顧程亮，李宗堯，成祥東

（中共江蘇省委黨校經(jīng)濟學教研部，南京210009）

財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率影響的實證檢驗

顧程亮，李宗堯，成祥東

（中共江蘇省委黨校經(jīng)濟學教研部，南京210009）

文章根據(jù)世界可持續(xù)發(fā)展工商業(yè)聯(lián)合會對生態(tài)效率的定義，在量化環(huán)境效率和資源效率的基礎(chǔ)上降維合成區(qū)域生態(tài)效率綜合指標，并進一步從政府生態(tài)行為視角實證研究財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率的影響。結(jié)果表明：（1）以政府單一主體主導(dǎo)的生態(tài)文明建設(shè)模式是一種過渡模式，財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率的影響取決于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段，其作用具有非對稱倒U型特征，且我國不同地區(qū)處于倒U型的不同階段；（2）政府對環(huán)境政策執(zhí)行力度與區(qū)域生態(tài)效率的關(guān)系取決于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段，東部政府對環(huán)境政策的執(zhí)行力度促進生態(tài)效率的提高，而中西部則為抑制作用；（3）城鎮(zhèn)化（人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化）與區(qū)域生態(tài)效率均呈負相關(guān)，技術(shù)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域生態(tài)效率成正相關(guān)。

區(qū)域生態(tài)效率；財政節(jié)能環(huán)保；環(huán)境政策；IPAT模型

0　引言

探索通過提高區(qū)域生態(tài)效率的方式，形成一條資源消耗最小，環(huán)境污染最低，社會福利最大的路子意義重大。但是，我國生態(tài)文明建設(shè)程度與社會經(jīng)濟發(fā)展程度嚴重錯配，發(fā)展與人口資源環(huán)境間的沖突日益明顯。當前基于外部壓力的政府主導(dǎo)式生態(tài)文明建設(shè)模式也備受爭議，政府單一主體地位，一定程度上發(fā)揮責任明確、行動效率高的優(yōu)勢，但同時也強化了單向的鏈式壓力傳導(dǎo)路徑，阻斷了生態(tài)文明建設(shè)中的利益群體間的信息反饋渠道。那么，我國不同區(qū)域的生態(tài)效率分布特征及其原因是什么？政府主導(dǎo)型的生態(tài)文明建設(shè)是否適合當下的經(jīng)濟環(huán)境，是否有助于提高區(qū)域經(jīng)濟的生態(tài)效率？區(qū)域生態(tài)效率的主要影響因素有哪些？通過如何安排使得生態(tài)效率最優(yōu)化？本文針對上述問題進行探索。

國內(nèi)現(xiàn)有對于生態(tài)效率的研究主要從三個層面展開：⑴研究我國地區(qū)省際區(qū)域生態(tài)效率自身的空間演化規(guī)律。⑵分析區(qū)域生態(tài)效率與城市群、城鎮(zhèn)化進程的關(guān)系。⑶從不同視角研究生態(tài)補償、節(jié)能減排等行為與區(qū)域生態(tài)效率的關(guān)系，現(xiàn)有的文獻大多從理論層面論述了財政投入對生態(tài)文明建設(shè)的重大意義、存在的問題以及政策建議[1～3]，缺少實證支持當前的模式是否適合、提高生態(tài)效率究竟重點要怎么做以及進一步區(qū)分不同區(qū)域的適從條件。基于此，本文在測算利用我國2007—2013年30①按照《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計省份應(yīng)有31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），但西藏的部分數(shù)據(jù)欠缺，剔除西藏，故為30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）。個省市區(qū)域生態(tài)效率的基礎(chǔ)上，嘗試建立拓展的IPAT面板模型，研究我國各地區(qū)區(qū)域生態(tài)效率與財政節(jié)能環(huán)保投入的關(guān)系，同時考慮到由于不同地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展水平的差異對政府財政投入主導(dǎo)的生態(tài)建設(shè)模式的影響，進一步細分研究我國東部中部西部地區(qū)稟賦，從而判斷該模式的有效程度以及差異分布。

1　我國省際區(qū)域生態(tài)效率的測算

1.1模型及指標選擇

雖然學者對生態(tài)效率的定義存在一定的差異，但其本質(zhì)卻并未改變，即用最小的資源消耗和環(huán)境污染換取最大的社會福利，是一種投入與產(chǎn)出的比值。目前往往通過生態(tài)足跡法、能值分析法、生命周期評價和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析等方法評價生態(tài)效率[4]。國內(nèi)比較主流的做法是在建立評價生態(tài)效率水平指標體系的基礎(chǔ)上，通過數(shù)學模型和軟件進行分析。其中，學界廣泛認可WBCSD提出的生態(tài)效率比值公式：

根據(jù)對資源消耗與環(huán)境影響的因素分析及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文參考黃和平[5]對于生態(tài)效率的處理方法，將式（1）中分子用人均實際GDP表示，以此代表社會產(chǎn)品或服務(wù)的價值量，資源消耗則用電力消耗、用水、能源消耗來表示，環(huán)境影響則用C0D排放、S02排放、固體廢棄物排放來表示，在此基礎(chǔ)上分別得出研究地區(qū)的以上6種資源環(huán)境效率，并進一步通過主成分分析的方法降維合成綜合生態(tài)效率。本部分涉及到的數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和部分省市統(tǒng)計年鑒。

根據(jù)前述對資源效率和環(huán)境效率的定義，分別計算各項指標增長速度，具體按照式（2）和式（3）依次推算出資源效率中的電力資源消耗、水資源消耗和能源消耗的效率及環(huán)境效率中的C0D排放、S02排放和固體廢物排放的效率。

對上述求得的資源效率和環(huán)境效率進行主成分分析，得到全國30個省市2007—2013年的生態(tài)效率綜合指標。由于按照生態(tài)效率概念模型的要求，生態(tài)效率的取值應(yīng)在[0，1]之間，因此應(yīng)對其進行標準化。本文選用離差標準化方法，其公式如下：

其中，Z為標準化后的值，Xi為歷年各省市生態(tài)效率值。

1.2結(jié)果分析

本文根據(jù)上述方法及相關(guān)數(shù)據(jù)得到2007—2013年的中國各個省市的區(qū)域生態(tài)效率水平值，圖1顯示了2007—2013年全國與分區(qū)域生態(tài)效率的發(fā)展趨勢。

圖1　2007—2013年中國區(qū)域生態(tài)效率變化情況

從宏觀角度看，我國東部、中部和西部生態(tài)效率的變化趨勢與全國整體的發(fā)展方向基本一致。隨著時間的發(fā)展，生態(tài)效率值大體呈下降趨勢。2007—2011年各個地區(qū)的生態(tài)效率先上升后下降，在2011年達到谷底，2011年之后略微反彈但幅度不大。總體來說，中部的生態(tài)效率最優(yōu)，年平均值為0.790，東部次之為0.755，西部再次之為0.738。但是，從地區(qū)經(jīng)濟的防風險能力來說，東部最優(yōu)，生態(tài)效率水平的波動范圍最小，為0.142；中部次之為0.207；西部再次之為0.213；全國平均為0.202?？梢姡斜匾值貐^(qū)研究區(qū)域生態(tài)效率地理差異性。

從微觀角度看（如圖2所示），以生態(tài)效率值0.8和0.75為分界線，各個省可分為3個梯度，第一梯度（0.8以上）為瓊桂渝川吉遼湘贛蒙10個省市，第二梯度（0.75～0.8）為浙京魯閩粵甘黑滬貴鄂10個省市，第三梯度（0.75以下）為蘇津豫陜云晉寧皖青新冀10個省市。

圖2　2007—2013年中國各省生態(tài)效率年均值排序

2　財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率影響

2.1財政節(jié)能環(huán)保投入與區(qū)域生態(tài)效率的擬合分析

我國政府財政對節(jié)能保護的投入從2007年的995.82億元，上升到2013年的3435.15億元，年增長率達到19.35%。而區(qū)域生態(tài)效率每年上下波動很大，從2007—2013年全國平均值在下降。即政府對環(huán)境保護的財政投入與區(qū)域生態(tài)效率并不是簡單負線性關(guān)系。以國家財政環(huán)保投入為橫坐標，以區(qū)域生態(tài)效率（全國）為縱坐標進行數(shù)據(jù)擬合，結(jié)果如圖3所示。為驗證財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率的影響是否存在倒U型特征，即隨著政府環(huán)保投入的不斷提高，區(qū)域生態(tài)效率先升后降，存在一個最大值，本文將利用全國30個省市的面板數(shù)據(jù)引入財政節(jié)能環(huán)保投入的平方項建立模型進行探討。

圖3　2007—2013年中國國家財政環(huán)保投入與區(qū)域生態(tài)效率擬合圖

2.2實證模型

2.2.1模型構(gòu)建

1974年美國經(jīng)濟學家Holdren&Ehrlich首次提出經(jīng)典IPAT模型，即I=PAT。他們把人口、經(jīng)濟發(fā)展程度和技術(shù)水平歸結(jié)為影響生態(tài)環(huán)境I的主要變量[6]。該模型被廣泛應(yīng)用于定性或定量地研究人口、技術(shù)、經(jīng)濟與環(huán)境的關(guān)系。20世紀90年代，Dietz&Rosa在經(jīng)典IPAT模型的基礎(chǔ)上進一步提出環(huán)境影響隨機模型[7]，即，從而可以把更多的環(huán)境影響因素加入模型進行分析。本文在此模型基礎(chǔ)上引入政府對生態(tài)保護的財政投入項，并針對此變量設(shè)立平方項，同時為準確分析造成區(qū)域生態(tài)效率差異的原因，加入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策和地方人均國內(nèi)生產(chǎn)總值三個變量，且把P擴展成城鎮(zhèn)化率，其中又分為人口城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平。取對數(shù)后得到生態(tài)效率與政府環(huán)保投入水平的實證模型：

式（5）中，i表示地區(qū)，t表示年份，αi表示個體效應(yīng)，αt表示時間效應(yīng)，βi是待估參數(shù)，εit表示隨機干擾項，其中Eco-e表示區(qū)域生態(tài)效率，F(xiàn)I表示政府節(jié)能環(huán)保財政投入，UP表示人口城鎮(zhèn)化率，UI表示產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化率，EA表示環(huán)境政策，IS表示產(chǎn)業(yè)政策，TL表示技術(shù)水平，GDPpc表示地區(qū)人均生產(chǎn)總值。

2.2.2指標選擇

按照上述拓展IPAT模型，本文的被解釋變量為區(qū)域生態(tài)效率，解釋變量分別為政府節(jié)能環(huán)保財政投入、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、技術(shù)水平以及地區(qū)人均生產(chǎn)總值。其中，生態(tài)效率利用上述方法計算所得，政府節(jié)能環(huán)保財政投入直接采用財政支出中的專項金額，城鎮(zhèn)化水平分為兩個部分，人口城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎当硎?，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化用工業(yè)產(chǎn)值與地方國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示，一般認為第三產(chǎn)業(yè)比重與生態(tài)文明水平成正相關(guān)，固產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地方國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示，技術(shù)水平則用單位GDP能耗表示，技術(shù)水平越高單位GDP能耗越小。另外由于環(huán)境政策很難量化，從數(shù)據(jù)可得性的角度考慮，本文選擇財政公共收入中的專項收入總額（專項收入中包括排污費收入）來表示政府對環(huán)境政策的執(zhí)行力度。本部分相關(guān)數(shù)據(jù)來源于1998—2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及部分省市統(tǒng)計年鑒。

2.3實證分析

2.3.1面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

為了避免存在虛假回歸的現(xiàn)象出現(xiàn)，有必要對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性以及估計結(jié)果的有效性?？紤]到本文的面板由30個截面和7年的時間序列組成，且是平行面板，屬于典型的“大N小T”數(shù)據(jù)，因此采用Levin,Lin&Chu（LLC,2002）提出的方法進行檢驗[8]。該檢驗考慮了截面的異質(zhì)性和干擾項的序列相關(guān)問題，原假設(shè)為面板中的所有對應(yīng)的序列都是非平穩(wěn)的，即包含一階單整的過程。如果拒接原假設(shè)，則所有序列被認為平穩(wěn)。

對區(qū)域生態(tài)效率ln(Eco-e)、財政節(jié)能環(huán)保投入ln(FI)及其平方項[ln(FI)]2、人口城鎮(zhèn)化水平ln(UP)、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平ln(UI)、環(huán)境政策ln(EA)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ln(IS)、技術(shù)水平ln(TL)和地方人均生產(chǎn)總值ln(GDPpc)運用STATA12.1軟件進行LLC檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。由檢驗結(jié)果可知，人口城鎮(zhèn)化水平變量序列是非平穩(wěn)的，存在單位根，而對上述各經(jīng)濟變量的一階差分進行單位根檢驗則均拒絕原假設(shè)，說明各變量之間是一階單整，可進一步分析變量之間的協(xié)整關(guān)系。

表1　面板數(shù)據(jù)單位根LLC檢驗結(jié)果

2.3.2面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

運用Westerlund ECM面板對區(qū)域生態(tài)效率和財政節(jié)能環(huán)保投入做協(xié)整檢驗。Westerlund(2007)構(gòu)造了四個統(tǒng)計量，兩個組統(tǒng)計量Gt和Ga，兩個面板統(tǒng)計量Pt和Pa，每組統(tǒng)計量的區(qū)別在于是否考慮了序列相關(guān)。組統(tǒng)計量Gt原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系，Ga原假設(shè)為至少存在一組協(xié)整關(guān)系；面板統(tǒng)計量Pt原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系，Pa的原假設(shè)為面板整體上存在協(xié)整關(guān)系。Westerlund認為一般情況下，組統(tǒng)計量會出現(xiàn)不一致的結(jié)論，而面板統(tǒng)計量結(jié)論一致[9,10]，這種情況是可以接受的。

由表2可知Gt、Pt和Pa統(tǒng)計量均高度拒絕原假設(shè)，Ga接受了原假設(shè)。可以認為我國30個省市財政節(jié)能環(huán)保投入與區(qū)域生態(tài)效率之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，對上述兩者變量直接進行回歸分析是可以接受的。

表2　面板協(xié)整檢驗結(jié)果

2.3.3面板數(shù)據(jù)的實證分析

由于區(qū)域生態(tài)效率與財政節(jié)能環(huán)保投入之間存在長期協(xié)整關(guān)系，因此運用STATA12.1軟件對模型進行回歸。模型的Hausman檢驗P值為0.0022，原假設(shè)被拒絕，所以采用固態(tài)效應(yīng)型。本文考慮到解釋變量ln(FI)的內(nèi)生性問題，在廣義矩估計中采用人口城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地方人均生產(chǎn)總值作為財政節(jié)能環(huán)保投入的工具變量，其中在廣義矩估計中，除了一般意義上的R2和F統(tǒng)計量外，還需對工具變量進行過度識別檢驗、識別不足檢驗和工具變量弱相關(guān)檢驗。Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計值為22.352，其自由度為4的卡方分布P值為0.0002，高度拒絕原假設(shè)，故工具變量不存在識別不足問題；Kleibergen-Paaprk Wald F統(tǒng)計值為7.310，小于5%～10%水平下的臨界值，故工具變量存在較強的相關(guān)性；Hansen J統(tǒng)計值為5.268，其自由度為3的卡方分布P值是0.1532，無法拒絕原假設(shè)，故工具變量的選擇較為合理，不存在過度識別問題。模型均通過計量的各個檢驗，兩模型的具體估計結(jié)果如表3所示。

表3　區(qū)域生態(tài)效率與財政節(jié)能環(huán)保投入的實證結(jié)果

通過表3的回歸結(jié)果可知：

（1）兩種估計方法除了在財政節(jié)能環(huán)保投入和技術(shù)水平兩個變量的估計結(jié)果上有區(qū)別外，其他變量對區(qū)域生態(tài)效率影響的估計結(jié)果方向一致。財政節(jié)能環(huán)保投入?yún)?shù)β1在兩個模型中估計結(jié)果均顯著，但是正負不一，技術(shù)水平參數(shù)β7在固態(tài)效應(yīng)模型中不顯著，在IV估計中5%水平下顯著；而財政節(jié)能環(huán)保投入的平方項和環(huán)境政策的參數(shù)在兩模型中均顯著且正負一致。

（2）就全國數(shù)據(jù)來看，在固態(tài)效應(yīng)模型中財政節(jié)能環(huán)保投入的一次項為負值（-0.00350），其二次項亦為負值（-0.573）；而廣義矩估計中財政節(jié)能環(huán)保的一次項為正值（0.00286），其二次項為負值（-0.580）。可見財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率的影響存在一個倒U型特征，并不隨著財政投入的增長區(qū)域生態(tài)效率就一直提高。由此可知，政府單一主體主導(dǎo)的生態(tài)文明建設(shè)模式只能是階段性的過渡過程，它并不是一種可持續(xù)的發(fā)展模式。另外，雖然財政節(jié)能環(huán)保投入一次項在兩個模型中參數(shù)正負不一，但其數(shù)值都很小，即總體而言其對區(qū)域生態(tài)效率提高的貢獻率不高，甚至在所有顯著變量中最小。其實，社會的進步，保證了民眾和第三方力量的發(fā)展，同時環(huán)境生態(tài)問題的復(fù)雜性，也迫切要求多方利益相關(guān)者群體參與實現(xiàn)多中心治理模式。這從實證角度支持了歐美發(fā)達國家在生態(tài)建設(shè)方面的做法。歐美主要發(fā)達國家按照綜合生態(tài)系統(tǒng)管理思想，在生態(tài)文明建設(shè)的規(guī)劃、具體決策、治理實施過程中吸納多元主體參與生態(tài)治理，從利益角度注重保護激發(fā)各方參與者的積極主動性，形成民主參與、決策透明、交互回應(yīng)的網(wǎng)絡(luò)組織治理模式，完善生態(tài)文明治理體系，全面提升協(xié)同治理的整體效果。

（3）政府環(huán)境政策的執(zhí)行力度與區(qū)域生態(tài)效率成正比，兩個模型均在1%顯著水平下通過檢驗，說明隨著政府對企業(yè)排污行為處罰力度的增加，區(qū)域生態(tài)效率將會提高，但其貢獻率不高。政府對破壞生態(tài)環(huán)境的行為處罰得越重，企業(yè)的排污成本就越大，產(chǎn)品競爭力降低，從而必須尋求技術(shù)上的突破，實現(xiàn)綠色生產(chǎn)，提高區(qū)域生態(tài)效率。但是，政府對環(huán)境政策的嚴格執(zhí)行，需要多方的監(jiān)督，由于環(huán)境污染的外部性而帶來監(jiān)督成本的急劇上升降低其對提高區(qū)域生態(tài)效率的貢獻率，加之企業(yè)靈活地把排污成本轉(zhuǎn)移到消費者身上，這使得整個執(zhí)行效果完全取決于民眾的接受程度。技術(shù)水平與區(qū)域生態(tài)效率成正比，在IV估計5%水平下顯著，即單位產(chǎn)出能耗越低，區(qū)域生態(tài)效率水平越高。單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能耗低，說明地方產(chǎn)出相對更依賴技術(shù)知識而非資源消耗，污染排放少資源消耗低，生態(tài)效率高。

（4）在固態(tài)效應(yīng)模型中，人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與區(qū)域生態(tài)效率負相關(guān)，且在5%的水平下顯著。說明隨著我國城鎮(zhèn)化率的提高，生態(tài)環(huán)境遭到破壞，生態(tài)效率水平下降。當前的城鎮(zhèn)化是低水平的城鎮(zhèn)化，人口城鎮(zhèn)化更多的是把農(nóng)民從地理上遷到城鎮(zhèn)，并沒有把這部分勞動力發(fā)展成人力資本；產(chǎn)業(yè)的城鎮(zhèn)化還是以傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)的復(fù)制和轉(zhuǎn)移為主，并沒有實現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展。從根本上講，“高消耗，高污染，低產(chǎn)出”的發(fā)展方式并未本質(zhì)上改變，只是實現(xiàn)了不同經(jīng)濟地區(qū)的拓展。另外，由表3可知地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人均地方生產(chǎn)總值與區(qū)域生態(tài)效率成正相關(guān)，且在1%水平下顯著。一般認為，第三產(chǎn)業(yè)較為發(fā)達的地區(qū)，經(jīng)濟水平相對較高，該地區(qū)發(fā)展過程中的資源消耗與環(huán)境污染相對較低，生態(tài)效率較高。而地方人均GDP高，說明該地區(qū)較為發(fā)達，產(chǎn)出較大，這就稀釋了資源消耗與環(huán)境污染對生態(tài)效率的作用。

2.3.4穩(wěn)健性檢驗

為檢驗研究結(jié)論是否因經(jīng)濟發(fā)展程度不同而受到影響，本文分別對我國東部、中部和西部地區(qū)進行面板數(shù)據(jù)回歸，并對上文結(jié)論的穩(wěn)健性做出判斷。Hausman檢驗結(jié)果高度拒絕原假設(shè)，所以選擇固定效應(yīng)模型，又考慮到解釋變量的內(nèi)生性問題及集中考察核心解釋變量的影響，本部分分別對我國東中西地區(qū)進行IV估計。表4分別匯總了我國東部、中部和西部地區(qū)財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率的回歸結(jié)果，且三個地區(qū)的模型均通過計量檢驗，估計結(jié)果有效。

由表4可知，無論東部、中部還是西部，財政節(jié)能環(huán)保投入的二次項的系數(shù)均為負，且在0.1%水平下顯著，說明財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率的影響確實存在一個倒U型特征。但其一次項系數(shù)東部和西部地區(qū)為正（5%水平下顯著），中部地區(qū)為負（1%水平下顯著）。這說明東部和西部地區(qū)處在倒U型曲線的上升階段，而中部處在倒U型曲線的下降階段。一般認為，生態(tài)意識的發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展階段有關(guān)。東部地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，中部次之，西部再次之，這就造成東部民眾生態(tài)意識較為強烈，中部和西部較為薄弱。在這種環(huán)境下，東部地方政府加大財政對節(jié)能環(huán)保的投入能產(chǎn)生很大的引導(dǎo)作用，政府對生態(tài)環(huán)境保護的提倡，引起民眾的共識，倒逼企業(yè)進行綠色生產(chǎn)，從而提高區(qū)域生態(tài)效率。在中部地區(qū)，民眾的意識并沒有那么強烈，甚至連地方政府都為追求經(jīng)濟增長而忽視生態(tài)問題，政府對于節(jié)能環(huán)保的財政投入相對于企業(yè)為利潤而產(chǎn)生的資源消耗和環(huán)境污染是微不足道的。西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)比較簡單，經(jīng)濟處于起步階段，只要是對節(jié)能環(huán)保的投入肯定能提高其生態(tài)效率。政府對環(huán)境政策的執(zhí)行力度與區(qū)域生態(tài)效率，在東部成正相關(guān)，中部和西部都是負相關(guān)?？陀^上講，政府對企業(yè)污染的嚴厲處罰是一把“雙刃劍”，若企業(yè)有實力有能力進行轉(zhuǎn)型發(fā)展，自然可增加競爭力，提高生態(tài)效率；若不具備這種能力，則會增加成本，降低利潤，從而削減整個地方的產(chǎn)出水平。東部地區(qū)的企業(yè)相對來說實力較為雄厚，抗風險能力較強，它較能承受外部刺激，促使其進行轉(zhuǎn)型，提高生態(tài)效率。技術(shù)水平對區(qū)域生態(tài)效率的影響三個地區(qū)均表現(xiàn)為正相關(guān)（5%水平下顯著），隨著單位GDP能耗的增加區(qū)域生態(tài)效率水平下降。

綜上所述，財政節(jié)能環(huán)保投入與環(huán)境政策對區(qū)域生態(tài)效率的影響并不穩(wěn)健，與地方經(jīng)濟發(fā)展階段有關(guān)。就財政節(jié)能環(huán)保投入而言，在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)均表現(xiàn)為正相關(guān)，而在經(jīng)濟中間地帶表現(xiàn)為負相關(guān)。就環(huán)境政策而言，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)政府執(zhí)行力度與區(qū)域生態(tài)效率正相關(guān)，欠發(fā)達地區(qū)負相關(guān)。

表4　我國東中西部地區(qū)區(qū)域生態(tài)效率與財政節(jié)能環(huán)保投入的實證結(jié)果

3　結(jié)論與政策建議

本文基于世界可持續(xù)發(fā)展工商業(yè)聯(lián)合會對于生態(tài)效率的定義公式，在量化環(huán)境效率和資源效率的基礎(chǔ)上降維合成生態(tài)效率綜合指標，并進一步從政府生態(tài)文明行為角度實證研究了政府財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率水平的影響。結(jié)果表明：（1）從政府財政支出看，財政節(jié)能環(huán)保投入對區(qū)域生態(tài)效率的影響與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段有關(guān)，其作用具有非對稱倒U型特征，且我國不同地區(qū)處于倒U型的不同階段。在東部和西部，財政節(jié)能環(huán)保投入促進區(qū)域生態(tài)效率的提高，中部地區(qū)則為負相關(guān)；（2）從政府行政處罰與稅收看，其環(huán)境政策執(zhí)行力度對區(qū)域生態(tài)效率的影響也與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段有關(guān)，東部政府對環(huán)境政策的執(zhí)行力度促進生態(tài)效率的提高，而中西部則為抑制作用；（3）城鎮(zhèn)化（包括人口城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化）與區(qū)域生態(tài)效率均呈負相關(guān)作用，技術(shù)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域生態(tài)效率成正相關(guān)作用。

基于上述結(jié)論，為提高區(qū)域生態(tài)效率提出以下政策建議：（1）以政府單一主體主導(dǎo)的生態(tài)文明建設(shè)模式存在很多局限，需要激發(fā)生態(tài)文明建設(shè)相關(guān)利益群體的積極性，探索多中心合作網(wǎng)絡(luò)治理模式；（2）生態(tài)環(huán)境治理不可一刀切，必須因地制宜，制定與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展階段相適應(yīng)、接地氣的環(huán)境政策制度；（3）東部經(jīng)濟發(fā)達，倡導(dǎo)東部在此基礎(chǔ)上創(chuàng)新發(fā)展，積極學習探索嶄新的、綠色的、可持續(xù)的發(fā)展方式，構(gòu)建行政手段、經(jīng)濟手段、社會手段和信息手段協(xié)調(diào)發(fā)展的政府環(huán)境管理機制；中西部第三產(chǎn)業(yè)嚴重滯后于“三高一低”的第二產(chǎn)業(yè)，因此中西部迫切需要進行產(chǎn)業(yè)調(diào)整，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)格局，有序進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與接受，提高區(qū)域生態(tài)效率；（4）提倡新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，充分發(fā)揮人力資本的作用以及在勞動力轉(zhuǎn)移過程中產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，提高經(jīng)濟發(fā)展的技術(shù)水平，通過技術(shù)引進與研發(fā)降低單位國內(nèi)生產(chǎn)總值的能耗。

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（責任編輯/劉柳青）

F062.2

A

1002-6487（2016）19-0109-05

國家社會科學基金資助項目（14BJL102）；江蘇省社科基金資助項目（13WTB024）；江蘇省第四期“333高層次人才培養(yǎng)工程”江蘇生態(tài)文明建設(shè)的多層次協(xié)同治理研究（BRA2014207）

顧程亮（1990—），男，浙江湖州人，碩士，研究方向：區(qū)域可持續(xù)發(fā)展。李宗堯（1971—），男，山東臨沂人，博士，教授，研究方向：資源與環(huán)境經(jīng)濟學、區(qū)域經(jīng)濟。成祥東（1991—），男，江蘇鎮(zhèn)江人，碩士研究生，研究方向：資源與環(huán)境經(jīng)濟學、區(qū)域經(jīng)濟。