中國制造業資源環境保護能力驅動因素研究

中國制造業資源環境保護能力驅動因素研究

張芊芊1，余菜花2，李廉水2

(1.東南大學經濟管理學院，江蘇南京210096;

2.南京信息工程大學中國制造業研究院，江蘇南京210044；)

摘要：資源環境約束已成為中國經濟發展過程中愈發凸顯的問題。本文以中國制造業作為研究對象，以2001—2011年的省際面板數據為樣本，建立中國制造業資源環境保護能力驅動因素的面板數據模型。結果顯示：經濟發展水平、科技投入、FDI都與中國制造業資源環境保護能力具有顯著的正向影響，并據此提出相應對策建議。

關鍵詞：制造業；資源；環境；因素

收稿日期：2015-01-09修回日期：2015-06-20

基金項目：國家自然科學基金項目(71173116)；國家社會科學基金項目(11CJL065)；教育部人文社會科學基金項目(10YJC790169)；中國博士后基金項目(2012T50509，2011M500094)。

作者簡介：張芊芊(1979-)，女，江蘇南京人，東南大學經濟管理學院博士研究生。

中圖分類號：F062.1

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)06-0158-09

Abstract：Resource and environment constraint has been the biggest problem to the development of Chinese manufacturing industry in recent years.This paper uses the 2001—2011 China provincial panel data,trying to find out the driving factors of Chinese manufacturing’s resource and environment performance.The results show that level of economic development，R&D，and FDI have positively driven effect to resource and environment performance of Chinese manufacturing.Finally,this paper proposes some policy suggestions.

A Study on the Driving Factors of Chinese

Manufacturing’s Resource and Environment Performance

ZHANG Qian-qian1,YU Cai-hua2,LI Lian-shui2

(1.SoutheastUniversity,Nanjing210096,China；

2.NanjingUniversityofInformationScience&Technology,Nanjing210044,China)

Key words:manufacturing;resource and environment;driving factor

改革開放后，伴隨著中國工業化和城市化進程的加快，制造業迅猛發展而成為國民經濟的支柱，然而其對資源環境造成的負面影響也不容忽視。2012年中國制造業綜合能源消耗量205667.69萬噸標準煤，占全國能源消費總量(361732.01萬噸標準煤)的56.86%[1]；2013年制造業廢水排放量為195.5億噸，占全國廢水排放總量(695.4億噸)的28.11%[2]?？梢?，降低制造業能耗，并減少其對環境的污染對我國實現新型工業化具有重要的現實意義。因此，本文以中國制造業為研究對象，探索中國制造業資源環境保護能力的驅動因素，為我國制造業發展和資源環境保護提供相應的政策依據。

一、文獻綜述

資源環境問題一直是國內外制造業研究領域學者關注的焦點，但由于工業化進程的差異，我國的關注比發達國家遲到許久?！都澎o的春天》[3]早在1962年第一次引起了人類對環境問題的關注，雖然我國在20世紀70年代后開始出現一些環境評價研究，但開始制定實施環境保護法則晚至1989年，并且直到近年來對資源環境問題的危機意識才真正急迫起來，然而此時我國資源環境與經濟、社會的矛盾已經異常尖銳，生態和環境安全已成為影響國家可持續發展的突出問題。

近年來,對制造業與資源環境之間支撐與約束關系的相關研究主要集中于以下幾方面：經濟發展，科技發展，政府規制，以及外商直接投資等。在經濟發展發面，Grossman和Kreuger(1995)提出了著名的“環境庫茲涅茨曲線”(EKC)，即污染水平和經濟增長之間的關系曲線呈倒U形，污染物的排放量隨經濟的增長先增加后降低[4]。沈滿洪和許云華(2000)在國內最早采用工業廢水排放量、廢氣排放量及固體廢棄物產生量作為環境污染評價指標，研究發現浙江省經濟增長與環境污染呈現一條先倒“U”型然后是“U”型的波浪式EKC曲線[5]。馬妍和朱曉東(2007)在江蘇省也發現了同樣的波浪式(N型)EKC曲線，即環境質量有經過改善后再次惡化的傾向[6]。湯二子(2012)采用制造企業數據研究發現：企業污染排放量與產出之間存在倒U型的EKC[7]。

科技進步，特別是環境科學、生態科學等迅速發展，為人類有效地控制環境污染、促進資源環境可持續發展提供了可能。Michael Porter(1991)提出的“波特假說”，認為技術創新能夠抵消成本，也能增加廠商的環境保護能力[8]。林雄平(2008)認為科技進步能夠促進環境保護可持續發展[9]。王姍姍，屈小娥(2011)首次運用Malmquist指數分行業研究發現，考慮環境效應的中國制造業行業全要素能源效率總體呈現穩步增長趨勢，技術進步是制造業全要素能源效率提高的主要原因[10]。Liang(2011)用環境投入產出模型的結構分解分析方法研究發現：技術進步可以減少二氧化碳排放[11]。Kimitaka(2012)發現企業采用資源環境管理系統(EMS)能同時減少其對環境的影響和提升它的生產率[12]。

環境具有顯著的負外部性，市場失靈現象屢見不鮮，如空氣污染、水質惡化、土壤重金屬化等。福利經濟學表明，市場失靈情況下，沒有任何形式監管的社會不可能實現資源分配最優化。完善的環境政策及其有力的實施可以改善環境，減小環境壓力[13-14]。Friedl 和Getzner(2003)認為環境政策的軟弱和能源危機的恢復造成了污染的上升，從而出現環境壓力和經濟增長的重組現象[15]。Christoph(2012)采用面板數據分析，證實環境投資和生產增長正相關[16]。因此為了與生產增長相一致，環境規制應當特別鼓勵環境(環保)投資。李偉娜、金曉雨(2011)發現中國制造業環境技術效率總體水平較低，環境規制沒有達到提高環境技術效率的目的[17]。李玲、陶鋒(2012)利用面板數據模型研究表明不同程度污染產業需要制定適當的環境規制強度，且政府應推進環境規制政策從控制型向激勵型轉變[18]。

關于國外直接投資對環境的影響存在幾種觀點[19]:第一種認為由于技術溢出,發展中國家引進新技術,推動清潔生產,因此FDI有利于環境改善[20]。 第二種觀點是“污染避難所”假說,認為發達國家嚴格的環境規制會使投資流向環境規制寬松的發展中國家，使發展中國家成為污染密集型產業的集中地，因此FDI加速了環境污染[21-23]。第三種觀點認為工業化進程中制止環境問題的關鍵因素是生產技術的變化,沒有證據支持污染避難所的假定,從而FDI和環境污染無關[24]。

綜上所述，國內外研究從不同視角，運用不同的分析方法，以不同的國家作為樣本，分析了經濟發展、科技進步、政府、外商直接投資等各因素在資源環境保護中的作用?，F有文獻具有以下幾方面特點：首先實證研究中，大多文獻主要以國外數據為研究樣本，對中國研究較少；其次對資源環境影響因素的分析基本集中于單因素分析，而缺乏對多因素聯合影響的研究；再次多數實證研究使用了或基于時間序列或基于截面數據的簡單回歸，較少(特別是國內研究)采用基于面板數據的回歸；最后大多是針對一般意義的經濟發展過程中資源環境保護能力的分析，而以構成對資源環境最主要影響的制造業作為樣本的研究相對不多。

因此本文將以現有文獻研究為基礎，基于面板數據對我國制造業資源環境保護能力驅動因素進行多因素分析，以期獲得更可信的結論。

二、變量、數據和模型

(一)變量選取及數據來源

1.制造業資源環境保護能力(Y)

學界通常用能源消耗或者污染排放來衡量資源環境保護能力。例如，Xing和Kolstad(2002)采用二氧化硫排放量[25]，Hoffmann等(2005)采用二氧化碳排放量[26]，Dean等(2009)采用氧化物排放量[27]。為了保證結果的穩健性，本文分別使用制造業能源消耗指數(energy)、制造業廢水排放指數(water waste)、制造業廢氣排放指數(gas waste)、制造業固體廢物排放指數(solid waste)測度地區制造業資源環境保護能力。具體指數計算如下：

制造業能源消耗指數=制造業地區總產值÷制造業能源消耗總量，單位：億元/萬噸標準煤；制造業廢水排放指數=制造業地區總產值÷制造業廢水排放量，單位：億元/萬噸；制造業廢氣排放指數=制造業地區總產值÷制造業廢氣排放量，單位：億元/億標立方米；制造業固體廢物排放指數=制造業地區總產值÷制造業固體廢物排放量，單位：億元/噸。制造業能源消耗指數、廢水排放指數、廢氣排放指數和固體廢物排放指數越大，則該地區的制造業資源環境保護能力就越大。制造業地區總產值、制造業廢水、廢氣和固體廢物排放量數據來源于《中國制造業發展研究報告》(2004—2013)、《中國環境統計年鑒》(2002—2012)、《中國統計年鑒》(2002—2012)。

2.經濟發展水平(economic)

Grossman和Kreuger(1995)的“環境庫茲涅茨曲線”指出，經濟增長和污染水平之間的關系曲線呈倒U形，即隨著經濟的發展，污染物的排放量先增加后降低[4]。中國學者對“環境庫茲涅茨曲線”的關注和研究較晚，大多數研究結論顯示中國經濟處于初級發展階段，某些污染指標的轉折點還沒有出現，希望能找到合理發展措施盡快到達轉折點[28-30]。林伯強和蔣竺均(2009)實證結果顯示我國二氧化碳庫茲涅茨曲線的理論拐點對應的人均收入是 37170 元，即 2020 年左右[31]。但吳玉萍等(2002)發現中國有些環境污染指標比國外提前達到轉折點[32];許廣月和宋德勇(2010)發現中國及其東部地區和中部地區存在人均碳排放環境庫茲涅茨曲線，但是西部地區不存在該曲線[33]。我們預期中國制造業的“環境庫茲涅茨曲線”還沒有到來，即經濟發展仍會加重制造業環境污染，不利于中國制造業資源環境保護能力的提高。采用人均地區收入水平度量地區經濟發展水平，單位：元/人。數據來源于《中國統計年鑒》(2002—2012)。

3.科技投入(R&D)

科學技術進步能提高資源利用率,促進新能源生產和利用，減少污染產生?？茖W技術進步能提高污染處理水平，減少污染排放。林熊平(2008)闡述了科學發展是環境保護與和諧自然環境的福祉，也是人類自己的福祉，要加強科學技術促進生態環境保護可持續發展[34]。張滌(2011)分析了科技在環境保護中的作用。我們預期科技投入能促進中國制造業資源環境保護能力[35]。這里的科學技術不局限于制造業技術，我們用地區研發費用來測度科技投入，單位：億元。數據來源于《中國統計年鑒》(2002—2012)

4.外商直接投資(FDI)

外國直接投資與環境保護的關系錯綜復雜，一方面，認為外商直接投資是先進的生產技術和管理經驗的代表，具有較高的環境績效，有利于減少污染排放；另一方面，就是Walter和Ugelow(1979)提出的“污染避難所”假說(pollution haven hypothesis)，即在國際資本流動便利的情況下，發達國家嚴格的環境規制會使投資流向環境規制寬松的發展中國家，使發展中國家成為污染密集型產業的集中地污染避難所，導致地區環境質量惡化[21]。在中國，FDI拉動了經濟發展，但隨之帶來的副作用也日益明顯和嚴重，如資源消耗、能源消耗、環境污染等壓力日趨增大，制約中國經濟的可持續發展。沈利生和唐志(2008)的研究認為，從總體上說，對外貿易有利于我國污染減排，但巨額外貿順差以及進口減排強度與出口排放強度之比的下降造成了我國對外貿易污染排放的逆差[36]。張德強(2007)在面對外商投資這把雙刃劍時，提出了繼續發揮東部的比較優勢，增強中西部增長極的引資作用等平衡地利用 FDI 與環境保護的途徑[37]。雖然我國環境規制水平仍低于發達國家，但鑒于近年來環境規制強度顯著增強，FDI的清潔化越來越高，預期國際貿易與中國制造業資源環境保護能力成正相關關系。本文采用通常的做法，用地區制造業實際利用外商直接投資來測度FDI，單位：萬美元。數據收集方法：一是在“中國資訊行高校財經數據庫”中，選擇《中國統計數據庫》，通過省份名稱、制造業和外商直接投資關鍵詞檢索；二是訪問各省的統計信息網，查閱各省的統計年鑒和統計公報。

5.環境政策(policy)

政府在資源環境保護中扮演重要角色，主要通過環境保護政策，如法律法規，環境稅收、補貼、押金退款等經濟激勵措施，干預企業行為，保護環境。張洋(2012)用地區單位 GDP 的排污費度量環境政策力度[38]。萬建香(2011)將環境政策變量分為3個基本大類，即市場型、政府行政干預型和信息披露型環境政策[39]。另外，還有一些兼有上述三大基本類型色彩的環境政策變量。用污染排放收入、己經繳納排污費的產業個數、已經頒發的污染排放許可證數、公開審理的行政處罰案件數測度市場型環境政策；用污染治理投資、環境治理的課題經費、環境治理建設項目“三同時”執行比例測度政府行政干預型環境政策；群眾來信來訪次數測度公眾參與型環境政策。范群林等(2013)使用“三同時”制度、環境影響評估制度、環保法規，排污許可證制度、污染限期治理制度五個制度的執行力度來衡量環境政策[40]。根據我們的研究目標，用地排污費征收額度除以區單位GDP來測度環境政策力度，即環境政策力度=排污費征收額度÷地區GDP，其值越大表示地區環境政策力度越大。我們認為中國環境政策實施的地區效率不同，在那些環境政策執行力度大的地區，企業面臨的環境政策違約的道德風險較大，環境政策實施效率高，制造業資源環境保護能力高。反之亦是。因此，預期環境政策力度與中國制造業資源環境保護能力成正比，即環境政策力度越大則地區制造業的環境保護能力則越強。地區GDP 和排污費來源于《中國統計年鑒》和《中國環境年鑒》。

(二)模型構建

影響資源環境保護的驅動因素很多。針對制造業而言，影響中國地區制造業資源環境保護的驅動因素，有地區經濟發展水平、科技投入、外商直接投資、制度因素、政策因素等；有諸如地區文化、制造業企業所在地理位置、居民環境保護意識等不隨時間改變的影響因素，即“個體效應”；有諸如全球石油價格的上漲、金融危機的爆發等會對特定年份所有地區制造業資源環境保護能力有所影響的因素，即“時間效應”。為此，根據面板數據的特征和需要檢驗的影響因素的作用，考慮消除可能出現的異方差，將中國地區制造業資源環境保護驅動因素的計量模型設定為如下雙對數模型的形式：

lnYit=α1lnEeconomicit+α2lnR&Dit+α3lnFDIit+

?4lnPolicyit+νi+τt+εit

其中,Yit表示t年度i地區的制造業資源環境保護能力，Eeconomicit表示t年度i地區的經濟發展水平，R&Dit表示t年度i地區的科技投入，FDIit表示t年度i地區的外商直接投資，Policyit表示t年度i地區的環境政策因素，α1至α4表示驅動因素的系數，νi表示i地區固定效應，τt表示第t年的時間虛擬變量，εit為殘差項。

這里的地區為我國的省級地理單元，因西藏能源消耗、三廢排放數據嚴重缺失，故只包含30個 省(市)，時間段為2001—2011年。

三、實證分析

首先進行相關分析，判斷解釋變量之間是否存在序列相關，并對被解釋變量和解釋變量之間的關系進行初步判斷；然后在面板數據平穩性檢驗和協整檢驗的基礎上，進行基本回歸分析和內生性問題解決；最后進行穩健性檢驗。

(一)技術性統計

對主要變量的數據特征進行描述性統計，結果如表1所示。

表1　基于30個省份樣本數據的主要變量描述性統計

(二)相關分析

制造業資源環境保護能力驅動因素的VIF檢驗結果如表2所示。

表2　變量Pearson相關矩陣

從表2可知，無論是經濟發展水平，還是科技投入、外商直接投資，或者是環境政策，其VIF值都遠小于10，說明模型中解釋變量之間的共線性問題非常低。

(三)平穩性檢驗和協整檢驗

一般情況下，面板數據的單位根檢驗有兩大類：一類是相同根情形下的單位根檢驗，包括LLC(Levin-Lin-chu)檢驗、Breitung檢驗和Hadri檢驗方法；一類是不同根情形下的單位根檢驗，包括IPS(Im-Pesaran-Skin)檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗方法。與通常文獻的做法相同，同時選擇相同根情形下的LLC檢驗和不同根情形下的IPS檢驗兩種方法，進行面板數據單根檢驗，結果見表3所示。

表3　面板單位根檢驗結果

注：上標***、**、*分別表示相應數列在1%、5%和10%水平下平穩。

從表3可知，lnpolicy變量是平穩序列，lnenergy、lnwaterwaste、lngaswaste、lnsolidwaste、lneconomic、lnR&D和lnfdi變量都不平穩，但其一階差分都是平穩序列。

在單位根檢驗的基礎上，剔除lnpolicy解釋變量，利用協整檢驗 Pedroni 法和 Kao法得出，模型中其他變量之間均存在長期均衡關系。因此，對模型2進行修正，剔除lnpolicy變量，下述分析都是基于修正后的模型的。

(四)基準回歸

基于修正后的理論模型，在控制地區和年份效應后，首先以能源消耗指數測度制造業資源環境保護能力，然后采用廣義最小二乘法(FGLS)、固定效應(FE)、隨機效應(RE)，對制造業資源環境保護能力、經濟發展水平、科技投入和FDI進行基本回歸，回歸結果見表4。

在表4中的第二列方程1報告了FGLS的估計結果，第三列方程2和第四列方程3分別報告了FE和RE的解釋變量系數估計值和相關指標。根據Hausman 檢驗，chi-值為0.08，因此在固定效應模型和隨機效模型之間選擇隨機效應模型。也就是說，根據 Hausman 檢驗，方程3的結果優于方程2。對比方程1和方程3，方程1中所有自變量均通過了顯著性檢驗且為正，但方程3中僅lnR&D通過了顯著性檢驗且為正，而其他兩個自變量均沒有通過顯著性檢驗，兩者的結果差異非常大，出現這種情況的可能是存在異方差性或者因變量度量等原因。因此，從變量出發進行穩健性檢驗，進行采用GMM分析解決內生性問題。但初步可以認為，經濟發展水平是制造業資源環境保護的驅動因素，且人均地區收入水平越多，則制造業的單位產值能源消費則越少。

表4　基于能源消耗指數的基準回歸結果

注：(1)系數下方的值是t值。(2)***、**、*分別表示變量系數通過了1%、5%和10%的顯著性檢驗。(3)OBS表示樣本觀察值個數。下同。

(五)穩健性

基于廢水排放指數的回歸結果見表5。

表5　基于廢水排放指數的回歸結果

在表5中的第二列方程1報告了FGLS的估計結果，第三列方程2 和第四列方程3分別報告了FE和RE的解釋變量系數估計值和相關指標。根據Hausman 檢驗，chi2值為0.0001，因此在固定效應模型和隨機效模型之間選擇固定效應模型。也就是說，根據 Hausman 檢驗，方程2的結果優于方程3。對比方程1和方程2，lneconomic、lnR&D和lnfdi都通過了顯著性檢驗，但lneconomic與lnR&D符號相同，而lnfdi的符號在FGLS和FE中卻相反，說明結果穩健性不高，有待進一步考察。但可以認為，經濟發展水平和技術水平是制造業資源環境保護的驅動因素，且人均地區收入水平越多、研發投入越多，則制造業的廢水排放則越少。

基于廢氣排放指數的回歸結果見表6所示。

表6　基于廢氣排放指數的回歸結果

表6中的第二列方程1報告了FGLS的估計結果，第三列方程2 和第四列方程3分別報告了FE和RE的解釋變量系數估計值和相關指標。根據Hausman 檢驗，chi-值為0.2825，因此在固定效應模型和隨機效模型之間選擇固定效應模型。也就是說，根據 Hausman 檢驗，方程3的結果優于方程2。對比方程1和方程3，lneconomic、lnR&D和lnfdi都通過了顯著性檢驗且符號相同，說明了基于廢氣排放指數的回歸結果穩健性高。經濟發展水平、技術水平和FDI均是中國制造業資源環境保護能力驅動因素，且人均地區收入水平越大、研發投入越多、FDI越多，則制造業的廢氣排放則越少。

基于固體廢物排放指數的回歸結果見表7。

表7　基于固體廢物排放指數的回歸結果

表7中的第二列方程1報告了廣義FGLS的估計結果，第三列方程2 和第四列方程3分別報告了FE和RE的解釋變量系數估計值和相關指標。根據Hausman 檢驗，chi-值為0.0214，因此在固定效應模型和隨機效模型之間選擇固定效應模型。也就是說，根據 Hausman 檢驗，方程2的結果優于方程3。對比方程1和方程2，lneconomic通過了顯著性檢驗且符號相同，lnR&D雖然都通過了顯著性檢驗，但FGLS和FE的符合相反，而lnfdi 在方程1中通過了檢驗，而在方程2中沒有通過顯著性檢驗，說明結果不夠穩健，有待進一步考察。但可以認為經濟發展水平是制造業資源環境保護的驅動因素，且人均地區收入水平越多制造業的固體廢物排放則越少。

(六)內生性

計量模型中的一些變量可能存在由于逆向因果關系導致的內生性問題。例如，技術水平上升可能會提高環境保護能力，反過來，環境保護能力強的企業，可能會增大企業環保投入，從而刺激與環境保護相關產業的科技投入，促進了技術水平上升。動態Panel(GMM)是解決內生性問題的常用方法之一。GMM主要有差分GMM和系統GMM兩種，由于系統 GMM 估計相對差分 GMM 估計方程來說有著更好的有限樣本特征，且估計結果更加有效，因此我們使用系統 GMM 方法進行估計。系統 GMM 估計中，水平變量的滯后項是差分變量的工具變量，差分變量的滯后項又是水平變量的工具變量。用 Sargan檢驗及 AR 檢驗進行判斷，在 Sargan檢驗中，P值均大于0.1，即原假設為工具變量有效；在 AR 檢驗中，殘差項允許存在一階序列相關，但不允許存在二階序列相關。sys-GMM回歸結果見表8所示。

表8　sys-GMM回歸結果

表8的第二列方程1為基于能源消耗指數的系統動態回歸結果，第三列、第四列和第五列分別為基于廢水排放指數、廢氣排放指數和固體廢物排放指數的系統動態回歸結果。表7說明，在考慮內生性、采用系統GMM方法后，無論是以能源消費指數，還是以廢水排放指數、廢氣排放指數或者是固體廢物排放指數測度中國制造業資源環境保護能力，經濟發展水平、科技投入、FDI都與中國制造業資源環境保護能力成顯著的正相關關系。對比分析表4至表7，說明系統GMM回歸結果基本是穩健的，經濟發展水平、科技投入、FDI都與中國制造業資源環境保護能力成正相關關系。

四、結論與建議

通過前文的研究可以發現：無論是以能源消費指數，還是以廢水排放指數、廢氣排放指數或者是固體廢物排放指數測度中國制造業資源環境保護能力，經濟發展水平、科技投入、FDI都與中國制造業資源環境保護能力成正相關關系，即經濟發展水平、科技投入、FDI都是驅動中國制造業資源環境保護能力的正向因素。

科技投入與FDI對環境保護能力的正向影響驗證了本文的假設，而經濟發展水平對環境保護能力的影響則與本文之前的假設相悖。其原因可能主要在于：近年來，政府強化了經濟發展的環境約束，在進一步完善政策法規的同時，加大了對資源環境破壞的懲治力度，使得經濟發展對資源環境的負面影響減少。其次，經濟的迅速發展對資源的保護和環境的治理提供了更多的物質支持。同時，在資源環境問題越發凸顯的背景下，越來越多的制造業企業社會責任意識逐漸覺醒，使其對資源環境保護關注的主動性增強。伴隨著開放進程的加快和市場化的推進，競爭的約束使得更多的制造業企業加大了技術的引進，企業生產的技術含量有了顯著的提升，從而降低了經濟發展對資源環境的破壞。

基于本文的研究結論，為了更好地提升我國制造業的資源環境保護能力，我們可以采取以下對策：強化結構轉化和產業升級，實現經濟增長模式轉型，從而提高中國經濟增長的質量；加大科技投入，特別是減排技術、新能源技術等的投入，提升產業技術裝備水平，加快節能環保重點工程建設，以及加大中央預算內投資和節能減排專項資金支持力度等舉措；優化FDI結構，在引進外商投資時，對破壞資源環境的項目“零容忍”。杜絕通過外商投資途徑向中國轉移污染產業；進一步喚醒企業對資源環境責任的意識，進一步完善相關環境法規體系并強化其執行力度，提高企業違法成本。

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(本文責編：海洋)