企業所有制性質與區域環境污染
——基于空間溢出效應的視角

孫 悅1,趙 慶

(1.東北財經大學 馬克思主義學院,遼寧 大連 116025;2.中國大連高級經理學院,遼寧 大連 116086;3.上海交通大學 安泰經濟與管理學院,上海 200230)

1 引言

近年,企業生產在促進經濟發展的同時,帶來的負外部性環境污染引起了社會廣泛關注。這些企業中既有外資企業,也有國有和私營企業,不同所有制類型的企業與環境污染是否具有一定的關聯性？此外,區域環境污染是否具有溢出效應,即省際間環境污染是否會產生相互影響？這些問題值得探索。

通過對上述文獻梳理發現兩點不足:①目前分析企業所有制結構角度對環境污染產生影響的文獻較少,且在實證模型的選擇上存在偏差,如外資直接投資(FDI)對環境污染的影響多忽略了區域環境污染的溢出效應。即假定各個區域之間的污染是相對獨立的,彼此之間互相不產生影響,但這卻與實際情況存在較大偏差,如空氣、水流動等自然因素或區域間產業轉移等社會因素會使臨近區域環境污染產生相互影響,因此應選擇考慮空間溢出效應的空間計量模型。②現有關于環境污染的研究無論是從“污染天堂”假說角度還是從其他視角研究環境污染問題,大多選取工業廢氣、廢水、固體排放物一種或幾種進行研究,環境污染是由多種污染物造成,選擇一種或幾種污染物會存在一定偏差,對污染物指標選取的不同也會造成實證結論的不同。

鑒于上述原因,本文采用2011—2016年我國30個省、市、自治區作為樣本數據(未包括香港和澳門特區、臺灣地區、西藏自治區,下同),首先用熵權法構建區域環境污染綜合指數,檢驗其分布格局;然后通過全局空間自相關Moran′I指數檢驗和局域空間自相關Moran散點圖檢驗區域環境污染綜合指數的區域依賴特征,分析區域環境綜合污染指數是否存在溢出效應;采用空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和普通最小二乘法(OLS)實證對比分析國有企業、私營企業和外資企業對我國區域環境污染溢出效應的影響,同時分析經濟發展、產業結構和知識資本存量對我國省際區域環境污染溢出效應的影響,并對結論進行穩健性檢驗。

2 構建區域環境污染綜合指數

理論上各地區間環境污染會彼此產生影響,一是由于區域環境污染的自然屬性,水污染、大氣污染具有自然流動性導致區域環境污染產生溢出效應[11];二是由于社會或經濟導致區域環境污染產生溢出效應——經濟增長導致環境污染擴散[12,13];臨近城市間的經濟集聚和環境污染存在相互交叉影響[14];欠發達地區承接產業轉移的同時也伴隨著污染轉移[15],使區域環境污染產生溢出效應。

表1 區域環境污染綜合指數

目前關于對環境污染的研究主要選取氣體、液體或固體中一種或幾種具體的污染物排放量來衡量整體對環境的污染水平[16],而環境污染并不是由某一種污染物造成的,因此本文在考察區域環境污染時,借鑒Ma等采用熵權法構建了一個全面反映環境污染的區域環境污染綜合指數[17]。液體污染主要選取廢水排放總量(萬t),氣體污染物選取二氧化硫(萬t)、氮氧化物和煙(粉)塵(萬t),固體廢物選取一般工業廢物產生量(萬t)。2011年我國制定了國家環境保護“十二五”規劃,因此選取2011—2016年我國30個省市自治區;數據來源于2012—2017年《中國統計年鑒》;為避免異常值的影響,采用Winsorize 5%縮尾處理,區域環境污染的綜合指數見表1。

由表1可見,區域環境污染綜合指數最高的5個地區分別是河北、山東、山西、河南和內蒙古,區域環境污染綜合指數最低的5個地區分別是海南、北京、天津、青海和寧夏，其中北京和天津的區域環境污染綜合指數較低。通過分析發現,北京、天津的產業結構特征即第三產業占GDP比重較高,而第三產業相比第一產業和第二產業產生的環境污染很低,說明北京、天津的污染排放并非由北京、天津自身污染產生,所以區域環境綜合污染指數較低;另一方面,北京、天津被河北包圍,而河北的二氧化硫、氫氧化物和煙(粉)塵排放量均居我國首位。因此,北京、天津的空氣污染在一定程度上是受河北污染影響所致。

3 區域環境污染綜合指數溢出效應檢驗

3.1 區域環境污染綜合指數全局空間自相關檢驗

在采用空間計量經濟模型實證檢驗前,首先需要確定空間權重矩陣,本文采用區域污染綜合指數的空間權重矩陣。全局空間自相關分析用Moran′I指數來衡量[18],區域環境污染綜合指數的全局空間自相關檢驗見表2。

由表2可知,區域環境污染綜合指數的Moran′I指數均為正,除2013年外均通過1%顯著性水平檢驗,說明我國省際區域環境污染綜合指數在空間分布上具有顯著的正相關性,區域環境污染綜合指數的區域特征是由正向空間相關引起的,區域環境污染綜合指數呈現出顯著的地域依賴特征。2011—2016年的Moran′I指數逐年下降,說明在國家環境保護“十二五”規劃內,隨著滯后期的延長,各區域環境污染綜合指數呈現出均衡化。

3.2 區域環境污染綜合指數局域空間自相關檢驗

Moran散點圖[18]可描述變量x和其空間滯后向量Wx(即某區域觀測值x與周圍“臨近”區域之間的加強平均值)之間的相關關系。Moran散點圖劃分為四個象限:第一象限(HH)代表高Index的地區被其他高Index區域包圍;第二象限(LH)代表低Index的地區被其他高Index區域包圍;第三象限(LL)代表該地區與周圍地區都是低Index的區域;第四象限(HL)代表該區域是一個高Index地區,而周圍的其地區屬于低Index地區。本文僅列2014年區域環境污染綜合指數(Index)Moran散點圖(圖1)。

圖1 2014年區域環境污染綜合指數Moran散點圖

由圖1可知,我國區域環境污染的綜合指數表現出共同的空間分布特征,呈現出正向空間自相關性,第一象限(HH)主要有河北、山西、內蒙古、遼寧、山東、河南;第二象限(LH)主要有北京、吉林、上海、浙江、江西、湖北、湖南;第三象限(LL)主要有天津、黑龍江、廣西、海南、重慶、云南、甘肅、青海、寧夏、福建和貴州;第四象限(HL)主要有江蘇、安徽、廣東、四川、新疆。Moran散點圖位于第一象限和第三象限合計占比達到56.7%,再次驗證了我國區域環境污染呈現出顯著的空間正相關性,高環境污染的省份被高環境污染的臨近地區包圍,低環境污染的省份被低環境污染的地區包圍。但也存在明顯的溢出效應,如北京處于第二象限(LH),意味著低環境污染綜合指數的地區被高環境污染綜合指數的地區包圍,而北京臨近地區的河北、內蒙古均處于第一象限(HH),且屬于環境污染指數較高的地區,因此北京的污染多源于河北、內蒙古地區環境污染的溢出效應影響所致。通過對區域環境污染綜合指數全局空間自相關檢驗和局域空間自相關檢驗,呈現出顯著的區域依賴特征,因此應該采用空間計量模型將空間效應納入實證分析。

4 區域環境污染綜合指數空間計量檢驗

4.1 實證模型設計

借鑒境庫茲涅茨曲線引入經濟發展變量,研究不同所有制企業對區域環境污染綜合指數的影響:①經濟發展(GDP)。Grossman、Krueger指出環境問題與經濟發展關系緊密,而GDP能較好地反映出地區的經濟發展水平[19]。對不同地區和污染物而言,兩者關系并非完全符合倒“U”型假說;Shafik、Bandyopadhyay認為,廢水、固體廢物、CO2與經濟發展呈單調上升[20];楊子暉認為CO2與經濟發展呈三次方型[21]。因此,在構建模型中引入GDP的平方項和三次方項考察環境污染和經濟發展水平之間的關系。為了盡量減少變量遺漏而導致結論偏差,增加了可能影響環境污染的其他控制變量。②產業結構(Con)。產業結構情況可能會影響區域廢棄物排放,當經濟發展一定階段時,經濟增長將由粗放型增長向集約型增長,這時工業廢棄物等污染物排放也將隨之變化,借鑒許和連、鄧玉萍[7]采用第二產業產值占地區生產總值的比重度量。③知識資本存量(RTE)。區域知識資本提升可能促使企業采用新型生產技術,進而減少污染物排放。王德文、何宇鵬認為高的技術進步速度能提高減污技術能力[22],借鑒Furman、Hayes[23]、程強[24]等方法采用人均GDP反映一個地區已實現的知識存量。借鑒Antweiler等[25]一般均衡模型研究方法,建立計量經模型:

Indexi=α0+α1lnGDPit+α2ln2GDPit+α3ln3GDPit+α4stateit+α5privateit+α6foreignit+α7xit+εit

(1)

式中,i和t代表省份和年度;Index為區域環境綜合污染指數;GDP為經濟發展;lnGDP為GDP的自然對數;ln2GDP為lnGDP的平方項,依此類推;state、private、foreign分別代表國企、私企和外企;x為影響環境污染的其他控制變量。

構建空間滯后模型(SLM):

Indexi=ρWIndexi+α0+α1lnGDPit+α2ln2GDPit+α3ln3GDPit+α4stateit+α5privateit+α6foreignit+α7xit+εit

(2)

式中,ρ為空間回歸系數,反映了區域之間的相互關系,即相鄰區域對本區域的影響程度,具有方向性;WIndexi為n×n的空間權重矩陣;參數α1-α7主要反映了解釋量對被解釋變量的影響;ε為隨機誤差向量;空間滯后因變量是內生變量,反映了空間距離對各區域單元之間的作用，其他變量與上述相同。

構建空間誤差模型(SEM):

Indexi=α0+α1lnGDPit+α2ln2GDPit+α3ln3GDPit+α4stateit+α5privateit+α6foreignit+α7xit+εit

ε=λWε+μit

(3)

式中,W為n×n的空間權重矩陣;參數α1-α7反映了解釋量對被解釋變量的影響;u為正態分布的隨機誤差向量;λ為被解釋變量Index向量的空間誤差系數，其余變量與上述相同。

4.2 實證分析

選取2011—2016年我國30個省市自治區作為樣本數據,區域環境污染綜合指數Index按前文計算。由于僅有工業行業中按照所有制性質劃分,并且工業行業相比較其他行業也是環境污染的主要行業之一,具有一定的代表性,因此采用工業行業中國有及國有控股企業、私營工業企業、“三資”工業企業中總資產(億元)衡量國有企業、私營企業和外資企業,數據來源于相關年份的《中國統計年鑒》。為避免異常值的影響,樣本數據采用Winsorize 5%進行縮尾處理,構建SLM和SEM進行實證分析。為了進一步驗證區域環境污染綜合指數具有空間相關性,同時也采用普通最小二乘法(OLS)估計模型進行對比分析,結果見表3。

表3 不同所有制企業對區域環境污染綜合指數空間計量檢驗

(續表3)

由表3可知:①從模型角度而言,所有空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)擬合效果均優于相應的普通最小二乘法(OLS),表明動態空間計量模型的適用性。此外,空間滯后模型(SLM)中空間回歸系數ρ在1%水平下顯著,說明各地區環境污染存在顯著的溢出效應;空間誤差模型(SEM)中空間誤差系數λ也在1%水平下顯著為正,說明相鄰區域的環境污染對本地區的環境污染綜合指數影響顯著,且存在一個正向影響,即周圍地區的環境污染的加劇會導致本地區的環境污染加劇。②從不同所有制企業對區域環境污染綜合指數影響角度而言,外資企業對綜合指數的影響是負向的,并且均在1%水平下顯著,表明外資企業對環境污染起到了抑制的作用,說明“污染天堂”假說在我國并不成立,這與已有結論相似[26]。這主要源于:一方面由于我國人力成本逐步升高,迫使外資企業傾向于使用較先進的生產技術,同時外資企業使用較先進的污染排放系統,在實際生產過程中對環境污染較少,從目前在我國環境管理體系認證(ISO14001)中約2/3以上屬于外資企業,這可間接得到印證。另一方面,各地方政府加強對非清潔型外資企業的政策審批力度,非清潔型外資企業的引入在很大程度上推動了區域產業結構的優化與升級,減輕了區域環境污染。國有企業和私營企業對綜合指數在1%水平下顯著正向影響,表明國有企業和私營企業加劇了環境的污染的溢出效應。③控制變量的解釋。經濟發展(GDP)對環境污染產生加劇作用,但未見“U”型或“N”型曲線關系。產業結構(Con)對環境綜合污染指數在1%水平下產生顯著的正向影響,表明隨著第二產業占比的不斷提升,環境污染會加劇。知識資本存量(RTE)環境綜合污染指數在1%水平下產生顯著的負向影響,說明高的知識積累會促進高的技術進步速度,從而提高減污技術能力。

4.3 穩健性檢驗

通過選取控制變量避免因變量選取而導致的估計結果偏差,采用不同的度量指標方法,國有企業、私營企業和外資企業采用流動資產(億元)重構模型,使結論更加可靠,結果見表4,結論同前。

表4 穩健性檢驗結果

(續表4)

5 結論與建議

本文基于區域環境污染的分布格局和空間動態躍遷進行分析,對區域環境污染綜合指數的全局空間自相關Moran′I指數檢驗和局域空間自相關Moran散點圖的檢驗,區域環境污染綜合指數呈現出顯著的區域依賴特征；進一步對2011—2016年我國30個省市自治區采用空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)研究國有企業、私營企業和外資企業對區域環境污染綜合指數溢出效應的影響,得到以下啟示:①通過對區域環境污染綜合指數全局空間自相關Moran′I指數檢驗,表明我國30個省市自治區的區域環境污染綜合指數在空間分布上具有顯著的正相關性,呈現出顯著的地域依賴特征;對區域環境污染綜合指數的局域空間自相關Moran散點圖檢驗,發現各地區之間呈現出顯著的正向溢出效應,說明各省際間環境污染存在相互影響和正向相互加劇的作用。這意味著要遏制環境污染,各省之間必須建立完善、有效的協同治理模式:一是要建立跨省際的環境執法機構,消除各省利益羈絆,提高執法協同與效率;二是構建各省際間環境信息共享、溝通平臺。通過各省間環境信息共享,保障執法機構信息暢通,形成有效的監控、調查和處理機制;三是統一各省環境執法標準,嚴格行政執法。統一環境執法標準,避免因各省執法標準不統一,造成污染企業向臨省控制薄弱地區轉移;摒棄“運動式”執法模式,確保嚴格執法常態化;四是統一執法程序,確保執法公正。規范的執法程序不僅是實現實體公正的手段,還是防止、限制行政權力被濫用,保障公眾合法權利的需要。②通過空間計量SLM模型、SEM模型和穩健性檢驗得知,國有企業、私營企業和外資企業對區域環境污染溢出效應影響不同,外資企業對區域環境污染溢出效應呈現出顯著的負向影響,表明外資企業抑制了區域環境污染的溢出效應。從企業所有制角度和區域環境污染溢出效應角度來說,“污染天堂”在我國并不成立,而國有企業和私營企業呈現出顯著的正向影響,國有企業和私營企業能加劇環境污染。這意味著現階段我國大多數企業仍是以粗放型方式發展,資源消耗較大,環保設施不全或運行不正常,國有企業未能充分履行社會職責,對環保的關注不積極、重視力度不夠;私營企業為追求高額利潤,偷排漏排、超標排放等現象時有發生。

本文提出以下建議:①開展環境保護教育,增強履行社會責任和法制教育,強化環境保護意識。②完善環境保護管理制度,強化考核與監管。一方面要構建系統性的污染物排放總額上限制度,設計形成污染物排放總額上限指標體系,根據各生產經營環節,將總額上限進行合理分配,保證每一項工作流程都嚴格遵守相應的指標范圍。另一方面優化企業環境保護的考核、檢測與監督制度。為保證各個層級的工作人員嚴格按照企業環保規章制度進行生產經營活動,企業應設置相應的檢測與考核方法,將環境保護工作人員、部門以及相關職能部門都納入考察范圍。③科學規劃、優化環境保護管理方法。一方面,構建企業環境保護管理的目標體系,包含短期目標和長期目標。企業可首先設計出科學而具有較強操作性的長期目標,然后將長期目標分成不同的幾個階段,且依次遞進,每一個階段形成相應的階段性目標。另一方面,明確企業環境保護管理的核心原則,企業的環境保護工作應改變以往的末端治理狀態,加強生產經營活動前期的預防與控制,以預防為主,后期治理與前期預防緊密結合。④加強環保管理人員培訓,提升專業素養。一方面,強化環境保護管理人員的專業交流與培訓,通過舉辦學術講座、知識講座等活動,向企業環境保護管理人員傳授新興科學知識和管理技能。另一方面,企業環境保護管理部門應構建良好的人才引進渠道,積極招聘專業人才,為環境保護管理工作注入新的動力。⑤針對外資企業,注重環境監管上的一視同仁。當前我國經濟要向高質量發展轉變,就必須更加重視公平競爭的市場環境,尤其在環境保護問題上不應存在差異對待。⑥針對國有企業,在企業負責人年度經濟責任考核的同時,要引入環境保護社會責任考核,強化環境保護的領導負責制,并在晉升、評優等方面實行一票否決,強化負責人責任意識;環境督查單位要注重對高級別領導的企業進行定期和不定期的巡視檢查,加重視環境保護。⑦針對私營企業,一是強化項目審批制度,嚴懲“未批先建”;做好企業項目的審批工作,嚴格審核、嚴格把關。二是加強對企業的監管力度和環境監測工作,加大檢查頻次,突出檢查重點,開展環保專項整治工作,發現環境違法行為,嚴格按照有關法律法規進行處罰;進一步規范和強化環境監測工作,保證數據的有效性和準確性。研究認為,經濟發展(GDP)對環境污染產生了加劇作用,但未見“U”型或“N”型曲線關系;產業結構(Con)對環境綜合污染指數存在顯著的正向影響,說明隨著第二產業占比的不斷提升,環境污染將會加劇;知識資本存量(RTE)環境綜合污染指數存在顯著的負向影響,說明高的知識積累將會促進高的技術進步速度,從而提高減污的技術能力。