我國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境規(guī)制關(guān)系的差異化分析
——基于不同城鎮(zhèn)化水平的實(shí)證研究

◎謝婧怡

西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院

隨著城鎮(zhèn)化水平的變化，經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制的關(guān)系存在差異化關(guān)系。本文采取2004-2017 年31 個(gè)省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)對變量之間的長期和短期因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，得出長期關(guān)系中，高、中、低級城鎮(zhèn)化地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制互為因果關(guān)系；短期關(guān)系中，高級城鎮(zhèn)化地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了環(huán)境規(guī)制力度，而中級城鎮(zhèn)化地區(qū)反而是環(huán)境規(guī)制的效果促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，低級城鎮(zhèn)化地區(qū)因?yàn)樽陨戆l(fā)展的限制不存在短期關(guān)系。本文同時(shí)針對對應(yīng)關(guān)系，提出地區(qū)適應(yīng)的政策，以達(dá)到不同城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制的平衡點(diǎn)。

一、引言

自改革開放以來，隨著中國產(chǎn)業(yè)的升級和進(jìn)化，經(jīng)濟(jì)不斷增長，但同時(shí)也伴隨著環(huán)境污染問題的加重。如何平衡經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制之間的關(guān)系？實(shí)現(xiàn)兩者平衡發(fā)展的措施又有哪些？經(jīng)濟(jì)學(xué)史的研究對此有兩種基本研究結(jié)果，即存在矛盾與統(tǒng)一關(guān)系。其一是環(huán)境規(guī)制可以淘汰落后產(chǎn)業(yè)，重新實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置和產(chǎn)業(yè)升級，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長；其二是環(huán)境規(guī)制增加治理成本，阻礙了企業(yè)的生產(chǎn)率和創(chuàng)新，抑制了經(jīng)濟(jì)增長。

國內(nèi)外學(xué)者對此進(jìn)行了大量的研究，最終得出的結(jié)論大體支撐以上兩種研究結(jié)果。Frank（1983）調(diào)查得出1973-1979 年里二氧化硫排放規(guī)制使電力行業(yè)平均每年生產(chǎn)率下降0.59%。Hang（1993）使用過去二十年來美國的環(huán)境和工廠及生產(chǎn)數(shù)據(jù)解釋了全要素生產(chǎn)率增長3%的研究結(jié)果。Daniel and Thomas（2003）通過研究美國制造業(yè)，進(jìn)行環(huán)境規(guī)制偏差，使得所有行業(yè)生產(chǎn)率下降0.3%。國內(nèi)學(xué)者近幾十年也做了大量研究，吳玉鳴和張衛(wèi)東（2006）建立Panel Data 模型論證了環(huán)境規(guī)制阻礙外商投資的引入，并未改善經(jīng)濟(jì)增長，無法有效減少治理成本的結(jié)論。劉志彪（2006）建立Robert 模型支持波特假設(shè)，得出環(huán)境規(guī)制促進(jìn)創(chuàng)新技術(shù)的產(chǎn)生。武建新（2018）構(gòu)建了生產(chǎn)函數(shù)，最終得出環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟(jì)增長不產(chǎn)生直接影響但是可以明顯地促進(jìn)要素優(yōu)化配置。

盡管國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究，但大多數(shù)圍繞著環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率、創(chuàng)新能力的影響進(jìn)行研究，沒有從區(qū)域差異化角度探究兩者關(guān)系的變化。中國是一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡并采取了城鎮(zhèn)化模式的國家，不同城鎮(zhèn)化水平對兩者關(guān)系變化的影響是本文探討的主要問題。

二、研究方法、變量選取和數(shù)據(jù)來源

1.研究方法。

本文研究涉及三個(gè)研究變量，在劃分三個(gè)不同城鎮(zhèn)化水平的基礎(chǔ)上，分三步檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制之間關(guān)系的差異程度。第一步，采用多種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)來檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性；第二步，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，采用兩變量的Engle-Granger 檢驗(yàn)來判斷長期因果關(guān)系；第三步，進(jìn)一步檢驗(yàn)短期因果關(guān)系，建立非平衡面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型。最后對比分析三種等級下的城鎮(zhèn)化水平對兩者關(guān)系影響的差異化程度。

（1）單位根檢驗(yàn)。

進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析時(shí)，要避免出現(xiàn)結(jié)果偏差的問題。為確保面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，采取六種單位根檢驗(yàn)方法替代一種方法帶來的偏差，包括LLC 檢驗(yàn)、HT 檢驗(yàn)、Breitung 檢驗(yàn)、IPS 檢驗(yàn)、ADF-Fisher 檢驗(yàn)和Hadri LM 檢驗(yàn)，對三種城鎮(zhèn)化等級下的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制兩變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)及長期因果關(guān)系的判斷。

采取EG 兩步法來判斷變量之間是否存在長期因果關(guān)系，針對第一步檢驗(yàn)的變量，如果是同階單整變量，則建立以下兩種關(guān)系式展開相應(yīng)檢驗(yàn)：

變量下標(biāo)i、t 分別表示第i 個(gè)省、第t 年，εi，t表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。RE 表示環(huán)境規(guī)制程度，RGDP 表示經(jīng)濟(jì)增長程度。

通過面板估計(jì)方法對兩式進(jìn)行回歸，回歸得到方程的殘差序列εi，t，因?yàn)閰f(xié)整方程只要求隨機(jī)項(xiàng)是平穩(wěn)的，對得到的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，來判斷其平穩(wěn)性以及確定是否存在長期關(guān)系。如果殘差序列是平穩(wěn)的，則變量之間存在長期關(guān)系。

（3）建立誤差修正模型（ECM）及短期因果關(guān)系判斷。

對于非平穩(wěn)面板方程，可通過差分方法將其變?yōu)槠椒€(wěn)序列，再進(jìn)行回歸分析。第二步進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)只能得出靜態(tài)長期均衡關(guān)系，需要彌補(bǔ)模型的缺陷，則對偏離長期均衡狀態(tài)進(jìn)行短期動態(tài)模型的修正。同時(shí)，應(yīng)該消除變量趨勢問題，避免虛假回歸和多重共線性問題。因此在長期均衡關(guān)系成立的前提下，進(jìn)行短期檢驗(yàn)加強(qiáng)因果關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從短期關(guān)系的角度探討經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制的影響機(jī)制問題，進(jìn)一步強(qiáng)化確定性關(guān)系，于是建立以下誤差修正模型（ECM）：

在以上兩式中，i，t 分別表示第i 個(gè)省、第t 年，d 表示對變量進(jìn)行一階差分，ECMi，t-1表示長期均衡誤差。檢驗(yàn)后如果λ 為零的原假設(shè)被拒絕，表示誤差修正機(jī)制成立，第二步所檢驗(yàn)的長期因果關(guān)系也成立；如果ζ、δ 為零的原假設(shè)被拒絕，則表示短期因果關(guān)系成立。從中探究經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制之間的長期均衡關(guān)系和短期因果關(guān)系。

2.變量選取。

在衡量經(jīng)濟(jì)增長變化指標(biāo)的選擇上，選擇RGDP（人均國內(nèi)生產(chǎn)總值）來表示經(jīng)濟(jì)增長的程度；在考慮數(shù)據(jù)的可獲得性和對等性之后，選擇RE（人均工業(yè)污染治理投資完成額）來表示環(huán)境規(guī)制的程度。剔除人數(shù)變量和物價(jià)水平變動因素獲得最終數(shù)據(jù)。

在城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)的選擇上，通過計(jì)算各個(gè)省的城鎮(zhèn)化率（城鎮(zhèn)人口/常住人口）的平均值來劃分成三個(gè)等級。把城鎮(zhèn)化率大于0.5、介于0.4-0.5、小于0.4 的省分別劃分為高、中、低級城鎮(zhèn)化水平。

3.數(shù)據(jù)來源。

所有數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》的原始數(shù)據(jù)整理計(jì)算得到的，本文所采用數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為2004-2017 年。

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.變量描述性統(tǒng)計(jì)。

描述變量的數(shù)據(jù)特征，對有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)來了解經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制在三個(gè)不同等級的城鎮(zhèn)化水平的水平狀態(tài)。

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由表1 可知，我國不同城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制的程度具有較大的差異，并且三個(gè)等級之間具有相同趨勢。比較環(huán)境規(guī)制的RE，高級相較于中、低級已經(jīng)是兩倍和三倍的差異，體現(xiàn)出了地區(qū)差異化程度水平。就經(jīng)濟(jì)增長程度而言，三個(gè)等級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)也呈現(xiàn)出倍數(shù)差異，說明我國存在著地區(qū)差異化。就兩者的變化趨勢而言，呈現(xiàn)出同樣高、中、低級倍數(shù)遞減的趨勢。

2.單位根檢驗(yàn)。

對變量進(jìn)行一階差分變換，結(jié)果是只包含截距項(xiàng)，不包含時(shí)間趨勢項(xiàng)。因此在對原序列和一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，建立的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭话鼐囗?xiàng)。采用6 種檢驗(yàn)方法，LLC 檢驗(yàn)、HT檢驗(yàn)、Breitung 檢驗(yàn)、IPS 檢驗(yàn)、ADF-Fisher 檢驗(yàn)和Hadri LM 檢驗(yàn)對變量進(jìn)行檢驗(yàn)，以避免單一性和偏差性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

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針對面板數(shù)據(jù)水平值，6 種檢驗(yàn)方法基本都不能拒絕原假設(shè)“存在單位根”，因此水平值的檢驗(yàn)是存在單位根的。再對RE 和RGDP 的一階差分值進(jìn)行檢驗(yàn)，除了HT 檢驗(yàn)和B 檢驗(yàn)少數(shù)值未通過檢驗(yàn)，其他檢驗(yàn)至少都通過5%的顯著性檢驗(yàn)水平，檢驗(yàn)結(jié)果以1%的高顯著度拒絕原假設(shè)“存在單位根”。最終可得，三個(gè)等級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的RE 和RGDP 的面板數(shù)據(jù)是一階單整變量。因?yàn)樽兞渴峭A單整，則需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，來驗(yàn)證變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.協(xié)整檢驗(yàn)及長期因果關(guān)系的判斷。

由單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，RE 和RGDP 變量是一階單整變量序列，因此需要檢驗(yàn)是否存在協(xié)整關(guān)系。采用EG 兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)，將非平穩(wěn)變量序列通過線性組合后變?yōu)槠椒€(wěn)狀態(tài)。得出三大城鎮(zhèn)化水平地區(qū)變量之間的協(xié)整關(guān)系和長期均衡關(guān)系。

在面板數(shù)據(jù)模型選擇方式上，采用Hausman 檢驗(yàn)確定是選擇隨機(jī)效應(yīng)還是固定效應(yīng)模型。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果選擇隨機(jī)效應(yīng)模型來對（1）、（2）式進(jìn)行回歸分析。通過回歸得出殘差序列，再對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷平穩(wěn)性來證明長期關(guān)系的存在，最終得到殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

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根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，首先把RGDP 當(dāng)作研究對象，探究環(huán)境規(guī)制是否是經(jīng)濟(jì)增長的長期原因。除了Hadri LM 檢驗(yàn)結(jié)果不顯著外，其余三等級地區(qū)的五種檢驗(yàn)方法結(jié)果都拒絕原假設(shè)，低級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)除了B 檢驗(yàn)，其他四種檢驗(yàn)也顯著拒絕原假設(shè)。最終得出，高級、中級、低級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的環(huán)境規(guī)制是經(jīng)濟(jì)增長的長期原因。其次把RE 當(dāng)作研究對象，探究經(jīng)濟(jì)增長是否是環(huán)境規(guī)制的長期原因。除了中級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的B 檢驗(yàn)，高、中、低級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)皆以至少10%的顯著度拒絕原假設(shè)“存在單位根”。最終得出，高級、中級、低級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長是環(huán)境規(guī)制的長期原因。證實(shí)三個(gè)等級地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制互為長期因果關(guān)系。

4.建立誤差修正模型（ECM）及短期因果關(guān)系判斷。

上述EG 兩步法檢驗(yàn)出經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制之間互為長期因果關(guān)系，為了消除變量可能存在的趨勢問題和多重共線性問題，建立（3）、（4）式進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，來判斷面板數(shù)據(jù)的短期因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

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根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，先根據(jù)殘差序列ECMt-1 的顯著性來判斷長期關(guān)系的正確性。首先從高級地區(qū)來看，ModeⅠ、Ⅱ的ECMt-1的回歸系數(shù)分別通過5%、10%的顯著性檢驗(yàn)，因此可以證實(shí)環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長互為長期原因。通過考察RE 和RGDP 的一階滯后項(xiàng)變量的系數(shù)和顯著性水平，確定高級地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是環(huán)境規(guī)制的短期原因，但是環(huán)境規(guī)制不是經(jīng)濟(jì)增長的短期原因。其次從中級地區(qū)來看，ModeⅠ、Ⅱ的ECMt-1的回歸系數(shù)都分別在10%和1%水平上顯著，因此證實(shí)了誤差修正機(jī)制的成立，經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制的長期因果關(guān)系也是成立的。考察RE 和RGDP 的一階滯后項(xiàng)變量的系數(shù)和顯著性水平，確定環(huán)境規(guī)制以1%的高顯著度解釋了經(jīng)濟(jì)增長，因此環(huán)境規(guī)制是經(jīng)濟(jì)增長的短期原因。最后從低級地區(qū)來看，ECMt-1的回歸系數(shù)為負(fù)且均通過5%的顯著性檢驗(yàn)，相互的長期因果關(guān)系依舊成立。再看短期因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果都不顯著，因此相互之間不存在短期因果關(guān)系。

四、結(jié)論和政策建議

本文運(yùn)用VAR、隨機(jī)效應(yīng)模型，對我國三個(gè)不同等級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制關(guān)系進(jìn)行面板數(shù)據(jù)研究。上述實(shí)證研究結(jié)果表示，不同城鎮(zhèn)化水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制的關(guān)系存在顯著地區(qū)差異性。對于高級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)而言，經(jīng)濟(jì)增長是環(huán)境規(guī)制的長期和短期原因，而環(huán)境規(guī)制只是經(jīng)濟(jì)增長的長期原因；對于中級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)而言，環(huán)境規(guī)制是經(jīng)濟(jì)增長的長期原因和短期原因，而經(jīng)濟(jì)增長只是環(huán)境規(guī)制的長期原因；對于低級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)而言，經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制互為長期因果關(guān)系，而兩者之間不存在短期關(guān)系。

鑒于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：高級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)應(yīng)該加強(qiáng)創(chuàng)新投資力度，促進(jìn)環(huán)境規(guī)制方向變好和產(chǎn)業(yè)升級；中級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)，盡量控制治理成本，環(huán)境規(guī)制力度不足以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，則加大清潔能源的投入；低級城鎮(zhèn)化水平地區(qū)，可以展示“后發(fā)優(yōu)勢”，提前制定良好的環(huán)境規(guī)制制度，同時(shí)減少空間溢出效應(yīng)，提高技術(shù)執(zhí)行力度。