環境規制、技術進步與中國經濟發展
——基于DMSP/OLS夜間燈光校正數據的實證研究

尹 秀，劉傳明

(1.南開大學經濟研究所，天津 300071；2.中央財經大學經濟學院，北京 100081)

一、引 言

改革開放40年來，中國的經濟發展取得了舉世矚目的成就。從發展速度上，1978～2015年中國GDP年均增長率達到9.8%。從經濟規模上，到2016年底中國GDP總量達到74.41萬億元，經濟總量穩居世界第二位。盡管中國經濟在發展速度和規模上取得了巨大成就，但以“高投入、高消耗、高排放”為特征的粗放型發展模式給中國經濟的持續健康發展帶來嚴峻的資源環境壓力[1]。2014年，我國工業廢氣排放量高達694190億立方米，工業固體廢物產生量為329254萬噸，廢水排放總量為716.2億噸。在此形勢下加強對環境的管控能力，實施較為嚴格的環境規制成為政策制定者的必然選擇[2]。事實上，我國的污染治理以及環境管制工程初見成效，2014年我國環境污染治理投資總額高達9575.50億元，占該年GDP總量的1.49%。其中，工業污染治理完成投資997.65億元。環境規制在提高環境質量的同時會增加企業的治污減排成本，降低企業的生產效率，也在一定程度上刺激企業增加研發投資，提高企業技術創新能力，促進技術進步，從而推動我國經濟發展。因此，環境規制在何種程度上影響我國的技術進步進而促進中國經濟發展，這個問題的回答對中國經濟發展具有重要的理論意義和現實意義。

已有環境規制、技術進步與中國經濟增長的研究主要分為以下三類。第一類是研究環境規制對技術創新的作用。蔣為(2015)的研究證明環境規制不僅促進企業增加研發投資，還促使企業進行產品創新和生產工藝流程的改進[3]。李陽等(2015)則認為適當的環境規制水平會提高行業的技術開發和轉化能力[4]。但環境規制對技術進步的推動作用因行業而異[5][6]。部分學者就環境規制對技術創新推動作用的階段異質性檢驗后認為“波特假說”有一定時滯性，環境規制在當期可能阻礙技術創新，但在滯后期促進技術創新[7]。也有部分研究證明環境規制對技術創新的作用存在“門檻效應”，兩者之間呈現U型關系并且只在部分地區成立[8][9][10]。第二類注重環境規制對我國經濟增長的影響。李樹和陳剛(2013)證明適度的環境規制可能實現環境改善和生產率提高的“雙贏”[11]。環境規制對經濟增長的影響不僅僅是簡單的線性關系，熊艷(2011)實證分析環境規制與我國經濟增長呈現正U型關系，能同時解釋“遵循成本說”和“創新補償說”[12]。李鋼等(2012)的研究也認為強化環境管制對經濟增長產生一定的阻礙作用[13]。此類研究考察環境規制對我國經濟增長的作用，但環境規制對經濟增長發揮促進或阻礙作用存在一定的路徑依賴，而該類研究缺乏對環境規制發揮作用的內部機制刻畫。第三類或分別研究環境規制與技術進步、技術進步與經濟增長之間的關系，或將技術因素和環境規制放到同一框架下同時研究兩者對經濟發展的影響[14][15]。

綜上，已有研究仍然存在以下三方面的不足。首先，既有研究將環境規制對經濟的影響置于微觀企業經營績效、經濟增長等增長數量方面，宏觀經濟發展指標也多采用GDP，而GDP作為一個總量概念，無法有效刻畫我國經濟發展質量。楊妮等(2014)研究認為夜間燈光數據與省域社會經濟統計數據之間的空間相關系數可達97.55%[16]，且該數據可綜合表征人類活動的廣度和強度，是與城市擴展面積、城市化水平等指標呈顯著相關關系的綜合評估指標[17]。基于此，本文引進DMSP/OLS夜間燈光數據替代傳統的GDP評價指標。其次，既有文獻缺乏對環境規制促進我國經濟發展的作用機制分析，忽視技術進步作為中間變量，既受環境規制的影響，又對經濟發展起到重要的推動作用。本文將考察環境規制與技術進步的相互作用推動經濟發展的內部機理。最后，既有文獻將全國各省視為同質，未考慮空間因素對我國經濟發展的影響。而現實是隨著我國區域經濟發展協調性增強，區域內部各省之間的政策取向也漸趨一致，因此對省際環境規制強度、技術進步及經濟發展的分析不能忽視空間因素的作用。為克服已有研究局限，本文在已有研究的基礎上，利用DMSP/OLS夜間燈光數據，嘗試引入空間計量模型，考察環境規制、技術進步與經濟發展之間的關系。

二、理論分析機制

環境污染是社會負外部性的典型表現，它造成社會成本高于私人成本，因此治理環境污染需要政府制定相關政策。從短期看，環境規制提高企業的運行成本，可能給企業帶來暫時的劣勢；但從長期看，環境規制促使企業增加創新投入，從而實現減少污染與提高企業競爭力的“雙贏”。

在參考“波特假說”及新古典理論的基礎上，本部分的假設如下：第一，企業具備不斷創新的能力，可通過技術進步和創新提高生產率；第二，政府對企業進行合理引導，幫助企業克服由于成本上升產生的不確定性及悲觀的心理預期，以政府管制促進企業創新；第三，政府制定合理的環保標準，給予企業充分的技術改進空間，以刺激企業的技術研發。

圖1分析了環境規制、技術創新及經濟發展的影響路徑及機制。首先，從短期來看，環境規制需要企業將一部分生產性資金投入到污染治理中，在企業生產技術、資源及市場需求既定的條件下，額外的治污成本必定增加企業的運作成本。其次，政府在環境規制過程中引發的部分生產要素價格提高也增加企業成本[18]。而企業生產成本的提高將對企業的其他投資產生“擠占效應”。一方面，企業環保投資增加會擠占企業研發投資，研發投資的減少將直接影響技術創新的速度與質量。另一方面，環境規制引發的企業成本上升可能擠占企業人力資本投資，主要表現為降低工資支出及培訓費用[19]。而人力資本所帶有的知識存量及其對知識的吸收、轉化能力是企業技術進步與創新的源泉，因此對人力資本投資的減少在一定程度上阻礙企業的技術創新。而研發投資及人力資本投資減少對技術創新的阻礙作用最終影響我國的經濟發展。

圖1 環境規制、技術創新及經濟發展的影響路徑和機制

環保支出的長期積累、研發及人力資本投資的減少對企業來說并非長久之計。長期支付治污費用會持續影響企業利潤，研發投資及人力資本投資的減少也影響企業的活力和可持續發展能力，進而降低企業的市場競爭力。因此，在政府的積極引導及合理的政策激勵下，環境規制促使企業權衡長期成本與收益。企業要減少環境規制帶來的影響，就必須從源頭上減少污染的產生及排放，實現這一目標的唯一路徑就是增加研發經費促進創新。一方面，企業提升產品創新，增加環保材料的使用量；另一方面，企業改進產品生產工藝，減少產品在生產流程中的污染。不管是哪種創新形式，它們都在一定程度上促進企業的技術進步，進而提高社會整體創新水平。而研發經費增加帶來的技術進步不僅解決環境污染問題，而且在一定程度上促進企業生產效率的提高。企業生產中的污染減少及企業生產效率的提高都直接提高經濟發展質量。

三、模型構建與數據處理

(一)模型構建

首先建立OLS線性模型來考察環境規制、技術進步與經濟發展之間的線性關系。

1.線性回歸模型(OLS)

y=α+βx+μ

(1)

其中，α、β是待估參數，x為因變量，μ是隨機誤差。普通OLS模型忽略經濟活動中的空間聯系，空間相關性可能使OLS估計系數存在一定偏差，因此本部分構建空間計量經濟模型。

2.空間面板滯后模型(SAR)

y=α+ρWy+βx+μ

(2)

其中，ρ是空間自回歸系數，W為空間權重矩陣，Wy為因變量的空間依賴，μ是隨機誤差。

3.空間面板誤差模型(SEM)

y=α+xβ+μμ=λWμ+ε

(3)

其中，λ為誤差項的空間自回歸系數，Wμ為因變量的空間依賴，ε、μ是隨機誤差。

4.空間面板杜賓模型(SDM)

y=αln+ρWy+βX+θWX+ε

(4)

其中，α為常數項，ln為N*1階單位矩陣，N為地區個數，Wy為因變量的空間依賴， WX是自變量的空間依賴，θ為自變量空間依賴項的系數，ε是隨機誤差項。

為合理解釋空間杜賓模型的回歸系數，本文參考Pace and LeSage(2009)的空間回歸模型偏微分方法，將解釋變量對被解釋變量的影響分解為直接效應、間接效應和總效應[20]。首先將式(4)改寫為：

(In-ρW)y=αln+βX+θWX+ε

(5)

(6)

Sr(W)=V(W)(Inβr+Wθr)

(7)

V(W)=(In-ρW)-1=In+ρW+ρ2W2+ρ3W3+…

(8)

其中，In是n階單位矩陣，k為解釋變量個數，xr為解釋變量(r=1,2,…)，βr為解釋變量向量X中第r個解釋變量的回歸系數，θr表示WX的第r個變量的估計系數。整理后可得：

(9)

根據(9)式，將yi對其他區域j的第r個解釋變量xjr求偏導得到(10)式，將yi對本區域的第r個解釋變量xjr求偏導得到(11)式：

(10)

(11)

其中，Sr(W)ij是區域j的第r個解釋變量對區域i被解釋變量的影響，衡量區域內溢出效應，也稱為直接效應；Sr(W)ii衡量的是區域i的第r個解釋變量對本區域被解釋變量的影響，衡量空間溢出效應，稱為間接效應。兩者之和為總效應。

(二)數據來源及處理

本文采用面板數據進行分析，鑒于DMSP/OLS夜間燈光數據的可得性和可操作性，樣本選取全國30個省(不包括西藏和港澳臺地區)2004～2013年的數據。

1.被解釋變量。被解釋變量為我國經濟發展，采用DMSP/OLS夜間燈光數據表示。為得到中國范圍的數據，該燈光數據利用中國國界圖對經過幾何校正后的全球燈光圖進行裁剪。最終獲得中國30個省市的夜間燈光數據，并據此計算年均值數據。

2.解釋變量。環境規制強度，采用各省環境污染治理投資總額的對數表示，環境污染治理投資總額數據來源于《中國環境統計年鑒》。技術創新程度采用各省國內專利授權量表示，并對專利授權量做取對數處理。產業高級化指數采用第三產業增加值與第二產業增加值比值表示。能源強度采用碳排放量與實際GDP的比值表示，表明單位GDP能耗大小，實際GDP以2000年為基期進行調整。所有制結構采用各地區國有企業年末從業人數占地區年末從業人口總數的比重表示。經濟發展離不開勞動力和資本的積累，引進各省年末就業人數的對數代表各省勞動力數量。本文借鑒單豪杰(2008)對資本存量的核算方法，以2000年為基期，測算我國各省的資本存量[21]。

四、實證分析結果

(一)夜間燈光強度的空間相關性檢驗

表1為Moran’s I指數的測算值及其顯著性指標。大部分指數測算均通過10%的顯著性水平檢驗。Moran’s I指數均大于0，均值為0.127，表明我國經濟發展水平相似的省份在地理空間上具有明顯的集聚效應。

表1 夜間燈光Moran’s I 指數值及其顯著性指標

圖2刻畫我國夜間燈光值Moran’s I指數在2004～2013年的演變趨勢。由圖可知，Moran’s I指數呈現“先下降后上升再下降”三個發展階段。第一階段，2004～2006年Moran’s I指數值呈下降趨勢，表明在此期間我國經濟發展水平空間集聚出現下降的趨勢。第二階段，2006～2008年全局Moran’s I指數持續提高，表明我國經濟發展水平空間集聚趨勢不斷加強，該階段高經濟增長率是空間自相關程度提高的主要原因。第三階段為2008～2013年，全球金融危機以后，我國經濟增速放緩，各地區資源稟賦、產業結構等具有顯著差異，空間差異逐漸顯現，空間自相關程度降低。

圖2 我國夜間燈光Moran’s I指數演變趨勢

圖3 2013年我國夜間燈光Moran’s I指數散點圖

圖3為2013年Moran’s I指數散點圖。該圖能更直觀地顯示各省與鄰近省份的經濟發展關系。由圖可知，全國有17個省份處于第一、三象限中，占比為56.67%，表明2013年我國經濟發展存在顯著的空間正相關。

(二)回歸結果分析

表2分別給出SAR、SEM及SDM的回歸結果。為驗證SDM的穩健性，本文對SDM是否可簡化為SAR和SEM進行LR檢驗，LR值分別為318.7611、158.7427，均在1%的顯著性條件下拒絕原假設，表明SDM無法轉化為SLM和SEM。因此，本文利用偏微分方法將環境規制、技術進步對經濟發展的影響分解為直接效應、間接效應和總效應(結果如表3所示)。

表2 回歸結果分析

注：*、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；限于篇幅，此處SDM并未報告部分自變量的回歸結果，作者備索。

表3顯示，從直接效應上看，治污投資的效應為負且通過1%的顯著性水平檢驗，表明環境規制阻礙經濟發展。而在考慮環境規制的“創新補償效應”后，環境規制的偏效應為正，表明雖然環境規制本身提高企業運營成本、減少企業盈利進而影響經濟發展，但環境規制通過提高企業創新激勵、促進企業創新進而促進經濟發展質量的改善。從間接效應上看，治污投資的偏效用為負且通過統計檢驗，表明環境規制對其他地區的經濟發展存在顯著的負向空間溢出效應，即本地區的環境規制對其他地區的經濟發展具有抑制作用。造成上述問題的原因可能是：首先，部分地區環境協同治理機制的產生使區域內部加強污染聯防聯控，一體化的環境準入和退出機制也使環境規制不僅僅局限于地區內部，區域環境規制強度的增加影響周圍地區的經濟增長；其次，環境規制強度的地區差異促使污染企業遷到環境規制強度較低的區域，污染企業的跨區遷移雖然促進遷入地GDP增長，但不利于遷入地經濟發展質量的提高；第三，環境規制引發的技術創新由于產權壁壘很難在短時間內產生空間溢出效應。

表3 解釋變量影響經濟發展的效應分解

注：*、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

從直接效應上看，人力資本與資本存量的系數都為正且分別通過1%、5%的顯著性水平檢驗，表明勞動力與資本存量作為經濟增長不可或缺的投入要素，對本地的經濟發展具有顯著的推動作用。從系數大小來看，資本存量對本地經濟發展的貢獻遠遠大于勞動力。從間接效應來看，勞動力的正向空間溢出效應明顯，即本地的勞動力將有效促進鄰近地區的經濟發展，表明勞動力的跨省遷移對遷入地的經濟發展具有顯著的推動作用。資本的間接效應為正，但統計上并不顯著。從總效應上看，資本存量對經濟發展的作用顯著為正，但資本的空間溢出效應并不明顯，而勞動力則在促進本地經濟發展的同時通過人口遷移顯著提升鄰近地區的經濟發展。

地區所有制結構的總效用顯著為正且通過1%的顯著性水平檢驗，表明地區國有企業占比越高，國有企業對經濟增長的推動力越強。在我國社會主義市場經濟條件下，地區國有企業占比的增加有效提高國有企業在本地區的領導作用，促進本地居民就業，提高本地政府稅收，從而起到促進地區經濟增長的作用。而從分解效應來看，國有企業占比的提高對本地經濟發展具有明顯的抑制作用，這表明現階段地區經濟發展在保證國有企業合理發展的同時也需要適當提高市場化程度，提高市場經濟活力。國有企業占比的提高對經濟發展的空間溢出間接效應為正且通過1%的顯著性水平檢驗，可能的原因是國有企業一般規模較大、分支機構眾多，對鄰近地區的輻射帶動作用較大。因此，考慮空間溢出效應后，國有企業占比的提高對經濟發展具有顯著的推動作用。

產業高級化指數、能源強度對經濟發展的作用為負，但并未通過統計檢驗。產業高級化指數采用第三產業與第二產業增加值的比重表示，這意味著考察期內第二產業依然是我國經濟增長的支柱產業，對國民經濟發展起著重要推動作用。2013年，我國第三產業比重首次超過第二產業，第三產業成為我國經濟發展的主動力將是大勢所趨，服務主導型經濟的發展將給我國現階段的經濟發展提供新潛力和新空間。同時，第三產業的發展對國內居民就業、消費升級及提升我國經濟的穩定性具有重要作用。能源強度越高，表明我國單位經濟增長對能源依賴較大，也意味著經濟增長帶來的資源消耗、環境負效應多，不利于經濟增長質量的改善。

五、結 語

基于2004～2013年DMSP/OLS夜間燈光校正數據，本文運用空間計量模型，考察環境規制、技術進步對我國經濟發展的作用，得到如下的幾點結論：第一，Moran’s I指數顯著為正，表明我國經濟發展水平相似的省份在地理空間上具有明顯的集聚效應；第二，環境規制通過增加企業生產成本抑制地區經濟發展，同時通過刺激技術進步提高地區經濟發展質量，但環境規制對鄰近地區的經濟發展存在顯著的負向空間溢出效應，主要原因可能是環境規制的地區差異引起污染企業的跨區遷移，進而影響遷入地經濟發展質量的改善，且環境規制“創新補償”效應的空間溢出并不明顯，因此環境規制的總效用為負，“波特假說”在地區內部成立，但加入空間因素后失效；第三，資本存量和人力資本對我國經濟發展具有明顯的推動作用，國有企業占比的提高有利于我國經濟增長質量的改善，但部分影響因素的空間溢出效應并不明顯。

據此，本文提出如下的建議：第一，為提高經濟發展質量，環境規制強度應適中；第二，打造全國統一的生產要素市場，促進生產要素的有序流動；第三，打破創新的地區壁壘，加強區域創新合作，促進技術創新空間溢出效應的發揮；第四，增加創新的資本和人員投入，切實促進企業創新，通過技術創新提高經濟發展質量；第五，“堅定不移做強做優做大國有企業”，充分發揮國有企業資本、人力優勢，促進國有企業創新。