环境规制强度提升了中国经济增长质量吗

安 孟,张 诚,朱冠平

(1.南开大学 经济学院,天津 300071;2.烟台大学 经济管理学院,山东 烟台 264005;3.西安理工大学 经济与管理学院,陕西 西安 710054)

一、引言和文献综述

中国共产党“十九大”指出:“中国经济已由高速增长转入高质量发展阶段,正处于转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期。”这表明未来经济的增长不再只注重数量,将更重视质量。经过数十年的快速增长,中国总体经济实力和国际影响力不断提升,这一定程度上是长期宽松的环境规制下牺牲环境为代价换取的增长。粗放式的发展,一方面企业在没有承担环境成本的条件下不断扩大生产,加剧了产能过剩,导致结构问题突出、经济运行效率下降;另一方面,随着环境质量的恶化,环境承载能力已经接近临界值,人类总体福利水平下降,不利于经济可持续发展和增长质量的提升[1]。由于环境的公共物品特性、污染的负外部性以及产权不明确等,导致仅依靠市场难以有效地解决污染问题,为了实现可持续发展,需要政府的环境规制政策弥补市场治理的不足。随着经济向高质量发展阶段的转变,环境红利消失、结构失衡、产能过剩等问题都阻碍经济增长质量进一步提升。因此,在日趋严峻的环境形势以及“五位一体”的绿色发展理念下,研究环境规制强度与经济增长质量的关系,对中国环境政策的制定、提升经济增长质量具有重要意义。

随着粗放式经济增长方式弊端的显现,学术界也开始从多个方面研究影响经济增长质量的原因。一是对外开放的角度。随洪光等认为由于外商在华投资存在较大比重的非耐心资本,导致外商直接投资降低了经济增长质量,但是人民币升值具有显著的外商直接投资识别效应,通过提高耐心投资比重改善了外商直接投资对经济增长质量的抑制作用,但也有学者认为外商直接投资通过模仿、竞争和联系效应提高了经济增长质量[2];汪丽娟进一步分区域、分时间、分渠道检验了中国对外直接投资对经济增长质量的正向作用[3]。二是创新角度。辜胜阻等认为核心技术创新是经济高质量发展的基础,提升核心技术创新能力有利于推动经济高质量发展[4];Cinnirella和Streb认为人力资本和创新通过提高生产率从而促进经济增长[5]。三是环境角度。黄清煌和高明认为环境分权进一步加剧了环境规制对经济增长数量的负向作用和对经济增长质量的正向作用[6];陶静和胡雪萍认为环境规制提升经济增长质量存在显著的地区差异性,但也有学者认为环境规制导致成本增加对经济增长质量的提升产生抑制作用[7]。

已有文献已经从多个角度研究了影响经济增长质量的原因,本文关注的是环境规制强度对中国经济增长质量产生何种影响,环境规制强度影响经济增长质量的作用机制是什么?为了回答以上问题,使用熵值法计算了中国省际层面的经济增长质量指数,在此基础上考察了环境规制强度对经济增长质量的影响和作用机制,克服内生性问题、分时段和分地区检验后仍支持本文的结论。本文的贡献在于:一是研究角度层面,以环境规制为切入点研究提升经济增长质量的原因,既是对环境规制强度经济效应的补充,也为经济增长质量的影响因素提供新的解读。二是技术层面,在环境规制强度的测度方面,用熵值法计算环境污染指数,然后用单位产值的污染治理设施运行费用进行修正,既可以反映污染的排放又可以反映治理;明确了经济增长质量的内涵,从经济增长的条件、过程和结果三个维度选取17个基础指标,测算了省际层面的经济增长质量,与单一指标相比提高了研究结果的可信性。三是内容层面,为了提供更多维度的证据,检验了环境规制强度对经济增长质量的作用机制,以及环境规制作用的时间和区域差异。

二、机制分析

为了分析环境规制强度对经济增长质量的影响机制,首先界定经济增长质量的内涵。狭义层面,经济增长质量指经济增长的效率,即进行经济活动时所使用的要素投入与总产出之间的比较;广义层面,经济增长质量是相对于增长数量,包括教育、法律、健康等多方面的内容。经济增长质量的刻画不仅包括动态的过程,还要涉及经济增长的初始条件和最终结果,本文从经济增长质量的条件、过程和结果出发,将环境规制强度对经济增长质量的影响机制概括为创新效应、产业结构效应和生产率效应。

(一)创新效应

根据“波特假说”,竞争优势并不是依赖于静态效率和约束条件下的最优行为,而是依赖改变约束条件下的改进和创新,应该把环境规制作为刺激创新、增强竞争力的来源,而不是简单的将其理解为成本项目[8]。从短期看,环境规制的实施在提高社会总体福利的同时损害了厂商的利益,导致企业的生产成本增加,可用于技术研发的资金减少,不利于创新。但从长期看,当面临环境规制的约束时,企业为了生产出合规的产品以及实现自身利润最大化,通常会采取两种方式:一是提高治理污染的水平,减少现有生产规模下的污染排放;二是改进生产工艺,提高企业的整体生产率,虽然这种方式无法降低生产过程中的污染排放,但是生产率的提高可以抵消环境规制对企业利润造成的负面影响。无论哪种方式,都会促使企业增加研发投入,推动创新活动的开展。因此,一定强度的环境规制可以激励企业进行创新、优化资源的合理配置,通过改进技术降低污染,获得“创新补偿”,不仅弥补了企业的规制成本,还提高了企业的收益,可以支付由环境规制带来的成本,促进生产工艺的改进和企业竞争能力的提高,最终在改善环境质量的同时提高经济增长质量。

基于上述分析,本文认为适当的环境规制强度,激发企业进行创新,提高了技术水平,对经济增长质量产生积极作用,由此提出第一个假设:

H1:环境规制强度通过创新效应提高了经济增长质量

(二)产业结构效应

首先,环境规制通过设置无形壁垒筛选进入市场的经济主体,调整市场主体的构成,通常通过两种方式影响企业的进入:一是要求新进入的企业安装治污设备实行清洁生产,这增加了企业前期的资金投入,提高了企业的必要资本量,对新进入的企业形成资本壁垒;二是要求新进入的企业执行更严格的环境标准,这对企业的生产设备、流程和污染物的排放技术标准要求更高,从而对企业进入形成技术壁垒。因此,环境规制优化了该地区进入企业的结构,对该地区的产业结构升级产生正向作用。同时,随着环境规制的实施,消费者的观念和需求偏好也会改变,对环保产品的需求增加,消费结构的变化又会促进企业调整生产计划,改变产品的类型和规模,满足人们对绿色环保产品的需求,清洁绿色环保产业的占比将会上升,从而推动本地区产业结构升级。

其次,环境规制的实施增加了污染密集型产品的成本,为了规避这一成本,污染较高的企业将从高规制地区向低规制地区转移,同时为本地区其他企业的生产释放要素,从而优化本地区的产业结构。同时,环境规制致使企业以及产业内部进行“洗牌”,促使企业不断调整生产、优化资源的再配置,降低高污染产业的比重,通过转移污染严重的产业、缩减生产规模提高清洁产业的占比,达到保护环境和产业升级的目的[9]。合理的环境规制激发了企业环保节能技术研发的动力,促使企业不断进行环保技术创新和清洁生产,促进产业结构向绿色化转变。此外,随着环境规制体系的完善,不达标的产品将被迫停产,失去国内外市场,促使企业加大环保型产品的生产和进出口,进出口商品的结构也会改善,这都有利于产业结构优化。

根据以上分析,环境规制强度致使污染严重的企业被淘汰出市场,促使企业进行绿色生产,加上消费者对绿色产品的需求增加,这都有利于优化产业结构,最终提高经济增长质量,由此提出第2个假设:

H2:环境规制强度通过优化产业结构提高了经济增长质量

(三)生产率效应

在激烈的市场竞争中,企业要想获得消费者的认可,就会在遵循环境规制的同时,根据消费者的需求寻求新的商机,通过创新活动提高企业生产率,实现环境保护和企业长久发展的目标。在这一过程中,企业也会在满足消费者偏好的同时,提高生产率,获得更多的市场份额。

在资源和资金的双重约束下,企业增加治污方面的成本就会影响生产经营方面的开支,对生产率产生影响,当生产率下降到企业无法承受的程度,企业就会被淘汰出市场。由环境规制成本上升导致低效率的企业被高效率的企业兼并或退出市场,同时企业原有的资源流向高效率企业,行业内部的资源得到更有效的配置,并在优化配置中提高了整个行业的平均生产率,最终提高经济增长质量。

根据上述分析,企业遵循环境规制的同时,为了获得市场份额,提高创新能力和生产率[10];环境规制成本促使资源流向高生产率企业,降低污染的同时提高整个行业的生产率,最终提高经济增长质量,由此提出第3个假设:

H3:环境规制强度通过生产率效应提高了经济增长质量

综合以上分析,本文认为环境规制强度通过创新效应、产业结构效应和生产率效应提高了经济增长质量。

三、模型、变量和数据

(一)模型的设定

本文主要考察的是环境规制强度对经济增长质量的影响及作用机制,为此构建如下的基准模型:

qualit=α1+β1ERit+δ1Xit+εit

(1)

其中,i和t分别表示省份和时间;qual表示经济增长质量指数;ER表示环境规制强度;X为控制变量,主要包括外商直接投资(FDI)、政府支持(Gov)、人力资本(Hu)、城镇化(Urb)、基础设施(Inf)、工业发展水平(Ind)、对外直接投资(OFDI);ε为随机扰动项。

考虑到经济增长具有较强的趋势继承性,引入其滞后一期进行动态面板回归,模型设定为:

qualit=α2+λqualit-1+β2ERit+δ2Xit+εit

(2)

(二)变量说明

1.经济增长质量

基于经济增长质量的内涵,借鉴钞小静和廉园梅的做法,从“创新、协调、绿色、开放、共享”的理念出发,考虑到区域之间发展的差异性、指标选取的稳定性,分别从经济增长的条件、过程和结果三个方面构建了包含17个基础指标的经济增长质量指标体系,见表1[11]。

表1 经济增长质量指标体系

在测度方法上,考虑到熵值法可以降低赋权时主观因素的干扰,精确地计算各省区的经济增长质量指数,本文使用熵值法对经济增长质量指标体系各个层面的基础指标进行赋权,由此合成经济增长质量指数,具体过程如下:

首先,为了消除各基础指标之间量纲的影响,运用极值对经济发展质量体系中各基础指标进行标准化处理。由于基础指标涉及正向和逆向指标两种,对其标准化处理也分为两种:

(3)

(4)

计算熵值时为了避免标准化后取值为0的情况,对标准化后的数值进行小幅度的平移:

(5)

第j项指标的熵值为:

(6)

指标权重为:

(7)

根据所得的权重,采用线性加和的方式来计算各省域的高质量指数quali:

(8)

其中,i为省份,j为各基础指标,max(xij)和min(xij)分别表示xij的最大值以及最小值。

2.环境规制强度

参考安孟和张诚的做法,首先选取工业废水、工业废气、工业固体废弃物、工业烟粉尘(1)2010年之前工业烟尘、粉尘是分开公布的,但在2010年之后合并为烟粉尘,因此将2010年之前的烟尘、粉尘加总计算烟粉尘排放量。排放量和工业二氧化硫排放量使用熵值法计算环境污染指数(EP)。考虑到污染程度较高的省区不一定具有较强的环境规制,污染程度较高也可能是由较弱的规制导致[12],因此对环境污染指数用单位产值的污染治理设施运行费用进行修正,即ERit=EPit/UPTCit,其中UPTC为单位产值的污染治理设施运行费用。这样,与以往仅考虑环境治理投入和单纯用环境污染表示环境规制强度的指标相比,较强的环境规制不仅表现为污染治理投入的增加,还表现为污染程度的降低。

3.控制变量

外商直接投资(FDI):外资的进入不仅为本土经济发展注入充足的资金,还可以通过竞争和示范效应促进本土企业研发创新,提高要素使用率和生产率,进而促进经济增长质量的提升,用实际利用外商直接投资额在GDP中占比表示[13];政府支持(Gov):政府的直接采购和投资都能够有效拉动需求,进而提高经济增长质量,但是由于政府的作用可能会挤出私人投资,对经济增长产生负向影响,用财政支出在GDP中的占比表示;人力资本(Hu):作为创新的基础,人力资本丰富的地区更有潜力进行研发,提高干中学能力,更有效地学习和利用新技术,从而提高创新能力,提升经济增长质量,用劳动者平均受教育年限的对数值来表示;城镇化(Urb):城镇化带动了农村人口有序向城镇地区流动,推动了人口集聚,为经济增长提供充足的劳动要素供给,农村人口的流入还会释放人口红利,带动产业结构升级,有利于经济增长质量的提升,用城镇人口在总人口中的占比表示[14];基础设施(Inf):完善的基础设施可以减少要素流动的时间和成本,给经济活动的开展带来便利,但是由于中国的基础设施建设主要依靠政府融资,导致资金来源不足,致使基础设施的作用大打折扣,用地区邮电业务量在GDP中的比重来表示[15];工业发展水平(Ind):工业发展通过影响产业结构和就业作用于经济增长,用第二产业产值在GDP中占比表示;对外直接投资(OFDI):通过对外直接投资可以获得东道国先进的研发资源,通过逆向溢出促进母国技术进步,OFDI还可以获得当地自然资源以及各种无形资产等要素从而影响母国的经济增长质量,用对外直接投资额在GDP中的占比来表示[16]。

(三)数据说明

本文选取除西藏外2003—2017年中国30个省(市、自治区)的面板数据为样本,经济增长质量中各基础指标原始数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、各地区历年统计年鉴和《中国统计年鉴》;环境规制强度指数的原始数据来源于《中国环境年鉴》;外商直接投资、政府支持、人力资本、基础设施、工业发展水平的原始数据来源于各地区历年统计年鉴和《中国统计年鉴》;城镇化数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》;对外直接投资的原始数据来源于《中国对外直接投资公报》。对于少量的缺失数据用线性插值法补齐,同时为了避免异常值造成的偏误,对环境规制强度的原始数据进行3%的双边缩尾处理。主要变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量描述性统计

四、实证结果与分析

(一)基准回归

本文首先考察的是环境规制强度是否影响经济增长质量的问题,表3为环境规制强度对经济增长质量的回归结果。第(1)列仅以环境规制强度对经济增长质量进行简单回归,环境规制强度的系数为0.855在1%的水平上显著;第(2)列在简单回归的基础上加入控制变量,环境规制强度的系数为0.579在1%的水平上显著;第(3)和(4)列分别控制省份和时间固定效应,环境规制强度的系数依然显著为正且高度显著,表明随着环境规制的增强,经济增长质量提高,环境规制提高了中国经济增长质量;第(5)列为省级层面的稳健聚类标准误,以减少未控制的省级特征对回归结果的影响。

表3 基准回归结果

从影响经济增长质量的其他因素看,人力资本的系数为0.630在1%的水平上显著,较高的人力资本代表较高的劳动质量,因而相对于数量而言,人力资本可以实现二次人口红利,提高了技术的吸收能力和技术进步的贡献率,促进了研发创新和劳动生产率的提高,从而对经济增长质量产生正向作用[17]。城镇化的系数为0.278在5%的水平上显著,城镇化促进了农村人口向城镇地区的转移,有利于改善城乡二元结构、消费投资结构,消化城镇地区过剩的产能,提高资源利用率,促进了产业集群,提供适宜的创新环境,从而提高了经济增长质量。对外直接投资的系数为0.429在1%的水平上显著,对外直接投资有助于母国获得东道国先进的技术和研发资源,通过逆向技术溢出带动了母国的技术进步,在全球范围内参与生产会面临更强的竞争,迫使OFDI企业进行创新和研发,而且通过对外投资的方式可以合理的避开贸易壁垒,便利的获得国外的各种所需资源和高端的劳动要素,提高企业的生产率,最终提高经济增长质量。并未发现其他控制变量对经济增长质量的显著作用[18]。

(二)机制检验

上述研究表明环境规制强度提高了经济增长质量,那么环境规制强度对经济增长质量的促进作用是由创新、产业结构以及生产率效应引起的吗?为了回答这一问题,构建如下的计量模型进行中介效应检验:

Mit=γ1+η1ERit+λ1Xit+εit

(9)

qualit=γ2+η2ERit+κMit+λ2Xit+εit

(10)

其中,i和t分别表示省份和时间;M为中介变量,包括创新效应(Inno),用创新效率表示。考虑到创新过程中的效率损失,选择超越对数生产函数计算,具体形式如下:

(11)

其中,RDY为创新产出,RDK为创新的资本投入,RDL为创新的劳动投入,t为时间趋势变量,vit为随机误差项,ui为效率损失项。原始数据来源于各地区历年《中国科技统计年鉴》。创新效率TE为实际产出的期望与随机前沿面产出的期望的比值,即:

(12)

产业结构效应(IS)借鉴于斌斌的做法,用修正的泰尔指数表示,计算公式为[19]:

(13)

其中,TL为泰尔指数,Y、L、N别表示总产值、就业人数、产业部门总数,数据来源于各省历年统计年鉴和《中国统计年鉴》;生产率效应(Prod)用C-D生产函数计算的索罗余值衡量,数据来源于《中国劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》;X为控制变量,与模型(1)一致。

表4为环境规制强度对经济增长质量的中介效应检验结果,第(1)列环境规制强度的系数为0.251在1%的水平上显著,表明环境规制强度促进了创新;第(2)列环境规制强度的系数为0.239在10%的水平上显著,表明环境规制强度优化了产业结构;第(3)列环境规制强度的系数为0.216且高度显著,表明环境规制强度提高了生产率。第(4)列环境规制强度和创新的系数均为正且高度显著,表明环境规制通过创新效应提高了经济增长质量,这是因为企业面临环境规制的约束,进行创新改进生产技术,实施绿色生产,降低污染的同时增强了企业竞争力,提高了经济增长质量,这验证了假设H1。第(5)列环境规制强度和产业结构的系数均为正且显著,表明环境规制通过产业结构效应提高了经济增长质量,这是由于环境规制使得污染严重的企业被淘汰出市场,促使企业进行绿色生产;消费者的环保意识增强,对环保产品的需求增加,这有利于产业结构升级,最终提高经济增长质量,这验证了假设H2。第(6)列环境规制强度和生产率的系数均为正且显著,说明环境规制强度通过生产率效应提高了经济增长质量,这是因为企业遵循环境规制的同时,环境规制成本导致低生产率企业退出市场,资源随之流向高生产率企业,降低污染的同时提高了整个行业的生产率,最终提高经济增长质量,这验证了假设H3。第(7)列中环境规制以及三个中介变量的系数均为正且显著,说明环境规制强度对经济增长质量的作用为不完全中介效应。综合上述分析,环境规制强度既直接提升了经济增长质量,还通过创新、产业结构和生产率效应对经济增长质量的提升产生间接促进作用。

表4 环境规制与经济增长质量机制检验

(三)稳健性检验

1.内生性问题

考虑到模型中的解释变量可能存在内生相关以及影响经济增长质量的其他变量没有引入模型而导致外生变量内生化,引入经济增长质量的滞后一期作为工具变量进行系统GMM回归,结果如表5(1)列所示。AR(1)的p值为0.02,AR(2)的p值为0.276,Sargan值大于0.1,这说明模型选择的工具变量是合理的。经济增长质量的滞后项系数为0.843在1%的水平上显著,说明经济增长质量具有较强的趋势性,前一期的经济增长质量会影响当期;环境规制强度的系数为0.226在5%的水平上显著,支持本文的核心结论:环境规制强度提高了经济增长质量。

表5 稳健性检验

2.环境规制强度指数再计算

对环境规制强度的研究,不同文献选取的指标不同,考虑到本文选取的环境规制强度计算方法可能对结论造成影响,借鉴沈坤荣等的做法,选取工业废水、工业废气、工业固体废弃物、工业烟粉尘、工业二氧化硫排放量采用熵值法计算的环境污染综合指数作为环境规制强度的代理指标,重新进行检验[20],结果如表5(2)列所示。环境规制强度的系数为0.019在10%的水平上显著,说明环境规制强度提高了经济增长质量,更换核心解释变量的计算方法后,本文的主要结论依然成立。

3.分时段检验

本文考察的样本时间跨度15年,考虑到2008年经济危机对中国经济的冲击可能会导致环境规制强度对经济增长质量的影响效果存在差异,因此本文以2008年为节点将样本分为2003—2008年和2009—2017年两个时间段,进一步检验两个时间段内环境规制强度对经济增长质量的影响,结果如表5(3)和(4)列所示。2003—2008年和2009—2017年两个时间段环境规制的系数均为正且显著,分时段检验支持环境规制强度提高经济增长质量这一结论。进一步比较两个时间段的系数发现,2009—2017的样本系数大于2003—2008年,可能原因是2008年以后,随着中国经济复苏,相对于以往粗放的发展方式,更加注重环境质量,从依赖生产要素的投入转向依赖技术和创新,生产率提高,产业结构不断优化,环境规制强度对经济增长质量的促进作用更强。

4.分地区检验

环境污染程度的差异导致地区之间环境规制不同,因此环境规制强度的作用可能存在异质性,使用环境污染综合指数衡量环境污染,以中位数为基准将样本划分为高低两组分别进行检验,结果如表5(5)和(6)列所示。无论是高污染地区还是低污染地区,环境规制强度的系数均为正且显著,支持环境规制强度提高了经济增长质量这一结论。对比两者的系数发现,环境规制强度对高污染地区经济增长质量的作用明显大于低污染地区,这可能是因为高污染地区环境规制更严格,对企业污染排放以及技术要求更高,迫使企业提高创新能力和生产率,因此对经济增长质量的促进作用更强。

五、结论与启示

本文首先采用熵值法测算了经济增长质量,然后借助中国2003—2017年的省际数据实证考察了环境规制强度对经济增长质量的影响,并就其中的作用机制进行中介效应检验。研究发现:第一,随着环境规制的增强,经济增长质量提高,环境规制强度显著提升了经济增长质量;第二,环境规制强度对经济增长质量的作用为不完全中介效应,不仅直接提升了经济增长质量,还通过创新效应、产业结构效应和生产率效应间接作用于经济增长质量;第三,分时段检验发现,2003—2008年和2009—2017年两个时间段内,环境规制强度均显著提升了中国经济增长质量,但是2009—2017年环境规制强度对经济增长质量的影响作用更强;第四,分区域检验发现,无论是高污染地区还是低污染地区,也支持环境规制强度提升了经济增长质量这一核心结论,而且环境规制强度对高污染地区经济增长质量的作用明显大于低污染地区。

上述基于经济增长质量的结论为环境规制领域的相关研究提供新思路,也为政策的制定提供一定的依据。在中国经济高质量发展时期,环境规制在促进创新、优化产业结构和提高生产率方面发挥积极作用,但是目前中国环境规制还存在不完善性、执行效率较低等问题,因此要继续完善环境规制制度,提高环境政策的执行效率,从而进一步改善环境质量,激发创新,提高生产效率,促进经济增长质量的提升,共同实现环境效益和经济效益。环境规制对经济增长质量的影响是动态变化的,不应该一味的增强环境规制,应该根据经济发展状况,实时做出调整,避免过高的环境规制成本导致创新补偿不足。