環境規制視角下水產品貿易對中國海洋經濟綠色全要素生產率的影響

李晨 ,侯雅楠 ,劉大海

(1.中國海洋大學經濟學院 青島 266100;2.自然資源部第一海洋研究所 青島 266061)

0 引言

水域遼闊、資源豐富以及人力資源稟賦和改革開放政策等優勢使中國水產品迅速成為具有國際競爭力的產品之一,中國水產品貿易整體呈現平穩、較快的發展趨勢,貿易總額持續增長。中國在世界水產品貿易中占據重要地位,2022年中國水產品貿易總額達1 327.70億元,同比增長40.60%,其中水產品出口額和進口額分別占世界水產品出口總額和進口總額的10.56%和9.41%。水產品貿易規模的迅速擴大促進中國海洋經濟的快速發展,但背后的環境問題也日益突出。長期依靠廉價勞動力和資源稟賦的粗獷發展模式導致對環境保護的漠視,大量固體廢棄物、廢水排入海中導致水質惡化、海洋污染等問題日趨嚴重,對海洋經濟綠色發展造成嚴重威脅。

在提升海洋生產率的同時加強對海洋環境的保護和改善,對實現中國海洋經濟綠色發展至關重要。海洋經濟綠色全要素生產率是衡量海洋經濟綠色發展水平的重要指標。為達到海洋經濟和環境的均衡發展,政府會制定環境規制政策,促進水產品貿易對海洋綠色經濟發展的正向作用,并減少貿易過程中對環境的破壞,從而實現可持續發展。當前我國水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率的影響如何? 其作用機制是什么? 環境規制在這一過程中是否起到中介作用? 為回答上述問題,本研究采用2006—2016年中國11個沿海省(自治區、直轄市)的面板數據,探討水產品貿易對海洋綠色全要素生產率的直接影響效應,研究環境規制在二者之間的中介效應,并從貿易方式及區域差異的視角進行異質性分析。

1 文獻綜述

關于對外貿易對綠色全要素生產率的影響,學術界至今未達成一致。持“促進論”的學者認為對外貿易能夠顯著提高綠色全要素生產率[1-2],還有學者從產業視角進一步驗證對外貿易對綠色全要素生產率的促進作用,如陳燕翎等[3]認為農產品貿易對農業綠色全要素生產率產生正向影響,張懿等[4]認為漁業貿易對海水養殖產業綠色全要素生產率產生正向影響。然而也有學者根據不同地區的數據,通過實證研究得出相反的結論,驗證對外貿易顯著抑制綠色全要素生產率的提高[5-8]。

對外貿易和環境規制的相關問題已經引起國內外學者的廣泛討論。有學者認為對外貿易有助于改進生態環境標準和加強環境規制[9],如王澤宇等[10]從海洋規制效率的角度驗證對外貿易能夠促進海洋環境規制的發展。也有學者認為對外貿易規模的迅速擴大對環境造成一定的負面影響,導致環境規制減弱[11];由于我國制造業長期依賴加工貿易,缺乏技術優勢且無法實現成本轉嫁,學者們提出中國重污染制造業貿易無法促進環境改善[12-13]。

數十年來,學者們對于環境規制能否推動綠色全要素生產率的提高進行了廣泛研究,但尚未達成一致的觀點,具體表現為促進作用、抑制作用和非線性作用3種結論。①有學者支持“波特假說”,即環境規制會促進綠色全要素生產率的提高[14]。有學者基于對中國綠色全要素生產率的研究,認為環境規制對綠色全要素生產率表現為積極的助推效應[15-16],在工業[17]、文化制造業[18]、污染密集型產業[19]和海洋漁業[20]等產業中,環境規制顯著促進綠色全要素生產率的提高。②有學者認為環境規制會抑制綠色全要素生產率的提高。馬國群等[21]探討環境規制與農業綠色全要素生產率之間的關系,認為前者對后者存在顯著的負向影響;Gollop等[22]研究美國56個電力公司的綠色全要素生產率變化,結果表明環境規制會抑制企業綠色全要素生產率的提高。③有學者認為環境規制對綠色全要素生產率的影響并非簡單促進或抑制的線性關系,同時存在非線性影響。有學者通過環境規制與制造業之間的數據關系,驗證環境規制對制造業綠色全要素生產率產生顯著的“倒U”形曲線關系,即在合理范圍內加強環境規制有利于制造業綠色全要素生產率的提高,但如果環境規制過強則會產生抑制作用[23]。有學者認為環境規制和工業綠色全要素生產率之間呈現“倒N”形曲線關系,并進一步指出隨著治理轉型的提檔升級,環境規制的影響表現為“促進-抑制-促進”的動態演變[24]。

2 理論機制與研究假設

2.1 水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率的直接作用機制

對外貿易主要通過學習效應、競爭效應和規模效應促進地區綠色技術進步、發揮地區產業競爭優勢、擴大地區經濟規模,同時利用技術效應推進地區資源優化配置,進一步影響綠色全要素生產率的提高[25-27]。

(1)學習效應。水產品出口貿易能夠充分發揮學習效應,企業在出口過程中能夠接觸國際生產和加工的工藝標準,了解更多水產品質量和安全要求,并且學習其他國家先進的生產、加工綠色技術,引入清潔生產技術和模式,激發綠色生產工藝革新,進一步提升水產品出口質量,促進海洋經濟綠色全要素生產率的提高。

(2)競爭效應。水產品出口貿易面臨全球性競爭以及國際市場新需求的挑戰,貿易國家在進口水產品時更加注重綠色環保標準,偏向于環境友好型產品,并因此設置綠色貿易壁壘。這一系列措施促使出口企業加大技術研發投入,不斷提升產品綠色技術含量,從而在一定程度上提高海洋經濟綠色全要素生產率。同時,隨著進口水產品的大量涌入,國內市場競爭愈發激烈,水產品進口的替代效應使要素資源從較低生產效率的企業轉移到較高生產效率的企業,以此加快產業結構升級,提高水產品品質和技術含量,并對海洋經濟綠色全要素生產率的提高產生促進作用。

(3)規模效應。水產品出口貿易能夠有效促進國內市場規模的擴大和專業化分工的深化,沿海地區相關企業大量聚集,有利于強化基礎設施的建設和共享,提高整體的經濟效益,同時促使出口企業更加注重綠色環保需求,加快學習和普及綠色生產工藝技術,從而提高海洋經濟綠色全要素生產率。

(4)技術效應。水產品進口貿易促使相關企業學習和掌握國際先進的生產及加工技術,通過引入先進的生產設備和高質量的綠色產品,對綠色生產技術進行吸收、掌握和運用,從而提高自身的生產效率和實現綠色技術的溢出。同時,水產品進口貿易可以降低國內生產排污,有利于減輕對環境的危害,對綠色經濟的發展具有促進作用。

基于上述分析,本研究提出假設1,即水產品貿易能夠提高海洋經濟綠色全要素生產率。

2.2 環境規制對水產品貿易與海洋經濟綠色全要素生產率的中介作用機制

2.2.1 水產品貿易對環境規制的影響

對外貿易與環境規制之間存在“向底線賽跑假說”[28]和“污染天堂假說”[29]2種作用機制。①“向底線賽跑假說”認為,經濟較發達國家貿易規模的擴大促進其對友好生態環境的渴望,促使其進一步加強環境規制;同時,該國家會通過全球產業布局,進口會在生產和加工過程中造成環境污染的產品,從而改善自身環境質量。②“污染天堂假說”認為發達國家普遍具有較強的環境保護意識并實施較嚴格的環境規制,導致其在生產和加工過程中的環境成本上升;而發展中國家的環境保護意識和環境規制標準普遍較低,其對外貿易擁有較為明顯的成本優勢。因此,發達國家會利用國際直接投資的方式,將污染密集型產業遷移到環境規制較為寬松的發展中國家,同時利用國家貿易方式從發展中國家大量進口污染密集型產品,從而加劇發展中國家的環境污染。

綜上所述,水產品貿易對環境規制的影響效果受到規模、結構和技術效應的共同作用。在水產品貿易初期,由于出口規模較大且都是生產鏈中的低級產品,企業更加注重經濟效益而忽視環境效益,政府也沒有實施合理的環境規制,導致生產和加工活動對環境的破壞力極強。隨著水產品出口規模的擴大,產業結構開始向清潔生產模式發展;隨著水產品進口規模的擴大,通過引進先進生產技術和提高生產效率,政府更加注重環境效益和經濟效益的統一,對相關企業實施較嚴格的環境規制并加大環境治理支出,在一定程度上減少對環境的破壞。

2.2.2 環境規制對海洋經濟綠色全要素生產率的影響

資源的消耗會產生污染物,對經濟發展、社會進步和環境保護產生負面影響。為實現經濟和環境的可持續發展,政府通過排污許可、行政處罰等手段規范污染物的排放,這種政策和措施即環境規制。環境規制主要通過產業結構升級和外商直接投資2 種方式影響海洋經濟綠色全要素生產率[30-31]。①產業結構升級。環境規制能夠提高潛在企業的進入壁壘以及淘汰現有污染企業,從而優化產業結構,即加強環境規制會增加企業綠色生產運營和購買清潔設備的成本,繼而增加企業尤其是污染密集型企業進入市場的潛在成本。同時,環境規制會加大對現有污染企業的淘汰力度,降低污染密集型企業占比,促進產業結構升級,從而促進海洋經濟綠色發展。一方面,資本和勞動力等要素可以從污染密集型產業轉移到清潔環保型產業,并從生產效率較低的產業轉移到生產效率較高的產業,促進資源的優化配置和環境質量的提高;另一方面,環境規制對綠色產業的促進作用增加技術外溢,加速綠色技術的發展。②外商直接投資。外商直接投資會增加國內企業的市場競爭力,有助于企業在研發方面加大投資、加快創新、提高資源配置效率,從而促進海洋經濟綠色全要素生產率的提高。此外,加強環境規制會使更多的外商直接投資流入技術密集型和環境友好型企業,國外先進的環保技術和環境管理經驗將在國內企業中產生溢出效應,促進國內綠色生產技術進步,有助于海洋經濟綠色全要素生產率的提高。

基于上述分析,本研究提出假設2,即環境規制在水產品貿易與海洋經濟綠色全要素生產率之間發揮中介作用。

2.3 水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率的異質性影響

2.3.1 貿易方式異質性

水產品出口貿易會增加國內漁業資源消耗和海洋環境污染,而水產品進口貿易則會減少國內漁業資源消耗和海洋環境污染。在全球盛行綠色環保理念的大環境下,水產品的大量出口必然遭遇進口國的綠色貿易壁壘,從而倒逼國內提高技術研發水平,改進生產和加工技術,制定和實施有效和規范的環境規制政策,以及加強綠色產業鏈的完善和管理[32]。水產品進口貿易則通過行業競爭和學習效應促進國內借鑒先進的管理經驗和貿易模式,從而實現海洋經濟的綠色增長[33];但大量進口水產品會在一定程度上導致國內放松對環境規制政策的合理制定和規范實施,從而抵消水產品進口貿易的積極影響。

2.3.2 區域異質性

我國海岸線綿長且人力資源豐富,目前以出口勞動密集型的初級水產品為主[34]。2011年我國設立五大水海產品基地即浙江舟山水海產品基地、廣東湛江水海產品基地、海南海口水海產品基地、山東威海水海產品基地和湖北潛江水海產品基地,其中有4個水海產品基地分布在南方沿海地區,因此南方沿海地區水產品貿易總額大于北方。與此同時,北方沿海地區在水產品生產、精深加工技術創新方面優于南方:山東大力實施“科技興漁”戰略,為海水增養殖的發展提供重要支撐,同時“科技興海”技術開發計劃有力促進水產品加工水平的提高;遼寧積極建立和完善以科研機構為基礎、以企業為主導、以市場為導向、“產學研”相結合的技術創新體系,加強高新技術成果的開發、研究、引進和應用;自“十一五”以來,天津通過科技項目的實施,推廣一系列成熟、先進、實用的技術,提高水產養殖和加工的科技水平,取得顯著的經濟、社會和環境效益,且輻射整個環渤海區域。

基于上述分析,本研究提出假設3,即水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率的影響存在貿易方式和區域的異質性。

3 變量選取和模型設定

3.1 變量選取

根據上述作用機制和已有研究成果,本研究選取相關指標變量進行定量分析和假設驗證(表1)。

表1 變量和具體指標Table 1 Variables and specific indicators

3.1.1 被解釋變量:海洋經濟綠色全要素生產率(GTFP)

選取勞動力投入和資本投入作為海洋經濟綠色全要素生產率的投入指標。勞動力投入能夠在一定程度上反映生產能力;資本投入是海洋經濟發展的強有力保障,海洋工程建設和海洋產業發展前期通常需要大量資金。本研究參考張軍等[35]的永續盤存法估算資本投入指標,沿海地區海洋資本存量(K)的計算公式為:

式中:Kt為名義海洋資本存量;δ為折舊率且δ=9.6%;It和Pt分別為t時期沿海地區的固定資產總額和固定資產價格指數。

選取期望產出和非期望產出作為海洋經濟綠色全要素生產率的產出指標。期望產出是沿海地區的海洋生產總值。非期望產出是在生產過程中對環境造成的破壞,這是整個社會不希望看到的產出,即直接排海污染物、工業固體廢物污染物、工業二氧化硫污染物;其中,直接排海污染物和工業固體廢物污染物會直接造成海洋環境污染,而工業二氧化硫污染物會通過降低沿海地區空氣質量間接對海洋環境造成負面影響。

3.1.2 解釋變量:水產品貿易(AT)

采用沿海地區水產品貿易總額與漁業增加值的比值表示水產品貿易變量。

3.1.3 中介變量:環境規制(ER)

采用沿海地區工業污染控制投資額與國內生產總值的比值表示環境規制變量,體現政府進行污染控制和治理的力度和成本。該變量數值越大,表明治理污染成本越高,環境規制強度越強。

3.1.4 控制變量(Ctrl)

本研究在參考其他文獻的基礎上,選取海洋經濟發展水平(DEV)、海洋科研技術水平(TECH)、政府財政支出水平(FINANCE)、沿海陸上工業規模(MSCAL)、海洋產業結構(IND)、實際利用外資水平(FDI)、能源結構(ES)和基礎設施建設水平(INFRA)作為控制變量。其中,海洋經濟發展水平的區域差異會造成海洋經濟綠色全要素生產率的區域差異;海洋科研技術能夠提高企業的生產效率和創新能力,促進企業高效發展,以更高的回報率和產能產出來抵消因環境保護造成的企業成本損失;政府財政支出水平能夠從側面反映政府對環境規制的重視程度,有效制止企業的環境污染行為;從陸源污染的視角選取沿海陸上工業規模指標,原因在于陸源工業污染是海洋環境污染的重要來源;海洋第三產業低消耗、低污染的特征對海洋經濟綠色發展具有重要意義;實際利用外資水平反映外商投資為中國經濟發展提供的豐富資金、最佳管理實踐和高效產業鏈,對海洋經濟綠色全要素生產率的提高有一定的促進作用;隨著煤炭消費在能源結構中的占比逐漸增加,煤炭的密集使用將增加污染物的排放,并對沿海地區的生態環境產生沉重負擔,對海洋經濟綠色全要素生產率的提高產生抑制作用;基礎設施建設的完善能夠發揮輻射周邊地區的作用,促進水產品及相關產品提高生產、加工、運輸和交易效率,降低企業運輸成本,進而影響海洋經濟綠色發展。

3.2 數據來源與描述性統計

基于數據的可得性和科學性,本研究以2006—2016年中國11個沿海省(自治區、直轄市)作為決策單元,數據來源于歷年《中國統計年鑒》《中國海洋統計年鑒》《中國漁業統計年鑒》《中國能源統計年鑒》以及《中國區域經濟統計年鑒》。各變量的描述性統計結果如表2所示。

表2 變量的描述性統計Table 2 Descriptive statistics of variables

3.3 模型設定

3.3.1 DEA-Malmquist指數法

本研究采用Fare等[36]提出的Malmquist指數法測算中國海洋經濟綠色全要素生產率。

當規模報酬不變(CRS)時:

當規模報酬變化(VRS)時:

式中:TEPC 表示海洋經濟綠色全要素生產率;EC表示綜合效率;TEC 表示技術效率;PTEC 表示純技術效率;SEC表示規模效率。

因此,海洋經濟綠色全要素生產率可以分解為海洋經濟純技術效率、規模效率、技術效率。當各效率大于1時,表明其對提高海洋經濟綠色全要素生產率起到促進作用,反之則起到抑制作用。

3.3.2 中介效應模型

中介效應模型在探討變量內在運行機制方面得到廣泛的應用。檢驗中介效應的方法主要有結構方程模型和逐步回歸法,目前國內研究以逐步回歸法為主。本研究采用逐步回歸法對中介效應進行檢驗。

根據溫忠麟等[37]的研究,中介效應的檢驗和分析主要涉及3個變量,即自變量(X)、因變量(Y)和中介變量(M),通常構建3個回歸方程并進行依次回歸:

式中:a、b、c和c'均為系數;e為殘差。

在3個模型中僅考慮3 個關鍵變量的效應。模型(5)檢驗自變量X對因變量Y的總體效應即系數c;模型(6)檢驗自變量X對中介變量M的效應即系數a;模型(7)將自變量X和中介變量M同時納入模型,考察自變量X對因變量Y的直接效應即系數c',以及中介變量M對因變量Y的中介效應即a×b。

對中介效應的檢驗步驟為:①檢驗模型(5)中的系數c是否顯著,如顯著,則按中介效應立論,并繼續進行檢驗;②依次檢驗模型(6)中的系數a和模型(7)中的系數b,如2個系數都顯著,則中介效應顯著;③檢驗系數a與系數b的乘積是否為0,如不為0,則中介效應顯著。

為探究環境規制在水產品貿易與海洋經濟綠色全要素生產率之間的中介效應,本研究根據上述中介效應檢驗方法,分3步構建中介效應回歸模型:

式中:i為年份;t為地區;α為系數;μ為個體異質性;ε為隨機擾動項。

4 實證結果和分析

4.1 海洋經濟綠色全要素生產率

采用DEAP 2.1軟件測算2006—2016 年中國海洋經濟綠色全要素生產率(表3和圖1)。

圖1 2006—2016年中國海洋經濟綠色全要素生產率的變化趨勢Fig.1 Change trend of green total factor productivity of China's marine economy from 2006 to 2016

表3 2006—2016 年中國海洋經濟綠色全要素生產率Table 3 Green total factor productivity index of China's marine economy from 2006 to 2016

2006—2016年中國海洋經濟綠色全要素生產率大致呈現波動趨勢。總體來看,2006—2009年海洋經濟綠色全要素生產率的波動幅度較大,2007—2008年海洋經濟綠色全要素生產率顯著提高,這是由于“十一五”期間我國實施嚴格的環境保護政策和措施,促使海洋經濟發展模式從原本的粗放型向資源節約型和環境友好型轉變,且該時期水產品貿易帶來的學習效應和競爭效應等正向作用于海洋經濟綠色發展。2008年水產品貿易和海洋產業均受到全球金融危機的負面影響,導致海洋經濟綠色全要素生產率急速降低。2009年海洋經濟綠色全要素生產率在政府宏觀調控下回升。2011 年“十二五”規劃使我國環境規制政策進一步完善,水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率的正向作用得到一定程度的釋放,海洋經濟綠色全要素生產率因此而有小幅上升。由于中國仍處于新發展階段,經濟發展模式的轉變仍需不斷適應,因此2012—2016年海洋經濟綠色全要素生產率以低速發展為主。

4.2 模型回歸

在進行模型回歸之前首先對模型進行霍斯曼檢驗,從而比較固定效應和隨機效應的最優模型。對于模型(8)、模型(9)和模型(10),霍斯曼檢驗的P值分別為0.407 0、0.885 7和0.167 4,因此選擇隨機效應進行模型估計能夠得到更加穩健的結果。可行廣義最小二乘估計(FGLS)與隨機效應估計的結果具有相同的正負相關性,且該方法可消除組內自相關和組間異方差對模型估計結果的影響,明顯優于隨機效應估計。綜上所述,本研究認為FGLS的回歸結果更加穩健。

對于水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率的影響作用以及環境規制在二者之間的中介效應,回歸結果如表4所示。

表4 中介效應回歸結果Table 4 Regression results of mediating effects

在模型(8)中,水產品貿易系數c的估計結果為0.096,且在1%的水平下顯著,表明水產品貿易與海洋經濟綠色全要素生產率呈顯著正相關,水產品貿易的綠色技術溢出效應和知識溢出效應等有利于海洋經濟綠色發展。在模型(9)中,引入環境規制變量后,水產品貿易系數a的估計結果為0.014,且在1%的水平下顯著,表明水產品貿易與環境規制呈顯著正相關。在模型(10)中,水產品貿易系數c'的估計結果為0.095,環境規制系數b的估計結果為0.001,二者均在1%的水平下顯著。根據中介效應檢驗方法,環境規制在水產品貿易和海洋經濟綠色全要素生產率之間起到顯著的部分中介作用。

控制變量的回歸結果為:海洋經濟發展水平對海洋經濟綠色全要素生產率具有顯著正向作用,即海洋經濟越發達,政府和公眾的海洋環保意識越強,越會在發展經濟的同時兼顧環境保護,從而實現經濟效益和環境效益的平衡和統一;海洋科研技術水平對海洋經濟綠色全要素生產率具有顯著正向作用;政府財政支出水平對海洋經濟綠色全要素生產率具有顯著負向作用,表明目前的財政支出水平不能滿足海洋經濟綠色發展需求;沿海陸上工業規模和能源結構均對海洋經濟綠色全要素生產率具有顯著負向作用,表明沿海陸上工業規模的擴大以及煤炭的大量使用均造成嚴重的海洋環境污染,制約海洋經濟的綠色可持續發展;實際利用外資水平、海洋產業結構以及基礎設施建設水平均對海洋經濟綠色全要素生產率具有顯著正向作用,表明充分利用外資有助于引入先進的管理經驗和綠色的生產技術,海洋產業結構升級有助于海洋第三產業發展,完善基礎設施有助于加快貿易效率,均能促進海洋經濟綠色全要素生產率的提高。

綜上所述,假設1和假設2成立,即水產品貿易能夠提高海洋經濟綠色全要素生產率,且環境規制在其中發揮中介作用。

4.3 穩健性檢驗

本研究通過更換核心解釋變量的方式進行穩健性檢驗。在原回歸中,水產品貿易采用水產品貿易總額與漁業增加值的比值表示,現采用水產品貿易總額占GDP的比重作為替代指標進行回歸。經檢驗,回歸結果與原回歸結果中主要解釋變量的符號及顯著性水平均保持一致,表明原回歸結果穩健(表5)。

表5 穩健性檢驗結果Table 5 Results of robustness test

4.4 異質性討論

4.4.1 貿易方式視角

將水產品貿易分為水產品出口貿易和水產品進口貿易,分別以沿海地區水產品出口額和進口額與漁業增加值的比值表示。采用FGLS 方法分別估計環境規制在水產品出口貿易和進口貿易中對海洋經濟綠色全要素生產率的中介效應(表6)。

表6 貿易方式異質性的中介效應Table 6 Mediation effects of trade mode heterogeneity

在模型(8)中,水產品出口貿易對海洋經濟綠色全要素生產率呈顯著負向影響,系數c的估計結果為-0.245;在模型(9)中,引入環境規制變量后,水產品出口貿易對環境規制呈顯著正向影響,系數a的估計結果為15.210,表明水產品出口貿易能夠有效促進環境規制的發展;在模型(10)中,水產品出口貿易系數c’的估計結果為-0.284,環境規制系數b的估計結果為0.001,二者均在1%的水平下顯著,表明環境規制雖然在一定程度上促進海洋經濟的綠色發展,但并未抵消水產品出口貿易帶來的環境污染和破壞,水產品出口貿易仍然在總體水平上抑制海洋經濟綠色全要素生產率的提高。

在模型(8)中,水產品進口貿易對海洋經濟綠色全要素生產率呈顯著正向影響,系數c的估計結果為0.098,表明水產品進口貿易的技術溢出效應對海洋經濟綠色發展起到促進作用;在模型(9)中,引入環境規制變量后,水產品進口貿易對環境規制呈顯著負向影響,系數a的估計結果為-0.491,表明水產品進口貿易對環境規制的發展起到抑制作用;在模型(10)中,水產品進口貿易系數c'的估計結果為0.101,環境規制系數b的估計結果為0.001,二者均在1%的水平下顯著,表明環境規制對海洋經濟綠色全要素生產率的促進作用較弱,但水產品進口貿易在整體上仍然促進海洋經濟的綠色發展。

通過對比可以發現,水產品出口貿易對海洋經濟綠色發展起到抑制作用,而水產品進口貿易對海洋經濟綠色發展起到促進作用,該結果驗證水產品出口貿易會增加漁業資源消耗和海洋環境污染,而水產品進口貿易會減少漁業資源消耗和海洋環境污染的結論。水產品出口貿易對環境規制起到促進作用,且環境規制對海洋經濟綠色全要素生產率的中介效應顯著為正,表明水產品出口貿易能夠有效促進沿海地區對海洋環境的保護和治理,環境規制也能在一定程度上改善水產品出口貿易對海洋環境造成的污染和破壞。水產品進口貿易對環境規制起到抑制作用,且環境規制對海洋經濟綠色全要素生產率的中介效應顯著為正,表明水產品進口貿易導致企業和政府忽視對海洋環境的保護,環境規制的減弱不利于海洋經濟的綠色發展。

4.4.2 區域視角

為進一步分析區域差異,本研究將樣本對象劃分為北方沿海地區和南方沿海地區,采用FGLS方法分別進行水產品貿易、環境規制和海洋經濟綠色全要素生產率的回歸分析(表7)。

表7 區域異質性的中介效應Table 7 Mediation effects of regional heterogeneity

在模型(8)中,北方沿海地區水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率呈顯著正向影響;在模型(9)中,引入環境規制變量后,北方沿海地區水產品貿易系數a的估計結果為0.015且在10%的水平下顯著,表明水產品貿易能夠有效促進環境規制的發展;在模型(10)中,北方沿海地區水產品貿易系數c'的估計結果為0.321且在5%的水平下顯著,環境規制系數b的估計結果為6.995且在1%的水平下顯著,表明水產品貿易和環境規制都較好地促進海洋經濟的綠色發展。

在模型(8)中,南方沿海地區水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率也呈顯著正向影響;在模型(9)中,引入環境規制變量后,南方沿海地區水產品貿易系數a的估計結果為-0.244且在10%的水平下顯著,表明水產品貿易對環境規制產生抑制作用;在模型(10)中,南方沿海地區水產品貿易系數c'的估計結果為0.055且在5%的水平下顯著,環境規制系數b的估計結果為0.001且在10%的水平下顯著,表明水產品貿易和環境規制總體上促進海洋經濟的綠色發展,但促進效果較小。

進一步分析北方沿海地區和南方沿海地區水產品貿易和環境規制的影響差異。①在樣本期內,南方沿海地區水產品出口額顯著高于北方,因此南方沿海地區在水產品生產和加工過程中的污染排放量和資源消耗程度高于北方,這合理解釋北方沿海地區水產品貿易和環境規制的系數估計結果均高于南方沿海地區。②南方沿海地區以水產品出口貿易為主,且貿易順差呈現擴大趨勢。貿易規模的擴大不可避免地帶來污染集中排放和污染外溢,嚴重制約經濟與環境的友好發展以及環境政策的有效實施,這合理解釋南方沿海地區水產品貿易與環境規制呈顯著負相關。

綜上所述,假設3成立,即水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率的影響存在貿易方式和區域的異質性。

5 研究結論和對策建議

5.1 研究結論

本研究采用DEA-Malmquist 指數法測算2006—2016年中國11個沿海省(自治區、直轄市)的海洋經濟綠色全要素生產率,運用直接效應和中介效應模型探討水產品貿易和環境規制對海洋經濟綠色全要素生產率的影響,主要得到3點結論。

(1)在整體層面,水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率具有顯著促進作用,且環境規制在其中起到部分中介作用,但中介效應仍具有較大的發展空間。回歸結果通過穩健性檢驗。

(2)在貿易方式層面,水產品貿易對海洋經濟綠色全要素生產率的影響存在異質性。在水產品出口貿易方面,環境規制能夠在一定程度上促進海洋經濟綠色全要素生產率的提高,但并未抵消水產品出口貿易帶來的負面影響,水產品出口貿易在總體上仍然抑制海洋經濟的綠色發展;在水產品進口貿易方面,環境規制的減弱不利于海洋經濟的綠色發展,但水產品進口貿易在總體上仍對海洋經濟綠色全要素生產率起到促進作用。

(3)在區域層面,北方沿海地區和南方沿海地區的水產品貿易均對海洋經濟綠色全要素生產率具有顯著促進作用,但南方沿海地區的促進作用較小。同時,北方沿海地區水產品貿易對環境規制起到促進作用,而南方沿海地區相反。

5.2 對策建議

(1)在擴大水產品出口貿易規模的同時,利用國外的先進技術和管理經驗提高水產品出口質量,不斷深化水產品出口貿易各環節的技術含量,加強對水產品出口質量的監管,降低對環境的污染和對資源的浪費,形成綠色、良性的水產品出口模式,從水產品貿易大國向水產品貿易強國轉變。

(2)在滿足國內水產品需求的基礎上,調整水產品進口貿易結構,加大對污染密集型和資源消耗型水產品的進口量。通過示范效應、學習效應以及利用國際貿易競爭壓力,不斷增強高新技術引入以及自我吸收、自我創新的能力,促進水產品養殖、加工等環節的綠色技術創新。

(3)完善環境規制體系,科學設定環境規制強度。在制定水產品貿易開放戰略時,應有針對性地調整水產品貿易的環境規制政策。可適當提高南方沿海地區的環境規制水平,以抑制水產品大量出口造成的環境破壞;將北方沿海地區的環境規制水平控制在適度范圍之內,以便更好地發揮其對海洋經濟綠色發展的積極作用。