陳怡 蔣毅一



摘 要:長三角地區作為中國經濟發展最發達的經濟區之一,也存在著嚴重的環境問題。生態文明建設應與經濟發展并駕齊驅,二者都是可持續發展中不可缺少的。基于我國長三角地區2003—2018年的41個地級市面板數據,以及拓展的STIRPAT模型以及環境庫茲涅茲(EKC)理論,利用完全修正最小二乘法(FMOLS)和動態最小二乘法(DOLS)方法對環境規制和技術創新對長三角地區地級市工業SO2排放的影響進行實證分析。根據回歸結果,經濟增長和環境規制與工業SO2排放之間存在非線性的倒U型關系。技術創新促進了SO2排放,在環境規制約束下,技術創新對工業SO2減排有間接的積極作用。外商直接投資(FDI)有利于降低SO2排放,在長三角地區存在“污染光暈”效應,但是環境規制會阻礙FDI流入,減少綠色技術溢出。在樣本區間內,人口規模、教育對SO2沒有顯著影響。基于研究結論,政府需要制定合理的環境規制強度促進綠色創新技術發展,并吸引高水平FDI,加大科技投資,加強綠色研發,提升區域教育水平,優化產業結構,降低環境污染。
關鍵詞:工業SO2;環境規制;技術創新;環境污染;長三角地區
中圖分類號:F 290
Abstract:As one of the most developed economic zones in China,the Yangtze River Delta region also have some serious environmental problems.Ecological civilization construction should keep pace with economic development,both of which are indispensable in sustainable development.This paper place contribution to the existing literature by analyzing the impact of environmental regulation and technological innovation on industrial SO2 emissions across Yangtze River Delta region by utilizing the panel data of 41 cities from 2003 to 2018.This paper employed STIRPAT model and the Environment Kuznets Curve (EKC) theory to get better understanding of the relation by using Fullymodified OLS (FMOLS) and Dynamic OLS (DOLS) regression techniques.The results indicates that:there exists a nonlinear inverted U-shaped relationship between economic growth,environmental regulation and industrial SO2 emissions; Technological innovation has contributed to SO2 emissions.However,under the constraints of environmental regulations,technological innovation has an indirect positive effect on SO2 reduction.Foreign direct investment (FDI) tends to reduce SO2 emissions,and therefore confirming pollution “Pollution Halo” hypothesis,but environmental regulation will hinder FDI inflows and reduce green technology spillover.Furthermore,the population size and education does not exerts any significant effect on SO2 emissions.Based on the conclusion,the paper suggests that the government needs to formulate reasonable environmental regulation intensity to promote the development of green innovation technology,attract high level FDI,increase investment in science and technology,strengthen green research and development,optimize the industrial structure,and improve regional education level to reduce environmental pollution.
Key words:industrial SO2;environmental regulation;technological innovation;pollution;Yangtze river Delta region
0 引言
經濟的迅猛發展伴隨著能源資源的大規模消耗以及工業污染物的大規模排放,最終將導致自然資源以及環境質量的嚴重損耗。2015年,國務院貫徹落實“生態文明”理念,強調要通過科技創新加速生態文明建設。在未來的社會發展進程中,要補上生態這塊短板,扭轉我國生態環境惡化的趨勢,為我國未來可持續發展打好基礎。
3 實證分析
3.1 平穩性檢驗
回歸結果的可接受性和回歸模型的選擇通常取決于面板數據的平穩性[19]。如果數據不穩定,則結果有可能不可靠。利用LLC [20]和IPS[21]單位根檢驗驗證變量的平穩性。驗證結果見表3,結果顯示樣本數據是平穩的。
3.2 回歸結果與分析
為了結果的一致性,采用FMOLS (完全修正最小二乘法,Fullymodified OLS)和DOLS (動態最小二乘法,Dynamic OLS)估計。FMOLS[22]是一種殘差檢驗,它考慮了序列相關性并處理了面板數據的內生性問題。DOLS[23]是一種全參數檢驗,在計算上比傳統的OLS更有效,并對序列相關性和內生性提供了穩健的修正,回歸結果見表4。
表4的FMOLS-(1)和DOLS-(1)展現了模型(1)的回歸結果,FMOLS-(2)和DOLS-(2)展現的是模型(2)的回歸結果,其中包含了ER*lnTEC、ER*lnFDI這2個交互項,用以檢驗環境規制、技術創新對工業SO2排放的間接效應。
在FMOLS-(1)估計結果中,人口規模(lnP)的回歸系數在10%水平上顯著為正,人口密度對SO2的排放存在顯著正向影響,說明城市人口數量會促進影響SO2排放。lnpGDP對SO2回歸系數顯著為正,(lnpGDP)2的系數顯著為負。表明經濟增長與SO2存在非線性的倒U型關系,符合EKC曲線規律。也就是說,在長三角地區2003—2018年間,隨著人均GDP的增加,環境由于高耗能能源的大量使用而惡化,當人均GDP達到一定水平后,隨著進一步經濟增長,工業SO2排放減少,環境質量逐漸轉好。
產業結構(SI)對SO2排放有顯著的正向影響,第二產業以制造業為主,具有高耗能高排放的特點,所以當第二產業產值占總產值比重越大,工業SO2排放越多。這也許是因為,長三角仍處于從能源密集型重工業向服務業為主的第三產業過渡時期。產業的優化的迫切性顯而易見,發展低碳制造業也是迫在眉睫。
外商直接投資(lnFDI)通過了顯著性檢驗,回歸系數為負,這表明,樣本地區引進的FDI具有“污染光暈”效應,有利于被投資地區的減排,FDI通過技術溢出的方式為長三角地區帶來更環保的技術與管理方式,引發“污染光暈”效應使得投資地區的能源效率提高[24],促使環境污染排放降低。
教育有利于提高公眾的環保意識。教育(lnE)回歸系數為正,未通過顯著性檢驗,對長三角地區工業SO2沒有產生顯著的影響,這也許是因為,教育水平對環境優化存在門檻效應[25],長三角地區還未達到對應的門檻值,還應加大教育投入。
核心變量技術創新(lnT)對SO2回歸系數顯著為正。由此可見,技術創新對長三角減低環境污染沒有達到預期,可能的原因是,長三角地區的技術創新更多受到市場影響,盡管政府投入研發經費逐年增加,但綠色創新技術并沒有得到有效發展,未達到有效的減排目的。
核心變量環境規制(ER)顯著為正,其平方項(ER2)顯著為負,環境規制與SO2排放之間存在著顯著的非線性倒U型關系。對于較低程度環境規制,往往企業不愿意在一開始支付高額研發費用,所以環境規制政策并不能在一開始迫使企業自主研發綠色創新技術,企業支付費用服從環境規制,或因“綠色悖論”導致企業加大高能耗產品的使用。所以環境規制在一開始促進了SO2排放,但隨著環境規制強度的增加,企業排污需要支付的巨額成本迫使企業進行減排技術的研發,環境規制激勵了企業綠色創新。綠色技術減低了企業排污成本,提升了企業的盈利能力,最終優化社會生態環境。
為了進一步研究技術創新和環境規制對SO2排放的影響機制,在模型(1)基礎上增加ER*lnT和ER*lnFDI這2個交互項。由模型(2)結果可知,ER*lnT的系數顯著為負,技術創新在環境規制約束下對工業SO2減排產生了積極的影響,技術創新會因為政府環境管制壓力對SO2減排產生間接的積極影響。企業綠色創新的雙重外部性[26]導致企業缺乏自主綠色創新的動力。在政府管制強度較小時,企業由于逐利特性并不會馬上開始綠色技術研發,而后期企業迫于環境規制成本效應[27]主動開發綠色創新技術,以期望通過技術改進得到的經濟效益能夠抵消環境治理所需成本[15]。
ER*lnFDI對SO2排放的影響顯著為正,也就是說在環境規制作用下,FDI促進了工業SO2排放。這表明環境規制會影響外商投資對區位的選擇,嚴格環境規制會阻礙以尋求“污染天堂”、降低生產成本為目標的發達國家的投資,同時也降低了FDI的技術溢出效應[28]。
DOLS回歸可作為FMOLS回歸的穩健性檢驗(見表4),DOLS回歸結果與FMOLS估計幾乎是一致,但在一些變量的顯著性水平是不同的。人口規模(lnP)回歸系數在DOLS-(1)和DOLS-(2)模型中為正但不顯著。技術創新(lnT)回歸系數在DOLS-(1)中為正但未通過顯著性檢驗。除以上情況以外,其余變量以及兩個交互變量在DOLS估計中的系數正負及顯著性均與FMOLS估計一致,滿足了穩健性檢驗基本要求。本研究回歸結果是穩健的。
4 結論
根據模型回歸結果,人口、教育水平對工業SO2排放沒有直接顯著的影響,技術創新顯著促進了SO2排放,經濟發展水平對工業 SO2排放存在非線性倒U型關系,符合EKC曲線規律,即隨著經濟發展,工業SO2排放先增后減。第二產業會驅動工業 SO2排放。而FDI對工業SO2排放存在“污染光暈”效應,FDI技術溢出給長三角地區各城市帶來更綠色的技術以及更有效的管理手段,促進了地區環境優化。環境規制與工業SO2排放之間存在倒U型關系,隨著環境規制強度的增加,SO2的排放量先增后減。值得注意的是,環境規制與技術創新的交互變量對工業SO2產生了顯著的負向影響,環境規制能夠迫使企業進行綠色研發從而降低污染排放,改善社會生態環境,存在“波特效應”,同時也說明技術創新因為環境規制的約束而變得對污染治理更有利。另外,環境規制與FDI的交互變量對工業SO2有顯著的正向影響。這表明,嚴格的環境監管會降低地區對發達國家FDI的吸引,FDI的綠色技術溢出隨之減少。針對以上實證結果,本研究提出以下幾點建議性討論。
1)企業以盈利為本,企業進行技術創新也以獲取更大的利潤為目標。在缺乏政府監管、環境規制約束的前提下,會對環境產生極大的負外部性。企業的綠色創新技術研發需要環境規制驅使。適當的環境規制水平能夠引導企業的技術創新向著環境友好的方向發展。城市綠色發展道路以提升科學技術水平為本,在提高技術創新水平方面,一方面增加政府科技支出,另一方面應引導企業合理利用政府資助,確保政府支持能夠有效地發展綠色創新技術。
2)嚴格的環境規制與政府監管會增加外來企業的成本,降低地區對外來企業的吸引力,甚至可能導致一部分企業逃離中國市場,但是為吸引資本降低自身環境規制標準做法可能會導致地區的環境惡化,是不可持續的。應設立較高的環境門檻,提高外商投資的綠色度,促進綠色創新技術的交流,提升地區環境優化。
3)政府需要繼續加大教育支出。本研究雖未得到教育能夠減少環境污染的相關有效結論,但是發展教育可以改善人力資本,提高居民低碳意識,同時高質量的創新始終依賴于高質量的人力資本。應通過加強教育建立創新能力和獲得綠色創新技能,提高能源效率,減少污染排放,優化環境質量。
4)積極發展如太陽能、風能等的可再生能源,提高技術裝備水平,培養可再生能源市場,進一步優化能源消費結構,進一步發展第三產業和低碳制造業,減少第二產業企業占比,促進產業結構的調整、優化和升級。
參考文獻:
[1]王國印,王動.波特假說、環境規制與企業技術創新——對中東部地區的比較分析[J].中國軟科學,2011(01):100-112.
[2]王志華,溫宗國,閆芳,等.北京環境庫茲涅茨曲線假設的驗證[J].中國人口·資源與環境,2007(02):40-47.
[3]LIN S,WANG S,MARINOVA D,et al.Impacts of urbanization and real economic development on CO2 emissions in nonhigh income countries:Empirical research based on the extended STIRPAT model[J].Journal of Cleaner Production,2017,166:952-966.
[4]ZHANG S,ZHAO T.Identifying major influencing factors of CO2 emissions in China:Regional disparities analysis based on STIRPAT model from 1996 to 2015[J].Atmospheric Environment,2019,207:136-147.
[5]LIU Y,WANG S J.Estimating the dynamic effectts of socioeconomic development on industrial SO2 emissions in Chinese cities using a DPSIR causal framework[J].Resources,Conservation & Recycling,2019,150:104450.
[6]LEE C C,CHIU Y B,SUN C H.The environmental Kuznets curve hypothesis for water pollution:Do regions matter?[J].Energy Policy,2010,38(01):12-23.
[7]WANG K,YU S,ZHANG W.Chinas regional energy and environmental efficiency:A DEA window analysis baseddynamic evaluation[J].Mathematical and Computer Modelling,2013,58(05-06):1117-1127.
[8]LIU Y,ZHU J,LI E Y,et al.Environmental regulation,green technological innovation,and ecoefficiency:The case of Yangtze river economic belt in China[J].Technological Forecasting and Social Change,2020,155:119993.
[9]李國璋,江金榮,孔令寬.能源效率影響環境污染經濟損失的實證分析[J].青海社會科學,2010(01):90-96.
[10]師博,張良悅.我國區域能源效率收斂性分析[J].當代財經,2008(02):17-21.
[11]HANLEY N,MCGREGOR P G,SWALES J K,et al.Do increases in energy efficiency improve environmental quality and sustainability?[J].Ecological Economics,2009,68(03):692-709.
[12]SINN H W.Public policies against global warming:a supply side approach[J].International Tax and Public Finance,2008,15(04):360-394.
[13]PORTER M E,LINDE C.Toward a new conception of the environmentcompetitiveness relationship[J].Journal of Economic Perspectives,1995,9(04):97-118.
[14]王雪宇,劉芹.環境規制、產業集群對企業創新投入影響的研究[J].技術與創新管理,2019,40(03):320-325.
[15]張華,魏曉平.綠色悖論抑或倒逼減排——環境規制對碳排放影響的雙重效應[J].中國人口·資源與環境,2014,24(09):21-29.
[16]徐志偉.工業經濟發展、環境規制強度與污染減排效果——基于“先污染,后治理”發展模式的理論分析與實證檢驗[J].財經研究,2016,42(03):134-144.
[17]王永剛,王旭,孫長虹,等.IPAT及其擴展模型的應用研究進展[J].應用生態學報,2015,26(03):949-957.
[18]沈坤榮,金剛,方嫻.環境規制引起了污染就近轉移嗎?[J].經濟研究,2017,52(05):44-59.
[19]汪清琳,陳怡,陶斯安.經濟增長和技術創新對中國工業污染物排放影響研究[J].技術與創新管理,2020,41(02):134-141.
[20]LEVIN A,LIN C F,CHU C.Unit root tests in panel data:asymptotic and finite-sample properties[J].Journal of Econometrics,2002,108(01):1-24.
[21]IM K,PESARAN M,SHIN Y.Testing for unit roots in heterogeneous panels[J].Journal of Econometrics,2003,115(01):53-74.
[22]PEDRONI P.Fully modified OLS for heterogeneous cointegrated panels[J].
Advances in Econometrics,2000,15:93-130.
[23]STOCK J H,WATSON M W.A simple estimator of cointegrating vectors in higher order integrated systems[J].Econometrica,1993,61(04):783-820.
[24]王領,陳芮嫻.外商直接投資、進出口貿易與我國省際能源效率——基于GMM廣義矩估計的實證研究[J].技術與創新管理,2019,40(01):59-64.
[25]紀玉俊,劉金夢.環境規制促進了產業升級嗎?——人力資本視角下的門限回歸檢驗[J].經濟與管理,2016,30(06):81-87.
[26]楊東,柴慧敏.企業綠色技術創新的驅動因素及其績效影響研究綜述[J].中國人口·資源與環境,2015,25(S2):132-136.
[27]康鵬輝,茹少峰.環境規制的綠色創新雙邊效應[J].中國人口·資源與環境,2020,30(10):93-104.
[28]李斌,彭星,陳柱華.環境規制、FDI與中國治污技術創新——基于省際動態面板數據的分析[J].財經研究,2011,37(10):92-102.
(責任編輯:張 江)