互联网技术进步对区域环境质量的影响及空间效应
发布时间：2021-12-21
摘 要：首先，从环境监测动态化、政府环境监管信息化、社会公众参与环境保护深度化及环保产业智能化4个维度分析了互联网技术对环境质量的作用机理。然后，利用探索性空间数据分析互联网技术进步与环境污染(废水、二氧化硫、氮氧化物及一般工业固体废物)的空间关联性，并基于扩展的环境库兹涅茨曲线(EKC)，结合空间计量模型考察互联网技术进步对环境污染的影响。研究结果表明：互联网技术进步与环境污染存在显著的空间溢出效应;互联网技术进步能显著减少环境污染、改善环境质量;针对不同的污染物，经济增长对环境质量的影响效果不同。最后，基于研究结论，提出提高区域环境质量的政策建议。
关键词：互联网技术;环境质量;空间效应;经济增长
0 引言
随着信息技术的发展及其在环境保护领域的创新 应 用，互联网在环境保护中的作用日益突显。2015年1月，我国实施的新环境保护法主张环境保护信息化建设与信息公开;同 年 3 月，国 务 院 总 理 李克 强 提 出 制 定 “互 联 网 + ”行 动 计 划。 统 计 数 据 显示，截 至2016 年 6 月，中 国 网 民 规 模 达 7.10 亿 人，互联网普及率为51.7%，网民数量已跃居世界第一，环境保护是网上报道最多、关 注 度 最 高、讨 论 最 热 烈的 话 题 之 一，环境问题已成为全世界普遍关注的热点。信息不对称是造成环境管理困难的一个重要原因，不仅增加了环境管理成本，而且削弱了环境政策的有效性与权威性，导 致 管 理 主 体 缺 位，降 低 公 众 参与 积 极 性，使得环保信息来源渠道单一[1]。 而 互 联网 的 开 放 性、交 互 性、实时性弥补了以往环境管理的不 足，“互联 网+环 保”成为推动环境治理现代化和环境管理转型的重要手段。
1 理论基础
1.1 互联网技术对环境质量的作用机理
Steve等[2]将生态环境演变的驱动力分为直接驱动力和间接驱动力。其中，直接驱动力包括气候、土 壤 等直接影响环境 的 因 素，间接驱动力包括社会、经 济、科技等可控因子。生态环境演变强调了间接驱动力的作用，因而研究可控因子对环境的影响对于环境污染治理具有重要意义[3]。基于此，本文从影响环境质量的间接因素出发，分析互联网技术对环境质量的作用机理。
(1)环境监测动 态 化。利 用 大 数 据、云 计 算 等 互 联网技术[4-7]，实时动态监测空气质量、河 流 水 质、土 壤 变化等环境信息，并对环境监测数据进行整合，综 合 分 析环境质量与污染数据的关联及变化规律，探 析 区 域 污染现状及空间分布特征，预 测 污 染 趋 势，既 能 为 认 识 环境问题及治理环境污染提供依据，又能为政府减排决策制定提供 技 术 支 撑。例 如，广东省佛山市已正式实施的《佛山市互联网+环境保护工作方案》就 是 利 用 大数据、云计算 等 信 息 技 术，建立环境质量与环境容量、排污总量之 间 的 动 态 联 系，通过挖掘环境数据应用价值，为环境管理提供科学依据。
(2)政府 环 境 监 管 信 息 化。政府是环境保护的主导力量[8]，而环境监管是环境保护事业发展的着力点。互联网技术日益成熟，提升了环境信息化应用水平[9]，实现了各种资源的有效调度及各部门环境信息联动与资源共享[10]，针对性地弥补了传统监管工具的不足，丰富了环境监管手段，为政府提高监管效率、提升 环 境 监管执法效果提供了信息支持。例 如，黑 龙 江 省 在“互 联网+”思维 下，搭建了环境监管决策“一 张 图”，即通 过环境监管、决 策 指 挥、移动执法的综合管理，实 现 全 方位无盲区的环境监管，提高环境保护综合水平。
(3)社会公众参与环境保护深度化。环 境 状 况 与公众生活质量 息 息 相 关[11]，公众的环境需求是环境保护的根本动 力。互联网技术为公众获取环境信息[12]、形成环保意 识、参与环保提供了新的方式和契机。公众利用互联网实时通讯技术、移动终端平台等，一 方 面可以获取环境监测数据和环保知识，了解环境监管措施和环境治理成果;另 一 方 面，可以将环境污染行为和污染证据提供给环保监测部门，督促环保部门积极跟进、监督污染企业，形成对环境质量和环境执法效果的双重监督。例 如，公 众 环 境 研 究 中 心 推 出“蔚 蓝 地 图” APP，使公众能够通过互联网与手机实时查询和监督身边的污染 源，参与环境污染治理。社会公众参与环保、举报环境违法行为已成为加强环境监管的重要手段[13]。
(4)环保 产 业 智 能 化。“互联 网 +”为 环 保 产 业 发展带来重大 变 革，互联网平台优势为企业寻求产品创新、开发洁净生产方式，实现企业绿色低碳发展带来机遇，并通过加速环保科技成果产业化推动环保产业经济结构调整。例如，以环保产业链为核心的“互 联 网+环保”平 台，开创性地利用互联网思维与信息通信技术，构建了全新环保产业互联网生态，实现了环保企业的产业升级和资源循环。
互联网实现了政府严格高效的环境监管、执 法 与公众环境污染实时监督相结合，倒逼企业改进生产工艺，连锁带动环保产业整体发展。
1.2 环境质量影响因素
相关研究发现，环境质量还受到宏观经济、环 境 治理力度、产业 结 构、对 外 开 放 水 平、科学技术水平等多因素影响。因 此，本文分别从规模效应、制 度 效 应、结构效应、贸易效应以及技术效应 5个方面探讨其它环境质量间接影响因素。
(1)规模 效 应。主要表现为经济发展水平对环境质量的影 响。Grossman 和 Krueger[14]指出，环 境 质 量与经济发展间存在倒 U 型 关 系，该关系曲线被称为环境库兹涅 茨 曲 线(EKC)。环境库兹涅茨曲线表明，当经济发展水平较低时，环境污染随着经济增长而加剧;当经济发展达到一定水平后，环境污染随着经济增长而缓解。其主要原因 在 于，当经济发展水平较低时，工业化和城市化进程加剧了环境污染;当经济发展达到一定水平后，人们对生活环境质量的要求提高，对 环 境质量的关注 度 越 来 越 高，国家通过制定相应的法律法规，加强对环境污染监管与治理，有 效 减 轻 了 环 境 污染。
(2)制度 效 应。不同的环境制度会产生不同的环境效果。完善的环境制度能够规范生产行为和环境治理行为，影响到当地污染排放水平。包群等[15]，黄茂 兴等(2013)认为，环境规制有利于抑制企业排污行为。
(3)结构效应。经 济 发 展 初 期，经 济 结 构 从 农 业 向工业的转变加 深 了 环 境 污 染 程 度[16]，工业化进程加快导致资源过度 消 耗、废弃物排放量大幅增加[17]。随着经济发展方式 转 变、产业结构优化升级，高 能 耗、高 污染工业比重 下 降，第三产业比重上升。相 比 第 一 产 业和第二 产 业，第三产业资源消耗少、污 染 排 放 少。因此，第三产业比重越高，环境质量越好。
(4)贸易 效 应。贸易开放对环境的影响存在两种不同的观点，一种观点认为外商直接投资有利于改善东道国的环境质量。外资企业执行的严格环境标准以及使用的清洁生产技术降低了污染排放量，从 而 改 善了环境质量;另一种观点 是“污染避难所假说”，认为 外商直接投资导致东道国环境质量恶化，环 境 管 制 严 格的发达国家将污染产业转移到环境管制较松的发展中国家，生产资源消耗性产品和污染密集型产品加剧了东道国环境污染。
(5)技术 效 应。科技进步对环境质量的影响覆盖了全过程，包 括 事 前 防 御、事 中 指 导 及 事 后 治 理[3]，高效、环保的生产技术能有效控制污染物排放。科 技 进步也可能仅扩大了生产规模或提高了生产效率，但 并未实现环保生产，此时科技进步反而加剧了环境污染。
国内外学者针对不同的研究对象、研 究 视 角，采 用不同方法研究环境污染影响因素，一些学者还探讨了互联网技术对环境保护带来的影响，但仍存在以下不足：第一，现有文献都是从宏观层面探讨互联网技术对环境管理的 可 行 性，以及互联网技术在环境保护中的应用与意义，缺乏微观层面结合实际情况的互联网技术进步对环境质量影响的实证研究;第 二，目 前 有 研 究发现环境污染具有空间自相关性[18-20]，即由 于 空 气、水脉的流动具 有 不 可 控 性，一个地区环境质量不仅受到当地污染物 排 放 影 响，还受到周边地区污染物排放影响。以往研究未考虑到互联网技术进步及空间自相关性对环境污染的影响，且多采用时间序列、截 面 数 据 或传统的面板 数 据，较少使用空间计量方法进行面板数据分析。
鉴于此，本文首先分析我国互联网技术进步与环境污染空间 分 布 特 征，然后将互联网技术进步和环境污染的空间自相关性纳入空间计量模型，分 析 互 联 网技术进步对环境污染的影响。本文从互联网动态发展角度入手，揭示互联网技术进步与环境污染在地理分布上的空间 效 应，重点考察互联网技术进步对环境污染的影响，以期为我国利用信息化手段治理环境污染提供科学依据。
2 模型构建
2.1 空间相关性检验
为测度互联网技术进步与省域环境污染在地理空间上的关联性、异质性 及 集 聚 特 征，采用局域空间自相关 Moran指数及其散点图、局部空间关联指标LISA 集群图。
2.3 数据来源与指标选取
自2011年起，环保部先后修订了统计制度中的指标体系、调查方法及相关技术规定，因此本文采用2011-2014年的数据。样本覆盖大陆31个省、直辖市 和 自治区(以下简称为区域或省域)，原始数据来自历年《中国统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》。
国外对环境污染的衡量采用环境污染绝对水平或污染强度，中国学者对环境污染的衡量多采用污染排放总量，且多选用工业 源 污 染 指 标，较少采用污染排放强度。本文将统计范围扩展至工业源、农 业 源、城 镇 生活 源、机 动 车、集中式污染治理设施5个 领 域。同 时，考虑到污染物的多样性及不同污染物治理的差异性，选取水体污染物(废水)、气体 污 染 物(二氧化硫和氮氧化物)和固体污染物(一般工业固体废物)3种形态的污染物，并对其 进 行 处 理，采用污染物排放强度指标(污染排放总量 与 面 积 之 比)，包括 废 水 排 放 强 度(P1)、二氧化硫排放 强 度(P2)、氮氧化物排放强度(P3)和一 般工业固体废物排放强度(P4)。
互联网技术进步(INT)采用互联网普及率度量;经济增长(GDP)采用各地区实际 GDP衡量，数 据 以2011年为基期，用 历 年 各 地 区 GDP 平减指数消除价格影响;环境治理力度(EG)采用环境污染治理投资和环境基础设施 投 资 总 额 之 和 占 GDP 比 重 反 映;产 业 结 构(STR)采用第三产业 增 加 值 占 GDP的比 重 衡 量;贸 易开放(OPE)采用外商投资企业进出口总额度量，依 据当年人民币兑美元的年平均汇率将美元转换为人民币，并进行 GDP平减修正;科技投入(TEC)采用科研费用支出进行间接度量，并进行 GDP平减修正。
3 实证分析
3.1 空间自相关性检验
互联网普及率与环境污染指标的 Moran指数如表1所示，检验结果显 示：互 联 网 普 及 率 的 Moran指数 均为正值，且通过 了1%显著 性 水 平 检 验，说 明 我 国 内 地31个省域互联网普及率在地理分布上呈现显著的空间正相关，表现出相似性之间的空间集聚;废 水 排 放 强度、二氧化硫排放强度、氮氧化物排放强度及一般工业固体废物排放强度4个 指 标 的 Moran指数 在5%水平下均通过检验，且显 著 为 正，说 明 废 水、二 氧 化 硫、氮 氧化物及一般工业固体废物的排放均呈显著空间正相关，表现为空间分布上的污染集聚现象。
互联网普及率与环境污染的 Moran散点 图 显 示，大部分省域集中在第一象限和第三象限。互 联 网 普 及率的 Moran散点 图(见 图1)显 示，2014年7个省 域 位于第一象限，比2011年增加1个;2014年16个省 域 位于第三象限，比2011年减少2个;2011年、2014年位于第一象限和第三象限的省份合计占样本总数的比重分别为77.42%、74.19%。
废水、二氧化硫、氮氧化物及一般工业固体废物的Moran散点图显示，2011年和2014年4个环 境 污 染 指标位于第一、三象限的省域个数合计占样本总数的比重均 未 发 生 变 化，分 别 为80.65%、77.42%、90.32%、87.10%。可见，各省域互联网普及率与环境污染均表现出明显的 空 间 依 赖 性，大部分省域与相邻省域存在相似集聚效应，高-高 和 低-低类型集聚占主导地位，互联网普及率较高(低)的省域趋向与互联网普及率较高(低)省域邻近，同样地，高(低)环境污染省域趋于与高(低)环境污染省域相邻。
互联网普及率的 LISA 集群 图(见 图2)显 示，互 联网普及率在我国区域空间分布上形成了两个不同的集聚区域：以天津为中心，与北京等周边省域组成的互联普及率高值集聚区，通过与天津等省域合作，能 够 带 动周边省域互联网普及率提高，如河北由最初的 LH 象限跃迁至 HH 象限;以重庆等地区为中心，与 湖 北、贵州、云南、四川等周边省域组成的互联普及率低值集聚区，该区域互联普及率均较低，无法起到带动作用。
废 水、二 氧 化 硫、氮氧化物及一般工业固体废物的 LISA 集群 图 显 示，废 水、二氧化硫和氮氧化物排放强度在空间分布上的集聚效应相似，具 体 表 现 为：形 成 以 江 苏、浙 江 为 中 心，与周边地区组成的排放强度 高 值 集 聚 区;以 青 海、甘 肃 等 地 区 为 中 心，与 周 边省域形成的排放强度低值集聚区。
3.2 空间计量估计与分析
Hausman检 验结 果 显 示，4 个环境污染模型应采用固定效应 模 型，根据固定效应对空间效应和时间效应两类非观测效应的不同控制效果，可以分为无固定效应、空间固 定 效 应、时 间 固 定 效 应、空间与时间双固定效应。根据 Anselin等[22]提出的判别准则，如果 LMlag比 LMerror在统计 中 更 为 显 著，且 RobustLMlag显著而 RobustLMerror不显著，则适用空间自回归模型(SAR);反之则采用空间误差模型 (SEM)。本 文 4个环境污染模型的拉格朗日乘子检验结果均显示，应选择空间自回归模型(SAR)，将环境污染排放物废水、二氧化硫、氮氧化物和一般工业固体废物的 SAR 模 型分别表示为模 型1、模 型2、模 型3和 模 型4，检 验 结 果见表2和表3。
表2 和 表 3 显 示，模 型 1- 模 型 4 中 R2、corr-squared、LogL等统计量在采用无固定效应和时间固定效应时具有 较 好 拟 合 度，模型能够较好反映出各解释变量对废水、二 氧 化 硫、氮 氧 化 物、一般工业固体废物的排放强度的影响。从模型中解释变量系数的估计结果看，采用时间固定效应时各解释变量系数大多通过了显著性检验，对样本的解释力度较高，估 计 结 果 优 于无固定效 应、空 间 固 定 效 应、时 空 固 定 效 应。因 此，本文在后续研究中选用时间固定效应的估计结果进行讨论。
模型1-模型4的估计结果显示，空间自回归系数 ρ在1%的统计水平 上 显 著 为 正，表明环境污染在地理空间上存在显著的空间相关效应。邻近省域环境污染严重，本省域环境污染也会受其影响，环境污染受到相邻省域溢出影响显著。
互联网普及率的估计系数在模型1-模 型4中 均显著为负，说明互联网技术进步将减少废水、二 氧 化硫、氮氧化物、一般工业固体废物的排放，改 善 环 境 污染情况。数据 显 示，互联网技术进步对废水排放的改善效果最 好，系 数 为-1.3020，其次是二氧化硫、氮 氧化物，对一般工业固体废物排放的改善效果最小。互联网技术发展在环境治理中主要表现为以下 3点：① 环境管理的互联网信息化实现了环境资源整合和信息共享，环保部门能及时、准确地掌握环境污染变化情况并采取控制 措 施 环 境 污 染，提高了环境监管效率和环境治理水平，有效改善 了 环 境 质 量;②公众通过互联网信息平台普及了环境保护知识、增强了环境保护意识，借助移动互联网主动监督环境治理情况、反 馈 环 境 污染行为，积极 参 与 环 境 保 护，推动了环保事业的开展; ③利用互联网发展环保产业，采用环境友好型技术实现清洁生产，减少污 染 排 放。互联网将环境信息、环 保部门监管情况和企业治污情况置于“阳 光”下，接 受 社会公众监督，督促环保部门严格监管，迫使企业积极开展环境整治，形 成 了 以 政 府、公 众、企业为主体的多元共治的环境防治局面，有效改善了环境污染状况。
经济发展水平的回归系数在模型1和模型2中通过显著性检验。模型1中β1 估计值显著为负，β2 估计值不显著，β3 估计值 显 著 为 负，表明经济发展水平与废水排放强度呈倒 N型关系，即废水排放强度随经济发展水平提高而呈现 先 下 降，然 后 趋 于 平 缓。在 此 期 间，废 水 排放强度不会随着经济发展水平变化而发生急剧变化，超过这一平台期以后，又呈现下降的发展趋势。模型2中的β1 估计值显著为正，β2 估计值显著为负，β3 估计值显著为正，表明收入与二氧化硫排放强度之间呈 N 型 关系。二氧化硫排放强度随着经济发展水平提高呈现上升-下降-上升的发展趋势。模型3和模型4中的经济发展水平回归系数不显著，表明氮氧化物和一般工业固体废物排放强度与经济增长不存在 EKC曲线关系。实际上，环境库兹涅茨曲线能否得以证实或其形态差异在很大程度上取决于环境污染指标和估计方法的选取。例如，针对二氧化硫等重点监管污染物的研究，与 固 体废物等没有得到重视的污染物的研究，其结论存在较大差异[23-25]，本文的研究结果也证实了这一观点。
环境治理力度对废水排放强度的影响仅在10%的统计水平下显著为负，估 计 系 数 为-0.1594，对二 氧 化硫、氮氧化物、一般工业固体废物排放强度的影响不显著，说明环境污染治理投资对改善环境污染状况有一定效果，但对大多数环境污染物的影响效果不明显。可能的原因是：①环境污染治理投资严重不足。2014年，我国各省域环境污染治理投资与环境基础设施建设投资总额之和占 GDP的比重最少为0.59%，最多为6.09%，平均值为2.41%，有19个省域低于全国平均水平;②目前我国环境治理费用利用效率不高。虽 然 环 境 治 理 费用逐年增加，但并未有效减少污染物排放;③我 国 环 境污染治理模式主要为末端治理。环 境 治 理 投 资 不 能 从源头上减少污 染 物 产 生，反而会导致污染物排放增多，不得不加大环境治理力度，导致环境治理投资增多的情况。
产业结构的 回 归 系 数 在 模 型1-模型3中 显 著 为正，在模型4中 不 显 著，表明产业结构对废水、二 氧 化硫、氮氧化物排放强度具有正向影响，而 对 一 般 工 业 固体废物排放强度影响不显著。将该估计结果与样本期内31个地区产业结构变化实际情况进行对比：2011-2014年，第三产 业 增 加 值 占 GDP比重的平均值分别为40.32%、41.30%、43.47%和44.24%，第二产业 增 加 值占 GDP比重的平均值分别为49.08%、48.20%、46.43%和45.83%。可见，虽然第三产业增加值比重逐步增加，但仍然低于第二产业，并且第三产业发展对资源环境压力的减缓还不能抵消第二产业过度消耗资源及排放废弃物造成的环境损害。可以预见，随着第三产业增加值比重的逐步增加及第二产业增加值比重逐步降低，产业结构调整达到合适的比例时，环境改善效果将会显现。
贸易开放的回归系数在模型1-模型4中均显著为正，表明贸易开放加剧了环境污染。该 结 论 证 实 了“污染避难所假 说”，即发达国家严格的环境管制和较高 的环境标准迫使企业(特别是高污染企业)向 环 境 标 准 低的国家转移。一 段 时 间 以 来，我国以经济建设为中心，一些地方政府为拉动经济增长、吸 引 外 商 投 资，放 宽 环境管制标准，从而加速资源消耗并生产更多污染密集型产品，导致以 废 水、二 氧 化 硫、氮 氧 化 物、一 般 工 业 固 体废物为代表的污染物增加，造成环境恶化。
科技投入的回归系数在模型1-模型4中均显著为正，表明科技水平提高会导致废水、二 氧 化 硫、氮 氧 化物、一般工业固体废物排放强度提高。科技进步不但没有改善环境质量反而加剧了环境污染，其 可 能 的 原 因是：地方政府热衷于经济增长，重 视 经 济 增 长 有 关 技 术而较少关注环保技术，在促进技术进步过程中缺乏环保意识，科技进步提高了资源和能源的利用效率、生 产 效率，扩大了生产规模，但并没有实现清洁生产，没有产生环境匹配技术对环境污染进行事前预防和事后处理[26]。——论文作者：解春艳，丰景春，张 可
