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环境规制竞争对经济增长效率的影响:基于省级面板数据分析

2011-08-10王文普

当代财经 2011年9期
关键词:劳动生产率生产率规制

王文普

(1.山东大学 经济学院,山东 济南 250100;2.南通大学 商学院,江苏 南通 226019)

一、引言

经济市场化改革极大地推动了中国经济的持续高速增长,但大规模和快速的工业化与城市化使污染和环境破坏加剧,资源环境约束矛盾更为突出,环境与经济的不协调问题更为严重。尽管我国的污染排放强度有所降低,但从绝对数来看,污染物排放量仍处于高位运行。环境污染不仅损害人们的健康,影响资源的使用效率,甚至影响到我国经济的可持续增长。

近年来,对于我国污染排放量居高不下的形成机理的研究上,主要以转轨过程中体制缺陷所引起的环境规制竞争行为扭曲来解释。这类研究关注到我国分权改革的负激励。中国经济的成功转型很大程度上归因于经济领域的分权改革。[1]一些学者认为,分权改革为地方政府围绕经济增长展开竞争提供了动力,因为地方经济增长直接关系到本地的财政收入与就业,也影响到官员的业绩评定。[2]在环境保护方面,有些学者则提出,经济分权改革扭曲了地方政府的环境规制行为,省际间竞相降低环境标准的竞争是引起我国环境污染水平处于高位的一个重要原因。特别在经济相对落后地区,为了争夺外部资源,地方政府有可能会降低环境标准、容忍污染企业以作为“招商引资”的一个重要手段。对于那些高能耗、高污染的企业来说,这在很大程度上降低了企业的遵规成本,实质上将企业的遵规成本外部化。高污染行业生产中的环境污染成本被严重外部化,导致了这些行业过度的产能投资,进一步加剧环境污染。这种竞相实施较松环境规制的现象,就是所谓扭曲的环境规制竞争行为或环境规制竞争。①

从现有的经验研究来看,有关直接检验环境规制竞争对经济增长影响的研究不多。少数经验研究的结果也是模糊的。Potoski(2001)比较了美国“清洁空气法”颁布前后空气污染状况,结果发现,各州间没有出现明显的环境规制竞争现象,甚至有些州制定的环境标准高于国家标准。[3]与Postoski(2001)的相反,国内的一些学者研究发现了环境规制竞争的证据。杨海生等(2008)利用空间计量模型检验了我国省际间环境规制竞争,结果显示,各省之间为了争夺流动性要素和强化本辖区资源而展开了相互攀比式的环境规制竞争:邻近省区加强环境监管,本辖区也实施比较严格的环境监管;周边省区环境规制减弱,本辖区环境监管也较弱。[4]崔亚飞和刘小川(2010)从税收竞争的角度检验了省际税收竞争与环境污染的关系。他们发现,地方政府为了维护已有的税收收入和扩宽税基,争取经济考核和政治竞争优势,对那些产值大、利税高、污染排放大的工业企业的二氧化硫排放采取了松的环境监管与防治策略。[5]

环境规制竞争的关键在于静态地看待环境规制与经济增长关系,认为环境规制不可避免地给企业带来额外负担,从而损害了经济增长效率。本文关注的是环境规制竞争对经济增长的影响性质与方向,试图通过中国省级面板数据来检验以下几个问题:首先,环境规制竞争会不会妨碍经济增长效率;如果有,这种影响有多大?其次,这种影响是否是由环境规制竞争引起的。最后,运用数据包络方法将全要素生产率分解为前沿技术进步和技术效率,估计环境规制竞争对全要素生产率及其构成的具体影响。

二、环境规制竞争与劳动生产率的省际比较

生产率是反映经济增长效率的一个常用指标。为了直观地描述省际间环境竞争对经济增长效率的影响,我们比较中国31个省的劳动生产率变化。我们使用每工人产出(GDP/W)来近似地测度省级水平的劳动生产率。图1描绘了1992年和2008年各省的劳动生产率相对于全国劳动生产率②的比值。从图1可以看出,1992年31个省份中有13个省的劳动生产率高于全国劳动生产率,其中,东部所占比例近77%。到2008年有17个省的劳动生产率高于全国劳动生产率,比1992年提高了近31个百分点,其中,东部各省的劳动生产率均超过全国平均水平;而低于全国平均劳动生产率的省份都在中西部地区。从纵向比较来看,1992-2008年间,劳动生产率增长最快的省份是上海,其次是江苏。在考察期内,25个省份的劳动生产率均出现上升,北京、海南、贵州、宁夏、新疆和云南有所下降。

图1 省级GDP/W(全国=1)

为了比较省际间的环境规制竞争,需要测度环境规制强度。文献中常见的衡量方法有两种:投入型和产出型。前者与环保努力有关,如环境R&D支出、污染减排与控制支出等,后者反映环境规制的结果。Quiroga等(2007)认为产出型环境规制强度指标优于投入型指标,因为产出型指标不仅考虑了环境规制的严厉程度,也考虑了环境规制的执行、各种补贴或抵消某些严厉规制效应的环境政策。[6]所以,我们选取单位产出污染物排放量(SO2和工业COD)来表示环境规制强度。这隐含地假设单位排放量越小,则表明环境规制越严厉。选择SO2和工业COD这两种污染物,主要是基于以下考虑:酸雨是我国的一个重要的环境问题,而SO2是形成酸雨一个主要污染物;随着我国快速工业化和城市化,水的使用量不断上升,水污染也是一个重要的环境问题;它们也是我国环境污染控制中最重要的两个指标,并且有比较完整的统计数据。所以,选取单位产出SO2和工业COD排放量可能会比较好地反映各省的环境规制强度,也可以较好地反映各省之间的环境规制竞争状况。

图2和图3表明了单位产出的SO2和工业COD的排放量。图2显示,总体上看,1992-2008年间,单位产出SO2排放量出现下降的有12个省市,其中东部有北京、江苏、辽宁、山东和天津5个省市,占41.7%;中部有安徽、黑龙江、吉林和山西4省,占33.3%;西部有内蒙古、四川和陕西,占25%。横向比较看,1990年中有13个省的SO2/GDP高于全国水平,其中东部占15.4%,中部占30.8%,西部占53.8%。到2008年仍有13个省的SO2/GDP高于全国水平,并均出现在中西部地区,其中,中部占15.4%,比1992年下降了近15个百分点;西部占84.6%,比1992年增加了近51个百分点。这表明东部各省和中部部分省的SO2排放强度均出现了下降,而西部的SO2排放强度出现明显的上升。这也似乎表明,东中部的环境规制强度有明显的提高,特别是东部各省。

图2 各省SO2/GDP(全国=1)

由图3可知,1990年单位产出的工业COD排放超过全国水平的地区有14个,其中东部占21.4%,西部占21.4%,中部占57.2%。到2008年工业COD排放强度超过全国水平的地区有12个,均出现在中西部,其中西部占66.7%,比1992年提高了45.3%;中部占33.3%,比1992年减少了23.9%。1992-2008年间,有22个地区的工业COD/GDP出现了下降,其中西部仅为云南、贵州和西藏等3个省区,东中部各省的工业COD排放强度均出现下降。这说明,东中部各省对工业COD的规制强度有明显的加强,而西部大部分省区对工业COD的规制强度出现明显的下降。

图3 各省COD/GDP(全国=11)

总之,考察期内,SO2排放强度和工业COD排放强度从东部到中部再到西部呈阶梯式递减趋势,这意味着东中部各省的环境规制强度在逐渐增强,而西部各省的环境规制强度有不断下降的态势。这些似乎都说明环境规制竞争不仅表现在省际间,而且也呈现出在区域间的特征。

图4描绘了1992-2008年的单位污染排放强度与劳动生产率之间的散点图和简单拟合关系。纵轴为劳动生产率的对数,横轴分别表示单位产出SO2和工业COD排放量的对数,实线表示单位产出排放强度与劳动生产率之间的拟合关系。从散点图和拟合关系看,单位污染物的排放强度与劳动生产率之间存在负向关系,表明较高的污染排放强度,则有较低的劳动生产率。这也意味着环境规制竞争并不利于劳动生产率的提高,即环境规制竞争并不一定会改善经济增长效率。

图4 单位污染排放强度与劳动生产率的拟合关系

三、经济增长效率的测度与分析

生产率分析是研究经济增长效率的一个重要手段。上述使用劳动生产率来近似表示各省的生产率水平,以初步分析省际间环境竞争对劳动生产率的影响。然而,劳动生产率指标比较单一,不能全面地度量各省的经济增长状况。目前对生产率的研究已经由对劳动生产率、资本生产率等的单纯测算发展到对全要素生产率(TFP)的测算。全要素生产率更能从整体上反映一个经济体的生产率状况,尤其对TFP增长率的分解能更好地度量要素效率的改善和技术进步程度。[7]我们将使用数据包络方法来测算各省的全要素生产率并对其进行分解。

1.生产率的测算方法

由于中国各省的生产率差异明显,不宜设定同一的生产函数形式,运用非参数的数据包络分析法来测算Malmquist指标比较合适。Malmquist指数不仅反映生产率的变化,而且反映生产率变化的原因,因为生产率变化被分解为两部分:追赶效应(效率变化)和最佳实践前沿面的移动(技术变化)。本文运用Fare等(1994)[8]建议的规模报酬不变的产出型Malmquist指数来测算省级水平的全要素生产率(TFP)。

Malmquist生产率指数是估计两个时期的一个“决策单位”的生产率变化,属比较静态分析;与其他计量方面相比,该方法不需要事先设定具体生产函数形式和行为目标。

2.生产率的测算结果分析

在计算各省的Malmquist指数时,我们选取各省GDP作为产出,各省年中就业人员和固定资产存量作为投入变量。资本存量的计算是一个复杂的过程。目前,常用的资本存量度量方法是永续盘存法和资本租赁价格法。近年来,一些学者对中国各省的资本存量进行了测算,然而测算结果不尽相同,无法获得公认的结果。结合已有数据,我们用全社会固定资产形成额表示当年的投资变量,使用永续盘存法计算各地的资本存量Kit=Iit+(1-δ)Kit-1,其中Iit为当年的固定资产投资,δ为固定资产折旧率,取δ=5%。初始资本存量的计算采用稳态法。参照Hulten和Isaksson(2007)[11]的做法,假设各省经济处于稳态时的资本产出比。稳态时的资本产出比k=i(g+δ),其中k=K/Y为资本产出比,i=I/Y为投资产出比,g为稳态GDP(真实值)增长。这里选取考察期内的投资产出比和GDP增长率的年平均值作为稳态值,从而计算出各省的初始资本产出比,然后计算作为各省的初始资本存量(1992年)。各省GDP和固定资产投资按1995年价格计算。固定资产投资使用各省的固定资产价格指数进行平减。

近年来,因教育程度的提高、工资和社保成本增加,产业部门对非熟练劳动力需求下降、对技术工人需求上升。这些变化预示着非熟练劳动力在经济中的重要性下降,人力资本的重要性上升。[12]为了考虑这种影响和作为比较,我们再将人力资本作为另一种投入,重新计算Malmquist生产率。人力资本的计算使用平均受教育年限作为替代。这是用“教育成就”作为衡量人力资本水平的指标。[13]令popil、poppr、popju、popse和popcol分别表示文盲半文盲、小学、初中、高中、大专及以上受教育人数占总人数的比重,则平均受教育年限③为

计算结果显示,1992年各地平均受教育年限为5.23年,标准离差为0.96;2008年平均为7.07年,标准离差为1.001。1992-2008年平均受教育年限增长率为1.95%。

表1报告了不含人力资本和包含人力资本的各省Malmquist生产率及其分解的年平均值。表1显示,引入人力资本因素后,效率变化受到的影响甚微,而技术变化所受的影响比较大。31个省区中有19个Malmquist生产率值有所下降,有12个省区的Malmquist生产率值有所增加。Malmquist指数值下降主要是由于人力资本因素降低了技术变化值。尽管人力资本也有助于改善效率,但这种影响并不明显,例如广东,引入人力资本变量后,效率值略有增加(从1.043升至1.044),技术变化值由1.125下降到1.062。Malmquist指数值上升得益于人力资本促进了技术进步,例如,在包含人力资本因素时,辽宁的效率值没有变化,而技术变化从1.212升至1.223,提高了近1个百分点。

这里,我们以包含人力资本因素Malmquist生产率为例进行详细说明。从效率变化平均值来看,共有17个省区效率变化大于1,其中,东部有6个、占35.3%,中部有7个、占41.2%,西部有4个、占23.5%;效率值最高为江苏、吉林和江西,但多数省份的效率变化值较小,说明效率高的省与效率低的省之间的效率差距逐渐缩小。从技术变化值来看,技术变化平均值均大于1,表明在考察期内各省的技术进步有所提升;然而,技术变化值在省际间有较大的变化,这在一定程度上表明了省际间的技术进步存在较大的差距。表1中最后一行表明,1992-2008年间,Malmquist生产率年均增长了18.1%,技术进步提高了15.4%,而效率改进增加了2.4%。

对TFP增长进行分解后,可以清楚地看出,31个省区中,技术变化高于效率变化的省区有26个,占比为83.9%。也就是说,各省的生产率增长的大部分是通过技术进步(由最佳实践决策单元组成的生产前沿面的移动),而不是通过效率改善,表明各省生产率的提高主要来自于技术进步。下面的计量分析将使用包含人力资本因素的TFP测算结果。

四、环境规制竞争对经济增长效率影响的经验估计

1.模型设定

要估计环境规制竞争对生产率的影响,参照Barla和Perelman(2005)[14]的分析框架,将模型设定为:

其中,PIit表示第i省在t年的Malmquist生产率增长率(TFP)、效率变化率(EC)和技术变化率(TC),lnSO2和lnCOD分别表示单位产出SO2或工业COD排放量的对数,以反映环境规制竞争对生产率的影响,取滞后1期是避免污染物排放强度与误差项的同期相关性。时间效应(ηt)用年度虚拟变量来表示,以捕捉共同的技术效应,μi表示各省的固定效应,eit为随机误差项。

控制变量Xit。根据生产率研究文献,技术效率是影响生产率的主要因素,取滞后一期的技术效率水平来捕捉技术追赶过程的动态效应,以反映技术模仿和技术扩散是生产率增长的一个重要源泉。由于前一期技术效率值较低的省区可能从技术效率值较高的省获益,因而预期其对生产率和效率有负向影响。

R&D活动是影响生产率的另一个潜在来源。在考察期各省的R&D支出数据存在较多的缺失,我们选取科技经费内部支出占当期GDP的比重(ST/GDP)it来表示R&D活动对生产率的影响。R&D支出不仅能够产生新的知识和信息,也能增强企业的吸收能力,进而促进知识和技术的扩散。因而预期R&D支出将有助于改善生产率,然而当期的R&D支出最初可能会对生产率有抑制作用。

外资活动是中国经济增长效率的又一个可能途径。中国是目前世界上最主要的FDI接受国之一。一些研究发现,外资企业的生产率高于国内企业,进而对国内企业提高生产率产生了示范效应。[12]外

资活动影响生产率主要通过两种途径:一个是外资通过技术溢出效应而提高生产率,另一个是外资的大量流入可能会削弱内资企业自主研发和创新能力。有些学者认为,在中国,外资企业对内资部门的溢出效应主要体现在人员流动上,用外资部门就业人员数占就业人员比例来反映外资活动的影响。[15]我们选取各省的实际利用外投资占当期GDP的比重(FDI/GDP)it来捕获外资活动的影响。

表1 平均Malmquist生产率及其分解

新技术总是体现在购置的新设备中,新增投资也可能提高生产率。我们用投资占资本存量之比[Δ(I/K)it]的变化来捕捉这种效应。然而,投资也可能对新的环境规制做出反应,这个变量还可以捕捉到环境规制之外的某些效应。

工业增长不仅是各省经济快速增长的主要发动机,而且工业也倾向于污染密集型。[16]为了反映工业结构的作用,使用工业增加值占当期GDP的比重(Ind)来表示。Inpop表示人口密度的对数,人口密度为各省年中人口数除以其土地面积,以控制规模效应。

本分析所使用的环境数据来自《中国环境年鉴》,其余来自《新中国五十五年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。数据的真实值以1995年价格计算。表2报告了主要变量描述统计量。

表2 主要变量的描述统计量

2.结果分析

我们估计的样本区间为1992-2008年中国31个省级的面板数据。估计面板数据时,首先需要确定使用的估计方法。使用Hausman设定检验来确定使用固定效应模型还是随机效应模型。其次,Malmquist生产率指数是跨期指数,上期的生产率变化影响当期的生产率变化,这将可能产生跨期跨截面的序列相关问题。动态模型通过包含滞后的因变量以消除序列相关。如果因变量和自变量都是一阶非平稳的,那么,静态回归可以解释为因变量和自变量之间存在协整关系。根据这种解释,如果模型是对数据产生过程的正确表述,那么残差应是平稳的。因而,残差平稳性检验也是一个重要的模型设定检验。我们使用Maddala和Wu(1999)[17]建议的Fisher面板单位检验以检验残差的平稳性,进而确定我们所使用的回归模型设定是否合适。最后,截面依存性检验。面板数据很可能表现出显著的截面依存性,这种依存性可能产生于共同冲击、不可观测的因素(这些因素最终为误差项的组成部分)、以及空间依存性等因素。如果误差项在截面间存在相关,那么将使固定效应和随机效应模型的推断功效大大降低。因而,对回归残差进行Pesaran的CD检验。最后,作为比较目的和验证初步分析,我们也估计了环境规制竞争对劳动生产率的影响。

表3报告了包含人力资本的生产率及其分解的估计结果和有关检验。在劳动生产率的估计中,滞后一期的SO2和COD排放强度的系数均为负,这验证了初步拟合结果,即劳动生产率与SO2排放强度和COD的强度之间存在负相关,表明减少SO2和COD的排放强度对劳动生产率有正向作用,尽管统计上不显著。这意味着竞相降低环境标准的竞争会对劳动生产率产生抑制效应。然而,残差的单位根检验表明,残差序列存在单位根,说明该估计的结果有可能是不可靠的。

表3 估计结果

接下来,重点讨论Malmquist生产率的估计结果。在TFP估计中,滞后一期的SO2变量系数为负,说明提高环境规制强度将有助于TFP的增长,然而这种影响没有通过显著性检验。这意味着竞相降低环境标准的竞争并非是提高全要素生产率的“良策”。降低SO2排放强度对TFP的影响是两部分叠加的结果:一方面,降低SO2排放强度促进了技术进步,这支持Porter假说,即污染减排将会促进技术进步。另一方面,降低SO2排放强度也改善了效率。当SO2排放强度每降低1个百分点,那么效率和技术进步将分别提高0.021个百分点和0.016个百分点,进而生产率将增加0.03个百分点。这些结果表明,提高SO2的环境规制强度不仅能促进生产率增长,而且也改善了效率并促进了技术进步。然而,这些影响在通常显著水平上均不显著,其可能的原因在于,一是我国对SO2的控制是以脱硫改造为重点的投资项目。这虽有助于提高资源的使用效率,但是这些项目建成后或运行效率低下或无法正常运行,达不到预期的脱硫效果。二是对SO2排放收费标准偏低。我国在扩大SO2排放收费范围和提高收费标准。然而,与SO2治理成本相比,收费标准严重偏低,从而激励企业主动采用新技术设备和进行技术改造的动力不强。三是环境监管能力薄弱,还往往遭遇地方保护的阻力。在配合产业结构调整过程中,我国实施了“上大压小”的策略,淘汰关闭一批技术落后、污染严重、资源浪费的企业。“九五”期间,我国关闭了8.4万家小企业。“十一五”期间,全国关停小火电机组超过7000万千瓦。但由于各地把经济发展作为“优先”战略,特别是中西部地区。加之,在环境执法中常常遭遇地方保护的干扰,使得该项政策难以落实到位。这一现象与观察到的事实基本相符:在考察期内,SO2排放强度下降出现在东部各省和中部部分省区,而西部各省的SO2排放强度均有明显上升。

与降低SO2排放强度的效果相反,工业COD强度每降低1%,效率变化率和技术变化率将分别会减少0.011个百分点和0.042个百分点,生产率增长率降低0.051百分点。工业COD的减排对效率和技术进步的影响统计上不显著,但是二者叠加作用的结果对生产率增长率有显著的不利影响,尽管显著水平比较低,仅为10%。然而,考察期内工业COD的排放强度在绝大部分省中均出现下降。据此,我们认为,提高工业COD排放强度对生产率及其构成的不利影响,不是由于省际间竞相降低环境标准的结果,而是在于:一是我国的工业废水污染治理主要集中于末端治理而不是过程防治。二是与SO2收费标准一样,工业废水收费标准也低于治理成本,使得企业宁愿受罚,而不愿意对生产设备和工艺技术的更新改造。三是“退二进三”策略意在促使企业搬迁时实行产业升级或技术改造,然而因“违法排放”处罚成本比较低,使得部分污染严重的企业不过是进行污染迁移。

与预期的一样,滞后一期的TE对效率增长的系数显著为负,这验证了追赶效应的存在。离最佳生产前沿面越远的省份在下一时期将有较大的技术效率改进。滞后一期的TE对TFP和技术进步均有显著的促进作用。

R&D活动对改善效率有显著的负向影响,对技术进步有不显著的正向作用。二者综合作用的结果对生产率的影响统计上不显著。这可能与科技活动支出的作用存在较长的滞后效应有关。此外,从科技经费支出构成来看,劳动费支出的比重过大,使得科技经费被“人头费”所挤占,实际用于科研生产活动的部分并不多。

新增投资将提高生产率的增长率。新增投资每提高1%,生产率增长将增加2.15%。新增投资不仅有利于推动技术进步,而且也显著地改善了效率。新增投资不仅直接地改善了效率,而且能够通过学习效应增强推动技术创新,进而提高了生产率。

外资活动对生产率增长和技术进步有显著的正向影响,尽管外资活动对效率变化有不显著的正向影响。这与多数FDI的研究结论相同,外商投资企业通过人员培训与流动、示范效应等途径对本土企业产生积极的影响,也可能通过企业间竞争,促使本土企业改善内部管理。

工业结构对效率变化有不利影响,而对技术变化和生产率变化有正向作用,这些影响均没有通过显著性检验。这表明工业结构变化也是生产率增长和技术进步的一个推动因素。规模因素对生产率增长和技术变化有显著的负影响,而对效率变化有不显著负的影响。

此外,Brusch-Pagan的随机效应未能拒绝固定效应方差为零的零假设,残差的CD检验表明,残差不存在截面依存性;单位根检验也显示,拒绝了残差是非平稳的零假设。这些检验结果表明,上述估计可能是合理的。

3.敏感性分析

估计中包含high·lnSO2it-1和high·lnCODit-1两个交叉项,以捕捉高污染组对环境规制行为的影响。表4给出了稳健性检验结果。残差的CD检验统计量均未能拒绝了截面独立的零假设,Maddala-Wu(1999)[17]的单位根检验则拒绝了残差是非平稳的零假设,这进一步表明模型的设定是恰当的。与表3的结果相比,主要变量的符号和显著性均未出现显著的改变,说明基本回归结果可能是比较可靠的。

表4 稳健性检验结果

下面主要讨论环境变量。表4显示,对于低污染组来说,SO2排放强度每降低一个百分点,效率变化和技术变化将分别提高0.024和0.031个百分点,而生产率增长将增加0.054个百分点,这时TFP中SO2变量系数统计上显著,但是显著水平比较小;对高污染组而言,SO2排放强度每减少1%,效率变化增加0.017个百分点,技术变化和生产率增长将分别提高0.069%和0.084%。这表明,提高SO2的规制强度对高污染组的效率改善稍有不利的影响,然而更有利于促进高污染组的技术进步和生产率的提高。这意味着,提高环境规制强度不仅不会抑制本地经济增长,反而会促进经济增长效率。

由于交叉项系数为负,与低污染组相比,提高工业COD的规制强度将促进高污染组的生产率增长以及效率的改善和技术进步。如果高污染地区的工业COD的排放强度每减少1%,相对于低污染地区而言,高污染地区的效率变化和技术进步将增加0.012个百分点和0.01个百分点,从而生产率增加0.03个百分点。可见,即使在高污染地区,加强对工业COD的减排也能够促进经济增长效率的提高。然而,这些影响在统计上均不显著。正如上面分析,工业COD减排总体上对生产率及其构成的不利影响,其原因不是严格的环境规制所引起的,而是在于当前的工业废水治理策略上。

五、主要结论

作为发展中国家,我国的经济市场化改革推进了经济持续快速发展,但同时也带来了一些负面影响,其中环境污染就是比较突出的问题之一。本文以SO2和工业COD为例,运用1992-2008年中国省级面板数据,并通过数据包络方法测算了各省的经济增长效率,研究发现,在考察期内,Malmquist生产率年平均增长了18.1%,其中,技术进步和效率变化分别提高了15.4%和2.4%;31个省区中有26个省的技术变化高于效率的变化,表明多数省的生产率的提高主要来自于技术进步的贡献。省际间的比较结果表明,SO2和工业COD的排放强度从东部到中部再到西部呈现阶梯式递减趋势,说明东中部各省的环境规制强度在逐渐增强,而西部各省的环境规制强度有不断下降的态势。同时也表明环境规制强度差异不仅表现在省际间,而且也呈现出区域特征。

我们还检验了环境规制竞争对生产率及其构成的具体影响。估计结果表明,SO2减排竞争不仅有助于改善效率,而且促进技术进步和生产率的增长。与SO2的减排效应相反,工业COD减排竞争对效率、技术进步和生产率的增长都存在负作用,这种负影响不是由于省际间竞相降低环境标准的结果,而是治污策略上的“误配”造成的。此外,我们也发现,在高污染地区,提高对SO2和工业COD的减排强度也能够促进经济增长效率的提高。但是这些影响统计上均不显著。这些结果意味着,省际间环境规制竞争不仅不会促进本地经济增长,反而会阻碍本地经济的良性发展。

本文的结论对于我国环境污染治理具有较强的现实含义。第一,省际间环境规制竞争并非是发展本地经济的“良策”。利用较低的环境标准来取得经济发展等目的往往“南辕北辙”。第二,加大SO2治理力度,提高SO2的治理效率。特别要以脱硫项目建设为主线,改变脱硫设施运行效率低下的状况。脱硫设施的高效运行不仅有利于提高资源的使用率,增加企业收益,同时也降低SO2排放。第三,调整工业废水治理策略,加快由末端治理向过程控制转变。第四,提高排污收费标准,促进污染企业从被动治理向主动治理转变。最后,加大环境执法监督和处罚力度,提高污染者的违法成本,使环境治理政策得以有效实施。

注 释:

①环境规制竞争行为的扭曲是指为了发展经济等目的而降低环境标准、实行松的环境监管等的行为。本文称之环境规制竞争或环境竞争。为行文方便,我们交替使用这些术语。

②以全国平均水平作为基准,取全国GDP/W=1。

③受教育年数,取文盲半文盲为1年,小学为5年、初中为8年、高中及中等教育为11年、大专及其以上取15年。

④高污染组有19个省,包括重庆、甘肃、广西、贵州、河北、河南、湖北、湖南、吉林、江西、辽宁、内蒙古、宁夏、四川、山东、陕西、山西、新疆和云南,低污染组包括安徽、北京、福建、广东、黑龙江、海南、江苏、青海、上海、天津、西藏和浙江等12个省。

[1]王永钦,等.中国的大国发展道路:论分权式改革的得失[J].经济研究,2007,(1).

[2]陆 铭,等.收益递增、发展战略与区域经济的分割[J].经济研究,2004,(1).

[3]Potoski M. Clean Air Federalism:Do States Race to the Bottom?[J].Public Administration Review,2001,61(3):335-342.

[4]杨海生,陈少凌,周永章.地方政府竞争与环境政策:来自中国省份数据的证据[J].南方经济,2008,(6).

[5]崔亚飞,刘小川.中国省级税收竞争与环境污染:基于1998-2006年面板数据的分析[J].财经研究,2010,(4).

[6]Quiroga M.&T.Sterner&M.Persson.Have Countries with Lax Environmental Regulations a Comparative Advantage in Polluting Industries?[R].RFF DP07-08,2007.

[7]宫俊涛,孙林岩,李 刚.中国制造业省际全要素生产率变动分析:基于非参数Malmquist指数方法[J].数量经济技术经验研究,2008,(4).

[8]Fare R.,S.Grosskopf,M.Norris&Z.Zhang.Productivity Growth,Technical Progress,and Efficiency Change in Industrialized Countries[J].American Economic Review,1994,84(1):66-83.

[9]DiewertE.W.&D.Lawrence.Measuring New Zealand’s Productivity[R].Treasury Working paper,1999.

[10]OECD.Measuring Productivity:Measurement of Aggregate and Industry-level productivity[R].OECD Manual,2001.

[11]Hulten,C.R.&A.Isaksson.Why Development Levels Differ:The Sources of Differential Economic Growth in a Panel of High and Low Income Countries[R].NBER WP No.13469,2007.

[12]王小鲁,樊 纲,刘 鹏.中国经济增长方式转换和增长可持续性[J].经济研究,2009,(1).

[13]Barro R.J.&J.W.Lee.International Data on Educational Attainment:Updates and Implications[J].Oxford Economic Papers,2001,(53):541-563.

[14]Barla P.&S.Perelman.Sulphur Emissions and Productivity Growth in Industrialised Countries[J].Annals of Public&Cooperative Economics,2005,76(2):275-300.

[15]曹容宁.中国工业经济发展中的外资与内资:一个计量检验的实证分析[J].江西财经大学学报,2007,(3).

[16]吕 政.我国工业化进程中面临的主要矛盾[J].当代财经,2005,(12).

[17]Maddala,G.S.&Wu Shaowen.A Comparative Study of Unit Root Tests With Panel Data and A New Simple Test[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics,1999,61:631-652.

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