彭 欣
(首都經濟貿易大學,北京 100084)
依托于市場化經濟體制改革,我國產業協同集聚程度進一步提高,其規模報酬效應、正外部效應等優勢不斷凸顯,進而助推我國產業結構轉型升級、經濟高質量發展,為新發展格局貢獻力量。事實上,我國過去幾十年經濟快速發展的背后,是以破壞生態環境、過度開發和粗放使用自然資源為代價,以致如今滯留了一系列環境問題。產業集聚理論認為,產業聚集可以通過規模效應和經濟效應提升地區環境污染治理能力,在市場化改革和綠色可持續發展理念背景下,大力發展生產性服務業,不僅是實現產業結構轉型升級、改善生態環境質量的有效途徑,也是加快我國經濟高質量發展的重要推動力。
自產業協同集聚概念被提出后,學者們對產業集聚的研究不斷深入,先后對集聚效應的規模效應、正負外部性、知識技能溢出效應等進行了驗證[1]。目前,產業集聚對環境污染、經濟可持續發展、綠色全要素生產率等產生影響已得到廣泛論證,但研究結論從未達成一致。目前在以環境治理工作市場化為導向的背景下,產業集聚通常會受到市場的調節,如企業的選址和搬遷等。學者們從國企市場化改革、結構性產能過剩、資源配置市場化調節等多維視角實證檢驗了市場化調節影響環境質量的作用機制。在市場化推進下,不僅有利督促企業做好降本增效、創新減排技術等工作,也能通過優化市場資源配置、改善高污染企業的過剩產能結構,以此緩解地區環境污染問題。因此,基于以上考慮,本文聚焦市場化改革背景下產業協同集聚與地區環境污染關系,通過構建雙向固定效應模型,探究其對地方環境污染作用效果。同時,將市場化作為本文調節效應變量,從市場化維度分析產業協同集聚對環境治理的影響及地區異質性分析。
產業協同集聚能夠通過促進服務業與制造業的專業化分工、產生規模效應的正外部性、綠色技術溢出等方式,對環境污染治理產生影響。部分學者認為,低水平、低效率的產業集群不利于提升環境質量,并可能擠壓產業鏈,造成市場資源的不合理配置,形成低效率的市場均衡,從而加重環境污染。產業協同集聚并不總是伴隨著約束效應,伴隨我國對產業結構轉型發展提出了更高層次要求,不僅需要注重綠色轉型發展、深化專業化分工,也要加快企業在技術水平的創新提升,生產更多高附加值、低耗能水平的產品,發揮生產性服務業專業化高端化發展,從而降低環境污染物的排放。據此,本文提出如下假設:
假設1:產業協同集聚對環境污染的影響是非線性的,其表現形式為U型。
市場化改革的初衷是促進資源配置合理高效,通過所形成的集聚效應和擁擠效應,對地區環境質量間接產生影響。當市場化進程滯后,將阻礙產業難以形成規模經濟效應,產業協同集聚以擁擠效應為主導,地方政府更注重經濟增長、工業企業忽視綠色創新和節能減排,由此市場化程度對產業協同集聚產生負向調節效應。當市場化水平較高,將會吸引高新技術企業、清潔能源技術企業入駐,并在此基礎上實現綠色低碳技術擴散、降低碳排放成本,促進區內企業共同實現減排目標。此時,市場化程度對產業協同集聚產生正向調節效應。據此,本文提出如下假設:
假設2:市場化程度對產業協同集聚產生了正向積極的調節作用。
為檢驗理論假說,探究各省產業協同集聚以及市場化水平對環境污染治理,本文基于雙向固定效應模型,依次加入產業協同集聚的二次項、產業協同集聚與市場化水平的交互項,分別得到了基準模型(1)、(2),由此檢驗假設1的非線性關系以及假設2的市場化調節效應。具體形式如下:
(1)
(2)
其中,被解釋變量和核心解釋變量分別為環境污染治理、產業協同集聚、市場化水平,X為控制變量,λ和β為參數,i和t分別為第i個省份和第t年,ω和τ分別為地區、年份固定效應。
1.被解釋變量:環境污染治理(Er)
一般而言,環境污染物排放主要指廢水、廢氣和固體污染物等,由于單個污染物排放不能衡量整體環境污染水平,因此本文借鑒葉琴等[2]的做法,通過將工業“三廢”污染物進行單位產值計算環境污染綜合指數。在將各省份單位產值的三廢數據進行標準化后,再依據各類污染物權重計算環境污染綜合指數。
2.解釋變量
(1)核心解釋變量:產業協同集聚(Coll)
通過梳理文獻研究方法,產業協同集聚指數的計算將借鑒陳建軍等提出的修正E-G指數法,模型如下:
(3)
其中ICm、ICs分別表示制造業與生產性服務業的集聚指數[2],以生產性服務業指數為例:
(4)
其中,ICsj代表j省份生產性服務業集聚指數,qsj和qj分別代表j省份生產性服務業就業人數及總人數,qs和q分別代表全國30個省份生產性服務業就業人數及總人數[3]。
(2)調節變量:市場化程度(Mar)
市場化體制改革是面向全社會經濟、法律等全方位的變革,市場化水平的影響因素非常復雜,僅使用單一變量無法全面闡述其本質內涵。因此本文借鑒中國市場化指數課題組樊綱等[4]所構建的指標體系,并實現了對中國各省份的市場化進行了持續且客觀的測算。
本文以省際產業協同集聚集聚作為切入點,進行產業協同集聚、市場化和環境質量的影響研究,為保證估計結果的穩健性,本文在模型中分別引入以下控制變量:投資水平( Inv)、政府規模( Gov) 、外商直接投資( FDI) 、工業化水平(Indus)。同時,考慮數據的可得性,本文搜集了2007—2016年的數據,對具有數據可得性的30個省(區、市)的數據進行研究,數據來源主要為歷年《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》。
由表1可知,產業協同集聚系數在1%水平上顯著為負,可以認為隨著產業協同集聚指數不斷增加,地方環境污染得以改善,產業協同集聚與環境污染之間存在倒 U 型關系。無論是FE估計還是MLE估計,結論均顯著為負。將市場化水平納入考慮可以發現,產業協同集聚與市場化水平的交互項系數顯著為負,證實了市場化對于地區環境污染具有正向調節效應。可見,市場化程度的提升有利于建立產權明晰、競爭充分、雙向共贏的社會經濟秩序,通過全面協調地區間的產業結構和環境政策,優化資源配置、加速產能升級,進而緩解制造業、工業等產業過度集群帶來的環境污染[5]。

表1 基礎回歸結果
從控制變量回歸結果看,可以發現:(1)在FE估計結果下,政府規模和投資水平對環境污染具有顯著負向影響,政府規模和投資水平系數分別為-0.3153和-0.7487,均在1%的水平下顯著,這意味著擴大政府規模和提高投資水平有助于政府提高城市環境治理能力、企業提高綠色生產技術進步,進而緩解地區環境污染;(2)在FE估計結果下,工業化對環境污染具有顯著正向影響,工業化系數為2.0523,在1%的水平下顯著,表明第二產業發展越壯大,地方的工業污染水平越高;(3)在FE估計結果下,外商直接投資對地區環境具有正向影響,外商直接投資系數為-1.7004,雖然影響結構在統計上并不顯著,但整體看控制變量均具有影響作用。
為進一步驗證基礎回歸結論的穩健性,本文替換環境污染質量的衡量標準,以更為直觀的工業SO2排放總量的對數指標衡量環境大氣污染。結果顯示,無論是FE估計還是MLE估計,產業協同集聚系數分別為-1.7543和-3.0747,均在在1%水平下顯著,產業協同集聚對環境污染的影響仍具有U型特征。同時,產業協同集聚與市場化水平的交互項系數在5%水平下顯著為負,市場化程度對產業協同集聚的調節效應仍然顯著,與基準回歸結果結論一致。
考慮到地區之間的發展存在著較大的差別,在這些地區中,產業集聚水平和市場化程度也存在著很大的差別。本文借鑒已有文獻的做法,將30個省份劃分為東部和中西部地區分區域,并基于雙向固定效應模型進行分區域異質性檢驗。結果顯示,產業協同集聚與環境治理之間存在穩定的倒U型特征,東部和中西部地區的產業協同集聚系數分別為-1.1269和-0.6808,均在10%水平下顯著。但納入市場化考慮后,市場化與產業協同集聚的交互程度顯著為負,證實了市場化對于東部地區環境污染具有正向調節效應。反觀中西部地區結果,市場化與產業協同集聚的交互程度為負,但不顯著,這意味著,由于中西部地區經濟發展水平較落后于東部地區,在推進市場化改革的進程中,急切提升經濟發展,而忽視了環境污染問題,一味以自然資源為代價急切承接東部產業轉移,造成過度開采和資源錯配等市場失靈行為,環境改善激勵效應消失。
本文通過梳理產業集聚與環境治理之間的影響研究,提出相關理論假說,并實證檢驗了地區產業協同集聚、市場化與環境污染三者之間的關系。實證結果表明產業協同集聚與環境污染在一定范圍內呈現激勵效應,并伴隨二者之間不斷融合發展,產業集聚將推動環境有效規制,實現地區綠色可持續發展。在地區異質性檢驗下,證明了不同發展規模的地區產業協同集聚和市場化程度的減排效果存在差異。
基于實證研究結論,為我國實現經濟高質量發展,推進先進制造業和現代服務業深度融合提供了重要政策啟示。一是持續推進生產性服務業與制造業高效融合戰略。生產性服務業對制造業的促進作用不僅是生產過程的優化,也是高端技術人才的集聚,“兩業”融合是構建現代化產業體系的有力支撐。加強基礎設施建設、鼓勵制造業企業延伸產業鏈條以及政策扶持和培育綠色高端生產性服務業,從而提供良好的外部環境。二是分類引導地區產業承接和環境污染治理。我國東部和中西部產業結構差異化,尤其針對中西部的特殊性產業結構,需要從實際情況出發,立足地區比較優勢,合理且適量承接東部產業,防止低水平重復建設,進而形成高效且合理化的產業協同集聚。三是大力推進跨區域污染防治工作。環境污染和產業協同集聚均具有交互效應和空間溢出性,加大力度謀劃、實施生產性服務業與制造業協同發展戰略。參考京津冀和長三角等聯合污染防治成效,努力構建健全、成熟的區域污染聯防聯控機制。