馮英娟,吳 迪
(長春理工大學 經濟管理學院,吉林 長春 130000)
改革開放以來,我國城鎮化建設取得顯著成效。截至2021年底,我國城鎮化率達到64.72%。城鎮化見證了我國經濟社會的快速發展。中國城鎮化發展模式在促進中國國民經濟快速增長的同時造成了資源短缺和產能過剩等問題。城鎮化進程在優化經濟結構和拉動經濟總量的同時也影響綠色經濟的發展。十八大以來,黨中央提出了“新型城鎮化”的概念,指出新型城鎮化的核心是人的城鎮化,不能盲目追求發展速度而輕視城鎮化質量。黨的十九大對新型城鎮化建設進一步提出了要求,強調要注重生態文明建設,構建區域生態保護治理體系,發展城市群,實施跨區域生態環境保護。近年來學者們提出綠色經濟效率的概念,將環境代價納入傳統經濟效率測算指標中。提高綠色經濟效率對于新時代我國經濟高質量發展起著至關重要的作用。《吉林省新型城鎮化規劃(2014-2020年)》指出要在城鎮化進程中融合生態文明的理念,著力提升城鎮品質,注重生態型城鎮化建設。基于此,本研究利用吉林省2010-2019年9個城市(州)的面板數據,就吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率的影響進行分析,對探討如何實現可持續發展,推動能源、環境和經濟融合發展具有一定的現實意義。
學者對于城鎮化與綠色經濟效率之間的研究體現在城鎮化對綠色經濟效率的影響關系以及城鎮化對綠色經濟效率的影響機理2個方面。
在城鎮化對綠色經濟效率的影響關系研究中,部分文獻重點研究城鎮化與綠色經濟效率的耦合協調性,王玉帥等[1]運用協調度模型研究了2009—2014年華東地區城鎮化建設與生態效率之間系統耦合協調度的發展以及變化,發現華東地區二者的耦合匹配度呈波動緩慢上升趨勢且各省份之間耦合類型跨度較大。姜亞俊等[2]借助耦合協調度模型指出山東省新型城鎮化與生態環境的耦合協調度總體上協調度不高,處于初級階段。多數研究則關注二者之間的因果關系。任陽軍等[3]在其研究中提出,城鎮化水平和綠色經濟效率在全國層面上存在U型關系,同時不同地區處于U型曲線的不同階段。錢龍[4]研究表明,隨著城市發展水平的提高,其區域綠色經濟效率也會呈現出上升趨勢,該研究認為城市發展水平高的城市比相對低的城市有更高的綠色經濟效率。王亞平等[5]認為在不同區域城鎮化對綠色經濟效率的影響存在空間異質狀況,對東北地區表現為2004年以前城鎮化抑制綠色經濟效率提升,從2005年則開始起促進作用。范秋芳等[6]提出從全國層面上,新型城鎮化水平顯著且持續地促進綠色經濟效率提升。在城鎮化對綠色經濟效率的影響機理研究方面,范建雙等[7]測度了2000—2014年我國省際層面的綠色經濟效率,并從理論分析和實證檢驗2個角度研究人口城鎮化對綠色經濟效率的影響效應和作用機理,武宵旭和葛鵬飛[8]以1995—2014年“一帶一路”跨國面板數據為研究樣本,實證研究發現城市化(城市人口占比)對綠色全要素生產率存在先負后正的直接影響效應,其中城市化以金融結構和金融效率為媒介,加速了綠色全要素生產率的下降。
綜上所述,現有文獻在新型城鎮化對綠色經濟效率的影響關系研究中,研究結論多認為,在全國層面上二者之間存在非線性關系,由于不同地區的經濟等情況不同,地區之間存在區域異質狀況。研究對象多為全國或沿海發達區域,對于欠發達地區的研究較少。本文利用吉林省2010-2019年9個城市(州)的面板數據,對吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率的影響進行研究。
綠色經濟效率體現了經濟增長和生態環境的協調發展,新型城鎮化水平對綠色經濟效率的影響機制從經濟效應、人口效應和社會效應3個方面進行闡述。
從經濟效應的角度來看,新型城鎮化為綠色經濟的發展提供了資本積累,資本的大量積累推動了地區經濟發展和技術創新,有利于提高資源的配置效率。在污染處理技術不斷提高的同時促使非期望產出排放減少,由此綠色經濟效率水平提升。另一方面新型城鎮化進程加速了產業的分工和重組,優化了產業間的協同效率,促進產業集聚。產業集聚優化了城市要素資源集聚,為城市產業結構升級提供動力,通過提高產出效益間接提高綠色經濟效率。
從人口效應途徑來看,一方面城鎮化的過程是人口從鄉村向城鎮轉移的過程,人力集聚帶來顯著的規模經濟效應,優化城市空間布局,促進勞動生產力增長[9]。隨著城鎮化水平的不斷提升,人口集聚帶來知識溢出效應,從而推動地區經濟發展,提高生產力從而提升綠色經濟效率。另一方面城鎮化進程帶來的人口集聚造成了交通擁堵和環境污染等負面效應[10-12],人口增長導致的城市垃圾、污水會轉移到周邊的城郊地區,加大城市生態環境的壓力,加劇城市環境失衡[13]。因此人口集聚效應對綠色經濟效率存在著正向和負向雙重影響。
從社會效應角度來看,傳統的城鎮化過程忽視了與城鎮規模相配套的公共服務供給,片面追求城鎮化率的增長,而新型城鎮化包含了交通、醫療等各個方面的發展,很大程度上改善了公共服務的供給,并通過一定的途徑轉變為經濟效益,這些社會發展為綠色經濟效率提升提供了堅實保障。同時新型城鎮化強調要推動城鄉區域協調發展,不斷加強生產要素在城鄉之間的配置,優化產業機構,以此提高勞動生產率,提高綠色經濟效率[14]。另一方面,城市公共服務的提升需要不斷完善城市基礎設施,在基礎設施建設的過程中不可避免消耗大量的原材料,由此造成環境污染[15]。而基礎設施的過度建設也會造成資源浪費,降低綠色經濟效率。因此,新型城鎮化的社會效應對綠色經濟效率也具有雙重影響。
為探討吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率的影響,設置經濟發展水平、財政支出規模、產業機構、科技投入4個控制變量,建立計量模型:
geeit=a0+a1ulit+a2Xit+εit
(1)
式(1)中,i為吉林省各地級市(州);t為年份;gee表示綠色經濟效率;ul為新型城鎮化水平;Xit為所有的控制變量的集合;εit代表隨機誤差項。
3.2.1 被解釋變量:綠色經濟效率(gee)測算指標選取及測算方法
高質量發展是“十四五”時期我國經濟社會發展的主題,綠色發展則是我國從經濟高速增長轉向高質量發展的重要標志。傳統的經濟效率追求最少投入從而獲得最大產出,忽略了發展過程中的資源環境問題而綠色經濟效率強調經濟、社會和環境的協調發展。目前綠色經濟效率的測算方法主要包括隨機前沿法(SFA)、基于DEA的指數分析法以及數據包絡法(DEA)。其中數據包絡法被國內外眾多學者采用計算綠色經濟效率,傳統的數據包絡法存在投入指標和產出指標之間存在松弛性的問題。由此Tone[16]提出了SBM模型,在模型中加入松弛變量,彌補了傳統DEA的不足,并在此基礎上創立了超效率SBM模型,對效率值進一步進行比較,從中選出最優值。基于此,本文選取勞動力投入、資本投入以及能源投入作為投入指標,GDP為期望產出指標,非期望產出選擇工業生產過程中的煙塵、工業廢水以及二氧化硫排放量三個指標,采用非期望產出、非徑向非角度的超效率SBM模型測算吉林省綠色經濟效率。具體指標設定見表1,具體模型如下:
s.t.
其中,ρ是DMU的綠色效率值,共有n個決策單元記為DMUj,每個決策單元共有m種投入與q種產出,分別記為xi與yr,si-、sr+、stb-表示投入、期望產出、非期望產出的松弛變量,λ為權重變量。
3.2.2 核心解釋變量:新型城鎮化水平(ul)測算指標及測算方法
結合新型城鎮化內涵并進一步根據相關學者的觀點,本文從人口城鎮化、經濟城鎮化、社會城鎮化、生態城鎮化以及科技創新城鎮化5個方面,選取城鎮人口比重、城鎮登記失業率等19項指標構建吉林省新型城鎮化水平綜合評價指標體系,運用熵值法對吉林省新型城鎮化水平進行測算。具體指標見表1。
表1 新型城鎮化質量與綠色經濟效率指標體系
3.2.3 控制變量
①產業結構(is)。采用第三產業產值占GDP比重來表征地區產業結構。第三產業產值增加表示第二產業產值比重會相對減少,各地區對資源的消耗改變進而對綠色經濟效率產生影響。②科技投入(sti)。采用城市財政預算的科技支出占GDP的比重來表征科技投入水平。科技投入能夠促進科技創新,從而提高資源利用率,降低環境壓力,進而對綠色經濟效率產生影響。③經濟發展水平(el)。本文采用人均GDP來表示經濟發展水平。經濟發展水平越高,城市的開放空間、綠地、公園以及河流等生態基礎設施水平越高,綠色經濟效率可能越高。④財政支出規模(fel)。以城市GDP中財政支出所占比重來表示財政支出規模。財政支出規模體現了財政職能發揮作用的強度,政府財政支出可以改善城市生態基礎設施、促進制造業不斷進行科技創新從而降低資源消耗。同時通過環境規制減少工業污染物排放,從而提高綠色經濟效率。
以吉林省9個城市(州)2010-2019年的時間序列數據作為樣本,全部數據都來自于歷年《吉林統計年鑒》《中國城市統計年鑒》以及吉林省各個市(州)的統計年鑒。在進行回歸之前,本文先對相關變量進行描述性統計,對變量進行簡單的數理分析,主要包括均值、最大值、最小值以及標準差。各變量的描述統計結果見表2。
表2 變量描述性統計結果
表3中列舉了吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率影響的計量結果。其中第一列為普通最小二乘法(OLS)的回歸結果。從中可以看出,核心解釋變量ul的回歸系數為1.16,在1%的水平上顯著。這似乎說明吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率的影響是正向明顯的,但對這一研究結論需要持謹慎態度,因為如果新型城鎮化水平是內生性變量,將會對研究結果的無偏性產生影響。從理論上看,新型城鎮化水平和綠色經濟效率之間可能存在逆向因果關系,新型城鎮化通過推動經濟水平增長、促進科技進步、完善公共服務供給等途徑提高綠色經濟效率,而綠色經濟效率的提高反過來也會改善環境污染,提高資源利用率從而提高新型城鎮化水平。上述逆向因果關系導致解釋變量可能內生性的問題,使得OLS的結果不再有效。因此,為減輕內生性的干擾,本文參考趙沖[17]的做法,工具變量選取自變量ul的一期滯后項,采用兩階段最小二乘法進行回歸。經回歸可知一階段回歸的F值為80,根據經驗,當F統計量大于10時,即可拒絕存在“弱工具變量”的原假設,由于本文回歸方程的工具變量與核心解釋變量的數量均為一,故不存在工具變量“過度識別”的問題,因此工具變量有效。
表3 回歸結果對比
從2次回歸的結果來看,OLS和2SLS的核心解釋變量ul的回歸系數均在1%顯著性水平上為正,且在相同的顯著性水平上,2SLS回歸結果的自變量系數大于OLS回歸結果的系數,說明消除內生性的影響后,吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率的推動作用更加明顯。從回歸結果來看,在樣本研究的十年間,吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率的影響為正且通過了1%水平的顯著性檢驗,這表明吉林省新型城鎮化可以有效促進地區綠色經濟發展,提高綠色經濟效率。
為了檢驗回歸結果的穩健性,采用逐步回歸法進行回歸,依次引入核心解釋變量以及控制變量,分5組進行回歸,回歸結果見表4。從表4的結果可知,加入控制變量產業結構、科技投入、經濟發展水平和財政支出規模后,綠色經濟效率的系數大小發生了改變。表明控制變量對吉林省新型城鎮化水平和綠色經濟效率的互動有一定的約束作用。具體分析如下:①產業結構對綠色經濟效率具有負向影響。這可能是因為目前吉林省整體產業結構不合理,傳統的第二產業在吉林省經濟發展中占據主導地位,經濟發展高度依賴自然資源,增大了環境壓力,不利于綠色經濟效率的提高。②科技投入有助于綠色經濟效率的提升。這是因為政府對科技的投入提高了企業在生產過程中的研發效率和技術水平,提高了資源的配置效率,進而提升綠色經濟效率。③經濟發展水平會促進綠色經濟效率的提高,這是因為隨著經濟發展水平的提高,政府更加注重生態環境的保護,從而促進企業和有關科研機構不斷創新發展節能減排技術,提升資源利用效率,推動綠色經濟發展。④財政支出規模會制約綠色經濟效率的提高,但該影響不顯著。
表4 2SLS估計結果
為了檢驗吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率的影響所做的回歸的穩健性,參考王淑賀和王利軍[18]的做法,利用非期望產出DEA模型代替超效率SBM模型計算吉林省綠色經濟效率,并對二者關系進行檢驗,穩健性檢驗與前文一樣選用2SLS模型,檢驗結果見表5。從表5可以看出,無論是否納入控制變量,核心解釋變量的系數在1%顯著性水平上為正,這說明前文研究結論穩健可信,吉林省新型城鎮化水平對綠色經濟效率的促進效應顯著。
表5 穩健性檢驗結果
本文以2010-2019年吉林省9個市(州)為樣本,在測算吉林省新型城鎮化水平和綠色經濟效率的基礎上,利用二階段最小二乘法研究了新型城鎮化水平對綠色經濟效率的影響。結果表明:在不解決核心解釋變量新型城鎮化水平內生性的條件下,新型城鎮化顯著促進吉林省綠色經濟效率的提升;通過工具變量法解決了核心解釋變量新型城鎮化的內生性問題后,新型城鎮化對綠色經濟效率的促進作用更為顯著,由此可見吉林省新型城鎮化水平的提高可以顯著促進綠色經濟效率的發展。同時,產業結構、科技投入、經濟發展水平等要素作為控制變量逐次加入模型后,核心解釋變量的系數均有所變化,表明各控制變量的協同效應也會對新型城鎮化與綠色經濟效率的關系產生一定影響。
為吉林省今后有效提高綠色經濟效率,更好地實現經濟綠色健康發展,提出以下政策建議。
(1)在推進吉林省新型城鎮化進程中,要秉持以人為本的發展理念,以提升經濟社會發展質量為導向。倡導企業進行技術創新的同時提倡綠色消費模式,從源頭和末端同時減少資源消耗量,優化能源結構。加強地方政府對學校、醫院等基礎設施的投資建設以及對教育、醫療、社會保障等公共服務的財政專項支持力度。破除體制障礙,逐步推進農民工市民化,促進城鄉一體化協調發展,提高新型城鎮化發展質量。
(2)在制定吉林省新型城鎮化政策時,應以促進產業結構升級為目標。政府應均衡配置資源使各產業均衡發展,積極改造傳統工業,加快新型服務業發展,發展信息技術型產業,推動產業結構合理化、高級化。同時企業也應該積極響應政府綠色發展、產業結構升級的號召,提高自身技術水平和生產效率,促進吉林省綠色經濟發展。
吉林省應大力推動科技進步。從實證結果可知,科技投入對綠色經濟效率的提高具有顯著促進作用,吉林省應繼續走科技創新之路,加大科技投入,加大科教財政支出比例,加強人才培養,促進產學研一體化發展。當前吉林省人口外流現象嚴重,政府應制定優厚的人才引進政策,留住本地畢業生的同時吸引外地優秀人才來吉就業。同時,吉林省還應積極鼓勵發展高新技術產業,培育新的區域經濟增長點,以應對省內資源性城市資源枯竭的問題。