王文普

(南通大學(xué)商學(xué)院，江蘇南通226019)

環(huán)境規(guī)制、空間溢出與地區(qū)產(chǎn)業(yè)競爭力

王文普

(南通大學(xué)商學(xué)院，江蘇南通226019)

利用1999－2009年中國30個省大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，考察了產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素，特別是環(huán)境規(guī)制的影響。通過非空間模型和空間Durbin模型檢驗了產(chǎn)業(yè)競爭力和環(huán)境規(guī)制的關(guān)系。在空間模型中，估算了直接和溢出效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制變量的直接和溢出效應(yīng)分別為－0.17和0.559，且統(tǒng)計上高度顯著，進而其總效應(yīng)也顯著為正。這表明，環(huán)境規(guī)制有較高的正的空間溢出效應(yīng)，這似乎有可能引發(fā)地區(qū)間的環(huán)境競次競爭行為;如果忽略污染的空間溢出，將嚴(yán)重低估環(huán)境規(guī)制的作用。還發(fā)現(xiàn)，外商直接投資、科技人員數(shù)和產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)競爭力有顯著的正的直接效應(yīng)。進而提出政府應(yīng)加快完善環(huán)境補償?shù)闹贫?，一是中央政府?yīng)當(dāng)建立健全環(huán)境補償立法;二是完善環(huán)境補償?shù)墓芾眢w制，協(xié)調(diào)和指導(dǎo)跨地區(qū)的環(huán)境補償;三是加大與環(huán)境補償有關(guān)的財政轉(zhuǎn)移支付力度。

環(huán)境規(guī)制;空間溢出;產(chǎn)業(yè)競爭力;空間計量

隨著環(huán)境意識的不斷增強和環(huán)境價值觀念的轉(zhuǎn)變，人們對環(huán)境的需求逐漸上升，使得經(jīng)濟與環(huán)境之間關(guān)系日益緊張。對于發(fā)展水平和技術(shù)水平都相對低下的發(fā)展中國家，一方面由于工業(yè)化對經(jīng)濟增長的巨大推動作用，迫切需要發(fā)展工業(yè)帶動經(jīng)濟增長，另一方面在發(fā)展工業(yè)化的同時也承擔(dān)著巨大的環(huán)境代價。那么，環(huán)境規(guī)制是否有礙于經(jīng)濟競爭力，已成為世界各國尤其是發(fā)展中國家備受關(guān)注的議題。本文以中國環(huán)境規(guī)制的背景，探討環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)競爭力的影響，特別是環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)。

1 文獻評述

有關(guān)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟競爭力的關(guān)系，學(xué)術(shù)界提出了三種基本解釋。第一，新古典解釋。該理論認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制在矯正環(huán)境負(fù)外部性的同時，也給企業(yè)帶來了額外負(fù)擔(dān)。與沒有環(huán)境規(guī)制相比，受規(guī)制的企業(yè)或部門將面臨較高的生產(chǎn)成本，進而對企業(yè)、部門或地區(qū)的競爭力產(chǎn)生不利影響，特別對那些環(huán)境成本占生產(chǎn)成本比重高于平均水平的部門來說，這種不利影響可能更加顯著［1］。這一解釋強調(diào)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)和部門的成本結(jié)構(gòu)和市場結(jié)構(gòu)特征造成的不利影響。第二，環(huán)境競次競爭假說。該假說與新古典解釋有一定的聯(lián)系，但側(cè)重點不同。它認(rèn)為，不同地區(qū)或國家之間對待環(huán)境規(guī)制強度和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的行為類似于“公共地悲劇”的發(fā)生過程［2］，其邏輯基礎(chǔ)是，地區(qū)或國家之間的策略性行為［3］，即每個地區(qū)都擔(dān)心其他地區(qū)采用比本地區(qū)更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)而使本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)失去競爭優(yōu)勢。為了避免競爭力的損失，地區(qū)之間會競相采取更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，進而加劇總體的環(huán)境質(zhì)量惡化。需注意的是，該假說與當(dāng)前的情形是相悖的?？v觀世界各國還是一國內(nèi)部，目前實施的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)比過去均有了不同程度的提高。不過，該假說揭示了一個重要的現(xiàn)象，由于污染的空間溢出，使得實行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制的地區(qū)不能獲得其規(guī)制的全部利益，這就是所謂的規(guī)制空間溢出。第三是波特假說。與前兩種解釋不同，波特假說則認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制所引起的競爭力損失可能是短期的，但從中長期來看，由于環(huán)境規(guī)制的推動，企業(yè)有可能通過技術(shù)創(chuàng)新來提高生產(chǎn)效率，進而提高產(chǎn)業(yè)的競爭力［4］。盡管這種樂觀的觀點招致種種質(zhì)疑，但波特假說引起人們重新審視環(huán)境與經(jīng)濟的關(guān)系。

上述三種基本理論都在經(jīng)驗或案例研究的基礎(chǔ)上提出的，并引發(fā)大量的實證研究，盡管已有研究沒有取得一致的結(jié)論。然而，多數(shù)經(jīng)驗分析并沒有解釋污染空間溢出的影響。近來一些學(xué)者把污染溢出效應(yīng)引入到環(huán)境規(guī)制與競爭力的關(guān)系之中。例如，Embora等［5－6］利用半?yún)?shù)平滑方法估計了跨界污染溢出對美國各州的經(jīng)濟競爭力(用總要素生產(chǎn)率增長來衡量)的影響，他們發(fā)現(xiàn)污染溢出對經(jīng)濟競爭力存在負(fù)的影響。王文普［7］使用多因素結(jié)構(gòu)法來剔除污染溢出影響的結(jié)果表明，當(dāng)引入污染溢出效應(yīng)時，環(huán)境規(guī)制對中國產(chǎn)業(yè)競爭力的邊際影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于不包含污染溢出時的影響。

當(dāng)前中國正處于工業(yè)化發(fā)展的關(guān)鍵時期，同時也面臨著巨大的環(huán)境壓力。那么，實施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制是否會對中國的產(chǎn)業(yè)競爭力造成了不利影響?影響究竟有多大?本文將以中國30個省級①北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等30個省區(qū)。因缺少西藏的大中型工業(yè)企業(yè)科技數(shù)據(jù)，分析時不包括西藏。的大中型工業(yè)企業(yè)為樣本，通過污染空間溢出來刻畫環(huán)境規(guī)制的溢出效應(yīng)，并實證檢驗環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競爭力的關(guān)系，并探討相關(guān)的政策涵義。因而，我們將集中于兩個問題。一個是通過非空間模型考察環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競爭力的經(jīng)驗關(guān)系。另一個是通過包含環(huán)境規(guī)制溢出的空間模型以檢驗在中國是否存在環(huán)境競次競爭，進而量化環(huán)境規(guī)制空間溢出的影響。

2 產(chǎn)業(yè)競爭力影響因素模型

本部分構(gòu)建了兩個模型。第一個模型是在不考慮規(guī)制的空間溢出的情形下，考察環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競爭力之間的直接關(guān)系。第二個模型則是，當(dāng)引入環(huán)境規(guī)制的空間溢出時，重新估計二者之間關(guān)系，并估算規(guī)制溢出效應(yīng)，以檢驗是否存在環(huán)境競次競爭。

2.1 模型I的設(shè)定

對于第一個問題，我們基于Jefferson等［8］的研究，假定產(chǎn)業(yè)競爭力是污染排放和部門特征變量的函數(shù)。也就是說，定義一般的競爭力函數(shù)為

其中，Y表示產(chǎn)業(yè)競爭力測度，Z是影響產(chǎn)業(yè)競爭力的其他因素(如FDI、研發(fā)和產(chǎn)業(yè)規(guī)模等)。E為污染排放測度，來捕捉環(huán)境壓力的程度。在環(huán)境經(jīng)濟學(xué)中，有關(guān)污染的處理常見方法有兩種［9］。一種是將污染作為一種生產(chǎn)要素，因為污染代表了環(huán)境資本的使用。另一種則是將污染視作“好”產(chǎn)出的一種連帶產(chǎn)品，此時污染意味著生產(chǎn)過程中的外部性。我們采用第二種處理方法來衡量污染排放E，它表示本轄區(qū)“自己的污染”水平。由于污染在地區(qū)間是可轉(zhuǎn)移的，要直接測度一個轄區(qū)中“自己的污染”是非常困難的，故我們使用環(huán)境規(guī)制強度來度量污染排放的影響。污染排放測度E包括工業(yè)SO2處置率、工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率和工業(yè)固定廢物處置率等三個子項組成的，以表示環(huán)境規(guī)制強度。污染排放與環(huán)境規(guī)制強度存在負(fù)相關(guān)，即環(huán)境規(guī)制強度越強，則污染排放就越少;反之則污染排放就越多。

要確定環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)競爭力的影響，參照Mamuneas等［10］的處理方法，對(1)式求時間微分并除以Y，得到

考慮到地區(qū)具體特征，我們還引入地區(qū)固定效應(yīng)μi以捕捉各地區(qū)特定因素的外生變化，時間虛擬變量ηt來反映產(chǎn)業(yè)競爭力的周期性行為。并假設(shè)隨機誤差eit服從(0，σ2)。于是，我們的第一個經(jīng)驗設(shè)定可寫為

系數(shù)bE的大小和符號直接描述環(huán)境規(guī)制強度對競爭力的影響程度與方向。由于沒有包含環(huán)境規(guī)制溢出效應(yīng)(用污染的空間溢出來表示)，通過“去均值法”來消除固定效應(yīng)之后，可直接用標(biāo)準(zhǔn)方法(OLS)估計此方程。

2.2 模型II的設(shè)定

下面考察我們的第二個問題，首先需要構(gòu)建環(huán)境規(guī)制的空間溢出，然后定義一般的競爭力函數(shù)以解釋規(guī)制空間溢出的影響。

2.2.1 環(huán)境規(guī)制的空間溢出

污染的空間溢出體現(xiàn)了地區(qū)間的外部性，且意味著一種扭曲。例如，上風(fēng)地區(qū)通過環(huán)境介質(zhì)將污染物傳送給下風(fēng)地區(qū)，這將造成嚴(yán)重的經(jīng)濟扭曲。因為污染源地區(qū)通過向轄區(qū)外傳送污染物，減少本轄區(qū)的環(huán)境污染水平，從而降低了環(huán)境規(guī)制的機會成本，提高本轄區(qū)高污染活動的競爭優(yōu)勢。然而，在接收污染的地區(qū)，其環(huán)境污染水平提高了，高污染活動的競爭優(yōu)勢有可能會下降?？梢姡廴镜目臻g溢出也是引起地區(qū)間環(huán)境規(guī)制策略性行為的一個關(guān)鍵因素。因而，我們將通過污染空間溢出來描述這種策略性行為。

如何衡量污染溢出?文獻中至少提供了三種方法［5］。其一是從經(jīng)驗上尋找兩種污染測度，例如環(huán)境濃度與污染排放之間關(guān)系。其二是使用空間矩陣來構(gòu)建各地區(qū)間的相互關(guān)系。如地理相鄰權(quán)重矩陣、經(jīng)濟權(quán)重矩陣，和距離權(quán)重等。最后是建立一個“傳輸矩陣”。就環(huán)境污染來說，一個地區(qū)的污染傳送到其他地區(qū)取決于風(fēng)向、地理位置等因素，因而將污染排放矢量轉(zhuǎn)化為每個地區(qū)的污染“剩余”矢量，需要構(gòu)建污染的“傳輸矩陣”來考慮這些因素的可能影響。然而，目前我們未能獲得第一和第三種方法所需要的信息和資料，故我們使用第二種處理方法來描述地區(qū)間的污染溢出(或規(guī)制溢出效應(yīng))。

其中i≠j，Qij為與地區(qū)i的相鄰地區(qū)j的工業(yè)增加值(1995年不變價)，J為地區(qū)i的鄰居集。

2.2.2 環(huán)境規(guī)制空間溢出與產(chǎn)業(yè)競爭力

為了考慮環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)，類似于模型I，我們定義如下競爭力函數(shù)為

對(2－4)式求時間的微分并除以Y，得到

這里，權(quán)重矩陣W=ITWN;參數(shù)ρ、λ和γ表示E和E*的空間相關(guān)性。并假設(shè)，其中n=NT。當(dāng)γ≠0時，(8)式表明隨機沖擊u與v之間存在簡單的相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)式(5)－(8)，經(jīng)整理后得到

與模型I一樣，引入地區(qū)和時間虛擬變量后，從而模型II可寫為

其中，空間滯后因變量W和空間滯后解釋變量W反映了規(guī)制空間溢出的影響。由于上式中含有內(nèi)生變量W Y^，標(biāo)準(zhǔn)的 OLS 方法是不可行的，我們使用 Elhorst［11］建議的空間極大似然函數(shù)技術(shù)(S－ML)來估計此模型。此外，模型中含有固定效應(yīng)，我們通過“去均值法”來消除固定效應(yīng)，Lee和Yu稱之“直接法”。然而，他們證明，當(dāng)“T固定，N較大”時，“直接法”有可能導(dǎo)致(部分)參數(shù)的有偏估計。對此，他們建議了“轉(zhuǎn)換法”和“有偏修正法”兩種方法來克服估計有偏。其中，“有偏修正法”是在“直接法”的基礎(chǔ)上，對估計參數(shù)進行修正。本文采用“有偏修正法”以獲得參數(shù)的一致估計［11］。

2.2.3 環(huán)境規(guī)制溢出的量化方法

與線性估計不同，在含有滯后因變量的空間模型中，系數(shù)的正確解釋應(yīng)考慮模型中的非線性關(guān)系。事實上，(10)式中隱含著一種非線性關(guān)系。其可改寫矩陣形式

要計算解釋變量變化對因變量的影響大小，可以求(11)式中解釋變量的自偏導(dǎo)數(shù)(即直接效應(yīng))和交叉偏導(dǎo)數(shù)(或空間溢出效應(yīng))。也就是說，(12)式的右邊矩陣中對角元素之和平均值和非對對角元素行之和平均值分別為解釋變量變化所引起的直接和溢出效應(yīng)①，并使用Elhorst(2010)提出的方法，通過模擬1 000次計算出它們的 t值(詳見［11］)。

3數(shù)據(jù)

本文所使用的數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，其為中國30個省1999－2009年大中型工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來自新中國60年統(tǒng)計資料匯編、中國統(tǒng)計年鑒、中國科技年鑒和中國環(huán)境年鑒。利用這些數(shù)據(jù)來構(gòu)建分析中所使用的變量。

3.1 產(chǎn)業(yè)競爭力指數(shù)

構(gòu)造地區(qū)的產(chǎn)業(yè)競爭力指數(shù)。從技術(shù)上講，競爭力可描述為多維的、持續(xù)的經(jīng)濟績效［12］。因而鑒于單一指標(biāo)的缺陷，我們將從增長力(grwth)、資源配置力(res)和技術(shù)創(chuàng)新力三方面來構(gòu)造地區(qū)的產(chǎn)業(yè)競爭力測度指標(biāo)，即產(chǎn)業(yè)競爭力Y=f(grwth，res，innov)。其中，增長力由大中型企業(yè)的工業(yè)增加值增長率和就業(yè)增長率兩個子項來構(gòu)成，以捕捉地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展壯大的能力，也反映了產(chǎn)業(yè)競爭力的動態(tài)性。工業(yè)增加值用工業(yè)GDP指數(shù)轉(zhuǎn)換為1995年不變價。資源配置力也由大中型工業(yè)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率(產(chǎn)業(yè)增加值/從業(yè)人員年平均數(shù))和成本費用利潤率(利潤總額/成本費用總額)兩個子項組成，來反映各地配置可得經(jīng)濟資源來實現(xiàn)盡可能大的經(jīng)濟效率的能力。如果資源配置越強，那么越有可能有效地利用所掌控的各種經(jīng)濟資源，也越有可能以較低的代價實現(xiàn)最大的利潤，從而中市場競爭中立于不敗之地。最后是技術(shù)創(chuàng)新力，它則由新產(chǎn)品銷售率(新產(chǎn)品銷售收入/產(chǎn)品銷售總收入)和企業(yè)平均專利申請數(shù)(專利申請數(shù)/行業(yè)中企業(yè)數(shù))兩個子項構(gòu)成。技術(shù)創(chuàng)新不僅通過較低的資源使用成本，也通過創(chuàng)造出新的產(chǎn)品在市場上銷售等多種途徑對競爭力產(chǎn)生影響。

3.2 環(huán)境規(guī)制測度

由于“自己的污染”難以直接觀測到，使用環(huán)境規(guī)制水平來間接度量“自己的污染”水平。在文獻中，環(huán)境規(guī)制的衡量可以從投入(如污染治理支出)和產(chǎn)出(如污染排放)兩方面進行。鑒于數(shù)據(jù)的可得性和可靠性，我們利用污染排放來衡量各省的環(huán)境規(guī)制強度，其包括了工業(yè)SO2、工業(yè)廢水和工業(yè)固體廢物三種污染排放。環(huán)境規(guī)制強度分別用SO2處理率(工業(yè)SO2去除量/(工業(yè)SO2排放量+工業(yè)SO2去除量))、廢水排放達(dá)標(biāo)率(工業(yè)廢水達(dá)標(biāo)排放量/工業(yè)廢水排放量)、固體廢物處置率(工業(yè)固體廢物處置量/(工業(yè)固體廢物排放量+工業(yè)固體廢物處置量))等三個子項來表示。

與競爭力測度一樣，將三個子項轉(zhuǎn)化為一個合成指標(biāo)。即先計算出各子項，然后轉(zhuǎn)換為0－100值，最后，通過求算術(shù)平均計算出合成指標(biāo)Eit，用來作為環(huán)境規(guī)制強度的測度，以顯示一個地區(qū)對污染治理的態(tài)度和決心。若E指數(shù)值愈大，則意味著該地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度就越高。

3.3 反映地區(qū)特征的其他變量

其他變量矢量Z^以控制各地的具體特征，包括①規(guī)模變量ES。它用各地大中型工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)品銷售收入來表示，產(chǎn)品銷售收入不僅測度了各地工業(yè)產(chǎn)出規(guī)模，也可反映企業(yè)的經(jīng)濟業(yè)績與產(chǎn)品市場認(rèn)可度。產(chǎn)品銷售收入用居民消費價格指數(shù)轉(zhuǎn)化為1995年不變價。②外商直接投資FDI，用各省的外資企業(yè)資產(chǎn)總值/大中型工業(yè)企業(yè)的資本總值的比率來表示。對一個省區(qū)來說，F(xiàn)DI是一種集資本、技術(shù)和管理于一體的復(fù)合型資源，它們可以通過模仿效應(yīng)、競爭效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)和人力資本流動等途徑為接受地區(qū)的產(chǎn)業(yè)帶來資本積累的直接效應(yīng)，而且還能夠引起技術(shù)外溢的間接效應(yīng)［13］，進而對流入地區(qū)的生產(chǎn)率產(chǎn)生積極作用。③研發(fā)活動RDpop。企業(yè)研發(fā)活動是提高競爭力的一種重要潛在源泉。Rdpop為科技活動人員數(shù)/大中型工業(yè)企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)，即每萬人從業(yè)人員的科技人員數(shù)。從某種意義上講，技術(shù)外溢本質(zhì)上是知識的溢出與傳播，并且人力資本還是知識的主要載體，因而這一指標(biāo)捕捉了企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，也反映了企業(yè)的吸收能力。

4 經(jīng)驗結(jié)果與分析

本部分提供模型I和II的估計結(jié)果。為了便于系數(shù)解釋，對被解釋變量和解釋變量都取對數(shù)，從而解釋變量的系數(shù)就簡化為彈性解釋。在空間回歸模型中，直接效應(yīng)是基于自偏導(dǎo)數(shù)的在所有地區(qū)數(shù)和時間上平均統(tǒng)計值，而規(guī)制溢出效應(yīng)則對應(yīng)于解釋變量的交叉偏導(dǎo)數(shù)。

4.1 模型I的結(jié)果

表1報告的是非空間面板數(shù)據(jù)設(shè)定時的各種估計與檢驗結(jié)果。表中第2列是不包含任何固定效應(yīng)的結(jié)果。R^2值較高但對數(shù)似然函數(shù)值(LogL)比較小，環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)較小，并且統(tǒng)計上也不顯著。當(dāng)包含一維空間固定效應(yīng)(用截面虛擬變量表示)時，R^2值有較大的增加(0.72)，同時對數(shù)似然函數(shù)值也隨之增大。環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)為0.183，而且在1%水平上高度顯著(見表中第3列)。表中第4列為二維固定效應(yīng)(即包含空間和時間固定效應(yīng))的估計結(jié)果。此時，R^2值降至0.07，然而似然函數(shù)值升至123.01。lnE的系數(shù)變?yōu)樨?fù)，且統(tǒng)計上不顯著。這表明是否控制空間或時間固定效應(yīng)是個重要問題。

從各種估計結(jié)果來看，外商直接投資和規(guī)模變量的系數(shù)均顯著為正，表明外商直接投資的增加和產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴大將對本轄區(qū)的產(chǎn)業(yè)競爭力具有積極的推動作用。而科技活動人員對產(chǎn)業(yè)競爭力的影響似乎并不明顯。因為其系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著，并且在不同的估計中其符號發(fā)生變化。

確定模型是否存在空間相關(guān)性，我們進行LM檢驗。當(dāng)采取Anselin等［14］建議的LM檢驗時，它們的零假定是沒有空間滯后因變量和沒有空間自相關(guān)誤差項。無論是否包含空間和時間的固定效應(yīng)，LM_lag、LM_err檢驗統(tǒng)計統(tǒng)計量都在1%的顯著性上拒絕零假設(shè)。當(dāng)使用穩(wěn)健檢驗時，三種非空間設(shè)定模型中，在1%和5%的顯著水平上Robust_LM_lag檢驗統(tǒng)計量都拒絕零假設(shè)。當(dāng)不包含任何固定效應(yīng)和包含空間固定效應(yīng)時，在1%和5%水平上，Robust_LM_err統(tǒng)計量都沒有拒絕零假設(shè)。然而，當(dāng)同時含有空間和時間的固定效應(yīng)時，Robust_LM_err卻拒絕零假設(shè)。LM檢驗結(jié)果表明，采用空間Durbin模型似乎是合適的，同時也意味著是否包含空間和時間固定效應(yīng)對估計結(jié)果有重要影響。

為進一步檢驗固定效應(yīng)是否顯著，我們檢驗了μi=0(i=1，…，N)的零假設(shè)，似然比(LR)檢驗結(jié)果為LR統(tǒng)計量為214.97(自由度為30，p值為0.00)，這意味著在1%水平上拒絕零假設(shè)，表明空間固定效應(yīng)是聯(lián)合顯著的。同樣，ηt=0(t=1，…，T)的零假設(shè)也顯著被拒絕(LR統(tǒng)計量為71.23，自由度為 11，p 值為 0.00)?？梢姡琇R 檢驗結(jié)果表明，模型應(yīng)包含空間和時間固定效應(yīng)，文獻稱之為二維固定效應(yīng)模型。

上述檢驗結(jié)果意味著數(shù)據(jù)中存在空間依存關(guān)系，并指向含有二維固定效應(yīng)的空間Durbin模型。這也表明在環(huán)境與產(chǎn)業(yè)競爭力分析中應(yīng)考慮環(huán)境規(guī)制溢出的影響。

4.2 模型II的結(jié)果

表2表征的是帶有二維固定效應(yīng)空間設(shè)定的競爭力模型參數(shù)估計。第2列給出了使用直接法(沒有進行Lee和Yu的有偏修正)和地理權(quán)重矩陣時的估計結(jié)果，第3列為進行Lee和Yu有偏修正的系數(shù)結(jié)果。二者的差異表明了“直接法”與“有偏修正法”的系數(shù)估計差異，對解釋變量(X、WX)和σ2來說，這種差異是很小的。然而，滯后因變量的系數(shù)ρ對“有偏修正法”較為敏感。這也是我們采取“有偏修正法”的主要動機。

空間Durbin模型(SDM)是否可簡化為空間誤差模型，即檢驗θ+ρb=0的零假設(shè)，我們進行 Wald或LR檢驗。Hayashi(2000)認(rèn)為，Wald檢驗對模型的非線性約束的參數(shù)更加敏感［11］，故使用LR檢驗。其結(jié)果見表2中LR_err，在三種不同估計中，LR_err檢驗統(tǒng)計量均拒絕零假設(shè)，表明模型中存在空間自相關(guān)誤差項。類似地，檢驗SDM是否可以簡化為空間滯后模型，LR_lag檢驗結(jié)果顯示，θ=0的零假設(shè)也都被拒絕，表明模型中應(yīng)包含空間滯后因變量。LR檢驗進一步表明，空間Durbin設(shè)定是合理的。

表1 模型I的估計結(jié)果Tab.1 Estimate results of model I

表2中第4列為使用經(jīng)濟權(quán)重的參數(shù)估計。與表中第3列的參數(shù)估計相比，解釋變量的系數(shù)符號和顯著性都沒有發(fā)生明顯的變化。說明使用地理相鄰權(quán)重矩陣的參數(shù)估計結(jié)果是穩(wěn)健的。因而，下面我們集中分析地理權(quán)重的估計結(jié)果。

從表1中可以看出，在二維固定效應(yīng)的非空間模型中(表1中最后一列)，正如預(yù)期的一樣，較高的環(huán)境規(guī)制強度對產(chǎn)業(yè)競爭力存在負(fù)影響，但統(tǒng)計上并不顯著。而外商直接投資、科技活動人數(shù)和產(chǎn)業(yè)規(guī)模都對產(chǎn)業(yè)競爭有正的影響，特別是外商直接投資和產(chǎn)業(yè)規(guī)模的作用更加顯著。環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)為 －0.011，RDpop彈性為0.076，F(xiàn)DI和ES的彈性系數(shù)分別為0.15和0.205。然而，各種LM和LR檢驗結(jié)果表明數(shù)據(jù)包含著空間相關(guān)，說明這些系數(shù)將是有偏的。然而，要考察這種估計有偏，并不能直接比較非空間設(shè)定和空間設(shè)定的估計系數(shù)。因為在非空間設(shè)定中，系數(shù)大小表示解釋變量變化對產(chǎn)業(yè)競爭力的邊際影響，而空間Durbin模型中的系數(shù)值并不是表示這種邊際影響［11］。因而，根據(jù)地理權(quán)重矩陣和“有偏修正法”(即表2中的第3列)的估計結(jié)果，我們估算了解釋變量變化所引起的直接和溢出效應(yīng)(見表3)。

表2 模型II的估計結(jié)果Tab.2 Estimate results of model II

從表3中可以發(fā)現(xiàn)，(1)解釋變量X的直接效應(yīng)并不等于對應(yīng)的估計系數(shù)(見表2第3列)。這是由反饋效應(yīng)造成的，反饋效應(yīng)描述了解釋變量的變化引起鄰近轄區(qū)的反應(yīng)，再返回到本轄區(qū)，其部分來自于滯后因變量WY的系數(shù)(其顯著為正)，部分產(chǎn)生于解釋變量的滯后項WX的系數(shù)。

解釋變量的直接效應(yīng)與其相對應(yīng)的系數(shù)之差衡量了反饋效應(yīng)的大小。環(huán)境規(guī)制變量的直接效應(yīng)為－0.17，其估計系數(shù)為－0.20，二者統(tǒng)計上均高度顯著。環(huán)境規(guī)制變量的反饋效應(yīng)等于0.03(為直接效應(yīng)的 －17.6%)。同樣，F(xiàn)DI的反饋效應(yīng)為 －0.014(為直接效應(yīng)的 －14.9%)，科技和規(guī)模變量的反饋效應(yīng)分別為－0.017(為直接效應(yīng)的 －16.2%)、－0.055(為直接效應(yīng)的 －18.8%)。這些說明數(shù)據(jù)中存在較大的反饋效應(yīng)。

(2)環(huán)境變量的直接影響為－0.17，且統(tǒng)計上高度顯著。與非空間模型中環(huán)境變量的－0.011系數(shù)相比(見表1中最后一列)，說明非空間設(shè)定中環(huán)境規(guī)制的影響被嚴(yán)重低估。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度每增加1%，產(chǎn)業(yè)競爭力將下降0.17%。這與新古典觀點的預(yù)測相一致。從地區(qū)的角度看，實施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將使本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)限于不利的處境，從而有可能引發(fā)地區(qū)之間的環(huán)境競次競爭行為。

外商直接投資的直接影響為0.094，科技和規(guī)模變量的直接影響分別為0.105和0.293，且它們在5%和10%水平上都是高度顯著的。與非空間設(shè)定中相應(yīng)的系數(shù)相比，說明非空間設(shè)定中外商直接投資的系數(shù)被高估37.3%，而科技與規(guī)模變量分別被低估38.2%和42.9%。表明當(dāng)存在較大的空間效應(yīng)時，將造成不正確的推斷，這也進一步說明控制空間相關(guān)性的重要性。從地區(qū)的角度來看，加大引進外商直接投資的力度，加強科技人員隊伍建設(shè)，擴大產(chǎn)業(yè)規(guī)模都將有利于提升本轄區(qū)產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢。

(3)在非空間模型中，溢出效應(yīng)被設(shè)定為零。但是在空間設(shè)定中，考慮了空間溢出的影響?？臻g設(shè)定的結(jié)果顯示，除FDI和RDpop變量的間接效應(yīng)在統(tǒng)計上不顯著外，環(huán)境變量和規(guī)模變量的間接效應(yīng)在統(tǒng)計上是高度顯著的。溢出效應(yīng)實際上反映了樣本中所有地區(qū)的累積的空間溢出效應(yīng)。這是政策制定者關(guān)注的焦點，因為溢出效應(yīng)的大小衡量解釋變量變化對周邊地區(qū)產(chǎn)生的溢出程度。

環(huán)境變量的溢出效應(yīng)平均值為0.559，是其直接效應(yīng)的－329%。如果一個地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度每增加1%，則鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)競爭力變化與本轄區(qū)產(chǎn)業(yè)競爭力變化之比約為1∶－0.3。表明一個地區(qū)提高環(huán)境規(guī)制強度，將對其周邊地區(qū)產(chǎn)生相當(dāng)大的正溢出。從全國的角度看，提高環(huán)境規(guī)制水平將產(chǎn)生最大的社會利益。但從地區(qū)的角度看，提高環(huán)境規(guī)制強度不僅沒有從環(huán)境規(guī)制中獲得好處，反而對本轄區(qū)的產(chǎn)業(yè)競爭力造成不利影響。這可能是由于因本地區(qū)實行嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，使得本轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)重新選址，特別是那些高污染企業(yè)。由于環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生相當(dāng)大的正的溢出效應(yīng)，如果沒有地區(qū)間的環(huán)境補償機制，就有可能引起地區(qū)間的環(huán)境競次競爭行為。

規(guī)模變量的溢出效應(yīng)平均為－0.587，是其直接效應(yīng)的－200%。當(dāng)一個地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平提高1%時，鄰近地區(qū)競爭力變化與本地區(qū)競爭力變化之比約1∶－0.5。表明產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴張存在較高的負(fù)溢出。而FDI變量的溢出效應(yīng)為負(fù)，科技人員變量的間接效應(yīng)為正，但它們均不顯著，表明它們對周邊地區(qū)的溢出效應(yīng)并不明顯。

(4)總效應(yīng)是直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)的總和。它提供了考察產(chǎn)業(yè)競爭力影響因素的另一種方式。除反映地區(qū)特征的3個變量的總效應(yīng)在統(tǒng)計上不顯著外，環(huán)境變量的總效應(yīng)顯著為正，其系數(shù)為0.39，表明環(huán)境規(guī)制對一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)競爭力有顯著的正的總效應(yīng)。當(dāng)一個地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度每增加10%，產(chǎn)業(yè)競爭力將提高3.89個百分點，其中，大約－44%來自于環(huán)境規(guī)制直接效應(yīng)的貢獻，而環(huán)境規(guī)制空間溢出的貢獻則約為144%。從環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)看，它支持Porter假說的預(yù)測。這意味著如果能夠在地區(qū)之間建立一種合理的環(huán)境補償機制，那么將環(huán)境規(guī)制將對產(chǎn)業(yè)競爭力產(chǎn)生正向影響。其主要原因在于，實施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制措施，將會刺激生產(chǎn)過程中的技術(shù)進步(如研發(fā)投資)和減污技術(shù)(如引進新的減污設(shè)備、環(huán)境研發(fā)等)，推動了生產(chǎn)率的提高和資源消耗的下降，從而推動產(chǎn)業(yè)競爭力的提升。

5 結(jié)論和政策含義

通過中國大中型工業(yè)企業(yè)的省級面板數(shù)據(jù)，考察了產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素尤其是環(huán)境規(guī)制的影響。我們先利用非空間設(shè)定估計環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競爭力的相關(guān)關(guān)系。污染溢出體現(xiàn)了地區(qū)間的外部性，這是造成地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的策略性行為的一個重要來源，因而通過污染溢出來描述規(guī)制溢出似乎是合理的。然后，使用空間Durbin模型重新估計它們的關(guān)系，并估算了環(huán)境規(guī)制的直接和空間溢出效應(yīng)。

估計結(jié)果顯示:第一，如果不考慮規(guī)制的空間溢出時，將嚴(yán)重低估環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)競爭力的影響，表明控制規(guī)制空間效應(yīng)的重要性。第二，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)競爭力的直接影響顯著為負(fù)，表明提高環(huán)境規(guī)制水平將對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)競爭力造成不利的影響;相反，環(huán)境規(guī)制的溢出效應(yīng)為0.559，且高度顯著。這意味著，如果不存在地區(qū)間的環(huán)境補償機制，將可能引發(fā)地區(qū)間環(huán)境競次競爭。環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)為0.389，表明一個地區(qū)實行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制對其產(chǎn)業(yè)競爭力產(chǎn)生總的正影響，總體上支持了波特假說的預(yù)測。這說明，污染的空間溢出對環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競爭力的關(guān)系有很大的影響。第三，外商直接投資、科技活動人員和產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)競爭力的直接效應(yīng)均顯著為正，然而，除產(chǎn)業(yè)規(guī)模的間接效應(yīng)顯著為負(fù)外，其他變量的溢出效應(yīng)似乎并不明顯;而且這三個變量的總效應(yīng)統(tǒng)計上均不顯著。

估計結(jié)果預(yù)示著中央和地方政府有不同的環(huán)境規(guī)制策略。地方政府關(guān)注于環(huán)境規(guī)制能否帶來直接的“好處”，就是說，它們關(guān)注規(guī)制的直接效應(yīng)。由于環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)為負(fù)，因而地方政府可能不積極支持嚴(yán)格的污染治理措施。然而，中央政府關(guān)心的是環(huán)境規(guī)制的整體社會福利，即它側(cè)重于環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。盡管環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)為負(fù)，但環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生了相當(dāng)大的正溢出和總效應(yīng)，因而中央政府更有激勵支持嚴(yán)格的污染治理措施。由于環(huán)境規(guī)制具有較大的正的空間溢出效應(yīng)，為了避免地區(qū)間的環(huán)境競次競爭，建立的合理環(huán)境補償機制，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的積極作用，以緩解環(huán)境壓力，中央政府應(yīng)當(dāng)建立健全環(huán)境補償立法，確立補償范圍、對象、方式和標(biāo)準(zhǔn);完善環(huán)境補償?shù)墓芾眢w制，協(xié)調(diào)和指導(dǎo)跨地區(qū)的環(huán)境補償;加大與環(huán)境補償有關(guān)的財政轉(zhuǎn)移支付力度。

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Environmental Regulation，Spatial Spillover and Regional Industrial Competitiveness

WANG Wen-pu
(Business of School，Nantong University，Nantong Jiangsu 226019，China)

The paper examines the influencing factors of industrial competitiveness，especially environmental regulation.It uses the data of large and medium industrial enterprises among the 30 provinces in China in the period 1999－2009.The paper estimates the relationship between industrial competitiveness and environmental regulation using non-spatial model and spatial Durbin model.The results find that the direct and spillover effects of pollution-controlling variable are －0.17 and 0.559 respectively，which are greatly significant.And its total effect is significantly positive.This indicates that environmental regulation has considerable positive spatial spillover，which is likely to induce environmental race to the bottom at regional level.If ignoring the pollution spillovers effects，it will greatly underestimate the role of environmental regulation.We also find that the direct effects of foreign direct investment，Scientific and technology personnel，and industrial scale on industrial competitiveness are significantly positive.And then we suggest that the government should speed up to perfect the system of environmental compensation:First，the central government should establish and improve the legislation of environmental compensation.Second，it should perfect the environmental compensation management system to coordinate and guide cross-province environmental compensation.Third，it should intensify the financial transfer concerning environment compensation.

environmental regulation;spatial spillover;industrial competitiveness;spatial econometrics

F061.3;F062.6

A

1002－2104(2013)08－0123－08

10.3969/j.issn.1002－2104.2013.08.018

2013－03－31

王文普，博士，副教授，主要研究方向為公共經(jīng)濟與公共政策、經(jīng)濟增長。

南通大學(xué)人才基金項目(編號:03080587)。

(編輯:劉呈慶)