安徽新安江流域生態補償促進產業轉型升級的門檻效應研究

萬倫來, 張晗璐, 娜仁

(合肥工業大學 經濟學院,安徽 合肥 230601)

0 引 言

跨省流域水資源保護是建設生態文明強國面臨的重要課題,國家高度重視建立健全跨省流域水資源保護的政策措施,積極倡導實施生態補償制度以統籌協調跨省流域各方利益主體的關系。2010年安徽新安江流域在全國率先實施生態補償制度,以“禁、關、停、并、轉”為抓手,積極推動以促進產業轉型升級為重點、以強化經濟高質量發展為導向的跨省流域生態環境保護系統工程,為全國跨地區生態環境保護提供了很好的學習借鑒。因此,有必要研究探明生態補償促進產業轉型升級的作用機制。

事實上,學術界已從不同角度揭示生態補償與產業發展之間的內在關聯性。文獻[1]研究認為,生態補償不僅能夠保護生物多樣性,而且還要保證為受償區經濟增長帶來活力;文獻[2]以我國丹江口水庫南水北調中線水污染治理生態補償為研究對象,指出生態補償必須在最大限度保護水資源不受污染的同時,也要注重經濟社會發展的公平性,兼顧受償區經濟可持續增長;文獻[3]在研究長江經濟帶國家重點生態功能區生態補償環境效率中發現,生態補償具有促進受償區產業轉型升級的潛力;文獻[4]研究指出,雖然新安江流域實施生態補償短期內制約經濟增長,但是長期來看，新興產業的發展能夠促進經濟增長;文獻[5]在研究成都市成甘工業園區實施橫向生態補償時發現,雖然此生態補償對推動受償區脫貧致富具有積極意義,但是也會產生諸如新貧困、產業發展趨緩等問題,從而對受償區經濟進一步發展產生制約。

綜上可見,雖然已有學者關注到了生態補償對產業轉型升級及經濟增長的正負面影響,但是并未考查其中正負面效應的量變和質變機制,即生態補償對產業轉型升級是否存在門檻效應。本文創新之處在于根據面板門檻模型特點,首次將區域異質性、補償方式異質性納入統一分析框架,深刻揭示生態補償促進產業轉型升級的微觀發生機制。

1 門檻模型的構建

參考文獻[6]的研究成果,構建兩區制的門檻回歸模型，即

(1)

其中:xit為由各種解釋變量構成的m維向量;i=1,2,…,n;β1、β2為回歸系數向量;qit為門檻變量;γ為門檻值;εit為隨機擾動項,εit～iid(0,δ2)。將(1)式簡化后可得:

(2)

其中,I(·)為指示函數。定義

則(2)式可進一步簡化為:

yit=μi+βxi(γ)+εit

(3)

(4)

完成上述門檻回歸的參數估計后,必須對門檻效應進行顯著性檢驗,模型檢驗的原假設為H0:β1=β2,對應備擇假設為H1:β1≠β2。構造檢驗統計量如下:

(5)

在接受原假設條件下,β1=β2,表明模型不存在門檻效應。拒絕原假設條件下,認為門檻效應存在,則繼續對門檻估計值的真實性進行檢驗,即原假設為H0:γ=γ0,備擇假設為H1:γ≠γ0。使用極大似然法檢驗門檻值,對應似然比檢驗統計量為:

(6)

以上的參數估計和假設檢驗都是針對存在單門檻的情況,在實際的計量過程中會出現存在多門檻的情況,多門檻模型可以據此進行擴展。

2 數據來源、變量說明與模型設定

2.1 數據來源

本文選取安徽新安江流域為研究對象。考慮數據統計口徑一致性和可比性,本文主要以黃山市下轄徽州、屯溪、黃山3個區和歙縣、休寧、黟縣、祁門4個縣共7個區縣為考查樣本,剔除了宣城市下轄的績溪縣。

本文所有數據來源于《安徽省統計年鑒》《黃山市統計年鑒》《新安江流域上下游橫向生態補償試點實施情況評估報告》。考慮到回歸模型的自由度,本文使用EVIEWS10.0低頻數據轉化高頻數據的方法,將年度數據轉化為季度數據以滿足計量分析的需要。

2.2 變量說明

(1)被解釋變量。產業轉型升級(LTS)參考文獻[8-9]的研究成果,本文采用第三產業產值與第二產業產值之比作為產業轉型升級的度量。

(2)核心解釋變量及門檻變量。一是總體生態補償LSEC;二是輸血型生態補償LTEC;三是造血型生態補償LCEC。此部分是由實地調研數據所得。本文依據當地生態補償實情和從《新安江流域上下游橫向生態補償試點實施情況評估報告》中整理獲取的相關材料,將政府有關生態補償的財政支出劃分為輸血型生態補償與造血型生態補償兩大類型。另外,考慮到安徽新安江生態補償的主要補償形式為資金撥付,因此本文選擇生態補償資金投入數額來代表生態補償,并使用stata15.0計算其存量數據。

(3)控制變量。一是金融發展程度LFD,本文參考文獻[9]的研究成果用各區縣存貸款余額與GDP之比來衡量;二是產業規模LSCAL,本文參考文獻[10]的研究成果用各區縣全社會固定資產投資衡量;三是外商直接投資LFDI,本文參考文獻[10]的研究成果,利用2010—2018年中美年均匯率換算各區縣外商直接投資額為以人民幣為貨幣單位的相應數值衡量。

根據以上各變量定義說明,本文得到各變量的統計性描述見表1所列。

表1 變量的統計性描述

2.3 模型設定

為驗證上文研究假設,本文擬分別以輸血型生態補償、造血型生態補償為核心解釋變量,以產業轉型升級為被解釋變量構建計量模型(7)、模型(8)。

同時以總體生態補償和造血型生態補償為核心解釋變量和門檻變量,以產業轉型升級為被解釋變量構建門檻回歸模型(9)、模型(10)。

為避免異方差和多重共線性,本文對變量進行取對數處理,具體模型構建如下:

lgLTSit=α0+α1lgLTECit+α2lgLControl it+σit

(7)

lgLTSit=α0+α1lgLCECit+α2lgLControl it+σit

(8)

lgLTSit=μi+β11lgLSECitI(lgLSECit≤γ1)+

β12lgLSECitI(lgLSECit>γ1)+

β13lgLControl it+εit

(9)

lgLTSit=μi+β21lgLCECitI(lgLCECit≤γ2)+

β22lgLCECitI(lgLCECit>γ2)+

β23lgLControl it+εit

(10)

其中:i為考查樣本;t為考查時期;LTSit為產業轉型升級;LSECit為總體生態補償;LTECit為輸血型生態補償;LCECit為造血型生態補償;LControl it為一系列控制變量;I(·)為指示函數,當括號內表達式為真時,其值為1,反之為0;σit、εit為隨機擾動項。

3 實證分析

3.1 平穩性檢驗

數據的平穩性是后續進行面板回歸分析的基礎,為此依據本研究的數據類型采用同根檢驗(levin-lin-chu test,LLC)法進行單位根檢驗,具體檢驗結果見表2所列。

由表2可知,取對數之后的產業轉型升級、總體生態補償、輸血型生態補償、造血型生態補償、金融發展水平、產業規模和外商直接投資均為平穩序列。

表2 變量的LLC單位根檢驗

3.2 非線性面板門檻回歸分析

為得到非線性面板門檻回歸結果,首先必須對核心解釋變量和門檻變量進行顯著性檢驗,因此本文將相關變量代入模型(9)并采用stata15.0進行分析,以生態補償LSEC為核心解釋變量和門檻變量的顯著性檢驗結果見表3所列。表3中,P值和臨界值均是采用“Bootstrap法”反復抽取1 000次得到的結果。由表3可知,單門檻效應在 1% 的顯著性水平下顯著,雙門檻效應和三重門檻效應在各顯著性水平下均不能通過檢驗,表明以生態補償SEC作為門檻變量拒絕線性關系的原假設,這說明生態補償對產業轉型升級確實存在門檻效應,同時也說明可選用單重門檻面板模型估計其門檻值。

表3 lg LSEC為門檻變量的門檻值估計與檢驗結果

根據以上檢驗結果,運用單重門檻面板模型進行門檻值估計,結果見表4所列。由表4可知,安徽新安江流域實施生態補償促進產業轉型升級門檻值為0.873 1,經過指數運算還原得到基于區縣層面的門檻值存量為2.394 4×108元,95%置信區間為[0.842 5,0.880 1],經過指數運算還原基于區縣層面95%置信區間值為[2.322 2,2.411 1]。

在進行核心解釋變量、門檻變量的顯著性檢驗和進行門檻值估計之后,本文根據模型(7)得到該地區實施生態補償與產業轉型升級的門檻估計(見表4)。從表4可以看出,該地區實施生態補償促進產業轉型升級具有顯著的門檻特征,其中,當區縣層面生態補償資金投入存量低于門檻值2.394 4×108元時,即該地區生態補償總體投入資金存量未達到16.760 8×108元時,其影響系數為-0.047 5,并在1%的顯著性水平下通過檢驗,說明此時生態補償資金投入對當地產業轉型升級具有明顯的阻礙作用;當區縣層面生態補償資金投入存量高于門檻值2.394 4×108元,即該地區生態補償總體投入資金存量達到16.760 8×108元后,生態補償資金投入對產業轉型升級的影響系數發生方向性改變變為0.190 8,并在1%的顯著性水平下通過檢驗,說明此時生態補償對產業轉型升級的影響由抑制作用轉變為促進作用。

表4 全地區面板門檻模型回歸結果

3.3 穩健性檢驗

為考察估計結果的穩定性和所得結論的可靠性,本文參考文獻[11]逐一加入解釋變量進行回歸的方法對門檻模型進行顯著性檢驗,得到模型(8)～模型(10),穩健性檢驗結果見表5所列。

由表5可知,模型(7)～模型(10)均通過單重門檻的顯著性檢驗,核心解釋變量及重要控制變量對產業轉型升級的顯著性基本沒有發生變化,而且R2隨著控制變量的增加而增大。因此,本文認為上述門檻回歸結果具有穩健性,結論是可靠的。

表5 穩健性檢驗

上述研究結果表明,生態補償促進產業轉型升級的確存在一個門檻值,門檻值之前生態補償投入抑制當地產業轉型升級,門檻值之后由抑制轉為促進。

3.4 區域異質性分析

本文將總體樣本按地理位置劃分為中心城區(包括徽州區、黃山區、屯溪區、歙縣)和非中心城區(包括休寧縣、黟縣、祁門縣)2個子樣本分別進行門檻回歸。

回歸結果見表6所列。

表6 分區域門檻回歸結果

中心城區和非中心城區2個子樣本回歸即模型(7)-中心城區、模型(7)-非中心城區的回歸結果顯示,2個子樣本達到門檻值后生態補償對產業轉型升級的影響系數存在明顯差異。

在達到門檻值之后中心城區生態補償對產業轉型升級的影響系數為0.224 5,而非中心城區的影響系數僅為0.072 8,這表明該地區生態補償對產業轉型升級的影響作用存在空間異質性,且中心城區生態補償對產業轉型升級的促進作用明顯高于非中心城區。

3.5 補償方式異質性分析

為驗證不同補償方式對當地產業轉型升級的異質性影響,將相關變量帶入模型(7)-中心城區、模型(7)-非中心城區,即分別以輸血型和造血型生態補償為核心解釋變量，運用固定效應模型進行回歸分析,具體結果見表7所列。

表7 固定效應回歸結果

由表7可知,輸血型生態補償在1%的顯著性水平下抑制當地產業轉型升級,而造血型生態補償對產業轉型升級的影響不顯著。事實證明補償方式不同對產業轉型升級的影響具有異質性,為進一步探究造血型生態補償促進產業轉型升級是否也呈現U型態勢,本文繼續以造血型生態補償為核心解釋變量及門檻變量進行門檻回歸分析。lgLCEC為門檻變量的門檻值估計與檢驗結果見表8所列。由表8可知,單門檻效應在 1% 的顯著性水平下顯著,即造血型生態補償促進產業轉型升級亦存在單重門檻。

表8 lg LCEC為門檻變量的門檻值估計與檢驗結果

面板門檻模型回歸結果見表9所列。由表9可知,造血型生態補償在門檻值之前,對產業轉型升級影響不顯著,門檻值之后促進作用較為明顯,與總體生態補償促進產業轉型升級呈現U型態勢保持一致,更能說明生態補償政策促進產業轉型升級,造血型生態補償起到決定性的主導作用。也就是說,不同補償方式對產業轉型升級的促進效應不同,輸血型生態補償對產業轉型升級影響不顯著,造血型生態補償對產業轉型升級呈現先抑制后促進的U型態勢。

表9 面板門檻模型回歸結果

4 結 論

本文基于2010—2018年新安江流域安徽段7個區縣面板數據,運用門檻回歸模型驗證了該地區生態補償財政支出對其產業轉型升級作用存在顯著的單一門檻特征。政府生態補償財政支出對于產業轉型升級的影響可分為2個階段:當生態補償整體財政支出存量小于16.760 8×108元時,對產業結構升級呈現抑制作用;當生態補償整體財政支出存量大于16.760 8×108元時,對產業結構升級呈現促進作用。此外,該地區生態補償對產業轉型升級的影響作用存在區域異質性和補償方式異質性。空間異質性說明經濟發展水平相對較好的中心城區的生態補償財政支出對產業轉型升級促進作用要明顯高于經濟發展水平相對較差的非中心城區。補償方式異質性說明造血型生態補償財政支出達到門檻值之后對當地產業轉型升級、促進經濟高質量發展能起到顯著作用。