環境規制對中國經濟增長方式轉變的分地區研究

張續

摘 要 近幾十年來，我國經濟的高速增長伴隨著生態環境的嚴重惡化，如何協調環境與經濟的關系，實現經濟可持續增長，是我國現階段面臨的關鍵問題。為了探究我國環境規制對經濟轉型的影響并為今后環境規制政策的設計提供依據，本文將環境全要素生產率增長在經濟增長中的貢獻率作為反映經濟增長方式的指標，使用方向性環境距離函數和序列Malmquist-Luenberger指數測算。以二氧化硫濃度達標率、廢水排放達標率、煙塵排放達標率和固體廢棄物綜合利用率作為反映環境規制強度的四個單項指標，用熵值法折算出綜合指標。利用我國30個省份2004～2013年的面板數據，對環境規制對經濟增長方式的影響進行了實證分析。結果顯示，從全國整體來看，環境規制對經濟增長方式轉變有顯著且持續的正效應，經濟增長方式趨向于生態化、集約化。再將我國分為東部、中部、西部三個地區分別來看，我國中西部環境規制強度低于東部，且環境規制對經濟增長方式轉變的影響具有滯后性。最后本文根據結論提出了政策建議。

關鍵詞 環境規制強度 經濟增長方式 環境全要素生產率 方向性距離函數

一、引言

當今社會，環境問題越來越受到各國重視。對于經濟轉型時期的中國而言，在環境保護和經濟增長之間取得平衡，制定出合理有效的環境政策，更是保持經濟可持續發展的必然要求。

中國經濟的高速增長以環境嚴重惡化為代價。改革開放以來，人均GDP從1978年的385元，到2014年的47203元，中國經濟高速增長。但與此同時，能源的過度損耗和環境的逐步惡化成為工業化、城市化的代價。2014年，中國廢水排放總量716.2億噸，廢氣中二氧化硫排放量1.974千萬噸。根據耶魯大學公布的《2016年環境績效指數報告》，中國空氣質量在全球排名倒數第二。

對于如何轉變經濟增長長久以來的模式，走低能耗、低污染的新型工業化道路，是中國建立“資源集約型、環境友好型”社會所面臨的現實問題，也是經濟增長所面對的嚴峻挑戰。基于此，本文參考國內外學者研究經驗，根據我國具體情況，探究環境規制對我國經濟增長的影響。

二、模型建立

（一）變量說明

（1）經濟增長方式EPC。EPCit表示環境全要素生產率增長對經濟增長的貢獻率。當指標提高時，說明生產趨向于環保型的增長方式；而當指標降低時，說明生產趨向于污染型的增長方式。于是，EPCit可以作為指標反映各省份的經濟增長方式。

使用方向性距離函數測算環境全要素生產率，投入為資本存量、從業人數和能源投資，合意產出為GDP，非合意產出為污染排放。污染排放為使用熵值法對二氧化硫排放量、廢水排放量、煙塵排放量和固體廢棄物產生量核算得到的綜合指數。

方向性環境距離函數測算環境全要素生產率的方法簡述如下：

假定k=1，…，K個省份在第t=1，…，T期投入和產出生產可能性集合為，即存在一個規模報酬不變的環境生產技術，在第t期能將投入轉化為合意性產出與非合意產出，該環境生產技術數學表達式為：

方向性環境距離函數為：

β表示在投入和技術結構條件下，合意性產出的增長與非合意產出的縮減在既定方向上所能實現的最大程度。可將方向向量設定為，即合意性產出與非合意性產出在現有基礎上同比例縮減。使用Malmquist-Luenberger指數法，得到環境全要素生產率為：

說明環境全要素生產率增長；，說明環境全要素生產率下降；，說明環境全要素生產率不變。

（2）環境規制強度ENR。通過熵值法將二氧化硫排放達標率、廢水排放達標率、煙塵排放達標率和固體廢棄物綜合利用率四個單項指標進行折算，得到反映環境規制強度的綜合指標ENR。通過熵值法得到各個指標的信息熵，信息熵越小，信息的無序度越低，其信息的效用值越大，指標的權重越大。

熵值法確定權重步驟：

多屬性決策矩陣M如下

（3）勞均資本CPD。根據比較優勢理論，不同地區應選擇不同的資本-勞動比，以最大化其生產效率。因此勞均資本對于經濟增長水平和方式會產生影響，這種影響通過CPD作為指標來反映。勞均資本CPD用資本存量比從業人數測算。

（4）創新研發投資RII。研發投資的增加，有利于生產技術和排污技術的進步，有利于要素使用效率的提高。因此也和經濟增長方式有著密切關系。創新研發投資RII用企業創新研發投資比主營業務收入測算。

（5）產權制度INC。產權制度決定企業的激勵機制。企業的產權制度不同，目標和決策也會不同，從而影響其生產效率、資源配置方式等，對經濟增長方式產生影響。產權制度INC用國有及國有控股企業總產出比GDP測算。

（6）對外開放程度FDI。對外開放程度在此并非單純從貿易角度考慮，而是更看重其對經濟的長期影響。對外開放程度越高，越有利于先進技術的引進，同時也可以促進經營管理經驗的借鑒。另外，對外開放也會作用于產業在國際的轉移。因此其對經濟增長方式產生影響。對外開放程度FDI用外資企業總產出比GDP測算。

（二）核心模型

上文已對各個對經濟增長方式產生影響的變量進行了說明，下面將其納入計量模型中。

式（1）為將環境規制強度ENR、要素稟賦CPD、創新研發投資RII、產權制度INC、對外開放程度FDI五個經濟增長方式的影響因素作為解釋變量建立的計量模型。由于直接使用變量數據擬合效果不理想，將其取對數。經濟增長方式EPC的結果在某些年份為負值，因此未對等式左邊取對數。另外，考慮到環境規制對經濟增長方式的影響可能具有滯后性，即前幾期的環境規制效果可能作用于本期經濟增長方式，因此在模型中加入環境規制強度滯后項。

三、實證分析

（一）數據說明

本文利用2004 ～ 2013年我國30個省份的面板數據，分析我國不同省份的經濟增長方式和環境規制強度的關系。數據來源于國家統計局網站和前瞻數據庫。

對GDP、資本存量等數據利用價格指數去除通貨膨脹的影響。

根據描述性統計結果，由于變量ENR和CPD標準差較大，將全部解釋變量取對數，對數據進行平穩化處理。將全部解釋變量取對數，是為了保證他們的影響程度不變；不對被解釋變量取對數，是由于其含有負值，而不處理被解釋變量對結果無影響。處理后數據的描述性結果如表1所示。

根據已有研究經驗和分地區數據描述性統計結果，東中西部數據均值差異較明顯，因此根據國家標準將我國這30個省份分為東中西部地區，東部地區包括北京、福建、廣東、海南、河北、黑龍江、吉林、江蘇、遼寧、山東、上海、天津和浙江，中部地區包括安徽、河南、湖北、湖南、江西和山西，西部地區包括甘肅、廣西、貴州、內蒙古、寧夏、青海、陜西、四川、新疆、云南和重慶。對我國整體和東中西部分地區，進行兩個層面的實證分析。

（二）實證過程

根據方差膨脹因子的計算結果，所有變量的方差膨脹因子都不大于5，不存在嚴重的變量間多重共線性問題。根據F檢驗和Breusch-Pagan的LM檢驗的結果，變量的個體效應顯著，因此不使用混合效應模型。根據Hausman檢驗的結果，使用固定效應模型比隨機效應模型更為合適。由于原始數據存在異方差和自相關，選擇FGLS可行廣義最小二乘估計法估計參數，并使用Driscoll-Kraay標準誤估計法判斷穩健性。

回歸結果如表2所示。

表1顯示了全國、東部、中部和西部的回歸結果，其中被解釋變量為EPC，解釋變量中lnENR、lnENR-1、lnENR-2分別表示當期、滯后一期、滯后兩期的環境規制強度。“*”、“**”、“***”、“****”表示在15%、10%、5%、1%的顯著性水平該解釋變量的系數顯著非零。通過Driscoll-Kraay標準誤估計法判斷模型穩健性良好。

分析表1的回歸結果可以得到以下信息。將全國作為整體來看，t期、t-1期和t-2期的環境規制強度指標系數顯著為正，說明環境規制對經濟增長方式轉變有顯著的正效應，而且這種影響有持續性，即前幾期的環境規制加強，將促進當期的經濟增長方式轉變。

將全國分為東部、中部、西部三個區域分別來看，東部地區t期和t-1期、t-2期的環境規制強度的系數顯著為正，說明環境規制對經濟增長方式轉變有顯著的正效應。因此環境規制加強不會因為提高成本而降低東部地區的生產效率，這反而可能由于促進創新研發和技術進步而加快產業轉型升級。

在中部地區，t期環境規制強度系數不顯著為負，t-1期和t-2期的該系數顯著為正，即當期環境規制加強對經濟增長方式轉變有不顯著的負效應，而t-1期和t-2期的環境規制加強有利于當期的經濟轉型。這說明對于中部地區，環境規制對經濟增長方式有很強的滯后作用。這種現象的原因可以從兩方面解釋：第一，相對于東部地區，中部地區市場化水平較低，因此當環境政策作用于要素價格和生產流程后，要素和產品的流通比較緩慢，需要經過較長時間才能引起市場反應。第二，由于中部地區市場化水平低于東部地區，還使得在政策運用方面，多使用命令控制型的環境規制工具，少使用市場激勵型的環境規制工具，導致很多企業不能根據自身情況做出決策，犧牲了部分生產效率。

在西部地區，當期環境規制強度系數不顯著為負，t-1期、t-2期的該系數顯著為正。這說明，在西部地區環境規制對經濟增長方式轉變也存在較強的滯后作用，其原因與中部地區類似，并且西部地區的市場化水平相對中部地區更低，更偏向于命令控制型的環境規制，在當期給造成企業的成本增加更是不可避免。且西部地區的技術較為落后，當期引起的創新研發的積極效應較弱，不足以彌補增加的成本。但由于前幾期的環境規制能夠對以后的經濟轉型產生正面影響，長遠來看環境規制還是促進經濟向可持續增長轉型的積極因素。

四、結論和政策建議

本文通過構建環境全要素生產率模型，利用我國30個省份2004 ～ 2013年的面板數據進行實證分析，研究環境規制強度的經濟轉型效應。通過對全國和東部、中部、西部地區的初步實證分析，證明環境規制對東部地區和全國整體的經濟增長方式轉變具有顯著且持續的正效應，而當期環境規制對中部和西部地區有不顯著的負效應，前期環境規制對中部和西部地區當前的經濟轉型有顯著正效應。

總體而言，環境規制對經濟由粗放型、環境忽略型的不可持續發展，向集約型、環境友好型的可持續發展有著重要意義。

根據研究結果，本文提出以下幾點建議：第一，適當提高環境規制強度。這會推動企業不斷創新研發取得生產和減污的技術進步，利于產業模式的轉變和經濟在長期的可持續發展。第二，更多的使用市場激勵型環境規制工具。其更利于企業根據自身具體情況做出決策，能夠較小程度的增加成本和較大程度的提高經濟效益，使得環境規制在解決環境問題的同時，更好地實現對經濟增長和產業轉型的正面作用。第三，加速市場化改革。加快市場化改革將對加速經濟轉型。

（作者單位為首都經濟貿易大學經濟學院）

參考文獻

[1] 唐未兵，傅元海，王展祥.技術創新、技術引進與經濟增長方式轉變[J].經濟研究，2014.

[2] 涂正革，諶仁俊.傳統方法測度的環境技術效率低估了環境治理效率？——來自基于網絡DEA的方向性環境距離函數方法分析中國工業省際面板數據的證據 [J].經濟評論，2013.

[3] 謝涓，李玉雙，韓峰.環境規制與經濟增長：基于中國省際面板聯立方程的分析 [J].經濟經緯，2013.

[4] 熊艷.基于省級數據的環境規制與經濟增長關系[J].中國人口、資源與環境，2011.

[5] 原毅軍，劉柳.環境規制與經濟增長：基于經濟型規制分類的研究[J].經濟評論，2013.

[6] 張成，郭炳南，于同申.污染異質性、最有環境規制強度與生產技術進步[J].科研管理，2015.

[7] 趙霄偉.環境規制、環境規制競爭與地區工業經濟增長——基于空間Durbin面板模型的實證研究[J].國際貿易問題，2014.