周 瑞

(安徽財經(jīng)大學 國際經(jīng)濟貿(mào)易學院，安徽 蚌埠 233000)

近年來,我國經(jīng)濟的快速發(fā)展帶來嚴峻的環(huán)境污染問題，面對環(huán)境日益惡化的挑戰(zhàn)，中央和地方也都頒布相關(guān)環(huán)境保護的法律法規(guī)即環(huán)境規(guī)制政策來保護環(huán)境。如何在長期發(fā)展過程中既保證經(jīng)濟平穩(wěn)增長又能有兼顧生態(tài)保護實現(xiàn)雙贏的目標成為目前社會關(guān)注焦點。在此背景下，探討環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長之間的互動影響關(guān)系具有鮮明的現(xiàn)實和理論意義。由于環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長在空間上具有較強的空間集聚特征，因此，本文在運用傳統(tǒng)計量方法的同時，使用空間杜賓模型考察環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。

國內(nèi)外學者對于環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響主要分為兩種觀點：一是“遵循成本說”。該觀點認為，環(huán)境規(guī)制會為企業(yè)帶來額外成本，降低生產(chǎn)利潤，對經(jīng)濟增長起到抑制作用。Brnnlund R等(1995)、Jaffe和Palmer(1997)提出在企業(yè)層面上，環(huán)境規(guī)制的影響會導(dǎo)致企業(yè)增加成本,降低生產(chǎn)性效率，從而抑制經(jīng)濟增長[1-2]。另一個是“創(chuàng)新補償說”。Porter(1991)提出合理的環(huán)境規(guī)制激發(fā)了企業(yè)的創(chuàng)新力，進而能夠抵消環(huán)境規(guī)制所帶來的成本，提高生產(chǎn)效率，促進經(jīng)濟增長[3]。

對于上述兩種觀點的論述，現(xiàn)有大量的文獻對其驗證。熊艷(2011)基于省級面板數(shù)據(jù)得出環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長之間存在正U型關(guān)系。當經(jīng)濟發(fā)展水平處于較低水平，環(huán)境規(guī)制會降低經(jīng)濟發(fā)展速度[4]。原毅軍、劉柳(2013)分費用型和投資型的環(huán)境規(guī)制，考察對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有投資型環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長起到促進作用[5]。查建平、鄭浩生等(2014)得出在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度對經(jīng)濟增長具有正向影響，在經(jīng)濟相對不發(fā)達的地區(qū)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響效果不明顯[6]。黃清煌、高明(2015)認為環(huán)境規(guī)制的實施引起企業(yè)的機會成本增長，帶來經(jīng)濟數(shù)量增長速度降低，但是環(huán)境規(guī)制又可以通過刺激企業(yè)進行創(chuàng)新來提升經(jīng)濟質(zhì)量[7]。馮志軍、陳偉等(2017)將中國環(huán)境規(guī)制分為行政型、市場型和公共參與型，分類考察其對經(jīng)濟綠色增長的影響，實證檢驗得出只有行政性的環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的提升作用比較明顯，其他類型環(huán)境規(guī)制的作用效果不明顯[8]。張娟(2017)提出資源型城市通過環(huán)境規(guī)制倒逼落后產(chǎn)能推出，實現(xiàn)資源再配置，從而促進工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)經(jīng)濟增長[9]。

綜合現(xiàn)有的文獻研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長影響機制研究已十分豐富，但是對于環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長研究仍然不足，因此，本文在已有的研究基礎(chǔ)上，通過建立空間面板模型探究環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長效應(yīng)。這既是對已有理論的豐富也是現(xiàn)實中促進環(huán)境和經(jīng)濟友好發(fā)展的需要。

1 模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)說明

1.1 模型構(gòu)建

為了方便分析，本文通過構(gòu)建兩組模型進行對比檢驗。一組不考慮空間效應(yīng)，直接考察環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響。另一組則是加入環(huán)境規(guī)制的空間溢出，考察環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)。

第一個模型為一般函數(shù)，即不考慮環(huán)境規(guī)制的空間效應(yīng)，設(shè)定為

pgdpi t=α0+β0hjgzi t+∑jβjxi t+μi+ηt+εi t.

(1)

式中：i代表我國31個省市區(qū)，t代表各個年份，pgdpi t代表經(jīng)濟發(fā)展水平，hjgzi t代表環(huán)境規(guī)制強度，xi t是控制變量，包括固定資產(chǎn)投資(gdzci t)、產(chǎn)業(yè)機構(gòu)(cyjgi t)、對開開放水平(fdii t)、政府力量(govi t)、城鎮(zhèn)化率(czhli t)和技術(shù)進步(radi t),μi和εt分別表示個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，εi t是隨機擾動項。

第二個模型將環(huán)境規(guī)制的溢出納入模型中。參考Le Sage[10]構(gòu)建空間杜賓模型，設(shè)定為

pgdpi t=α0+α1wgdpi t+α2hjgzi t+α3whjgzi t+

αw∑jXi t+μi+ηt+εi t.

(2)

式中：α1為空間自回歸系數(shù),W為空間權(quán)重矩陣，其他部分與模型(1)相同。

1.2 指標選取和數(shù)據(jù)來源

選取的被解釋變量為經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)。一般而言，衡量一個地區(qū)的經(jīng)濟狀況，有兩個指標：一個是產(chǎn)出總量指標，另一個則是人均國民生產(chǎn)總值。考慮到地區(qū)差異和生產(chǎn)要素的影響，選取人均實際pgdp來反應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟狀況。

核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制水平(hjgz)。環(huán)境規(guī)制的測度指標既有以排污收費與排污企業(yè)數(shù)的比重來作近似替代[11]，也有以污染治理投資占產(chǎn)值比重表示[12]。本文借鑒魏瑋、畢超的做法，以主要污染物(工業(yè)固體廢棄物、工業(yè)廢水、工業(yè)SO2)排放量與總產(chǎn)值的比重來衡量[13]。同時采用環(huán)境污染投資總額進行穩(wěn)健性分析。由于環(huán)境規(guī)制指標是由多項指標構(gòu)成，選用熵值法計算得出最后指標。

(3)

式中：pij為j地區(qū)主要污染物i的排放量,v表示工業(yè)總產(chǎn)值,αi表示污染物i的權(quán)重, 通過對主要污染物排放量進行熵值法計算得出。hjgz值越大, 表示該地區(qū)環(huán)境規(guī)制的強度越高。

除環(huán)境規(guī)制變量之外,本文還結(jié)合以往的文獻研究，選用除環(huán)境規(guī)制外的其他控制變量對經(jīng)濟增長的影響，具體包括以下變量：

固定資產(chǎn)投資(gdzc)。投資作為經(jīng)濟增長的重要因素之一，與經(jīng)濟增長的關(guān)系密切。無論是古典經(jīng)濟增長理論還是新經(jīng)濟增長理論，都把資本投資看作經(jīng)濟增長的重要因素。宋麗智(2011)提出我國固定資產(chǎn)投資的持續(xù)增長是帶動我國國民經(jīng)濟增長的重要拉動因素[14]。本文采用永續(xù)盤存法進行測算，資本變量以2000年為基期，其中，折舊率參考張軍(2004)的研究，折舊率為9.6%[15]。對固定資本投資進行折算。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(cyjg)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級是推動經(jīng)濟持續(xù)增長的重要作用。干春暉、鄭若谷等(2011)提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化較于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化更能夠促進經(jīng)濟穩(wěn)定增長[16]。王智勇(2013)認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化及產(chǎn)業(yè)效率的提升是影響經(jīng)濟的最重要因素[17]。本文用徐德云(2008)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測度方法[18]。公式為

(4)

式中：xi表示第i產(chǎn)業(yè)占GDP比重,cyjg表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù),cyjg的取值范圍是1≤cyjg≤3,cyjg值越大,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度越高。

對外開放水平(fdi)。對外開放與經(jīng)濟增長有顯著的正相關(guān)性[19]。通過對外貿(mào)易帶動經(jīng)濟增長，引進先進技術(shù)和先進理念提高生產(chǎn)率。本文選用各省市的外商直接投資額占各省市GDP比重表示對外開放水平，其中，實際外商投資額用當年平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣。

政府力量(gov)?？紤]政府的政策與方針對經(jīng)濟增長的作用，對資源配置和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有著宏觀把控。地方政府的“理性預(yù)期”和“學習效應(yīng)”是導(dǎo)致經(jīng)濟波動的關(guān)鍵[20]。選取地方政府一般財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示政府在經(jīng)濟增長中發(fā)揮的作用。

城鎮(zhèn)化率(czhl)。我國經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化之間存在著協(xié)整關(guān)系[21]。城鎮(zhèn)化快速發(fā)展過程中帶來勞動力、資本和人才的聚集為經(jīng)濟增長帶來動力。因此，把城鎮(zhèn)化作為經(jīng)濟增長的影響因素進行研究顯得十分必要。本文采取城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛楹饬砍擎?zhèn)化率的指標。

技術(shù)進步(rad)。技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的源泉。在環(huán)保型經(jīng)濟發(fā)展的背景下，依靠技術(shù)進步和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型是保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的關(guān)鍵[22]。技術(shù)水平發(fā)展的不同導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差異。本文用專利授權(quán)量表示。

數(shù)據(jù)來自2005—2016全國31個省份(不含港、澳、臺)的數(shù)據(jù)作為樣本進行分析。各類指標主要來自于相關(guān)年份的《中國環(huán)境年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》，變量的基本統(tǒng)計描述見表1。

2 計量檢驗和結(jié)果

2.1 靜態(tài)面板回歸

靜態(tài)面板模型如表2所示，經(jīng)Hausman檢驗,各模型都在1%的顯著性水平下拒絕了隨機效應(yīng)模型。在不斷加入控制變量后，各變量符號和顯著性都沒有發(fā)生顯著性變化，因此，可以得出該模型的結(jié)果是穩(wěn)健的。從各模型的估計結(jié)果可以看出，環(huán)境規(guī)制對于經(jīng)濟增長的影響系數(shù)始終為正并通過了顯著性水平檢驗。顯示出環(huán)境規(guī)制能夠有效促進經(jīng)濟的增長。在符合Porter[3]所提及的創(chuàng)新促進效應(yīng)，即環(huán)境規(guī)制通過激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新力來抵消環(huán)境規(guī)制所給企業(yè)帶來的成本，進而提高生產(chǎn)效率以促進經(jīng)濟增長。固定資產(chǎn)投資、人力資本和政府力量在1%的顯著性水平下為正，表明隨著固定資產(chǎn)投入的增長、人力資本的增強以及政府有效干預(yù)都可以有效地推動經(jīng)濟的增長，這也與經(jīng)驗預(yù)期相符。城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響作用不明顯，這可能與我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不一，導(dǎo)致各地區(qū)城鎮(zhèn)化推進對經(jīng)濟的影響作用不一。在該模型中未考慮空間因素影響，未把環(huán)境規(guī)制的空間溢出對經(jīng)濟增長的影響納入模型，因此，在下面進行空間模型檢驗。

表2 無空間因素估計結(jié)果

續(xù)表2

注: 括號內(nèi)為穩(wěn)健標準誤。*表示顯著性水平p<10%,**表示顯著性水平p<5%，***表示顯著性水平p<1%。

2.2 Durbin模型回歸

2.2.1 空間相關(guān)性分析

為了驗證環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性，本文分別采用全局自相關(guān)和局部自相關(guān)指數(shù)進行檢驗。其中,Global Moran’s I的指數(shù)計算公式為

(5)

從表3可以看出，在鄰接權(quán)重矩陣下，環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長的全局Moran’s I均為正，且大部分都通過了5%顯著性水平檢驗，表明我國環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長都存在較強的空間相關(guān)性，且都具有空間溢出效應(yīng)。

局部自相關(guān)采用局部Moran’s I指數(shù)來衡量，公式為

(6)

表3 2005—2016環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長的全局Moran’s I

圖1 2005年及2016年的環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長Moran散點圖

2.2.2 空間面板模型

空間面板模型一般包含空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。為檢驗空間杜賓模型是否合適，使用最大似然進行估計，用似然比(LR)檢驗空間杜賓模型是否退化空間滯后和空間誤差模型(H0:θ=0和H0:θ+ρβ=0)。且上述兩個假設(shè)都被拒絕,即LR檢驗顯著地拒絕原假設(shè)[23]。則空間杜賓模型拒絕轉(zhuǎn)為空間滯后模型和空間誤差模型。同時進行Hausman檢驗，考察空間杜賓模型是選擇固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)。結(jié)果顯示，固定效應(yīng)優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。表4為在鄰接權(quán)重矩陣下的檢驗結(jié)果。

表4 空間計量結(jié)果

續(xù)表4

注: ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內(nèi)表示Z統(tǒng)計值；FE、RE分別表示固定效應(yīng)回歸和隨機效應(yīng)回歸。

結(jié)果顯示，在加入空間溢出的影響，環(huán)境規(guī)制影響系數(shù)為正且通過1%的顯著性水平檢驗，即環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長有顯著的正向影響，提升環(huán)境規(guī)制水平可以提高經(jīng)濟發(fā)展水平。環(huán)境規(guī)制的空間滯后系數(shù)也為正但卻小于環(huán)境規(guī)制影響系數(shù)，表明在某地區(qū)加強環(huán)境規(guī)制可以顯著提升該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，亦可以對鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有所提升，但是影響效果卻沒有對本地區(qū)影響大。此外，城鎮(zhèn)化和固定資產(chǎn)具有顯著的正效應(yīng)。對外開放水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長具有負向影響，技術(shù)進步具有正向影響，政府力量具有負向影響，但是都未通過顯著性檢驗。

根據(jù)上述得出的空間杜賓模型，本文進一步測算解釋變量的空間溢出效應(yīng)，其中，總效應(yīng)又分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)?？臻g溢出效應(yīng)在鄰接權(quán)重矩陣和地理權(quán)重矩陣下的空間固定效應(yīng)模型的分解結(jié)果如表5所示。

從表5可以看出，在直接效應(yīng)中，距離權(quán)重矩陣下的環(huán)境規(guī)制每提高1個單位，就會帶來本地區(qū)經(jīng)濟增長增加0.146，表明提高本地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平可以有效地促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。在間接效應(yīng)中，距離權(quán)重矩陣下的環(huán)境規(guī)制系數(shù)為正，并在1%的顯著性水平下通過檢驗，且環(huán)境規(guī)制每提高一個單位，將導(dǎo)致本地區(qū)經(jīng)濟水平提高0.688，表明外省環(huán)境規(guī)制提高會對本地區(qū)的經(jīng)濟增長帶來正向作用。從總效應(yīng)下可以看出，在鄰接權(quán)重矩陣和距離權(quán)重矩陣下，環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)均為正且通過1%顯著性水平。本地區(qū)經(jīng)濟增長不僅由本地區(qū)環(huán)境規(guī)制來帶動，相鄰地區(qū)環(huán)境規(guī)制也可以帶動本地區(qū)經(jīng)濟增長。

表5 不同權(quán)重矩陣下空間效應(yīng)分解結(jié)果

注: ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

其結(jié)果同時也驗證了本地區(qū)和臨近地區(qū)固定資產(chǎn)投資增長會帶來本地區(qū)經(jīng)濟顯著增長，本地區(qū)固定資產(chǎn)增加1個單位，將會導(dǎo)致本地區(qū)經(jīng)濟增長0.246，臨近地區(qū)固定資產(chǎn)增加1個單位，會帶來本地區(qū)經(jīng)濟增長0.250；本地區(qū)對外開放水平增加1個單位，將會導(dǎo)致本地區(qū)經(jīng)濟增長降低0.246，臨近地區(qū)對外開放水平增加1個單位，會帶來本地區(qū)經(jīng)濟降低-0.008，但是未通過顯著性檢驗，這可能是因為全國地區(qū)發(fā)展水平存在較大的差異化所導(dǎo)致。

此外，從總效應(yīng)看到技術(shù)創(chuàng)新和政府力量都對地區(qū)經(jīng)濟增長的發(fā)展起到促進作用。技術(shù)創(chuàng)新每增長1個單位，經(jīng)濟就會增長0.212；政府力量每增長1個單位，經(jīng)濟就會增長0.312。

2.2.3 穩(wěn)健性檢驗

空間計量權(quán)重矩陣的選擇十分重要，本文用距離權(quán)重矩陣代替臨界權(quán)重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗[24]。結(jié)果如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗

注: ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內(nèi)表示Z統(tǒng)計值。

結(jié)果得出，距離權(quán)重矩陣下的各指標正負號和系數(shù)與原權(quán)重矩陣的結(jié)果大致類似，因此，權(quán)重矩陣的選取并未對模型結(jié)果造成顯著影響，同時也增加了原結(jié)論的真實性和可靠性。

3 結(jié)論和建議

本文基于全國2006—2017 31 個省級面板數(shù)據(jù)，考察環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響。研究結(jié)果得出，本地區(qū)環(huán)境規(guī)制不僅可以促進本地區(qū)的經(jīng)濟增長，還會促進鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長。環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長具有積極的促進作用，驗證了波特的結(jié)論。人力資本和政府力量也能夠有效提升經(jīng)濟發(fā)展。在上述研究得出的結(jié)論基礎(chǔ)上提出如下建議：

1)考慮到環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟的增長具有較強的空間溢出效應(yīng)，嚴格制定區(qū)域性環(huán)境規(guī)制政策，地區(qū)之間加強區(qū)域環(huán)境協(xié)同保護，能夠有效促進地區(qū)經(jīng)濟增長。

2)我國經(jīng)濟的發(fā)展整體呈現(xiàn)出“東高西低”的狀態(tài)，環(huán)境規(guī)制在空間中也呈現(xiàn)相同的狀態(tài)，因此，從全國層面應(yīng)采取差異化環(huán)鏡規(guī)制政策促進經(jīng)濟發(fā)展。政府力量在促進經(jīng)濟增長中起到重要作用，因此，各級政府應(yīng)從促進規(guī)制政策的角度出發(fā)，多樣化實施環(huán)境規(guī)制政策，倒逼企業(yè)進行創(chuàng)新，提高生產(chǎn)力，有效促進經(jīng)濟增長。

3)考慮到人力資本對經(jīng)濟的促進作用。加強對人才建設(shè)的培養(yǎng)，企業(yè)要積極地與高校尋求合作，建立產(chǎn)學研機制，把科研成果有效地轉(zhuǎn)化，促進經(jīng)濟增長和環(huán)境保護。