制造业产业转移、环境规制对城镇化扩张的生态效率影响

何宜庆，吴铮波，陈 睿

（南昌大学a.经济管理学院;b.金融证券研究所，南昌 330031）

0 引言

城镇化在推动了我国经济增长的同时也带来了诸多环境、社会问题，为此我国需要推进新型城镇化建设。中共中央、国务院发布的《国家新型城镇化规划（2014—2020年）》提出要将生态文明的发展理念融入到城镇化当中，因此，城镇化发展是否改善了生态环境是衡量一个地区城镇化水平的重要表现。由于，城镇化与产业转移在时间上与空间上表现出交互作用[1]。一方面，产业转移促进了城镇化的发展；另一方面，城镇化的发展反过来推动产业转移。因此，探究我国城镇扩张的生态效率，分析产业转移与环境规制对其生态效率的影响，对于因地制宜推动地区城镇生态扩张，形成生态可持续的城镇化发展模式具有实际意义。

现有文献多从城镇化与生态效率的内在机理及其效率测度、产业转移与新型城镇化的作用机理、产业转移与环境规制等方面进行研究。从城镇化与生态效率的内在机理来看，城镇化带来了一系列资源短缺和环境退化问题，从而对地区的生态环境造成破坏[2]。在产业转移与新型城镇化的交互作用机制方面，张新芝和文少维（2017）[3]研究发现，推动产业转移纵深发展，不仅是适应新型城镇化的要求，更是推动建设高质量城镇化的必然要求。而产业转移伴随着污染转移，有针对性地加强环境规制可以减少转移产业的污染[4]。

尽管现有文献对城镇化、产业转移与环境规制的关系及其内在机理进行了较好的研究，但仍存在不足之处：其一，研究城镇化生态效率时多构建回归模型进行分析，而对于城镇化扩张的生态效率研究较少；其二，现有研究较多地分析了产业转移对生态效率的影响，但较少地综合研究产业转移、环境规制与城镇化扩张的生态效率。基于此，本文首先运用DEA模型测度城镇化化扩张的生态效率；接着，构建制造业劳动力空间转移系数，以此替代产业转移；采用面板Tobit摸型，研究环境规制、产业转移对城镇化扩张的生态效率影响；最后，依据结果对如何提高城镇化扩张的生态效率提出政策建议。

1 研究方法

1.1 Malmquist指数分析模型

与传统的相对效率评价模型不同，Malmquist指数分析模型能够反映效率的动态变化特征[5]。本文参考李政通等（2016）[6]的研究，构建我国省际城镇化扩张的生态效率如下：

其中，xt、xt+1分别表示在时期t和t+1期的投入向量，yt、yt+1分别表示在时期t和t+1期的产出向量；Dt则表示t期基于产出的距离函数，也即在固定投入与既定生产技术条件下实际产出与最大可能产出的比值。由于全要素生产率介于（0，+∞）之间，故如果M＞1，则表明城镇化扩张的生态效率呈现改进上升趋势；反之，则呈现衰退向下趋势。Caves等（1982）[7]建议采用Mt的几何平均来计算Malmquist指数。因此，本文的城镇化扩张效率分解公式如下：

式（4）中，TEC和TC分别表示技术效率和技术进步效率。若TEC＞1，则表明城镇化扩张生态效率的相对技术效率有所提高。根据式（2）可以看出，TEC可以进一步分解为PTC和STC，其中PTC表示城镇化扩张生态效率纯技术效率，STC则表示城镇化扩张生态效率规模效率变动。TC测度了城镇化扩张生态效率从t时期到t+1时期的技术进步效率改变。若TC＞1，表明出现了技术进步效率改善；当TC＜1，则表明该效率呈现倒退趋势。

1.2 制造业劳动力空间转移系数

考虑到产业转移过程中，必然伴随着地区行业劳动力在空间上地流动，故地区行业劳动力的增减成为该地区产业转移的一个直接的表征[8]。为此，本文综合借鉴姚成胜（2016）等[9]的研究，构建我国省际制造业行业劳动力的空间转移系数，以此作为我国省际制造业产业转移的替代变量：

其中，labit表示第i个省份t年的制造业行业劳动力空间转移系数，Pi，t和Pi，t-1分别第i个省份t年和t-1年的行业劳动力总额，Si，t和Si，t-1则分别表示第i个省份t年和t-1年的行业劳动力总额占全国行业劳动力总额的比重。参考姚成胜等（2016）[10]的研究，本文采用统计学方法对劳动力稳定区进行界定。以95%的置信水平确定划分制造业劳动力稳定区的区间范围。处于稳定区的labit介于以下区间内：

1.3 面板计量模型

由于我国经济水平不断提高，各个地区在推动经济增长的同时更加注重经济发展质量。为此，本文在模型中引入环境规制变量。考虑到城镇化扩张的生态效率还可能受到城镇化、产业结构、研发投入、对外开放程度、经济发展水平等因素的影响，本文将其视为控制变量。据此，构建的面板Tobit模型：

2 指标选取与数据来源

2.1 指标体系构建

现有研究表明，农村人口流向城镇与农业用地变成城镇建设用地是城镇化扩张的直接表现，因而人口扩张和土地扩张是城镇扩张的两个主要构成。另外，城镇生态环境，主要包括生态生活和生态经济两个方面。构建的指标体系如表1所示。

表1 城镇扩张的生态效率投入产出指标体系

为研究制造业产业转移与环境规制对城镇化扩张的生态效率的影响，以环境治理投入占财政支出的比重作为环境规制的替代变量；在控制变量方面，以地区的城镇人口占总人口比重为城镇化的替代变量，以二三产业产值占总产值比重为产业结构替代变量，以研发投入占财政支出为研发投入替代变量，以外资固定资产投资占全社会固定资产投资比重为对外开放程度替代变量，以人均地区生产总值为地区经济发展水平的替代变量。

2.2 数据来源与处理

为了研究我国31个省份（不含港澳台地区）的城镇化扩张生态效率，以城镇扩张指标群为投入变量，以生态环境为产出变量，依据式（3）实证计算城镇扩张的生态效率Malmquist指数，并进一步对其进行分解。在搜集的数据中，部分指标2008年以前的数据存在较大的缺失，故选取2008—2015年的数据进行实证分析，数据来源于国家统计局和中经网统计数据库。

3 实证分析

3.1 城镇化扩张的生态效率测度

根据前文的分析，以我国31省份2008—2015年的数据进行分析。在对式（3）进行估计之前，首先需要对这些指标进行标准化处理，以保证所有指标都是同向的。在此基础上，计算时间与空间的Malmquist指数及其分解如表2所示。

表2 分年度的城镇化扩张生态效率Malmquist指数及其分解

根据表2的估计结果可以看出，我国城镇化扩张带来的生态效率产出表现出波动的特征。从全要素生产率的变动来看，表现出“下降—上升—下降”的循环波动。2008—2009年全要素生产率达到最大值1.025；而2012—2013年则达到最小值0.962。从分解项来看，技术进步效率与规模效率同全要素生产率的变动呈现总体一致的特征；而纯技术效率则同全要素生产率反向变动。从均值来看，我国城镇化扩张的生态效率中全要素生产率的均值为0.985，表明我国城镇化扩张总体未能改善生态效率。那么，我国城镇化扩张的生态效率在空间上表现出怎样的变化特征呢？表3对此进行了进一步研究。

表3 各省的城镇化扩张生态效率Malmquist指数及其分解

根据表3的结果可以看出：我国城镇化扩张的生态效率均值较低，经济高度发达的地区是我国高城镇化扩张的生态效率分布集中地区。2008—2016年间，我国省际城镇化扩张的全要素生产率均值为0.985，整体水平较低。从其空间分布来看，我国高全要素生产率的地区主要分布在经济发达省市，中西部地区的全要素生产率较低。

另外，我国高技术进步效率的地区与高全要素生产率的地区在空间分布上具有较强的一致性，全要素生产率大于1的省份其技术进步效率均大于1，这表明高技术进步效率成为高全要素生产率的主要贡献因子。

3.2 制造业劳动力空间转移系数

根据式（5）计算出我国2008年、2012年和2016年制造业劳动力转移系数并得出如下结论：（1）制造业劳动力在空间上表现出显著的流转现象。没有一个地区三年都处于制造业劳动力转入区，而甘肃、宁夏、西藏和黑龙江在这三年内均处于制造业劳动力转出区；另外，2008年有6个省份处于制造业劳动力流入区，2012年达到13个，但到了2016年则显著缩减至4个，这表明我国制造业劳动力的空间流转逐步趋于稳定。（2）我国制造业显著地向中部集聚特征。2008年，中部地区只有湖南处于制造业劳动力流入区，到2012年有内蒙古、河南、江西和安徽四个省份处于该类型区，2016年仍有河南、安徽和江西处于该类型地区。另外，江西、湖南和河南2012—2016年持续有劳动力流入；而东部地区到2016年没有一个地区处于制造业劳动力转入区。原因在于，对东部沿海地区而言，在产业结构不断优化的要求下，制造业大量向中部地区集中。而对于中部地区而言，随着该地区的经济发展水平不断提高，原本流出到广东等地区的制造业劳动力呈现回流特征。

3.3 计量检验

本文建立了制造业产业转移、环境规制对城镇化扩张的生态效率变化的面板Tobit模型。根据式（5）可以构建5个回归方程，以城镇扩张的生态效率为因变量，其中方程1以制造业产业转移和环境规制为自变量；方程2加入产业转移与环境规制的交互项；方程3则加入产业转移和环境规制的平方项；方程4同时加入交互项与平方项作为自变量；方程5加入控制变量。表4给出回归方程的估计结果。

（1）制造业产业转移对城镇化扩张的生态效率有负向作用。方程1说明，制造业产业转移对全要素生产率有显著的抑制作用；结合方程3，在不考虑与环境规制交互项的情况下，制造业产业转移对城镇化扩张的生态效率具有“倒U”型特征。当制造业劳动力空间转移系数当跨越-5.2时，表现出负向相关（系数小于-5.2的情况很少）；方程4，加入交互项后，产业转移对全要素生产率影响则表现为“U”型特征，产业转移在小于3.84时对全要素生产率有抑制作用（全要素生产率大于3.84的情况较少）。综上，可以表明制造业产业转移对城镇化扩张的生态效率有负向作用。

（2）环境规制对制造业产业转移对城镇化扩张的生态效率表现出“U”型特征。首先，方程1表明，若不考虑非线性关系，环境规制对全要素生产率有微弱正向作用。结合方程3，环境规制及其平方项的系数分别为-0.177和0.957，可以求出环境规制对城镇化扩张的生态效率影响的分界值为0.092，这表明只有当政府财政支出中环境治理投入比重高于9.2%时，其对城镇化扩张生态效率才会有正向作用。

（3）制造业产业转移与环境规制的交互项对城镇化扩张的生态效率有显著促进作用。方程2、方程4和方程5中的交互项都在10%的置信区间内显著。这说明在产业转移的同时，政府应出台相应的环境治理政策，从而更有效地改善城镇化扩张的生态效率。

（4）从控制变量的影响来看，城镇化发展水平、产业结构优化和研发投入的提升对于城镇化扩张的生态效率有一定的促进作用。其中，产业结构优化和研发投入影响更大；另外研发投入的提升会使得生产效率提高，并且减少污染排放。对外开放和经济发展则对城镇化扩张的生态效率表现出不显著影响。

表4 制造业产业转移与环境规制对城镇化扩张生态效率的回归分析

4 结论与建议

城镇化是我国经济社会发展的必然趋势，而绿色化是我国经济发展的必然要求，在城镇化进程中推动绿色化进程对促进我国经济社会发展具有重要意义。本文的研究可以得到如下结论和建议：

（1）我国城镇化扩张的生态效率总体水平不高，高全要素生产率的地区主要分布在经济发达省市，中西部地区的全要素生产率偏低。对于高全要素生产率地区而言，较高的技术进步效率是其主要贡献因子；而对于低全要素生产率地区而言，技术效率则是其主要构成。这意味着我国中西部地区需要进一步提高城镇化扩张的技术进步效率，而对于我国其他地区而言，则需要加强技术积累，在城镇化进程中需要注重保护和改善生态环境，避免在“引人进城”的同时带来环境破坏。

（2）制造业产业主要向中部集中。一方面，东部地区产业结构升级，生产效率逐步提升，劳动力出现过剩现象，因此产生劳动力回流现象；另一方面，中部地区经济发展迅速，制造业劳动力大量向中部地区转移；最后，西部地区的产业一直处于移出状态，只有新疆在近年吸收了部分的制造业劳动力。

（3）制造业产业转移对城镇化扩张的生态效率有显著抑制作用；环境规制有对城镇化扩张的生态效率表现出“U”型特征，政府财政支出中对环境治理投资只有超过9.2%时，才能促进城镇化扩张的生态效率；制造业产业转移和环境规制的交互项对城镇化扩张的生态效率的促进作用较大。因此，在城镇化过程中，政府要在产业转移的同时，注重环境治理投入、开发生态环境技术，从而可以更有效地改善城镇化扩张时的生态效率。