财政节能环保投入对区域生态效率影响的实证检验

顾程亮，李宗尧，成祥东

（中共江苏省委党校经济学教研部，南京210009）

财政节能环保投入对区域生态效率影响的实证检验

顾程亮，李宗尧，成祥东

（中共江苏省委党校经济学教研部，南京210009）

文章根据世界可持续发展工商业联合会对生态效率的定义，在量化环境效率和资源效率的基础上降维合成区域生态效率综合指标，并进一步从政府生态行为视角实证研究财政节能环保投入对区域生态效率的影响。结果表明：（1）以政府单一主体主导的生态文明建设模式是一种过渡模式，财政节能环保投入对区域生态效率的影响取决于地区经济发展阶段，其作用具有非对称倒U型特征，且我国不同地区处于倒U型的不同阶段；（2）政府对环境政策执行力度与区域生态效率的关系取决于地区经济发展阶段，东部政府对环境政策的执行力度促进生态效率的提高，而中西部则为抑制作用；（3）城镇化（人口城镇化和产业城镇化）与区域生态效率均呈负相关，技术水平和产业结构与区域生态效率成正相关。

区域生态效率；财政节能环保；环境政策；IPAT模型

0　引言

探索通过提高区域生态效率的方式，形成一条资源消耗最小，环境污染最低，社会福利最大的路子意义重大。但是，我国生态文明建设程度与社会经济发展程度严重错配，发展与人口资源环境间的冲突日益明显。当前基于外部压力的政府主导式生态文明建设模式也备受争议，政府单一主体地位，一定程度上发挥责任明确、行动效率高的优势，但同时也强化了单向的链式压力传导路径，阻断了生态文明建设中的利益群体间的信息反馈渠道。那么，我国不同区域的生态效率分布特征及其原因是什么？政府主导型的生态文明建设是否适合当下的经济环境，是否有助于提高区域经济的生态效率？区域生态效率的主要影响因素有哪些？通过如何安排使得生态效率最优化？本文针对上述问题进行探索。

国内现有对于生态效率的研究主要从三个层面展开：⑴研究我国地区省际区域生态效率自身的空间演化规律。⑵分析区域生态效率与城市群、城镇化进程的关系。⑶从不同视角研究生态补偿、节能减排等行为与区域生态效率的关系，现有的文献大多从理论层面论述了财政投入对生态文明建设的重大意义、存在的问题以及政策建议[1～3]，缺少实证支持当前的模式是否适合、提高生态效率究竟重点要怎么做以及进一步区分不同区域的适从条件。基于此，本文在测算利用我国2007—2013年30①按照《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》统计省份应有31个省（自治区、直辖市），但西藏的部分数据欠缺，剔除西藏，故为30个省（自治区、直辖市）。个省市区域生态效率的基础上，尝试建立拓展的IPAT面板模型，研究我国各地区区域生态效率与财政节能环保投入的关系，同时考虑到由于不同地区经济社会发展水平的差异对政府财政投入主导的生态建设模式的影响，进一步细分研究我国东部中部西部地区禀赋，从而判断该模式的有效程度以及差异分布。

1　我国省际区域生态效率的测算

1.1模型及指标选择

虽然学者对生态效率的定义存在一定的差异，但其本质却并未改变，即用最小的资源消耗和环境污染换取最大的社会福利，是一种投入与产出的比值。目前往往通过生态足迹法、能值分析法、生命周期评价和数据包络分析等方法评价生态效率[4]。国内比较主流的做法是在建立评价生态效率水平指标体系的基础上，通过数学模型和软件进行分析。其中，学界广泛认可WBCSD提出的生态效率比值公式：

根据对资源消耗与环境影响的因素分析及数据的可获得性，本文参考黄和平[5]对于生态效率的处理方法，将式（1）中分子用人均实际GDP表示，以此代表社会产品或服务的价值量，资源消耗则用电力消耗、用水、能源消耗来表示，环境影响则用C0D排放、S02排放、固体废弃物排放来表示，在此基础上分别得出研究地区的以上6种资源环境效率，并进一步通过主成分分析的方法降维合成综合生态效率。本部分涉及到的数据主要来源于历年《中国统计年鉴》和部分省市统计年鉴。

根据前述对资源效率和环境效率的定义，分别计算各项指标增长速度，具体按照式（2）和式（3）依次推算出资源效率中的电力资源消耗、水资源消耗和能源消耗的效率及环境效率中的C0D排放、S02排放和固体废物排放的效率。

对上述求得的资源效率和环境效率进行主成分分析，得到全国30个省市2007—2013年的生态效率综合指标。由于按照生态效率概念模型的要求，生态效率的取值应在[0，1]之间，因此应对其进行标准化。本文选用离差标准化方法，其公式如下：

其中，Z为标准化后的值，Xi为历年各省市生态效率值。

1.2结果分析

本文根据上述方法及相关数据得到2007—2013年的中国各个省市的区域生态效率水平值，图1显示了2007—2013年全国与分区域生态效率的发展趋势。

图1　2007—2013年中国区域生态效率变化情况

从宏观角度看，我国东部、中部和西部生态效率的变化趋势与全国整体的发展方向基本一致。随着时间的发展，生态效率值大体呈下降趋势。2007—2011年各个地区的生态效率先上升后下降，在2011年达到谷底，2011年之后略微反弹但幅度不大。总体来说，中部的生态效率最优，年平均值为0.790，东部次之为0.755，西部再次之为0.738。但是，从地区经济的防风险能力来说，东部最优，生态效率水平的波动范围最小，为0.142；中部次之为0.207；西部再次之为0.213；全国平均为0.202。可见，有必要分地区研究区域生态效率地理差异性。

从微观角度看（如图2所示），以生态效率值0.8和0.75为分界线，各个省可分为3个梯度，第一梯度（0.8以上）为琼桂渝川吉辽湘赣蒙10个省市，第二梯度（0.75～0.8）为浙京鲁闽粤甘黑沪贵鄂10个省市，第三梯度（0.75以下）为苏津豫陕云晋宁皖青新冀10个省市。

图2　2007—2013年中国各省生态效率年均值排序

2　财政节能环保投入对区域生态效率影响

2.1财政节能环保投入与区域生态效率的拟合分析

我国政府财政对节能保护的投入从2007年的995.82亿元，上升到2013年的3435.15亿元，年增长率达到19.35%。而区域生态效率每年上下波动很大，从2007—2013年全国平均值在下降。即政府对环境保护的财政投入与区域生态效率并不是简单负线性关系。以国家财政环保投入为横坐标，以区域生态效率（全国）为纵坐标进行数据拟合，结果如图3所示。为验证财政节能环保投入对区域生态效率的影响是否存在倒U型特征，即随着政府环保投入的不断提高，区域生态效率先升后降，存在一个最大值，本文将利用全国30个省市的面板数据引入财政节能环保投入的平方项建立模型进行探讨。

图3　2007—2013年中国国家财政环保投入与区域生态效率拟合图

2.2实证模型

2.2.1模型构建

1974年美国经济学家Holdren&Ehrlich首次提出经典IPAT模型，即I=PAT。他们把人口、经济发展程度和技术水平归结为影响生态环境I的主要变量[6]。该模型被广泛应用于定性或定量地研究人口、技术、经济与环境的关系。20世纪90年代，Dietz&Rosa在经典IPAT模型的基础上进一步提出环境影响随机模型[7]，即，从而可以把更多的环境影响因素加入模型进行分析。本文在此模型基础上引入政府对生态保护的财政投入项，并针对此变量设立平方项，同时为准确分析造成区域生态效率差异的原因，加入了产业结构、环境政策和地方人均国内生产总值三个变量，且把P扩展成城镇化率，其中又分为人口城镇化水平和产业城镇化水平。取对数后得到生态效率与政府环保投入水平的实证模型：

式（5）中，i表示地区，t表示年份，αi表示个体效应，αt表示时间效应，βi是待估参数，εit表示随机干扰项，其中Eco-e表示区域生态效率，FI表示政府节能环保财政投入，UP表示人口城镇化率，UI表示产业城镇化率，EA表示环境政策，IS表示产业政策，TL表示技术水平，GDPpc表示地区人均生产总值。

2.2.2指标选择

按照上述拓展IPAT模型，本文的被解释变量为区域生态效率，解释变量分别为政府节能环保财政投入、城镇化水平、产业结构、环境政策、技术水平以及地区人均生产总值。其中，生态效率利用上述方法计算所得，政府节能环保财政投入直接采用财政支出中的专项金额，城镇化水平分为两个部分，人口城镇化用城镇人口与总人口的比值表示，产业城镇化用工业产值与地方国内生产总值的比值表示，一般认为第三产业比重与生态文明水平成正相关，固产业结构用第三产业产值与地方国内生产总值的比值表示，技术水平则用单位GDP能耗表示，技术水平越高单位GDP能耗越小。另外由于环境政策很难量化，从数据可得性的角度考虑，本文选择财政公共收入中的专项收入总额（专项收入中包括排污费收入）来表示政府对环境政策的执行力度。本部分相关数据来源于1998—2014年的《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》以及部分省市统计年鉴。

2.3实证分析

2.3.1面板数据的单位根检验

为了避免存在虚假回归的现象出现，有必要对面板数据进行单位根检验，保证数据的平稳性以及估计结果的有效性。考虑到本文的面板由30个截面和7年的时间序列组成，且是平行面板，属于典型的“大N小T”数据，因此采用Levin,Lin&Chu（LLC,2002）提出的方法进行检验[8]。该检验考虑了截面的异质性和干扰项的序列相关问题，原假设为面板中的所有对应的序列都是非平稳的，即包含一阶单整的过程。如果拒接原假设，则所有序列被认为平稳。

对区域生态效率ln(Eco-e)、财政节能环保投入ln(FI)及其平方项[ln(FI)]2、人口城镇化水平ln(UP)、产业城镇化水平ln(UI)、环境政策ln(EA)、产业结构ln(IS)、技术水平ln(TL)和地方人均生产总值ln(GDPpc)运用STATA12.1软件进行LLC检验，检验结果如表1所示。由检验结果可知，人口城镇化水平变量序列是非平稳的，存在单位根，而对上述各经济变量的一阶差分进行单位根检验则均拒绝原假设，说明各变量之间是一阶单整，可进一步分析变量之间的协整关系。

表1　面板数据单位根LLC检验结果

2.3.2面板数据的协整检验

运用Westerlund ECM面板对区域生态效率和财政节能环保投入做协整检验。Westerlund(2007)构造了四个统计量，两个组统计量Gt和Ga，两个面板统计量Pt和Pa，每组统计量的区别在于是否考虑了序列相关。组统计量Gt原假设为不存在协整关系，Ga原假设为至少存在一组协整关系；面板统计量Pt原假设为不存在协整关系，Pa的原假设为面板整体上存在协整关系。Westerlund认为一般情况下，组统计量会出现不一致的结论，而面板统计量结论一致[9,10]，这种情况是可以接受的。

由表2可知Gt、Pt和Pa统计量均高度拒绝原假设，Ga接受了原假设。可以认为我国30个省市财政节能环保投入与区域生态效率之间存在协整关系。因此，对上述两者变量直接进行回归分析是可以接受的。

表2　面板协整检验结果

2.3.3面板数据的实证分析

由于区域生态效率与财政节能环保投入之间存在长期协整关系，因此运用STATA12.1软件对模型进行回归。模型的Hausman检验P值为0.0022，原假设被拒绝，所以采用固态效应型。本文考虑到解释变量ln(FI)的内生性问题，在广义矩估计中采用人口城镇化率、产业城镇化率、产业结构和地方人均生产总值作为财政节能环保投入的工具变量，其中在广义矩估计中，除了一般意义上的R2和F统计量外，还需对工具变量进行过度识别检验、识别不足检验和工具变量弱相关检验。Kleibergen-Paaprk LM统计值为22.352，其自由度为4的卡方分布P值为0.0002，高度拒绝原假设，故工具变量不存在识别不足问题；Kleibergen-Paaprk Wald F统计值为7.310，小于5%～10%水平下的临界值，故工具变量存在较强的相关性；Hansen J统计值为5.268，其自由度为3的卡方分布P值是0.1532，无法拒绝原假设，故工具变量的选择较为合理，不存在过度识别问题。模型均通过计量的各个检验，两模型的具体估计结果如表3所示。

表3　区域生态效率与财政节能环保投入的实证结果

通过表3的回归结果可知：

（1）两种估计方法除了在财政节能环保投入和技术水平两个变量的估计结果上有区别外，其他变量对区域生态效率影响的估计结果方向一致。财政节能环保投入参数β1在两个模型中估计结果均显著，但是正负不一，技术水平参数β7在固态效应模型中不显著，在IV估计中5%水平下显著；而财政节能环保投入的平方项和环境政策的参数在两模型中均显著且正负一致。

（2）就全国数据来看，在固态效应模型中财政节能环保投入的一次项为负值（-0.00350），其二次项亦为负值（-0.573）；而广义矩估计中财政节能环保的一次项为正值（0.00286），其二次项为负值（-0.580）。可见财政节能环保投入对区域生态效率的影响存在一个倒U型特征，并不随着财政投入的增长区域生态效率就一直提高。由此可知，政府单一主体主导的生态文明建设模式只能是阶段性的过渡过程，它并不是一种可持续的发展模式。另外，虽然财政节能环保投入一次项在两个模型中参数正负不一，但其数值都很小，即总体而言其对区域生态效率提高的贡献率不高，甚至在所有显著变量中最小。其实，社会的进步，保证了民众和第三方力量的发展，同时环境生态问题的复杂性，也迫切要求多方利益相关者群体参与实现多中心治理模式。这从实证角度支持了欧美发达国家在生态建设方面的做法。欧美主要发达国家按照综合生态系统管理思想，在生态文明建设的规划、具体决策、治理实施过程中吸纳多元主体参与生态治理，从利益角度注重保护激发各方参与者的积极主动性，形成民主参与、决策透明、交互回应的网络组织治理模式，完善生态文明治理体系，全面提升协同治理的整体效果。

（3）政府环境政策的执行力度与区域生态效率成正比，两个模型均在1%显著水平下通过检验，说明随着政府对企业排污行为处罚力度的增加，区域生态效率将会提高，但其贡献率不高。政府对破坏生态环境的行为处罚得越重，企业的排污成本就越大，产品竞争力降低，从而必须寻求技术上的突破，实现绿色生产，提高区域生态效率。但是，政府对环境政策的严格执行，需要多方的监督，由于环境污染的外部性而带来监督成本的急剧上升降低其对提高区域生态效率的贡献率，加之企业灵活地把排污成本转移到消费者身上，这使得整个执行效果完全取决于民众的接受程度。技术水平与区域生态效率成正比，在IV估计5%水平下显著，即单位产出能耗越低，区域生态效率水平越高。单位国内生产总值能耗低，说明地方产出相对更依赖技术知识而非资源消耗，污染排放少资源消耗低，生态效率高。

（4）在固态效应模型中，人口城镇化、产业城镇化与区域生态效率负相关，且在5%的水平下显著。说明随着我国城镇化率的提高，生态环境遭到破坏，生态效率水平下降。当前的城镇化是低水平的城镇化，人口城镇化更多的是把农民从地理上迁到城镇，并没有把这部分劳动力发展成人力资本；产业的城镇化还是以传统工业产业的复制和转移为主，并没有实现创新发展。从根本上讲，“高消耗，高污染，低产出”的发展方式并未本质上改变，只是实现了不同经济地区的拓展。另外，由表3可知地方产业结构和人均地方生产总值与区域生态效率成正相关，且在1%水平下显著。一般认为，第三产业较为发达的地区，经济水平相对较高，该地区发展过程中的资源消耗与环境污染相对较低，生态效率较高。而地方人均GDP高，说明该地区较为发达，产出较大，这就稀释了资源消耗与环境污染对生态效率的作用。

2.3.4稳健性检验

为检验研究结论是否因经济发展程度不同而受到影响，本文分别对我国东部、中部和西部地区进行面板数据回归，并对上文结论的稳健性做出判断。Hausman检验结果高度拒绝原假设，所以选择固定效应模型，又考虑到解释变量的内生性问题及集中考察核心解释变量的影响，本部分分别对我国东中西地区进行IV估计。表4分别汇总了我国东部、中部和西部地区财政节能环保投入对区域生态效率的回归结果，且三个地区的模型均通过计量检验，估计结果有效。

由表4可知，无论东部、中部还是西部，财政节能环保投入的二次项的系数均为负，且在0.1%水平下显著，说明财政节能环保投入对区域生态效率的影响确实存在一个倒U型特征。但其一次项系数东部和西部地区为正（5%水平下显著），中部地区为负（1%水平下显著）。这说明东部和西部地区处在倒U型曲线的上升阶段，而中部处在倒U型曲线的下降阶段。一般认为，生态意识的发展与经济发展阶段有关。东部地区经济较为发达，中部次之，西部再次之，这就造成东部民众生态意识较为强烈，中部和西部较为薄弱。在这种环境下，东部地方政府加大财政对节能环保的投入能产生很大的引导作用，政府对生态环境保护的提倡，引起民众的共识，倒逼企业进行绿色生产，从而提高区域生态效率。在中部地区，民众的意识并没有那么强烈，甚至连地方政府都为追求经济增长而忽视生态问题，政府对于节能环保的财政投入相对于企业为利润而产生的资源消耗和环境污染是微不足道的。西部地区的产业比较简单，经济处于起步阶段，只要是对节能环保的投入肯定能提高其生态效率。政府对环境政策的执行力度与区域生态效率，在东部成正相关，中部和西部都是负相关。客观上讲，政府对企业污染的严厉处罚是一把“双刃剑”，若企业有实力有能力进行转型发展，自然可增加竞争力，提高生态效率；若不具备这种能力，则会增加成本，降低利润，从而削减整个地方的产出水平。东部地区的企业相对来说实力较为雄厚，抗风险能力较强，它较能承受外部刺激，促使其进行转型，提高生态效率。技术水平对区域生态效率的影响三个地区均表现为正相关（5%水平下显著），随着单位GDP能耗的增加区域生态效率水平下降。

综上所述，财政节能环保投入与环境政策对区域生态效率的影响并不稳健，与地方经济发展阶段有关。就财政节能环保投入而言，在经济发达地区和欠发达地区均表现为正相关，而在经济中间地带表现为负相关。就环境政策而言，经济发达地区政府执行力度与区域生态效率正相关，欠发达地区负相关。

表4　我国东中西部地区区域生态效率与财政节能环保投入的实证结果

3　结论与政策建议

本文基于世界可持续发展工商业联合会对于生态效率的定义公式，在量化环境效率和资源效率的基础上降维合成生态效率综合指标，并进一步从政府生态文明行为角度实证研究了政府财政节能环保投入对区域生态效率水平的影响。结果表明：（1）从政府财政支出看，财政节能环保投入对区域生态效率的影响与地区经济发展阶段有关，其作用具有非对称倒U型特征，且我国不同地区处于倒U型的不同阶段。在东部和西部，财政节能环保投入促进区域生态效率的提高，中部地区则为负相关；（2）从政府行政处罚与税收看，其环境政策执行力度对区域生态效率的影响也与地区经济发展阶段有关，东部政府对环境政策的执行力度促进生态效率的提高，而中西部则为抑制作用；（3）城镇化（包括人口城镇化与产业城镇化）与区域生态效率均呈负相关作用，技术水平和产业结构与区域生态效率成正相关作用。

基于上述结论，为提高区域生态效率提出以下政策建议：（1）以政府单一主体主导的生态文明建设模式存在很多局限，需要激发生态文明建设相关利益群体的积极性，探索多中心合作网络治理模式；（2）生态环境治理不可一刀切，必须因地制宜，制定与当地经济发展阶段相适应、接地气的环境政策制度；（3）东部经济发达，倡导东部在此基础上创新发展，积极学习探索崭新的、绿色的、可持续的发展方式，构建行政手段、经济手段、社会手段和信息手段协调发展的政府环境管理机制；中西部第三产业严重滞后于“三高一低”的第二产业，因此中西部迫切需要进行产业调整，优化产业格局，有序进行产业转移与接受，提高区域生态效率；（4）提倡新型城镇化建设，充分发挥人力资本的作用以及在劳动力转移过程中产业的转型升级，提高经济发展的技术水平，通过技术引进与研发降低单位国内生产总值的能耗。

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（责任编辑/刘柳青）

F062.2

A

1002-6487（2016）19-0109-05

国家社会科学基金资助项目（14BJL102）；江苏省社科基金资助项目（13WTB024）；江苏省第四期“333高层次人才培养工程”江苏生态文明建设的多层次协同治理研究（BRA2014207）

顾程亮（1990—），男，浙江湖州人，硕士，研究方向：区域可持续发展。李宗尧（1971—），男，山东临沂人，博士，教授，研究方向：资源与环境经济学、区域经济。成祥东（1991—），男，江苏镇江人，硕士研究生，研究方向：资源与环境经济学、区域经济。