王雪峰 魏忠俊 陳輝
[摘 要] 基于2007-2016年長株潭城市群的面板數(shù)據(jù),運用動態(tài)面板模型,采用系統(tǒng)GMM估計方法,探討城市群環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長質(zhì)量的作用關(guān)系。研究表明,當考慮兩者為線性關(guān)系時,環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長質(zhì)量存在著顯著的正向促進作用;當考慮為非線性關(guān)系時,兩者呈現(xiàn)倒U型關(guān)系,即當環(huán)境規(guī)制強度較低時,隨著強度的增加,經(jīng)濟增長質(zhì)量在提升,拐點之后出現(xiàn)下降。結(jié)論表明:適度的環(huán)境規(guī)制強度有利于實現(xiàn)較好的經(jīng)濟增長質(zhì)量,促進經(jīng)濟綠色發(fā)展,進一步支持了波特假說。最后依據(jù)實證分析結(jié)果給出了政策建議與啟示。
[關(guān)鍵詞] 長株潭城市群;環(huán)境規(guī)制;經(jīng)濟增長質(zhì)量;系統(tǒng)GMM
[中圖分類號] F741 [文獻標識碼] A [文章編號] 1009-6043(2020)03-0024-04
一、引言
改革開放40年以來,我國經(jīng)濟得到了前所未有的迅猛發(fā)展,一躍成為僅屈于美國的世界第二大經(jīng)濟體。隨著中國經(jīng)濟的跨越式發(fā)展,由于區(qū)域間存在資源要素區(qū)位優(yōu)勢的互補,逐步出現(xiàn)了城市集群現(xiàn)象。迄今為止,中國主要包括長三角、珠三角和京津冀等在內(nèi)的眾多經(jīng)濟體量規(guī)模大小不一的城市群,位于中部的長株潭城市群就是其中具有國家重要戰(zhàn)略意義的城市群之一。
長株潭城市群區(qū)位優(yōu)勢明顯,產(chǎn)業(yè)集群頗具規(guī)模,區(qū)域面積僅占全省的13.3%,在2012年擁有全省20.8%的人口,卻實現(xiàn)了全省GDP的42.6%,是湖南省經(jīng)濟核心增長極[1]。該城市群與其他主要城市群相比,經(jīng)濟增長速度強勁,高出了全國平均水平。伴隨著“三高一低”的粗放型增長方式,長株潭城市群的環(huán)境狀況不容樂觀。2013年空氣質(zhì)量超標天數(shù)占去了全年46%,顆粒物是其主要的污染物質(zhì);工業(yè)廢氣排放量占據(jù)了全省的26.5%,水污染仍然嚴重,重金屬污染物是長株潭城市群主要的污染來源,生活污水排放量居高不下。湘江流域的有色金屬含量嚴重超標和株洲的重金屬污染嚴重[2]。有學(xué)者使用生態(tài)足跡模型得出長株潭城市群存在巨大的生態(tài)赤字,其生態(tài)安全性不容樂觀,承受著巨大的環(huán)境資源壓力[3,4]。有學(xué)者指出,該城市群材料、土地、能源以及各種污染物排放等環(huán)境負荷指標同GDP增長高度耦合[5],這表明該城市群是依賴粗放式增長方式發(fā)展的。長株潭城市群以揚塵、煤煙為主的大氣污染,以鎘污染為主的土壤污染,以氨氮和各種重金屬為主的水體污染仍然嚴重[6]。這種長期的粗放式增長方式對生態(tài)環(huán)境造成了巨大的破壞進而大大降低了人們的幸福指數(shù)。
黨的十九大指出,我國經(jīng)濟的發(fā)展階段已悄然發(fā)生轉(zhuǎn)變,即已由高速增長朝著高質(zhì)量增長轉(zhuǎn)變,這要求發(fā)展方式必須由傳統(tǒng)粗放型增長轉(zhuǎn)變?yōu)榧s型增長,走綠色發(fā)展之路[7]。如何既能同時實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)、又好又快而且高質(zhì)量的發(fā)展,環(huán)境資源約束趨緊問題還能得到有效控制?這是本文研究的重要出發(fā)點,力爭實現(xiàn)兩者的“雙贏”。本文主要探討環(huán)境規(guī)制強度與經(jīng)濟增長質(zhì)量之間的關(guān)系,以期為今后環(huán)境政策的制定提供一定的科學(xué)依據(jù),為社會經(jīng)濟增長朝著高質(zhì)量轉(zhuǎn)變做出貢獻。
二、文獻綜述
對于環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長關(guān)系的探索一直都在繼續(xù)著,后來就出現(xiàn)了兩大陣營。其中,一個是“遵循成本說”,是指環(huán)境規(guī)制將會增加企業(yè)對環(huán)境綠色研發(fā)的支出,這必將削減了一部分的企業(yè)投資,即擠出效應(yīng);同時投入要素價格的增加,進一步加大了生產(chǎn)投入壓力,勢必會降低了企業(yè)的市場競爭力,對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定程度的抑制作用;另一個是“創(chuàng)新補償說”,是指環(huán)境規(guī)制壓力可能會激勵有遠見有資源的企業(yè)為追求更高的利潤和市場競爭力主動進行綠色技術(shù)創(chuàng)新,這將會出現(xiàn)由綠色技術(shù)創(chuàng)新而獲得更大的收益,這個收益至少可以彌補甚至超過因環(huán)境保護而做出的費用成本,最終使得該企業(yè)在獲得了豐厚經(jīng)濟效益的同時還擁有了良好的社會聲譽。
在國外,Gollop & Roberts等基于靜態(tài)模型得出環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用[8]。Olga等研究得出,波蘭政府在實行了約束二氧化硫和氫氧化物排放的一系列環(huán)境政策后,發(fā)現(xiàn)該政策顯著地抑制了波蘭的經(jīng)濟增長[9]。Porter & Claas提出頗負盛名的“波特假說”,從動態(tài)角度分析得出長期環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)對經(jīng)濟增長有促進作用[10]。后來,Brunnermeier & Cohen[11]、JoCrotty[12]和Managi[13]等外國學(xué)者基于不同視角驗證這個假說。在國內(nèi),吳明琴等采用1992-2009年期間280個重點城市的面板數(shù)據(jù),使用倍差分析法實證得出環(huán)境規(guī)制促進社會經(jīng)濟發(fā)展,能實現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟的雙贏[14]。陳英姿等利用1990-2015年東三省面板數(shù)據(jù),構(gòu)建門檻模型,實證得出東北地區(qū)環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長之間存在門檻效應(yīng)[15]。彭聰?shù)葮?gòu)建中國省際環(huán)境規(guī)制強度指數(shù),運用GNS模型檢驗了環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,得出兩者呈倒U型非線性關(guān)系[16]。黃清煌,高明等對東中西部分別進行環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長數(shù)量和質(zhì)量的影響研究,得出增長數(shù)量區(qū)域無顯著差異,然而東、中部地區(qū)兩者正向關(guān)系,西部地區(qū)出現(xiàn)了反向關(guān)系[17]。
總體來看,大多數(shù)學(xué)者還是在研究環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長數(shù)量之間的關(guān)系,研究環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長質(zhì)量之間的文獻較少;此外這其中研究對象主要是全國,地區(qū)或者省際層面,研究更小的城市群更是極少。本文將在已有研究的基礎(chǔ)上,研究長株潭城市群區(qū)域內(nèi)環(huán)境規(guī)制對其經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響研究,進一步豐富相關(guān)研究結(jié)果以及得出更有針對性的措施建議。
三、模型建立
本文欲構(gòu)建一生產(chǎn)函數(shù)為Yit=Ait×F(Lit,Kit),其中,Yit表示地區(qū)生產(chǎn)總值,Lit表示地區(qū)勞動要素投入,Kit表示地區(qū)資本要素投入,Ait即為地區(qū)經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率。常規(guī)地,依據(jù)學(xué)者們的一貫做法,本文用地區(qū)經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率(TFP)來表示地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。
將模型變形可得:Ait=Yit/F(Lit,Kit),即TFP=Ait=Yit/F(Lit,Kit)??紤]一個經(jīng)濟體的全要素生產(chǎn)率會受多因素的共同作用,基于本文研究可認為,影響全要素生產(chǎn)率的多因素包括環(huán)境規(guī)制以及其他相關(guān)因素。因此,經(jīng)濟增長質(zhì)量可表示為TFP=Ait=ERI×Other,其中,ERI表示環(huán)境規(guī)制強度,Other表示除了環(huán)境規(guī)制強度以外影響全要素生產(chǎn)率的因素集合。本文采取孫英杰等[7]的做法,將該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industr),人力資源(Peredu),政府干預(yù)(GI),市場化(National)以及開放程度(Open)作為要研究對象的控制變量。
通過以上分析,可進一步地得出我們的模型如下所示:
對等式左右兩邊同時取對數(shù)可得:
lnTFPit=αlnERIit+alnindustrit+blnPereduit+clnGIit+dlnNationalit+elnOpenit
又考慮全要素生產(chǎn)率前后期之間可能存在影響,所以我們將采用動態(tài)面板模型進行實證分析。因此本文的實證模型可以表示如下:
lnTFPit=β0+β1lnTFPit-1+αlnERIit+alnindustrit+blnPereduit+clnGIit+dlnNationalit+elnOpenit
由于上式可能存在內(nèi)生性問題,所以采用傳統(tǒng)的估計方法會出現(xiàn)估計偏誤,結(jié)果將會是不可行的。為避免這樣的偏誤估計,使得回歸結(jié)果是無偏有效估計,因此本文將采用系統(tǒng)廣義矩估計方法進行模型參數(shù)估計。
四、變量選取和數(shù)據(jù)說明
(一)變量選取
1.經(jīng)濟增長質(zhì)量。本文采用經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量。這不僅高度吻合吳敬璉[18]等學(xué)者的觀點,還符合世界銀行等國際組織的認可。將環(huán)境規(guī)制視為投入要素之一,投入變量為資本存量,就業(yè)人數(shù),能源消費總量,工業(yè)廢水排放量,工業(yè)SO2排放量和固體廢棄物排放量。產(chǎn)出變量為經(jīng)GDP平減指數(shù)處理過的實際GDP,利用deap2.1軟件計算得出經(jīng)濟增長質(zhì)量。城市群三市歷年資本存量的獲得依據(jù)徐淑丹[19]提供的方法。
2.環(huán)境規(guī)制強度。本文采用熵值法對長株潭城市群各城市歷年工業(yè)廢水排放量,二氧化硫排放量和工業(yè)煙塵排放量進行綜合化處理從而獲得具有能體現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度的有效指標,具體的獲得過程在后文將有詳述。
3.其他控制變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),采用該城市群第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值來表示。人力資源,采取長株潭城市群的人均受教育年限來衡量。政府干預(yù),采用長株潭城市群財政支出在GDP中比例來衡量。市場化,采取國有化作為市場化的有效替代,計算方法:城鎮(zhèn)國有單位從業(yè)人員/城鎮(zhèn)從業(yè)人員。開放程度,使用長株潭城市群的進出口總額與實際GDP的比值來有效衡量。
(二)環(huán)境規(guī)制強度(ERI)
由于環(huán)境規(guī)制強度存在不可直接獲得性,所以很多學(xué)者們結(jié)合自身的研究問題和特點選擇了有效的替代指標,借此來表示所研究背景下的環(huán)境規(guī)制強度。通常來說,替代指標主要可以分文兩種,分別為投入型和績效型。本文從指標的合理性、有效性和數(shù)據(jù)可獲得性等方面出發(fā),選擇能反映環(huán)境規(guī)制效果的工業(yè)三廢排污情況來替代。由于三廢排污的不可直接相加性,本文采取熵值法予以度量三廢排污的整體情況。
接下來對用熵值法獲得環(huán)境規(guī)制強度的過程予以說明。
第一步,由于各變量有不同的量綱,需對各指標進行無量綱標準化。
xij=(i=1,2,3;j=1,2,3)
其中,xij表示第i年第j種污染物量,max xij表示第j種污染物的最大量,min xij第j種污染物的最小量。
第二步,獲取第j種污染物第i年的比重yij,計算方法如下。
yij=(i=1,2,3;j=1,2,3)
第三步,依次獲取信息熵值e和信息效用值d,計算方法如下。
ej=-Σ3? i=1yij ln yij
dj=1-ej
第四步,依據(jù)步驟三獲取第j種污染物的權(quán)重wj,計算方法如下所示。
wj=(j=1,2,3)
第五步,計算各區(qū)域列年的環(huán)境規(guī)制強度指標,方法如下。
ERIi=∑3? j=1wjyij? (j=1,2,3)
本文通過上述熵值法獲取了各個地區(qū)歷年的環(huán)境規(guī)制強度。本文采用的地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度指標ERIi為逆向指標,即當?shù)貐^(qū)環(huán)境規(guī)制強度越大,環(huán)境規(guī)制強度指標ERIi越小,反之亦然。這是因為當環(huán)境規(guī)制強度大,排污企業(yè)的三廢排放量相對下降,反之亦然。
本文采用2007-2016年長株潭城市群的面板數(shù)據(jù),所需數(shù)據(jù)分別來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《湖南統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報和地方統(tǒng)計局。
五、實證結(jié)果及分析
(一)平穩(wěn)性檢驗
首先為了避免異方差的存在,對各變量取其對數(shù)值。鑒于本文研究是長株潭城市群三個城市10年的面板數(shù)據(jù),為了保證估計結(jié)果的有效性和最大程度避免偽回歸,有必要首先對面板數(shù)據(jù)中的各變量進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示,各變量均通過了IPS、LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗,說明各變量拒絕原假設(shè),模型的所有序列是時間序列平穩(wěn)的,具有良好的平穩(wěn)性。
(二)變量描述性統(tǒng)計
關(guān)于各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示,各變量均有30個觀測值,沒有缺漏遺失的情況存在。此外,通過平均值、最大最小值以及標準差分析可得各變量均在合理的變化區(qū)間。
(三)結(jié)果與分析
本文利用計量分析軟件stata14進行長株潭城市群環(huán)境規(guī)制強度對其經(jīng)濟增長質(zhì)量影響的實證研究,實證結(jié)果如表3所示。
表3呈現(xiàn)了三個模型的實證結(jié)果。從研究的目的出發(fā),考慮計量模型一不研究環(huán)境規(guī)制的二次項和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響;隨后模型二在模型一的基礎(chǔ)上增加產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素,通過對比模型一和模型二實證結(jié)果,可以得出在其他影響因素不變時,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響;鑒于環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響可能是非線性的考慮,提高計量模型回歸結(jié)果的可靠性,故模型三在模型二的基礎(chǔ)上進一步增加環(huán)境規(guī)制的二次項,旨在得出環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長質(zhì)量間更加有效的非線性擬合,便于得出更加接近于實際情況的回歸結(jié)果。模型中,由于對環(huán)境規(guī)制強度的測量指標是以污染排放來衡量的,所以本文的環(huán)境規(guī)制強度是一個逆向指標。這是可以理解的,即環(huán)境規(guī)制強度越大,污染物排放越少。若實證回歸系數(shù)為正,表明強度的降低,會抑制經(jīng)濟增長質(zhì)量的上升,反之亦然。
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[責任編輯:趙磊]