制度視角下的環境規制與經濟增長

□文/黃若云　徐俊武　劉　琪

（湖北大學商學院　湖北·武漢）

制度視角下的環境規制與經濟增長

□文/黃若云徐俊武劉琪

（湖北大學商學院湖北·武漢）

［提要］ 基于中國30個省份的相關面板數據，在制度視角下采用工具變量法分析環境規制與經濟增長之間的關系。通過實證檢驗得出：環境規制與經濟增長表現出“U”型曲線關系，符合“遵循成本說”和“創新補償說”兩種觀點；制度變遷能夠推動經濟增長；第二產業對經濟促進作用在下降。對檢驗的結果分析可能存在的原因，并提出相關建議。

制度變遷；環境規制；經濟發展

原標題：制度視角下的環境規制與經濟增長——基于中國省級面板數據

收錄日期：2016年7月14日

改革開放以來，我國粗放型經濟增長模式在帶來經濟快速增長的同時，也帶來了嚴重的生態問題。對此，國家相繼出臺多項與環境污染有關的政策措施，力爭發展綠色經濟和促進綠色增長。但由于環境資源的公共品和負外部性的存在，使得破壞環境行為依然存在，而環境規制是解決環境污染的重要手段。因此，研究制度變遷、環境規制和地區經濟之間的關系對建設可持續社會具有重要的現實意義。

一、研究方法及指標選取

（一）模型設定。設地區生產函數形式為新古典生產函數：

其中，Y是總產值，T是技術，K是資本投入量，L是勞動力數量，F是生產函數。假設勞動市場出清，則人均產出函數為：

其中，y代表人均產量，k代表人均資本量。李志強等在經典的C-D生產函數中加入制度因素I，本文亦采用此法，故擴展的C-D函數為則：

根據Porter等認為，環境規制有利于技術進步，我們以E代表環境規制；在Audretsch等的知識生產函數的基礎上，將其引入該模型，T可以表示為：

其中，C0代表常數項，A代表反映技術進步的專利申請量，E代表環境規制。結合方程（4）和（5）可得：

其中，α為技術影響因子，β為人均資本影響因子，γ為制度影響因子。為了消除數據間可能存在異方差的問題，我們對（6）兩邊取對數：

其中，Ei，t代表不同地區i在不同時期t的環境規制，我們在等式（7）中加入環境規制的平方項，來驗證環境規制與經濟間是否存在非線性關系。Xi，t代表其他相關控制變量。假設νi，t= μi+st+εi，t，μi和st分別代表個體效應和時間效應，εi，t是隨機擾動項，且εi，t～N（0，σ2）。

（二）指標選取。本文選取了1997～2013年全國30個省份（除西藏及港澳臺）共510個數據。各項指標來源于《中國統計年鑒》、《新中國60年統計資料匯編》、《中國環境統計年鑒》、《中國市場化指數》以及國研網統計數據庫和CEIS數據庫收集得到，并應用相對應的平減指數以1997年為基期進行平減處理，消除通貨膨脹因素的影響，將各年名義值計算成實際價格水平。（表1）

其中，各變量對應指標的取值方法如下：

1、人均地區生產總值（y）：作為被解釋變量，以實際地區人均生產總值來衡量各地區經濟狀況。以1997年為基期，用地區人均生產總值指數進行平減。

2、人均資本（k）：本文采用張軍等的方法，利用永續盤存法，以1997年為基期進行計算，將各年人均資本折算到1997年的實際值。

3、科技水平（A）：已有的文獻中常常用R＆amp;D來衡量科技投入的大小，但R＆amp;D投入未必轉化成科技生產力。因此，本文采用專利申請受理量來反映各地區科研能力。

4、人力資本（edu）：人力資本度量的方法很多，通常選取人均教育年限來衡量。本文亦采用此方法，即平均受教育年限=小學文化比例×6年+初中文化比例×9年+高中文化比例×12年+大學專科文化比例×15年+大學本科文化比例×16年+研究生及以上文化比例×19年。

5、產業結構（s）：我國經濟在過去幾十年都是以第二產業為主，在三次產業中所占的比例最大；而且各地區污染物排放主要是由第二產業所致。因此，本文僅考慮各地區第二產業總值在GDP中所占有的比重。

6、制度指標（I）：目前對制度指標的衡量還沒有統一的定論，根據諾斯的定義，制度的本質是約束，是能夠經得起歷史和時間考驗的規制和安排。李翀提出了對外開放比率的概念；劉文革等使用產權非國有化、對外開放程度和國家控制資金來構建一個制度指標。本文采用樊鋼、王小魯所編寫的《中國市場化指數2011》的數據，其后續所缺數據我們用Matlab軟件使用相同的方法進行填補，它包含了23個基礎指標構成的政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場發育程度、要素市場發育程度及市場中介組織的發育和法律制度環境五大類所形成的一個綜合指標，較為全面地反映了中國市場制度變遷的過程，本文制度僅指經濟制度。

7、在崗人員平均工資（w）：是衡量影響經濟增長的勞動因素，就業人數無法反映人員的差異程度，相比而言在崗職工的平均工資能夠反映各省的差異，比就業人數較適合。用在崗人員平均工資指數進行平減。

8、環境規制（E）：目前，國內外學者主要從以下幾個角度來度量環境規制：一是朱承亮用治污投資占地區總成本或產值的比重來衡量；二是趙紅用治理污染設施運行費用來衡量；三是孔祥利使用工業污染治理投資額；四是李勝蘭用環境規制下的污染排放量變化來度量。本文基于指標的相對完整性和數據可獲得性的考慮，借鑒孔祥利的方法，選取工業污染治理投資額來度量，并用工業出廠價格指數進行平減。一般來說，治污投入得越多，表明該地區環境規制的作用效果越強。

二、實證檢驗及結果

（一）估計模型結果及解釋。從表2的第二列中可以得出：第二列的估計中，不加入制度因素，根據戴維森-麥金龍p值檢驗為0.0025，具有很強的內生性問題，因此選擇E1的滯后一期LnE1作為其工具變量。環境規制的一次項系數為負，二次項系數為正，并且都是統計顯著的。表明環境規制與經濟增長之間存在“U”型曲線的關系，這意味著在經濟發展的初期，加強對環境的管制，會阻礙經濟增長；但在經濟發展后期，隨著環境規制的加強，反而能促進經濟的發展。這可能是隨著環境規制的加強，迫使一些高污染、高耗能的企業進行技術革新，所帶來收益要大于技術革新的成本，從而促進了經濟的增長。其拐點值50，600萬元，從原始數據可以看出，中西部地區的能源大省大多已通過拐點值，一些發達省份在工業污染治理投資上要落后中西部地區。但這也并不是意味著中西部的環境質量要優于沿海省份，可能存在沿海省份在企業入駐時，加強了環保審核評價及企業采用高新技術工藝，產生較少的污染，使企業在生產過程中并不需要投入較多的治污成本。（表2）

其他控制變量的系數符合我們的預期。科技與地區經濟之間存在正相關關系，其系數為0.029，表明專利申請量每增加1％，經濟能夠提升0.029％。這意味著我國經濟制度變遷能夠促進經濟發展。這能夠解釋市場制度的不斷完善為我國經濟發展注入了新的動力，推動了我國經濟的發展。人均資本對經濟的推動作用比較明顯，符合我國投資拉動經濟增長的客觀現實。產業結構對經濟增長的作用不明顯，只有0.005％，但在統計上是顯著的。隨著經濟結構的轉型，傳統的第二產業，大多進行技術創新，加強競爭力，因此高耗能低產出的企業類型對經濟的貢獻作用已大大下降。人力資本的作用對我國經濟的作用非常明顯，系數達到0.598。這意味著，教育年限提高1％，經濟的促進作用能達到0.598％。

當加入制度變量后，從表2的第三列中可以得出：戴維森-麥金龍p值檢驗為0.005，表明方程模型具有內生性問題，因此選擇E1的滯后一期LnE1作為其工具變量。環境規制的一次項與二次項的系數與第二列相同，但此時的t值更大。環境規制與經濟增長之間依然表現出“U”型關系，這也從側面反映了我國經濟走的是“先污染，后治理”的發展路線。在改革開放初期，為大力發展經濟，我國對環境的管制比較寬松，為第二產業的發展提供了便利條件，資源密集型和高能耗企業在這一時期得到較快的發展；但進入21世紀，特別是2008年的金融危機以后，我國開始大力調整產業結構，走新型工業化道路，加強環境管制，環境污染得到改善，技術創新企業得到發展，這一時期加大環境規制對經濟發展起到促進作用。

制度與經濟表現出顯著的正相關關系，制度提升1％，能使經濟增長0.205％，在統計上也是比較顯著的。但制度對經濟的作用不如資本對經濟的貢獻率，這與我國經濟主要依靠投資推動性的實際相符。技術創新對經濟的推動只有0.024％，這可能是技術創新從研發到投入生產應用需要一定的時間，存在滯后性的影響。人力資本依然為經濟的發展起著重要的推動作用，符合國家提出的“科教興國”和“人才強國”的戰略。產業結構的系數為正，說明了第二產業對我國經濟具有推動作用；其系數值比較小，又說明了我國要加快產業轉移，減少第二產業的比重，加快發展服務業。在崗平均工資對經濟的推動作用也很顯著，對經濟的促進作用達到0.42％。

從第二列和第三列的比較中我們發現：加入制度因素后，盡管環境規制與經濟增長的“U”型關系沒有改變，但整個模型的擬合度有所上升。并且，各個變量系數的顯著性也得到增強，在經濟學和統計學上的意義更為明顯，說明模型的構建是較為合理的。

（二）穩健性檢驗。Berman等用GDP除以能耗來度量環境規制的嚴格程度，數值越大，表明環境規制程度越強。考慮到結果的穩健性，本文借鑒其做法，使用GDP除以能耗表示環境規制強度，用E2來表示。

表1　變量說明

從表2的第四列中，可以看出：戴維森-麥金龍p值檢驗為0.0026，表明方程模型具有內生性問題，因此選擇E2的滯后一期LnE2作為其工具變量。環境規制與地區經濟間的“U”型關系仍然沒有改變，這說明在經濟發展初期過多的環保投入會擠占生產資源，阻礙經濟增長；當經濟發展到一定水平時，增加環保投入會促進經濟增長。這個結論與熊艷采用“縱橫向”拉開檔次法，分析環境規制與經濟增長之間的關系，實證結果表明：環境規制與經濟增長之間并非線性的關系，而是正U型的關系的結論是一致的。此時的拐點值為6084.14，意味著當每噸標煤的產出達到6，084.14元以后，經濟增長會隨著環境規制的增強而增加。觀察原始數據可以得到，沿海地區都已通過這個拐點值；并且，經濟發達省份比內陸地區達到這個拐點值的時間要早。這說明了經濟較為發達的省份在資源的利用率方面要高于經濟欠發達地區，這也與本文前面的解釋是一致。

制度對經濟的貢獻率達到0.295％，在統計上是顯著的，但其作用仍然要低于資本投入的作用，再次印證了我國的經濟是投資推動型。人力資本對經濟的作用達到0.598％，在經濟上是比較明顯，要重視教育的發展。在崗人員平均工資對經濟的推動作用達到0.42％，與第三列相比，結果并沒有發生較大的改變。技術對經濟產生負的影響，不符合我們的預期，但此時t統計量并不顯著。產業結構的系數雖然為0.001，符合我們的預期，但系數值非常的小，t統計量在10％的水平上也不顯著。

表2　估計結果

從整個表2來看：單一的進行模型的回歸估計，忽視內生性問題往往得出的結論是有偏。通過戴維森-麥金龍檢驗，模型中存在內生解釋變量，因此采用工具變量法得到回歸估計的結果。回歸結果表明了環境規制與經濟增長存在“U”型關系；加入制度變量后，制度對經濟具有推動作用；但是我們不能忽視其他要素對經濟的貢獻，并且制度也是通過人力資本、科技創新和資本投資等要素發揮作用。

三、研究結論及啟示

本文基于1997～2013年全國30個省份的面板數據，引入制度因素，將環境規制作為內生解釋變量來實證研究環境規制對中國經濟的影響。研究結果表明：（1）制度變遷在過去20年中對我國經濟的發展起了很大的促進作用，這在一定程度上符合諾斯的“制度決定論”。但是，除了制度之外，技術進步、人力資本、人均固定資產投資等諸多要素也推動了地區經濟的發展，而且制度也是通過這些要素來發揮作用；（2）由于環境污染負外部性的存在，因此政府部門常常將環境規制作為調控廠商經濟活動的手段，我們發現環境規制與地區人均生產總值之間并非線性關系，而是呈現“U”性關系，這符合“遵循成本說”和“創新補償說”的兩種觀點。

基于以上結論，可以得到以下幾點啟示：

（一）環境規制與地區經濟間的“U”型關系。在經濟發展初期，增加太多的環保投入可能會擠占生產資源，不利于經濟增長；當經濟發展到一定階段，僅靠增加治污投入，繼續走“先污染、后治理”不足以實現可持續發展。要實現經濟與環境的和諧發展還得從源頭控制，需要逐步提高環境標準和執行力度，促使企業節能減排、提高效率。同時，要加大技術創新，彌補“遵循成本說”的劣勢，提升企業自主創新能力，抵御政府環境規制對企業的壓力，提升企業綠色競爭力，從而促進中國經濟增長。

（二）繼續深化改革開放，不斷完善制度體系。制度對經濟的促進作用達到0.2％以上，因此各地區要重視制度建設。但地區之間差異性的存在，要因地制宜，結合本地實際情況，制定發展戰略。例如，東部要不斷開創新的制度體制，如自貿區建設等；中西部地區要不斷完善地區經濟制度，結合本地實際借鑒東部經濟制度來發展本地經濟，如城市圈建設、邊境貿易等。

（三）產業結構和經濟增長之間是顯著的正相關。傳統的第二產業對經濟的促進作用較小，當前我國經濟面臨下行的局面，產業的發展模式轉換很緊迫。要充分利用經濟轉型的契機，調整產業結構，優化產業性能，完善產業體系等一系列措施，逐步淘汰污染嚴重的產業，走產業升級和新型工業化道路。同時，要增大第三產業及服務業的比重，減少對第二產業的依賴，實現污染減少和經濟增長的雙重目標。

主要參考文獻：

［1］李勝蘭，申晨，林沛娜.環境規制與地區經濟增長效應分析［J］.財經論叢，2014.6.

［2］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［J］.南京師范大學學報，2010.1.

［3］劉文革，高偉，張蘇.制度變遷的度量與中國經濟增長［J］.經濟學家，2008.6.

［4］張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952-2000［J］.經濟研究，2004.10.

F062.2

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