貿易開放下中國產業生態化對經濟增長的影響

段 鑫，任群羅

(新疆財經大學 經濟學院，新疆 烏魯木齊 830012)

產業生態化概念是從Francie Toussaint等1983年發表《比利時生態產業系統學研究》開始的，他認為應該將工業社會定義為一個生態系統，主張用生態學方法考察工業活動以及企業或者消費者行為. 1979年，我國生態學泰斗馬世駿先生在積極倡導“生態農業”的同時，針對工業發展中的環境問題考慮社會-經濟-自然生態系統結合的解決方案，提出了“整體、協調、循環、再生”為核心的“生態工程”或者“生態系統工程”設想[1]，為工業等產業的生態化構建了理論和工程技術. 產業生態化的經濟含義就是在技術條件允許的前提下，以最大能力生產產品和利用人力、資本或者原材料，主要表現在獲得規模經濟和范圍經濟，改善信息流動，降低交易成本和減少環境管制成本；綜合含義就是實現產業活動與生態系統的良性循環和可持續發展.

在新常態下，實現產業結構升級是關鍵性一步. 黨的十九大提出生態文明建設功在當代、利在千秋，我們要牢固樹立社會主義生態文明觀，推動形成人與自然和諧發展現代化建設新格局. 隨著中美貿易戰的升級，我國對外貿易面臨嚴峻考驗. 因此，將產業系統與生態系統聯系起來，研究與貿易開放和經濟增長的關系是必要的.

1 文獻綜述

由于鮮有學者研究貿易開放與產業生態化關系，因此本文主要從貿易開放與環境污染、貿易開放與產業發展這兩個層面進行論述.

1.1 貿易開放度和環境污染關系

Grossman[2]等首次指出污染物和人均收入存在“倒U”型關系. 后來的研究文獻主要有三種結論：第一種是貿易有害論，Ropke[3]認為對發展中國家來說貿易開放會造成對自然資源價格和環境污染影響的低估；Dean[4]貿易開放通過貿易條件的轉變加劇環境狀況的惡化，但可以通過收入的增加來緩解；李鍇[5]等在研究中加入人均收入等其他變量后發現，貿易開放增加了中國省區的CO2排放量和碳強度，國際貿易會加劇惡化；吳獻金[6]等研究表明貿易自由化的總效應使得我國碳排放量增加；劉曉紅[7]等通過研究東部11個省市得出，我國東部地區GDP的平方和CO2排放量之間存在倒U型關系；魏龍[8]等發現出口貿易顯著加劇了中國資源型城市的環境污染；代麗華[9]等通過實證分析發現貿易開放使得中國環境質量降低，但分地區進一步回歸的結果表明貿易開放對中國中西部地區污染水平的降低起到更大的促進作用. 第二種是貿易中性論，Copeland[10]和Taylor[11]利用南北國家的貿易模型對貿易的環境效應進行分析，得出貿易可以減輕北方國家環境污染，但會加劇南方國家環境污染；Atici[12]發現進口貿易對日本的環境幾乎沒有造成不利影響，但對中國造成不利影響，因而得出不同國家進口貿易對環境產生不同的影響；Levinson[13]對美國制造業SO2等污染物排放量進行分析，發現其環境改善并不是由國際貿易結構的改變引起的；王鋒[14]等對CO2排放增長率進行分解發現，其與貿易開放影響不大[14]. 第三種是貿易有益論，黨玉婷[15]指出對短期和長期外商直接投資增加有利于降低中國的碳排放，貿易開放度對碳排放的影響，從長期來看顯著為正；占華[16]等發現中國省際及三大經濟圈內貿易開放度的提高有助于中國環境質量的改善.

1.2 貿易開放度與產業關系

大多數學者認為貿易開放度對產業發展有益. 盧飛[17]等研究指出貿易開放對產業地理的形成具有異質性作用，二者的交互效應對綠色發展存在非線性影響；陳昭[18]等運用系統GMM回歸方法得出國外技術獲取和貿易開放對新技術供給有著明顯的積極作用；劉軍輝[19]等指出隨著貿易自由度增加，有利于產業向要素稟賦豐富和具有比較優勢的國家轉移，且要素稟賦優勢和比較優勢在不同貿易自由度水平下作用強度不同，在貿易自由度比較低時大國效應更為明顯；汪朝陽[20]研究指出湖北12城市貿易開放、金融發展顯著地促進了其各城市的產業結構優化；付德申[21]等得出貿易開放與產業結構升級之間具有相互促進的關系，同時對經濟增長有促進作用；文獻[22-24]經驗分析證實，對外貿易對中國產品更新換代和升級產生了一定的推動作用；文獻[25-27]認為貿易開放總體上有利于推動產業結構升級；陳學軍[28]等通過研究遼寧老工業基地發現，發展對外貿易有利于促進基地產業結構升級；劉希宋[29]等發現對外貿易和三次產業之間存在長期的動態均衡關系，對外貿易與第二產業間的相互促進作用尤為明顯；吳進紅[30]具體分析了對外貿易與江蘇產業結構調整升級的關系；陳繼勇[31]等得到貿易開放度和經濟自由度都是影響中國與“一帶一路”沿線國家經濟增長的重要因素.

綜上所述，既有研究一是對產業與貿易開放或者環境與貿易開放之間的關系研究并未將產業與生態構成一個系統來考慮；二是絕大多數只從全國層次，鮮有分地區進行考慮. 因此，在本文研究中，首先將產業系統與生態系統聯系在一起，構建產業生態化指標，再構建GMM模型來研究全國產業生態化、貿易開放度與經濟增長的關系，然后將全國分為東、中、西部分別進行分析.

2 模型構建與數據說明

2.1 計量模型構建

產業結構高級化、產業生態化、外商直接投資、城鎮化等都是影響地區生產總值的因素，因此本文采用的基本模型是回歸模型. 但是，為了克服異方差和減少原始數據波動性對模型估計精度的影響，則對地區生產總值(GDPit)、產業結構高級化(tsit)、社會消費品總額(allconsit)、外商直接投資(fdiit)等絕對數指標進行了對數化處理. 設基本回歸模型為：

lngdpit=ω+α1indexit+α2tradeit+βXit+εit

(1)

式(1)中，w表示常數項，Xit表示控制變量項，εit表示隨機擾動項，i和t表示省份和年份.

由于模型中可能存在“內生性”問題，例如經濟增長能夠優化產業生態化，而產業生態化的優化又能促進經濟增長，即兩者之間可能存在互為因果關系. 而處理內生性問題的常用方法是工具變量法，所用的數據是“大N小T型”，故可以采用GMM估計. 而GMM估計包括：差分GMM，水平GMM和系統GMM. 差分GMM的思路是對式(2)求差分，然后用一組之后的解釋變量作為差分方程中相應變量的工具變量. 但差分GMM估計量容易受弱工具變量的影響而產生有限樣本偏誤. 系統GMM則是結合了差分GMM和水平GMM，還增加了一組滯后的差分變量作為水平方程相應變量的工具. 因此，系統GMM具有更好的有限樣本性質，差分GMM作為一個對照組，設動態面板模型為：

lngdpit=ω+λlngdpit-1+β1indecit+β2tradeit+αXit+εit+ui

(2)

做一階差分消除個體效應ui，可得式(3)：

Δlngdpit+Δω+Δλlngdpit-1+Δβ1indecit+Δβ2tradeit+ΔαXit+Δεit+Δuit

(3)

2.2 數據來源及相關指標選取

選取2008—2017年全國省級面板數據，數據來源于歷年的《中國統計年鑒》、各省市統計年鑒和中經網數據庫等，對個別缺失數據運用線性插值法進行補充. 然后根據官方的區域劃分標準把全國30個省市(不包括港澳臺，西藏的數據有一定缺失、也不計入)分為東部、中部、西部三大地區進行實證檢驗.

1)被解釋變量：地區實際生產總值(gdp). 以各省市2007年的生產總值為基期，2008—2017年的名義生產總值和GDP價格平減指數，計算得到各省市2008—2017年實際生產總值.

表1 產業生態化水平測算指標

2)控制變量：ⅰ)城鎮化水平(urb). 隨著經濟發展，農村部分剩余勞動力將會轉移到城鎮，從事農業勞動逐步轉變為工業生產，城鎮化水平的高低與經濟發展有著密切聯系. 因此，用地區城鎮人口/地區總人口來表示城鎮化水平. ⅱ)產業結構高級化(ts). 根據相關產業結構與經濟增長理論，產業結構與經濟增長有密切聯系，經濟發展伴隨著產業由第一產業向第二產業和第三產業轉變，由低附加值向高附加值進行升級，這也叫做產業高級化. 因此，利用第三產業增加值/第二產業增加值來表示產業高級化. ⅲ)人均預算支出(pexp). 在財政分權體制背景下，為進一步提高經濟發展實力，地方政府盡可能提高公共服務水平或者公共物品供給來吸引優質資源. 因此，用人均預算支出即社會總預算支出/年末總人口，代表政府干預. ⅳ)社會消費品總額(allcons). 投資、消費和進出口作為拉動經濟增長的三駕馬車，而投資和進出口相對乏力情況下，拉動內需成為主要的方式之一. 因此，利用各地區社會消費品總額來表示社會消費能力. ⅴ)外商直接投資(fdi). 外商直接投資不僅可以直接促進當地經濟增長，還可以帶來先進的技術或者管理經驗來間接促進經濟增長. 因此，利用各地區外商直接投資總額表示.

3)核心解釋變量：ⅰ)產業生態化(indec). 反映產業的質量發展，本文用熵權法計算得到. ⅱ)貿易開放度(trade). 采用各地區進出口貿易總額/GDP表示，比值越大說明地區開放程度越高，經濟充滿活力.

4)產業生態化水平的測算. 由產業生態化基本理論可知，產業生態化要求把產業的演進與依托的生態環境作為一個統一的整體來考量，最終達到經濟、社會和環境的全面協調和最優化. 在遵循科學、系統、完整和可操作等原則的前提下，選擇變量和構建產業生態化指標評價體系如表1所示，然后運用熵權法來確定各個指標的權重，并對全國30個省市2008—2017年的產業生態化水平進行測算. 具體步驟如下：

表2 2008—2017全國30個省市產業生態化水平指數

表2為2008—2017年全國30個省市產業生態化水平指數. 整體來看東部省市的產業生態化指數優于中部，中部優于西部.

在東部地區，東南沿海省份的平均值為0.039，長三角地區為0.0373，東部內陸地區為0.0355. 分別以廣東、上海和北京為例，廣東省的產業生態化指數在這十年基本穩定在0.04；上海市在2007—2011年呈現一種上升趨勢，2011年以后開始下降，最后穩定在0.037；北京市變化趨勢與上海市基本相同，但最后穩定在0.035.

表3 總體變量描述

中部省市的產業生態化指數平均值為0.0345，東北地區為0.031. 以山西、湖北、吉林為例，山西省的產業生態化指數基本維持在0.033左右；湖北省在2007—2013年都是0.032，2013年以后上升了0.001，變成了0.033；吉林省則維持在0.030左右.

在西部地區，具體分為西南地區和西北地區，西南地區省份的產業生態化平均值為0.031，西北地區為0.030. 分別以云南省和甘肅省為例，云南省的產業生態化指數在0.031左右，甘肅省這十年間保持在0.029.

表3為主要變量的描述性統計. 從中可以看出，產業生態化指數的最大值與最小值相差0.017，原因在于各地區存在較大差異，但各地區都取得了長足的發展. 產業結構高級化最小值為0.5，最大值為4.236，表明第三產業已經成為發達地區支柱性產業，各個地區的產業結構有較大的差別.

3 實證分析

3.1 靜態面板估計與分析

混合估計、固定效應、隨機效應和MLE估計是處理靜態面板數據的主要方法. 由表4可以看出，首先使用混合估計進性分析是最常用的一種回歸方法，因此常將其作為一個參照系，R2(表示所有自變量解釋因變量的經濟增長總值)為0.9915說明擬合程度良好. 由于各地區情況不同，可能存在不隨時間而變的遺漏變量，rho=0.951(rho=Sigmau/(Sigmau+Sigmae)，0

表4 靜態面板估計結果

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01.

3.2 動態面板估計及分析結果

表5中sargan檢驗對應的p值為1.0000，表明所有的工具變量均有效. 表中結果顯示模型干擾項不存在自相關，故可以使用差分GMM和系統GMM.

通過顯著性檢驗的變量，兩種方法計算所得結果偏差較小. 具體來看，貿易開放度和產業生態化水平對經濟增長有正向促進作用，在系統GMM中GDP滯后一階在1%的水平下統計顯著，說明當前經濟受上一期的影響. 這是由于地區生產總值滯后一階包括許多被忽視影響經濟增長的因素，而這些因素對經濟增長具有顯著影響.

模型1和模型4不加入貿易開放度，可以看出產業生態化水平均在1%顯著性水平下促進經濟增長，每變動1個百分點，經濟增長分別為5.306%、6.307%，表明目前我國產業轉型正朝著良好的方向發展，在保護生態文明的前提下發展高質量產業；模型2和模型5不加入產業生態化水平，可以看出貿易開放度在1%顯著性水平下促進經濟增長，每變動1個百分點，經濟增長分別為0.794%、0.753%，說明改革開放對我國經濟的增長具有正向促進作用；模型3和模型6加入產業生態化和貿易開放度，可以看出貿易開放度和產業生態化水平在1%的顯著性水平下對經濟增長都是促進作用，每變動1個百分點，分別引起經濟增長5.667%、0.689%，表明貿易開放在一定程度上抑制了產業生態化發展.

控制變量對經濟的影響：中外商直接投資在1%顯著性水平下促進經濟增長. 在差分GMM中，社會消費品總額每變動1個百分點，經濟增長分別變動0.727%、0.130%和0.119%，且在1%的水平下統計顯著；城鎮化水平每變動1個百分點，經濟增長分別變動0.638%、0.637%和0.701%且在1%的水平下統計顯著；產業結構高級化對經濟增長有一定抑制作用，人均預算支出有促進作用.

在系統GMM中，社會消費品總額每變動1個百分點，經濟增長分別變動0.688%、0.198%和0.173%且都在1%水平下統計顯著；城鎮化水平每變動1個百分點，經濟增長分別變動-0.334%、-0.35%和0.398%；產業生態化和貿易開放度同時存在，經濟增長才在5%的水平下顯著；產業結構高級化對經濟增長既有促進作用也有抑制作用，人均預算支出有促進作用.

表5 動態面板估計結果

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01.

3.3 東、中、西三地區動態面板分析

表6 不含貿易開放度的動態面板分析結果

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01.

表6為不加入貿易開放情況下產業生態化水平對經濟增長的影響，其中模型1、3、5表示差分GMM，模型2、4、6表示系統GMM. 結果顯示，模型干擾項不存在自相關，故可以使用差分GMM和系統GMM.

在模型1和模型2中：東部省市產業生態化水平每變動1個百分點，經濟增長變動分別為7.063%、9.335%，且都在1%的水平下統計性顯著；中部省市每變動1個百分點，經濟增長變動分別為7.058%、7.600%，且都在1%水平下統計顯著；西部省市每變動1個百分點，經濟增長變動6.713%、5.973%，且在1%水平下統計顯著. 因此，可以看出產業生態化水平對東部、中部、西部的經濟增長有顯著影響，并且影響程度是東部>中部>西部，表明東部產業邁向高質量發展的速度最快.

表7 不含產業生態化的動態面板分析結果

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01.

表7中1、3、5表示差分GMM模型，2、4、6表示系統GMM. 模型實證結果顯示，原模型干擾項不存在自相關，故可以使用差分GMM和系統GMM.

在模型1和模型2中：東部省市貿易開放度每變動1個百分點，經濟增長變動分別為0.364%、0.476%，且都在5%的水平下統計性顯著；中部省市每變動1個百分點，經濟增長變動分別為0.263%、0.231%，但只有模型1檢驗結果在1%水平下統計顯著；西部省市每變動1個百分點，經濟增長變動分別為-0.545%、-0.784%，但只有模型2檢驗結果在1%水平下統計顯著. 可以看出貿易開放度水平對東部和中部具有促進作用，影響程度是東部>中部，但對西部幾乎沒有作用，表明沿海經濟開放區和中部長江三角洲經濟帶開放度高，交通更便利，更多的企業愿意投資. 國家一直以來都在大力扶持西部，如“西部大開發”“一帶一路”倡議等，但總體來看西部由于交通相對落后，貿易開放度對西部的經濟增長幾乎無影響.

表8 含貿易開放度和產業生態化的動態面板分析結果

續表8

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01.

表8中1、3、5表示差分GMM模型，2、4、6表示系統GMM模型. 各模型實證結果顯示，原模型干擾項不存在自相關，故可以使用差分GMM和系統GMM.

同時，加入產業生態化和貿易開放度后，在模型1和模型2中：東部省市產業生態化水平每變動1個百分點，經濟增長變動分別為7.402%、9.155%，且都在1%的水平下統計性顯著；中部省市每變動1個百分點，經濟增長變動分別為6.376、7.375%，且都在1%的水平下統計顯著；西部省市每變動1個百分點，經濟增長變動分別為6.427%、5.772%，且在1%的水平下統計顯著. 可以看出貿易開放度對產業生態化有一定促進作用，并且產業生態化促進經濟增長，顯著性程度為東部>中部>西部，表明地區的貿易開放度可以促進產業升級、產業優化，在保護生態水平的前提下促進地區經濟的增長.

4 結語

本文選取2008—2017年全國30個省級面板數據，運用熵權法得出其產業生態化指數，然后運用GMM模型對產業生態化、貿易開放度與經濟增長進行實證分析，得出以下結論：

1)根據熵權法的結果可以得到，我國30個省份的產業生態化水平按照三大地區劃分，東部地區省份的產業生態化水平最高，其次是中部地區，最后是西部地區.

2)由靜態面板的結果可以得到：在OLS估計、FGLS模型和MLE估計中，產業生態化都在1%的顯著性水平下對經濟增長是正向促進作用；但貿易開放度對經濟增長的影響并不顯著.

3)動態面板的結果主要分三種情況：在同時含有貿易開放度和產業生態化的GMM模型中，貿易開放度和產業生態化水平對經濟的增長有正向促進作用，GDP滯后一階且在1%的水平下統計顯著，表明當前經濟受上一期的影響；在只含有貿易開放度的模型中，貿易開放度在1%顯著性水平下促進經濟增長，表明改革開放對我國經濟的增長具有正向促進作用；在只含有產業生態化的模型中，產業生態化水平均在1%顯著性水平下促進經濟增長，表明目前我國的產業轉型正朝著良好的方向發展.

4)全國三大地區的動態面板結果也分三種主要情況：不含貿易開放度的GMM模型中產業生態化水平對東部、中部、西部的經濟增長有顯著影響，但影響程度不一樣，東部>中部>西部；不含產業生態化的模型中貿易開放度水平對東部和中部是促進作用，影響程度是東部>中部，但對于西部的作用很小；含有產業生態化和貿易開放度的模型中貿易開放度對產業生態化有一定的促進作用，并且產業生態化促進了經濟增長，顯著性程度為東部>中部>西部，表明產業生態化與貿易開放度之間呈正向作用，且對經濟增長也起正向作用.

綜上所述，我國作為全球最大的發展中國家， 在走向發達國家的過程中難免會遇到一些問題和困難， 應積極鼓勵高新技術企業參與國際市場競爭，加深全球經濟一體化發展，繼續擴大對外開放程度，發展綠色低碳經濟，減少污染排放；同時，中西部地區應該借鑒東部快速發展的經驗，力爭擴大對外出口，提升產品競爭力，從而增加本地區的經濟水平.