力相似，但2018年霧霾濃度卻存在50～74微克/立方米的區(qū)間差距?？梢?，地區(qū)內(nèi)的PM2.5濃度差距體現(xiàn)了霧霾污染程度分異特征。

日益增長的生態(tài)足跡需求與總量固定的生態(tài)承載力供給之間的矛盾，形成了生態(tài)供求格差。生態(tài)供求格差即為生態(tài)盈虧，是指生態(tài)系統(tǒng)中供給端的生態(tài)承載力在維育需求端的生態(tài)足跡之后的相對剩余部分，其數(shù)值為生態(tài)承載力和生態(tài)足跡之差

生態(tài)供求格差（生態(tài)盈虧）=生態(tài)承載力-生態(tài)足跡。此處，生態(tài)供求格差與生態(tài)盈虧同義，全文采用生態(tài)供求格差統(tǒng)一表述。。結(jié)果為正數(shù)時，屬于生態(tài)盈余，反之為生態(tài)虧損（赤字）。對于不同的生態(tài)環(huán)境稟賦與經(jīng)濟(jì)稟賦的地區(qū)而言，其生態(tài)承載力與生態(tài)足跡的相對剩余具有異質(zhì)性，而大氣污染的空間分異和程度分異特征便是由生態(tài)問題背后潛伏的生態(tài)供求格差所致。基于這一邏輯關(guān)系，不能簡單地將大氣污染的異質(zhì)性歸因于單一的生態(tài)承載力因素或單一的生態(tài)足跡因素。助推地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與大氣污染脫鉤，需要綜合考慮生態(tài)承載力和生態(tài)足跡對空氣質(zhì)量的聯(lián)動影響。基于此，如何科學(xué)識別供求兩端單一因素及其相互結(jié)合對大氣污染狀態(tài)的影響，既是深入剖析生態(tài)供求因素影響大氣污染狀態(tài)的傳導(dǎo)機(jī)制的理論需要，也是破除“霧霾鎖城”現(xiàn)象的現(xiàn)實要求，對于探索高質(zhì)量發(fā)展新路具有較高的理論價值與現(xiàn)實必要性。為此，本文重點(diǎn)關(guān)注在既定生態(tài)承載力的約束下，由于生態(tài)足跡不斷擴(kuò)張的需求引發(fā)生態(tài)供求格差的動態(tài)變化對大氣污染狀態(tài)的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制。

學(xué)界對于大氣污染與生態(tài)因素相互關(guān)系的認(rèn)識隨著資源環(huán)境問題愈演愈烈而不斷深化，并在生態(tài)特征差異引起大氣污染狀態(tài)差異的研究結(jié)果上取得共識。一類研究認(rèn)為良好的空氣質(zhì)量與較高的生態(tài)承載力密切相關(guān)［1］。Krugman［2］指出，生態(tài)承載力是構(gòu)成人類生存及經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的最寶貴的基礎(chǔ)要素，并稱之為第一地理本性，其大小表征地區(qū)生態(tài)系統(tǒng)的自我維持和調(diào)節(jié)能力、資源環(huán)境的供容能力、經(jīng)濟(jì)社會的維育能力以及“山水林田湖草”的可持續(xù)生產(chǎn)能力［3］。一般而言，生態(tài)承載力所涵蓋的資源存量及環(huán)境容量是一定的，即生態(tài)承載力是確定的甚至是有極限的［4］。在不少學(xué)者看來，生態(tài)承載力對大氣污染狀態(tài)的作用機(jī)制體現(xiàn)在，前者為后者提供了天然的環(huán)境稟賦和物質(zhì)基礎(chǔ)，有助于協(xié)調(diào)生態(tài)系統(tǒng)的供給與需求的矛盾［1］。陳詩一［5］的研究結(jié)果表明，大自然發(fā)揮著吸納和沉積廢棄物的作用，并且這一功能或作用機(jī)制同樣適用于開放經(jīng)濟(jì)條件下的大氣污染問題。

另一類研究認(rèn)為遞增的生態(tài)足跡誘發(fā)了大氣污染。生態(tài)足跡衡量的是人類對自然資源與生態(tài)環(huán)境的利用程度［6］，學(xué)界將其定義為在既有技術(shù)條件下，按空間面積計量的支持一個特定地區(qū)的經(jīng)濟(jì)和人口的物質(zhì)、能源消費(fèi)和污染物處理所要求的土地和水等自然資本的數(shù)量［7］，并細(xì)分為耕地足跡、水足跡、牧草地足跡等，每一種生態(tài)足跡的移動，會相應(yīng)引起區(qū)域人口壓力、人地矛盾、生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的變化［6］。學(xué)界普遍認(rèn)為生態(tài)足跡通過輸入端的資源消耗和輸出端的污染物排放兩個方向加重了環(huán)境負(fù)載。從輸入端的資源消耗視角來看，一味追求經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長會顯著增加生態(tài)環(huán)境要素的消耗，不僅會導(dǎo)致總的自然資本的降低，加重生態(tài)環(huán)境負(fù)荷并降低生態(tài)環(huán)境質(zhì)量［5］，而且對能源資源和生態(tài)環(huán)境需求的急劇增加，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)會成本顯著提高，潛伏著較大的不可持續(xù)危機(jī)［8］。從輸出端的污染物排放視角來看，因生態(tài)足跡擴(kuò)大而引致的污染物排放會加重生態(tài)環(huán)境的自凈化壓力，生態(tài)系統(tǒng)退化的生態(tài)代價隨之加劇，進(jìn)而引起空氣質(zhì)量的惡化。對應(yīng)到實踐中可知，政府實施因地制宜、分類指導(dǎo)的異質(zhì)性環(huán)境政策，同樣是基于區(qū)域生態(tài)環(huán)境容量的空間分化特征而做出精準(zhǔn)施策的判斷［9］。

綜上，現(xiàn)有研究圍繞相關(guān)主題展開，但仍存在以下三方面可拓展空間。首先，當(dāng)前文獻(xiàn)僅突出生態(tài)承載力或生態(tài)足跡對大氣污染的單個作用機(jī)制生成邏輯，但納入生態(tài)承載力和生態(tài)足跡雙重因素的包容性分析框架研究不夠系統(tǒng)，未來需要突破?“兩條平行線”的隔離性結(jié)構(gòu)與對立性邊界。其次，現(xiàn)有研究對于生態(tài)承載力和生態(tài)足跡兩個因素分別通過何種微觀路徑作用于大氣污染狀態(tài)并未深入剖析，同時針對生態(tài)供求格差對大氣污染狀態(tài)的影響未有清晰解答。最后，既有研究大多停留在區(qū)域生態(tài)承載力和生態(tài)足跡的核算以及大氣污染時空分布狀態(tài)的描述性統(tǒng)計上，基于長時序面板計量分析以解釋中國“霧霾鎖城”現(xiàn)象的實證研究仍有待完善。

本文的創(chuàng)新之處如下：其一，基于地理本性的意涵，將生態(tài)承載力和生態(tài)足跡同時引入大氣污染時空分布狀態(tài)的影響因素分析框架之中，不僅條分縷析二者對大氣污染狀態(tài)的基礎(chǔ)決定作用和能動約束作用等單調(diào)影響及其作用機(jī)制，而且綜合考察二者相結(jié)合對大氣污染狀態(tài)產(chǎn)生的聯(lián)動影響。其二，將供給端的生態(tài)承載力與需求端的生態(tài)足跡相結(jié)合，綜合考察生態(tài)供求因素對大氣污染的聯(lián)動影響，并歸納為生態(tài)承載力悖論和生態(tài)足跡環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）效應(yīng)，由此形成了對生態(tài)供求因素作用于大氣污染的完整認(rèn)識。其三，利用中國地級及以上城市的長時序面板數(shù)據(jù)，采用工具變量法實證檢驗生態(tài)供求因素是否以及如何影響大氣污染狀態(tài)，既考慮了大氣污染狀態(tài)的分異特征，又避免了變量之間的內(nèi)生影響，確保了實證結(jié)果的無偏性。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）生態(tài)承載力對大氣污染狀態(tài)的影響：物質(zhì)稟賦的基礎(chǔ)決定作用

生態(tài)環(huán)境質(zhì)量與生態(tài)承載力密切相關(guān)。一般而言，地區(qū)生態(tài)承載力越強(qiáng)，其抵御環(huán)境污染和生態(tài)破壞的能力越強(qiáng)。生態(tài)承載力對大氣污染狀態(tài)發(fā)揮了基礎(chǔ)的物質(zhì)稟賦作用，并且生態(tài)承載力因為天然的區(qū)域稟賦格差而成為“同一種污染物在不同地區(qū)擁有不同程度污染狀態(tài)”的緊約束。生態(tài)承載力越強(qiáng)，自然地理環(huán)境稟賦越高，其對大氣污染的自凈化能力也越強(qiáng)。而胡煥庸線東南半壁與西北半壁之間自然地理結(jié)構(gòu)和資源稟賦的差異，促成了東南向西北方向迥然而異的環(huán)境容量和生態(tài)承載力差距。這種天然的由東南半壁向西北半壁漸進(jìn)減少的生態(tài)承載力格差，使得西部的自凈化能力弱于中部，而中部又弱于東部，反映到大氣污染程度上，則呈現(xiàn)出沿著胡煥庸線垂直方向自東南向西北梯度遞增的空間分布特征。質(zhì)言之，生態(tài)承載力對大氣污染狀態(tài)發(fā)揮了基礎(chǔ)的物質(zhì)稟賦作用

此處的“物質(zhì)稟賦作用”，是指一個地區(qū)依靠自身特有的自然資源和生態(tài)環(huán)境稟賦，可以擁有與其稟賦相當(dāng)?shù)淖詢艋芰σ约翱删S育的承載能力，此種能力可對大氣污染提供不以人的意志為轉(zhuǎn)移的內(nèi)生影響。，且因為天然的區(qū)域稟賦格差成為地區(qū)大氣污染狀態(tài)的緊約束，由此導(dǎo)致大氣污染狀態(tài)存在著顯著的胡煥庸線區(qū)域分異空間鎖定現(xiàn)象［10］。生態(tài)承載力這一物質(zhì)基礎(chǔ)影響或剛性約束，即使在交通不斷完善、技術(shù)不斷進(jìn)步的時代背景下也很難完全突破。據(jù)此，本文提出如下命題：

命題1：生態(tài)承載力對大氣污染自凈化能力發(fā)揮了基礎(chǔ)的物質(zhì)稟賦作用，在其他條件一定的前提下，生態(tài)承載力越強(qiáng)，大氣污染程度越低。

（二）生態(tài)足跡對大氣污染狀態(tài)的影響：人類社會對環(huán)境的能動約束作用

生態(tài)足跡在大氣污染狀態(tài)中扮演著“助推”和“阻礙”雙重角色，并通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三條路徑發(fā)揮作用。

規(guī)模效應(yīng)體現(xiàn)為：生態(tài)足跡提升→經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大→能耗和污染強(qiáng)度增加→大氣污染程度惡化。生態(tài)足跡，既是在既定技術(shù)條件和消費(fèi)水平下特定人口對環(huán)境的影響規(guī)模，又代表特定人口持續(xù)生存下去而對環(huán)境提出的需求［11］。生態(tài)足跡的擴(kuò)張，意味著人類社會通過對自然資源存量的挖掘，以滿足自身目前占用以及未來需要占用的消費(fèi)［12］，這體現(xiàn)了生態(tài)資源對人類社會經(jīng)濟(jì)活動的物質(zhì)稟賦作用。沿此邏輯，學(xué)界將生態(tài)足跡視為一種生態(tài)資本，并將其作為一種投入要素納入生產(chǎn)函數(shù)之中［13］。研究結(jié)論顯示，生態(tài)足跡的持續(xù)擴(kuò)大，會導(dǎo)致地區(qū)資源環(huán)境的綜合利用能力不斷攀升，進(jìn)而使得地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長規(guī)?；虍a(chǎn)出水平亦不斷提升。這會消耗更多的資源存量，并擠占更多的環(huán)境容量，如此必將破壞生態(tài)系統(tǒng)的正常功能并加重當(dāng)?shù)氐哪芎暮臀廴緩?qiáng)度［14］，進(jìn)而惡化大氣污染程度。在生態(tài)足跡超過生態(tài)承載力并惡化為生態(tài)赤字以后，生態(tài)足跡快速擴(kuò)張引致的對資源環(huán)境消耗的負(fù)面效果，便會對資源環(huán)境綜合利用所帶來的經(jīng)濟(jì)增長正向成果產(chǎn)生一定的“擠出”影響，進(jìn)而導(dǎo)致污染減排的成效難以顯現(xiàn)。

結(jié)構(gòu)效應(yīng)體現(xiàn)為：生態(tài)足跡提升→產(chǎn)業(yè)集聚→環(huán)境要素消耗遞增→關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)污染物排放增加→大氣污染程度上升。生態(tài)足跡度量了人類社會經(jīng)濟(jì)活動對各類生物生產(chǎn)性土地占用的內(nèi)部組分［18］，不同內(nèi)部組分既可表征區(qū)域?qū)用娴漠a(chǎn)業(yè)配置及其資源能源消費(fèi)，也可表征行業(yè)層面甚至個別產(chǎn)業(yè)層面的生態(tài)負(fù)載，因此，各組分變化趨勢的差異可反映區(qū)域或行業(yè)層面的資源消費(fèi)的結(jié)構(gòu)變化［14］?；诖耍梢酝ㄟ^生態(tài)足跡洞察地區(qū)間當(dāng)前的資源利用怎樣分配以及未來的資源利用模式是什么［15］，并對區(qū)域之間與區(qū)域內(nèi)部、行業(yè)之間與行業(yè)內(nèi)部的生態(tài)足跡進(jìn)行比較分析。一般而言，地區(qū)生態(tài)足跡遞增，會引致當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)集聚水平的提升，則可認(rèn)為該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在全國范圍內(nèi)具有比較優(yōu)勢［16］。產(chǎn)業(yè)集聚的這種優(yōu)勢，在擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模的同時，其負(fù)外部性環(huán)境污染水平亦顯著提高，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)密度提高時，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對環(huán)境要素的消耗更為集中且更加龐大，產(chǎn)業(yè)集聚所排放的污染物對環(huán)境的損害亦不斷增加［17］。

技術(shù)效應(yīng)體現(xiàn)為：生態(tài)足跡提升→經(jīng)濟(jì)增長→研發(fā)投入增加→環(huán)保技術(shù)提升→單位產(chǎn)出的污染物排放水平下降→大氣污染狀態(tài)優(yōu)化。王志平等［18］指出生態(tài)環(huán)境問題大部分來自生產(chǎn)技術(shù)的變化，而生產(chǎn)技術(shù)的變化與人均生態(tài)足跡的擴(kuò)張顯著正相關(guān)。作為生產(chǎn)技術(shù)的一種類型，綠色技術(shù)自然也與人均生態(tài)足跡正相關(guān)。與一般技術(shù)不同，綠色技術(shù)是減少環(huán)境污染、降低能源及原材料消耗的技術(shù)、工藝或產(chǎn)品的總稱［19］。如前所述，適度擴(kuò)張的生態(tài)足跡與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)［15］，而經(jīng)濟(jì)增長會帶動勞動工資上升，既有的勞動力成本優(yōu)勢不再，倒逼追求利益最大化的企業(yè)通過增加研發(fā)投入提高全要素生產(chǎn)率，以擠出勞動力成本上升帶來的生產(chǎn)成本壓力。不斷上升的研發(fā)投入與更好的綠色技術(shù)緊密相聯(lián)［20］，而綠色技術(shù)的進(jìn)步，不僅能改善資源的使用效率進(jìn)而降低單位產(chǎn)出的要素投入，而且能降低單位產(chǎn)出的污染物排放水平，進(jìn)而減少人類社會生產(chǎn)活動對資源環(huán)境的影響。綜上，本文提出如下命題：

命題2：生態(tài)足跡通過技術(shù)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)三條渠道作用于大氣污染狀態(tài)，技術(shù)效應(yīng)起到抑制大氣污染的作用，而規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)加重了大氣污染，三重效應(yīng)相結(jié)合使得生態(tài)足跡與大氣污染狀態(tài)呈現(xiàn)倒U型特征，即生態(tài)足跡的環(huán)境庫茲涅茨曲線效應(yīng)顯著。

（三）生態(tài)供求格差對大氣污染狀態(tài)的影響

生態(tài)供求格差亦稱生態(tài)盈虧，表征人類生產(chǎn)和消費(fèi)活動是否超出生態(tài)資源和自然環(huán)境的最大承載能力，可用來衡量區(qū)域生態(tài)資源和自然環(huán)境的供需關(guān)系［21］。對于整個生態(tài)系統(tǒng)而言，生態(tài)承載力與生態(tài)足跡之間相互影響，二者構(gòu)成的生態(tài)供求格差共同作用于區(qū)域大氣污染狀態(tài)。具體來看，一是當(dāng)生態(tài)足跡相當(dāng)時，地區(qū)間天然的生態(tài)承載力差距引致了大氣污染狀態(tài)的異質(zhì)性，并且生態(tài)承載力更小的區(qū)域要比生態(tài)承載力更大的區(qū)域更易被污染；二是在生態(tài)承載力相似的條件下，生態(tài)足跡的異質(zhì)性成為影響大氣污染非均衡狀態(tài)的重要原因，并且生態(tài)足跡趨于增大時，大氣污染狀態(tài)會呈現(xiàn)出先上升后下降的倒U型特征；三是無論生態(tài)承載力和生態(tài)足跡是否相同，區(qū)域大氣污染狀態(tài)由二者相互作用所產(chǎn)生的生態(tài)供求格差決定。根據(jù)生態(tài)承載力的基礎(chǔ)稟賦作用和生態(tài)足跡的能動約束作用可判定，當(dāng)生態(tài)系統(tǒng)供不應(yīng)求時，即當(dāng)生態(tài)供求格差為負(fù)時，生態(tài)虧損會惡化區(qū)域大氣污染狀態(tài)；反之則反是。概言之，地區(qū)間天然的生態(tài)承載力差距與人為的生態(tài)足跡差異相結(jié)合所形成的生態(tài)供求格差，造成了區(qū)域大氣污染的非均衡狀態(tài)。綜上，本文提出以下推論：

推論1：區(qū)域大氣污染的非均衡狀態(tài)，是由各自生態(tài)問題背后潛伏的生態(tài)供求格差（生態(tài)盈虧）所致，并且生態(tài)虧損越多，大氣污染越重。

生態(tài)承載力與生態(tài)足跡的綜合影響并非簡單地體現(xiàn)為生態(tài)供求格差對大氣污染狀態(tài)的影響，同時還可表現(xiàn)為生態(tài)承載力悖論（或“生態(tài)承載力詛咒”）現(xiàn)象。即在各區(qū)域環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)基本相同的背景下，高生態(tài)承載力地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動主體基于環(huán)境治理成本的選擇進(jìn)而導(dǎo)致大氣污染程度不降反升的現(xiàn)象。對于生態(tài)承載力更強(qiáng)的地區(qū)而言，自凈化能力也更強(qiáng)，由此使得當(dāng)?shù)卮嬖诟偷沫h(huán)境治理成本優(yōu)勢。這一成本優(yōu)勢會使得當(dāng)?shù)馗桩a(chǎn)生心安理得的“靠山吃山，靠水吃水”做法，因而可能引發(fā)更為嚴(yán)重的環(huán)境污染風(fēng)險。與之相反，生態(tài)承載力較弱的地區(qū)，自凈化能力也較弱，其環(huán)境治理成本更高，為減少治污成本，當(dāng)?shù)馗敢獠扇∠拗粕鷳B(tài)足跡擴(kuò)張的措施以降低對生態(tài)的索取，進(jìn)而有可能降低環(huán)境污染風(fēng)險。基于此，本文將生態(tài)承載力稟賦與大氣污染之間的這種反向關(guān)系歸納為如下邏輯鏈條：生態(tài)承載力越強(qiáng)→環(huán)境治理成本越低→污染動機(jī)越強(qiáng)→擴(kuò)大生態(tài)足跡→大氣污染越嚴(yán)重。

本文對“生態(tài)承載力悖論”的考量根植于中國“同一污染物在不同地區(qū)呈現(xiàn)不同污染狀態(tài)（污染的空間分異現(xiàn)象）和相鄰地區(qū)大氣污染狀態(tài)亦不相同（污染的程度分異現(xiàn)象）”這一典型事實。這是供給端的生態(tài)承載力和需求端的生態(tài)足跡綜合作用的體現(xiàn)。由此可見，大氣污染狀態(tài)與生態(tài)承載力或生態(tài)足跡之間并非單調(diào)的線性關(guān)系，需從生態(tài)供求關(guān)系視角綜合剖析生態(tài)承載力和生態(tài)足跡對大氣污染的聯(lián)動影響?；诖耍疚牡贸龅诙l推論：

推論2：生態(tài)承載力越強(qiáng)的城市，環(huán)境治理成本越低，越易引發(fā)提升生態(tài)足跡的逆向選擇而存在“生態(tài)承載力悖論”現(xiàn)象。

生態(tài)供求因素影響大氣污染狀態(tài)的傳導(dǎo)機(jī)制如圖1所示。

三、模型與變量

（一）模型設(shè)定

本文依托2001—2016年中國285個地級及以上城市相關(guān)數(shù)據(jù)甄別生態(tài)供求因素對城市大氣污染狀態(tài)的影響，并采用IV2SLS估計方法進(jìn)一步評價生態(tài)承載力、生態(tài)足跡和生態(tài)供求格差對城市大氣污染狀態(tài)的影響及相應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制。模型設(shè)置如下：

pm2.5it=β0+β1eccit+λ∑φφ=1xφit+μi+ηt+εit（1）

pm2.5it=ρ0+ρ1efit+λ∑φφ=1xφit+μi+ηt+εit（2）

pm2.5it=γ0+γ1edit+λ∑φφ=1xφit+μi+ηt+εit（3）

其中，下標(biāo)i、φ和t分別表示城市、控制變量的個數(shù)和年份；pm2.5表征大氣（霧霾）污染物中細(xì)顆粒物濃度；ecc是指人均生態(tài)承載力，此處為扣除了生態(tài)多樣性之后的僅為人類提供能源資源的部分；ef用于度量人均生態(tài)足跡；ed代表人均生態(tài)供求格差；x為控制變量的集合；μ和η分別表示地區(qū)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，分別控制不隨時間變化的特征因素以及特殊年份突發(fā)事件的干擾；ε為隨機(jī)擾動項。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

細(xì)顆粒物濃度（pm2.5）。本文將霧霾污染的成分選定為大氣中可吸入細(xì)顆粒物之一的PM2.5，以此作為霧霾污染的代理變量。為減少異方差及離群點(diǎn)的影響，細(xì)顆粒物濃度變量在實證分析中采用對數(shù)形式，記為lnpm2.5。

2.解釋變量

第一，人均生態(tài)承載力（ecc）。本文采用Wackernagel等［11，22］的做法，將測算公式確定為如下形式：

eccit=0.88×1Nit×∑6j=1aijt×γj×yj（4）

其中，eccit代表i城市第t年的人均生態(tài)承載力，單位為公頃/人

1公頃=0.01平方千米。，考慮到地球上各類型的生物生產(chǎn)性土地并非全部為人類所用，其中約有12%的生物多樣性保護(hù)用地，為此，本文將其中為人類提供能源資源的88%生態(tài)承載力作為考核指標(biāo)

此亦為式（4）中0.88的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義所在。。Nit是i城市第t年的年末戶籍人口數(shù)；aijt用于表征i城市第t年j類生物生產(chǎn)性土地面積，由耕地、建設(shè)用地、牧草地、林地、水域和化石能源用地6類土地面積組成。此處，生物生產(chǎn)性土地面積的概念界定和指標(biāo)選取，參考Rees等［22］的研究，將各種生物資源和能源資源消費(fèi)項目均按相應(yīng)的換算比例折算成相應(yīng)的土地面積，并由此將生物生產(chǎn)性土地面積界定為具有生物生產(chǎn)力的地表空間，對應(yīng)選取在某一行政區(qū)域內(nèi)所擁有的統(tǒng)計面積作為這6類生物生產(chǎn)性土地面積的代理指標(biāo)。在本文中，這6類生物生產(chǎn)性土地面積的數(shù)據(jù)由各省市統(tǒng)計年鑒相應(yīng)各期收集整理而得。上述6類生物生產(chǎn)性土地在空間利用上是互斥的，這使得人均生態(tài)承載力模型（人均生態(tài)足跡模型同理）能夠?qū)Ω黝惿锷a(chǎn)性土地面積進(jìn)行加總。換言之，人均生態(tài)承載力模型中關(guān)于6類生物生產(chǎn)性土地的劃分方式，為各類自然資本提供了一個統(tǒng)一的度量基礎(chǔ)，使它們之間能夠相對容易地建立起自然資本的等價關(guān)系。此外，式（4）中γj代表j類生物生產(chǎn)性土地的均衡因子，指不同類型土地的潛在生產(chǎn)力之比，相當(dāng)于各類土地被賦予的權(quán)重值。yj表示j類生物生產(chǎn)性土地的產(chǎn)量因子，指的是一個國家或地區(qū)某類土地的平均生產(chǎn)力與全球同類土地平均生產(chǎn)力的比率，即不同地區(qū)土地生產(chǎn)力之比，其大小取決于各地區(qū)的土地質(zhì)量狀況。

第二，人均生態(tài)足跡（ef）。本文將生態(tài)足跡調(diào)整為基于產(chǎn)出端（土地占用）而非基于消費(fèi)端的生態(tài)足跡，即無論該消費(fèi)品是否被本地消費(fèi)，只要是由本地生產(chǎn)（即占用本地的土地資源），均納入生態(tài)足跡范圍內(nèi)。此種做法的合理性在于：一方面，通過進(jìn)口獲得的消費(fèi)品并不會對本地的生態(tài)環(huán)境造成占用；另一方面，本地對于進(jìn)口的消費(fèi)品進(jìn)行了付費(fèi)，補(bǔ)償了出口地相應(yīng)生物生產(chǎn)性土地的資源環(huán)境損耗成本［26］。人均生態(tài)足跡的測算公式如下：

efit=1Nit×γj×∑6j=1qijmpjm（5）

其中，efit代表i城市第t年的人均生態(tài)足跡，單位為公頃/人。qijm為i城市第j類生物生產(chǎn)性土地上第m種生物（消費(fèi)品）的總產(chǎn)量。其中，耕地產(chǎn)量數(shù)據(jù)包括稻谷、小麥、玉米、豆類、薯類、花生、油菜、芝麻、甘蔗、甜菜、棉花、煙葉等經(jīng)濟(jì)作物的總產(chǎn)量；建設(shè)用地產(chǎn)量采用建筑業(yè)用電量表征；牧草地產(chǎn)量包括豬肉、牛羊肉等肉類總產(chǎn)量；林地產(chǎn)量主要是指園林水果的總產(chǎn)量；水域產(chǎn)量包括海水產(chǎn)品和淡水產(chǎn)品的總產(chǎn)量。pjm為第j類生物生產(chǎn)性土地上第m種生物（消費(fèi)品）的全球平均單位面積產(chǎn)量（平均生產(chǎn)能力）。

第三，人均生態(tài)供求格差（ed）。該指標(biāo)捕捉的是生態(tài)系統(tǒng)中供給端的人均生態(tài)承載力和需求端的人均生態(tài)足跡之間的相對剩余，以及該相對剩余對大氣污染狀態(tài)的聯(lián)動影響。其數(shù)值由人均生態(tài)承載力減去人均生態(tài)足跡而得，用公式可表示為ed=ecc－ef，若ed>0，則為人均生態(tài)盈余；反之為人均生態(tài)赤字。如前所述，人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)足跡的賬戶模型框架由Rees等［22］建立，利用均衡因子（γj）和產(chǎn)量因子（yj）將人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)足跡的差值構(gòu)建為生態(tài)赤字（即本文的生態(tài)供求格差）指標(biāo)。其合理性在于：將自然界能夠提供的資源能源數(shù)量與人類社會實際消耗的資源能源數(shù)量合理轉(zhuǎn)化為可以統(tǒng)一度量的生物生產(chǎn)性土地面積。本文借鑒Rees等［22］的思想，在人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)足跡兩個公式中均分別采用各類生物生產(chǎn)性土地的均衡因子（γj）和產(chǎn)量因子（yj）對轉(zhuǎn)換系數(shù)加以度量。因此，無論人口數(shù)量（N）、生產(chǎn)總量（q）、平均生產(chǎn)力（p）等因素的數(shù)值如何變動、單位如何不統(tǒng)一，均可通過以均衡因子（γj）和產(chǎn)量因子（yj）為表征的轉(zhuǎn)換系數(shù)加以統(tǒng)一度量。處于平行維度的人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)足跡，可以差值的形式構(gòu)建人均生態(tài)供求格差指標(biāo)。

人均生態(tài)供求格差變量存在諸多負(fù)值，不滿足取對數(shù)的條件。為此，本文采取標(biāo)準(zhǔn)化方法規(guī)避上述不足，標(biāo)準(zhǔn)化后的人均生態(tài)供求格差變量記為sed。具體核算方法如下：

sedit=（edit－edminit）/（edmaxit－edminit）（6）

其中，sedit是標(biāo)準(zhǔn)化處理后的指數(shù)，edit是實際觀測值，edmaxit是樣本最大值，edminit是樣本最小值。

3.工具變量

本文采用工具變量法（IV）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。第一，人均生態(tài)承載力的工具變量。本部分將其設(shè)置為：相對地理距離指數(shù)與建成區(qū)面積的交互項（sd×ar）。其中，關(guān)于相對地理距離指數(shù)變量，借鑒鐘茂初［3］建立的中國各地生態(tài)承載力相對表征的函數(shù)方程，并以接近中國全域“人口重心”及“經(jīng)濟(jì)重心”的湖北省武漢市為比較基準(zhǔn)，即設(shè)定武漢市的相對地理距離指數(shù)數(shù)值為100，通過各地中心區(qū)域到胡煥庸線的垂直距離衡量當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)稟賦，再依據(jù)各地區(qū)空間數(shù)值與基準(zhǔn)的比值來表征各地區(qū)生態(tài)稟賦的相對差異。使用區(qū)域生態(tài)承載力相對表征變量的好處在于：一是測算便捷且結(jié)果基本符合中國胡煥庸線空間布局規(guī)律；二是采用基于地理特征的生態(tài)稟賦指標(biāo)，降低了大氣污染狀態(tài)受到行政邊界劃分帶來的地區(qū)人口、生物生產(chǎn)性土地面積及其產(chǎn)量等總量指標(biāo)的異質(zhì)性影響，有助于規(guī)避變量之間的內(nèi)生性問題。區(qū)域生態(tài)承載力相對表征的方程如下：

di=A/（1?400－li）2（7）

其中，di表示i城市生態(tài)承載力相對表征變量的數(shù)值大小，即本文的相對地理距離指數(shù)。為簡化起見，以下將生態(tài)承載力相對表征變量表述為相對地理距離指數(shù)。li為第i個城市至胡煥庸線的垂直距離；Ａ為參數(shù)。如前所述，設(shè)定武漢市的相對地理距離指數(shù)數(shù)值為100，因此，武漢市以東地區(qū)的相對地理距離指數(shù)為正數(shù)，與此同時，武漢市以西地區(qū)的相對地理距離指數(shù)為負(fù)值?？紤]到相對地理距離指數(shù)變量存在諸多負(fù)值，為此，本文同樣采取標(biāo)準(zhǔn)化方法，標(biāo)準(zhǔn)化后的相對生態(tài)承載力變量記為sd。具體核算方法同式（6）。

考慮到生態(tài)承載力是指具有生物生產(chǎn)力的地表空間這一重要意涵，并且諸多學(xué)者均采用某一區(qū)域內(nèi)所擁有的統(tǒng)計面積作為生態(tài)承載力的代理指標(biāo)，為此，本文構(gòu)造相對地理距離指數(shù)與建成區(qū)面積的交互項（sd×ar），并采用對數(shù)形式表征，記為ln（sd×ar）。該時變變量之所以能夠作為人均生態(tài)承載力的工具變量，一方面是因為地理距離的遠(yuǎn)近和建成區(qū)面積的多寡這二者均與生態(tài)承載力的大小息息相關(guān)，某一地區(qū)至胡煥庸線的正向距離越大、建成區(qū)面積（單位為平方千米）越多，所表征的人均生態(tài)承載力也越高，滿足有效工具變量的相關(guān)性假定；另一方面，相對地理距離指數(shù)指標(biāo)和建成區(qū)面積指標(biāo)由地區(qū)自然地理條件決定，滿足有效工具變量的外生性假定。

第二，人均生態(tài)足跡的工具變量。采用校正后的夜間燈光數(shù)據(jù)作為人均生態(tài)足跡的工具變量，記作lnlig。夜間燈光數(shù)據(jù)較為客觀地記錄了所在城市日常社會經(jīng)濟(jì)活動及其能源消耗，較為準(zhǔn)確地刻畫了所在城市社會活動的空間分布。本文所使用的夜間燈光數(shù)據(jù)來源于美國國家海洋和大氣管理局提供的原始美國國防氣象衛(wèi)星（DMSP）夜光影像。考慮到夜間燈光原始數(shù)據(jù)并非完全由同一個衛(wèi)星拍攝，而不同衛(wèi)星記錄的柵格亮度存在異質(zhì)性，本文對原始夜間燈光數(shù)據(jù)進(jìn)行了校正。從現(xiàn)實情況來看，當(dāng)期污染狀態(tài)深受前期城市社會經(jīng)濟(jì)活動的影響，為考察大氣污染狀態(tài)的滯后性影響，同時為了規(guī)避潛在的內(nèi)生性影響，本文將夜間燈光數(shù)據(jù)確定為1999—2013年的區(qū)間范圍內(nèi)。

第三，人均生態(tài)供求格差的工具變量。首先，對人均生態(tài)供求格差等式兩邊同時取對數(shù)，得lned=ln（ecc－ef）=lnecc/lnef。而后，將人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)足跡的工具變量分別代入公式，得到人均生態(tài)供求格差的工具變量。最后，工具變量確定為：以對數(shù)形式表征的“相對地理距離指數(shù)與建成區(qū)面積的交互項”與“校正后的夜間燈光數(shù)據(jù)”之比，記為ln（sd×ar）/lnlig。

4.控制變量

結(jié)合已有研究，本文的控制變量包括：實際GDP及其二次項、貿(mào)易開放度、科技支出水平、人口、城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制。其中，實際GDP及其二次項均以2000年為基期測算而得，分別記作lngdp和lngdp2；貿(mào)易開放度（lnfdi）、科技支出水平（lntec）和人口（lnper）變量分別以當(dāng)年實際利用外資額、地方政府財政的科技支出水平和城市常住人口總量的對數(shù)形式表征；與此同時，采用城市常住人口占總?cè)丝诒戎亍⒌诙a(chǎn)業(yè)占實際GDP的比重分別表征城鎮(zhèn)化率（cit）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind）；此外，采用環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)衡量環(huán)境規(guī)制（env）。

5.數(shù)據(jù)來源

PM2.5濃度數(shù)據(jù)來源于中國環(huán)境監(jiān)測總站，其他變量的數(shù)據(jù)來源于2002—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及各省市相應(yīng)年份統(tǒng)計年鑒。少量變量的缺失數(shù)值采用線性插值法補(bǔ)全。在人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)赤字的核算公式中，耕地、林地、草地和水域四類生物生產(chǎn)性土地的均衡因子、產(chǎn)量因子和全球平均產(chǎn)量數(shù)據(jù)來源于全球生態(tài)足跡網(wǎng)（global?footprint?network）于2017年公布的Working?Guidebook?to?the?National?Footprint?Accounts；電力的全球能源折算系數(shù)和全球平均產(chǎn)量（全球平均能源足跡）數(shù)據(jù)則以世界自然基金會（WWF）的參考數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)。具體來看，均衡因子分別為：耕地252、林地128、草地043、水域035、建設(shè)用地252；產(chǎn)量因子分別為：耕地132、林地255、草地193、水域100、建設(shè)用地132；世界平均產(chǎn)量分別為：耕地（蔬菜18?000千克/公頃；薯類12?607千克/公頃）、林地（水果18?000千克/公頃）、草地（豬肉74千克/公頃、牛肉33千克/公頃、羊肉33千克/公頃）、水域29千克/公頃。此外，關(guān)于建設(shè)用地的世界平均產(chǎn)量，本文根據(jù)綜合能耗計算通則GB/T?2589—2008國家標(biāo)準(zhǔn)將電力的產(chǎn)出能耗值統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為“噸標(biāo)準(zhǔn)煤”能耗量，折算標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)為0001?229噸標(biāo)準(zhǔn)煤/千瓦·時。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)Odum［23］的各類能量測算公式得到電力產(chǎn)量的能值轉(zhuǎn)換率，為36吉焦/噸，再依據(jù)平均能源的生態(tài)足跡1?000吉焦/公頃，測算得到統(tǒng)一單位的建設(shè)用地世界平均產(chǎn)量。囿于數(shù)據(jù)可得性，化石能源用地不納入本文考察范圍。

四、實證結(jié)果

（一）基本命題檢驗

表2展示了人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)足跡影響大氣污染狀態(tài)的內(nèi)生性處理的回歸結(jié)果。其中，第（1）（2）列展示了分別在尚未加入控制變量和加入控制變量的情形下，單純對人均生態(tài)承載力變量進(jìn)行工具變量處理的回歸結(jié)果；第（3）（4）列展示了分別在尚未加入控制變量和加入控制變量兩種情形下，單獨(dú)對人均生態(tài)足跡及其二次項變量（lnef2）進(jìn)行工具變量處理的回歸結(jié)果；第（5）（6）列展示了分別在尚未加入控制變量和加入控制變量兩種情形下，同時納入人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)足跡的工具變量的回歸結(jié)果。從中可知，擬合優(yōu)度均超過0.1，并且最小特征統(tǒng)計量均顯著高于Staiger等［24］審定的臨界值10，據(jù)此可認(rèn)為不存在弱工具變量問題。進(jìn)一步歸納可知：就人均生態(tài)承載力而言，地區(qū)生態(tài)承載力發(fā)揮了積極的物質(zhì)稟賦作用。無論是否加入控制變量，人均生態(tài)承載力變量與PM2.5濃度變量之間均顯著負(fù)相關(guān)，符合“生態(tài)承載力物質(zhì)稟賦效應(yīng)”命題。人均生態(tài)承載力越高，大氣污染程度越低?；诖?，命題1得到驗證。

從人均生態(tài)足跡來看，地區(qū)生態(tài)足跡對大氣污染狀態(tài)存在顯著的環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）效應(yīng)?本研究將“環(huán)境庫茲涅茨曲線”效應(yīng)界定為：生態(tài)環(huán)境污染狀態(tài)隨著經(jīng)濟(jì)社會影響程度的提高而呈現(xiàn)先上升后下降的特征。。無論是否加入控制變量，人均生態(tài)足跡對PM2.5濃度的估計系數(shù)均顯著為正，人均生態(tài)足跡的二次項回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。由此可見，人均生態(tài)足跡與大氣污染排放之間的倒U型特征顯著。大量研究顯示，人均生態(tài)足跡對大氣狀態(tài)的破壞性依賴其嚴(yán)重程度，一般情況下，只有當(dāng)生態(tài)足跡超過生態(tài)承載力致使地區(qū)產(chǎn)生生態(tài)赤字時，方可對大氣狀態(tài)產(chǎn)生不可逆的破壞性影響。

（二）基本推論的檢驗

探討為何大氣污染在不同地區(qū)或同一地區(qū)不同時期呈現(xiàn)不同狀態(tài)的現(xiàn)象，需要考慮中國大氣污染在地理空間層面上的異質(zhì)性。參照鐘茂初等［3］的做法，依據(jù)“胡煥庸線”和“次胡煥庸線”，重新劃分了東部、中部和西部

具體來看，以璦琿—騰沖線（胡煥庸線）和煙臺—河池線（次胡煥庸線）為基準(zhǔn)，將煙臺—河池線以東遞延省份歸為東部，將璦琿—騰沖線和煙臺—河池線之間的省份劃分為中部，將璦琿—騰沖線以西遞延省份視為西部。新的東中西部的省份分別為：東部地區(qū)包括上海、江蘇、浙江、安徽、江西、福建、廣東、廣西、海南、湖南和湖北11個省份；中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧、北京、天津、河北、山東、山西、河南、重慶、云南和貴州12個省份；西部地區(qū)有新疆、青海、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古、陜西和四川7個省份。，并據(jù)此設(shè)置了東部（east）和中部（middle）兩個0—1虛擬變量。若某城市位于上海、江蘇、浙江、安徽、江西、福建、廣東、廣西、海南、湖南和湖北11個省份，則east取值為1，否則為0；若某城市位于黑龍江、吉林、遼寧、北京、天津、河北、山東、山西、河南、重慶、云南和貴州12個省份，則middle取值為1，否則為0。

圖2和圖3分別展示了東中西部三個地區(qū)人均生態(tài)承載力和人均生態(tài)足跡兩個指標(biāo)的發(fā)展趨勢。根據(jù)圖2，盡管東部地區(qū)的生態(tài)承載力總量高于中西部地區(qū)，但東部地區(qū)所維育的人口數(shù)量最多，由此導(dǎo)致其人均生態(tài)承載力（eecc）最??；相比之下，中部和西部兩地的人均生態(tài)承載力在初始階段較為接近，但隨著時間的推移，中部地區(qū)的人均生態(tài)承載力（mecc）逐漸超過西部地區(qū)（wecc）。根據(jù)圖3，由于中國人口數(shù)量分布呈現(xiàn)出東南半壁高于西北半壁的規(guī)律，可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)因人口集聚導(dǎo)致人均生態(tài)足跡（eef）最大，其次是中部地區(qū)（mef），西部地區(qū)最?。╳ef）。

1.人均生態(tài)供求格差影響大氣污染狀態(tài)（推論1）的檢驗

表3分別從全國層面以及加入東部和中部虛擬變量的地區(qū)層面檢驗了人均生態(tài)供求格差對當(dāng)?shù)卮髿馕廴緺顟B(tài)的影響。其中，第（1）（3）列展示了以差值形式構(gòu)建人均供求格差指標(biāo)的回歸結(jié)果。同時，為了更加穩(wěn)健地考察人均生態(tài)供求格差對大氣污染的影響，本文以人均生態(tài)承載力與人均生態(tài)足跡之比的形式構(gòu)建人均生態(tài)供求格差指標(biāo)。第（2）（4）列展示了以比值形式構(gòu)建人均生態(tài)供求格差指標(biāo)的回歸結(jié)果。

第（1）列展示的是全國層面人均生態(tài)供求格差影響大氣污染狀態(tài)的IV2SLS回歸結(jié)果：全國層面的人均生態(tài)供求格差變量對大氣污染的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明人均生態(tài)盈余越高，大氣污染水平越低，反之則越高。第（2）列的回歸結(jié)果與第（1）列一致，全國層面的人均生態(tài)供求格差對大氣污染呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響。第（1）（2）列的回歸結(jié)果符合推論1，即區(qū)域大氣污染狀態(tài)是由各自生態(tài)問題背后潛伏的生態(tài)供求格差所致，并且生態(tài)虧損越大越易于被污染。第（3）列展示的是加入東部和中部兩個虛擬變量且所有變量均標(biāo)準(zhǔn)化之后的回歸結(jié)果

此處std是標(biāo)準(zhǔn)化的代數(shù)符號。對應(yīng)到文中，標(biāo)準(zhǔn)化之后的變量分別記作：霧霾污染濃度對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化stdlnpm2.5，東部地區(qū)與人均生態(tài)供求格差對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化std（east×lnsed），中部地區(qū)與人均生態(tài)供求格差對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化std（middle×lnsed），東部地區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)化stdeast，中部地區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)化stdmiddle。。當(dāng)east=1且middle=0時，東部地區(qū)城市的生態(tài)供求格差與霧霾污染排放之間呈現(xiàn)顯著的正向相關(guān)性，生態(tài)盈余越大，霧霾污染排放越多，生態(tài)承載力悖論現(xiàn)象存在。與東部地區(qū)的表現(xiàn)不同，當(dāng)east=0且middle=1時，中部地區(qū)城市的生態(tài)供求格差與霧霾污染排放之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)向相關(guān)性，即生態(tài)盈余越大，霧霾污染越小。當(dāng)east=0且middle=0時，西部地區(qū)與中部地區(qū)的表現(xiàn)較為一致，人均生態(tài)供求格差與霧霾污染之間顯著負(fù)相關(guān)。第（4）列的結(jié)果與第（3）列相似：東部地區(qū)人均生態(tài)供求格差的回歸系數(shù)為-0.01，東部地區(qū)城市的生態(tài)供求格差與大氣污染排放之間呈現(xiàn)顯著的正向相關(guān)性，生態(tài)承載力悖論現(xiàn)象存在。與東部地區(qū)的表現(xiàn)不同，中部地區(qū)人均生態(tài)供求格差的回歸系數(shù)為-0.264，城市的生態(tài)供求格差與大氣污染排放之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)向相關(guān)性。西部地區(qū)與中部地區(qū)的表現(xiàn)較為一致，其人均生態(tài)供求格差的回歸系數(shù)為-0.181，人均生態(tài)供求格差與大氣污染之間顯著負(fù)相關(guān)。

歸納可知，中部和西部地區(qū)的人均生態(tài)供求格差對大氣污染狀態(tài)的影響顯著為負(fù)，再次驗證了推論1。相比之下，東部地區(qū)的生態(tài)供求格差對大氣污染狀態(tài)的影響卻顯著為正，即東部地區(qū)生態(tài)盈余越大，大氣污染越嚴(yán)重。這與推論2的結(jié)論相似。這一看似異常結(jié)果其所表達(dá)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義和邏輯卻較為直觀：在東中西部各區(qū)域環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)基本相同的背景下，相比于中部和西部地區(qū)，東部地區(qū)更高的生態(tài)承載力引致更低的污染治理成本和更強(qiáng)的生態(tài)足跡動機(jī)，據(jù)此引發(fā)更高的生態(tài)虧損，進(jìn)而導(dǎo)致更為嚴(yán)峻的大氣污染狀態(tài)。

2.生態(tài)承載力悖論（推論2）的檢驗

表4展示了加入東部和中部兩個虛擬變量的IV2SLS估計結(jié)果。本文對各變量均采取標(biāo)準(zhǔn)化處理，以期直接比較東部、中部和西部地區(qū)生態(tài)承載力對大氣污染影響的相對大小。觀察可知，就地理空間結(jié)構(gòu)而言，人均生態(tài)承載力對霧霾污染濃度的影響呈現(xiàn)出東部>中部>西部的特征，“生態(tài)承載力悖論”現(xiàn)象顯著存在。可能原因在于各區(qū)域環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)相同，環(huán)境治理成本不同。相對于中部和西部地區(qū)而言，生態(tài)承載力更高的東部地區(qū)，其自凈化能力也更強(qiáng)，由此形成了環(huán)境治理成本優(yōu)勢，加之在更高的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平驅(qū)動下有更高的生態(tài)足跡動機(jī)，其虹吸勞動力、資本等要素不斷向該地區(qū)集聚的能力更強(qiáng)，消耗的能源資源總量和排放的污染物水平也更高。至此，推論2得到基本驗證。

五、機(jī)制分析

（一）生態(tài)承載力的機(jī)制檢驗

為考察生態(tài)承載力通過何種中間機(jī)制產(chǎn)生“生態(tài)承載力悖論”現(xiàn)象，本文將構(gòu)建如下計量模型進(jìn)行實證檢驗：

lnpm2.5it=α+β1lneccit+β2lnphit+β3lneccit×lnphit+λ∑φφ=1xφit+μi+ηt+εit（8）

其中，ph為城市移動電話用戶規(guī)模，單位為萬戶，其數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，在實證過程中采用對數(shù)形式（lnph）以緩解異方差問題。本文選擇城市移動電話用戶規(guī)模反映該城市的人口集聚狀態(tài)及其所引致的生態(tài)負(fù)載情況，作為“生態(tài)承載力悖論”現(xiàn)象的中間機(jī)制變量。采用該指標(biāo)作為機(jī)制變量的原因在于，生態(tài)承載力越高的地區(qū)所集聚的人口數(shù)量亦越多，而生態(tài)負(fù)載與人口數(shù)量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)聯(lián)。在網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)時代，移動通信和互聯(lián)網(wǎng)已成為區(qū)域競爭優(yōu)勢的源泉以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新動能，對重塑中國經(jīng)濟(jì)地理格局產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。?而作為人口集聚的一種表征形式，移動電話用戶規(guī)模不僅較好地匹配了該地區(qū)的人口數(shù)量，而且可以引申出人口集聚對資源環(huán)境的生態(tài)負(fù)載這一更深層意涵。

表5第（1）（2）列為全國層面人均生態(tài)承載力通過人口集聚渠道影響大氣污染排放的回歸結(jié)果。觀察可知，人均生態(tài)承載力的回歸參數(shù)顯著為負(fù)，同時人均生態(tài)承載力與移動電話用戶數(shù)的交互項的回歸參數(shù)顯著為正。這表明以移動電話用戶數(shù)為表征的人口集聚成為人均生態(tài)承載力對大氣污染的潛在影響機(jī)制，并發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即遞增的人口集聚削弱了生態(tài)承載力對大氣污染的物質(zhì)稟賦作用。第（3）（4）列為加入東部和中部兩個地區(qū)虛擬變量且對全部變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以后的回歸結(jié)果。測算可知，東、中、西部地區(qū)人均生態(tài)承載力的回歸參數(shù)均顯著為負(fù)，并且各地區(qū)人均生態(tài)承載力與移動電話用戶數(shù)交互項的回歸系數(shù)均顯著為正。這一結(jié)果再次表明“生態(tài)承載力悖論”現(xiàn)象顯著。

（二）生態(tài)足跡的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)檢驗

為考察結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對大氣污染狀態(tài)的影響，本文將構(gòu)建如下計量模型進(jìn)行實證檢驗：

lnpm2.5it=α+β0lnefit+β1lninnit+β2lnscait+β3strit+β4lnefit×lninnit+

β5lnefit×lnscait+β6lnefit×strit+λ∑φφ=1xφit+μi+ηt+εit（9）

其中，lnef×str為人均生態(tài)足跡變量與結(jié)構(gòu)變量的交互項，表征結(jié)構(gòu)效應(yīng)。此處str采用“區(qū)位熵”表征，并以城市服務(wù)業(yè)就業(yè)人員數(shù)除以該城市總就業(yè)人數(shù)與全國服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)除以全國總就業(yè)人數(shù)的比值度量，經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為產(chǎn)業(yè)集聚水平。lnef×lnsca是人均生態(tài)足跡變量與規(guī)模變量的交互項，表征規(guī)模效應(yīng)。規(guī)模變量采用實際GDP除以所在城市到胡煥庸線的垂直距離表征，經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為單位生態(tài)承載力的產(chǎn)出水平。在規(guī)模變量中，位于分子位置的實際GDP衡量的是經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模，位于分母位置的各城市到胡煥庸線的垂直距離，考慮的是經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和大氣污染均難以脫離生態(tài)承載力這一自然地理因素而獨(dú)立存在的事實，除以該垂直距離可以緩解實際GDP總量指標(biāo)沒有區(qū)分各地區(qū)在土地規(guī)模、交通距離等總量規(guī)模上的差異。lnef×lninn為人均生態(tài)生態(tài)足跡變量與城市技術(shù)創(chuàng)新能力變量的交互項，表征技術(shù)效應(yīng)。技術(shù)效應(yīng)采用中國城市創(chuàng)新指數(shù)度量，數(shù)據(jù)來源于《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告2017》。

表6為人均生態(tài)足跡對大氣污染的傳導(dǎo)機(jī)制的回歸結(jié)果。其中，第（1）（2）列逐一考察了在控制人均生態(tài)足跡工具變量且未加入控制變量和加入控制變量時人均生態(tài)足跡的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)。第（1）列顯示人均生態(tài)足跡的回歸參數(shù)顯著為正，此時，人均生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模交互項的回歸參數(shù)顯著為正、人均生態(tài)足跡與人口就業(yè)結(jié)構(gòu)交互項的回歸參數(shù)顯著為正、人均生態(tài)足跡與城市創(chuàng)新指數(shù)交互項的回歸參數(shù)顯著為負(fù)。這意味著，規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)均成為人均生態(tài)足跡對大氣污染的潛在影響機(jī)制，并且規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用，即不斷擴(kuò)張的經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模和人口就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化顯著強(qiáng)化了人均生態(tài)足跡對大氣污染的推升作用；與之相反，技術(shù)效應(yīng)發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，城市創(chuàng)新能力顯著削弱了人均生態(tài)足跡對大氣污染的推升作用。第（2）列顯示人均生態(tài)足跡的回歸參數(shù)顯著為正，此時，人均生態(tài)足跡的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)與第（1）列的回歸結(jié)果一致，前兩者顯示出顯著的正向調(diào)節(jié)作用，后者顯示出顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

第（3）（4）列考察了同時對人均生態(tài)足跡和人均生態(tài)承載力兩個變量進(jìn)行工具變量處理時人均生態(tài)

足跡的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，人均生態(tài)足跡變量及其與經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模和人口就業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項的回歸參數(shù)均顯著為正，規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)作用。與之不同，人均生態(tài)足跡與城市創(chuàng)新指數(shù)交互項回歸系數(shù)的符號與人均生態(tài)足跡相反，意味著技術(shù)效應(yīng)起到了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即技術(shù)效應(yīng)抑制了生態(tài)足跡對大氣污染的推升作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為探討生態(tài)因素影響大氣污染狀態(tài)實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文一方面對連續(xù)變量在1%和99%分位處分別做了縮尾處理，排除各變量異常值對回歸結(jié)果的不利影響；另一方面，基于控制變量滯后一期的檢驗，降低內(nèi)生性對回歸結(jié)果產(chǎn)生的偏差。兩類方法所得到的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，本文命題和推論再次得到驗證

限于文章篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果留存?zhèn)渌鳌！?/p>

六、結(jié)論與啟示

綜合考察生態(tài)承載力和生態(tài)足跡對大氣污染狀態(tài)的影響，這是認(rèn)識生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)中相互作用、相互滲透的一個窗口。為此，本文基于生態(tài)供求格差視角，利用2001—2016年中國285個地級以上城市的面板數(shù)據(jù)，實證分析了生態(tài)承載力和生態(tài)足跡以及生態(tài)供求格差因素對大氣污染狀態(tài)的作用大小和方向，嘗試解釋大氣污染的空間分異和程度分異現(xiàn)象背后的作用機(jī)理。

研究結(jié)果顯示：第一，生態(tài)承載力對大氣污染的自凈化能力發(fā)揮了基礎(chǔ)的物質(zhì)稟賦作用，并且生態(tài)承載力因為天然的區(qū)域稟賦格差而成為大氣污染狀態(tài)的緊約束，表現(xiàn)為生態(tài)承載力越小，大氣污染越嚴(yán)重。第二，“生態(tài)承載力悖論”現(xiàn)象較為普遍。對于生態(tài)承載力更高的地區(qū)而言，其生態(tài)稟賦更高，對應(yīng)的自凈化能力也更強(qiáng)，這會使得當(dāng)?shù)馗桩a(chǎn)生增加生態(tài)負(fù)載的逆向選擇機(jī)會主義行為，更有可能增加大氣污染物排放量進(jìn)而引發(fā)更為嚴(yán)重的環(huán)境污染風(fēng)險。第三，生態(tài)足跡對大氣污染狀態(tài)產(chǎn)生了能動約束作用，并且地區(qū)間生態(tài)足跡所產(chǎn)生的技術(shù)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)引發(fā)了其對大氣污染狀態(tài)的倒U型影響。技術(shù)效應(yīng)起到抑制大氣污染的作用，而規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)加重了大氣污染，三者相結(jié)合引致生態(tài)足跡與大氣污染之間存在顯著的“庫茲涅茨曲線”關(guān)聯(lián)。第四，地區(qū)間天然的生態(tài)承載力差距和人為的生態(tài)足跡異質(zhì)性相結(jié)合，所形成的生態(tài)供求格差，造成了地區(qū)間大氣污染的非均衡狀態(tài)，生態(tài)虧損拉大使資源環(huán)境負(fù)荷超過其承載能力和自凈化能力而造成大氣污染程度加深。

基于上述研究結(jié)果，本文得到以下政策啟示：一是要將“生態(tài)承載力紅線”納入各項經(jīng)濟(jì)和環(huán)境政策，作為地區(qū)合理控制生態(tài)足跡的前置約束。為此，不能盲目追求經(jīng)濟(jì)增長的速度與規(guī)模，而要在明確地區(qū)合理開發(fā)邊界的前提下開展有總量控制的經(jīng)濟(jì)活動。二是要追求績效評估的環(huán)境公平，制定并實施環(huán)境公平的政策決策。對各城市相關(guān)部門生態(tài)環(huán)境治理績效及努力程度的評判，不能僅依靠實際環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)的高低，必須充分考慮各城市生態(tài)承載力的自然條件及大氣污染的歷史存量問題。

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編輯：李再揚(yáng)，高原

Vol.?45No.?5Sept.?2023

Covered?in?Haze：?Transmission?Mechanism?and?Empirical?Analysis?of?Ecological?Supply?and?Demand?Factors

XIA?Yong1，?HU?Yabei1，?KOU?Dongxue2，?ZHANG?Caiyun3

1.School?of?International?Business?and?Economics，?Nanjing?University?of?Finance?and?Economics，?Nanjing?210023，?China

2.Institute?of?Industrial?Economics，?Chinese?Academy?of?Social?Sciences，Beijing?100006，China

3.Institute?of?Economics，?Chinese?Academy?of?Social?Sciences，?Beijing?100836，China

Summary?Currently，?Chinese?cities?face?a?prominent?coexistence?of?ecological?supply?and?demand?imbalances?and?air?pollution?disparities.?It?is?manifested?as?the?different?states?of?pollution?in different?regions，?that?is，?the?phenomenon?of?spatial?differentiation?of?pollution?on?the?one?hand，?on?the?other?hand，?it?is?reflected?in?the?phenomenon?of?varying?degrees?of?pollution?caused?by?the?same?pollutant?in?areas?with?similar?ecological?carrying?capacity.?This?study?aims?to?theoretically?explain?the?internal?influence?mechanism?of?“covered?in?haze”and?propose?solutions?by?examining?ecological?factors.?However，?research?on?the?linkage?between?ecological?supply?and?demand?and?air?pollution?is?limited，?hindering?the?understanding?of?the?spatial?and?degree?differentiation?of?“covered?in?haze”.

This?study?investigates?the?impact?of?ecological?factors?on?air?pollution?in?Chinese?cities?by?analyzing?panel?data?from?285?Chinese?cities?using?the?Instrumental?VariablesTwo?Stage?Least?Squares?regression?method，?which?not?only?analyzes?the?monotonous?influence?and?its?mechanism?of?ecological?carrying?capacity?and?ecological?footprint?on?the?air?pollution，?but?also?comprehensively?examines?the?combined?impact?of?the?two?on?nonequilibrium?state?of?air?pollution，?avoiding?the?endogenous?effects?between?variables?and?ensuring?the?unbiased?empirical?results.?The?study?is?grounded?in?the?prevalent?spatial?and?degree?differentiation?of?urban?air?pollution?in?China.

The?findings?reveal?several?important?insights.?First，?ecological?carrying?capacity?significantly?affects?air?pollution?levels.?Higher?ecological?carrying?capacities?correspond?to?lower?degrees?of?air?pollution.?Although?ecological?carrying?capacity?becomes?a?tight?constraint?on?the?state?of?air?pollution，?a?greater?ecological?carrying?capacity?can?also?reduce?the?cost?of?urban?environmental?governance，?leading?to?adverse?selection?and?resulting?in?the?“ecological?carrying?capacity?paradox”.?Second，?the?ecological?footprint?exerts?significant?technical，?scale，?and?structural?effects?on?air?pollution.?While?the?technical?effect?suppresses?air?pollution，?the?scale?and?structural?effects?exacerbate?it，?leading?to?a?distinctive?“Environmental?Kuznets?Curve”?relationship?between?the?ecological?footprint?and?air?pollution.?Specifically，?the?technological?effect?is?reflected?in?the?expansion?of?ecological?footprint to?improve?economic?growth?capacity，?providing?economic?support?for?research?and?development?investment?and?environmental?protection?technology?improvement，?help?to?reduce?the?pollutant?emission?level?of?unit?output，?and?then?optimize?the?air?pollution?state.?The?scale?effect?is?reflected?in?the?increase?of?ecological?footprint?leading?to?the?expansion?of?economic?scale，?which?leads?to?the?increase?of?energy?consumption?and?pollution?intensity，?and?ultimately?worsens?the?degree?of?air?pollution.?The?structural?effect?is?reflected?in?the?industrial?agglomeration?caused?by?the?improvement?of?ecological?footprint，?which?leads?to?the?increase?of?pollutant?emissions?from?related?industries，?and?ultimately?leads?to?the?increase?of?air?pollution.?Third，?the?nonequilibrium?state?of?air?pollution?in?each?city?is?attributed?to?ecological?surpluses?or?deficits?underlying?their?respective?ecological?problems.?Cities?with?higher?ecological?deficits?experience?higher?degrees?of?air?pollution.

Compared?to?previous?studies，?this?paper?offers?a?comprehensive?analysis?of?the?internal?logic?behind?the?combined?effects?of?ecological?carrying?capacity?and?ecological?footprint?on?the?nonequilibrium?state?of?air?pollution.?Furthermore，?it?introduces?the?concepts?of?“ecological?carrying?capacity?paradox”?and?“ecological?footprint?EKC?effect”，?contributing?to?the?enrichment?of?sustainable?development?theory?and?understanding?the?internal?and?external?causes?of?environmental?pollution?as?well?as?potential?governance?strategies.