我國環(huán)境污染治理投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制分析

沙之洲

摘 要：環(huán)境問題是當(dāng)今中國的焦點(diǎn)之一，然而環(huán)境污染治理投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響如何各方意見不一。本文通過建立面板門檻模型對(duì)此進(jìn)行定量分析：自變量為就業(yè)人口數(shù)、資本形成總額、環(huán)境污染治理投資額以及市場化指數(shù)，因變量為各省GDP。其中市場化指數(shù)用以表示各省市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的差異。研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染治理投資與GDP之間存在單一門檻，門檻值為138.31億元;不同省份環(huán)境污染治理投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在異質(zhì)性，將門檻值與2016年各省環(huán)境污染治理投資進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，共有8省投資額超過了門檻值，主要分布在東部、中部，而西部、東北5個(gè)樣本省份均沒有超過門檻值。

關(guān)鍵詞：面板門檻模型;異質(zhì)性;市場化指數(shù)

中圖分類號(hào)：F224;F205;F124 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1671-2064（2019）15-0011-02

0 前言

習(xí)近平總書記在黨的十九大上首次將污染防治作為我國當(dāng)前三大攻堅(jiān)戰(zhàn)之一。進(jìn)入中國特色社會(huì)主義新時(shí)代，人民日益增長的美好生活需要體現(xiàn)在方方面面，特別是對(duì)環(huán)境質(zhì)量有更高的要求。而導(dǎo)致環(huán)境污染的重要原因之一，在于長期“唯GDP”的導(dǎo)向下大量資源、要素的無序投入。

理解環(huán)境污染、環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，是實(shí)現(xiàn)保護(hù)資源環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長雙重發(fā)展的起點(diǎn)。首先，經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開資源的投入，根據(jù)索洛增長模型，GDP的增長取決于勞動(dòng)、資本和技術(shù)，而資源的投入最終會(huì)形成資本從而對(duì)GDP產(chǎn)生正向的推動(dòng)作用。但資源投入的不斷擴(kuò)張會(huì)使得環(huán)境承載能力急劇下降，導(dǎo)致環(huán)境和生態(tài)的破壞。其次環(huán)境污染會(huì)拖累經(jīng)濟(jì)增長。根據(jù)邊際遞減效應(yīng)假說，隨著環(huán)境的破壞和資源的枯竭，利用環(huán)境和資源進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)的效率不斷降低。同時(shí)環(huán)境惡化會(huì)對(duì)健康產(chǎn)生不利的影響，影響勞動(dòng)力的效率以及轉(zhuǎn)化為人力資本的效率，對(duì)GDP的增長產(chǎn)生反向作用。最后，地方政府財(cái)政收入有限，如果在環(huán)境治理方面投入比重過大，在民生方面的投入相應(yīng)減少，會(huì)產(chǎn)生一種福利的擠出效應(yīng)，部分抵消環(huán)境優(yōu)化對(duì)社會(huì)的好處。

本文從環(huán)境治理投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)性入手，在我國東中西和東北部選取有代表性的13個(gè)省份①，選取市場化指數(shù)這一關(guān)鍵解釋變量，將環(huán)境治理投入作為門檻變量，分析環(huán)境治理投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的門檻影響。

1 研究過程

1.1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于環(huán)境治理投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，已有諸多文獻(xiàn)進(jìn)行論述。邢有為等（2018）認(rèn)為環(huán)境治理投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在參數(shù)異質(zhì)性，具有顯著的門檻效應(yīng)，環(huán)境治理投入對(duì)省際經(jīng)濟(jì)增長的影響分為前期影響不顯著、后期促進(jìn)兩個(gè)階段。王立新等（2017）認(rèn)為環(huán)境庫茲列茨曲線客觀存在，但不同城市不同污染物到達(dá)臨界點(diǎn)時(shí)間并不一致。熊艷（2011）認(rèn)為環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間并非線性的關(guān)系，而是正U型關(guān)系。張林姣（2015）認(rèn)為在全國范圍內(nèi)環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響為負(fù)，在東部地區(qū)影響最小，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最大，即環(huán)境規(guī)制抑制經(jīng)濟(jì)增長，且受區(qū)域差異的影響。曹悅等（2018）認(rèn)為東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正效應(yīng)，中、西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度短期內(nèi)會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長，而中部地區(qū)在滯后一期時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為正效應(yīng)。胡冰等（2018）發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)增速伴隨環(huán)境投入的增加呈下降趨勢，且環(huán)境投入與碳排放之間存在倒U型關(guān)系。孫英杰（2018）認(rèn)為環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，目前環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度處于拐點(diǎn)左側(cè)，適當(dāng)?shù)卦黾迎h(huán)境規(guī)制有助于提升我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量。

綜上看，學(xué)者把焦點(diǎn)集中于環(huán)境庫茲涅茨曲線，圍繞環(huán)境庫茲涅茨曲線展開討論環(huán)境治理投入、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。本文立足于環(huán)境治理投入的門檻效應(yīng)，引入市場化指數(shù)這一衡量市場化程度的指標(biāo)，分析環(huán)境治理投入對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)性影響。

1.2 模型的建立與分析

1.2.1 面板門檻模型的建立

（1）模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源。在經(jīng)濟(jì)增長理論的經(jīng)典研究中，資本、勞動(dòng)力是不容忽視的重要因素。此外經(jīng)濟(jì)發(fā)育程度不同可能導(dǎo)致環(huán)境污染治理投資的效果存在差異，因此本文選取市場化指數(shù)作為衡量市場經(jīng)濟(jì)發(fā)育程度的指標(biāo)，模型如下：

lnGDPit=β1lnenvironmentitI（lnenvironment≤λ）

+β2lnenvironmentitI（lnenvironment>λ）

+β3lnemploymentit+β4lnmarketit+β5lncapitalit

其中λ為門檻值。lnGDPit、lnenvironmentit、lnemploymentit、lnmarketit、lncaptialit分別表示第t年i省GDP、環(huán)境污染治理投資值、就業(yè)人數(shù)、市場化指數(shù)、資本形成總額的對(duì)數(shù)。環(huán)境污染治理投資為各省環(huán)境污染投資占GDP的比重與對(duì)應(yīng)GDP的乘積，數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》與各省統(tǒng)計(jì)年鑒。就業(yè)人數(shù)為各省統(tǒng)計(jì)年鑒中一二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之和，市場化指數(shù)來源于王小魯、樊綱《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告》。市場化指數(shù)用來定量分析市場化進(jìn)程對(duì)于生產(chǎn)率提高和經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，由五個(gè)方面的指數(shù)組成，每個(gè)指數(shù)分別反映市場化的一個(gè)特定方面，五方面分別是政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。資本形成總額數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。

（2）模型檢驗(yàn)。模型檢驗(yàn)主要考察兩個(gè)方面，一是門檻效應(yīng)是否存在，二是若門檻效應(yīng)存在，參數(shù)是否顯著。首先檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否存在。原假設(shè)是回歸后所的參數(shù)β1和β2相等，不存在門檻效應(yīng)，備擇假設(shè)是存在門檻效應(yīng)。本文使用Booststrap來獲得近似值，次數(shù)為500次。

其次檢驗(yàn)門檻估計(jì)值是否顯著。在檢驗(yàn)門檻估計(jì)值是否等于真實(shí)值的過程中，Hansen在其1999年的論文中介紹了通過似然比檢驗(yàn)進(jìn)行判斷的方法。構(gòu)建似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR1=，其中s1（），δ1（）分別為在原假設(shè)下參數(shù)估計(jì)所得的殘差平方和，殘差方差。Hansen證明如果原假設(shè)成立，樣本量趨近于無窮時(shí)，LR1會(huì)無限趨近于ξ。進(jìn)而由ξ密度函數(shù)的反函數(shù)可以得到臨界值C（α）和拒絕域，其中α為顯著性水平。當(dāng)LR1>C（α）時(shí)，則接受門檻值不顯著的備擇假設(shè)。

1.2.2 面板門檻模型回歸結(jié)果

為避免偽回歸，首先采用LLC、ADF-Fisher方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示各變量均平穩(wěn)。其中l(wèi)ngdp、lncapital通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)的置信水平較低，采用ADF-Fisher方法進(jìn)一步驗(yàn)證。結(jié)果顯示Lngdp、lncapital序列均通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

判斷模型屬于固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型是準(zhǔn)確建立模型的前提。固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的差異主要體現(xiàn)在對(duì)個(gè)體效應(yīng)的處理方式不同，個(gè)體效應(yīng)是指不隨時(shí)間改變的因素，如國家社會(huì)的制度、個(gè)人的習(xí)慣等，本例中的異質(zhì)性也屬于個(gè)體效應(yīng)的范疇。個(gè)體效應(yīng)反映在固定效應(yīng)模型中，表現(xiàn)為不同個(gè)體的截距項(xiàng)不同，而隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)所有個(gè)體截距項(xiàng)相同，但不同個(gè)體隨機(jī)干擾項(xiàng)存在差異。為準(zhǔn)確判斷到底是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，本文采取Hausman檢驗(yàn)的方式。其思路是，如果假定βi與其它解釋變量不相關(guān)，那么通過OLS估計(jì)固定效應(yīng)和GLS估計(jì)隨機(jī)效應(yīng)所得到的結(jié)果都是無偏、一致的，差別僅在于前者不具有有效性，而后者具有有效性。但是如果原假設(shè)不成立，那么固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)仍然一致，但隨機(jī)效應(yīng)的參數(shù)估計(jì)就會(huì)出現(xiàn)明顯差別。

Hausman檢驗(yàn)的p值為0.0006，因此拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型。

最后對(duì)環(huán)境污染治理投資進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，結(jié)果如表1、圖1所示。單一門檻的P值為0.02，而雙門檻檢驗(yàn)、三門檻檢驗(yàn)的P值分別為0.706、0.742，因此在5%的顯著性水平下拒絕不存在單一門檻的原假設(shè)，接受不存在雙門檻、三門檻的原假設(shè)，即只存在單一門檻。

其次對(duì)分析門檻參數(shù)顯著性。選擇95%的置信區(qū)間，結(jié)果顯示門檻值為4.9295，對(duì)應(yīng)區(qū)間下限為4.8565，上限為4.9451。由于在預(yù)處理時(shí)對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，還原得到環(huán)境污染治理投資的門檻值為138.31億元。

將門檻值與2016年各省環(huán)境污染治理投資數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在13個(gè)樣本省份中，東部、中部省份基本已經(jīng)邁過門檻進(jìn)入了第二階段，但東北三省以及西部省份仍然在門檻一下，還有很大的發(fā)展空間。

2 結(jié)語

本文通過使用面板數(shù)據(jù)建立定量模型對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境污染、污染治理之間的關(guān)系進(jìn)行定量描述。通過使用13個(gè)省份的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染治理投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的作用存在單一門檻，門檻值為138.31億元，將門檻值與2016年各省環(huán)境污染治理投資相比較，13個(gè)省份中共有8省超過了門檻值，主要是東部、中部省份，但分布在西部、東北的5省仍在門檻線以下，有很大的發(fā)展空間。

注釋

①13個(gè)省份分別是北京、天津、河北、河南、吉林、遼寧、浙江、福建、廣東、湖北、甘肅、青海、四川。

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