環境規制對經濟發展的影響
——基于省際面板數據的分析

李麗娜1,李林漢

(1.中央財經大學 中國公共財政與政策研究院，北京 100081； 2.河北金融學院 金融創新與風險管理研究中心，河北 保定 071051)

能否在保護環境的同時兼顧經濟的持續增長是政府決策者和學術界一直關注的熱點問題。我國現階段的經濟增長模式仍然對資源需求大，對環境破壞大，環境規制的加入必定會導致現有經濟模式的改變，增加企業運營的成本，以至于影響經濟發展，從而將環境規制與經濟發展置于了對立的局面。但是著名的“波特假說”卻提出了環境規制能夠產生創新補償的效應，進而達到可持續發展的目的[1]。

已有的文獻從不同的角度探討了環境規制對于經濟發展的影響，例如工業部門[2-4]、技術創新[5]、多重均衡理論[6-7]、產業結構調整[4]、地域差異[8-10]、財經問題角度[11-12]等。但是在我國如今的經濟形勢之下，環境規制對于經濟發展的影響是如何變化的，是否存在區域上的區別，影響經濟發展的因素與環境規制的關系如何，環境規制的變化能否帶來其他變量的連鎖反應，卻少有相關的探討和研究。

基于上述分析，本文根據中國省際面板數據，試圖對前人的研究進行拓展。首先，拋開人為劃分區域的主觀性，利用面板門檻模型對于地域差異進行客觀性的劃分，從地域性的角度研究省際區域環境規制對于經濟發展的效應；其次，去除靜態分析的劣勢，將環境規制與經濟發展的互動關系從動態角度進行重新解讀，利用面板向量自回歸(PVAR)模型從時變性角度研究省際區域環境規制對于經濟發展的動態效應，以期對于理解環境規制和地區經濟發展得出新的成果，進而提供理論與實務借鑒。

一 理論分析與研究假設

(一)環境規制對經濟發展產生積極的效應

Porter認為社會對環境保護的渴望不是工業經濟的經濟負擔，相反環境的改善會以更高的標準制約經濟發展的形式，進而達到經濟的可持續發展[2]。Heidi對美國制造業的環境專利活動和環境監管進行了研究，以最小二乘法進行估計，環境規制能夠正向促進技術創新，進而促進經濟發展[13]。Berman等研究了洛杉磯南海岸的空氣污染法規對于減少投資的效應影響，發現隨著嚴格的污染法規的落實導致洛杉磯地區的煉油廠的生產率大幅上升，否定了那些環境監管成本過高損壞經濟發展的論調[14]。Mitsutsugu利用計量方法對日本的環境規制與經濟全要素生產率進行了研究，結果表明，嚴格的環境法規對全要素生產率的增長有顯著的正向影響[15]。于同申、張成首先采用協整分析方法得出環境規制與經濟增長之間具備長期穩定關系，然后進行格蘭杰因果檢驗，表明環境規制強度能夠顯著促進經濟增長，且從長期來看這種效應更明顯[3]。熊艷首先采用拉開檔次法，構建環境強度指數，然后采用面板數據模型分析環境規制與經濟增長之間的關系，表明環境規制能夠通過創新補償說促進經濟增長[5]。封福育構建了兩部門經濟增長模型，其后運用面板門限回歸模型檢驗顯示，環境規制促進了我國的經濟增長[6]。

(二)環境規制對經濟發展產生不確定的影響效應

Klaus等將環境規制成本作為一種與生產資料輸入有關的非生產性投入，衡量環境規制對全要素生產率的影響，結果表明，環境規制隨著時間以及污染效應的密集度而對經濟增長有著不確定的影響[4]。張紅鳳等人通過構建計量模型，對山東省和全國的環境規制與經濟增長進行了實證研究，發現環境污染與經濟增長之間的關系是不確定的，并認為是不同的度量指標導致的[16]。孔祥利、毛毅建立面板數據誤差修正模型對環境規制與經濟增長之間的關系進行檢驗，發現東部地區環境規制促進經濟增長，中部關系不顯著，而在西部地區環境規制抑制經濟增長[8]。張成等人對我國31個省份進行整體和分組檢驗，發現環境污染與經濟增長之間的關系具有多種形態，隨著區域以及指標的選取的不同，分別會呈現單調遞減、“U”型、倒“U”型、“N”型和倒“N”型五種不同關系[17]。謝涓等人基于1996-2010年間的數據，通過構建環境規制與經濟增長的聯立方程模型，發現在全國的層面上環境規制對于經濟增長的作用不顯著[18]。馬媛分別運用混合最小二乘估計、個體固定效應和隨機效應模型對我國東部、中部以及西部地區環境規制與經濟增長之間的關系進行了驗證，結果表明兩者關系在東部和西部比較明顯而在中部地區不顯著[9]。張蘊萍通過計量模型檢驗環境庫茲涅茨曲線的存在，結果表明，在不同的經濟發展階段環境規制對于經濟增長的關系是不一致的[10]。原毅軍、劉柳將環境規制分為費用和投資兩類，認為費用型環境規制對經濟增長無影響，而投資型環境規制促進經濟增長[19]。李勝蘭等人利用我國省份面板數據，基于環境規制對經濟增長作用機制的理論分析，結果表明環境規制與經濟增長之間的關系不顯著[11]。

(三)環境規制對經濟發展產生消極效應

Gray以全要素生產率衡量經濟增長率，發現環境規制在19世紀70年代以后的十年中平均每年降低經濟增長44%，而且是當年文獻的最大降低值[20]。Anthony等提出了一種衡量環境規制對于全要素生產率增長影響的模型，發現環境規制對于生產率的增長既有直接影響又有間接影響，并且使得生產率下降了10%-30%[21]。Walley等認為減少對環境有害的或消耗資源的原資料的使用，卻同時得到經濟回報的想法是極其不現實的，同時以一個公司為例對這種情況進行了說明[22]。Ederington等將環境規制變量作為內生變量，研究環境規制是否影響各國在國際貿易協定的角色，研究結果表明，國際貿易協定是環境保護的一種重要方式，并且發現此種環境規制對于美國的經濟產生了消極影響[23]。李泳、李金青通過構建非線性投入產出模型，分別以治理污染額增加、機動車尾氣排放標準變更以及提高能源價格為環境規制變量分別分析對經濟的影響，結果表明上述三種變量的增加都會抑制經濟的發展，但治理污染額的增加對于抑制經濟發展的程度是最大的，模型顯示呈擬指數的抑制趨勢[7]。王文普分別以二氧化碳和二氧化硫的排放衡量環境規制的程度，運用省際面板數據發現抑制二氧化硫的排放能夠促進經濟增長，而抑制二氧化碳的排放卻會抑制經濟增長，最后得出環境規制不是發展地方經濟的良藥[12]。張婷婷將我國按地域分為東部、西部、中部，然后運用面板模型分析發現環境規制對東部地區的經濟增長有不顯著的負向作用[24]。

綜上文獻可以看出，已有文獻從不同角度利用不同的計量模型對環境規制與經濟增長之間的關系進行研究，得出的結論也不一致，這與經濟發展的不同階段對于環境的不同需求有著密切關系。在經濟增長的初級階段，大多數企業和公司都是低端高耗能模式，環境規制政策還沒有跟上，環境規制對于經濟增長的影響較弱；當經濟增長達到成熟的中后期時，經濟發展模式已經穩定，集聚效應和環境保護意識逐步體現，此時環境規制也會加強直至穩定，相應地對于經濟發展也會造成負面影響。

此外，環境規制對于經濟增長的影響會因為經濟增長的模式不同而存在明顯的異質性，同時經濟增長的影響因素眾多，并且在不斷變化，于是環境規制對于經濟增長的影響機制實際上是隨著經濟增長的不同程度而呈現出動態演變的形態。但是以往的方法大多是基于線性假設和靜態分析，將不同階段的過程籠統地看成一個整體，無法得出動態演化的機制。

二 模型構建與數據選取

(一)模型來源與拓展

1928年，美國數學家Charles和經濟學家Dauglas提出了經典的科布-道格拉斯生產函數，隨后衍生出來許多變形后的生產函數，經典的生產函數形式為：

Y=AKαLβe

(1)

其中,Y代表經濟發展，A代表技術發展常數，K表示物質資本存量，L表示勞動力，e表示隨機誤差，α,β表示產出彈性。但是，該模型無法進行假設檢驗，同時要求各自變量的彈性系數相加為1，使得許多論文的結果無法成立。為了克服這種問題，1957年，Slow提出了改進的生產函數形式，放寬了上述要求，本文借鑒此模型進行拓展和變形。第一，在影響經濟發展的眾多因素中，加入環境規制和城鎮化的影響。第二，借鑒Slow的想法，放寬各自變量的彈性為1的限制。第三，為了使得模型易于估計和檢驗，對于模型兩邊同時取對數，得到以下的雙對數模型：

lnEG=lnA+αlnK+βlnL+γlnER+lnCity+lne

(2)

進一步加入門檻變量對式(2)進行拓展，可得

lnEGit=lnA+αlnKit+βlnLit+γ1lnERit(thr>η)+γ2lnERit(thr≤η)+lnCity+lneit

(3)

其中，EG表示經濟發展的水平，ER表示環境規制的強度，City表示城鎮化的水平，thr表示門檻變量，η表示待估的門檻值，γ1、γ2為待估的系數，其他變量同上。式(3)是單門檻變量模型，可以在此基礎上繼續拓展出多門檻模型。關于面板門檻模型的具體原理與求解檢驗過程，本文不再贅述[25-27]。

(二)數據整理以及來源說明

鑒于數據的可得性與研究需要，本文以我國30個省份(不包含西藏以及港澳臺地區)為研究總體，時間選取為2007-2015年，數據來源于《新中國60年統計資料匯編》和《中國統計年鑒》以及統計局網站。

(1)環境規制(ER)：環境規制作為度量環境保護的方法，現有文獻的度量法眾多[5,6,9-12,16,18],從數據可得性的角度來看，本文借鑒李林漢的做法[28]。

(2)經濟增長(EG):作為衡量經濟增長的一項指標，慣用的方法為采用各地區生產總值(GDP),但是由于各地人員和經濟結構的不同，使用本指標會有偏頗，本文采用人均地區生產總值來進行衡量。

(3)物質資本存量(K):慣用的方法為各地區當年的固定資產投資額，考慮到各地區人口和經濟結構的不同，為了消除這些差異，因此使用各地區當年的固定資產投資額占各地區生產總值(GDP)的比例進行衡量。

(5)城鎮化水平(CITY)：各地區城鎮人口數與該地區總人口數之比衡量。

數據的統計信息如表1所示，從表1中可以看出，由于選取變量的時候本文都是以百分數為準，因此文中的數字單位都是一致的。下面重點針對環境規制與經濟增長兩個變量進行說明：第一，除個別省市外，我國的經濟增長水平呈現從西向東下降的趨勢，西部、中部和東部的經濟增長水平均值為15.55%、13.88%和11.36%，而全國的經濟增長水平均值為13.57%，因此東部地區全部位于平均值以下，中部地區位于均值以下的有山西、黑龍江、河南三個地區①。可以看出本組數據所得結果與平時的認識有偏差。這是因為慣用的方法是采用地區生產總值總量，而本文選取的為人均地區生產總值形式的比例型指標，因此出現了本文我國的經濟增長水平指標呈現從西向東下降的趨勢。第二，西部、中部和東部的環境規制強度均值為3.19%、2.45%和1.94%，除去個別省市以外，各地區的環境規制強度呈現從西向東下降的趨勢，而全國的環境規制強度均值為2.54%，因此東部地區全部位于均值以下，中部地區位于均值以下的有安徽、江西、河南、湖北和湖南省總共5個省區②。從這組數據可以看出，一方面東部地區頻繁出現的極端惡劣天氣與地域的氣候特點有關系，另一方面也與環境規制的水平不高有關系。

表1.描述性統計

三 實證分析

(一)面板門檻效應的估計與檢驗

將各變量分別設置為門檻變量，可得四個面板門檻模型，分別記為模型I、模型II、模型III、模型IV，本文用軟件Stata14進行操作。門檻變量的檢驗結果如表2所示，而且以各個變量為門檻變量的模型都只存在一個門檻值，以環境規制和城鎮化為門檻變量的模型都存在一個在10%水平下顯著的門檻值，分別以物質資本存量和勞動力為門檻變量的模型都存在一個在1%水平下顯著的門檻值。表3給出了各個模型中的門檻值與95%置信區間。

表2.不同變量門檻檢驗值

注:***、**、*分別表示0.01、0.05和0.1的顯著水平，P值為采用BS方法反復抽樣300得到的。

表3給出環境規制的門檻值為-3.581，以平均值計算各省份位于門檻值以上的省份包括寧夏、甘肅、青海、內蒙古③,而且隨著環境規制強度的提高，環境規制對于經濟增長的彈性系數從0.181增加到0.281(見表4)，這說明環境規制整體上對于經濟增長起促進作用。這種變化與我國的經濟增長方式有著密切關聯，改革開放初期我國粗放型經濟增長方式對環境產生了巨大的破壞，地方政府必須花費大量的財力和物力進行修復，這一加一減無形中拖慢了經濟增長的步伐，但是隨著經濟增長方式的轉變和人們環境保護意識的增強，加的程度就必然要增長，減的程度也必然要減少，那么經濟增長的速度也就提升了起來。

表3.門檻值估計

表3給出物質資本存量的門檻值為-0.271，以平均值計算各省份位于門檻值以上的省份包括貴州、河北、山西、河南、廣西、四川、海南、湖北、湖南、天津、黑龍江、山東、福建、江蘇、浙江、北京、廣東和上海總共18個省份④，結果顯示隨著物質資本存量的提升，環境規制對于經濟增長的彈性系數從-0.059增加到0.006(見表5),這說明在物質資本存量越過門檻值后，環境規制從抑制經濟增長變為促進經濟增長。在經濟增長初期，我國的物質資本投資主要還是流向高耗能高污染的重工業，環境規制的出現必然會對這些企業產生抑制效應，而后隨著經濟增長方式的轉變以及物質資本量的大幅度提高，物質資本的流向就會變得多樣化，而環境規制能促進那些新興產業的發展，經濟增長的速度也就會提升。

表4.門檻模型I參數結果

表6.門檻模型III參數結果

表5.門檻模型II參數結果

表7.門檻模型IV參數結果

注：括號中的數字為T統計量，***、**、*分別表示0.01、0.05和0.1的顯著水平。

表3給出勞動力的門檻值為-2.930，以平均值計算各省份位于門檻值以下的省份包括山西、福建、陜西、甘肅、新疆、北京、天津和青海總共8個省份⑤，當勞動力水平越過門檻值以后，環境規制對于經濟增長的彈性系數從-0.049增加到0.063(見表6),這說明在勞動力水平越過門檻值后，環境規制從抑制經濟增長變為促進經濟增長，經濟增長的方式轉變以及人力資本的流向不同導致了這種變化。

表3給出城鎮化的門檻值為-0.505，以平均值計算各省份位于門檻值以上的省份包括福建、江蘇、浙江、遼寧、廣東、天津、北京和上海總共8個省份⑥，當城鎮化水平越過門檻值以后，環境規制對于經濟增長的彈性系數從-0.157增加到-0.194(見表7),環境規制對于經濟增長都是抑制，而且抑制程度是加強的。在城鎮化水平初期，政府比較關注的是經濟增長的速度和城鎮化水平的提升，對于環境規制的需求不高；在城鎮化水平越過門檻值以后，地方政府對于經濟增長總量的追求不減，隨之產生的諸多問題嚴峻且不可回避，比如城市霧霾問題以及農村大量閑置土地問題，因此在本階段的過程中地方政府要提倡城鎮化進程適度以及加速城鎮化配套設施的建設。

(二)面板向量自回歸模型

為了進一步研究各項因素對于經濟增長的動態效應，并考察各因素沖擊對于經濟增長的貢獻大小，本節建立了面板向量自回歸模型(PVAR)，研究各因素對于經濟增長的沖擊力度和延續模式。PVAR在VAR模型的基礎上，同時考慮了面板數據模型的特點，不僅能夠避免內生性問題,還能較準確地刻畫變量之間的動態作用，在經濟領域有著廣泛的應用。主要步驟有：數據平穩性檢驗、PVAR模型估計、脈沖響應函數和方差分解，本文采用eviews8.0軟件進行操作。

1.數據平穩性檢驗和協整性檢驗

在進行協整檢驗和PVAR模型之前，首先需要查看數據是否平穩，因此本節分別采用最常用的三種面板數據平穩性檢驗辦法：Leivin-Lin-Chu(或LLC)、IM-Pesaran-Shin(或IM-PS)、ADF-Fisher Chi-square(或ADF)對數據進行檢驗，如表8所示，可以看出環境規制、經濟增長和勞動力在1%的顯著水平下顯著，物質資本存量和城鎮化在5%的顯著水平下顯著，滿足后續實證研究對于數據的要求。

表8.單位根檢驗

注：*、**、***表示10%、5%和1%的顯著水平。

表9.格蘭杰因果檢驗結果

為了避免變量之間出現虛假回歸，同時也使用格蘭杰因果檢驗分析各個變量與經濟增長之間的關系，限于篇幅所限，本文只給出環境規制與經濟增長之間的格蘭杰因果檢驗關系，結果如表9所示。從表9可以看出，原假設為ER非EG格蘭杰原因分別在滯后階數為2、3、4和5的情況下，P值呈遞減狀態，且都在5%的水平下顯著，說明環境規制是經濟增長的格蘭杰原因，即二者之間的因果關系顯著；但是在原假設為EG非ER格蘭杰原因分別在滯后階數為2、3、4和5的情況下，P值均超過了15%，即經濟增長不是環境規制的格蘭杰原因。其他解釋變量方面，物質資本存量、勞動力水平都與經濟增長在10%的顯著水平下互為格蘭杰原因，城鎮化水平是經濟增長的格蘭杰原因，但是經濟增長不是城鎮化水平的格蘭杰原因。

2.PVAR模型估計結果分析

本文的變量單位根檢驗滿足模型分析的前提，可以運用PVAR模型進行變量之間相互關系的估計和檢驗。PVAR模型表達式如下：

yit=αi+βt+Ayi,t-1+Byi,t-2+εit

(4)

其中yit=EG,ER,K,L,CITY，A、B為待定的系數陣，αi、βt分別為個體和時間上的固定效應向量。為了估計其中的系數，慣用的方法為首先利用個體上的均值差分和時間上的向前差分去掉固定效應，避免因為固定效應帶來的自相關問題而導致估計系數的偏差，然后，利用AIC準則和SC準則檢驗最小滯后期，最后采用廣義矩方法(GMM)估計待定的系數陣。

表10給出了PVAR模型滯后階數檢驗結果，可以看出2階滯后為最優滯后階數，表11給出了滯后階數為2階的PVAR系數估計的結果。

表10.PVAR滯后階數檢驗表

表11.PVAR回歸結果

注：“()”代表標準差，“[ ]”代表t統計量。

表11說明，經濟增長的主要效應還是源于自我主動效應，滯后一期的環境規制和城鎮化水平都對經濟增長有正向效應，而滯后二期的環境規制、物質資本存量、勞動力水平和城鎮化水平都對經濟增長有負向效應，也就說本文中的四個解釋變量都可能會引起地方經濟水平的收斂，但是環境規制和城鎮化水平需要更長的時間。

3.脈沖響應函數和方差分解結果分析

本部分利用脈沖響應函數繼續對PVAR模型估計的結果進行論證和檢驗。脈沖響應函數所論證的是當系統中的變量受到外生沖擊時對其他變量的影響。各變量對于經濟增長的脈沖響應函數結果顯示，給環境規制一個沖擊，經濟增長在當期就產生了增長，到第5期達到最大值，隨后經歷下滑，這種正向效應逐漸變小，在第17期的時候趨于穩定，反映出環境規制對于經濟增長會有正向響應且時間較長，這與門檻模型I中越過門檻值后的結果是一致的，說明環境規制會矯正經濟增長中的結構和因素，調整經濟增長的方式，使其達到近似合理的狀態，最后達到環境規制與經濟增長的和諧發展；物質資本存量和勞動力水平對于經濟增長的沖擊表現為負向，但是在第四期以前都是很弱的負向影響，直到了19期的時候，變化趨勢趨于穩定，但這與門檻模型II、III沒有越過門檻值的結果是一致的，這樣的結果說明可能我國的物質資本存量和地方勞動力水平還是有欠缺的，并不能支撐起對于經濟增長的正向影響；城鎮化變量對于經濟增長的沖擊也表現為負向，而且在7期的時候達到最大，直至最后平穩，這與門檻模型IV的結果也是一致的，這說明城鎮化可能對于經濟增長并無益處，這種結果的出現應該是我國高速發展的城鎮化與城鎮中的配套結構并不匹配，而且城鎮化帶來的一系列問題在城鎮化初期確實也無法解決，比如環境污染問題、外來人口的安置問題、買房難等，雖然城鎮化發展的后期會體現集聚效應達到經濟增長的最優模式，但是我國的城鎮化顯然還沒有達到后期。

為了更加準確的評估包括環境規制在內的各個因素對于經濟增長的影響度和貢獻率，我們進一步對經濟增長的變動效應進行方差分解，表12給出了第1、5、10、15、20、25和30期內經濟增長的方差分解結果，可以發現環境規制和經濟增長本身隨著預測期的增加貢獻率在降低，但是降低的程度呈縮小態勢，一直到預測期的后20期保持平穩狀態；而勞動力水平、物質資本存量和城鎮化水平的貢獻率卻在逐步升高，直至最后在后20期保持平穩狀態；在穩定狀態的時候，經濟增長的主要貢獻率還是來源于經濟增長自身，占到七成以上，而物質資本存量次之，占到16.5%，說明我國的經濟增長形式仍然是投資型模式， 經濟增長的主要貢獻率依次接下來是：環境規制>勞動力水平>城鎮化水平，與上節中的脈沖響應圖基本保持一致。

表12.ER和EG的方差分解表

四 研究結論與啟示

本文在分析經濟發展中環境規制的影響效應的基礎上，應用面板門檻模型考察了經濟發展中的影響因素，分析各影響因素在經濟發展過程中的重要角色，隨后運用PVAR模型的脈沖響應函數和方差分解技術考察了各影響因素對于經濟增長的動態傳導機制，主要的結果如下。

第一，在環境規制的單門檻模型下，環境規制對于經濟增長有正向作用，且越過門檻值以后，正向作用會變大；在物質資本存量、勞動力水平的單門檻模型下，環境規制對于經濟增長的彈性系數呈現出先降后升的倒U型變化形態；而在以城鎮化水平為單門檻模型下，城鎮化水平對于經濟增長具有抑制作用，而且抑制作用不斷增強。

第二，經濟增長對于環境規制呈現正向沖擊作用，且隨著期數的增加，正向作用逐漸趨于穩定；經濟增長對于物質資本存量、勞動力水平和城鎮化水平呈現負向沖擊作用，而且物質資本存量呈現逐漸增強的負向影響，勞動力水平和城鎮化水平呈現逐漸平穩的負向影響。

第三，從方差分解的結果來看，經濟增長的主要因素來源于經濟增長自身的驅動效應，其次是物質資本存量，接下來分別是環境規制、勞動力水平和城鎮化。

經濟增長和環境規制之間具有長期的動態關系，且環境規制能夠促進經濟的增長，說明我國的環境規制與經濟增長之間能夠在一定程度上實現雙贏的局面。對于各級地方政府和政策制定者，首先，在環境規制強度上，地方政府應適度提高環境規制強度，這樣既可以保護環境，適應全國保護環境的大政策和大趨勢，又可以督促企業進行技術創新和效率的改善，雙管齊下，營造環境規制和經濟發展雙贏的局面。其次，在環境規制的形式上，不要只限于政府和企業為主體，要發動全社會的力量進行環境規制的實施和監督，同時，在制定環境規制政策時，不要只限于靜態的一刀切形式，要根據不同企業的不同性質進行適當的區分，保持環境規制是一項長期持續的效應。

注釋：

①②③數據來源于國家統計局官網以及各省市的年鑒，限于篇幅沒有展示，如有需要者可向作者索取。

④⑤⑥數據是經過stata編程計算得到，限于篇幅沒有展示。