中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力驅(qū)動(dòng)因素研究

張芊芊1，余菜花2，李廉水2

(1.東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210096;

2.南京信息工程大學(xué)中國(guó)制造業(yè)研究院，江蘇南京210044；)

摘要：資源環(huán)境約束已成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中愈發(fā)凸顯的問題。本文以中國(guó)制造業(yè)作為研究對(duì)象，以2001—2011年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，建立中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力驅(qū)動(dòng)因素的面板數(shù)據(jù)模型。結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入、FDI都與中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力具有顯著的正向影響，并據(jù)此提出相應(yīng)對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：制造業(yè)；資源；環(huán)境；因素

收稿日期：2015-01-09修回日期：2015-06-20

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71173116)；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(11CJL065)；教育部人文社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(10YJC790169)；中國(guó)博士后基金項(xiàng)目(2012T50509，2011M500094)。

作者簡(jiǎn)介：張芊芊(1979-)，女，江蘇南京人，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生。

中圖分類號(hào)：F062.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-9753(2015)06-0158-09

Abstract：Resource and environment constraint has been the biggest problem to the development of Chinese manufacturing industry in recent years.This paper uses the 2001—2011 China provincial panel data,trying to find out the driving factors of Chinese manufacturing’s resource and environment performance.The results show that level of economic development，R&D，and FDI have positively driven effect to resource and environment performance of Chinese manufacturing.Finally,this paper proposes some policy suggestions.

A Study on the Driving Factors of Chinese

Manufacturing’s Resource and Environment Performance

ZHANG Qian-qian1,YU Cai-hua2,LI Lian-shui2

(1.SoutheastUniversity,Nanjing210096,China；

2.NanjingUniversityofInformationScience&Technology,Nanjing210044,China)

Key words:manufacturing;resource and environment;driving factor

改革開放后，伴隨著中國(guó)工業(yè)化和城市化進(jìn)程的加快，制造業(yè)迅猛發(fā)展而成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱，然而其對(duì)資源環(huán)境造成的負(fù)面影響也不容忽視。2012年中國(guó)制造業(yè)綜合能源消耗量205667.69萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，占全國(guó)能源消費(fèi)總量(361732.01萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤)的56.86%[1]；2013年制造業(yè)廢水排放量為195.5億噸，占全國(guó)廢水排放總量(695.4億噸)的28.11%[2]?？梢姡档椭圃鞓I(yè)能耗，并減少其對(duì)環(huán)境的污染對(duì)我國(guó)實(shí)現(xiàn)新型工業(yè)化具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文以中國(guó)制造業(yè)為研究對(duì)象，探索中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力的驅(qū)動(dòng)因素，為我國(guó)制造業(yè)發(fā)展和資源環(huán)境保護(hù)提供相應(yīng)的政策依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述

資源環(huán)境問題一直是國(guó)內(nèi)外制造業(yè)研究領(lǐng)域?qū)W者關(guān)注的焦點(diǎn)，但由于工業(yè)化進(jìn)程的差異，我國(guó)的關(guān)注比發(fā)達(dá)國(guó)家遲到許久?！都澎o的春天》[3]早在1962年第一次引起了人類對(duì)環(huán)境問題的關(guān)注，雖然我國(guó)在20世紀(jì)70年代后開始出現(xiàn)一些環(huán)境評(píng)價(jià)研究，但開始制定實(shí)施環(huán)境保護(hù)法則晚至1989年，并且直到近年來(lái)對(duì)資源環(huán)境問題的危機(jī)意識(shí)才真正急迫起來(lái)，然而此時(shí)我國(guó)資源環(huán)境與經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的矛盾已經(jīng)異常尖銳，生態(tài)和環(huán)境安全已成為影響國(guó)家可持續(xù)發(fā)展的突出問題。

近年來(lái),對(duì)制造業(yè)與資源環(huán)境之間支撐與約束關(guān)系的相關(guān)研究主要集中于以下幾方面：經(jīng)濟(jì)發(fā)展，科技發(fā)展，政府規(guī)制，以及外商直接投資等。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)面，Grossman和Kreuger(1995)提出了著名的“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”(EKC)，即污染水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系曲線呈倒U形，污染物的排放量隨經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)先增加后降低[4]。沈滿洪和許云華(2000)在國(guó)內(nèi)最早采用工業(yè)廢水排放量、廢氣排放量及固體廢棄物產(chǎn)生量作為環(huán)境污染評(píng)價(jià)指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染呈現(xiàn)一條先倒“U”型然后是“U”型的波浪式EKC曲線[5]。馬妍和朱曉東(2007)在江蘇省也發(fā)現(xiàn)了同樣的波浪式(N型)EKC曲線，即環(huán)境質(zhì)量有經(jīng)過改善后再次惡化的傾向[6]。湯二子(2012)采用制造企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)污染排放量與產(chǎn)出之間存在倒U型的EKC[7]。

科技進(jìn)步，特別是環(huán)境科學(xué)、生態(tài)科學(xué)等迅速發(fā)展，為人類有效地控制環(huán)境污染、促進(jìn)資源環(huán)境可持續(xù)發(fā)展提供了可能。Michael Porter(1991)提出的“波特假說(shuō)”，認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新能夠抵消成本，也能增加廠商的環(huán)境保護(hù)能力[8]。林雄平(2008)認(rèn)為科技進(jìn)步能夠促進(jìn)環(huán)境保護(hù)可持續(xù)發(fā)展[9]。王姍姍，屈小娥(2011)首次運(yùn)用Malmquist指數(shù)分行業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，考慮環(huán)境效應(yīng)的中國(guó)制造業(yè)行業(yè)全要素能源效率總體呈現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)趨勢(shì)，技術(shù)進(jìn)步是制造業(yè)全要素能源效率提高的主要原因[10]。Liang(2011)用環(huán)境投入產(chǎn)出模型的結(jié)構(gòu)分解分析方法研究發(fā)現(xiàn)：技術(shù)進(jìn)步可以減少二氧化碳排放[11]。Kimitaka(2012)發(fā)現(xiàn)企業(yè)采用資源環(huán)境管理系統(tǒng)(EMS)能同時(shí)減少其對(duì)環(huán)境的影響和提升它的生產(chǎn)率[12]。

環(huán)境具有顯著的負(fù)外部性，市場(chǎng)失靈現(xiàn)象屢見不鮮，如空氣污染、水質(zhì)惡化、土壤重金屬化等。福利經(jīng)濟(jì)學(xué)表明，市場(chǎng)失靈情況下，沒有任何形式監(jiān)管的社會(huì)不可能實(shí)現(xiàn)資源分配最優(yōu)化。完善的環(huán)境政策及其有力的實(shí)施可以改善環(huán)境，減小環(huán)境壓力[13-14]。Friedl 和Getzner(2003)認(rèn)為環(huán)境政策的軟弱和能源危機(jī)的恢復(fù)造成了污染的上升，從而出現(xiàn)環(huán)境壓力和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重組現(xiàn)象[15]。Christoph(2012)采用面板數(shù)據(jù)分析，證實(shí)環(huán)境投資和生產(chǎn)增長(zhǎng)正相關(guān)[16]。因此為了與生產(chǎn)增長(zhǎng)相一致，環(huán)境規(guī)制應(yīng)當(dāng)特別鼓勵(lì)環(huán)境(環(huán)保)投資。李偉娜、金曉雨(2011)發(fā)現(xiàn)中國(guó)制造業(yè)環(huán)境技術(shù)效率總體水平較低，環(huán)境規(guī)制沒有達(dá)到提高環(huán)境技術(shù)效率的目的[17]。李玲、陶鋒(2012)利用面板數(shù)據(jù)模型研究表明不同程度污染產(chǎn)業(yè)需要制定適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，且政府應(yīng)推進(jìn)環(huán)境規(guī)制政策從控制型向激勵(lì)型轉(zhuǎn)變[18]。

關(guān)于國(guó)外直接投資對(duì)環(huán)境的影響存在幾種觀點(diǎn)[19]:第一種認(rèn)為由于技術(shù)溢出,發(fā)展中國(guó)家引進(jìn)新技術(shù),推動(dòng)清潔生產(chǎn),因此FDI有利于環(huán)境改善[20]。 第二種觀點(diǎn)是“污染避難所”假說(shuō),認(rèn)為發(fā)達(dá)國(guó)家嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)使投資流向環(huán)境規(guī)制寬松的發(fā)展中國(guó)家，使發(fā)展中國(guó)家成為污染密集型產(chǎn)業(yè)的集中地，因此FDI加速了環(huán)境污染[21-23]。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為工業(yè)化進(jìn)程中制止環(huán)境問題的關(guān)鍵因素是生產(chǎn)技術(shù)的變化,沒有證據(jù)支持污染避難所的假定,從而FDI和環(huán)境污染無(wú)關(guān)[24]。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外研究從不同視角，運(yùn)用不同的分析方法，以不同的國(guó)家作為樣本，分析了經(jīng)濟(jì)發(fā)展、科技進(jìn)步、政府、外商直接投資等各因素在資源環(huán)境保護(hù)中的作用。現(xiàn)有文獻(xiàn)具有以下幾方面特點(diǎn)：首先實(shí)證研究中，大多文獻(xiàn)主要以國(guó)外數(shù)據(jù)為研究樣本，對(duì)中國(guó)研究較少；其次對(duì)資源環(huán)境影響因素的分析基本集中于單因素分析，而缺乏對(duì)多因素聯(lián)合影響的研究；再次多數(shù)實(shí)證研究使用了或基于時(shí)間序列或基于截面數(shù)據(jù)的簡(jiǎn)單回歸，較少(特別是國(guó)內(nèi)研究)采用基于面板數(shù)據(jù)的回歸；最后大多是針對(duì)一般意義的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中資源環(huán)境保護(hù)能力的分析，而以構(gòu)成對(duì)資源環(huán)境最主要影響的制造業(yè)作為樣本的研究相對(duì)不多。

因此本文將以現(xiàn)有文獻(xiàn)研究為基礎(chǔ)，基于面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行多因素分析，以期獲得更可信的結(jié)論。

二、變量、數(shù)據(jù)和模型

(一)變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力(Y)

學(xué)界通常用能源消耗或者污染排放來(lái)衡量資源環(huán)境保護(hù)能力。例如，Xing和Kolstad(2002)采用二氧化硫排放量[25]，Hoffmann等(2005)采用二氧化碳排放量[26]，Dean等(2009)采用氧化物排放量[27]。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別使用制造業(yè)能源消耗指數(shù)(energy)、制造業(yè)廢水排放指數(shù)(water waste)、制造業(yè)廢氣排放指數(shù)(gas waste)、制造業(yè)固體廢物排放指數(shù)(solid waste)測(cè)度地區(qū)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力。具體指數(shù)計(jì)算如下：

制造業(yè)能源消耗指數(shù)=制造業(yè)地區(qū)總產(chǎn)值÷制造業(yè)能源消耗總量，單位：億元/萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤；制造業(yè)廢水排放指數(shù)=制造業(yè)地區(qū)總產(chǎn)值÷制造業(yè)廢水排放量，單位：億元/萬(wàn)噸；制造業(yè)廢氣排放指數(shù)=制造業(yè)地區(qū)總產(chǎn)值÷制造業(yè)廢氣排放量，單位：億元/億標(biāo)立方米；制造業(yè)固體廢物排放指數(shù)=制造業(yè)地區(qū)總產(chǎn)值÷制造業(yè)固體廢物排放量，單位：億元/噸。制造業(yè)能源消耗指數(shù)、廢水排放指數(shù)、廢氣排放指數(shù)和固體廢物排放指數(shù)越大，則該地區(qū)的制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力就越大。制造業(yè)地區(qū)總產(chǎn)值、制造業(yè)廢水、廢氣和固體廢物排放量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)制造業(yè)發(fā)展研究報(bào)告》(2004—2013)、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002—2012)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002—2012)。

2.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(economic)

Grossman和Kreuger(1995)的“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”指出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和污染水平之間的關(guān)系曲線呈倒U形，即隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，污染物的排放量先增加后降低[4]。中國(guó)學(xué)者對(duì)“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”的關(guān)注和研究較晚，大多數(shù)研究結(jié)論顯示中國(guó)經(jīng)濟(jì)處于初級(jí)發(fā)展階段，某些污染指標(biāo)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)還沒有出現(xiàn)，希望能找到合理發(fā)展措施盡快到達(dá)轉(zhuǎn)折點(diǎn)[28-30]。林伯強(qiáng)和蔣竺均(2009)實(shí)證結(jié)果顯示我國(guó)二氧化碳庫(kù)茲涅茨曲線的理論拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的人均收入是 37170 元，即 2020 年左右[31]。但吳玉萍等(2002)發(fā)現(xiàn)中國(guó)有些環(huán)境污染指標(biāo)比國(guó)外提前達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn)[32];許廣月和宋德勇(2010)發(fā)現(xiàn)中國(guó)及其東部地區(qū)和中部地區(qū)存在人均碳排放環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，但是西部地區(qū)不存在該曲線[33]。我們預(yù)期中國(guó)制造業(yè)的“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”還沒有到來(lái)，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍會(huì)加重制造業(yè)環(huán)境污染，不利于中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力的提高。采用人均地區(qū)收入水平度量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，單位：元/人。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002—2012)。

3.科技投入(R&D)

科學(xué)技術(shù)進(jìn)步能提高資源利用率,促進(jìn)新能源生產(chǎn)和利用，減少污染產(chǎn)生?？茖W(xué)技術(shù)進(jìn)步能提高污染處理水平，減少污染排放。林熊平(2008)闡述了科學(xué)發(fā)展是環(huán)境保護(hù)與和諧自然環(huán)境的福祉，也是人類自己的福祉，要加強(qiáng)科學(xué)技術(shù)促進(jìn)生態(tài)環(huán)境保護(hù)可持續(xù)發(fā)展[34]。張滌(2011)分析了科技在環(huán)境保護(hù)中的作用。我們預(yù)期科技投入能促進(jìn)中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力[35]。這里的科學(xué)技術(shù)不局限于制造業(yè)技術(shù)，我們用地區(qū)研發(fā)費(fèi)用來(lái)測(cè)度科技投入，單位：億元。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002—2012)

4.外商直接投資(FDI)

外國(guó)直接投資與環(huán)境保護(hù)的關(guān)系錯(cuò)綜復(fù)雜，一方面，認(rèn)為外商直接投資是先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的代表，具有較高的環(huán)境績(jī)效，有利于減少污染排放；另一方面，就是Walter和Ugelow(1979)提出的“污染避難所”假說(shuō)(pollution haven hypothesis)，即在國(guó)際資本流動(dòng)便利的情況下，發(fā)達(dá)國(guó)家嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)使投資流向環(huán)境規(guī)制寬松的發(fā)展中國(guó)家，使發(fā)展中國(guó)家成為污染密集型產(chǎn)業(yè)的集中地污染避難所，導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境質(zhì)量惡化[21]。在中國(guó)，F(xiàn)DI拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但隨之帶來(lái)的副作用也日益明顯和嚴(yán)重，如資源消耗、能源消耗、環(huán)境污染等壓力日趨增大，制約中國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。沈利生和唐志(2008)的研究認(rèn)為，從總體上說(shuō)，對(duì)外貿(mào)易有利于我國(guó)污染減排，但巨額外貿(mào)順差以及進(jìn)口減排強(qiáng)度與出口排放強(qiáng)度之比的下降造成了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易污染排放的逆差[36]。張德強(qiáng)(2007)在面對(duì)外商投資這把雙刃劍時(shí)，提出了繼續(xù)發(fā)揮東部的比較優(yōu)勢(shì)，增強(qiáng)中西部增長(zhǎng)極的引資作用等平衡地利用 FDI 與環(huán)境保護(hù)的途徑[37]。雖然我國(guó)環(huán)境規(guī)制水平仍低于發(fā)達(dá)國(guó)家，但鑒于近年來(lái)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度顯著增強(qiáng)，F(xiàn)DI的清潔化越來(lái)越高，預(yù)期國(guó)際貿(mào)易與中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力成正相關(guān)關(guān)系。本文采用通常的做法，用地區(qū)制造業(yè)實(shí)際利用外商直接投資來(lái)測(cè)度FDI，單位：萬(wàn)美元。數(shù)據(jù)收集方法：一是在“中國(guó)資訊行高校財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)”中，選擇《中國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》，通過省份名稱、制造業(yè)和外商直接投資關(guān)鍵詞檢索；二是訪問各省的統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，查閱各省的統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

5.環(huán)境政策(policy)

政府在資源環(huán)境保護(hù)中扮演重要角色，主要通過環(huán)境保護(hù)政策，如法律法規(guī)，環(huán)境稅收、補(bǔ)貼、押金退款等經(jīng)濟(jì)激勵(lì)措施，干預(yù)企業(yè)行為，保護(hù)環(huán)境。張洋(2012)用地區(qū)單位 GDP 的排污費(fèi)度量環(huán)境政策力度[38]。萬(wàn)建香(2011)將環(huán)境政策變量分為3個(gè)基本大類，即市場(chǎng)型、政府行政干預(yù)型和信息披露型環(huán)境政策[39]。另外，還有一些兼有上述三大基本類型色彩的環(huán)境政策變量。用污染排放收入、己經(jīng)繳納排污費(fèi)的產(chǎn)業(yè)個(gè)數(shù)、已經(jīng)頒發(fā)的污染排放許可證數(shù)、公開審理的行政處罰案件數(shù)測(cè)度市場(chǎng)型環(huán)境政策；用污染治理投資、環(huán)境治理的課題經(jīng)費(fèi)、環(huán)境治理建設(shè)項(xiàng)目“三同時(shí)”執(zhí)行比例測(cè)度政府行政干預(yù)型環(huán)境政策；群眾來(lái)信來(lái)訪次數(shù)測(cè)度公眾參與型環(huán)境政策。范群林等(2013)使用“三同時(shí)”制度、環(huán)境影響評(píng)估制度、環(huán)保法規(guī)，排污許可證制度、污染限期治理制度五個(gè)制度的執(zhí)行力度來(lái)衡量環(huán)境政策[40]。根據(jù)我們的研究目標(biāo)，用地排污費(fèi)征收額度除以區(qū)單位GDP來(lái)測(cè)度環(huán)境政策力度，即環(huán)境政策力度=排污費(fèi)征收額度÷地區(qū)GDP，其值越大表示地區(qū)環(huán)境政策力度越大。我們認(rèn)為中國(guó)環(huán)境政策實(shí)施的地區(qū)效率不同，在那些環(huán)境政策執(zhí)行力度大的地區(qū)，企業(yè)面臨的環(huán)境政策違約的道德風(fēng)險(xiǎn)較大，環(huán)境政策實(shí)施效率高，制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力高。反之亦是。因此，預(yù)期環(huán)境政策力度與中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力成正比，即環(huán)境政策力度越大則地區(qū)制造業(yè)的環(huán)境保護(hù)能力則越強(qiáng)。地區(qū)GDP 和排污費(fèi)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境年鑒》。

(二)模型構(gòu)建

影響資源環(huán)境保護(hù)的驅(qū)動(dòng)因素很多。針對(duì)制造業(yè)而言，影響中國(guó)地區(qū)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)的驅(qū)動(dòng)因素，有地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入、外商直接投資、制度因素、政策因素等；有諸如地區(qū)文化、制造業(yè)企業(yè)所在地理位置、居民環(huán)境保護(hù)意識(shí)等不隨時(shí)間改變的影響因素，即“個(gè)體效應(yīng)”；有諸如全球石油價(jià)格的上漲、金融危機(jī)的爆發(fā)等會(huì)對(duì)特定年份所有地區(qū)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力有所影響的因素，即“時(shí)間效應(yīng)”。為此，根據(jù)面板數(shù)據(jù)的特征和需要檢驗(yàn)的影響因素的作用，考慮消除可能出現(xiàn)的異方差，將中國(guó)地區(qū)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)驅(qū)動(dòng)因素的計(jì)量模型設(shè)定為如下雙對(duì)數(shù)模型的形式：

lnYit=α1lnEeconomicit+α2lnR&Dit+α3lnFDIit+

?4lnPolicyit+νi+τt+εit

其中,Yit表示t年度i地區(qū)的制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力，Eeconomicit表示t年度i地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，R&Dit表示t年度i地區(qū)的科技投入，F(xiàn)DIit表示t年度i地區(qū)的外商直接投資，Policyit表示t年度i地區(qū)的環(huán)境政策因素，α1至α4表示驅(qū)動(dòng)因素的系數(shù)，νi表示i地區(qū)固定效應(yīng)，τt表示第t年的時(shí)間虛擬變量，εit為殘差項(xiàng)。

這里的地區(qū)為我國(guó)的省級(jí)地理單元，因西藏能源消耗、三廢排放數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，故只包含30個(gè) 省(市)，時(shí)間段為2001—2011年。

三、實(shí)證分析

首先進(jìn)行相關(guān)分析，判斷解釋變量之間是否存在序列相關(guān)，并對(duì)被解釋變量和解釋變量之間的關(guān)系進(jìn)行初步判斷；然后在面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)行基本回歸分析和內(nèi)生性問題解決；最后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)技術(shù)性統(tǒng)計(jì)

對(duì)主要變量的數(shù)據(jù)特征進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表1所示。

表1　基于30個(gè)省份樣本數(shù)據(jù)的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)分析

制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力驅(qū)動(dòng)因素的VIF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2　變量Pearson相關(guān)矩陣

從表2可知，無(wú)論是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，還是科技投入、外商直接投資，或者是環(huán)境政策，其VIF值都遠(yuǎn)小于10，說(shuō)明模型中解釋變量之間的共線性問題非常低。

(三)平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

一般情況下，面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)有兩大類：一類是相同根情形下的單位根檢驗(yàn)，包括LLC(Levin-Lin-chu)檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)方法；一類是不同根情形下的單位根檢驗(yàn)，包括IPS(Im-Pesaran-Skin)檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)方法。與通常文獻(xiàn)的做法相同，同時(shí)選擇相同根情形下的LLC檢驗(yàn)和不同根情形下的IPS檢驗(yàn)兩種方法，進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單根檢驗(yàn)，結(jié)果見表3所示。

表3　面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：上標(biāo)***、**、*分別表示相應(yīng)數(shù)列在1%、5%和10%水平下平穩(wěn)。

從表3可知，lnpolicy變量是平穩(wěn)序列，lnenergy、lnwaterwaste、lngaswaste、lnsolidwaste、lneconomic、lnR&D和lnfdi變量都不平穩(wěn)，但其一階差分都是平穩(wěn)序列。

在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，剔除lnpolicy解釋變量，利用協(xié)整檢驗(yàn) Pedroni 法和 Kao法得出，模型中其他變量之間均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此，對(duì)模型2進(jìn)行修正，剔除lnpolicy變量，下述分析都是基于修正后的模型的。

(四)基準(zhǔn)回歸

基于修正后的理論模型，在控制地區(qū)和年份效應(yīng)后，首先以能源消耗指數(shù)測(cè)度制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力，然后采用廣義最小二乘法(FGLS)、固定效應(yīng)(FE)、隨機(jī)效應(yīng)(RE)，對(duì)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入和FDI進(jìn)行基本回歸，回歸結(jié)果見表4。

在表4中的第二列方程1報(bào)告了FGLS的估計(jì)結(jié)果，第三列方程2和第四列方程3分別報(bào)告了FE和RE的解釋變量系數(shù)估計(jì)值和相關(guān)指標(biāo)。根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)，chi-值為0.08，因此在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效模型之間選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。也就是說(shuō)，根據(jù) Hausman 檢驗(yàn)，方程3的結(jié)果優(yōu)于方程2。對(duì)比方程1和方程3，方程1中所有自變量均通過了顯著性檢驗(yàn)且為正，但方程3中僅lnR&D通過了顯著性檢驗(yàn)且為正，而其他兩個(gè)自變量均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，兩者的結(jié)果差異非常大，出現(xiàn)這種情況的可能是存在異方差性或者因變量度量等原因。因此，從變量出發(fā)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，進(jìn)行采用GMM分析解決內(nèi)生性問題。但初步可以認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)的驅(qū)動(dòng)因素，且人均地區(qū)收入水平越多，則制造業(yè)的單位產(chǎn)值能源消費(fèi)則越少。

表4　基于能源消耗指數(shù)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：(1)系數(shù)下方的值是t值。(2)***、**、*分別表示變量系數(shù)通過了1%、5%和10%的顯著性檢驗(yàn)。(3)OBS表示樣本觀察值個(gè)數(shù)。下同。

(五)穩(wěn)健性

基于廢水排放指數(shù)的回歸結(jié)果見表5。

表5　基于廢水排放指數(shù)的回歸結(jié)果

在表5中的第二列方程1報(bào)告了FGLS的估計(jì)結(jié)果，第三列方程2 和第四列方程3分別報(bào)告了FE和RE的解釋變量系數(shù)估計(jì)值和相關(guān)指標(biāo)。根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)，chi2值為0.0001，因此在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效模型之間選擇固定效應(yīng)模型。也就是說(shuō)，根據(jù) Hausman 檢驗(yàn)，方程2的結(jié)果優(yōu)于方程3。對(duì)比方程1和方程2，lneconomic、lnR&D和lnfdi都通過了顯著性檢驗(yàn)，但lneconomic與lnR&D符號(hào)相同，而lnfdi的符號(hào)在FGLS和FE中卻相反，說(shuō)明結(jié)果穩(wěn)健性不高，有待進(jìn)一步考察。但可以認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)水平是制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)的驅(qū)動(dòng)因素，且人均地區(qū)收入水平越多、研發(fā)投入越多，則制造業(yè)的廢水排放則越少。

基于廢氣排放指數(shù)的回歸結(jié)果見表6所示。

表6　基于廢氣排放指數(shù)的回歸結(jié)果

表6中的第二列方程1報(bào)告了FGLS的估計(jì)結(jié)果，第三列方程2 和第四列方程3分別報(bào)告了FE和RE的解釋變量系數(shù)估計(jì)值和相關(guān)指標(biāo)。根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)，chi-值為0.2825，因此在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效模型之間選擇固定效應(yīng)模型。也就是說(shuō)，根據(jù) Hausman 檢驗(yàn)，方程3的結(jié)果優(yōu)于方程2。對(duì)比方程1和方程3，lneconomic、lnR&D和lnfdi都通過了顯著性檢驗(yàn)且符號(hào)相同，說(shuō)明了基于廢氣排放指數(shù)的回歸結(jié)果穩(wěn)健性高。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)水平和FDI均是中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力驅(qū)動(dòng)因素，且人均地區(qū)收入水平越大、研發(fā)投入越多、FDI越多，則制造業(yè)的廢氣排放則越少。

基于固體廢物排放指數(shù)的回歸結(jié)果見表7。

表7　基于固體廢物排放指數(shù)的回歸結(jié)果

表7中的第二列方程1報(bào)告了廣義FGLS的估計(jì)結(jié)果，第三列方程2 和第四列方程3分別報(bào)告了FE和RE的解釋變量系數(shù)估計(jì)值和相關(guān)指標(biāo)。根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)，chi-值為0.0214，因此在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效模型之間選擇固定效應(yīng)模型。也就是說(shuō)，根據(jù) Hausman 檢驗(yàn)，方程2的結(jié)果優(yōu)于方程3。對(duì)比方程1和方程2，lneconomic通過了顯著性檢驗(yàn)且符號(hào)相同，lnR&D雖然都通過了顯著性檢驗(yàn)，但FGLS和FE的符合相反，而lnfdi 在方程1中通過了檢驗(yàn)，而在方程2中沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明結(jié)果不夠穩(wěn)健，有待進(jìn)一步考察。但可以認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)的驅(qū)動(dòng)因素，且人均地區(qū)收入水平越多制造業(yè)的固體廢物排放則越少。

(六)內(nèi)生性

計(jì)量模型中的一些變量可能存在由于逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。例如，技術(shù)水平上升可能會(huì)提高環(huán)境保護(hù)能力，反過來(lái)，環(huán)境保護(hù)能力強(qiáng)的企業(yè)，可能會(huì)增大企業(yè)環(huán)保投入，從而刺激與環(huán)境保護(hù)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的科技投入，促進(jìn)了技術(shù)水平上升。動(dòng)態(tài)Panel(GMM)是解決內(nèi)生性問題的常用方法之一。GMM主要有差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種，由于系統(tǒng) GMM 估計(jì)相對(duì)差分 GMM 估計(jì)方程來(lái)說(shuō)有著更好的有限樣本特征，且估計(jì)結(jié)果更加有效，因此我們使用系統(tǒng) GMM 方法進(jìn)行估計(jì)。系統(tǒng) GMM 估計(jì)中，水平變量的滯后項(xiàng)是差分變量的工具變量，差分變量的滯后項(xiàng)又是水平變量的工具變量。用 Sargan檢驗(yàn)及 AR 檢驗(yàn)進(jìn)行判斷，在 Sargan檢驗(yàn)中，P值均大于0.1，即原假設(shè)為工具變量有效；在 AR 檢驗(yàn)中，殘差項(xiàng)允許存在一階序列相關(guān)，但不允許存在二階序列相關(guān)。sys-GMM回歸結(jié)果見表8所示。

表8　sys-GMM回歸結(jié)果

表8的第二列方程1為基于能源消耗指數(shù)的系統(tǒng)動(dòng)態(tài)回歸結(jié)果，第三列、第四列和第五列分別為基于廢水排放指數(shù)、廢氣排放指數(shù)和固體廢物排放指數(shù)的系統(tǒng)動(dòng)態(tài)回歸結(jié)果。表7說(shuō)明，在考慮內(nèi)生性、采用系統(tǒng)GMM方法后，無(wú)論是以能源消費(fèi)指數(shù)，還是以廢水排放指數(shù)、廢氣排放指數(shù)或者是固體廢物排放指數(shù)測(cè)度中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入、FDI都與中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力成顯著的正相關(guān)關(guān)系。對(duì)比分析表4至表7，說(shuō)明系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果基本是穩(wěn)健的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入、FDI都與中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力成正相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論與建議

通過前文的研究可以發(fā)現(xiàn)：無(wú)論是以能源消費(fèi)指數(shù)，還是以廢水排放指數(shù)、廢氣排放指數(shù)或者是固體廢物排放指數(shù)測(cè)度中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入、FDI都與中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力成正相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入、FDI都是驅(qū)動(dòng)中國(guó)制造業(yè)資源環(huán)境保護(hù)能力的正向因素。

科技投入與FDI對(duì)環(huán)境保護(hù)能力的正向影響驗(yàn)證了本文的假設(shè)，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)環(huán)境保護(hù)能力的影響則與本文之前的假設(shè)相悖。其原因可能主要在于：近年來(lái)，政府強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境約束，在進(jìn)一步完善政策法規(guī)的同時(shí)，加大了對(duì)資源環(huán)境破壞的懲治力度，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)資源環(huán)境的負(fù)面影響減少。其次，經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展對(duì)資源的保護(hù)和環(huán)境的治理提供了更多的物質(zhì)支持。同時(shí)，在資源環(huán)境問題越發(fā)凸顯的背景下，越來(lái)越多的制造業(yè)企業(yè)社會(huì)責(zé)任意識(shí)逐漸覺醒，使其對(duì)資源環(huán)境保護(hù)關(guān)注的主動(dòng)性增強(qiáng)。伴隨著開放進(jìn)程的加快和市場(chǎng)化的推進(jìn)，競(jìng)爭(zhēng)的約束使得更多的制造業(yè)企業(yè)加大了技術(shù)的引進(jìn)，企業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)含量有了顯著的提升，從而降低了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)資源環(huán)境的破壞。

基于本文的研究結(jié)論，為了更好地提升我國(guó)制造業(yè)的資源環(huán)境保護(hù)能力，我們可以采取以下對(duì)策：強(qiáng)化結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型，從而提高中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量；加大科技投入，特別是減排技術(shù)、新能源技術(shù)等的投入，提升產(chǎn)業(yè)技術(shù)裝備水平，加快節(jié)能環(huán)保重點(diǎn)工程建設(shè)，以及加大中央預(yù)算內(nèi)投資和節(jié)能減排專項(xiàng)資金支持力度等舉措；優(yōu)化FDI結(jié)構(gòu)，在引進(jìn)外商投資時(shí)，對(duì)破壞資源環(huán)境的項(xiàng)目“零容忍”。杜絕通過外商投資途徑向中國(guó)轉(zhuǎn)移污染產(chǎn)業(yè)；進(jìn)一步喚醒企業(yè)對(duì)資源環(huán)境責(zé)任的意識(shí)，進(jìn)一步完善相關(guān)環(huán)境法規(guī)體系并強(qiáng)化其執(zhí)行力度，提高企業(yè)違法成本。

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(本文責(zé)編：海洋)