紀(jì)建悅，張 懿，任文菡

(1.中國(guó)海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100；2.中國(guó)海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院，山東 青島 266100)

1 引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了年均增長(zhǎng)率近10%的持續(xù)快速增長(zhǎng)。一般認(rèn)為，我國(guó)經(jīng)濟(jì)水平的迅速提高在一定程度上得益于寬松的環(huán)境規(guī)制條件下以環(huán)境污染為代價(jià)取得的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)紅利。長(zhǎng)期寬松的環(huán)境規(guī)制一方面導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性問(wèn)題突出，使企業(yè)在不承擔(dān)環(huán)境成本的同時(shí)享受資源價(jià)格補(bǔ)貼，價(jià)格失實(shí)和盈利假象助長(zhǎng)了企業(yè)產(chǎn)能規(guī)模的不斷擴(kuò)張，導(dǎo)致了嚴(yán)重的產(chǎn)能過(guò)剩。另一方面，也使生態(tài)文明成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的最重要短板。中國(guó)環(huán)境狀況公報(bào)(2016)顯示，中國(guó)338個(gè)城市中，254個(gè)城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標(biāo)，意味著75%以上的城市大氣環(huán)境質(zhì)量達(dá)不到中國(guó)規(guī)定的二級(jí)標(biāo)準(zhǔn)；與此同時(shí)，中國(guó)有32.3%的地表水水質(zhì)超過(guò)III類標(biāo)準(zhǔn)(不能做飲用水源)，還有8.6%的地表水成為劣V類水源而幾乎喪失使用功能。在此背景下，因此，實(shí)施較為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，對(duì)于改善我國(guó)生態(tài)環(huán)境、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)健康增長(zhǎng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制能夠改善生態(tài)環(huán)境和居民的健康狀況得到了學(xué)術(shù)界的普遍認(rèn)可[1-3]。然而，對(duì)于環(huán)境規(guī)制如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的問(wèn)題，相關(guān)研究結(jié)論仍存在較大分歧。已有文獻(xiàn)大都圍繞 “遵循成本說(shuō)”和“波特假說(shuō)”展開(kāi)，具體來(lái)說(shuō)：其一，“遵循成本說(shuō)”認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制相當(dāng)于對(duì)企業(yè)生產(chǎn)決策施加了新的約束，將增加企業(yè)的直接和間接生產(chǎn)成本，限制企業(yè)在創(chuàng)新方面投入，引致企業(yè)在生產(chǎn)、管理和銷售方面的效率損失，不利于企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升。鑒于此，有研究認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將降低地區(qū)的經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力，不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高。代表性的研究主要包括：Shadbegian和Gray[1]、Christainsen和Haveman[4]、Gray[5]、Levinsohn和Petrin[6]。也就是說(shuō)，如果“遵循成本說(shuō)”成立，那么就存在環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“兩難悖論”。針對(duì)我國(guó)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制成本引致的產(chǎn)出及效率損失在我國(guó)普遍存在，但不同地區(qū)、不同行業(yè)間存在著顯著差異[7-10]。鑒于我國(guó)環(huán)境規(guī)制存在的巨大的“遵循成本”，許冬蘭和董博[8]在研究中就曾指出，在中國(guó)現(xiàn)有生產(chǎn)方式條件下，實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制還存在較大難度。武曉利[9]也認(rèn)為，政府的環(huán)境規(guī)制在長(zhǎng)期能夠有效改善生態(tài)環(huán)境，減少碳排放，但對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)存在負(fù)效應(yīng)。其二，Porter和Linde[11]提出了波特假說(shuō)認(rèn)為，嚴(yán)格且適合的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在長(zhǎng)期能夠激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)生“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)效應(yīng)”以抵消環(huán)境規(guī)制成本，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。也就是說(shuō)，如果波特假說(shuō)成立，那么就存在取得環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“雙重紅利”的可能。目前，學(xué)術(shù)界普遍通過(guò)實(shí)證研究并使用簡(jiǎn)單的二分法來(lái)檢驗(yàn)波特假說(shuō)是否成立，具體來(lái)說(shuō)，如果企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力(或生產(chǎn)率)隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高而提升，就認(rèn)為波特假說(shuō)成立。反之，則認(rèn)為波特假說(shuō)不成立。但簡(jiǎn)單的二分法忽視了波特假說(shuō)成立的基本條件，即合適的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，得出的結(jié)論并不準(zhǔn)確。此外，基于不同樣本、不同估計(jì)方法得到的研究結(jié)論也并不一致[12-19]。Jaffe[20]梳理了相關(guān)研究成果，并根據(jù)環(huán)境規(guī)制激發(fā)的創(chuàng)新效應(yīng)能否抵消規(guī)制成本，進(jìn)一步將相關(guān)研究成果劃分為“弱波特假說(shuō)”和“強(qiáng)波特假說(shuō)”。從側(cè)面反映出對(duì)于環(huán)境規(guī)制激發(fā)的創(chuàng)新效應(yīng)大小的問(wèn)題，相關(guān)研究也沒(méi)有形成比較一致的結(jié)論。但對(duì)波特假說(shuō)的進(jìn)一步細(xì)分有助于研究的深化。Albrizio等[21]檢驗(yàn)了強(qiáng)波特假說(shuō)成立與否后指出，對(duì)技術(shù)先進(jìn)國(guó)家以及生產(chǎn)率較高的公司而言，其生產(chǎn)率短期內(nèi)隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加而顯著提升。但對(duì)創(chuàng)新力一般的國(guó)家或公司而言，這種效應(yīng)并不顯著。近年來(lái)，相關(guān)文獻(xiàn)愈發(fā)強(qiáng)調(diào)企業(yè)異質(zhì)性等因素對(duì)綠色創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用，注重微觀層面的理論和實(shí)證研究，研究結(jié)論不斷被拓展。代表性的研究主要有：趙愛(ài)武等[22]在模型中區(qū)分了異質(zhì)企業(yè)主體和異質(zhì)性消費(fèi)者主體，認(rèn)為企業(yè)綠色創(chuàng)新行為受到異質(zhì)性需求的影響；馬艷艷等[23]將現(xiàn)有區(qū)域或行業(yè)層面的研究細(xì)化到微觀企業(yè)層面，考慮企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)作用，采用零膨脹模型實(shí)證研究了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

綜上所述，雖然學(xué)術(shù)界針對(duì)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的問(wèn)題已進(jìn)行大量研究，但仍存在不完善之處：其一，已有研究大都缺乏理論上的深入分析，視角比較單一，基于健康人力資本和生產(chǎn)性資本視角展開(kāi)的研究極少；其二，現(xiàn)有文獻(xiàn)大都從實(shí)證的角度展開(kāi)，選取不同樣本、采用不同方法得出的結(jié)論也并不一致。鑒于此，從宏觀層面構(gòu)建合理的數(shù)理模型，深入分析環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑，進(jìn)而確定合適的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，并有針對(duì)性地進(jìn)行宏觀調(diào)控，恰恰是現(xiàn)階段最重要問(wèn)題。只有極少數(shù)文獻(xiàn)從這一視角進(jìn)行研究，王洪慶[24]主要基于環(huán)境規(guī)制影響勞動(dòng)力學(xué)習(xí)能力的視角，分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在的顯著的門檻效應(yīng)。但理論分析中沒(méi)有考慮健康水平影響居民效用的問(wèn)題，關(guān)于環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑分析還不夠完整和清晰。鑒于此，本文基于代際交替模型(OLG模型)，將環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、健康人力資本及生產(chǎn)性資本納入分析框架，對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑從理論上進(jìn)行深入分析。在此基礎(chǔ)上選取1997—2015年我國(guó)30個(gè)省級(jí)的面板數(shù)據(jù)，考慮模型存在的內(nèi)生性問(wèn)題，采用GMM進(jìn)行實(shí)證研究，以期對(duì)已有相關(guān)研究進(jìn)行補(bǔ)充和完善。

2 數(shù)理模型的構(gòu)建

在理論分析中，本文基于代際交替模型(OLG)，并將環(huán)境規(guī)制、健康人力資本及生產(chǎn)性資本納入分析框架，以分析環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。

2.1 環(huán)境規(guī)制下的居民部門決策：國(guó)民儲(chǔ)蓄和家庭健康支出

OLG 模型假設(shè)，每個(gè)人只活兩個(gè)時(shí)期：第一個(gè)時(shí)期為青年時(shí)期，每個(gè)人在年青時(shí)無(wú)彈性地提供一單位勞動(dòng)力，并將勞動(dòng)收入用于日常消費(fèi)、家庭健康支出和儲(chǔ)蓄；第二個(gè)時(shí)期為老年時(shí)期，居民在這一階段只簡(jiǎn)單地消費(fèi)其年青時(shí)的儲(chǔ)蓄及其所獲得的利息。假定存在人口的新老交替，即隨著青年向老年的過(guò)度，原老年居民將會(huì)消亡，新一代的青年人也將出生。因此，在任何時(shí)間節(jié)點(diǎn)，社會(huì)都同時(shí)存在青年階段和老年階段的居民。在環(huán)境污染的條件下，假設(shè)居民以家庭為單位進(jìn)行的健康消費(fèi)支出計(jì)為T，政府的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度計(jì)為τ(其中，T>0且τ>0)。假定t時(shí)期的家庭健康消費(fèi)支出和政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不僅影響當(dāng)期青年人退休后的健康水平，同時(shí)也將對(duì)其子女(t+1期成長(zhǎng)為青年人)的健康水平產(chǎn)生影響。

居民健康水平通常主要受三方面因素的影響：一是家庭健康消費(fèi)支出水平T。 Grossman[25]將家庭健康支出歸納為對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生保健品的購(gòu)買、加強(qiáng)鍛煉以及為改善健康而進(jìn)行的其他投入，并指出健康支出顯著影響居民健康水平。家庭健康支出是決定居民健康水平的最重要因素之一，這一觀點(diǎn)得到了學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)可[26-27]；二是政府的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度τ。政府較高的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度降低了污染存量水平，能夠改善環(huán)境質(zhì)量，并對(duì)居民健康產(chǎn)生顯著影響[29]。三是居民自身先天身體素質(zhì)，這不是本文研究的重點(diǎn)，不妨簡(jiǎn)單假定為h0。鑒于此，本文健康生產(chǎn)函數(shù)為：

ht+1=h0·T·τ

Grossman[25]提出健康者的幸福指數(shù)更高，健康水平顯著影響居民效用。因此，環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑之一就是影響居民的健康和效用水平。假定效用水平跨期可累加，據(jù)此給出每一代人的效用函數(shù)為：

Ut=lnCt+lnht+ρlnCt+1+βlnht+1

其中U代表效用水平；C代表日常消費(fèi)支出的水平；h代表健康水平；下標(biāo)t和t+1分別代表第t期和第t+1期；ρ和β為居民的主觀貼現(xiàn)率，是居民給不同時(shí)期消費(fèi)水平和健康水平的權(quán)數(shù)。

居民在年青時(shí)將勞動(dòng)收入在家庭健康消費(fèi)支出、日常消費(fèi)支出和儲(chǔ)蓄之間分配。而在老年階段則將年青時(shí)期的儲(chǔ)蓄全部用于當(dāng)期消費(fèi)。并假定居民是非利他的，代際之間互不關(guān)心，不存在遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)?；诖?，代表性個(gè)體的效用水平最大化的優(yōu)化行為可表示為：

Max(lnCt+lnht+ρlnCt+1+βlnht+1)

其中，w為代表性消費(fèi)者的勞動(dòng)收入水平；s為代表性消費(fèi)者的儲(chǔ)蓄水平；c為日常消費(fèi)支出水平；T為家庭的健康投資水平；r為居民將儲(chǔ)蓄用于投資所獲得的利息率。通過(guò)求解代表性居民的效用最大化問(wèn)題可得：

(1)

等式(1)反映了地區(qū)儲(chǔ)蓄水平的影響因素。右邊的第一項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為：在環(huán)境污染的條件下，為防止污染對(duì)健康的損害，代表性消費(fèi)者傾向于選擇將更多的勞動(dòng)收入用于家庭健康消費(fèi)支出，使居民儲(chǔ)蓄水平趨于下降；右邊的第二項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為：收入水平是居民儲(chǔ)蓄的最重要影響因素，并且家庭收入水平越高，其儲(chǔ)蓄量也越大。同時(shí)，通過(guò)求解效用最大化問(wèn)題，還能得到家庭健康支出的最優(yōu)水平T為：

(2)

公式(2)反映了：代表性消費(fèi)者的健康投資水平與其勞動(dòng)收入水平正相關(guān)，說(shuō)明收入水平較高的居民更加注重通過(guò)健康投資來(lái)保障自己退休后的健康水平。

2.2 環(huán)境規(guī)制下的生產(chǎn)部門決策：生產(chǎn)性資本投資量及健康人力資本形成量

如前文所述，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的改變將影響健康人力資本的形成。大量研究指出[26-28]，健康人力資本直接決定著生產(chǎn)過(guò)程中的有效勞動(dòng)投入以及勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出水平，主要原因在于：一是，健康的居民精力旺盛，具有較高的工作效率，能夠承擔(dān)更高強(qiáng)度的工作，其生產(chǎn)能力通常也較強(qiáng)；二是，健康人力資本水平的提升將引致平均預(yù)期壽命的延長(zhǎng)，使勞動(dòng)者工作年限趨于提高。此外，健康的居民在勞動(dòng)過(guò)程中因傷病而曠工的概率也較低，這都有助于延長(zhǎng)居民在年青時(shí)期的工作時(shí)間；三是，健康水平的提升還影響著居民的認(rèn)知水平和學(xué)習(xí)能力。因此，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度還會(huì)通過(guò)影響居民健康和有效勞動(dòng)投入的方式影響企業(yè)生產(chǎn)。

由此，應(yīng)該將居民健康人力資本作為生產(chǎn)要素納入生產(chǎn)函數(shù)，假設(shè)廠商的生產(chǎn)函數(shù)選取柯布道格拉斯函數(shù)形式，并表示為：

Yt=Kα(htLt)1-α

其中，Y表示總產(chǎn)出；K表示生產(chǎn)性資本水平；h代表健康人力資本水平；L代表勞動(dòng)要素?cái)?shù)量；α代表資本份額。為簡(jiǎn)化問(wèn)題分析，假設(shè)L=1，即人口增長(zhǎng)為常數(shù)，此時(shí)人均產(chǎn)出就是總產(chǎn)出：

其中y表示人均產(chǎn)出，k表示人均資本存量，h表示健康人力資本。廠商追求利潤(rùn)最大化，可表達(dá)為：

Maxπ=[(1-τ)yt-(1+rt)kt-wt]

(3)

其中，π表示廠商利潤(rùn)，τ表示總產(chǎn)出中用于治理環(huán)境污染的比例，反映了環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度。在競(jìng)爭(zhēng)性市場(chǎng)條件下，勞動(dòng)和資本分別獲得其邊際產(chǎn)出，廠商獲得零利潤(rùn)，求解可得到居民勞動(dòng)收入水平和資本的邊際水平：

(4)

MPK=rt=[(1-τ)αyt/kt]-1

(5)

不難看出，在假定技術(shù)條件不變的情況下，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升作為企業(yè)生產(chǎn)的額外成本，降低了廠商的利潤(rùn)水平，使勞動(dòng)和資本的要素報(bào)酬趨于降低。

由于每一期資本由前一期儲(chǔ)蓄決定，結(jié)合公式(1)和公式(4)可得均衡狀態(tài)下的生產(chǎn)性資本投資量：

(6)

從生產(chǎn)性資本方面來(lái)看：公式(3)體現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制的本質(zhì)，即政府通過(guò)對(duì)污染等外部性影響納稅或罰款，使外部性成本內(nèi)部化，進(jìn)而彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈，并對(duì)要素的配置產(chǎn)生影響。公式(6)則說(shuō)明，政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的選擇必然將直接引致生產(chǎn)性資本投資規(guī)模的縮減。這主要是由兩方面因素的變化造成的：第一，儲(chǔ)蓄水平的變化。公式(4)反映了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)居民收入的影響。即嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制使企業(yè)必須為生產(chǎn)造成的環(huán)境污染付費(fèi)，那么遵循成本的增加使企業(yè)利潤(rùn)水平降低，使得企業(yè)只能支付較低水平的勞動(dòng)報(bào)酬。因此，在實(shí)施嚴(yán)格環(huán)境規(guī)則的地區(qū)，居民的工資收入水平將趨于下降。結(jié)合(1)式可知，居民收入水平的下降將導(dǎo)致該地區(qū)儲(chǔ)蓄量的減少。而儲(chǔ)蓄作為生產(chǎn)性資本積累的源泉，儲(chǔ)蓄水平的縮減將抑制生產(chǎn)性資本的形成，最終使生產(chǎn)性資本的投資規(guī)模下降；第二，資本邊際收益率的變化。公式(5)則反映了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)資本邊際收益率的影響，在嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制條件下，由于企業(yè)必須將高額的環(huán)境規(guī)制成本納入自己的生產(chǎn)成本，導(dǎo)致企業(yè)利潤(rùn)及資本的邊際收益的下降，這也不利于企業(yè)投資規(guī)模的擴(kuò)張。

(7)

從健康人力資本方面來(lái)看：一方面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提升通過(guò)補(bǔ)齊生態(tài)短板，改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量，有助于居民健康水平的提升，本文稱之為“直接效應(yīng)”。另一方面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提升將降低居民收入，并減少家庭健康支出水平，進(jìn)而抑制居民健康水平的提升，本文稱之為“間接效應(yīng)”。直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的大小比較決定了環(huán)境規(guī)制對(duì)健康人力資本的最終影響。通過(guò)求解?ht+1/?τ可得，除非企業(yè)將大多數(shù)用于處理環(huán)境污染，否則環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升將促進(jìn)居民健康水平提升。但結(jié)合實(shí)際看，這幾乎是不可能的。綜合來(lái)看，本文認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升將促進(jìn)健康人力資本形成。

2.3 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響的綜合分析

基于上述分析可知，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度通過(guò)影響生產(chǎn)性資本投資和健康人力資本形成決定了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率g，將公式(6)和公式(7)代入生產(chǎn)函數(shù)可得：

g=(yt+1-yt)/yt

上式對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度求導(dǎo)，即可得到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提升對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響：

?g/?τ

3 實(shí)證研究

通過(guò)理論分析可知，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正負(fù)兩方面影響。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率正相關(guān)；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度過(guò)高時(shí)，則與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率負(fù)相關(guān)。下面本文將借助深入的實(shí)證研究，分析確定我國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。

3.1 實(shí)證模型設(shè)定

在理論分析的基礎(chǔ)上，本文選取1997—2015年我國(guó)30個(gè)省級(jí)的面板數(shù)據(jù)，在計(jì)量模型中加入環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的二次項(xiàng)來(lái)刻畫(huà)環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響。同時(shí)，在計(jì)量模型中引入健康人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口年齡結(jié)構(gòu)和儲(chǔ)蓄水平作為控制變量?？紤]如下面板數(shù)據(jù)模型：

其中，G表示GDP增長(zhǎng)率，ENV表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，ENV2表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的平方項(xiàng)，HEA表示健康人力資本水平，IND表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，POPDE表示人口年齡結(jié)構(gòu)，反映勞動(dòng)力供給的情況，SAV表示儲(chǔ)蓄水平，反映物質(zhì)資本供給的情況。α表示常數(shù)項(xiàng)，μ為干擾項(xiàng)，反映其它未考慮到的因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。

3.2 變量選擇及說(shuō)明

3.2.1 被解釋變量

與數(shù)理模型相對(duì)應(yīng)，本文被解釋變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，通過(guò)各省地區(qū)生產(chǎn)總值計(jì)算得到。

3.2.2 核心解釋變量

本文核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。理論上，各國(guó)政府通常通過(guò)征收“庇古稅”的方式進(jìn)行有效環(huán)境規(guī)制，征收稅率的高低成為反映環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度最為常用的指標(biāo)。但是，我國(guó)相關(guān)法律還不健全，排污權(quán)和“庇古稅”等市場(chǎng)型環(huán)境規(guī)制手段并未充分發(fā)揮作用。相反，排污費(fèi)制度實(shí)施較早，政策穩(wěn)定，能夠較好反映我國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化[30]。鑒于此，本文通過(guò)排污費(fèi)收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)反映環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化。

3.2.3 控制變量

本文選取以下變量作為控制變量：1、健康人力資本水平。國(guó)民健康水平的提升引致勞動(dòng)者工作年限的延長(zhǎng)和勞動(dòng)生產(chǎn)能力的提高，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的促進(jìn)作用，考慮數(shù)據(jù)可得性，本文選取存活率作為健康人力資本的測(cè)算指標(biāo)。2、人口年齡結(jié)構(gòu)。老齡化的進(jìn)程決定了勞動(dòng)和資本兩種生產(chǎn)要素的供給數(shù)量和質(zhì)量產(chǎn)生影響，必然影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[31]，本文選取老年人口撫養(yǎng)比進(jìn)行衡量。3、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。我國(guó)目前正處于工業(yè)化中期，以城市工業(yè)為代表的現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)部門與以農(nóng)業(yè)為代表的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)部門并存，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，文章中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)=第二產(chǎn)業(yè)增加值/地區(qū)生產(chǎn)總值。4、儲(chǔ)蓄水平。儲(chǔ)蓄作為資本積累的源泉對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不容忽視，文章中儲(chǔ)蓄水平=100-最終消費(fèi)率進(jìn)行衡量。本文相關(guān)變量的定義及計(jì)算公式詳見(jiàn)表1所示。

表1 變量定義表

3.3 估計(jì)方法及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文重點(diǎn)研究環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。然而，由于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的國(guó)家，居民對(duì)環(huán)境質(zhì)量存在更高要求。此外，政府在制定環(huán)境保護(hù)政策時(shí)也會(huì)考慮對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，計(jì)量模型可能存在雙向因果關(guān)系。即，計(jì)量模型存在一定的內(nèi)生性。繼續(xù)采用OLS方法進(jìn)行估計(jì)可能存在偏誤。基于此，本文采用滯后的內(nèi)生變量變量作為工具變量，進(jìn)行廣義矩估計(jì)(GMM)。同時(shí)考慮到在使用工具變量回歸的過(guò)程中，弱工具變量可能會(huì)使回歸結(jié)果產(chǎn)生偏差，本文還對(duì)計(jì)量模型采用對(duì)弱工具變量不敏感的有限信息極大似然估計(jì)( LIML)進(jìn)行回歸，以保證本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

上述變量數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)大陸1997—2015年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，西藏地區(qū)部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，本文的分析沒(méi)將其考慮在內(nèi)。本文被解釋變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境年鑒》。健康人力資本、人口年齡結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和儲(chǔ)蓄水平所需數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《各省統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口年鑒》。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了變量描述性統(tǒng)計(jì)，有助于了解各變量樣本觀測(cè)值的統(tǒng)計(jì)性屬性。不難看出，各省份在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度方面均存在顯著差異。在其他變量方面，人口年齡結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和儲(chǔ)蓄水平在1997-2015年間大都存在較大波動(dòng)。這在一定程度上反映了不同省份、不同時(shí)期間的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平存在著顯著差異。健康人力資本水平波動(dòng)較小，但能夠明顯看出近年來(lái)我國(guó)居民健康水平不斷改善。因此，省級(jí)的面板數(shù)據(jù)則較好地反映了這種時(shí)間趨勢(shì)變化情況和區(qū)域的個(gè)體差異差異性。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 實(shí)證結(jié)果及分析

表3給出了估計(jì)結(jié)果?；貧w(1)-(2)分別使用了OLS和固定效應(yīng)(FE))估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)(豪斯曼檢驗(yàn)p值為0.000，說(shuō)明應(yīng)該使用固定效應(yīng)進(jìn)行回歸)?；貧w結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度之間存在著顯著的倒U型的非單調(diào)關(guān)系。但是正如上文所討論的那樣，由于內(nèi)生性問(wèn)題及遺漏變量問(wèn)題的存在，不論OLS還是FE的回歸結(jié)果都存在有偏和非一致的風(fēng)險(xiǎn)。但作為對(duì)照，本文仍然列出了OLS和FE的回歸結(jié)果。

表3 估計(jì)結(jié)果

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01

本文主要研究環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。在模型不存在內(nèi)生變量的情況下，OLS將更有效。但如果環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在相互影響，則計(jì)量模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，將影響OLS回歸和固定效應(yīng)回歸的可靠性，使OLS和固定效應(yīng)回歸存在不一致的風(fēng)險(xiǎn)，而工具變量法的回歸結(jié)果是準(zhǔn)確的。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間在理論上存在相互影響的可能性。對(duì)此，本文進(jìn)一步通過(guò)Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)(結(jié)果見(jiàn)表4)。統(tǒng)計(jì)量值為15.28，p值為0.0092，可以在1%的顯著性水平上拒絕“所有解釋變量外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為模型存在內(nèi)生性問(wèn)題。但Hausman檢驗(yàn)在異方差情形下不成立，本文還通過(guò)DWH(Durbin-Wu-Hausman)的方法進(jìn)行了檢驗(yàn)，DWH檢驗(yàn)的P值也在1%水平上拒絕了原假設(shè)。鑒于此，計(jì)量模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，應(yīng)該使用廣義矩估計(jì)通過(guò)工具變量進(jìn)行回歸。本文選取內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行回歸，工具變量的Hansen's J統(tǒng)計(jì)量p值為0.4538，表明工具變量滿足外生性假定。此外，Cragg-Donald Wald檢驗(yàn)和Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計(jì)量也表明本文選取的工具變量是合適的。因此，本文的工具變量與內(nèi)生變量具有較強(qiáng)相關(guān)性，且滿足外生性假定，適合作為計(jì)量模型的工具變量進(jìn)行回歸。在此情況下，廣義矩估計(jì)的回歸結(jié)果是可靠的，如表3中的回歸(3)所示?；貧w結(jié)果顯示，處理了內(nèi)生性問(wèn)題后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與環(huán)境規(guī)則強(qiáng)度之間依然存在著顯著的倒U形的非單調(diào)關(guān)系。工具變量法通常存在弱工具變量的風(fēng)險(xiǎn)，并且弱工具變量問(wèn)題將嚴(yán)重影響回歸結(jié)果，為進(jìn)一步確保結(jié)論的穩(wěn)健和準(zhǔn)確性，本文還使用對(duì)弱工具變量更不敏感的有限信息最大釋然法(LIML)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3回歸(4)所示。不難看出，有限信息最大似然估計(jì)結(jié)果與之前廣義矩估計(jì)(GMM)的回歸歸結(jié)果非常接近，這也進(jìn)一步印證了“不存在弱工具變量”的結(jié)論。鑒于此，本文通過(guò)廣義矩估計(jì)得到的回歸結(jié)果是穩(wěn)健而可信的。值得注意的是，由于面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差問(wèn)題，本文在回歸中還添加了穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤以保證回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性。

表4 模型內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

總而言之，上述各種估計(jì)方法均表明：我國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在著穩(wěn)健的倒U型的非線性關(guān)系。本文著重對(duì)廣義矩估計(jì)(GMM)回歸結(jié)果進(jìn)行分析?；貧w結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的二次項(xiàng)符號(hào)為負(fù)，且在1%的顯著性水平下顯著，拐點(diǎn)處的規(guī)制強(qiáng)度為17.94?；貧w結(jié)果與本文理論分析得到的結(jié)論相符。即：當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí)，提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。因?yàn)樵诖穗A段，環(huán)境規(guī)制對(duì)健康人力資本的提升效應(yīng)超過(guò)了環(huán)境規(guī)制縮減生產(chǎn)性資本投資的效應(yīng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了促進(jìn)作用；但當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度過(guò)高時(shí)，環(huán)境規(guī)制縮減生產(chǎn)性資本投資的效應(yīng)將會(huì)超過(guò)環(huán)境規(guī)制對(duì)健康人力資本的提升效應(yīng)，繼續(xù)提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度將抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從整體上看，我國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度平均值為5.425，距離拐點(diǎn)還存在較大差距(如圖1所示)。說(shuō)明在現(xiàn)階段，繼續(xù)增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，能夠?qū)崿F(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的雙重紅利，這就在一定程度上破解了環(huán)境和經(jīng)濟(jì)的“兩難”悖論。

控制變量方面，健康人力資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在10%的顯著性水平上正相關(guān)，說(shuō)明居民健康水平的提升能夠提高勞動(dòng)者的生產(chǎn)能力、延長(zhǎng)勞動(dòng)者的工作年限，進(jìn)而促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)在5%的水平上顯著且系數(shù)為正，說(shuō)明在工業(yè)化中期，工業(yè)化水平的進(jìn)一步提升仍然是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿υ慈?。老年撫養(yǎng)比回歸系數(shù)為正與An和Jeon[31]的研究結(jié)論一致，印證了在老齡化的初期階段，居民“未雨綢繆”的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。儲(chǔ)蓄水平在1%的水平上顯著且系數(shù)為正，說(shuō)明儲(chǔ)蓄作為生產(chǎn)性資本積累的源泉，能夠促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。

圖1 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)GDP增長(zhǎng)率影響的示意圖

5 結(jié)語(yǔ)

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的問(wèn)題一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)，但極少有研究從健康人力資本和生產(chǎn)性資本的視角展開(kāi)。針對(duì)這一問(wèn)題，本文以代際交替模型(OLG)為基礎(chǔ)，將環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、健康資本和生產(chǎn)性資本納入分析框架，從宏觀層面建立數(shù)理模型進(jìn)行深入的理論分析。得出以下主要結(jié)論：(1)提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度有助于健康人力資本的積累，能夠提高居民的效用水平，并對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用；(2)提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度使環(huán)境污染等外部性成本內(nèi)部化，遵循成本的增加將引致企業(yè)利潤(rùn)水平的降低，導(dǎo)致要素報(bào)酬和居民儲(chǔ)蓄量的減少，最終將縮減生產(chǎn)性資本的投資規(guī)模，并對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生抑制作用。(3)存在最佳環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度低于最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度時(shí)，提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過(guò)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度后，進(jìn)一步提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度則會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在此基礎(chǔ)上，利用1997—2015年我國(guó)30個(gè)省級(jí)的面板數(shù)據(jù)，使用廣義矩估計(jì)(GMM)的估計(jì)方法進(jìn)行了驗(yàn)證。實(shí)證印證了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在著穩(wěn)健而顯著的倒U型的非線性關(guān)系。實(shí)證結(jié)果還表明，中國(guó)大多數(shù)省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度仍處于拐點(diǎn)以前，說(shuō)明我國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度整體上還處于較低水平，進(jìn)一步提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度能夠在不增加經(jīng)濟(jì)下行壓力的基礎(chǔ)上補(bǔ)齊生態(tài)短板，實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的整體改善與居民效用水平的提升。

綜上所述，本文通過(guò)將環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、健康人力資本和生產(chǎn)性資本納入分析框架，在比較成本與收益的基礎(chǔ)上，對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系進(jìn)行理論分析，為環(huán)境規(guī)制政策的制度和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的選擇提供了重要的理論支撐。本文后續(xù)將進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施效果、健康人力資本積累對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的支撐以及政府環(huán)境稅應(yīng)用對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，以便使研究更加接近現(xiàn)實(shí)。