湖北省區域經濟增長、政府環保投入與企業環保投資關系實證分析

文/黃燁琨（中南民族大學）

近年來，我國努力探索經濟發展與環境保護并行的模式。目前我國區域環保治理主要由政府完成，企業環保投資仍然欠缺。本文以“宏觀經濟發展—政府政策投入—微觀企業行為”為切入點，探究區域經濟增長、政府環保投入對企業環保投資的微觀傳導機制和影響，對于加速推動實體企業綠色發展、釋放經濟紅利具有一定意義。

一、文獻綜述

目前學界主要在經濟發展、政府環保投資等方面進行企業環保投資影響因素的研究。朱明敏（2014）通過對安徽省2003-2012年環保投資與經濟增長之間相互作用的實證分析，得出兩者正相關結論。劉娜、陳春生（2015）通過VAR模型的運用，得出在較短期間內綠色生產總值增長則環保投資隨之增加的結論。吳輝、張珩（2018）把全國分為東部、西部來進行分析，實證分析發現東部地區財政收入與上市公司的環保投資規模不具有相關性，而西部地區呈現負相關。高麟、胡立新（2017）通過分析2010-2014年京津冀地區公司經驗數據，得出政府環保投入與企業環保投資成正相關的結論。顧茜（2019）構造了二次函數模型，提出政府環保支出對企業環保投資的影響呈現“U型”結構。

梳理相關文獻可以發現，綜合研究區域經濟增長、政府環保投入與企業環保投資關系的文獻相對欠缺。

二、現狀分析與研究假設

（一）現狀分析

隨著社會發展，我國的環保投入不斷增長，特別是從“十五”時期開始，國家積極豐富環保投資方式，強化環境監管，環境污染治理投資大幅提升。在環保投資是否合理的判定上，相關學者指出，當一個國家需要用同期生產總值的1%到2%作為環保投資，才能基本控制污染發展；而用同期生產總值的3%到5%作為環保投資，才能明顯改善環境質量。從表1來看，樣本期內的湖北省地區政府在環境保護這一塊的投入占同期國內生產總值的比重呈整體上升趨勢。到2019年，湖北省政府環保投資占同期GDP的比重為1.25%。可見，湖北省地區的環保投資規模還是相對較小的，只達到能夠控制的水平，但環保投資額隨著經濟的持續增長也在逐漸增大，隨著不同經濟發展時期有所變動（表1）。

表1 2005年-2019年湖北省地區GDP與政府環保投入狀況

（二）研究假設

投資是以取得收益為目的的經濟活動，而環境保護投資活動會給相應的地區帶來一定的經濟利益，也會加快本地區和本部門的經濟發展。由此提出假設1：區域經濟增長和政府環保投入正相關。

政府環保投入增多會減少企業環保投資成本，增加了企業環保投資的動力。企業環保投資是環保投資的重要組成部分，區域經濟增長將促進企業環保投資的增長。由此提出假設2：區域經濟增長、政府環保投入與企業環保投資均為正相關。

三、模型及樣本選擇

（一）模型構建

針對假設1，分析變量采用湖北省環保投資水平、湖北省國內生產總值GDP，來研究湖北省環保投入與經濟發展之間的相關關系。針對假設2，因變量采用湖北省上市公司環保投資，自變量采用湖北省的區域經濟增長、政府環保投入兩個因素，研究區域經濟增長、政府環保投入與企業環保投資之間關系。同時本文參考相關研究，添加了公司規模、盈利能力、償債能力三個控制變量。具體的變量定義見表2。

表2 變量定義表

針對假設1：“區域經濟增長和政府環保投入正相關。”本文使用各變量的對數值進行分析，表示為LNIEPC和LNGDP。據此，序列LNIEPC和LNGDP可建立如下向量自回歸模型:

針對假設2：“區域經濟增長、政府環保投入與企業環保投資均為正相關。”結合變量設計，參考有關文獻構建出回歸模型：

其 中，t=2,3,4...。SIZEi,t為 第t年時第i個公司的規模；ROEi,t為第t年時第i個公司的凈資產收益率；LEVi,t為第t年時第i個公司的資產負債率；β0～β5為待估系數；μi為隨機誤差。

（二）樣本選擇及數據來源

本文研究對象為在滬、深證交所A股上市且曾經于2005-2019年出示了社會責任報告的120家湖北省地區重度污染企業。同時，剔除9家數據部分缺失、3家經營異常的ST、*ST上市公司，共計108個有效樣本。

所需數據主要來源于中國環境統計年鑒、企業社會責任報告、可持續發展報告和環境報告，進行手工收集和整理，其他變量數據來自國泰君安數據庫、EPS數據平臺、萬得數據庫，并對部分可疑數據進行了校對。

四、實證分析

（一）針對假設1：“區域經濟增長和政府環保投入正相關”

（1）使用Eviews6. 0對上文建立的向量自回歸模型進行計量分析，如下所示:

由方程可以得到序列LNIEPC和LNGDP的調整的決定系數分別為adjR12=0.9940，adjR22=0.9972。由此可知模型的整體回歸效果良好，可以用來進行單位根檢驗和協整分析。

從表3可見，兩序列LN IEPC和LN GDP的統計值都大于顯著性水平為10%的臨界值，因此不能拒絕零假設，序列的單位根是存在的，所以序列非平穩，但二階差分則均在顯著性水平1%上平穩，即 {LNIEPC，LN GDP}～I(2) ，序列為二階單整，可以進行協整分析。

表3 單位根的平穩性檢驗

協整分析主要是用來說明變量之間是否存在一種長期的均衡關系。本文利用以VAR模型為基礎Johansen-Juselius檢驗回歸系數方法，即JJ ( Johansen- Juselius)協整檢驗，得出的結果見表4。

由表4可知，兩序列LN IEPC和LN GDP在顯著水平5%時，存在著協整關系，反映了湖北省環保投入與經濟的可持續發展間有著長期、動態的均衡關系，兩者之間表現出了某種協調一致性。

表4 Result of Johansen Co - integration Test

（2）脈沖響應函數分析 (Impulse Response Function)。

模型受到沖擊時對該系統的動態影響是脈沖響應研究的重點所在。由前面的向量自回歸模型，可以得到湖北省經濟發展與環境投資間相互沖擊的動態響應路徑，脈沖響應函數IFR的軌跡見表5。

表5 LNIPEC、LNGDP對一個標準差新息響應的路徑

表5反映的是序列LNIEPC對自身和GDP變化的沖擊響應。首先，分析序列LNIEPC對來自其自身沖擊的響應路徑。當前期對環保投資自身給一個正向標準差的沖擊，可以看到，當前期響應最大為0. 182979，但隨后逐期小幅遞減。整個考察期正向效應較明顯，說明環保投資受到來自自身的沖擊時會馬上發生變化，但自我強化趨勢逐漸減弱。再來分析序列LNIEPC對序列LNGDP的響應。對環保投資給一個標準差的GDP擾動，一開始并未顯現響應，也就是說第1期是0，然后才逐漸上浮，在影響期間，沖擊不僅沒有衰減，而且進一步強化的趨勢明顯。第10期的正向影響最大，達到了0. 083283，正向影響在整個沖擊期內都較強。以上分析表明，GDP的增加對環境保護投資影響較大，湖北省經濟的可持續發展使得環保投入的增加成為可能。

同時，序列LNGDP對來自自身的一個標準差新息的沖擊，由其動態響應情況表明，GDP對來自其自身的沖擊具有正向影響，且長期穩定效應明顯。序列LNGDP對來自當期的環保投資的沖擊具有正向的效應，到第2期時達到了最大值0.004946，隨后正效應逐漸減弱，并基本保持平穩。其經濟意義表現為環保投資水平小幅度提升，有助于拉動GDP，但是作用不明顯。

（3）方差分解分析 (Variance Decomposition)。

本文利用方差分解方法，將之前建立的向量自回歸模型中序列LNIPEC和序列LNGDP的波動，按照成因分解為和各方程新息(innovation) 相關聯的若干組成部分，進而分析每個組成部分對各序列變動相對的貢獻率。分解結果如圖1、圖2所示。

圖1 變量LNIPEC的預測方差分解圖

圖2 變量LNGDP的預測方差分解圖

橫軸為預測期間，縱軸是百分數，表示的是因變量新息對各期間預測誤差的貢獻度，曲線為方差分解函數 ( Variance Decomposition Function) 。由前面實證IRF分析可知，環保投資對自身的預測方差貢獻度會隨著時間的推移而有所減弱，但GDP對環保投資的正向效應則隨著時間的推移逐步變強。由圖1可知環保投資水平波動，從第1期GDP對環保投資水平波動沖擊開始漸增，從第1期的3. 64%攀升至第10期的56. 82%。同時期的環保投資水平波動受來自自身沖擊的影響漸弱，預測的方差貢獻度從第1期的96. 36%降至第10期的48.18%。

同樣，結合IRF研究結果可知，GDP長期以來對自身的促進作用明顯，該正向作用保持穩定。同期的GDP受環保投資的波動影響弱。經濟發展帶來生產效率的提升，企業規模得以擴大，這在客觀上使政府和企業有財力增加環保投入額; 另外，經濟發展越來越強調節能減排、可持續發展，這一理念深入企業經營意識中，可進一步推動環保設施和環保技術方面的研究與開發投入。如果我們忽略各變量對自身貢獻率，長期看來，因為經濟發展對環保投資的增加具有長期、顯著的貢獻，正向效應明顯強于環保投入對經濟發展的作用，結果是環保投資波動主要來自經濟發展，但其對經濟發展的影響不明顯。該結果和IRF研究結論是一致的。

（二）針對假設2：“區域經濟增長、政府環保投入與企業環保投資均為正相關”

1.描述性分析

如表6所示，可知重污染行業環保投資的均值為17.63，標準差是2.54，說明整體上重污染行業企業環境保護投資規模分布不均衡，差異較大。非重污染行業環保投資規模最大值是10.23，最小值是7.70，說明非重污染行業企業之間的環境保護投資規模差異不大。區域經濟增長平均值為28.23，最大值為28.71，最小值為27.55，可見湖北省內發展水平差異不大。政府環保投入平均值是14.52， 最大值是19.26，最小值是8.21，可見政府環保投入差異明顯。

表6 描述性統計

2.多元線性回歸分析

通過多元線性回歸分析，得到結果包括模型總體回歸方差分析表和回歸系數及顯著性檢驗表。

表7顯示模型1的擬合優度調整R方為0.565，模型2的擬合優度調整R方為0.475，說明兩個模型自變量對于被解釋變量的解釋程度分別達到了56.5%、47.5%，考慮到會有多種因素影響上市公司環保投資規模，本文認為50%的解釋度較好。而模型的D.W值為 3.032、2.155，均大于2，可以說明方程整體效果顯著。

表7 模型總體回歸參數表

表8顯示兩個模型回歸方程的顯著性概率即P值分別為0.002、0.014，說明在5%的水平上顯著，具有很好的回歸效果，模型有統計學意義。

表8 回歸方差分析表

由表9可見，區域經濟增長的相關系數為0.012，回歸系數為2.042，說明區域經濟增長的系數在5%水平顯著為正，符合原假設，可知若保持其他控制變量一定，則區域經濟增長與環保投資規模兩者正向相關。政府環保投入的相關系數為0.072，回歸系數為0.159，說明政府環保投入的系數在5%水平顯著為正，與預期符號一致，若保持其他控制變量不變，政府環保投入與環保投資規模存在正向相關。

表9 回歸系數及顯著性檢驗表

從表9還可以看出，公司規模在1%水平上是顯著為正的，所以環保投資會隨企業規模增大而增大，而與其他控制變量的關系并不顯著。進行多重共線性檢驗，可以得到每個變量自身方差膨脹因子均小于2，可知不存在嚴重的多重共線性，變量的選取較為合理。

五、結論及啟示

本文選取湖北省重污染上市公司為樣本，通過對經濟增長、政府環保投入與企業環保投資三者之間關系進行實證分析，發現湖北省區間內經濟發展水平的差異較小，但是政府環保投入的區別較大，區域經濟增長可以增強企業環保投資能力，而政府環保投入也會為企業環保投資提供動力，激勵企業積極進行環保投資。可見三者之間是一個良性循環的過程。因此，給了我們一些啟發：（1）企業方應積極進行環保投資。省內經濟增長可以奠定企業環保投資的良好基礎，但也需要企業肩負起更多的社會責任。企業應該合理規劃，目光長遠，兼顧企業環保投資增加和經濟效益提升。（2）政府應繼續嚴格環境規制，并加大政府環保投入。嚴格的環境規制和政府補助均對企業環保投資有正向影響。嚴格的規制負責對違規企業的懲戒，而更大力度的環保投入又是對自覺負責企業的激勵。雙管齊下，可以更好地提升企業環保投資。（3）完善披露和監督政策。政府的環保補助發放后，企業在后續中應該依規披露來源、用款目的及金額，以確保資金被真正用于環保項目。經過公示和披露程序，一方面可以接受社會監督，減少權力尋租；另一方面便于各界研究環保投資數據，對政府環保投資和企業環保投入的關系有更深刻的認識。