政府環(huán)境規(guī)制對城市土地利用效益的影響研究*

李曉春 張謙雅

引言

黨的十九大報(bào)告中明確指出，中國特色社會主義進(jìn)入新時(shí)代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾；需要始終貫徹創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念，建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系，為實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興的中國夢奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

一方面，“人民日益增長的美好生活需要”與全面小康相輔相成，除了基本的物質(zhì)文化需要，還囊括了社會民生、生態(tài)環(huán)境、法治安全等多個(gè)領(lǐng)域。“十四五”時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要目標(biāo)明確要求持續(xù)改善生態(tài)環(huán)境與城鄉(xiāng)人居環(huán)境，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)生活方式綠色轉(zhuǎn)型，持續(xù)減少主要污染物排放總量，充分說明了生態(tài)文明建設(shè)的突出地位。在“良好的生態(tài)環(huán)境應(yīng)該成為全面建成小康社會的底色”的頂層設(shè)計(jì)下，“綠水青山就是金山銀山”的理念逐漸成為社會共識，人與自然和諧共生的命運(yùn)共同體意識亦成為新時(shí)代社會主義現(xiàn)代化的重要內(nèi)涵。此外，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長范式在過去的中國經(jīng)濟(jì)建設(shè)實(shí)踐中選擇性忽略生態(tài)環(huán)境保護(hù)與治理，Chan等[1]指出“中國的經(jīng)濟(jì)增長伴生著城市人口的擴(kuò)張與超級城市的出現(xiàn)，其結(jié)果就是能源消費(fèi)的大幅上漲、空氣污染物的大量排放與相關(guān)城市群的低空氣質(zhì)量”。因此，在當(dāng)前中國所處時(shí)期，政府環(huán)境規(guī)制有增強(qiáng)傾向，需不斷推進(jìn)資源節(jié)約與環(huán)境友好的綠色發(fā)展體系建設(shè)。

另一方面，“不平衡不充分的發(fā)展”制約著經(jīng)濟(jì)潛力的進(jìn)一步發(fā)揮，加之中國自然地形復(fù)雜多元、空間資源環(huán)境承載力存在較大的東西差異，實(shí)際宜居面積僅占國土面積的20%。在有限土地資源的客觀條件約束下，更需高效利用國土空間，提升土地利用效益。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019年年末中國常住人口城鎮(zhèn)化率達(dá)60.6%，提供工業(yè)品與服務(wù)產(chǎn)品的城市化地區(qū)已成為人力資源、創(chuàng)新資源的高效集群，其土地利用效益提升將帶來更大的邊際價(jià)值。

綜上所述，新時(shí)代中國特色社會主義社會的主要矛盾要求增強(qiáng)政府環(huán)境規(guī)制，強(qiáng)化城市地區(qū)生態(tài)保護(hù)與環(huán)境治理，轉(zhuǎn)變粗放的發(fā)展方式，優(yōu)化空間結(jié)構(gòu)布局，實(shí)現(xiàn)土地利用效益提升。但二者屬于不同目標(biāo)集群，其關(guān)系存在不確定性與爭議性，且學(xué)術(shù)界在此領(lǐng)域的相關(guān)研究較少。本研究旨在通過理論研究揭示政府環(huán)境規(guī)制與城市土地利用效益之間的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，并通過實(shí)證分析驗(yàn)證該機(jī)制的存在性與空間差異性；據(jù)此提出切實(shí)的政策建議，以期在重要戰(zhàn)略機(jī)遇期為中國高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展建言獻(xiàn)策。

一、 文獻(xiàn)綜述

(一) 政府環(huán)境規(guī)制的文獻(xiàn)綜述

2012年以來，政府環(huán)境規(guī)制問題越來越受到國內(nèi)學(xué)術(shù)界的重視。中國科學(xué)院公布的《2019研究前沿》中顯示，經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)及其他社會科學(xué)領(lǐng)域Top 10熱點(diǎn)前沿中有2個(gè)與資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)相關(guān)，而政府環(huán)境規(guī)制是資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的重要話題。從數(shù)量上看，1998—2012年，CSSCI期刊上該話題的年均發(fā)文量僅3.91篇；2012年起顯著上升，2013—2020年間年均發(fā)文量達(dá)27.38篇，2019年CSSCI期刊上共有43篇論文與之直接相關(guān)。

從內(nèi)容上，大量文獻(xiàn)關(guān)注到了政府環(huán)境規(guī)制的影響。李勝蘭等[2]在地方政府競爭的大框架下，探究了政府環(huán)境規(guī)制對區(qū)域生態(tài)效率的影響，發(fā)現(xiàn)政府績效考核機(jī)制的轉(zhuǎn)變能夠有效促進(jìn)地方政府由“逐底競爭”向“逐頂競爭”轉(zhuǎn)變，環(huán)境規(guī)制對區(qū)域生態(tài)效率的效應(yīng)亦由負(fù)轉(zhuǎn)正。趙霄偉[3]在此基礎(chǔ)上細(xì)化了政府環(huán)境規(guī)制的競爭類型，發(fā)現(xiàn)其對經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的作用方向、顯著程度存在空間差異。此外，王鋒正等[4]利用2001—2012年中國省級面板數(shù)據(jù)，通過回歸分析發(fā)現(xiàn)政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對綠色產(chǎn)品與綠色工藝創(chuàng)新的影響相反，前者顯著為負(fù)，后者顯著為正；而張娟等[5]指出，若不區(qū)分產(chǎn)品與工藝，綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度之間呈“U”型關(guān)系，且具有一期滯后性。但這部分研究影響的文獻(xiàn)對土地利用效益關(guān)注不多，且研究時(shí)將區(qū)域作為整體進(jìn)行考量，未將城市與農(nóng)村進(jìn)行區(qū)分。

此外，部分國內(nèi)文獻(xiàn)還關(guān)注到地方政府之間[6-7]、地方政府與微觀企業(yè)之間在環(huán)境規(guī)制上存在博弈[8-9]。這部分文獻(xiàn)充分考慮到了中國式分權(quán)制度下區(qū)域之間的交互效應(yīng)，啟示本文若采用省級面板數(shù)據(jù)，可能樣本非獨(dú)立同分布，需考慮內(nèi)生性。

國外文獻(xiàn)對政府環(huán)境規(guī)制問題關(guān)注相對早于國內(nèi)。以政府環(huán)境規(guī)制作為自變量，大量文獻(xiàn)圍繞波特假說進(jìn)行了研究，但實(shí)證與理論研究結(jié)果均存在爭議性[10]。如Lanoie等[11]以魁北克地區(qū)的制造部門數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，認(rèn)為政府環(huán)境規(guī)制降低了全要素生產(chǎn)率，而Rubashkina等[12]通過工具變量法發(fā)現(xiàn)該結(jié)論在歐洲制造業(yè)中相反，Jaffe等[13]則認(rèn)為政府環(huán)境規(guī)制使企業(yè)創(chuàng)新投入顯著增加，但對創(chuàng)新產(chǎn)出效應(yīng)不明顯。因創(chuàng)新、生產(chǎn)力與土地利用效益存在聯(lián)動(dòng)，上述文獻(xiàn)佐證了政府環(huán)境規(guī)制與城市土地利用效益之間的不確定性，而這正是本文的研究價(jià)值所在。此外，部分文獻(xiàn)關(guān)注到了政府環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟(jì)增長[14]、外商直接投資[15]、能源利用效率[16]等因素的影響，與國內(nèi)文獻(xiàn)所涉及研究領(lǐng)域差異不大，但也較少涉及城市土地利用效益問題。

(二) 城市土地利用效益的文獻(xiàn)綜述

土地利用效益指一定的時(shí)間與區(qū)域內(nèi), 單位土地面積在土地利用過程中直接產(chǎn)生的社會、經(jīng)濟(jì)、生態(tài)與環(huán)境效益, 其實(shí)質(zhì)是單位面積土地投入與消耗在區(qū)域發(fā)展的社會、經(jīng)濟(jì)、生態(tài)與環(huán)境等方面的物質(zhì)產(chǎn)出或有效成果[17]，一直以來是被廣泛研究的熱點(diǎn)問題[18]。對土地利用的綜合效益評價(jià)將指出目標(biāo)區(qū)域的土地利用效益現(xiàn)狀, 是土地利用總體規(guī)劃的基礎(chǔ)和出發(fā)點(diǎn), 是編制土地利用總體規(guī)劃的重要依據(jù), 是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃的參考依據(jù)[19]，因而受到地理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)等多個(gè)不同領(lǐng)域的學(xué)者重視。

目前的文獻(xiàn)多集中于具體行政區(qū)域內(nèi)的土地利用效益評價(jià)。如彭建等利用層次分析法構(gòu)建了社會、經(jīng)濟(jì)、生態(tài)與環(huán)境的協(xié)調(diào)度評價(jià)模型，發(fā)現(xiàn)南京市江寧區(qū)總體土地利用效益適中，并分析了七大土地利用效益類型區(qū)的空間差異特征[17]；葉敏婷等[20]認(rèn)為深圳市總體土地利用效益中等，但各行政區(qū)的土地利用效益均呈上升趨勢；楊麗霞等[21]則以浙江省11個(gè)城市為例，認(rèn)為浙江省土地利用經(jīng)濟(jì)效益處于高水平，并呈顯著的空間集聚形態(tài)。這部分文獻(xiàn)普遍采用搭建綜合評價(jià)指標(biāo)體系的方法，聚焦其在微觀行政區(qū)域內(nèi)的空間差異，從土地利用效益本身出發(fā)提供相關(guān)政策建議；但綜合評價(jià)指標(biāo)體系法存在一定的主觀性，也會制約變量相關(guān)性分析，所提建議的有效性與實(shí)踐性有限。

部分文獻(xiàn)意識到了這些不足，一是將研究對象在微觀行政區(qū)劃的基礎(chǔ)上進(jìn)行了擴(kuò)延，如朱珠等[18]使用變異系數(shù)法確定權(quán)重，基于Topsis方法定量評價(jià)我國土地利用效益，確定了其整體利用水平較低、東中西部地域差異顯著的主要特征，但這類文獻(xiàn)總量相對有限。二是深入挖掘了影響土地利用效益的因素，如陳偉等[22]利用DEA模型與GIS空間分析，趙偉等[23]使用DEA模型與Tobit回歸模型，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府影響力、資本勞動(dòng)比率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、自然保護(hù)區(qū)面積、地理位置等均會對中國建設(shè)用地利用效益造成影響；楊勇等[24]將研究對象限定為開放條件下的內(nèi)陸地區(qū)，以重慶市為例，并明確將城市化作為自變量。上述文獻(xiàn)調(diào)整了土地利用效益的測度方法，更側(cè)重經(jīng)濟(jì)效益維度，為本文提供了借鑒；他們亦說明土地利用效益是多元因素的復(fù)合影響結(jié)果，啟發(fā)了本文計(jì)量實(shí)證部分控制變量的選擇，但它們較少關(guān)注政府環(huán)境規(guī)制問題。三是部分文獻(xiàn)將土地利用效益的測度范圍限定在城市，為本文提供了思路啟發(fā)。如Zitti等[25]測度了長期城市擴(kuò)張背景下，南歐地區(qū)城市土地利用效益的空間變化，張明斗等[26]聚焦東北三省，探究了城市土地利用效益與城市化的耦合協(xié)調(diào)性。

(三) 政府環(huán)境規(guī)制與城市土地利用效益

綜上所述，目前國內(nèi)國外學(xué)術(shù)界在政府環(huán)境規(guī)制、城市土地利用效益兩方面均有較充實(shí)的研究成果，但鮮有文獻(xiàn)將二者進(jìn)行關(guān)聯(lián)，直接成果有限，屬于較新的研究領(lǐng)域。間接成果如鐘成林等[27]使用超效率SBM模型與門限面板回歸模型，將環(huán)境規(guī)制劃分為激勵(lì)性環(huán)境規(guī)制與非激勵(lì)性環(huán)境規(guī)制,發(fā)現(xiàn)二者對城市建設(shè)用地生態(tài)效率存在顯著的制度協(xié)同效應(yīng)，且呈總體抑制傾向；王鏑等[28]搭建的動(dòng)態(tài)最優(yōu)化模型顯示，在土地城市化率較高時(shí)，政府趨向出臺環(huán)境規(guī)制政策控制環(huán)境污染程度，使地均土地生態(tài)環(huán)境質(zhì)量有所提高；Yang等[29]則在土地利用碳排放框架的限制下，使用Bootstrapping方法和門檻面板回歸，證明了政府環(huán)境規(guī)制對生態(tài)效率的非線性影響。上述文獻(xiàn)所選擇的因變量與城市土地利用效益有一定相關(guān)性，研究思路與研究方法也為本文提供了借鑒；但它們均未明確涉及政府環(huán)境規(guī)制與城市土地利用效益的關(guān)系，本文將重點(diǎn)在此領(lǐng)域內(nèi)進(jìn)行研究。

二、 理論推導(dǎo)與假設(shè)

本文選擇邏輯演繹與數(shù)理模型相結(jié)合的方法進(jìn)行理論推導(dǎo)，并基于此提出本文的假設(shè)。

(一) 邏輯演繹

首先進(jìn)行邏輯演繹。一方面，政府環(huán)境規(guī)制程度增強(qiáng)，如對高污染工業(yè)(如造紙業(yè)、化學(xué)化工產(chǎn)業(yè)等)征收污染稅，或限制此類工業(yè)過度擴(kuò)張生產(chǎn)規(guī)模，或提升資質(zhì)審批準(zhǔn)入門檻等，進(jìn)而引致生產(chǎn)成本的提升與利潤的下降，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)規(guī)模被抑制，單位土地的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值下降，即土地利用效益下降。此外，政府環(huán)境規(guī)制程度的增強(qiáng)還會導(dǎo)致環(huán)保指標(biāo)直接或間接地進(jìn)入地方政府的績效考核系統(tǒng)，如引入綠色GDP指標(biāo)、規(guī)定城市綠化覆蓋率紅線、要求擴(kuò)張城市公園綠地面積等，導(dǎo)致實(shí)際綠化面積在城市建成區(qū)面積中的占比上升；但公園、綠地等不屬于生產(chǎn)型用地，除提供公共產(chǎn)品外無法直接產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)價(jià)值，進(jìn)而導(dǎo)致城市整體的土地利用效益下降。

但另一方面，政府環(huán)境規(guī)制程度的增強(qiáng)能夠在一定程度上激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新行為，這一結(jié)論已被眾多學(xué)者認(rèn)可。如曹霞等[30]發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新效率與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度呈“U”型關(guān)系，前期由于成本上升會抑制創(chuàng)新行為，后期由于環(huán)境優(yōu)化，會促進(jìn)創(chuàng)新效率的提升；他們[31]還通過構(gòu)建政府、企業(yè)與消費(fèi)者之間的演化博弈模型，使用Matlab仿生工具進(jìn)行推導(dǎo)賦值求解，發(fā)現(xiàn)高強(qiáng)度的污染稅收、低強(qiáng)度的公眾環(huán)保宣傳與適度的創(chuàng)新激勵(lì)補(bǔ)償對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)效果最明顯；許士春等[32]認(rèn)為“排污稅率和排污許可價(jià)格與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)程度都成正相關(guān)”。技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)擴(kuò)散導(dǎo)致規(guī)模報(bào)酬遞增與長期生產(chǎn)成本遞減，生產(chǎn)效率的提升引致城市土地利用效益上升。

綜上所述，城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制的關(guān)系存在不確定性，其最終效應(yīng)方向取決于上述正效應(yīng)與負(fù)效應(yīng)的相對大小與綜合結(jié)果。由于技術(shù)創(chuàng)新存在研發(fā)周期，具有明顯的時(shí)滯效應(yīng)，結(jié)合曹霞等[30]的研究結(jié)果，推測政府環(huán)境規(guī)制前期負(fù)效應(yīng)強(qiáng)于正效應(yīng)，導(dǎo)致其對城市土地利用效益的綜合效應(yīng)方向?yàn)樨?fù)；政府環(huán)境規(guī)制后期，創(chuàng)新的技術(shù)成果落地并作用于經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)，正效應(yīng)強(qiáng)于負(fù)效應(yīng)，綜合效應(yīng)方向?yàn)檎蝗粽掷m(xù)增加環(huán)境規(guī)制程度，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制過度，無法構(gòu)成創(chuàng)新激勵(lì)甚至直接抑制生產(chǎn)，綜合效應(yīng)方向?yàn)樨?fù)。換言之，二者關(guān)系呈現(xiàn)從負(fù)相關(guān)到正相關(guān)再到負(fù)相關(guān)的過程。

(二) 數(shù)理模型

假定經(jīng)濟(jì)體生產(chǎn)的產(chǎn)品均同質(zhì)，將總產(chǎn)量記為Y，將總污染量記為P。經(jīng)濟(jì)體可用土地面積為L，劃分為兩種不同類型：一類為生產(chǎn)建設(shè)類用地，這類土地有直接經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，但同時(shí)有污染的副產(chǎn)品；另一類為居住綠地類用地，這類土地能夠吸收或無害化污染，但沒有直接經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。記后者占比為ε，則前者占比為1-ε，滿足0<ε<1。生產(chǎn)建設(shè)類用地的產(chǎn)出效率為λ，伴生的污染效率為m；居住綠地類用地的污染處理效率為n。科技水平越發(fā)達(dá)，污染處理效率越高，n的值越大。

“執(zhí)政為民”是中國政府重要的執(zhí)政理念，其經(jīng)濟(jì)意義為：政府決策的原則是社會群體效用最大化。設(shè)社會群體的效用函數(shù)為

U=ln(1+Y)-μln(1+P)①

(1)

由上述條件可知：

Y=L·(1-ε)·λ

(2)

P=L·(1-ε)·m-L·ε·n

(3)

故有

U=ln(1+L·(1-ε)·λ)-μln(1+L·(1-ε)·m-L·ε·n)

(4)

(5)

解得

(6)

城市土地利用效益用單位城市面積的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出②作為代理變量，故有

(7)

解得

(8)

當(dāng)L·n<1時(shí)，g(ε)單調(diào)遞增，landef(ε)單調(diào)遞減；當(dāng)L·n=1時(shí)，landef(ε)為常數(shù)③；當(dāng)L·n>1時(shí)，g(ε)單調(diào)遞減，landef(ε)單調(diào)遞增。

其經(jīng)濟(jì)意義為：當(dāng)技術(shù)發(fā)展程度較低時(shí)，城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度負(fù)相關(guān)；當(dāng)技術(shù)發(fā)展程度較高時(shí)，城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度正相關(guān)。漸進(jìn)性技術(shù)發(fā)展導(dǎo)致城市土地效益與政府環(huán)境規(guī)制程度呈U型曲線。同時(shí)需注意到此時(shí)前提條件中包含0<ε<1；當(dāng)ε→1時(shí)，意味著政府過度環(huán)境規(guī)制，有Y→0，故landef→0。故在過度環(huán)境規(guī)制階段，城市土地利用效益與之負(fù)相關(guān)。

綜上所述，本文提出假設(shè)如下：

城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度呈“由負(fù)到正再到負(fù)”的相關(guān)性，如圖1所示。

圖1 城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制關(guān)系假設(shè)示意圖

三、 變量選取與數(shù)據(jù)來源

(一) 變量選取

為驗(yàn)證第二部分所提出的假設(shè)在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的存在性，本文使用計(jì)量實(shí)證方法進(jìn)行檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)兼具截面數(shù)據(jù)與時(shí)間序列數(shù)據(jù)的優(yōu)點(diǎn)，近年來被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證研究，尤其是國家政策評估領(lǐng)域，故本文亦采用此類數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。基于數(shù)據(jù)的可得性、準(zhǔn)確性與時(shí)效性原則，本文最終選擇2008—2017年中國29個(gè)省級行政單位的面板數(shù)據(jù)作為計(jì)量實(shí)證分析的數(shù)據(jù)池。香港、澳門屬于特別行政區(qū)，基本制度、經(jīng)濟(jì)形態(tài)與其他省級行政區(qū)存在較大的差異，需單獨(dú)進(jìn)行考察；北京市、上海市城市建成區(qū)面積缺失嚴(yán)重，因變量時(shí)間序列不完整；臺灣省數(shù)據(jù)截面缺失嚴(yán)重。因此在樣本中舍去以上5個(gè)省級行政單位，剩余樣本包括東部地區(qū)10個(gè)，中部地區(qū)9個(gè)，西部地區(qū)10個(gè)，基本覆蓋中國全區(qū)域，具備一定的代表性。

根據(jù)第二部分的假設(shè)，自變量為政府環(huán)境規(guī)制程度，因變量為城市土地利用效益。為避免遺漏變量偏誤等一系列誤差。本文加入控制變量如下：

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：預(yù)期正相關(guān)。第二產(chǎn)業(yè)包括制造業(yè)、建筑業(yè)等感應(yīng)力、影響力較強(qiáng)的行業(yè)，對城市整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展起“龍頭”作用；此外，第二產(chǎn)業(yè)具有重資本特征，土地縱向復(fù)合利用使其對土地橫向延展依賴度較低，使得第二產(chǎn)業(yè)的土地利用效益較高。故產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越依賴第二產(chǎn)業(yè)，城市土地利用效益越高。在對自變量的影響上，第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)活動(dòng)是城市的重要污染源，其占比越高，城市污染加劇的可能性越大，政府環(huán)境規(guī)制傾向越明顯。綜上，遺漏變量偏誤預(yù)期為正，加入該變量后自變量系數(shù)降低。

科學(xué)技術(shù)水平：預(yù)期正相關(guān)。根據(jù)科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Y=A·Kα·Lβ，A為科學(xué)技術(shù)水平，科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步能夠在生產(chǎn)要素不變的情況下大大提升生產(chǎn)效率，進(jìn)而引致城市土地利用效益上升。在對自變量的影響上，科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步能夠增強(qiáng)政府環(huán)境規(guī)制的信心，降低環(huán)境規(guī)制的生產(chǎn)損失或成本，引致政府增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制水平。綜上，遺漏變量偏誤預(yù)期為正，加入該變量后自變量系數(shù)降低。

人口密度：預(yù)期正相關(guān)。人口密度的實(shí)質(zhì)是單位土地投入所能調(diào)度的勞動(dòng)力存量水平，后者是重要的生產(chǎn)要素。人口密度上升，生產(chǎn)要素存量上升，有利于擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模；此外人口數(shù)量的上升伴生高質(zhì)量人口的增長，有利于提高生產(chǎn)效率，二者均使得城市經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增加，促進(jìn)城市土地利用效益的提升。在對自變量的影響上，更高的人口密度意味著“良好環(huán)境”這一公共產(chǎn)品具有更大的社會效益，促進(jìn)政府提升環(huán)境規(guī)制水平。綜上，遺漏變量偏誤預(yù)期為正，加入該變量后自變量系數(shù)降低。

教育水平：預(yù)期正相關(guān)。地區(qū)的教育水平越高，城市人口質(zhì)量綜合水平越高，技術(shù)勞動(dòng)力占比越高，越能提高經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)效率，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，從而提升城市土地利用效益。在對自變量的影響上，更高的教育水平意味著地區(qū)居民環(huán)保素養(yǎng)與環(huán)保意識更強(qiáng)，且在人才地區(qū)競爭的背景下對居住環(huán)境有更高的需求，引致政府環(huán)境規(guī)制水平的提升。綜上，遺漏變量偏誤預(yù)期為正，加入該變量后自變量系數(shù)降低。

(二) 數(shù)據(jù)來源

本文所選擇的數(shù)據(jù)來源共兩類：一是國家權(quán)威公開數(shù)據(jù)，二是自取數(shù)據(jù)。具體變量及其詳細(xì)數(shù)據(jù)來源如下：

1. 自變量

政府環(huán)境規(guī)制(envi)：沈艷等[33]指出，文本大數(shù)據(jù)具有來源多樣化、數(shù)據(jù)量增長快和高頻等特征，為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究提供了全新的分析視角。大數(shù)據(jù)文本挖掘的本質(zhì)是將非結(jié)構(gòu)化的中文原始文本，通過映射輸出為結(jié)構(gòu)化的數(shù)據(jù)矩陣，并從中提取出目標(biāo)信息序列。其中詞典法是一種經(jīng)典的文本大數(shù)據(jù)挖掘方法，在Garcia[34]、Tetlock[35]等人的研究中均有采用。本文借鑒Da等[36]自建詞典的方法，通過隨機(jī)抽樣閱讀與詞頻分析預(yù)檢，自主構(gòu)建政府環(huán)境規(guī)制相關(guān)詞典(見表1)，并以此為基礎(chǔ)進(jìn)行文本挖掘。

在文本庫選擇方面，大量研究地方政府財(cái)政經(jīng)濟(jì)問題的文獻(xiàn)選擇了政府工作報(bào)告[37-39]。首先，政府工作報(bào)告是中國根本政治制度中的重要環(huán)節(jié)，每年各級政府均需在當(dāng)?shù)厝嗣翊泶髸h和政治協(xié)商會議上向大會主席團(tuán)、與會人大代表和政協(xié)委員發(fā)布這一報(bào)告，具備較強(qiáng)的權(quán)威性；其次，政府工作報(bào)告內(nèi)容豐富全面，涵蓋一年內(nèi)工作回顧、當(dāng)年工作任務(wù)和政府自身建設(shè)的方方面面，報(bào)告中各部分篇幅占比能夠相對客觀地反映當(dāng)年政府的工作重點(diǎn)與重視程度；最后，政府工作報(bào)告向全社會公開，能夠通過爬蟲等手段以較低成本獲得完整性好、損耗小的原始文本。結(jié)合研究的時(shí)間區(qū)間，本文選擇了報(bào)告年為2008—2017年的省級政府工作報(bào)告。

因政府工作報(bào)告屬于政府公文，用詞規(guī)范精準(zhǔn)，段落大意集中，相較于已有文獻(xiàn)所使用的詞典法的詞頻權(quán)重分析，以段落為考察單位能夠更準(zhǔn)確地反映篇幅占比。同時(shí)，政府工作報(bào)告的公開性和權(quán)威性保證了原始文本中標(biāo)點(diǎn)符號使用的規(guī)范性，因此，本文以自建的政府環(huán)境規(guī)制詞典(見表1)為基礎(chǔ)，將上述政府工作報(bào)告分解為語料庫，編寫Python程序④識別提取環(huán)境規(guī)制相關(guān)的語料，使用大數(shù)據(jù)文本分析方法計(jì)算這部分語料在全文中的篇幅占比，將其作為政府環(huán)境規(guī)制程度的代理變量。

表1 政府環(huán)境規(guī)制詞典

2. 因變量

3. 控制變量

四、 計(jì)量實(shí)證分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

在進(jìn)行計(jì)量回歸之前，首先對因變量、自變量與控制變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)(見表2)。

表2 基本描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)來源：政府工作報(bào)告大數(shù)據(jù)文本挖掘結(jié)果、國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國2010年人口普查資料》

由表2可知，2008—2017年時(shí)間區(qū)間內(nèi)各省級行政單位的平均土地利用效益為867.7億元/km2，最小值為330.1億元/km2，最大值為1738億元/km2，標(biāo)準(zhǔn)差較大。政府環(huán)境規(guī)制水平平均值為13.11%，最小值為5%，最大值為23.21%。

表2的基本描述性統(tǒng)計(jì)模糊了面板數(shù)據(jù)的時(shí)間維度和空間維度，故使用圖2和圖3分別對因變量土地利用效益和自變量政府環(huán)境規(guī)制程度進(jìn)行時(shí)空維度的可視化。其中，由于樣本省級行政單位達(dá)29個(gè)，不進(jìn)行數(shù)據(jù)重編碼不具備經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，故在空間維度上使用中經(jīng)網(wǎng)-中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告公布的東中西部劃分標(biāo)準(zhǔn)，將天津、河北、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西與海南劃分為東部地區(qū)，山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北與海南為中部地區(qū)，重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏與新疆為西部地區(qū)。

圖2 土地利用效益隨時(shí)空變化折線圖(單位：億元/km2)

圖3 政府環(huán)境規(guī)制程度隨時(shí)空變化折線圖(單位：%)

如圖2，2008—2017年的時(shí)間區(qū)間內(nèi)，全國平均土地利用效益呈平緩上升趨勢，從698.50億元/km2上升到991.33億元/km2，各地區(qū)趨勢與總體趨勢基本同步。在空間地域分異方面，東部地區(qū)高于中部地區(qū)，中部地區(qū)高于西部地區(qū)，但西部地區(qū)與東中部地區(qū)的土地利用效益差距有擴(kuò)大化傾向。

圖3顯示政府環(huán)境規(guī)制程度總體上呈現(xiàn)明顯的波動(dòng)上升，從2008年的10.50%上升至2017年的15.77%。東中西部地區(qū)的指標(biāo)變化差異較大，雖都呈波動(dòng)上升趨勢，但與整體不同步；此外，中部地區(qū)政府環(huán)境規(guī)制程度整體上略低于西部與東部。

結(jié)合圖2與圖3，可知土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度在中國呈現(xiàn)地域分異，啟示本文在計(jì)量實(shí)證部分將總體與分區(qū)域計(jì)量分析結(jié)合使用。

(二) 一元線性回歸

首先進(jìn)行一元線性回歸，建模如下：

landefit=β0+β1enviit+uit

(9)

其中，landefit代表第i省在第t期的土地利用效益，enviit代表第i省在第t期的政府環(huán)境規(guī)制水平，β0為截距項(xiàng)，β1為自變量系數(shù)，uit為誤差，且滿足E(uit)=0。因本文選擇的面板數(shù)據(jù)在2008—2017年的時(shí)間區(qū)間內(nèi)，各省級行政單位的個(gè)體經(jīng)濟(jì)特征突出且組間差距無異動(dòng)，因此選擇固定效應(yīng)模型(該結(jié)論亦被Hausman檢驗(yàn)驗(yàn)證)。此時(shí)不考慮其他控制變量的影響，回歸結(jié)果見表3(1)。

在不加入其他控制變量的情況下，截距項(xiàng)為671.2，自變量系數(shù)為14.99，二者的雙側(cè)檢驗(yàn)p值均達(dá)0.000，說明效應(yīng)顯著。其經(jīng)濟(jì)學(xué)意義是，政府環(huán)境規(guī)制程度每提高1個(gè)單位，土地利用效益增加14.99億元/km2，二者呈正相關(guān)。但此時(shí)調(diào)整R2=0.073，說明一元線性回歸的擬合較差，存在較大的遺漏變量偏誤，故進(jìn)行多元線性回歸。

(三) 多元線性回歸

多元線性回歸仍采用最小二乘法，在一元線性回歸模型的基礎(chǔ)上加入控制變量，基礎(chǔ)模型為：

(10)

其中βn為控制變量系數(shù)，Cnit表示第i省在第t期的第n-1個(gè)控制變量，共m個(gè)；其余變量及假設(shè)不變。

根據(jù)第三部分，依次分步加入選定的控制變量。具體模型如下所示⑦：

landefit=β0+β1enviit+β2indstrit+uit

(11)

landefit=β0+β1enviit+β2indstrit+β3techit+uit

(12)

landefit=β0+β1enviit+β2indstrit+β3techit+β4popuit+uit

(13)

landefit=β0+β1enviit+β2indstrit+β3techit+β4eduit+uit

(14)

landefit=β0+β1enviit+β2indstrit+β3techit+β4popuit+β5eduit+uit

(15)

回歸結(jié)果如表3(2)至(6)所示。

在逐步加入控制變量以降低遺漏變量偏誤的過程中，調(diào)整R2由(1)中的0.073上升至(5)中的0.476與(6)中的0.474，說明多元線性回歸模型擬合更佳。自變量envi的系數(shù)由(1)中的14.99逐步下降到(5)中的3.923與(6)中的3.863，p值保持在0.026與0.029，均大于95%的置信水平，說明地區(qū)的城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度顯著正相關(guān)。系數(shù)絕對值的逐步下降說明遺漏變量偏誤在一元線性回歸模型中造成正向誤差，與第四部分中的預(yù)期一致；回歸(5)與回歸(6)顯示，當(dāng)政府環(huán)境規(guī)制水平上升1個(gè)單位，城市土地利用效益上升3.923或3.863億元/km2。

表3 一元與多元線性回歸結(jié)果

除人口密度popu外，控制變量在回歸(2)至(6)中全部顯著，且自變量系數(shù)如預(yù)期判斷持續(xù)降低，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)indstr、科學(xué)技術(shù)水平tech和教育水平edu是有效的控制變量。

以回歸(6)為例⑧，首先城市土地利用效益與第二產(chǎn)業(yè)占比顯著正相關(guān)。當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)占比上升1個(gè)百分點(diǎn)，城市土地利用效益上升4.732億元/km2。其次，城市土地利用效益與科學(xué)技術(shù)水平、教育水平顯著正相關(guān)。當(dāng)科學(xué)技術(shù)水平上升1個(gè)百分點(diǎn)，城市土地利用效益上升63.94億元/km2；當(dāng)教育水平上升1個(gè)百分點(diǎn)，城市土地利用效益上升28.09億元/km2。對比可知，科學(xué)技術(shù)水平與教育水平對單位變動(dòng)對城市土地利用效益的影響更大。

最后，城市土地利用效益與人口密度并不顯著相關(guān)，p值為0.604，無法拒絕原假設(shè)；0.00622的系數(shù)說明其綜合影響基本為正，與預(yù)期方向無差異。該結(jié)果說明在人口維度，數(shù)量因素的影響弱于質(zhì)量因素。原因可能是人口密度的增加具有雙重效應(yīng)：一方面，人口密度上升使得單位面積承載的勞動(dòng)力存量上升，擴(kuò)大技術(shù)勞動(dòng)力與非技術(shù)勞動(dòng)力基數(shù)，從而提高土地利用效益；但另一方面，更大的人口密度導(dǎo)致更高的污染排放與能量消耗，后者導(dǎo)致土地利用效益的下降。二者的不確定性與此消彼長使得人口密度變量popu不顯著，作為控制變量的效用有限，在進(jìn)行下一步的計(jì)量實(shí)證時(shí)可酌情考慮刪去。

(四) 多元非線性回歸及其區(qū)域分異結(jié)果

上述線性回歸結(jié)果預(yù)先假定城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度呈線性關(guān)系，但該假定過于嚴(yán)格，實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中二者關(guān)系可能是非線性的。因此引入二次項(xiàng)、交叉項(xiàng)進(jìn)行多元非線性回歸，計(jì)量實(shí)證結(jié)果見表4。由于多元線性回歸結(jié)果中popu不顯著，且加入popu前后模型差異不大，故在非線性回歸中刪去該變量。此外，描述性統(tǒng)計(jì)顯示不同地區(qū)分異明顯，故進(jìn)行分區(qū)域面板回歸。

引入二次項(xiàng)的非線性回歸模型為：

landefit=β0+β1enviit+β2enviit2+β3indstrit+β4techit+β5eduit+uit

(16)

引入交叉項(xiàng)的非線性回歸模型為：

landefit=β0+β1enviit+β2enviit×eduit+β3indstrit+β4techit+β5eduit+uit

(17)

變量解釋與假設(shè)同前。表4中，envi2為自變量envi的二次項(xiàng)envi2，enedu為自變量envi與控制變量edu的交叉項(xiàng)envi×edu。(1)至(4)為引入二次項(xiàng)的回歸，(5)至(8)為引入交叉項(xiàng)的回歸。

表4 多元非線性回歸結(jié)果及其地域分異

首先引入二次項(xiàng)。全樣本回歸中一次項(xiàng)、二次項(xiàng)系數(shù)均顯著，調(diào)整R2上升至0.48，說明非線性模型擬合更好。二次項(xiàng)系數(shù)為-0.543，說明城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度呈倒U型；一次項(xiàng)系數(shù)18.82，說明拐點(diǎn)所在位置為17.33。當(dāng)政府環(huán)境規(guī)制水平<17.33時(shí)，城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制水平呈正相關(guān)；當(dāng)政府環(huán)境規(guī)制水平>17.33時(shí)，呈負(fù)相關(guān)。2017年全國各省平均政府環(huán)境規(guī)制水平為15.77，在拐點(diǎn)以左，此區(qū)間與前述多元線性回歸的結(jié)論一致。

為呈現(xiàn)東中西部地區(qū)的分異，將因變量估計(jì)量與自變量可視化如圖4。

圖4 倒U型曲線的地域分異

圖4說明城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度基本均呈倒U型。但拐點(diǎn)位置存在較大的差異，西部地區(qū)的拐點(diǎn)為12.96，東部地區(qū)拐點(diǎn)為19.90，中部地區(qū)拐點(diǎn)為28.36，呈現(xiàn)西部<全國<東部<中部的規(guī)律。從變量顯著性的角度來看，西部地區(qū)的一次項(xiàng)系數(shù)與二次項(xiàng)系數(shù)均顯著，說明倒U型曲線關(guān)系顯著；此外，2015—2017年西部地區(qū)平均環(huán)境規(guī)制程度為15.47，已越過12.96的臨界值，進(jìn)入負(fù)相關(guān)區(qū)間。但這并不意味著西部地區(qū)需降低內(nèi)生的政府環(huán)境規(guī)制水平，因?yàn)槲鞑康貐^(qū)是三大地區(qū)中唯一一個(gè)拐點(diǎn)臨界值低于全國平均水平的地區(qū)，圖4亦能直觀說明其函數(shù)形狀與其他地區(qū)存在較大差異；換言之，西部地區(qū)的政策方向應(yīng)為改變函數(shù)形狀，利用外生的教育因素等推動(dòng)拐點(diǎn)右移。東部地區(qū)、中部地區(qū)的一次項(xiàng)系數(shù)與二次項(xiàng)系數(shù)不顯著，倒U型關(guān)系可能不明顯；但其2015—2017年的平均政府環(huán)境規(guī)制水平均在各自拐點(diǎn)左側(cè)且有一定距離，仍處于正相關(guān)區(qū)間內(nèi)，若繼續(xù)提高政府環(huán)境規(guī)制水平，能夠提升該省的城市土地利用效益。

由于引入二次項(xiàng)后，東部與中部地區(qū)系數(shù)不顯著，因此引入交叉項(xiàng)，回歸結(jié)果見表4的(5)至(8)。引入交叉項(xiàng)后的全樣本回歸自變量p值僅0.002，交叉項(xiàng)p值0.016，控制變量置信水平均在99%以上，結(jié)合上升至0.485的調(diào)整R2，說明效應(yīng)顯著。自變量系數(shù)12.19，交叉項(xiàng)系數(shù)-0.781，說明政府環(huán)境規(guī)制程度上升1個(gè)單位，城市土地利用效益上升(12.19-0.781×edu)億元/km2，二者正相關(guān)。

從區(qū)域分異角度，東部和中部地區(qū)的自變量系數(shù)與交叉項(xiàng)系數(shù)均顯著。據(jù)表4，東部地區(qū)政府環(huán)境規(guī)制程度上升1個(gè)單位，城市土地利用效益上升(15.43-0.866×edu)億元/km2；中部地區(qū)政府環(huán)境規(guī)制程度上升1個(gè)單位，城市土地利用效益上升(34.62-2.177×edu)億元/km2。參考各區(qū)域近3年教育水平現(xiàn)狀，上述系數(shù)始終為正，說明正相關(guān)關(guān)系在較長的時(shí)間區(qū)間內(nèi)始終成立；交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明其正相關(guān)程度隨地區(qū)教育水平的上升而下降，換言之，政府環(huán)境規(guī)制程度的邊際效用遞減。二者關(guān)系始終正相關(guān)，加之東部地區(qū)對教育水平的敏感程度低，中部地區(qū)教育水平絕對量偏低使其落在高系數(shù)區(qū)間，故均可通過提升政府環(huán)境規(guī)制水平以提高城市土地利用效益。此外，西部地區(qū)的自變量系數(shù)與交叉項(xiàng)系數(shù)均不顯著，說明西部地區(qū)交叉效應(yīng)不顯著。

對比引入二次項(xiàng)和交叉項(xiàng)的非線性回歸模型及其區(qū)域分異結(jié)果，結(jié)合系數(shù)顯著性與調(diào)整R2，本文發(fā)現(xiàn)了一個(gè)非常有意思的結(jié)論：在西部地區(qū)，城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度呈倒U型關(guān)系，教育水平對二者關(guān)系沒有顯著的直接影響；而在東部地區(qū)和中部地區(qū)，倒U型關(guān)系不顯著，但教育水平的交叉效應(yīng)顯著。結(jié)合2015—2017年西部地區(qū)<中部地區(qū)<東部地區(qū)的平均教育水平現(xiàn)狀，本文提出一個(gè)可能的機(jī)制解釋：城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度的倒U型曲線的拐點(diǎn)后區(qū)間，會因?yàn)榻逃浇^對量的上升而發(fā)生扭轉(zhuǎn)或拐點(diǎn)后移。西部地區(qū)教育水平絕對量低，人口質(zhì)量因素?zé)o法使倒U型曲線形變，因此在現(xiàn)有的政府環(huán)境規(guī)制水平下，落在負(fù)相關(guān)區(qū)間內(nèi)；東中部地區(qū)教育水平絕對量高，倒U型曲線的正相關(guān)區(qū)間擴(kuò)延并受人口質(zhì)量因素的直接影響，在正相關(guān)區(qū)間內(nèi)滿足邊際效用遞減。具體參見圖5。囿于篇幅限制，本文在此不做展開，期待學(xué)術(shù)界進(jìn)行進(jìn)一步的驗(yàn)證與探討。

圖5 教育水平導(dǎo)致倒U型曲線的拐點(diǎn)右移或扭轉(zhuǎn)

倒U型曲線的實(shí)際與第三部分中所提出的假設(shè)略有差異：假設(shè)中所提出的環(huán)境規(guī)制初期的負(fù)相關(guān)部分在中國的實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中可能并不存在，故被截?cái)酁榈筓型。本文在此提出兩種解釋：一是2008—2017年的時(shí)間區(qū)間內(nèi)，中國的科技水平已有了一定的存量積累，超越了基礎(chǔ)閾值⑨；二是中國通過改革開放實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的“起飛”，外向型經(jīng)濟(jì)的特征明顯。通過吸引外資等資源置換手段促進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)與復(fù)制，從而實(shí)現(xiàn)技術(shù)研發(fā)周期的跳躍與時(shí)滯性的縮減，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制初期階段被壓縮。

(五) 工具變量回歸

上述回歸能夠證明城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制程度具有線性或非線性的相關(guān)性，結(jié)合變量說明與機(jī)制解釋能夠?yàn)檎呓ㄗh提供有力支撐。但使用工具變量法，能直接證明因變量與自變量之間存在因果關(guān)系，避免遺漏變量偏誤與反向因果等，因此本文繼續(xù)進(jìn)行工具變量回歸。

因變量同前，仍為城市土地利用效益；工具變量回歸的內(nèi)生變量同前，為政府環(huán)境規(guī)制程度；控制變量同前；工具變量(在回歸結(jié)果表中記為BI)為2013年1月北京霧霾“beyond index”事件：2013年1月為北京59年來霧霾天氣最多的一個(gè)月，美國駐華領(lǐng)事館發(fā)布空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)報(bào)告，PM2.5指數(shù)在常規(guī)測量方法下“beyond index”，易感人群呼吸道疾病發(fā)病率上升明顯，引發(fā)國際輿論震動(dòng)。

工具變量的選擇有兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)：一是相關(guān)性，二是外生性。在相關(guān)性方面⑩，該事件對外給中國的國際聲譽(yù)造成了較大的惡性影響，對內(nèi)激發(fā)環(huán)保意識造成社會輿論壓力，大大提高政府對環(huán)境問題的關(guān)注度，進(jìn)而引致政府提升環(huán)境規(guī)制程度。事實(shí)上，2013年起頂層設(shè)計(jì)中多次提及“美麗中國”，并首次將生態(tài)文明建設(shè)納入“五位一體”總布局。在外生性方面，連續(xù)性高強(qiáng)度霧霾天氣屬于偶發(fā)的氣象事件，與因變量城市土地利用效益不存在直接關(guān)聯(lián)。綜上，該工具變量符合有效標(biāo)準(zhǔn)。

工具變量回歸采用兩階段回歸，結(jié)果如表5所示。

表5 工具變量回歸結(jié)果

表5中，(1)為工具變量回歸結(jié)果，內(nèi)生變量envi系數(shù)為92.10，方向同前顯著為正；(2)為簡化式回歸結(jié)果，其中BI系數(shù)顯著為正，結(jié)合BI的外生性，說明工具變量通過內(nèi)生變量政府環(huán)境規(guī)制水平，與因變量城市環(huán)境規(guī)制水平產(chǎn)生顯著相關(guān)。此外，在第一階段回歸中有F= 11.22>10，符合拇指法則，因此工具變量有效。綜上所述，城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制水平之間存在穩(wěn)健的因果關(guān)系。

五、 結(jié)論與政策建議

本文在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，通過邏輯演繹與數(shù)理模型推導(dǎo)相結(jié)合提出假設(shè)，基于由大數(shù)據(jù)文本挖掘結(jié)果與國家權(quán)威公開數(shù)據(jù)構(gòu)成的2008—2017年中國省級面板數(shù)據(jù)，通過線性、非線性的一元、多元回歸計(jì)量實(shí)證方法對假說進(jìn)行驗(yàn)證和修正，并使用工具變量法證實(shí)城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制水平之間存在因果關(guān)系。主要結(jié)論如下：

1. 理論上城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制水平之間呈現(xiàn)“初期負(fù)相關(guān)、適中期正相關(guān)、過度期負(fù)相關(guān)”的關(guān)系，但實(shí)際上在中國主要表現(xiàn)為由適中期與過度期構(gòu)成的倒U型曲線。

2. 教育水平(即人口質(zhì)量)具有能夠改變城市土地利用效益-政府環(huán)境規(guī)制曲線的形狀，使之發(fā)生拐點(diǎn)后移或后端扭轉(zhuǎn)。這說明當(dāng)教育水平較低時(shí)，城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制水平呈現(xiàn)顯著倒U關(guān)系；當(dāng)教育水平較高時(shí)，倒U曲線形變?yōu)轱@著的交叉效應(yīng)，兩者在區(qū)間內(nèi)正相關(guān)且教育對正相關(guān)系數(shù)的邊際效用遞減。

3. 該效應(yīng)在中國存在區(qū)域空間分異。在西部地區(qū)倒U關(guān)系顯著，拐點(diǎn)為12.69，目前環(huán)境規(guī)制水平處于負(fù)相關(guān)區(qū)間；在東中部地區(qū)交叉效應(yīng)顯著，城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制水平正相關(guān)。

基于上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：一是繼續(xù)提升整體政府環(huán)境規(guī)制水平，把生態(tài)文明建設(shè)擺在更加突出的位置，尤其是東中部地區(qū)。堅(jiān)定“綠水青山就是金山銀山”的基本意識，貫徹創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念，推進(jìn)資源節(jié)約型與環(huán)境友好型社會的建設(shè)。提升環(huán)境規(guī)制水平的同時(shí)，也需注意適度原則，尤其是西部地區(qū)。二是優(yōu)先發(fā)展教育事業(yè)，加快教育現(xiàn)代化進(jìn)程，尤其是西部地區(qū)。教育水平能夠改變城市土地利用效益與政府環(huán)境規(guī)制傾向的關(guān)系，西部地區(qū)尤需通過提升教育水平，優(yōu)化人口質(zhì)量，通過使倒U型曲線發(fā)生形變，走出目前所處的負(fù)相關(guān)區(qū)間。需加強(qiáng)政策扶持傾斜，完善教育資源配置，提升教育普及程度，加快推進(jìn)義務(wù)教育均衡發(fā)展，努力建設(shè)教育強(qiáng)國。

注釋：

② 該方法在學(xué)術(shù)界多用于計(jì)量實(shí)證，本文在此基礎(chǔ)上將其拓延于數(shù)理推導(dǎo)，亦與后文相匹配。

③ 實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中滿足L·n=1的條件過于苛刻，因此忽略，不做經(jīng)濟(jì)解釋。

④ 詳細(xì)Python代碼如有需要，可向作者索取。

⑤ 受省份名稱干擾，吉林省詞典使用“森林”替代“林”。

⑥ 聯(lián)動(dòng)詞匯指：除導(dǎo)向政府環(huán)境規(guī)制相關(guān)語料外，還導(dǎo)向大量無關(guān)語料的詞匯。若直接引入該詞匯會稀釋政府環(huán)境規(guī)制高相關(guān)性的語料，導(dǎo)致自變量數(shù)值偏高。以“環(huán)境”為例，“改善營商環(huán)境”與政府環(huán)境規(guī)制無關(guān)。需進(jìn)行精細(xì)化靶向處理以降低誤差，詳見明細(xì)序列。

⑦ 由于人口密度popu與教育水平edu是同一指標(biāo)人口的數(shù)量維度與質(zhì)量維度，分步回歸時(shí)增加一組平行模型，方便進(jìn)行人口維度內(nèi)的效應(yīng)比較。

⑧ 由表3，無論是從各變量顯著性水平，還是從調(diào)整R2數(shù)值，回歸(5)與回歸(6)結(jié)果差異不大，均具備一定的經(jīng)濟(jì)解釋力。出于第四部分的先驗(yàn)變量選擇考慮，此處以回歸(6)為例進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解釋。

⑨ 理論上，如該解釋為真，可通過放寬時(shí)間區(qū)間進(jìn)行驗(yàn)證，如將時(shí)間區(qū)間起點(diǎn)放在1978年。當(dāng)然，囿于數(shù)據(jù)可得性限制，實(shí)際操作可能存在一定的難度。

⑩ 該結(jié)論亦被工具變量回歸結(jié)果直接證實(shí)：在第一階段回歸中，工具變量BI系數(shù)顯著為正，p值僅0.000。