我國東中西部環境規制與經濟增長關系的區域差異性分析

馬 媛

（山東科技大學經濟管理學院，山東青島 266590）

0 引言

經濟發展的步伐，也伴隨著環境污染問題加重，各國政府在關注經經濟規制的同時，也開始重視環境規制問題[1]。關于環境規制和經濟增長關系，經濟學界存在兩種說法，其一是加強環境規制則對經濟增長產生影響，環境規制和經濟增長是“兩難困境”關系[2][3]；其二是環境規制和經濟增長兩者之間不存在矛盾，環境規制和增長之間是一致的[1][4]。兩種說法都各有其理。Jaffe and Palmer(1997)以美國工業的污染為研究對象，發展其控制成本與創新活動之間存在關系，污染控制支出促進企業研發數量，但是，企業達到環境標準的要求下的研發工作，對企業產生的商業價值十分小[5]。Lanjouw and Mody(1996)利用美國、日本和德國數據，研究發展，專利發明和企業減排防污染存在一定聯系[6]。到底環境規制與經濟增長之間存在什么樣的關系呢。我國國內學者也深入此方面進行了相關研究，并具有很高的參考價值。孔祥利，毛毅（2010）對中國30個省市區進行面板回歸研究，研究發現，我國環境規制水平與經濟增長的關系呈現出明顯的區域差異性。長期內，東、中、西部地區環境規制水平與經濟增長存在格蘭杰因果關系，短期內，環境規制水平對東部地區的經濟增長影響顯著，而對于中部地區經濟增長狀況影響不顯著，西部地區經濟增長是環境規制水平上升的格蘭杰因果關系。據此應當采取相應的政策措施，以促進中國各區域環境規制與經濟增長的良性互動和協調發展[7]。于同申和張成（2010）研究認為，首先環境規制和經濟增長之間存在一定的長期穩定關系；其次,環境規制和經濟增長之間互為格蘭杰因果關系；最后,環境規制強度的提高與經濟增長率提升出現正比例發展,正比例增長關系在長期要比短期更為明顯。因此根據國內外的研究成果證明，我國環境規制能夠產生對經濟發展的“補償效應”和“優化效率”效應，這種效應在彌補了環境規制的帶來的企業成本同時，還能通過創新提高生產效率和企業市場競爭力，從來實現環境規制水平和經濟增長的雙向良好發展[8]

然而盡管國內外的學者對環境規制與經濟增長關系的研究文獻很多，但絕大多數沒有從區域的研究視角出發來看待我國東中西部的環境規制與經濟增長關系的差異性問題，他們之間的關系是不是受到區域差異的影響也是一個有待證明的問題。另外目前的研究文獻中，對于環境規制與經濟增長關系和差異性問題，很少有人采用面板數據的研究方法，面板數據回歸方法綜合了截面數據的橫向信息和時間序列數據的縱向信息，使得研究結果更加具有準確性和說服力。

1 模型變量和數據

1.1 模型構建

在針對環境規制和經濟增長關系的實證研究中，環境規制除了受到經濟增長的影響外，還有其他因素的影響，我們采用與環境規制密切相關的4個解釋變量，借鑒柯布-道格拉斯函數的雙對數經驗模式，建立面板數據模型如公式（1）：

其中i代表除西藏和港澳臺外的中國的30個省市區，t代表不同的年份，t0=1995。

靜態面板數據模型可以描述環境規制與經濟增長等因素間當期的對應關系，β是各個影響因素的參數估計值，其中，β1-4衡量了影響因素的當期影響度。LNHJGZit表示i地區t年環境規制狀況，LNJJZZit表示i地區t年的經濟增長狀況，LNCYJGit表示i地區t年產業結構狀況，LNCXTRit表示i地區t年地區創新投入總值，LNSCXLit表示i地區t年地區企業生產效率，μit表示隨機干擾項。

為了解決DF檢驗中出現隨機干擾項的自相關問題，Dicky和Fuller對DF檢驗中不足的地方進行了擴展，從而形成了ADF檢驗。ADF檢驗是通過下面三個模型來實現的：

模型1

模型2

模型3

模型3是既有截距項又有趨勢項，模型2只有截距項，模型1既無截距項有無趨勢項。模型3中t是表示時間的趨勢項。三個模型的虛擬假設都是H0:δ=0,即存在單位根。

為了進行協整檢驗，變量在某一時期受到干擾偏離其均衡狀態時，在外來某個時期會自動回到其均衡狀態。假設Y與X間的長期均衡關系為公式(5)所描述：

在時期t，假設X的變化量為ΔXt，如果變量X與Y在時期t和t-1末期仍滿足它們間的長期均衡關系，則Y的相應變化量ΔYt的表達式為公式(6):

一般情況下，如果n個序列都是d階單證的，存在向量α=(α1,α2...αn)，使 得Zt=αX't～I(d-b)，其 中 ，b＞0,Xt～(X1t,X2t,...,Xnt),則認為序列X1t,X2t,…,Xnt是（d,b）階協整。由此可見，如果兩個變量都是單證變量，只有他們的單整階數相同時，才可能協整。

1.2 變量解釋

對于被解釋變量環境規制(LNHJGZ)，用各地區歷年工業污染治理投資完成額除以就業總量來表示，并對此取對數值。

對于解釋變量，省域經濟增長狀況(LNJJZZ)：一個地區的經濟發展狀況會對環境產生影響，往往經濟發展較早的地區，更加需要環境規制策略，本文采用各省歷年地區生產總值，取對數來表示，時間序列均以1995為基期；產業結構(LNCYJG)：產業結構反映了第二產業所占比例，由于環境污染大部分是第二產業發展引起的，所以產業結構和環境規制之間存在關系，本文以各省“第二產業除以第三產業產值”的對數值，第二產業與第三產業也均以1995為基期；創新投入水平(LNCXTR)：創新投入過高，對環境規制投入的研究就越多，環境規制的效果就愈好，采用各省歷年來的“創新投入總額”的對數值；企業生產效率(LNSCXL)：企業生產效率的高低，決定了企業采用什么樣的發展方式，影響環境規制水平。采用各省歷年“工業企業勞動生產率和資本生產率的平均值”的對數值。

1.3 數據來源

所有數據均來自于歷年《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、各省統計年鑒(1990～2010)、《新中國六十年統計資料匯編》，所有結果均是在Eviews6.0里面運行完成的。

2 環境規制與經濟增長關系實證研究

為了確保結果的穩定性增強對比，文中使用混合最小二乘、個體固定效應模型和隨機效應模型等三種方法，分別對東、中、西部地區環境規制與經濟增長的關系進行模擬，結果如表1。

表1 東部地區面板數據回歸估計結果

根據表1東部地區面板數據回歸估計結果，混合最小二乘估計和隨機效應模型下，LNSCXL的參數估計值是不顯著的，除此之外其他情況均通過1%的顯著性水平檢驗。此外，三個模型的R2均在0.9以上，說明東部地區環境規制與經濟增長關系的模型擬合的很好。通過hausman檢驗發現個體固定效應要好于隨機效應，因此我們主要分析個體固定效應模型。個體固定效應模型中，LNJJZZ和LNCYJG是影響東部地區環境規制的最主要的因素，影響度分別為0.66和0.51，說明在其他變量不變的情況下，各省域經濟每增長1%，省域環境規制水平將提升0.66%；產業結構參數估計值為0.51，說明在其他變量不變的情況下，產業結構的比值每增長1%，省域環境規制將增加0.51%，因此第二產業比例越高，省域環境規制水平要求越高；LNCXTR和LNSCXL的參數估計值為0.22和0.01，說明在其他變量不變的情況下，東部地區創新投入和企業生產效率每增加1%，將會推動東部區域環境規制水平提升0.24%和0.01%。以上實證結果表明，東部地區持續穩定的經濟發展是環境規制降低的主要動力。產業結構與環境規制成正比，第二、三產業與第一產業的比值越大，環境規制要求越高，產業結構的升級對區域環境規制的水平提升，有積極的促進作用。該文研究結果與我國其他學者研究結果相互對應。

表2 中部地區面板數據回歸估計結果

從表2中可以看出，中部地區環境規制和經濟增長關系的實證分析中，混合最小二乘估計中的LNCXTR和常數項僅通過10%的顯著性水平檢驗，而隨機效應模型中LNCYJG和LNCXTR的參數估計值均是不顯著的，其他情況下變量均通過了5%的顯著性水平檢驗，通過hausman檢驗發現固定效應好于隨機效應，因此，我們仍然采用個體固定效應進行分析。與東部地區一樣，影響中部地區環境規制水平的兩個重要因素也是經濟增長狀況和產業結構，參數估計值為0和0.22，這意味著經濟增長狀況和產業結構每增加1%，環境規制水平將增加0和0.22%。由于此時的顯著性水平檢驗也顯示，經濟增長的參數估計值是不顯著的，所以中部地區經濟增長對環境規制的影響不顯著。中部地區創新投入LNCXTR和企業生產效率LNSCXL的參數估計值為0.17和0.13，說明二者每增加1%，省域環境規制水平將增加0.17%和0.13%，與東部地區相比經濟增長對中部地區環境規制的影響不明顯。但是中部地區創新投入對環境規制水平影響比較明顯。

表3 西部地區面板數據回歸估計結果

從表3可以看出，混合最小二乘估計和隨機效應模型下的檢驗效果均不如個體固定效應的檢驗結果好，通過運用hausman檢驗發現，個體固定效應模型也比隨機效應模型好，因此我們繼續運用個體固定效應模型對西部地區的環境規制水平和經濟增長關系進行實證檢驗，在個體固定效應模型下，經濟增長對環境規制水平的影響度比較高，影響系數為0.71.并且通過了1%的顯著性水平檢驗，所以西部地區經濟增長相比較東部和中部，其影響效果最為顯著。同理，西部地區產業結構對環境規制效果影響也比較明顯。西部地區經濟發展比較落后，第二、三產業發展不足，因此一旦第二產業增加將會對環境規制的影響比較顯著。另外西部地區的創新投入和企業生產效率的影響度不如東部地區顯著。對于經濟發展的東部在創新投入和企業生產效率提高上比較具有優勢，所以這種情況比較符合現實情況。

3 相關的基本檢驗

3.1 平穩性檢驗

進行面板數據模型實證分析，必須確保數據平穩性，因為數據不平穩影響回歸結果，出現偏差。目前面板單位根檢驗主要有四種，分別為LLC檢驗、Breintung檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗，其中LLC和Breintung適用于相同根下檢驗，ADF-Fisher和PP-Fisher檢適用于不同根下檢驗。

表4 變量的單位根檢驗結果

根據表4，對環境規制和各影響因素原值的對數值進行單位根平穩性檢驗，除了LNJJZZ、LNCXTR、LNSCXL在LLC檢驗形式均通過了1%的顯著性水平檢驗，另外，LNCXTR在PP-Fisher檢驗形式通過5%顯著水平檢驗外，其他變量在四種檢驗方法下均不顯著，所以各個變量原值的對數是存在單位根現象的。

Pedroni認為，檢驗結果存在差異時，檢驗結果以ADF-Fisher檢驗為準，因此可以得出以下結論：LNHJGZ、LNJJZZ、LNCYJG、LNCXTR、LNSCXL均沒有拒絕原假設，即存在單位根現象，此時進行一階差分，進行單位根檢驗發現，除了△LNJJZZ在Breintung檢驗形勢下沒通過10%的顯著性水平外，其他變量在四種檢驗形式下均通過了10%顯著性水平檢驗。綜合以上檢驗結果，我們可以得出，LNHJGZ、LNJJZZ、LNCYJG、LNCXTR、LNSCXL均存在一階單整，因變量和自變量的原值對數的一階差分是平穩序列。

表5 協整檢驗結果

3.2 協整檢驗

如表5，我們繼續做面板協整檢驗，發現組內統計量在10%顯著性水平下不支持不存在協整關系的原假設，但Panel PP在1%顯著性水平下接受原假設檢驗。組間統計量Group rho在10%顯著性水平不支持原假設。Pedroni認為每一個統計量都服從標準化正態分布，并且當檢驗存在差異時，Panel ADF和Group ADF檢驗結果比較準確，以這兩個檢驗結果為主，Residual variance和HAC variance檢驗結果都通過1%顯著水平下檢驗，Panel PP-Statistic的檢驗結果。所以Pedroni協整檢驗判斷省域環境規制和其影響因素間存在協整關系。Kao協整檢驗結果在1%顯著性水平檢驗下是顯著的，意味著至少有一個協整關系存在省域環境規制和影響因素間。根據以上研究結果，省域環境規制與經濟發展狀況、第二產業與第三產業比值、創新投入和企業生產效率之間存在長期且穩定的內生關系。

4 結論和政策建議

本文運用混合最小二乘估計、個體固定效應模型和隨機效應模型，對我國東中西部地區環境規制與經濟增長之間關系進行面板數據研究。根據回歸估計模擬狀況，個體固定效應模型在衡量兩者關系是比較具有優勢。回歸結果顯示：經濟增長和環境規制的關系受到區域差異的影響，兩者的關系在東部和西部比較明顯，參數估計值分別為0.66和0.71，這表明東部和西部的經濟增長每變化1%，環境規制水平則分別上升0.66%和0.71%，但是兩者關系在中部不顯著；相比較其他因素，經濟增長狀況是區域環境規制影響度比較強，同時各影響因素對環境規制影響效果也要受到區域差異而有所不同，在東部地區創新投入和企業生產效率對環境規制效果的影響度比較大，并呈現東中西遞減的趨勢。單位根檢驗證實各變量都是平穩的，回歸估計具有有效性；協整檢驗證明環境規制和經濟增長之間存在穩定的內生關系。

鑒于以上研究結論，我們提出以下政策建議：

（1）在環境規制過程中，政府要充分考慮區域差異性，因地制宜。每個地區有每個地區的特點，環境規制過程中要考慮實施政策受到此差異的不同，帶來的效果就會不同。

（2）要加強東部地區的創新投入和企業生產效率的提高，相比較西部和中部，帶來環境規制的效果更佳明顯。經濟發展比較快的東部地區，其環境狀況相比較西部更加受到關注，這主要是因為，東部地區受到早期粗放式經濟發展方式的影響，經濟增長對環境的影響已經根深蒂固，環境規制措施也急需實施。另外東部地區經濟發展相對完善，企業有更多的能力進行環境控制問題，實現環境的優化，因為通過增加創新投入，提高企業生產效率，企業有更大的能力去進行環境處理問題，效果更加明顯。

（3）同時不能忽視中部和西部地區環境規制措施的實施。作為經濟發展后起的西部，不能忽視環境規制的重要性。因為，西部地區生態比較脆弱，如果長期任其發展下去，必將影響經濟的長久發展。另外一個方面，經濟發展起步晚的西部地區，具有“后發優勢”，相對于經濟發展模式已經成型的東部，西部的經濟發展模式還沒成型，加強環境規制，其實施效果對于東部來說，可改變性的難度小。

（4）環境規制和地區經濟發展以及創新投入之間是一個十分密切的長期過程，在環境規制過程中，不能急功近利。環境規制、經濟發展狀況和創新投入之間是一個密切的相互聯系的關系。并且長期來看這個關系會更加突出，環境規制根據經濟發展狀況的差異而存在差異，經濟發展狀況存在差異，其對創新的投入也有所不同，創新投入的差異會影響環境規制的差異。

[1]Porter，M.E.America's Green Strategy[J].Scientific American，1991,(4).

[2]Den Ison E F.Accounting for Slower Economic Growth:the United States in the 1970 s[J].Southern Economic Journal,1981,(47).

[3]Gray W B.The Cost of Regulation:OSHA,EPA and the Productivity Slow down[J].American Economic Review,1987,(77).

[4]Porter,M.E,Linde C.Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J].Journal of Economic Perspectives,1995,(9).

[5]Jaffe，A.B.，Palmer，K.Environmental Regulation and Innovation:A Panel Data Study［J］.Review of Economics and Statistics，1997，79(4).

[6]Lanjouw，J.O.MoldyA.InnovationandtheInternationalDiffusionofEnvironmentallyResponsiveTechnology［J］.ResearchPolicy，1996，25(4).

[7]孔祥利,毛毅.我國環境規制與經濟增長關系的區域差異分析—基于東、中、西部面板數據的實證研究[J].南京師大學報(社會科學版),2010,(1).

[8]于同申,張成.環境規制與經濟增長的關系-基于中國工業部門面板數據的協整檢驗[J].學習與探索,2010,(4).