环境规制、空间溢出与经济增长

周 瑞

(安徽财经大学 国际经济贸易学院，安徽 蚌埠 233000)

近年来,我国经济的快速发展带来严峻的环境污染问题，面对环境日益恶化的挑战，中央和地方也都颁布相关环境保护的法律法规即环境规制政策来保护环境。如何在长期发展过程中既保证经济平稳增长又能有兼顾生态保护实现双赢的目标成为目前社会关注焦点。在此背景下，探讨环境规制与经济增长之间的互动影响关系具有鲜明的现实和理论意义。由于环境规制和经济增长在空间上具有较强的空间集聚特征，因此，本文在运用传统计量方法的同时，使用空间杜宾模型考察环境规制的空间溢出效应对地区经济增长的影响。

国内外学者对于环境规制对经济增长的影响主要分为两种观点：一是“遵循成本说”。该观点认为，环境规制会为企业带来额外成本，降低生产利润，对经济增长起到抑制作用。Brnnlund R等(1995)、Jaffe和Palmer(1997)提出在企业层面上，环境规制的影响会导致企业增加成本,降低生产性效率，从而抑制经济增长[1-2]。另一个是“创新补偿说”。Porter(1991)提出合理的环境规制激发了企业的创新力，进而能够抵消环境规制所带来的成本，提高生产效率，促进经济增长[3]。

对于上述两种观点的论述，现有大量的文献对其验证。熊艳(2011)基于省级面板数据得出环境规制与经济增长之间存在正U型关系。当经济发展水平处于较低水平，环境规制会降低经济发展速度[4]。原毅军、刘柳(2013)分费用型和投资型的环境规制，考察对经济增长的影响，结果发现只有投资型环境规制对经济增长起到促进作用[5]。查建平、郑浩生等(2014)得出在经济发达地区环境规制强度对经济增长具有正向影响，在经济相对不发达的地区环境规制对经济增长的影响效果不明显[6]。黄清煌、高明(2015)认为环境规制的实施引起企业的机会成本增长，带来经济数量增长速度降低，但是环境规制又可以通过刺激企业进行创新来提升经济质量[7]。冯志军、陈伟等(2017)将中国环境规制分为行政型、市场型和公共参与型，分类考察其对经济绿色增长的影响，实证检验得出只有行政性的环境规制对经济增长的提升作用比较明显，其他类型环境规制的作用效果不明显[8]。张娟(2017)提出资源型城市通过环境规制倒逼落后产能推出，实现资源再配置，从而促进工业技术创新，实现经济增长[9]。

综合现有的文献研究发现，环境规制对经济增长影响机制研究已十分丰富，但是对于环境规制的空间溢出效应对经济增长研究仍然不足，因此，本文在已有的研究基础上，通过建立空间面板模型探究环境规制的经济增长效应。这既是对已有理论的丰富也是现实中促进环境和经济友好发展的需要。

1 模型构建和数据说明

1.1 模型构建

为了方便分析，本文通过构建两组模型进行对比检验。一组不考虑空间效应，直接考察环境规制对经济增长的影响。另一组则是加入环境规制的空间溢出，考察环境规制对经济增长的空间溢出效应。

第一个模型为一般函数，即不考虑环境规制的空间效应，设定为

pgdpi t=α0+β0hjgzi t+∑jβjxi t+μi+ηt+εi t.

(1)

式中：i代表我国31个省市区，t代表各个年份，pgdpi t代表经济发展水平，hjgzi t代表环境规制强度，xi t是控制变量，包括固定资产投资(gdzci t)、产业机构(cyjgi t)、对开开放水平(fdii t)、政府力量(govi t)、城镇化率(czhli t)和技术进步(radi t),μi和εt分别表示个体效应和时间效应，εi t是随机扰动项。

第二个模型将环境规制的溢出纳入模型中。参考Le Sage[10]构建空间杜宾模型，设定为

pgdpi t=α0+α1wgdpi t+α2hjgzi t+α3whjgzi t+

αw∑jXi t+μi+ηt+εi t.

(2)

式中：α1为空间自回归系数,W为空间权重矩阵，其他部分与模型(1)相同。

1.2 指标选取和数据来源

选取的被解释变量为经济发展水平(pgdp)。一般而言，衡量一个地区的经济状况，有两个指标：一个是产出总量指标，另一个则是人均国民生产总值。考虑到地区差异和生产要素的影响，选取人均实际pgdp来反应地区经济状况。

核心解释变量为环境规制水平(hjgz)。环境规制的测度指标既有以排污收费与排污企业数的比重来作近似替代[11]，也有以污染治理投资占产值比重表示[12]。本文借鉴魏玮、毕超的做法，以主要污染物(工业固体废弃物、工业废水、工业SO2)排放量与总产值的比重来衡量[13]。同时采用环境污染投资总额进行稳健性分析。由于环境规制指标是由多项指标构成，选用熵值法计算得出最后指标。

(3)

式中：pij为j地区主要污染物i的排放量,v表示工业总产值,αi表示污染物i的权重, 通过对主要污染物排放量进行熵值法计算得出。hjgz值越大, 表示该地区环境规制的强度越高。

除环境规制变量之外,本文还结合以往的文献研究，选用除环境规制外的其他控制变量对经济增长的影响，具体包括以下变量：

固定资产投资(gdzc)。投资作为经济增长的重要因素之一，与经济增长的关系密切。无论是古典经济增长理论还是新经济增长理论，都把资本投资看作经济增长的重要因素。宋丽智(2011)提出我国固定资产投资的持续增长是带动我国国民经济增长的重要拉动因素[14]。本文采用永续盘存法进行测算，资本变量以2000年为基期，其中，折旧率参考张军(2004)的研究，折旧率为9.6%[15]。对固定资本投资进行折算。

产业结构(cyjg)。产业结构的升级是推动经济持续增长的重要作用。干春晖、郑若谷等(2011)提出产业结构合理化较于产业结构的高级化更能够促进经济稳定增长[16]。王智勇(2013)认为产业结构的变化及产业效率的提升是影响经济的最重要因素[17]。本文用徐德云(2008)对产业结构的测度方法[18]。公式为

(4)

式中：xi表示第i产业占GDP比重,cyjg表示产业结构升级系数,cyjg的取值范围是1≤cyjg≤3,cyjg值越大,表明产业结构升级程度越高。

对外开放水平(fdi)。对外开放与经济增长有显著的正相关性[19]。通过对外贸易带动经济增长，引进先进技术和先进理念提高生产率。本文选用各省市的外商直接投资额占各省市GDP比重表示对外开放水平，其中，实际外商投资额用当年平均汇率转化为人民币。

政府力量(gov)。考虑政府的政策与方针对经济增长的作用，对资源配置和产业结构调整有着宏观把控。地方政府的“理性预期”和“学习效应”是导致经济波动的关键[20]。选取地方政府一般财政支出与地区生产总值之比来表示政府在经济增长中发挥的作用。

城镇化率(czhl)。我国经济增长与城镇化之间存在着协整关系[21]。城镇化快速发展过程中带来劳动力、资本和人才的聚集为经济增长带来动力。因此，把城镇化作为经济增长的影响因素进行研究显得十分必要。本文采取城镇人口占总人口的比重作为衡量城镇化率的指标。

技术进步(rad)。技术进步是经济增长的源泉。在环保型经济发展的背景下，依靠技术进步和结构转型是保持经济持续稳定增长的关键[22]。技术水平发展的不同导致区域经济发展的差异。本文用专利授权量表示。

数据来自2005—2016全国31个省份(不含港、澳、台)的数据作为样本进行分析。各类指标主要来自于相关年份的《中国环境年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国统计年鉴》，变量的基本统计描述见表1。

2 计量检验和结果

2.1 静态面板回归

静态面板模型如表2所示，经Hausman检验,各模型都在1%的显著性水平下拒绝了随机效应模型。在不断加入控制变量后，各变量符号和显著性都没有发生显著性变化，因此，可以得出该模型的结果是稳健的。从各模型的估计结果可以看出，环境规制对于经济增长的影响系数始终为正并通过了显著性水平检验。显示出环境规制能够有效促进经济的增长。在符合Porter[3]所提及的创新促进效应，即环境规制通过激发企业的创新力来抵消环境规制所给企业带来的成本，进而提高生产效率以促进经济增长。固定资产投资、人力资本和政府力量在1%的显著性水平下为正，表明随着固定资产投入的增长、人力资本的增强以及政府有效干预都可以有效地推动经济的增长，这也与经验预期相符。城镇化对经济增长的影响作用不明显，这可能与我国地区经济发展水平不一，导致各地区城镇化推进对经济的影响作用不一。在该模型中未考虑空间因素影响，未把环境规制的空间溢出对经济增长的影响纳入模型，因此，在下面进行空间模型检验。

表2 无空间因素估计结果

续表2

注: 括号内为稳健标准误。*表示显著性水平p<10%,**表示显著性水平p<5%，***表示显著性水平p<1%。

2.2 Durbin模型回归

2.2.1 空间相关性分析

为了验证环境规制与经济增长的空间相关性，本文分别采用全局自相关和局部自相关指数进行检验。其中,Global Moran’s I的指数计算公式为

(5)

从表3可以看出，在邻接权重矩阵下，环境规制和经济增长的全局Moran’s I均为正，且大部分都通过了5%显著性水平检验，表明我国环境规制和经济增长都存在较强的空间相关性，且都具有空间溢出效应。

局部自相关采用局部Moran’s I指数来衡量，公式为

(6)

表3 2005—2016环境规制和经济增长的全局Moran’s I

图1 2005年及2016年的环境规制与经济增长Moran散点图

2.2.2 空间面板模型

空间面板模型一般包含空间滞后模型、空间误差模型和空间杜宾模型。为检验空间杜宾模型是否合适，使用最大似然进行估计，用似然比(LR)检验空间杜宾模型是否退化空间滞后和空间误差模型(H0:θ=0和H0:θ+ρβ=0)。且上述两个假设都被拒绝,即LR检验显著地拒绝原假设[23]。则空间杜宾模型拒绝转为空间滞后模型和空间误差模型。同时进行Hausman检验，考察空间杜宾模型是选择固定效应还是随机效应。结果显示，固定效应优于随机效应模型。表4为在邻接权重矩阵下的检验结果。

表4 空间计量结果

续表4

注: ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；括号内表示Z统计值；FE、RE分别表示固定效应回归和随机效应回归。

结果显示，在加入空间溢出的影响，环境规制影响系数为正且通过1%的显著性水平检验，即环境规制对经济增长有显著的正向影响，提升环境规制水平可以提高经济发展水平。环境规制的空间滞后系数也为正但却小于环境规制影响系数，表明在某地区加强环境规制可以显著提升该地区的经济发展水平，亦可以对邻近地区经济发展有所提升，但是影响效果却没有对本地区影响大。此外，城镇化和固定资产具有显著的正效应。对外开放水平和产业结构对经济增长具有负向影响，技术进步具有正向影响，政府力量具有负向影响，但是都未通过显著性检验。

根据上述得出的空间杜宾模型，本文进一步测算解释变量的空间溢出效应，其中，总效应又分解为直接效应和间接效应。空间溢出效应在邻接权重矩阵和地理权重矩阵下的空间固定效应模型的分解结果如表5所示。

从表5可以看出，在直接效应中，距离权重矩阵下的环境规制每提高1个单位，就会带来本地区经济增长增加0.146，表明提高本地区的环境规制水平可以有效地促进地区经济发展。在间接效应中，距离权重矩阵下的环境规制系数为正，并在1%的显著性水平下通过检验，且环境规制每提高一个单位，将导致本地区经济水平提高0.688，表明外省环境规制提高会对本地区的经济增长带来正向作用。从总效应下可以看出，在邻接权重矩阵和距离权重矩阵下，环境规制的回归系数均为正且通过1%显著性水平。本地区经济增长不仅由本地区环境规制来带动，相邻地区环境规制也可以带动本地区经济增长。

表5 不同权重矩阵下空间效应分解结果

注: ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

其结果同时也验证了本地区和临近地区固定资产投资增长会带来本地区经济显著增长，本地区固定资产增加1个单位，将会导致本地区经济增长0.246，临近地区固定资产增加1个单位，会带来本地区经济增长0.250；本地区对外开放水平增加1个单位，将会导致本地区经济增长降低0.246，临近地区对外开放水平增加1个单位，会带来本地区经济降低-0.008，但是未通过显著性检验，这可能是因为全国地区发展水平存在较大的差异化所导致。

此外，从总效应看到技术创新和政府力量都对地区经济增长的发展起到促进作用。技术创新每增长1个单位，经济就会增长0.212；政府力量每增长1个单位，经济就会增长0.312。

2.2.3 稳健性检验

空间计量权重矩阵的选择十分重要，本文用距离权重矩阵代替临界权重矩阵进行稳健性检验[24]。结果如表6所示。

表6 稳健性检验

注: ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；括号内表示Z统计值。

结果得出，距离权重矩阵下的各指标正负号和系数与原权重矩阵的结果大致类似，因此，权重矩阵的选取并未对模型结果造成显著影响，同时也增加了原结论的真实性和可靠性。

3 结论和建议

本文基于全国2006—2017 31 个省级面板数据，考察环境规制对经济增长的影响。研究结果得出，本地区环境规制不仅可以促进本地区的经济增长，还会促进邻近地区的经济增长。环境规制对经济增长具有积极的促进作用，验证了波特的结论。人力资本和政府力量也能够有效提升经济发展。在上述研究得出的结论基础上提出如下建议：

1)考虑到环境规制对经济的增长具有较强的空间溢出效应，严格制定区域性环境规制政策，地区之间加强区域环境协同保护，能够有效促进地区经济增长。

2)我国经济的发展整体呈现出“东高西低”的状态，环境规制在空间中也呈现相同的状态，因此，从全国层面应采取差异化环镜规制政策促进经济发展。政府力量在促进经济增长中起到重要作用，因此，各级政府应从促进规制政策的角度出发，多样化实施环境规制政策，倒逼企业进行创新，提高生产力，有效促进经济增长。

3)考虑到人力资本对经济的促进作用。加强对人才建设的培养，企业要积极地与高校寻求合作，建立产学研机制，把科研成果有效地转化，促进经济增长和环境保护。