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環境規制對我國區域工業增長影響的實證研究

2011-12-31 00:00:00胡飛
現代管理科學 2011年11期

摘要:文章運用計量模型實證檢驗了我國東部、中部和西部地區環境規制對工業增長的動態影響。實證結果表明,東部和中部地區環境規制對工業增長具有正向影響,西部地區環境規制未對工業增長產生積極的促進作用。基于此,文章指出,西部地區工業企業應進一步提高技術創新能力,以提升環境規制的“創新補償效應”。

關鍵詞:環境規制;工業增長;動態效應

一、 問題的提出

隨著環境問題變得日益突出,環境規制是否影響被規制產業的增長已引起理論界的高度關注。對于這一問題,學界并未達成共識。一些學者認為,環境規制會導致企業生產率和產出的下降,不利于被規制產業的增長,而另一些學者卻認為,適度的環境規制可以推動被規制企業實施技術創新,促進其全要素生產率的提升,從而有助于被規制產業的增長。例如,W.Kip Viscusi(1983)指出,環境規制的當前水平、預期水平以及不確定性會對企業的當前投資決策產生重要的影響,從而會導致產量發生變化。Michael E Porter Claas Van der Linde(1995)認為,恰當設計的環境規制可以推動被規制企業實施技術創新,提高資源使用效率,產生“創新補償效應”,進而抵消環境規制所產生的“成本效應”,促進企業競爭力的提升。Paul Lanoie等人(2008)運用加拿大魁北克的制造業數據對“波特假說”進行了再檢驗。實證結果表明,從環境規制對生產率影響的動態效應來看,環境規制對制造業全要素生產率的負面影響較小,甚至為正,從而驗證了“波特假說”;另外,在低污染密集度行業,“波特假說”更容易成立。Aaron G Benson C.Richard Shumway(2009)分析了環境規制對美國藍草種子產業的影響。其研究得出:盡管環境規制使得美國藍草種子產業的生產成本不斷上升,但是美國藍草種子的產量卻不斷增加。兩位學者通過實證研究解釋了這一矛盾現象,其認為,這主要是因為環境規制所帶來的“創新補償效應”抵消了“成本效應”。此外,關于中國環境規制與工業增長之間的關系,近年來一些學者對其也進行了探討。例如,于同申和張成(2010)研究得出,我國環境規制是工業增長的Granger成因,環境規制對工業增長的促進作用在長期要比短期更為明顯。李孝林和廖凱(2011)指出,中國環境規制并未導致工業增長的減緩。

總體來看,當前學界對我國環境規制對工業增長影響的動態效應關注較少,并且未對我國東部、中部和西部地區環境規制與工業增長之間的關系進行詳細的比較研究。基于此,本文通過構建計量模型,對我國東部、中部和西部地區環境規制與工業增長之間的關系進行系統、深入的分析,以拓展現有的研究。

二、 實證模型的構建、樣本選取與數據來源

1. 實證模型的構建。借鑒Paul Lanoie等人(2008)、魏守華等人(2010)、曾先峰(2010)以及賴永劍和朱衛平(2011)的研究,為了分析我國東部、中部和西部地區環境規制與工業增長之間的關系,本文構建以下半對數模型:

LnAVit=αit+β1ERit+β2ERit-1+β3ERit-2+β4ERit-3+β5LnKit+β6LnLit+β7OFDIit+β8HRit+εit(1)

在實證模型(1)中,AVit表示t年i地區的工業增加值,其用于反映t年i地區的工業增長情況。ERit表示t年i地區的環境規制強度,ERit-1表示t-1年i地區的環境規制強度,ERit-2表示t-2年i地區的環境規制強度,ERit-3表示t-3年i地區的環境規制強度。本文用工業廢水排放達標率作為環境規制的代理指標。需要說明的是,之所以在實證模型(1)中同時加入一期滯后、二期滯后和三期滯后的環境規制變量,主要是為了考察環境規制對工業增長影響的動態效應。Kit表示t年i地區的固定資產凈值年平均余額,本文用其表示i地區工業部門的資本投入情況。Lit表示t年i地區工業部門全部從業人員的年平均人數,其用于反映i地區工業部門的勞動力投入情況。OFDIit表示t年i地區工業部門的外資開放度,其用i地區外商投資和港澳臺商投資工業企業的總資產與規模以上工業企業的總資產之比進行表示。HRit表示t年i地區的人力資本水平,本文用t年i地區6歲及6歲以上人口中大專及以上文化程度人口所占的比重作為其代理指標。

2. 樣本選取與數據來源。基于現有的統計數據,變量ERit-1、ERit-2和ERit-3的時間跨度分別為2002年~2006年、2001年~2005年和2000年~2004年,其余變量的時間跨度均為2003年~2007年。另外需要說明的是,由于西藏自治區的統計數據不夠完整,因此,在實證分析中,本文未將西藏納入樣本地區之中。數據來源方面,各地區工業廢水排放量和工業廢水排放達標量來源于中經網統計數據庫,其余數據根據國研網統計數據庫中的相關數據整理、計算而得。

三、 實證結果

1. 東部地區的實證結果。依據中經網的劃分標準,東部地區包括:北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西和海南。通過F檢驗和Hausman檢驗發現,表1第(1)列至第(4)列的模型應設定為隨機效應模型,第(5)列模型應設定為固定效應模型。利用Eiews6.0統計軟件,對東部地區的實證模型進行估計,模型的回歸結果見表1所示。需要說明的是,為了避免異方差問題的產生,并克服序列相關,本文采用的估計方法為橫截面加權的PCSE方法。

由表1第(1)至第(4)列的回歸結果可以看出,東部地區工業廢水排放達標率的即期值、一期滯后值以及三期滯后值的變動對當期工業增加值均有顯著的正向影響;由第(5)列的回歸結果可知,如果以四年為考察期,東部地區的環境規制對其工業增長具有顯著的促進作用。換言之,東部地區環境規制對工業增長影響的動態效應為正。這說明,對于東部地區而言,環境規制導致了有利于工業企業發展的誘致性技術創新。另外,由控制變量的回歸結果可知,資本投入對東部地區工業增長具有顯著的正向影響,勞動力投入與工業部門的外資開放度對東部地區工業增長的影響不穩定。人力資本未對東部地區工業增長產生顯著的影響。

2. 中部地區的實證結果。依據中經網的劃分標準,中部地區包括:山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南。F檢驗和Hausman檢驗結果表明,表2第(1)列至第(5)列所示的模型均應設定為固定效應模型。與上文一樣,為了提高回歸結果的準確度,運用橫截面加權的PCSE方法對中部地區的實證模型進行估計,估計結果見表2所示。

依據表2第(1)列至第(4)列的回歸結果可知,解釋變量ERit-2和ERit-3的回歸系數顯著為正。這意味著,對于中部地區而言,環境規制會在其實施后的第二年和第三年促進工業增長。由表2第(5)列的回歸結果可知,中部地區環境規制對工業增長影響的動態效應亦為正。顯而易見,中部地區的工業企業對環境規制較為敏感,環境規制會加快其生產技術的創新。另外,由表2的回歸結果可知,資本投入與中部地區的工業增長之間具有顯著的正相關關系,勞動力投入與工業部門的外資開放度對中部地區工業增長的影響不穩定。人力資本未對中部地區工業增長產生顯著的影響。

3. 西部地區的實證結果。根據中經網的分類標準,本文實證分析中的西部地區包括:重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。通過F檢驗和Hausman檢驗發現,表3第(1)列至第(5)列所示的模型應設定為固定效應模型。運用橫截面加權的PCSE方法對西部地區的實證模型進行估計,回歸結果見表3所示。

由表3第(1)列至第(4)列的回歸結果可知,西部地區的環境規制未在即期、滯后一期、滯后兩期和滯后三期促進工業增長。而從表3第(5)列的回歸結果可以看出,在四年考察期內,西部地區環境規制未對工業增長產生顯著的正向影響。究其原因,這可能是因為相對于東部和中部地區的工業企業而言,由于受科技資源、制度環境等因素的限制,西部地區工業企業的技術創新能力不強,當面臨環境規制時,其并不能有效地實施RD資源的調整和優化,開發出適宜的新技術。這從現有的研究中也可以找到相關的經驗證據,如張成等人(2011)研究發現,西部地區的環境規制對其技術進步有一定的負面影響。此外,由表3可知,資本投入對西部地區的工業增長具有顯著的正向影響,其他因素未對西部地區工業增長產生顯著的影響。

四、 結論與啟示

在“十二五”時期,如何協調環境規制與工業增長之間的關系是一個值得探討的重大現實經濟問題,研究環境規制與工業增長之間的關系具有重要的實踐價值。本文實證結果表明:由于東部和中部地區工業企業的技術創新能力較強,東部和中部地區在實施環境規制過程中,工業部門的“創新補償效應”較大,在四年考察期內,環境規制對二者工業增長具有正向影響;而對于西部地區來說,其工業企業技術創新能力較弱,環境規制產生了較大的“成本效應”,工業部門的“創新補償效應”較小,這使得,在四年考察期內,西部地區環境規制并未對工業增長產生顯著的正向影響。為了減少環境污染,改善生態環境,適度加強環境規制是未來我國各地區的重要政策取向。基于本文的實證結果,筆者認為,當前我國各地區的工業企業應進一步提升技術創新能力,以不斷增大環境規制的“創新補償效應”。對于西部地區的工業企業而言,這一點尤為重要。只有如此,才能更好地協調環境規制和工業增長之間的內在關系,實現環境保護與工業增長的并行不悖。

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基金項目:安徽省高校省級人文社科研究項目(項目號:2011sk634)。

作者簡介:胡飛,上海財經大學國際工商管理學院博士生。

收稿日期:2011-08-16。

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