財政節能環保投入對區域生態效率影響的實證檢驗

顧程亮，李宗堯，成祥東

（中共江蘇省委黨校經濟學教研部，南京210009）

財政節能環保投入對區域生態效率影響的實證檢驗

顧程亮，李宗堯，成祥東

（中共江蘇省委黨校經濟學教研部，南京210009）

文章根據世界可持續發展工商業聯合會對生態效率的定義，在量化環境效率和資源效率的基礎上降維合成區域生態效率綜合指標，并進一步從政府生態行為視角實證研究財政節能環保投入對區域生態效率的影響。結果表明：（1）以政府單一主體主導的生態文明建設模式是一種過渡模式，財政節能環保投入對區域生態效率的影響取決于地區經濟發展階段，其作用具有非對稱倒U型特征，且我國不同地區處于倒U型的不同階段；（2）政府對環境政策執行力度與區域生態效率的關系取決于地區經濟發展階段，東部政府對環境政策的執行力度促進生態效率的提高，而中西部則為抑制作用；（3）城鎮化（人口城鎮化和產業城鎮化）與區域生態效率均呈負相關，技術水平和產業結構與區域生態效率成正相關。

區域生態效率；財政節能環保；環境政策；IPAT模型

0　引言

探索通過提高區域生態效率的方式，形成一條資源消耗最小，環境污染最低，社會福利最大的路子意義重大。但是，我國生態文明建設程度與社會經濟發展程度嚴重錯配，發展與人口資源環境間的沖突日益明顯。當前基于外部壓力的政府主導式生態文明建設模式也備受爭議，政府單一主體地位，一定程度上發揮責任明確、行動效率高的優勢，但同時也強化了單向的鏈式壓力傳導路徑，阻斷了生態文明建設中的利益群體間的信息反饋渠道。那么，我國不同區域的生態效率分布特征及其原因是什么？政府主導型的生態文明建設是否適合當下的經濟環境，是否有助于提高區域經濟的生態效率？區域生態效率的主要影響因素有哪些？通過如何安排使得生態效率最優化？本文針對上述問題進行探索。

國內現有對于生態效率的研究主要從三個層面展開：⑴研究我國地區省際區域生態效率自身的空間演化規律。⑵分析區域生態效率與城市群、城鎮化進程的關系。⑶從不同視角研究生態補償、節能減排等行為與區域生態效率的關系，現有的文獻大多從理論層面論述了財政投入對生態文明建設的重大意義、存在的問題以及政策建議[1～3]，缺少實證支持當前的模式是否適合、提高生態效率究竟重點要怎么做以及進一步區分不同區域的適從條件。基于此，本文在測算利用我國2007—2013年30①按照《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》統計省份應有31個省（自治區、直轄市），但西藏的部分數據欠缺，剔除西藏，故為30個省（自治區、直轄市）。個省市區域生態效率的基礎上，嘗試建立拓展的IPAT面板模型，研究我國各地區區域生態效率與財政節能環保投入的關系，同時考慮到由于不同地區經濟社會發展水平的差異對政府財政投入主導的生態建設模式的影響，進一步細分研究我國東部中部西部地區稟賦，從而判斷該模式的有效程度以及差異分布。

1　我國省際區域生態效率的測算

1.1模型及指標選擇

雖然學者對生態效率的定義存在一定的差異，但其本質卻并未改變，即用最小的資源消耗和環境污染換取最大的社會福利，是一種投入與產出的比值。目前往往通過生態足跡法、能值分析法、生命周期評價和數據包絡分析等方法評價生態效率[4]。國內比較主流的做法是在建立評價生態效率水平指標體系的基礎上，通過數學模型和軟件進行分析。其中，學界廣泛認可WBCSD提出的生態效率比值公式：

根據對資源消耗與環境影響的因素分析及數據的可獲得性，本文參考黃和平[5]對于生態效率的處理方法，將式（1）中分子用人均實際GDP表示，以此代表社會產品或服務的價值量，資源消耗則用電力消耗、用水、能源消耗來表示，環境影響則用C0D排放、S02排放、固體廢棄物排放來表示，在此基礎上分別得出研究地區的以上6種資源環境效率，并進一步通過主成分分析的方法降維合成綜合生態效率。本部分涉及到的數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》和部分省市統計年鑒。

根據前述對資源效率和環境效率的定義，分別計算各項指標增長速度，具體按照式（2）和式（3）依次推算出資源效率中的電力資源消耗、水資源消耗和能源消耗的效率及環境效率中的C0D排放、S02排放和固體廢物排放的效率。

對上述求得的資源效率和環境效率進行主成分分析，得到全國30個省市2007—2013年的生態效率綜合指標。由于按照生態效率概念模型的要求，生態效率的取值應在[0，1]之間，因此應對其進行標準化。本文選用離差標準化方法，其公式如下：

其中，Z為標準化后的值，Xi為歷年各省市生態效率值。

1.2結果分析

本文根據上述方法及相關數據得到2007—2013年的中國各個省市的區域生態效率水平值，圖1顯示了2007—2013年全國與分區域生態效率的發展趨勢。

圖1　2007—2013年中國區域生態效率變化情況

從宏觀角度看，我國東部、中部和西部生態效率的變化趨勢與全國整體的發展方向基本一致。隨著時間的發展，生態效率值大體呈下降趨勢。2007—2011年各個地區的生態效率先上升后下降，在2011年達到谷底，2011年之后略微反彈但幅度不大。總體來說，中部的生態效率最優，年平均值為0.790，東部次之為0.755，西部再次之為0.738。但是，從地區經濟的防風險能力來說，東部最優，生態效率水平的波動范圍最小，為0.142；中部次之為0.207；西部再次之為0.213；全國平均為0.202。可見，有必要分地區研究區域生態效率地理差異性。

從微觀角度看（如圖2所示），以生態效率值0.8和0.75為分界線，各個省可分為3個梯度，第一梯度（0.8以上）為瓊桂渝川吉遼湘贛蒙10個省市，第二梯度（0.75～0.8）為浙京魯閩粵甘黑滬貴鄂10個省市，第三梯度（0.75以下）為蘇津豫陜云晉寧皖青新冀10個省市。

圖2　2007—2013年中國各省生態效率年均值排序

2　財政節能環保投入對區域生態效率影響

2.1財政節能環保投入與區域生態效率的擬合分析

我國政府財政對節能保護的投入從2007年的995.82億元，上升到2013年的3435.15億元，年增長率達到19.35%。而區域生態效率每年上下波動很大，從2007—2013年全國平均值在下降。即政府對環境保護的財政投入與區域生態效率并不是簡單負線性關系。以國家財政環保投入為橫坐標，以區域生態效率（全國）為縱坐標進行數據擬合，結果如圖3所示。為驗證財政節能環保投入對區域生態效率的影響是否存在倒U型特征，即隨著政府環保投入的不斷提高，區域生態效率先升后降，存在一個最大值，本文將利用全國30個省市的面板數據引入財政節能環保投入的平方項建立模型進行探討。

圖3　2007—2013年中國國家財政環保投入與區域生態效率擬合圖

2.2實證模型

2.2.1模型構建

1974年美國經濟學家Holdren&Ehrlich首次提出經典IPAT模型，即I=PAT。他們把人口、經濟發展程度和技術水平歸結為影響生態環境I的主要變量[6]。該模型被廣泛應用于定性或定量地研究人口、技術、經濟與環境的關系。20世紀90年代，Dietz&Rosa在經典IPAT模型的基礎上進一步提出環境影響隨機模型[7]，即，從而可以把更多的環境影響因素加入模型進行分析。本文在此模型基礎上引入政府對生態保護的財政投入項，并針對此變量設立平方項，同時為準確分析造成區域生態效率差異的原因，加入了產業結構、環境政策和地方人均國內生產總值三個變量，且把P擴展成城鎮化率，其中又分為人口城鎮化水平和產業城鎮化水平。取對數后得到生態效率與政府環保投入水平的實證模型：

式（5）中，i表示地區，t表示年份，αi表示個體效應，αt表示時間效應，βi是待估參數，εit表示隨機干擾項，其中Eco-e表示區域生態效率，FI表示政府節能環保財政投入，UP表示人口城鎮化率，UI表示產業城鎮化率，EA表示環境政策，IS表示產業政策，TL表示技術水平，GDPpc表示地區人均生產總值。

2.2.2指標選擇

按照上述拓展IPAT模型，本文的被解釋變量為區域生態效率，解釋變量分別為政府節能環保財政投入、城鎮化水平、產業結構、環境政策、技術水平以及地區人均生產總值。其中，生態效率利用上述方法計算所得，政府節能環保財政投入直接采用財政支出中的專項金額，城鎮化水平分為兩個部分，人口城鎮化用城鎮人口與總人口的比值表示，產業城鎮化用工業產值與地方國內生產總值的比值表示，一般認為第三產業比重與生態文明水平成正相關，固產業結構用第三產業產值與地方國內生產總值的比值表示，技術水平則用單位GDP能耗表示，技術水平越高單位GDP能耗越小。另外由于環境政策很難量化，從數據可得性的角度考慮，本文選擇財政公共收入中的專項收入總額（專項收入中包括排污費收入）來表示政府對環境政策的執行力度。本部分相關數據來源于1998—2014年的《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》以及部分省市統計年鑒。

2.3實證分析

2.3.1面板數據的單位根檢驗

為了避免存在虛假回歸的現象出現，有必要對面板數據進行單位根檢驗，保證數據的平穩性以及估計結果的有效性。考慮到本文的面板由30個截面和7年的時間序列組成，且是平行面板，屬于典型的“大N小T”數據，因此采用Levin,Lin&Chu（LLC,2002）提出的方法進行檢驗[8]。該檢驗考慮了截面的異質性和干擾項的序列相關問題，原假設為面板中的所有對應的序列都是非平穩的，即包含一階單整的過程。如果拒接原假設，則所有序列被認為平穩。

對區域生態效率ln(Eco-e)、財政節能環保投入ln(FI)及其平方項[ln(FI)]2、人口城鎮化水平ln(UP)、產業城鎮化水平ln(UI)、環境政策ln(EA)、產業結構ln(IS)、技術水平ln(TL)和地方人均生產總值ln(GDPpc)運用STATA12.1軟件進行LLC檢驗，檢驗結果如表1所示。由檢驗結果可知，人口城鎮化水平變量序列是非平穩的，存在單位根，而對上述各經濟變量的一階差分進行單位根檢驗則均拒絕原假設，說明各變量之間是一階單整，可進一步分析變量之間的協整關系。

表1　面板數據單位根LLC檢驗結果

2.3.2面板數據的協整檢驗

運用Westerlund ECM面板對區域生態效率和財政節能環保投入做協整檢驗。Westerlund(2007)構造了四個統計量，兩個組統計量Gt和Ga，兩個面板統計量Pt和Pa，每組統計量的區別在于是否考慮了序列相關。組統計量Gt原假設為不存在協整關系，Ga原假設為至少存在一組協整關系；面板統計量Pt原假設為不存在協整關系，Pa的原假設為面板整體上存在協整關系。Westerlund認為一般情況下，組統計量會出現不一致的結論，而面板統計量結論一致[9,10]，這種情況是可以接受的。

由表2可知Gt、Pt和Pa統計量均高度拒絕原假設，Ga接受了原假設。可以認為我國30個省市財政節能環保投入與區域生態效率之間存在協整關系。因此，對上述兩者變量直接進行回歸分析是可以接受的。

表2　面板協整檢驗結果

2.3.3面板數據的實證分析

由于區域生態效率與財政節能環保投入之間存在長期協整關系，因此運用STATA12.1軟件對模型進行回歸。模型的Hausman檢驗P值為0.0022，原假設被拒絕，所以采用固態效應型。本文考慮到解釋變量ln(FI)的內生性問題，在廣義矩估計中采用人口城鎮化率、產業城鎮化率、產業結構和地方人均生產總值作為財政節能環保投入的工具變量，其中在廣義矩估計中，除了一般意義上的R2和F統計量外，還需對工具變量進行過度識別檢驗、識別不足檢驗和工具變量弱相關檢驗。Kleibergen-Paaprk LM統計值為22.352，其自由度為4的卡方分布P值為0.0002，高度拒絕原假設，故工具變量不存在識別不足問題；Kleibergen-Paaprk Wald F統計值為7.310，小于5%～10%水平下的臨界值，故工具變量存在較強的相關性；Hansen J統計值為5.268，其自由度為3的卡方分布P值是0.1532，無法拒絕原假設，故工具變量的選擇較為合理，不存在過度識別問題。模型均通過計量的各個檢驗，兩模型的具體估計結果如表3所示。

表3　區域生態效率與財政節能環保投入的實證結果

通過表3的回歸結果可知：

（1）兩種估計方法除了在財政節能環保投入和技術水平兩個變量的估計結果上有區別外，其他變量對區域生態效率影響的估計結果方向一致。財政節能環保投入參數β1在兩個模型中估計結果均顯著，但是正負不一，技術水平參數β7在固態效應模型中不顯著，在IV估計中5%水平下顯著；而財政節能環保投入的平方項和環境政策的參數在兩模型中均顯著且正負一致。

（2）就全國數據來看，在固態效應模型中財政節能環保投入的一次項為負值（-0.00350），其二次項亦為負值（-0.573）；而廣義矩估計中財政節能環保的一次項為正值（0.00286），其二次項為負值（-0.580）。可見財政節能環保投入對區域生態效率的影響存在一個倒U型特征，并不隨著財政投入的增長區域生態效率就一直提高。由此可知，政府單一主體主導的生態文明建設模式只能是階段性的過渡過程，它并不是一種可持續的發展模式。另外，雖然財政節能環保投入一次項在兩個模型中參數正負不一，但其數值都很小，即總體而言其對區域生態效率提高的貢獻率不高，甚至在所有顯著變量中最小。其實，社會的進步，保證了民眾和第三方力量的發展，同時環境生態問題的復雜性，也迫切要求多方利益相關者群體參與實現多中心治理模式。這從實證角度支持了歐美發達國家在生態建設方面的做法。歐美主要發達國家按照綜合生態系統管理思想，在生態文明建設的規劃、具體決策、治理實施過程中吸納多元主體參與生態治理，從利益角度注重保護激發各方參與者的積極主動性，形成民主參與、決策透明、交互回應的網絡組織治理模式，完善生態文明治理體系，全面提升協同治理的整體效果。

（3）政府環境政策的執行力度與區域生態效率成正比，兩個模型均在1%顯著水平下通過檢驗，說明隨著政府對企業排污行為處罰力度的增加，區域生態效率將會提高，但其貢獻率不高。政府對破壞生態環境的行為處罰得越重，企業的排污成本就越大，產品競爭力降低，從而必須尋求技術上的突破，實現綠色生產，提高區域生態效率。但是，政府對環境政策的嚴格執行，需要多方的監督，由于環境污染的外部性而帶來監督成本的急劇上升降低其對提高區域生態效率的貢獻率，加之企業靈活地把排污成本轉移到消費者身上，這使得整個執行效果完全取決于民眾的接受程度。技術水平與區域生態效率成正比，在IV估計5%水平下顯著，即單位產出能耗越低，區域生態效率水平越高。單位國內生產總值能耗低，說明地方產出相對更依賴技術知識而非資源消耗，污染排放少資源消耗低，生態效率高。

（4）在固態效應模型中，人口城鎮化、產業城鎮化與區域生態效率負相關，且在5%的水平下顯著。說明隨著我國城鎮化率的提高，生態環境遭到破壞，生態效率水平下降。當前的城鎮化是低水平的城鎮化，人口城鎮化更多的是把農民從地理上遷到城鎮，并沒有把這部分勞動力發展成人力資本；產業的城鎮化還是以傳統工業產業的復制和轉移為主，并沒有實現創新發展。從根本上講，“高消耗，高污染，低產出”的發展方式并未本質上改變，只是實現了不同經濟地區的拓展。另外，由表3可知地方產業結構和人均地方生產總值與區域生態效率成正相關，且在1%水平下顯著。一般認為，第三產業較為發達的地區，經濟水平相對較高，該地區發展過程中的資源消耗與環境污染相對較低，生態效率較高。而地方人均GDP高，說明該地區較為發達，產出較大，這就稀釋了資源消耗與環境污染對生態效率的作用。

2.3.4穩健性檢驗

為檢驗研究結論是否因經濟發展程度不同而受到影響，本文分別對我國東部、中部和西部地區進行面板數據回歸，并對上文結論的穩健性做出判斷。Hausman檢驗結果高度拒絕原假設，所以選擇固定效應模型，又考慮到解釋變量的內生性問題及集中考察核心解釋變量的影響，本部分分別對我國東中西地區進行IV估計。表4分別匯總了我國東部、中部和西部地區財政節能環保投入對區域生態效率的回歸結果，且三個地區的模型均通過計量檢驗，估計結果有效。

由表4可知，無論東部、中部還是西部，財政節能環保投入的二次項的系數均為負，且在0.1%水平下顯著，說明財政節能環保投入對區域生態效率的影響確實存在一個倒U型特征。但其一次項系數東部和西部地區為正（5%水平下顯著），中部地區為負（1%水平下顯著）。這說明東部和西部地區處在倒U型曲線的上升階段，而中部處在倒U型曲線的下降階段。一般認為，生態意識的發展與經濟發展階段有關。東部地區經濟較為發達，中部次之，西部再次之，這就造成東部民眾生態意識較為強烈，中部和西部較為薄弱。在這種環境下，東部地方政府加大財政對節能環保的投入能產生很大的引導作用，政府對生態環境保護的提倡，引起民眾的共識，倒逼企業進行綠色生產，從而提高區域生態效率。在中部地區，民眾的意識并沒有那么強烈，甚至連地方政府都為追求經濟增長而忽視生態問題，政府對于節能環保的財政投入相對于企業為利潤而產生的資源消耗和環境污染是微不足道的。西部地區的產業比較簡單，經濟處于起步階段，只要是對節能環保的投入肯定能提高其生態效率。政府對環境政策的執行力度與區域生態效率，在東部成正相關，中部和西部都是負相關。客觀上講，政府對企業污染的嚴厲處罰是一把“雙刃劍”，若企業有實力有能力進行轉型發展，自然可增加競爭力，提高生態效率；若不具備這種能力，則會增加成本，降低利潤，從而削減整個地方的產出水平。東部地區的企業相對來說實力較為雄厚，抗風險能力較強，它較能承受外部刺激，促使其進行轉型，提高生態效率。技術水平對區域生態效率的影響三個地區均表現為正相關（5%水平下顯著），隨著單位GDP能耗的增加區域生態效率水平下降。

綜上所述，財政節能環保投入與環境政策對區域生態效率的影響并不穩健，與地方經濟發展階段有關。就財政節能環保投入而言，在經濟發達地區和欠發達地區均表現為正相關，而在經濟中間地帶表現為負相關。就環境政策而言，經濟發達地區政府執行力度與區域生態效率正相關，欠發達地區負相關。

表4　我國東中西部地區區域生態效率與財政節能環保投入的實證結果

3　結論與政策建議

本文基于世界可持續發展工商業聯合會對于生態效率的定義公式，在量化環境效率和資源效率的基礎上降維合成生態效率綜合指標，并進一步從政府生態文明行為角度實證研究了政府財政節能環保投入對區域生態效率水平的影響。結果表明：（1）從政府財政支出看，財政節能環保投入對區域生態效率的影響與地區經濟發展階段有關，其作用具有非對稱倒U型特征，且我國不同地區處于倒U型的不同階段。在東部和西部，財政節能環保投入促進區域生態效率的提高，中部地區則為負相關；（2）從政府行政處罰與稅收看，其環境政策執行力度對區域生態效率的影響也與地區經濟發展階段有關，東部政府對環境政策的執行力度促進生態效率的提高，而中西部則為抑制作用；（3）城鎮化（包括人口城鎮化與產業城鎮化）與區域生態效率均呈負相關作用，技術水平和產業結構與區域生態效率成正相關作用。

基于上述結論，為提高區域生態效率提出以下政策建議：（1）以政府單一主體主導的生態文明建設模式存在很多局限，需要激發生態文明建設相關利益群體的積極性，探索多中心合作網絡治理模式；（2）生態環境治理不可一刀切，必須因地制宜，制定與當地經濟發展階段相適應、接地氣的環境政策制度；（3）東部經濟發達，倡導東部在此基礎上創新發展，積極學習探索嶄新的、綠色的、可持續的發展方式，構建行政手段、經濟手段、社會手段和信息手段協調發展的政府環境管理機制；中西部第三產業嚴重滯后于“三高一低”的第二產業，因此中西部迫切需要進行產業調整，優化產業格局，有序進行產業轉移與接受，提高區域生態效率；（4）提倡新型城鎮化建設，充分發揮人力資本的作用以及在勞動力轉移過程中產業的轉型升級，提高經濟發展的技術水平，通過技術引進與研發降低單位國內生產總值的能耗。

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（責任編輯/劉柳青）

F062.2

A

1002-6487（2016）19-0109-05

國家社會科學基金資助項目（14BJL102）；江蘇省社科基金資助項目（13WTB024）；江蘇省第四期“333高層次人才培養工程”江蘇生態文明建設的多層次協同治理研究（BRA2014207）

顧程亮（1990—），男，浙江湖州人，碩士，研究方向：區域可持續發展。李宗堯（1971—），男，山東臨沂人，博士，教授，研究方向：資源與環境經濟學、區域經濟。成祥東（1991—），男，江蘇鎮江人，碩士研究生，研究方向：資源與環境經濟學、區域經濟。