環境規制、綠色技術效率與污染密集型行業轉移

徐鵬杰

(聊城大學商學院，山東 聊城 252000)

改革開放三十多年來，我國經濟發展取得巨大成就，但成績背后存在的地區經濟差距和環境污染問題也逐漸凸顯。東部地區經濟高速增長，但環境趨于惡化；中西部地區經濟發展滯后，而環境容量則相對富余。那么，在考慮中西部地區環境承載力的前提下，通過促進污染密集型行業的合理區際轉移，成為緩解東部地區環境危機與助力中西部地區經濟發展的合理選擇。鑒于東部地區對資本的吸引力大于中西部地區，因此促進污染密集型行業合理轉移有必要從環境規制層面進行頂層設計，通過增加污染企業生產成本，使其主動遷出東部地區。然而，如果地方政府對污染企業的依賴性較強，便可能出于自身利益考慮而阻止企業遷出，因此還需通過促進綠色技術進步，使政府財稅來源向新興綠色產業傾斜，以削弱污染企業遷移的體制障礙。基于上述分析可以看出，促進污染密集型行業合理轉移，實現地區均衡可持續發展，有必要首先厘清環境規制、綠色技術效率與污染密集型行業轉移的關系。

環境規制對污染密集型行業轉移的影響是學者們爭論的話題，多數學者對此持肯定意見[1][2]，但也有學者認為污染密集型行業轉移易導致中西部地區的“污染避難所”問題[3][4]，而這一觀點同樣遭到質疑[5][6]。關于技術進步與產業轉移的研究也有諸多成果出現，少部分學者關注到技術進步的產業轉移效應，認為技術進步是我國污染密集型行業轉移的重要影響因素[7][8]，更多的成果則集中于產業轉移的技術溢出效應，熱衷于對產業轉移技術溢出機制與效果的分析[9][10]。此外，關于環境規制與綠色技術效率的關系問題也有部分成果展現，但相關學者對環境規制的技術進步效應持有不同意見[11][12][13]。

現有相關研究具有實際意義，但也存在不足：第一，缺乏將環境規制、綠色技術效率與污染密集型行業轉移納入統一體系的研究；第二，對污染行業轉移的測算普遍基于區位熵，并未很好論證該方法的合理性；第三，運用動態空間計量及面板門限模型開展的相關實證研究較少。為此，本文在綜合考察環境規制及綠色技術效率對污染密集型行業轉移影響機理的基礎上，對污染密集型行業轉移進行重新界定和測算，并運用中國30個省2001～2014年的面板數據，構建動態空間自回歸及面板門限模型進行實證研究，具有一定的創新性和實際指導價值。

一、機理分析

考慮存在兩個地方政府分別負責各自區域經濟發展，同時存在中央政府對各地區進行環保督查。基于上述假設，我們將地方政府的效用函數設定為：

(1)

其中，Yi(E)為地區的生產函數，E表示環境規制強度。由于放松環境規制可促進經濟增長，因此Yi(E)是E的減函數。θYi(E)表示地方政府從經濟增長中收獲的正效用。由于污染排放超出地區環境容量會受處罰，因此κ[(1-E)Pi-Mi]表示污染排放超標的負效用。Pi為污染排放函數，Mi為環境容量。(1)式代表污染排放不超標和超標時的地方政府效用。

對生產函數的界定，假設經濟體以資本為主要投入進行生產，且存在污染資本與綠色資本兩類。污染資本生產受環境規制制約且作為落后產能不存在技術進步，綠色資本的生產不受環境規制制約且作為新興產能存在技術進步。因此，我們可將生產函數設定為：

(2)

由于地區的污染水平與污染資本存量成正比，污染函數可簡單表示為：

Pi=γKPi

(3)

基于上述三個設定，我們可分析環境規制及綠色技術效率對污染密集型行業轉移的影響。生產函數和污染函數代入效用函數后可得：

(4)

假設東部地區處于排污超標狀態，西部地區處于不超標狀態，以符合本文對污染資本轉移合理性的界定。同時，假設初始綠色資本全部集聚于發達的東部地區。求該效用函數組對污染資本的一階偏導，可得出東西部地區對污染密集型行業的需求強度為：

(5)

地方政府對污染資本需求強度越高，越有動力吸引企業遷入，因此需求強度是影響污染資本轉移體制因素的集中體現。那么，污染密集型行業區際合理轉移的條件可表示為：

(6)

即欠發達地區對污染資本的需求強度超過發達地區。整理該不等式后可知，實現污染密集型行業合理轉移，地區的綠色技術效率水平須滿足以下條件：

(7)

即綠色技術效率水平必須達到一定水平，否則無法滿足污染密集型行業轉移的基本要求。

(8)

在不影響結果的前提下，簡化(8)式相關外生系數并對環境規制求導后可得：

(9)

這一結果表明KPe與E同樣為反向變動關系，因此轉移東部地區污染資本，還須努力提高環境規制水平。

綜合(7)、(8)、(9)式所得結論，我們可總結兩個理論命題：

命題1：污染密集型行業轉移需達到一定的綠色技術效率門檻。當綠色技術效率很低時，綠色技術效率及環境規制無法對污染密集型行業轉移產生顯著影響。

命題2：當綠色技術效率上升到一定水平后，綠色技術效率越高，環境規制水平越高，越有利于污染密集型行業合理轉移。

二、研究設計

(一)污染密集型行業轉移測算方法

對行業轉移問題的測算，傳統方法往往將某地區特定行業在全國產值中的比值減小視為區際轉移，使用這種產值占比的變化來衡量該地區特定行業遷出，具體可表示為：

(10)

其中，ITit大于0表示行業遷出，小于0表示行業遷入。許多學者使用類似方法測算污染密集型行業轉移，但該做法存在一定的缺陷。鑒于我國區域產業發展與環境容量差異較大的事實，由中西部尤其是西部承接東部污染密集型行業，對各地區均利大于弊，因此污染密集型行業的遷移不應僅以遷出量衡量，而需因地制宜設定合理的衡量指標。為此，本文在以“地均污染排放量”衡量地區的環境容量的基礎上*環境容量的計算方法為：先將區域空氣污染、水污染和垃圾污染物排放總量的加權求和，然后除以省域地理面積，從而得到單位面積的污染承載量。其中，空氣污染采用二氧化碳、二氧化硫和煙粉塵的加權排放量表示，水污染采用地區化學需氧量排放量表示，垃圾污染則采用地區固體廢棄物排放量表示。，設計如下“污染資本承接合理系數”的計算公式：

(11)

(12)

與傳統方法相比，這一算法以承接系數的正負號對污染資本轉移的合理性進行校準，從而更有效地衡量了地區污染密集型行業遷移的合理水平。

(二)綠色技術效率的測算

DEA是學術界測算綠色技術效率普遍使用的方法。考慮到超效率模型可更好地比較各地區綠色技術效率符合實證研究需要，因此本文運用MAXDEA軟件并基于SUPER-DEA模型計算各地區的綠色技術效率。測算使用的產出變量為經濟產出與環境污染。其中，以2000年為基期平減后的地區GDP表示經濟產出。環境污染則作為測算綠色技術效率必須的非期望產出，它包括空氣污染、水污染和垃圾污染，并以此三類污染物排放總量表示地區環境污染水平。投入變量包括資本、勞動力和能源。資本投入以2000年為基期平減的年度固定資產投資額表示，勞動力投入以地區年度城鎮單位就業人員數量表示，能源投入以地區年度消耗的標準煤數量表示。基于上述方法，本文測算我國30個省2001～2014年的綠色技術效率水平，圖1為各省綠色技術效率的年均指數，我們可看出東部地區的綠色技術效率水平整體較高，而中西部地區則相對較低，這也從一定層面體現了通過產業轉移提升中西部地區技術和經濟水平的重要性與合理性。

圖1 各省2001～2014年綠色技術效率年均值*原始數據來自《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》及各省市年鑒。

三、實證檢驗結果及分析

(一)模型設定

由于理論分析表明綠色技術效率對污染密集型行業轉移的影響具有門限效應，因此需構建面板門限模型對這一結論進行實證檢驗。門限檢驗結果顯示，污染密集型行業轉移的綠色技術效率門檻為顯著單一門檻(門限值為1.516)。基于此，本文構建如下的面板門限模型：

LnPITit=α0+α1LnTECit(LnTECit≤γ)+α2LnTECit(LnTECit>γ)+α3LnERit(LnTECit≤γ)+α4LnERit(LnTECit>γ)+α5LnGDPit+α6LnULit+α7LnFDIit+α8LnFICit+εit

(13)

其中，t表示時期，i表示地區，γ為門限變量，LnPITit表示污染密集型行業轉移，LnTECit為綠色技術效率，LnERit為環境規制，LnGDPit表示經濟增長，LnULit代表城鎮化水平，LnFDIit表示經濟開放水平，LnFICit表示地區金融發展水平，εit為隨機干擾項。

考慮到產業區際轉移可能具有空間相關性，因此同時使用空間計量經濟模型進行實證檢驗。參考Li(2017)使用的方法[14]，本文構建經濟距離空間權重矩陣并對污染密集型行業轉移的空間相關性進行檢驗，基于截面數據的Moran’s I指數計算結果如表1所示。

表1 污染密集型行業轉移的年度Moran’s I指數

注：*** 、** 和*分別代表在1%、5%和10%的水平下顯著；限于篇幅，表中僅列出部分結果。

表1顯示，各年度Moran’s I指數均高度顯著為正且總體上呈增大趨勢，表明污染密集型行業轉移具有顯著的空間相關性并逐漸增強。同時，考慮到產業轉移在時間上的連續性，本文構建如下的動態空間自回歸模型：

LnPITit=α0+α1LnPITi(t-1)+ρW×LnPITit+α2LnTECit+α3LnERit+α4LnTECit×LnERit+α5LnGDPit+α6LnULit+α7LnFDIit+α8LnFICit+εit

(14)

其中，LnPITi(t-1)為被解釋變量的滯后一期考察污染密集型行業轉移的時間慣性，W表示經濟距離空間權重矩陣，ρ為空間相關性系數，交叉項LnTECit×LnERit表示環境規制的綠色技術效率效應。

污染密集型行業轉移和綠色技術效率的計算方法如上文所述*對污染密集型行業的界定，本文參照相關學者的研究成果[2]。根據各產業的污染排放強度，將采掘業、化工原料及化學制品制造業、黑色金屬冶煉及壓延業、有色金屬冶煉及壓延業、化學纖維制造業、非金屬礦物制造業、電力和煤氣及水的生產供應業、造紙及紙制品業定義為污染密集型行業。。此外，我們采用地區工業污染治理投資完成額與地區工業增加值的比(即環境保護成本)衡量環境規制強度，平減后表示地區經濟發展水平的人均GDP衡量經濟增長，地區城鎮人口與總人口之比衡量地區城鎮化水平，年度實際使用外資額與GDP的比表示地方經濟開放水平，地區金融機構存貸款總額與GDP的比表示地區金融發展水平。本文使用的30個省2001～2014年面板數據來源于《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》及各省市年鑒。為保障數據的平穩性，本文在對負值進行相應處理的基礎上對數化有關數據。

(二)實證結果分析

本文使用面板門限模型對綠色技術效率及環境規制的門限效應進行初步分析(結果如表2所示)。從回歸結果可看出，當綠色技術效率對數LnTEC小于門限值時，其回歸結果不顯著，表明此時的綠色技術效率無法對污染密集型行業合理轉移產生影響，這與理論命題1相符。變量LnER在10%的顯著性水平下顯著為正，表明此時的環境規制水平提升可對污染密集型行業轉移產生一定的積極作用，但從系數和顯著性層面看，這種影響并不大。當LnTEC跨越門檻后，回歸結果發生顯著變化，此時LnTEC的系數高度顯著為正，表明綠色技術效率的提高成為促進污染密集型行業合理轉移的重要影響因素。而LnER也高度顯著為正，表明此時的環境規制水平提升也促進了污染密集型行業合理轉移，這與理論命題2相符。

從整體上看，面板門限模型的回歸結果在一定程度上印證了理論分析的正確性，但面板門限模型也存在一定的缺陷。該模型未考慮到污染密集型行業轉移的空間效應，同時也無法考察綠色技術效率與環境規制的交互作用。因此，本文同時使用空間計量模型進行回歸，以增加實證的穩健性。由于我國的污染密集型行業主要從東部轉出而由中西部地區承接，通過分析東部地區平均綠色技術效率發現，門限值1.516發生在2005～2006年前后。為此，我們將全部數據劃分為2001～2005年和2006～2014年兩個時間段，分別進行空間計量回歸(結果如表3所示)。

表2 面板門限的回歸結果

注：*** 、** 和*分別代表在1%、5%和10%的水平下顯著。

從模型的檢驗結果看，SAR-M1和SAR-M2的Log likelihood都很大，而AIC與SC指數很小，表明空間計量模型比線性模型更適于分析本文關注的問題。比較各空間計量模型的似然值還可發現，L-sar高于L-sdm，表明選取空間自回歸模型更合理。模型M1和M2的Adj-R2分別達到0.426和0.517，表明本文選取的解釋變量較好地反映了污染密集型行業轉移的影響因素。空間自相關系數ρ在兩個模型中均顯著為正，表明污染密集型行業轉移具有較強的空間集聚性。而模型SAR-M2中ρ的系數更大、顯著性更強，表明跨越門檻后污染密集型行業轉移的空間集聚性增強，“東出西進”的態勢更加明顯。變量LnPIT(-1)在兩個模型中均高度顯著為正，表明污染密集型行業轉移具有較強的時間慣性。

表3 空間計量回歸結果

注：*** 、** 和*分別代表在1%、5%和10%的水平下顯著；括號內為z值。

從自變量的回歸結果看，變量LnTEC在模型M1中不顯著，而在M2中高度顯著為正，表明綠色技術效率對污染密集型行業轉移的影響確實存在門限效應。當綠色技術效率較低時，地方政府在經濟利益的驅動下愿意承擔污染成本，以拉動經濟增長，發達地區由于存在整體優勢而對污染密集型資本形成吸引力，從而造成相關企業在東部地區集聚，因此綠色技術效率對污染密集型行業轉移影響不顯著。隨著發達地區技術進步及產業現代化帶來的綠色技術效率提升，污染密集型行業對地方經濟的意義逐漸減弱，且前期積累的較為嚴重的環境污染超出地區環境承載能力，最終迫使地方政府驅逐這些污染企業。相比之下，欠發達地區在經濟效益的驅動下樂于接納污染企業，因此產生綠色技術效率促進污染密集型行業向欠發達地區轉移的效果。變量LnER在模型M1中不顯著，而在M2中高度顯著為正，表明環境規制對污染密集型行業轉移的影響同樣存在以綠色技術為門檻的門限效應。當綠色技術效率較低時，由于經濟發展的需要，地方政府寧愿承擔高昂的環境治理成本或冒著被中央政府懲罰的風險也要留住污染企業，此時的環境規制對地方政府發展策略的影響較小。隨著發達地區綠色技術效率提升，地方政府從污染密集型行業中得到的經濟收益逐漸小于執行中央環境政策帶來的經濟成本，而污染的加劇也使治污的邊際成本不斷提高，因此環境規制開始產生排斥污染密集型行業的效果。欠發達地區則由于產業發展水平低、環境容量還有富余，仍處于經濟效益大于環境成本的狀態，從而樂于接受污染密集型行業的轉入，最終在整體上形成環境規制促進污染密集型行業轉移的態勢。交叉項LnTEC×LnER在模型M1中不顯著，而在M2中顯著為正，表明在綠色技術效率較低時不存在環境規制的綠色技術效率效應，而當綠色技術水平較高時，由于整體生產效率提高且環境規制成本加大，此時的環境規制水平提高迫使地方政府投入更多資源用于促進綠色技術效率提升，依靠技術的高邊際收入抵消環境規制的高邊際成本，因而間接提高綠色技術效率對污染密集型行業轉移的促進作用。

從控制變量的回歸結果看，LnGDP在模型M1中顯著為負，而在M2中顯著為正，表明在綠色技術效率水平及經濟總量仍處于低位時，東部地區出于刺激經濟的需要而對污染密集型行業形成較強依賴，此時的經濟增長表現為對污染密集型行業的吸引力。但隨著發達地區經濟水平的進一步提高，其對污染密集型行業的依賴度逐漸下降，從而形成經濟增長促進污染密集型行業轉移的結構性變化。變量LnUL在兩個模型中均不顯著，表明城鎮化并沒有促進污染密集型行業轉移，表明普通居民的環保訴求并沒有得到政府的充分重視，以經濟發展為核心的社會建設與達到“以人為本”的要求尚有一定距離。變量LnFDI在兩個模型中均高度顯著為負，表明從國際視角看我國仍是發達國家污染行業的輸出地，地方政府為吸引FDI而將大量的國外污染企業引進中國，從而導致環境約束本就較強的東部地區被進一步污染。變量LnFIC僅在模型M2中顯著為正，表明在技術和經濟水平達到一定程度后，金融業發展帶來的資本流通效率提高才能促進污染密集型行業合理轉移。

四、結論與政策建議

通過構建數理模型，本文研究環境規制、綠色技術效率與污染密集型行業合理轉移的關系。分析結果顯示，上述因素對我國污染密集型行業轉移的影響存在以綠色技術效率為門檻的門限效應。在對污染密集型行業轉移進行重新測算的基礎上，利用中國30個省2001～2014年的面板數據，構建面板門限模型及動態空間計量模型，以驗證理論命題的正確性。實證結果表明，當綠色技術效率較低時，環境規制和綠色技術效率的提升并不能促進污染密集型行業轉移，只有綠色技術效率水平達到門檻值以上時，綠色技術效率和環境規制才對污染密集型行業的合理轉移產生顯著的促進作用。

基于理論及實證分析結果，為促進我國污染密集型行業的合理轉移，本文提出以下的政策建議：(1)由于西部地區環境容量尚有富余，又需引進資本和技術來發展當地經濟、提高居民生活水平，因而中央政府應加大對污染密集型行業從東向西轉移的支持力度。據此，應從宏觀頂層設計層面出臺相關政策，為污染密集型行業轉移提供便利；從中觀層面加強對地方政府相關行為的監管，為污染密集型行業東出西入掃清地方保護主義等區域性障礙；在微觀層面為污染密集型企業的轉移提供稅收及經濟扶持。(2)由于現階段綠色技術效率的提升已形成促進污染密集型行業轉移的有效機制，因此中央政府應要求東部地區加大提升綠色技術效率的相關投入，并從財政層面為綠色技術效率進步較快的地區提供財政支持或獎勵機制。地方政府則應主動通過加大相關R&D投入、增強第三產業及工業現代化發展等途徑促進地區綠色技術效率的提升，以促使污染密集型企業主動遷移。(3)環境規制不僅有助于污染密集型行業轉移，同時還通過倒逼綠色技術效率提升進一步強化其污染密集型行業轉移效應，因此中央政府應加大對東部地區的環境污染的管制力度，充分發揮環境規制的積極效應；對西部地區則應制定適應性的環境規制政策，既不能因規制過于苛刻而對西部地區接納污染密集型行業造成體制上的障礙，也不應完全以促進污染密集型行業轉移為目的而過度放松環境規制，避免西部地區重走“先污染、后治理”的老路。

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