环境规制对经济绩效影响的实证检验

黄清煌，高明

（福州大学经济与管理学院，福州350100）

1 问题的提出

当前能源短缺和环境污染已成为各国面临的突出问题，如何实现能源、环境与经济的协调发展，已成为世界各国政府和学界需要着手解决的焦点问题。传统观点指出，环境规制的初衷是政府为消除环境污染的负外部性，从而给企业施加的额外负担，进而降低企业产出水平、利润率和企业竞争力。该观点的理论基础为“遵循成本假说”。然而，Porter（1991）[1]首先对上述观点提出质疑，他认为政府的环境规制虽在短期内可能会导致企业的生产成本提高，但从长期来看，适度强度的环境规制反而有助于企业加大污染治理项目的建设以满足污染排放的要求，甚至有利于激发企业加大绿色创新投入的积极性，推动企业加快发展方式转变和产业优化升级，从而最终提升产业竞争力。该观点的理论基础为“创新补偿假说”。但是“双赢论”假设企业本身的“无效率”与传统企业追求利润最大化的假设相冲突，致使该假说仍存在一定的局限性[2]。

上述研究结论的不一致使得学者们开始重新审视两者之间的关系，部分学者认为，环境规制的经济增长效应主要取决于“遵循成本效应”和“创新补偿效应”孰优孰劣[3]。另外，也有部分学者得出环境规制与经济增长存在有别于以往的非线性关系[4,5]。尽管如此，以往研究在衡量经济效应上主要集中在人均国内生产总值、人均工业产值和利润率等短期经济数量的维度[6，7]，长期产业质量角度出发的文献相对较少[3,8]，现有文献并未将两者置于同一框架，使得估计结果无法为环境规制的制定和实施提供科学、准确的指导。事实上，环境规制对经济绩效存在经济数量和产业质量的双重影响，忽略任一维度的考虑，都会使得环境规制与经济绩效关系的结论存在一定的偏差。基于此，环境规制对经济数量、产业升级的影响呈现什么特征，以及这种特征是否在不同地区和不同阶段存在差异？考虑到环境规制与经济数量、产业升级模型中联立内生性的存在，本文将采用联立方程组模型对环境规制的长短期经济绩效进行检验。

2 研究设计

2.1 计量模型

遵循原毅军和刘柳（2013）[9]的研究思路，构造模型（1）用于研究环境规制对经济增长的影响，模型的基本形态如下：

其中，eqit代表第i省在第t年的经济数量，er表示环境规制，ti表示技术创新、cs表示资本存量、to表示贸易开放度，d0表示常数项，d1-d4分别表示相应解释变量的弹性系数，vit表示随机扰动项。为了反映经济质量维度，需对模型（1）做进一步改动。本文在参考Barla和Perelman（2005）[10]关于环境规制与产业质量关系模型的基础上，构建如下模型：

其中，enit代表第i省在第t年的产业质量，fdi表示外商直接投资，nr表示自然资源禀赋，is表示产业结构。上述两个模型作为现有研究的主流，大都是基于预先设定的单方程模型或就经济数量、或就产业升级分别进行检验，忽略了同时双向维度的考量。为此，本文将环境规制、经济数量和产业升级置于同一框架，同时借助联立方程模型消除变量间可能存在的内生性和双向因果关系，缓解模型的异方差问题：

方程（3）和方程（4）沿用现有文献关于环境规制经济增长效应检验的思路，考虑到环境规制可能同时内生于经济数量和产业升级。因此，方程（5）构建环境规制的决定方程，将环境规制与经济发展相联系，同时考虑了不同地区产业所有制结构（os）的影响。α0、β0和χ0为截距项，εit、ηit和ξit为随机扰动项。αi、βi和χi为地区个体效应。

2.2 数据说明与变量选取

本文选取2001—2015年省级面板数据进行实证检验。为使得统计口径保持一致，对数据作如下处理：凡涉及货币计量的变量，采用2001年的不变价进行平减；从2011年开始，将工业烟尘和工业粉尘合并为工业烟粉尘；从2012年起，无二氧化硫去除率这一数据，需借助（SO2产生量-SO2排放量）/SO2产生量计算得出；自2001起，《统计年鉴》将工业固体产生量和综合利用量细分为一般工业固体和危险固体，因此需将两者相加来反映。

（1）内生变量。环境规制（er）：有别于大部分传统文献采用单一维度来作为环境规制的代理指标，本文主要参考王文普（2013）[11]采用工业废水排放达标率、工业废气去除率（包括二氧化硫和工业烟（粉）尘）和工业固体废物综合利用率这四个维度来考量规制强度。计算方式如下：①根据公式ωit=(Eijk/∑Eijk)/(Gij/∑Gij)分别对不同污染物进行赋权，其中，Eijk表示不同地区在不同年份中某种污染物的相应排放量，Gij表示某一地区在相应年份的工业增加值；②按照标准化处理方式，将不同污染物的调整系数ωijk相应转化为③利用公式计算出环境规制强度。经济数量（en）：参考多数文献，利用人均地区生产总值作为经济数量的代理变量。产业升级（eq）：常用的衡量方法包括第三产业与第二产业的产值和就业人数的比例。由于本文关注的主要方向在于环境规制如何影响产业升级，而环境政策制定和实施的初衷主要是针对第二产业中的污染密集型企业，对第三产业升级的作用有限。因此，采用非径向、非导向基于松弛变量的方向性距离函数SBM-DDF计算出的全要素生产率来近似代替产业质量显然更符合实际。

具体计算方式如下：

第一步，在Fukuyama和Weber（2009）[12]模型的基础上，定义SBM方向性距离函数：

通过公式（6），计算出节能减排的无效率值。

第二步，按照刘瑞翔和安同良（2012）[13]的思路，分解出投入、期望产出和非期望产出的无效率值。

投入无效率：

期望产出无效率：

非期望产出无效率：

第三步，对投入、期望和非期望产出的无效率值再作分解。

其中，投入无效率分解为：

而产出无效率则可以分解为期望产出无效率和非期望产出无效率，即

（2）控制变量。资本存量（cs）：采用永续存盘法来估算2001—2015年省级资本存量数据：Kit=Iit/Pit+(1-σit)×Ki,t-1。从公式可以看出，计算资本存量主要在于三个变量：一是当年新增固定资产投资，本文采用经过当年固定资产投资价格指数平减后的固定资产形成额来表示；二是折旧率，有别于众多传统文献采用统一数值的做法，本文参考吴延瑞（2008）[14]研究中采用的不同省份拥有不同折旧率；三是基年资本存量，以2001年不变价的资本存量来作为衡量标准。技术创新（ti）：利用单位地区生产总值的R&D内部支出总额来近视代替。由于要素的流动、市场中的竞争与互补、国际分工可能对本地区经济增长造成影响，因此，贸易开放度（to）是经济数量方程组的重要控制变量，采用单位地区生产总值的货物进出口总额来作为代理指标。由于外商直接投资（fdi）可能借助于资本效应、知识效应和贸易效应渠道作用于本地区的产业结构，故将其视为产业升级的重要决定因素，利用外商及港澳台商投资占全部国有及规上非国有工业企业产品销售收入的比重计算得出。自然资源禀赋（nr）既可能通过加快资金积累以扩大生产性边界，也可能体现资源诅咒，因此，自然资源禀赋对经济增长的作用方向待定。本文通过计算采矿业与农林牧渔业占固定资产投资总额的比重得出。产业结构（is）是一个经济增长对技术创新的吸收以及主导产业经济部门依次更替的过程，本文采用单位地区生产总值的第三产业产值来度量。所有制结构（os）：采用国有经济占地区经济固定资产投资额的比重计算得出。

3 实证结果及分析

从联立方程组的秩条件和阶条件出发，可以看出方程（3）、方程（4）和方程（5）存在过度识别问题，这就要求采用两阶段（2SLS）、三阶段（3SLS）或迭代三阶段（迭代3SLS）最小二乘法的估计方法。值得注意的是，两种方法虽都可以做出有效估计，但考虑不同方程误差项间可能存在的相关性问题，使得3SLS在有效性方面优于2SLS，这也得到估计结果的支持。从表1的估计结果来看，2SLS的系数显著性稍微逊于3SLS，意味着误差项间的相关性将会对2SLS估计产生影响。基于此，本文拟采用迭代3SLS估计方法对联立方程组进行检验。

表1 环境规制与经济数量、产业升级的联立方程估计结果

从表1的估计结果可以发现：一方面，环境规制显著促进了产业优化升级，环境规制强度每加强1%，将会引致产业升级加快0.2294%，这也体现出“波特假说”的创新补偿效应，即适度的环境规制能通过提升产品价值和企业形象来刺激企业进行创新的积极性，那么企业也会从规制效果中获益，最终实现产业的优化升级；另一方面，环境规制也存在经济数量抑制效应，环境规制强度每加强1%，将会引致经济数量下滑0.4253%，这也从侧面印证赵红（2008）[15]的研究结论。可能的原因主要有两个方面：一是“遵循成本假说”，该假说认为，环境规制短期内将不可避免增加企业生产成本负担，使得那些生产成本过高的企业主动退出市场，从而造成地区总体经济数量的下滑；二是“逐底竞争假说”，该假说认为，在“环境分权”和“为增长而竞争”的环境下，地方政府为吸引其他地区企业进驻而竞现提供环境优惠政策，规制强度的下降将增加本地区而降低其他地区的产出、利润和福利水平，因此严格的环境规制反而成为地区经济数量增长的瓶颈。这显然是不符合可持续发展理念的，如果任其发展，必将导致地方政府环境规制的逐底竞争，那么环境规制作为处理环境负外部性的作用将丧失。值得注意的是，估计结果显示，环境规制具有产业优化升级和经济数量下滑的双重效应。然而，Iraldo等（2009）[16]就曾提出，环境规制的经济效应并不仅仅取决于这两种作用的简单相加，更应关注其发展的阶段或层次。

考虑到各省在经济发展、产业水平、制度安排和污染情况存在的较大差异，表2通过细分东、中、西部来进一步检验环境规制长期产业升级效应和短期经济数量效应的地区差异性。

表2 分地区的联立方程估计结果

由表2可以看出，分区域环境规制短期经济数量效应并未表现出明显的差异，其估计结果呈现出与整体样本类似的负向效应，只在显著性方面有所偏差，进一步反映出环境规制经济抑制效应在短期内是不可避免的。分区域的环境规制长期产业升级效应则在不同地区中表现出显著的差异性。其中，东部地区环境规制显著有利于产业的优化升级，这显然也与现实情况相符合。东部地区产业基础好、创新环境优，企业能够通过绿色创新、污染处置来满足环境政策的污染排放标准，同时，环境政策法规、规章等体系的日益完善也为企业提供良好的制度环境和发展环境，在这一背景下，东部地区的环境规制更能促进企业加快绿色技术改造的积极性，从而实现产业升级与节能减排的双赢。在中西部，环境规制对长期产业升级也产生正向作用，其作用在中部地区达到统计意义上的显著。中部地区虽在中部崛起等一系列政策倾斜下加快发展，环境规制的长期产业升级效应开始呈现，但软硬件条件的薄弱仍是其主要发展堵点，这也使得其效应存在局限。表2结果显示，中部地区的环境规制虽促进了该地区的产业升级，但只在10%统计水平上显著。此外，国家为顺应经济发展规律而制定了产业转移政策，西部地区往往通过放松环境规制以承接东部转移的污染性产业，这也使得西部地区的产业锁定在产业链的低端环境，加之西部地区的产业基础和创新环境处于劣势，环境规制的长期产业升级效应无法体现。

控制变量方面。外商直接投资在东部地区均有利于长期产业升级的提升，而在中西部地区却表现出负向效果。意味着外商直接投资的技术溢出和竞争示范效应当前只反映在东部地区，而中西部地区鉴于自身要素水平薄弱的现实，其吸引的往往是那些为规避其他地区严格环境规制的投资，这在一定程度上支撑了中西部高污染、高能耗产业的发展，更固化了中西部低水平的产业基础。自然资源禀赋在三大地区均抑制长期产业升级，但只在西部地区通过显著性检验，表明自然资源禀赋并未在长期产业升级中发挥有效的作用。产业结构的长期升级促进效应只在西部地区中呈现，但并未表现在东中部地区。技术创新对短期经济数量在东中部地区具有显著正向作用，但这一关系在西部地区不显著。资本存量虽在中部地区表现出负向作用，但仍可视为中西部地区短期经济数量的主要因素之一。贸易开放度对经济数量均表现出正向促进作用，反映出贸易的发展有助于促进地区先进技术的引进及产品要素的流动，从而带动地区经济数量的增长。

为考察环境规制效果是否存在阶段性特征，以期更好地制定和实施环境政策，考虑到国家在2006年强制实施节能减排政策，本文将以2006年为间断点，将样本分成2001—2006年和2007—2015年两个区间，具体结果见表3。

表3 分阶段的联立方程估计结果

由表3的估计结果可以发现，环境规制的双向效应在不同阶段存在差异。在第一阶段中，环境规制对长期产业升级有显著正向效果，回归系数为0.1960；环境规制对短期经济数量的回归系数为-0.0797，但不满足统计意义上的显著。在第二阶段中，环境规制对长期产业升级具有更明显的正向显著影响，回归系数达到0.6453；环境规制对短期经济数量的系数为0.5071，同样不显著。对比两阶段环境规制的效果，伴随2006年节能减排政策的落实，环境规制不仅在产业升级促进效应上有很大幅度的提升，而且环境规制的经济数量效应由负向转为正向，即环境规制的短期经济数量抑制效应开始消失。可以发现，到第二阶段，环境规制作为处理环境负外部性的同时，也有利于倒逼产业升级和促进经济增长，从而实现环境与经济双赢的局面。造成这一现象的主要原因可能在于，节能减排政策的实施，使政府考核机制实现从“唯GDP论”到“绿色GDP”的转变，即由“为增长而竞争”过渡为“为发展而竞争”。考核机制的转变为政府实施策略互动战略提出了新的要求，即由“逐底竞争”过渡为“竞相向上”，促进地方政府落实环境政策的积极性。

4 结论

现有关于环境规制经济效应的研究主要基于单方程进行，而衡量经济的指标主要包括经济数量、技术创新和产业升级等。本文从经济的双向维度展开，利用联立方程模型就环境规制的短期经济数量效应和长期产业升级效应进行检验。研究结论如下：环境规制虽抑制了短期经济数量，但却有效驱动了长期产业升级。进一步分地区检验结果显示，环境规制的短期经济数量效应表现出与全样本类似的效果，而环境规制的长期产业升级效应则表现出显著的差异。其中，东部地区环境规制对长期产业升级具有显著正向作用，中部地区环境规制对长期产业升级效应不明显，西部地区环境规制对长期产业升级表现出显著的负向效果。此外，伴随地方政府考核体系中引入节能减排政策，环境规制对长期产业升级的促进效应虽有所减弱，但环境规制一改以往抑制短期经济数量的局面，开始呈现激励短期经济数量的效果。

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