環境規制對經濟績效影響的實證檢驗

黃清煌，高明

（福州大學經濟與管理學院，福州350100）

1 問題的提出

當前能源短缺和環境污染已成為各國面臨的突出問題，如何實現能源、環境與經濟的協調發展，已成為世界各國政府和學界需要著手解決的焦點問題。傳統觀點指出，環境規制的初衷是政府為消除環境污染的負外部性，從而給企業施加的額外負擔，進而降低企業產出水平、利潤率和企業競爭力。該觀點的理論基礎為“遵循成本假說”。然而，Porter（1991）[1]首先對上述觀點提出質疑，他認為政府的環境規制雖在短期內可能會導致企業的生產成本提高，但從長期來看，適度強度的環境規制反而有助于企業加大污染治理項目的建設以滿足污染排放的要求，甚至有利于激發企業加大綠色創新投入的積極性，推動企業加快發展方式轉變和產業優化升級，從而最終提升產業競爭力。該觀點的理論基礎為“創新補償假說”。但是“雙贏論”假設企業本身的“無效率”與傳統企業追求利潤最大化的假設相沖突，致使該假說仍存在一定的局限性[2]。

上述研究結論的不一致使得學者們開始重新審視兩者之間的關系，部分學者認為，環境規制的經濟增長效應主要取決于“遵循成本效應”和“創新補償效應”孰優孰劣[3]。另外，也有部分學者得出環境規制與經濟增長存在有別于以往的非線性關系[4,5]。盡管如此，以往研究在衡量經濟效應上主要集中在人均國內生產總值、人均工業產值和利潤率等短期經濟數量的維度[6，7]，長期產業質量角度出發的文獻相對較少[3,8]，現有文獻并未將兩者置于同一框架，使得估計結果無法為環境規制的制定和實施提供科學、準確的指導。事實上，環境規制對經濟績效存在經濟數量和產業質量的雙重影響，忽略任一維度的考慮，都會使得環境規制與經濟績效關系的結論存在一定的偏差。基于此，環境規制對經濟數量、產業升級的影響呈現什么特征，以及這種特征是否在不同地區和不同階段存在差異？考慮到環境規制與經濟數量、產業升級模型中聯立內生性的存在，本文將采用聯立方程組模型對環境規制的長短期經濟績效進行檢驗。

2 研究設計

2.1 計量模型

遵循原毅軍和劉柳（2013）[9]的研究思路，構造模型（1）用于研究環境規制對經濟增長的影響，模型的基本形態如下：

其中，eqit代表第i省在第t年的經濟數量，er表示環境規制，ti表示技術創新、cs表示資本存量、to表示貿易開放度，d0表示常數項，d1-d4分別表示相應解釋變量的彈性系數，vit表示隨機擾動項。為了反映經濟質量維度，需對模型（1）做進一步改動。本文在參考Barla和Perelman（2005）[10]關于環境規制與產業質量關系模型的基礎上，構建如下模型：

其中，enit代表第i省在第t年的產業質量，fdi表示外商直接投資，nr表示自然資源稟賦，is表示產業結構。上述兩個模型作為現有研究的主流，大都是基于預先設定的單方程模型或就經濟數量、或就產業升級分別進行檢驗，忽略了同時雙向維度的考量。為此，本文將環境規制、經濟數量和產業升級置于同一框架，同時借助聯立方程模型消除變量間可能存在的內生性和雙向因果關系，緩解模型的異方差問題：

方程（3）和方程（4）沿用現有文獻關于環境規制經濟增長效應檢驗的思路，考慮到環境規制可能同時內生于經濟數量和產業升級。因此，方程（5）構建環境規制的決定方程，將環境規制與經濟發展相聯系，同時考慮了不同地區產業所有制結構（os）的影響。α0、β0和χ0為截距項，εit、ηit和ξit為隨機擾動項。αi、βi和χi為地區個體效應。

2.2 數據說明與變量選取

本文選取2001—2015年省級面板數據進行實證檢驗。為使得統計口徑保持一致，對數據作如下處理：凡涉及貨幣計量的變量，采用2001年的不變價進行平減；從2011年開始，將工業煙塵和工業粉塵合并為工業煙粉塵；從2012年起，無二氧化硫去除率這一數據，需借助（SO2產生量-SO2排放量）/SO2產生量計算得出；自2001起，《統計年鑒》將工業固體產生量和綜合利用量細分為一般工業固體和危險固體，因此需將兩者相加來反映。

（1）內生變量。環境規制（er）：有別于大部分傳統文獻采用單一維度來作為環境規制的代理指標，本文主要參考王文普（2013）[11]采用工業廢水排放達標率、工業廢氣去除率（包括二氧化硫和工業煙（粉）塵）和工業固體廢物綜合利用率這四個維度來考量規制強度。計算方式如下：①根據公式ωit=(Eijk/∑Eijk)/(Gij/∑Gij)分別對不同污染物進行賦權，其中，Eijk表示不同地區在不同年份中某種污染物的相應排放量，Gij表示某一地區在相應年份的工業增加值；②按照標準化處理方式，將不同污染物的調整系數ωijk相應轉化為③利用公式計算出環境規制強度。經濟數量（en）：參考多數文獻，利用人均地區生產總值作為經濟數量的代理變量。產業升級（eq）：常用的衡量方法包括第三產業與第二產業的產值和就業人數的比例。由于本文關注的主要方向在于環境規制如何影響產業升級，而環境政策制定和實施的初衷主要是針對第二產業中的污染密集型企業，對第三產業升級的作用有限。因此，采用非徑向、非導向基于松弛變量的方向性距離函數SBM-DDF計算出的全要素生產率來近似代替產業質量顯然更符合實際。

具體計算方式如下：

第一步，在Fukuyama和Weber（2009）[12]模型的基礎上，定義SBM方向性距離函數：

通過公式（6），計算出節能減排的無效率值。

第二步，按照劉瑞翔和安同良（2012）[13]的思路，分解出投入、期望產出和非期望產出的無效率值。

投入無效率：

期望產出無效率：

非期望產出無效率：

第三步，對投入、期望和非期望產出的無效率值再作分解。

其中，投入無效率分解為：

而產出無效率則可以分解為期望產出無效率和非期望產出無效率，即

（2）控制變量。資本存量（cs）：采用永續存盤法來估算2001—2015年省級資本存量數據：Kit=Iit/Pit+(1-σit)×Ki,t-1。從公式可以看出，計算資本存量主要在于三個變量：一是當年新增固定資產投資，本文采用經過當年固定資產投資價格指數平減后的固定資產形成額來表示；二是折舊率，有別于眾多傳統文獻采用統一數值的做法，本文參考吳延瑞（2008）[14]研究中采用的不同省份擁有不同折舊率；三是基年資本存量，以2001年不變價的資本存量來作為衡量標準。技術創新（ti）：利用單位地區生產總值的R&D內部支出總額來近視代替。由于要素的流動、市場中的競爭與互補、國際分工可能對本地區經濟增長造成影響，因此，貿易開放度（to）是經濟數量方程組的重要控制變量，采用單位地區生產總值的貨物進出口總額來作為代理指標。由于外商直接投資（fdi）可能借助于資本效應、知識效應和貿易效應渠道作用于本地區的產業結構，故將其視為產業升級的重要決定因素，利用外商及港澳臺商投資占全部國有及規上非國有工業企業產品銷售收入的比重計算得出。自然資源稟賦（nr）既可能通過加快資金積累以擴大生產性邊界，也可能體現資源詛咒，因此，自然資源稟賦對經濟增長的作用方向待定。本文通過計算采礦業與農林牧漁業占固定資產投資總額的比重得出。產業結構（is）是一個經濟增長對技術創新的吸收以及主導產業經濟部門依次更替的過程，本文采用單位地區生產總值的第三產業產值來度量。所有制結構（os）：采用國有經濟占地區經濟固定資產投資額的比重計算得出。

3 實證結果及分析

從聯立方程組的秩條件和階條件出發，可以看出方程（3）、方程（4）和方程（5）存在過度識別問題，這就要求采用兩階段（2SLS）、三階段（3SLS）或迭代三階段（迭代3SLS）最小二乘法的估計方法。值得注意的是，兩種方法雖都可以做出有效估計，但考慮不同方程誤差項間可能存在的相關性問題，使得3SLS在有效性方面優于2SLS，這也得到估計結果的支持。從表1的估計結果來看，2SLS的系數顯著性稍微遜于3SLS，意味著誤差項間的相關性將會對2SLS估計產生影響。基于此，本文擬采用迭代3SLS估計方法對聯立方程組進行檢驗。

表1 環境規制與經濟數量、產業升級的聯立方程估計結果

從表1的估計結果可以發現：一方面，環境規制顯著促進了產業優化升級，環境規制強度每加強1%，將會引致產業升級加快0.2294%，這也體現出“波特假說”的創新補償效應，即適度的環境規制能通過提升產品價值和企業形象來刺激企業進行創新的積極性，那么企業也會從規制效果中獲益，最終實現產業的優化升級；另一方面，環境規制也存在經濟數量抑制效應，環境規制強度每加強1%，將會引致經濟數量下滑0.4253%，這也從側面印證趙紅（2008）[15]的研究結論。可能的原因主要有兩個方面：一是“遵循成本假說”，該假說認為，環境規制短期內將不可避免增加企業生產成本負擔，使得那些生產成本過高的企業主動退出市場，從而造成地區總體經濟數量的下滑；二是“逐底競爭假說”，該假說認為，在“環境分權”和“為增長而競爭”的環境下，地方政府為吸引其他地區企業進駐而競現提供環境優惠政策，規制強度的下降將增加本地區而降低其他地區的產出、利潤和福利水平，因此嚴格的環境規制反而成為地區經濟數量增長的瓶頸。這顯然是不符合可持續發展理念的，如果任其發展，必將導致地方政府環境規制的逐底競爭，那么環境規制作為處理環境負外部性的作用將喪失。值得注意的是，估計結果顯示，環境規制具有產業優化升級和經濟數量下滑的雙重效應。然而，Iraldo等（2009）[16]就曾提出，環境規制的經濟效應并不僅僅取決于這兩種作用的簡單相加，更應關注其發展的階段或層次。

考慮到各省在經濟發展、產業水平、制度安排和污染情況存在的較大差異，表2通過細分東、中、西部來進一步檢驗環境規制長期產業升級效應和短期經濟數量效應的地區差異性。

表2 分地區的聯立方程估計結果

由表2可以看出，分區域環境規制短期經濟數量效應并未表現出明顯的差異，其估計結果呈現出與整體樣本類似的負向效應，只在顯著性方面有所偏差，進一步反映出環境規制經濟抑制效應在短期內是不可避免的。分區域的環境規制長期產業升級效應則在不同地區中表現出顯著的差異性。其中，東部地區環境規制顯著有利于產業的優化升級，這顯然也與現實情況相符合。東部地區產業基礎好、創新環境優，企業能夠通過綠色創新、污染處置來滿足環境政策的污染排放標準，同時，環境政策法規、規章等體系的日益完善也為企業提供良好的制度環境和發展環境，在這一背景下，東部地區的環境規制更能促進企業加快綠色技術改造的積極性，從而實現產業升級與節能減排的雙贏。在中西部，環境規制對長期產業升級也產生正向作用，其作用在中部地區達到統計意義上的顯著。中部地區雖在中部崛起等一系列政策傾斜下加快發展，環境規制的長期產業升級效應開始呈現，但軟硬件條件的薄弱仍是其主要發展堵點，這也使得其效應存在局限。表2結果顯示，中部地區的環境規制雖促進了該地區的產業升級，但只在10%統計水平上顯著。此外，國家為順應經濟發展規律而制定了產業轉移政策，西部地區往往通過放松環境規制以承接東部轉移的污染性產業，這也使得西部地區的產業鎖定在產業鏈的低端環境，加之西部地區的產業基礎和創新環境處于劣勢，環境規制的長期產業升級效應無法體現。

控制變量方面。外商直接投資在東部地區均有利于長期產業升級的提升，而在中西部地區卻表現出負向效果。意味著外商直接投資的技術溢出和競爭示范效應當前只反映在東部地區，而中西部地區鑒于自身要素水平薄弱的現實，其吸引的往往是那些為規避其他地區嚴格環境規制的投資，這在一定程度上支撐了中西部高污染、高能耗產業的發展，更固化了中西部低水平的產業基礎。自然資源稟賦在三大地區均抑制長期產業升級，但只在西部地區通過顯著性檢驗，表明自然資源稟賦并未在長期產業升級中發揮有效的作用。產業結構的長期升級促進效應只在西部地區中呈現，但并未表現在東中部地區。技術創新對短期經濟數量在東中部地區具有顯著正向作用，但這一關系在西部地區不顯著。資本存量雖在中部地區表現出負向作用，但仍可視為中西部地區短期經濟數量的主要因素之一。貿易開放度對經濟數量均表現出正向促進作用，反映出貿易的發展有助于促進地區先進技術的引進及產品要素的流動，從而帶動地區經濟數量的增長。

為考察環境規制效果是否存在階段性特征，以期更好地制定和實施環境政策，考慮到國家在2006年強制實施節能減排政策，本文將以2006年為間斷點，將樣本分成2001—2006年和2007—2015年兩個區間，具體結果見表3。

表3 分階段的聯立方程估計結果

由表3的估計結果可以發現，環境規制的雙向效應在不同階段存在差異。在第一階段中，環境規制對長期產業升級有顯著正向效果，回歸系數為0.1960；環境規制對短期經濟數量的回歸系數為-0.0797，但不滿足統計意義上的顯著。在第二階段中，環境規制對長期產業升級具有更明顯的正向顯著影響，回歸系數達到0.6453；環境規制對短期經濟數量的系數為0.5071，同樣不顯著。對比兩階段環境規制的效果，伴隨2006年節能減排政策的落實，環境規制不僅在產業升級促進效應上有很大幅度的提升，而且環境規制的經濟數量效應由負向轉為正向，即環境規制的短期經濟數量抑制效應開始消失。可以發現，到第二階段，環境規制作為處理環境負外部性的同時，也有利于倒逼產業升級和促進經濟增長，從而實現環境與經濟雙贏的局面。造成這一現象的主要原因可能在于，節能減排政策的實施，使政府考核機制實現從“唯GDP論”到“綠色GDP”的轉變，即由“為增長而競爭”過渡為“為發展而競爭”。考核機制的轉變為政府實施策略互動戰略提出了新的要求，即由“逐底競爭”過渡為“競相向上”，促進地方政府落實環境政策的積極性。

4 結論

現有關于環境規制經濟效應的研究主要基于單方程進行，而衡量經濟的指標主要包括經濟數量、技術創新和產業升級等。本文從經濟的雙向維度展開，利用聯立方程模型就環境規制的短期經濟數量效應和長期產業升級效應進行檢驗。研究結論如下：環境規制雖抑制了短期經濟數量，但卻有效驅動了長期產業升級。進一步分地區檢驗結果顯示，環境規制的短期經濟數量效應表現出與全樣本類似的效果，而環境規制的長期產業升級效應則表現出顯著的差異。其中，東部地區環境規制對長期產業升級具有顯著正向作用，中部地區環境規制對長期產業升級效應不明顯，西部地區環境規制對長期產業升級表現出顯著的負向效果。此外，伴隨地方政府考核體系中引入節能減排政策，環境規制對長期產業升級的促進效應雖有所減弱，但環境規制一改以往抑制短期經濟數量的局面，開始呈現激勵短期經濟數量的效果。

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