城鄉制造業發展中的污染空間優化配置研究
——基于新結構經濟學的視角

宋彥臻,許建明

(浙江農林大學 經濟管理學院,杭州 311300)

0 引言

習近平同志在黨的十九大報告中強調,中國特色社會主義進入新時代,社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾。中國經濟正在由高速發展向高質量發展轉變,而要實現這一轉變的核心內容就是要實現產業結構的優化升級。通過產業結構的優化升級,可以提高經濟發展的質量和效率,同時也可以通過探究新的投資點和消費點,實現中國經濟的突破式發展。

中國改革開放40多年來,創造了越來越多的就業機會,產業發展和產業結構升級也取得了顯著的進展。然而,中國是一個幅員遼闊、人口眾多的國家,可以通過大量勞動力就業來清理被污染的生態環境空間。因此,中國沒有必要學習西方國家將污染性產業轉移到發展中國家,而是向國內的城鄉地區或區域內轉移。向城鄉轉移污染產業可以給城鄉帶來就業機會和經濟發展的機會,而城市則可以發展更高端的產業。國內或區域內的產業轉移不會導致就業流失,反而還可以促進區域產業結構升級。

在已有的學術研究中,關于產業發展和環境治理的研究基本上是沒有聯系的兩個孤島。這使得研究產業發展的文獻忽略了在產業發展的過程中也需要環境資源支持,而研究環境保護的文獻忽略了環境保護是為了讓人民安居樂業。所以,本文就是希望打通這兩個原本沒有聯系的孤島,以對產業發展有更全面的理解。

1 文獻綜述

宏觀上,產業轉移是指某些產業從一個國家或地區轉移到另一個國家或地區的過程,這是經濟發展過程中一種普遍存在的現象[1]。從微觀角度來看,產業轉移的過程實際上就是企業遷移的過程,也是企業地區再選擇的過程。

產業轉移理論可以追溯到20世紀30年代,其中,“雁陣轉移模型”“邊際擴張理論”“產品生命周期理論”等都對產業轉移進行了深入的探討。

為了縮小東西部差距,中國政府制定了東部部分產業向西部轉移的政策。但由于政策無法顧及所有地方,所以地方政府可以借鑒這一政策,實行地方的城鄉產業轉移。根據新結構經濟學理論,過于嚴格的環境要求會阻礙經濟發展,而一個經濟體在每個時點上的要素稟賦及其結構,也是內生于和與產業、技術相適應的軟硬基礎設施的。東西部在城市和農村也存在差異。城市發展程度更高,經濟基礎更好,需要更多的地理空間來升級產業結構。農村的自然資源和地理空間更豐富,可以承接城市轉移出的現有產業,為城市騰出空間,而豐富的自然資源使得農村的環境相比城市具有更強的降解功能,可以降解經濟生產和人類活動帶來的污染。

綜上所述,目前關于產業發展、產業轉移和產業結構升級的研究較為豐富,主要集中在產業轉移與產業結構升級的關系、產業結構升級與經濟增長的關系這兩方面。但是經濟體的資源稟賦還包含著多種其他要素,其中也包括了環境資源。人類在利用自然資源從事各類經濟活動的同時,也造成了各類環境污染問題[2],所以在研究產業發展和經濟增長的同時不能忽略了污染這一要素。由此,本文將環境保護納入產業發展的研究當中[3],采用綠色全要素生產率(GTFP)來綜合衡量經濟發展和環境保護的關系,以期為中國的地方城鄉產業轉移提供理論參考和政策啟示。

2 理論基礎與研究假說

無論是從個人效用出發還是從一個國家或地區的整體出發,都需要產業的發展和產業結構的升級。而一個人的個人效用可以分為兩部分,一部分是衣食住行等需求,另一部分是環境品質需求。要滿足衣食住行等各方面的需求就需要經濟來源作為支撐,而個人的主要經濟來源就是參加就業,這就要求產業的發展和產業結構的升級。

一個國家或地區在產業發展的過程中,很難舍棄原有的產業。首先,新的產業對勞動力的技術要求不同,所以并非所有勞動力都可以直接就業;其次,新的產業需要更高素質的勞動力,因為隨著經濟、技術的發展,新的產業要求的技術水平也會更高。再次,新的產業無法直接替代原有的產業,因此新的產業就需要新的地理空間。而地理空間也是要素稟賦之一,根據中國目前的情況,顯然城市的地理空間已經十分擁擠,而農村具有更廣袤的空間。

此外,根據新結構經濟學理論,一個國家或地區的產業發展除了需要基本要素,還需要環境要素。環境具有資源功能和降解功能,環境的資源功能是指為人類提供服務、原材料的能力,這便是產業發展的基礎;環境的降解功能是指吸收人類活動產生的污染的能力[4]。所有的產業活動都會產生污染,這是不可避免的,而從短期來看污染的總量無法削減,同時綠色技術水平等條件都無法快速取得進展,那么環境的降解能力越強,污染就可以更好地被控制。相比之下城市擁擠的建筑以及密集的人口顯然沒有很好的污染降解能力,而農村豐富的自然資源和廣闊的地理空間在降解污染方面就更具有優勢了[5]。

綜上所述,本文根據科斯定理提出,城鄉環境資源優化配置,也就是城鄉之間的產業轉移,不但有利于該地區產業結構的升級,而且同時兼顧了環境問題,實現污染的社會成本最小化。技術路線如圖1所示。

圖1 技術路線

產業結構變動是經濟持續發展的必由之路,也是中國當前重要的發展戰略之一[6]。為了衡量產業轉移的程度,本文選取了開發區面積這一數據,因為設立經濟開發區是各級政府試圖調整產業結構的具體措施之一,已有研究表明經濟開發區的設立顯著地促進了城市的產業結構調整[7]。一個地區的開發區處于城市的邊緣地帶,開發區的大部分產業來自城市,所以本文選取全國各省的開發區面積衡量該地區城鄉產業轉移的程度[8]。

綠色全要素生產率(GTFP)能反映去除能源消耗和環境污染后的真實的生產率[9]。GTFP一定程度上衡量了經濟增長所帶來正效應和環境污染帶來的負效應綜合之后的凈效應,能夠有效衡量加入環境約束后的經濟增長[10]。所以本文選擇綠色全要素生產率來衡量污染的社會成本。

基于此,本文提出理論假說1:

各省的開發區面積越大,綠色全要素生產率越高。當前,中國東部地區和中西部地區的經濟發展水平不平衡,各地區間由于環境規制、生態條件、經濟發展目標等的差異導致綠色全要素生產率存在明顯異質性。此外,由于發展程度的不同,開發區的面積也會有所不同。

因此,本文提出理論假說2:

各省的開發區面積存在明顯的差異性,使其對東部和中西部地區綠色全要素生產率的影響呈現區域異質性。

3 研究設計

3.1 模型設定

為了研究城鄉產業轉移對污染社會成本最小化這一問題,本文選取開發區來衡量產業轉移的程度,進行實證分析。本文構建雙向固定效應模型,具體形式如下:

GTFPit=α0+α1lnDit+α2Xit+PROi+YEARt+μit

其中,被解釋變量GTFPit表示i省在t年份的綠色全要素生產率(GTFP);核心解釋變量lnDit表示i省在t年份的開發區面積的對數;Xit為一系列控制變量,包括能源結構(ers)、產業結構高級化水平(iis)、基礎設施建設(infra)、外商直接投資(fdi)及市場化水平(m)變量。PROi為省份固定效應項,以控制地區層面不可觀測且不隨時間變動的個體異質性;YEARt為不可觀測的時間固定效應項;μit為隨機誤差項;α0、α1和α2均為待估計參數。

3.2 變量選擇

3.2.1被解釋變量

本文引入非導向的SBM模型-GML指數,以2004年為基期,基于非期望產出進行綠色全要素生產率的測度[11]。

3.2.2核心解釋變量

本文選取的核心解釋變量為“開發區面積”,目前中國地方的城鄉產業轉移主要體現在開發區的設立[12]。開發區的面積可以反映出產業轉移的程度。數據主要來源于2002-2020年的《中國開發區年鑒》,開發區面積的單位為平方千米。

3.2.3控制變量

借鑒相關研究[13-14],選取以下控制變量:能源結構(ers)采用各省能源消費中煤炭的消費量與能源總消費量的比值得到;產業結構高級化水平(iis)采用地區三產與二產的比值來表示;基礎設施(infra)采用人均道路面積來表示,人均道路面積的單位為平方米;外商直接投資(fdi)以外商投資總額與地區生產總值的比值衡量[15];市場化水平(m)通過政府與市場關系、非國有經濟發展、產品市場和要素市場的發育程度等要素綜合表示[16]。

3.3 數據來源及初步分析

從本文利用2004-2018年中國30個省份的綠色全要素生產率以及中國各省歷年的開發區數據,數據主要來源于數據主要來源于歷年的《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國開發區年鑒》、CNRDS數據庫和國家統計局開放數據。

被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的描述性統計如表1所示。

表1 描述性統計

4 證結果及分析

4.1 雙向固定效應模型

在進行回歸分析前,首先需要確定選擇固定效應模型還是隨機效應模型,本文選取的數據為2004-2018年全國30個省的面板數據,對于面板數據而言,最為常用的模型是固定效應模型和隨機效應模型。因為本文運用Hausman檢驗,表2為應用Stata15進行Hausman檢驗的結果,P值小于0.01,拒絕選用隨機效應的原假設,故采用固定效應面板模型。由于模型自由度不足,在小樣本的情況下,雙向固定效應相對更加有效,故本文選擇采用雙向固定效應模型。

表2 Hausman檢驗結果

chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)=

20.26

Prob>chi2 =0.0025

(V_b-V_B 非正定)

表3報告了雙向固定效應模型的估計結果。通過分析估計結果可知:開發區面積的增加,會使城鄉產業轉移的程度增加,對綠色全要素生產率有顯著的影響。

表3 雙向固定效應模型估計結果

4.2 穩健性檢驗

4.2.1內生性檢驗

由于經濟變量具有慣性,本文的被解釋變量綠色全要素生產率可能也存在滯后效應,這是由于在開發區設立的同年,其產業可能尚未建成,或者其產業可能尚未對綠色全要素生產率產生影響。同時考慮到開發區的面積與綠色全要素生產率之間也許存在雙向因果關系,本文參考已有研究的做法(朱歡,2020),將開發區面積作為內生變量,將開發區面積的滯后一期和滯后二期作為工具變量引入模型,可以在一定程度上確保因果性。估計結果與雙向固定效應模型回歸結果基本一致,說明結果是穩健的。所以城鄉產業轉移的實施對綠色全要素生產率的影響仍然十分顯著。

4.2.2補充變量

①加入政府干預水平

考慮到政府政策以及政府對市場的干預是一個地區的綠色全要素生產率的重要影響因素之一,本文參考已有研究的做法,采用政府財政支出占地區GDP的比重衡量政府干預水平[17],用以考察政府政策的影響。在代入模型后得到表4,估計結果顯示開發區面積對綠色全要素生產率的影響仍顯著為正,說明在目前的政策環境下,城鄉產業轉移對綠色全要素生產率是存在積極的影響的。

表4 加入政府干預水平的檢驗結果

②加入工業化水平

考慮到一個地區的工業化水平對該地區的經濟發展以及環境保護存在各方面的影響,同時也對該地區的產業結構有著重要的影響,所以本文將工業化水平引入模型重新估計。本文參考已有研究的做法,采用各城市第二產業增加值占GDP的比重來衡量工業化水平[18]。在代入模型后得到表5,估計結果顯示開發區面積對綠色全要素生產率的影響仍顯著為正,說明中國目前階段的工業化水平,的確可以采用城鄉產業轉移的手段來促進產業結構的升級。

表5 加入工業化水平的檢驗結果

4.2.3分組檢驗

中國幅員遼闊,不同地區的產業結構水平、經濟發展程度以及政府政策等情況都各有不同,決定綠色全要素生產率的影響因素也具有差異性。

截至2022年6月,全國共計2781個開發區,東部地區的開發區數量要大于中西部地區,而西部地區的開發區數量相比之下明顯較少,所以開發區的設立對綠色全要素生產率的影響需要在各地區分別衡量。

部分地區工業廢水排放量在一定程度上可以展現出我國工業化程度和污染程度的大小。很明顯東部地區占比最大,中部地區其次,西部地區最少。

因此無論是從開發區的設立,還是產業發展程度或是污染程度,中國的東中西部地區都存在顯著的差異性,那么將東中西部分組檢驗將會使檢驗結果更加可信。

因此,本文將從區域層面探究城鄉產業轉移對綠色全要素生產率的影響。以地理位置和經濟發展水平為依據,將全國劃分為東部、中部和西部三個區域進行分樣本回歸,回歸結果如表6所示。在分組檢驗中,東部地區的回歸結果仍然顯著,但是中西部地區的回歸結果卻不顯著,說明在中國目前東中西部存在發展水平差距的情況下,城鄉產業轉移更適合東部地區。

表6 分東部和中西部地區的檢驗結果

5 研究結論與政策建議

5.1 研究結論

本文以 2004-2018年全國30個省的省際面板數據為樣本,運用雙向固定效應模型考察了城鄉產業轉移對綠色全要素生產率的影響。實證結果表明:從全國整體水平來看,產業結構升級在 5%的水平下能夠顯著促進綠色全要素生產率,并且在中國目前的政策環境以及整體的工業化水平下,要促進綠色發展,城鄉產業轉移是行之有效的;就東部地區而言,這一影響仍然是顯著的,但對于中部地區和西部地區來說,這一影響就不顯著了,特別是西部地區,這與開發區的設立和當地的經濟發展都有一定的關系。

5.2 政策建議

本文結合實證結果,提出以下建議:城鄉產業轉移對綠色全要素生產率的影響顯著,所以地方政府在省內可以通過這一手段促進地方的產業結構升級,推動當地產業的綠色發展;而在全國層面,東部地區的回歸結果更為顯著,所以城鄉產業轉移更適合于中國東部地區,而中西部地區依然可以實行省域產業轉移,接收東部地區轉移的產業。

此外,政府的政策干預也十分重要。已有研究顯示有些地方政府過于追求產業結構升級,不停加強對產業結構升級的干預,造成供求結構錯配,進而出現一定程度的“結構性減速”,這會對綠色全要素生產率產生明顯的負面影響。所以政府應當在合理的范圍內推動地方城鄉產業轉移,促進經濟綠色發展。