環境管制水平區域性差異與污染產業區際轉移的效應研究*

吳朝霞 羅理恒 李勇輝

一、引言

環境污染導致環境治理的必要性，環境規制力度相應加強。2014年APEC峰會上，中美就“抑制溫室氣體排放”問題發表聯合聲明，這意味著政府將進一步加大環境規制力度。污染型產業為規避環境規制帶來的影響，一方面調整內部產業結構，另一方面基于選址的重新安排而發生產業轉移。然而這種轉移是否有規律可循，中國環境規制的非均衡性是否成為轉移的驅動機制？由于經濟發展時機、歷史條件和地理位置等因素的不同，中國東中西部地區環境規制的力度存在區域性差異。傅帥雄等（2011）基于經典貿易模型，研究表明，由于環境規制力度的區域差異性，污染密集型產業向環境規制水平弱的地區轉移，中西部地區可能淪為“污染天堂”。那么，在這種情況下，轉移主體和可能承接地如何“趨利避害”達到各自效用的最大化，即污染型產業發生轉移后，通過產業結構的調整仍然能夠保持原有的產出水平；中西部地區根據特有的區位優勢，有效承接污染型產業以增加就業，促進地區經濟的發展，并通過有效的環境規制手段，降低污染排放。當前，我國環境規制手段以基于命令控制型的環境管制為主，并趨向基于市場激勵型的環境經濟措施和自愿型的協議模式發展，因而中西部地區環境規制的調整更具有靈活性。

基于以上討論，研究當前環境管制與污染型產業轉移效應之間的關系，對環境政策及地區產業結構的合理調整具有重大意義。目前，關于環境規制效應的研究主要集中在對經濟增長、技術創新和外資影響方面的研究。孔祥利和毛毅（2010）、馬媛（2012）的研究表明，環境規制和經濟增長之間存在穩定的內生關系，并且環境規制與經濟增長的關系受區域差異的影響，二者關系在東西部地區比較顯著，而在中部地區不明顯。程華等（2011）研究我國環境政策與經濟增長之間的關系，結果表明，環境管制措施和環境經濟措施都能推動經濟的增長。賈瑞躍等（2013）測算了全國各省歷年生產進步指數，通過實證分析環境規制對生產技術進步的作用，結果表明，命令控制型和市場激勵型的環境規制工具優勢互補，有利于促進生產技術進步。蔣伏心等（2013）通過兩步GMM法研究環境規制對技術創新的雙重效應，結果表明，環境規制對企業技術創新的影響呈“U”型動態關系，環境規制力度由弱變強，對技術創新的“抵消效應”轉為“補償效應”。王芳芳和郝前進（2011）基于環境管制對內外資企業選址差異性影響的實證研究表明，環境管制強度差異對外資企業的選址有顯著影響，這種差異性可成為地方政府吸引外資的手段。張曉瑩（2014）基于制度差異視角，通過logit模型研究，發現直接投資與環境規制差異呈負向關系。張燕（2009）基于環境管制視角，考察了外商投資數量、行業結構和污染情況之間的相關關系，結果表明，環境管制對江蘇省外商投資污染產業的數量起抑制作用。

然而，環境規制影響下污染型產業的區際轉移效應的研究較少。魏瑋和畢超（2011）基于省級面板Poisson模型，發現區際產業轉移存在污染避難所效應，與輕污染型新建企業相比，環境規制對重污染型新建企業影響較大，與西部地區相比，環境規制對中部地區影響較大。傅帥雄等（2011）基于全要素生產率視角，根據測算結果，多數污染行業在東部地區的全要素生產率的平均增長率比中西部地區低，污染行業有向中西部轉移傾向。彭可茂等（2013）采用綜合指數法，建立面板數據模型，通過模型修正和穩健型檢驗，發現污染避難所效應在全國、東部及西部并不顯著，但在中部地區長期顯著。

綜上所述，大部分文獻集中研究環境規制的績效效應，即環境規制對經濟增長、技術創新、要素生產率以及對外資參與選址方面的影響，同時此環境規制手段既包括基于命令控制型的管制措施，又包含基于市場激勵型的經濟措施。因此，本文重點研究環境管制水平區域性差異與污染產業區際轉移之間的關系，并試圖回答以下問題:環境管制水平的區域性差異是否為污染產業發生區際轉移的重要原因，對各區域污染產業的具體影響如何？污染型產業和承接地如何在該情況下“趨利避害”，既吸收其正面效應，又避免其負面影響？本文構建14年全國30個省份的面板數據模型，實證分析東中西部地區環境管制水平的區域性差異對東中西部地區污染產業企業數量變化的影響，反映出環境管制水平區域性差異條件下各區域環境管制水平對污染產業的具體影響機制，為相應的環境政策、中西部地區的發展和污染產業的合理布局提供經驗依據。

二、環境管制下污染產業區際轉移的機制與理論假設

環境規制是指為避免環境污染，政府采取相應的政策手段對造成污染的主體的經濟行為進行規范性限制或調整，使得生態環境和經濟發展相協調。趙玉民等（2009）將環境規制（本文專指顯性環境規制）分為命令控制型、市場激勵型和自愿型三類；而“管制”是基于行政手段而非市場手段的政府干預行為。中國的環境規制手段以命令控制型即環境管制措施為主。

目前環境管制水平差異與污染產業轉移關系論證比較有影響力的理論為污染天堂假說（Pollution Haven Hypothesis）（Walter，Ugelow，1979）又稱污染避難所假說或產業區位重置假說。該假說認為，在其他條件不變或相一致的情況下，污染密集產業的企業通常會選擇環境規制強度相對較低的國家或地區，即由于國家或區域間環境標準的差異，污染型產業會向環境標準低的國家或地區發生轉移。這一理論可具體化為“污染避難所區域效應”（彭可茂，席利卿，雷玉桃，2013）。東部地區污染產業發展較早，企業數多，環境管制水平高；中西部地區污染產業發展較晚，企業數少，環境管制水平弱。產品生命周期理論認為，某些產業從發達國家向發展中國家轉移是為了規避一些產品在生產上的劣勢。改革開放30年以來，污染產業長期集中在東部地區，某些產品已經進入產品生命周期的衰退期，此時，由于技術模仿產業的增多和生產成本的增加，企業無利可圖而退出市場。同時，中西部地區產業發展基礎薄弱，某些產品正處在產品生命周期的引入期，正好為東部地區進入衰退期的某些產品提供市場，隨著產品的不斷引入，繼而發生污染產業的區際轉移。根據比較優勢理論（David Ricardo，1817），東部地區環境管制水平相對較高的條件下，該地區污染產業的企業成本增加，較其他企業失去競爭優勢，進而向環境管制水平低的中西部地區轉移，出現污染避難所區域效應，提出命題1。

命題1:由于環境管制水平的區域性差異，污染產業向環境管制水平相對較低的地區轉移。

命題1即環境管制水平的區域性差異，污染產業發生區際轉移理論上是可行的。那么通過調整區域間環境管制水平，能否使得轉移主體和承接地的效用最大化，即污染產業產出量和承接地的經濟發展、就業以及環保水平達到最優。

我們把環境管制水平作為自變量之一，根據Cobb-Douglas生產函數，可以假設污染型產業的轉移方和承接方的生產函數為:

其中A是影響生產力水平的所有外生變量，K是資本，L是勞動，E表示環境管制水平，α、β分別表示資本和勞動的彈性大小，由于假定規模報酬不變故滿足β＝1-α。

令E＝E0（1＋γ）t，當時γ→0時，有:

因此， ，其中t表示時間，γ表示環境管制水平系數。

假設污染型產業的轉移方和承接方產生效用相等，則效用函數為:

為求證最優解是否存在，我們建立規劃模型:

根據Kuhn-Tucker定理，記Lagrange函數

則Kuhn-Tucker條件為:

顯然兩地區的勞動力和資本都不為0，即Li≠0，Ki≠0，i＝1，2，由此可得:

上述過程從理論模型上進行推導論證，結論表明，在環境管制影響下，轉出區域和承接區域的污染產業通過產業結構的調整，能夠達到產出效用最大化，即存在最優解。最大效用Umax與環境管制水平系數γi成反向關系，與勞動力L、資本K成正向關系，這意味著在全國環境管制總力度不變的條件下，由于區域間環境管制水平的差異，污染型產業通過產業轉移調整勞動力L和資本K結構比例，進而達到產出效用最大化。

那么，承接地是否也能達到最大效用呢？從經濟發展角度，污染產業的轉入需要大量勞動力和資本投入，進而就業增加，推動地區經濟增長；從環境保護角度，通過調整承接地的環境規制手段，包括環境管制水平系數γ2、環境經濟措施和自愿型環境管理模式，將污染排放控制在規定范圍內。此時，承接地的經濟發展、就業以及環保水平也達到最優。據此，提出命題2。

命題2:環境管制影響下，發生區際轉移的污染型產業和承接地都能夠達到最大效用，即環境管制措施是有效的。

三、計量模型、變量與數據

（一）計量模型的設定

本文重點考察環境管制力度區域性差異與污染產業區際轉移之間的關系，因此，基于已有研究理論的基礎上，構建本文的計量模型:

其中，下標i、t分別表示地區和年份；yit表示各地區歷年重度污染產業企業數，x1it表示各地區歷年污染治理投資額，x2it表示各地區歷年排污費征收，kit表示各地區歷年全社會固定資產投資，lit表示各地區歷年全部就業人員數，gdpit表示各地區歷年生產總值，εit為隨機擾動項，此外，根據論證需要，該模型引入了交叉項lnx1it·lngdpit。

（二）指標的度量

1.污染產業轉移的度量。污染產業轉移最直接的反映是重度污染產業企業數發生變動。魏瑋和畢超（2011）對重度污染產業和輕度污染產業進行分類，運用污染密度指數（PDI）法，即計算出工業每個產業主要污染物的PDI，將PDI大于1的界定為重度污染產業的方法，其定性為重度污染的產業有:農副產品加工業，食品制造業，飲料制造業，紡織業，木材加工及木竹藤棕草制造業（由于數據的可得性，予以剔除），造紙及紙制品業，醫藥制造業，非金屬礦物制品業和有色金屬冶煉及壓延加工業。據此，本文以各重度污染產業加總的企業數來代表污染產業企業數，即以各地區歷年重度污染產業企業數的變動來度量污染產業的轉移。

2.環境管制的度量。環境管制措施包含于環境規制政策中，偏向于基于行政手段的環境政策，即命令控制型環境政策，這也是我國環境政策實施的主要措施。目前對于環境規制的度量存在爭議，主要有以下幾種:（1）王杰和劉斌（2014）采用綜合指數法，選取廢水排放達標率、二氧化硫去除率、煙塵去除率、粉塵去除率和固體廢棄物綜合利用率來度量環境規制；（2）Cole和Elliott（2003）以不同污染物排放密度來衡量環境規制；（3）李斌和彭星（2013）將環境規制細分為:命令—控制型環境規制工具，以各地區環境標準頒發個數來衡量；市場激勵型環境規制工具以各地區排污費收入總額來度量；（4）程華等（2011）以污染治理項目本年完成投資額來度量環境管制措施，以排污費征收來度量環境經濟措施。污染治理投資額能夠直接反映我國環境規制力度大小，而且是已有研究文獻中引用其度量環境規制最多的指標，它側重于環境管制方面。基于數據可得性和連續性，本文采用各地區歷年污染治理投資額來衡量環境管制力度大小。

3.環境經濟措施的度量。環境經濟措施，即市場激勵型環境政策，該指標的引入主要是為了與我國環境管制措施即命令控制型環境政策形成對比，更全面地反映我國環境政策對污染產業轉移的影響。目前大部分研究中，凡是涉及市場激勵型環境政策的度量都選取排污費或環境稅為指標。本文根據程華等（2011）的相關研究，以各地區歷年排污費征收來度量環境經濟措施。

4.控制變量的選取及度量。根據索洛經濟增長模型，Cobb-Douglas生產函數

其中A是影響生產力水平的所有外生變量，K是資本，L是勞動，α，β分別表示資本和勞動的彈性大小，由于假定規模報酬不變，故滿足β＝1-α。資本和勞動力是古典經濟增長模型中兩大生產要素，本文根據江炎駿、趙永亮（2014）將資本和勞動力作為模型中的控制變量。資本是污染企業的發展基礎，用各地區歷年全社會固定資產投資來表示；勞動力決定企業的發展規模，用各地區歷年全部就業人員數來表示。此外，本文根據魏瑋、畢超（2011）的相關研究，還選取市場規模作為控制變量，用各地區歷年生產總值GDP來表示。

（三）數據說明

1.數據來源。基于數據可得性，本文選取全國除西藏、港澳臺外30個省（市，區）的數據為樣本，采用2000年至2013年各省份重度污染產業企業數、污染治理投資額、排污費征收、全社會固定資產投資額、全部就業人員數和生產總值GDP各項指標構建面板數據模型。數據來源于《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》以及《中國環境統計年鑒》。

2.數據處理。本文將全國30個省（市，區）劃分為東部、中部和西部三個區域。東部地區包括:北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省份；中部地區包括:吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南和山西8個省份；西部地區包括:廣西、內蒙古、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆11省份。為更準確地分析環境管制下污染產業在我國東中西部地區發生的轉移情況，本文將計量模型細分為東部模型、中部模型和西部模型。重度污染產業企業數由農副產品加工業，食品制造業，飲料制造業，紡織業，造紙及紙制品業，醫藥制造業，非金屬礦物制品業和有色金屬冶煉及壓延加工業在各地區的企業數加總而成。使用同一單位的指標，都進行了單位統一，如污染治理投資額、排污費征收的單位為萬元，全社會固定資產投資、生產總值GDP的單位為億元，本文將全社會固定資產投資、生產總值GDP數據擴大10000倍，單位統一為萬元。考慮到各指標數據都比較大，本文各指標數據都采取對數形式，并引入交叉項lnx1it·lngdpit，以更好地測算環境管制措施對污染產業轉移的影響力度。

四、實證結果及分析

表1為東部模型、中部模型和西部模型的回歸結果，分別顯示出3個模型的固定效應和隨機效應的估計結果。從Hausman的檢驗結果來看，在1%顯著性水平下，東部模型通過顯著性水平為1%的檢驗，因此拒絕隨機效應模型，選取固定效應模型；而中部模型和西部模型沒有通過1%的顯著性水平，因此不拒絕隨機效應模型的原假設，選取隨機效應模型是最優的。

從東部模型的固定效應回歸結果來看，污染治理投資額的回歸系數較大且為負值，顯著性水平在1%以內，這說明，在東部地區我國環境管制水平較高，基于命令控制型的環境政策力度較強，對東部地區污染企業數起到抑制作用，這是符合我國以基于行政手段的環境政策為主這一實際情況的，尤其是在經濟較為發達的東部地區；本文將排污費征收作為環境管制水平的一個對比變量，從回歸結果看，排污費征收lnx2的回歸系數較小且為正值，顯著性水平在10%以內，這說明，東部地區的環境經濟措施較為薄弱，基于市場激勵型的環境政策對于污染企業數的抑制沒有積極作用，但從環境管制措施和環境經濟措施的綜合效果來看，東部地區的污染企業數在環境政策影響下受到抑制，發生轉移。控制變量資本lnk和勞動力lnl的回歸系數顯著為正，這說明，東部地區資本和勞動力較為充裕，對污染企業數的增加起著促進作用。交叉項lnx1·lngdp回歸系數較小，顯著為正，生產總值lngdp回歸系數較大顯著為負，這說明，東部地區的經濟增長對污染產業的發展有抑制作用。

從中部模型的隨機效應回歸結果來看，污染治理投資額lnx1的回歸系數較大且為正值，顯著性水平在5%以內，說明在中部地區我國環境管制水平較低，基于命令控制型的環境政策力度較弱，不能對中部地區污染產業起到抑制作用。排污費征收lnx2的回歸系數較小且為負值，顯著性水平在1%以內，說明中部地區基于市場激勵型的環境經濟政策對該地區的污染產業起到抑制作用。但從環境管制措施和環境經濟措施的綜合效果來看，中部地區的污染企業數在環境政策下所受影響并不明顯，較東部地區薄弱很多。控制變量資本lnk回歸系數為正，顯著性水平在5%以內，控制變量勞動力lnl回歸系數為正，但不顯著，說明中部地區資本對污染企業數的增加起著促進作用。交叉項lnx1·lngdp回歸系數較小且為負，顯著性水平在10%以內，生產總值lngdp回歸系數較小且為正，但不顯著，說明中部地區的經濟增長對污染產業的發展并不明顯。

表1 模型估計結果

從西部模型的隨機效應回歸結果來看，污染治理投資額lnx1的回歸系數較小且為負值，顯著性水平在5%以內，這一方面說明，在西部地區我國環境管制政策對污染產業起到抑制作用；另一方面說明，在西部地區由于污染產業數量較少，因而污染產業易受環境管制措施的影響。排污費征收lnx2的回歸系數較小且為正值，顯著性水平在5%以內，說明西部地區基于市場激勵型的環境經濟措施，不能對該地區的污染產業起到抑制作用。但從環境管制措施和環境經濟措施的綜合效果來看，西部地區的污染企業數在環境政策下所受影響并不明顯，較東部地區薄弱很多。控制變量資本lnk回歸系數為正，但不顯著，控制變量勞動力lnl回歸系數為正，顯著性水平在1%以內，說明中部地區勞動力對污染企業數的增加起著促進作用。交叉項lnx1·lngdp回歸系數較小且為正，顯著性水平在5%以內，生產總值lngdp回歸系數較小且為負，但不顯著，這說明西部地區的經濟增長對污染產業的發展并不明顯。

五、結 論

本文先通過產業轉移理論和數理模型從理論上探究污染產業區際轉移的可能性和可行性，得出命題1和命題2。然后建立面板數據模型，分析環境管制條件下污染型產業發生區際轉移的原因及具體的影響程度。基于2000—2013年全國30個省份的面板數據，研究表明:環境管制水平的區域性差異是導致污染產業區際轉移的重要原因，各區域的污染產業所受該區域環境管制的影響程度也不同。具體結論如下:第一，東部地區基于命令控制型的環境管制水平較高，抑制污染產業企業數的增加，而環境經濟措施作用卻不明顯，東部地區資本和勞動力對污染產業的發展有促進作用；第二，中部地區基于命令控制型的環境管制水平較低，不能對中部地區污染產業起到抑制作用，而環境經濟措施對該地區的污染產業企業數的增加起到抑制作用，中部地區資本對污染產業的發展促進作用較顯著；第三，西部地區基于命令控制型的環境管制水平較低，但能對西部地區污染產業起到抑制作用，而環境經濟措施作用卻不明顯，西部地區勞動力對污染產業的發展促進作用較顯著。

根據命題2，環境管制影響下，發生區際轉移的污染型產業和承接地都能夠達到最大效用，即環境管制措施是有效的。那么如何具體地發揮環境政策的作用降低污染排放，使得污染產業在轉移過程中平穩過渡，中西部地區作為承接地實現經濟績效和環境績效雙贏的局面。本文根據研究結論提出相應建議:第一，東中西部環境管制水平區域間的差異，污染型產業向環境管制水平相對薄弱的中西部地區轉移，中西部地區應該利用地區特有的勞動力和區位優勢，提高產業聚集度，調整污染產業結構，完善產業配套設施，促進地區經濟發展。資本和勞動力對污染產業的發展都起促進作用，中部地區利用資本影響因素，西部地區利用勞動力影響因素，通過調整污染產業內部資本、勞動力的結構比例，即中部地區污染產業加大對資本的需求，西部地區污染產業加大對勞動力的需求，使污染產業轉移后達到產出的最大效用，并派生出的正面效應是中西部地區就業增加，經濟發展速度加快。第二，中西部地區作為污染產業轉移的承接地，機遇與挑戰并存:一方面，污染產業有利于帶動區域經濟的發展，符合產業轉移規律和“西部大開發”的宏觀戰略部署；另一方面，污染產業的轉入給中西部地區帶來一定程度的環境污染治理的壓力。為此，根據本文研究結論，環境管制政策應配合相應的環境經濟措施，取長補短，互為補充，以達到更好的環境規制效率。中部地區可適當加大環境經濟措施力度，這對該區域污染企業數量的控制有重要作用，西部地區以環境管制措施為主，輔以環境經濟手段來有效控制污染排放。

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