李 穎

(安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，合肥 230601)

0 引 言

近年來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。然而中國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)實(shí)行的高能耗、高污染、高投入的粗放型傳統(tǒng)發(fā)展模式使得中國(guó)制造業(yè)的生產(chǎn)嚴(yán)重污染了環(huán)境，極大約束了經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。此外，由于環(huán)境成本無(wú)法在生產(chǎn)成本中得到完全體現(xiàn)，環(huán)境資源作為一種公共物品，容易被過(guò)度消費(fèi)，導(dǎo)致制造業(yè)的過(guò)度投資，造成產(chǎn)能過(guò)?，F(xiàn)象。杜威劍(2019)經(jīng)研究發(fā)現(xiàn):環(huán)境規(guī)制有助于企業(yè)的產(chǎn)能利用率的提升,最終實(shí)現(xiàn)產(chǎn)能過(guò)剩的治理[1]。李曉芳(2019)將微觀企業(yè)作為研究對(duì)象，基于2010—2016年期間滬深A(yù)股上市公司的資料進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示：環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)能利用率二者間存在著“U”型的關(guān)系，當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平由低到高時(shí)，企業(yè)的產(chǎn)能利用率隨之得到提高，使產(chǎn)能過(guò)剩得到緩解[2]。但是目前，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界有關(guān)該領(lǐng)域的實(shí)證研究成果還相對(duì)較少。因此，本文擬利用2010—2018年相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析環(huán)境規(guī)制與中國(guó)制造業(yè)產(chǎn)能利用率之間的關(guān)系。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 模型構(gòu)建

為進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制與中國(guó)制造業(yè)產(chǎn)能利用率之間的關(guān)系，本文建立計(jì)量模型如下:

CUi,t=α0+α1ERSi,t+α2INNi,t+α3OPEi,t+α4CAPi,t+εi,t

(1)

其中：下標(biāo)i和t分別代表制造業(yè)行業(yè)與年份，CUi,t表示產(chǎn)能利用率，ERSi,t表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，INNi,t、OPEi,t、CAPi,t分別代表研發(fā)投資、對(duì)外開(kāi)放度、資本密集度，εi,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

1.2 變量選取

1.2.1 被解釋變量

被解釋變量為制造業(yè)產(chǎn)能利用率(CU)。本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法，即DEA法對(duì)我國(guó)制造業(yè)各細(xì)分行業(yè)的產(chǎn)能利用效率進(jìn)行測(cè)度。其中生產(chǎn)函數(shù)選擇3個(gè)投入指標(biāo)(固定資產(chǎn)總值、從業(yè)人員平均人數(shù)、能源消耗總量)和2個(gè)產(chǎn)出指標(biāo)(工業(yè)銷售產(chǎn)值和存貨)[3]。

1.2.2 核心解釋變量

環(huán)境規(guī)制(ERS)。環(huán)境規(guī)制的指標(biāo)選取是否適當(dāng)對(duì)結(jié)論的正確性有著直接影響?？紤]到數(shù)據(jù)的多維性與可比性，本文借鑒前人的研究成果，采用標(biāo)準(zhǔn)化后的治污費(fèi)用除以標(biāo)準(zhǔn)化后的排污量，即單位排污量的治污成本，作為環(huán)境規(guī)制的衡量指標(biāo)[4]。

1.2.3 控制變量

研發(fā)投資(INN)。該指標(biāo)利用各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)支出占行業(yè)總產(chǎn)值的比例來(lái)衡量。造成產(chǎn)能過(guò)剩的原因之一是研發(fā)投資不足，因此提高研發(fā)投資水平對(duì)緩解產(chǎn)能過(guò)剩有重大意義[5]。

對(duì)外開(kāi)放度(OPE)。該指標(biāo)用行業(yè)的進(jìn)出口總值占銷售收入的比重來(lái)衡量。對(duì)外開(kāi)放度越高，國(guó)外市場(chǎng)需求越高，對(duì)提高產(chǎn)能利用率越有利[6]。

資本密集度(CAP)。該指標(biāo)采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的資本存量除以職工平均人數(shù)來(lái)衡量。行業(yè)資本密集度越高，意味著固定資產(chǎn)投資存量越大[7]。

各變量說(shuō)明、計(jì)算方法見(jiàn)表1。

表1 制造業(yè)產(chǎn)能利用率影響變量說(shuō)明及計(jì)算

1.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文參考韓燕對(duì)工業(yè)行業(yè)的分類，以2019年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的工業(yè)行業(yè)劃分依據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)，剔除數(shù)據(jù)缺失太多的行業(yè)，選取了中國(guó)制造業(yè)的34個(gè)分行業(yè)的數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)[8]。

所有數(shù)據(jù)均來(lái)自2011—2019年的《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為保持?jǐn)?shù)據(jù)的統(tǒng)一性，文中涉及工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)均采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計(jì)算得來(lái)。

2 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

2.1 全樣本實(shí)證結(jié)果與分析

對(duì)制造業(yè)總體進(jìn)行估計(jì)時(shí)，本文選用2010—2018年中國(guó)34個(gè)制造業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對(duì)各個(gè)解釋變量進(jìn)行回歸系數(shù)估計(jì)。為保證結(jié)論的可靠性，本文分別采用了FE(固定效應(yīng)模型)、RE(隨機(jī)效應(yīng)模型)和FGLS(可行的廣義最小二乘法)3種估計(jì)方法對(duì)制造業(yè)進(jìn)行總體估計(jì)，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 全樣本環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用率影響的實(shí)證結(jié)果

首先，對(duì)比方程1與方程2，根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果，其P值為0.000 0，小于0.05，故不接受原假設(shè)，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型(FE)進(jìn)行分析。此外，通過(guò)方程1與方程3的對(duì)比，可以發(fā)現(xiàn)方程1和方程3的估計(jì)結(jié)果中各個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)的符號(hào)是完全一致的，由此我們認(rèn)為可行性的廣義最小二乘法(FGLS)的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。因此，在方程3估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上探討總體面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果[9]。

通過(guò)分析，我們發(fā)現(xiàn)：

① 在控制了研發(fā)投資、對(duì)外開(kāi)放度、資本密集度等條件下，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用率的影響系數(shù)為正。即環(huán)境規(guī)制在一定條件下有助于提升我國(guó)的制造業(yè)產(chǎn)能利用率。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度水平每提高1%，制造業(yè)產(chǎn)能利用率將上升0.151 6%。

② 研發(fā)投資正向影響了我國(guó)制造業(yè)的產(chǎn)能利用率，并且通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。每當(dāng)研發(fā)投資增加1%，制造業(yè)產(chǎn)能利用率將提高0.000 5%，這說(shuō)明研發(fā)投資雖然對(duì)我國(guó)的制造業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生了正向作用，但影響力度偏小。

③ 對(duì)外開(kāi)放度對(duì)制造業(yè)產(chǎn)能利用率起到負(fù)面影響的作用，但是并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明對(duì)外開(kāi)放度的變化對(duì)制造業(yè)產(chǎn)能利用率的影響并不顯著。

④ 資本密集度對(duì)制造業(yè)產(chǎn)能利用率起到了正向影響的作用，但是未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)較小，表明資本密集度變化對(duì)制造業(yè)產(chǎn)能利用率的影響較小。

2.2 分產(chǎn)業(yè)樣本實(shí)證結(jié)果與分析

以上分析顯示:34個(gè)工業(yè)行業(yè)整體的環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生了積極影響，鑒于不同產(chǎn)業(yè)環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生的影響不同，所以本文根據(jù)韓燕(2008)對(duì)工業(yè)行業(yè)的分類[8]，將34個(gè)工業(yè)行業(yè)劃分為四大類產(chǎn)業(yè)分別進(jìn)行面板回歸分析。在分產(chǎn)業(yè)進(jìn)行估計(jì)時(shí)，根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)，其P值為0.000 0，小于0.05，故不接受原假設(shè)。所以我們?cè)诠潭ㄐ?yīng)與隨機(jī)效應(yīng)之間選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，實(shí)證結(jié)果如表3所示。

由表3可知：在34個(gè)行業(yè)中，環(huán)境規(guī)制對(duì)資源密集型產(chǎn)業(yè)、勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)、資本密集型產(chǎn)業(yè)和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能利用率的回歸結(jié)果是不同的。對(duì)于污染較為嚴(yán)重的資源密集型產(chǎn)業(yè)，企業(yè)將會(huì)投入大量資金來(lái)研究解決環(huán)境問(wèn)題，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，從而緩解產(chǎn)能過(guò)剩；對(duì)于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，其中大多數(shù)產(chǎn)業(yè)會(huì)給環(huán)境帶來(lái)較為嚴(yán)重的污染，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制措施的實(shí)施會(huì)提高治污成本，使企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力下降，企業(yè)的生產(chǎn)者會(huì)減少產(chǎn)品產(chǎn)出，無(wú)助于產(chǎn)能利用率的提升，故勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)雖然為正，但并不顯著；對(duì)于資本密集型產(chǎn)業(yè)，由于這類產(chǎn)業(yè)中多數(shù)為重工業(yè)，仍會(huì)帶來(lái)一定的環(huán)境污染，因此政府在對(duì)這類產(chǎn)業(yè)實(shí)施環(huán)境規(guī)制時(shí)，往往通過(guò)向一些企業(yè)提供財(cái)政補(bǔ)助，推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，從而使企業(yè)的產(chǎn)能利用率得以提高；對(duì)于技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)而言，具有低污染、低能耗的特點(diǎn)，屬于輕度污染產(chǎn)業(yè)，管理體系較為先進(jìn)，環(huán)境規(guī)制水平的提高有助于推動(dòng)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，提高產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能利用率。

表3 分產(chǎn)業(yè)樣本環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用率影響的實(shí)證結(jié)果

2.3 環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的門(mén)檻特征檢驗(yàn)

2.3.1 面板門(mén)檻模型的建立

鑒于不同行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度以及技術(shù)創(chuàng)新水平等方面存在一定的差異，本文以環(huán)境規(guī)制(ERS)作為門(mén)檻變量，構(gòu)建門(mén)檻面板模型，以考察我國(guó)環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用率影響的門(mén)檻效應(yīng)[10]。

Hansen創(chuàng)建的面板門(mén)檻模型的基本形式為:

yi,t=μi,t+β1×xyi,t×I(qi,t≤γ)+β2×xyi,t×I(qi,t>γ)+ei,t

(2)

其中i為不同的個(gè)體，t為時(shí)間，γ為門(mén)檻值，qi，t為門(mén)檻變量，ei,t～iid(0，δ2)為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，yi,t表示被解釋變量，xi,t表示解釋變量，I(*)為指示函數(shù)。

Hansen對(duì)面板門(mén)檻模型的估計(jì)過(guò)程如下：

然后，對(duì)門(mén)檻值γ的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。原假設(shè)為H0：β1=β2，備擇假設(shè)為H1：β1≠β2，當(dāng)原假設(shè)成立時(shí)，認(rèn)為該模型不存在門(mén)檻效應(yīng)，反之則存在門(mén)檻效應(yīng)。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:

(3)

(4)

其中，S0為原假設(shè)下的殘差平方和，Sn為在既定門(mén)檻值下的殘差平方和。利用Hansen檢驗(yàn)得到F統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布后，進(jìn)一步計(jì)算出P值。

(5)

本文構(gòu)建面板門(mén)檻模型，分析環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)各行業(yè)產(chǎn)能利用率的影響，建立計(jì)量模型如下：

CUi,t=α0+α1INNi,t+α2OPEi,t+α3CAPi,t+β1ERSi,t×I(ERSi,t≤γ1)+β2ERSi,t×I(ERSi,t>γ1)+εi,t

(6)

其中CUi,t表示產(chǎn)能利用率，ERSi,t表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，INNi,t表示研發(fā)投入，OPEi,t表示對(duì)外開(kāi)放度，CAPi,t表示資金密集度，εi,t表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，i為行業(yè)，t為時(shí)間。

2.3.2 實(shí)證分析

本文采用軟件Stata 15.0對(duì)模型進(jìn)行回歸分析。在分析之前，首先要確定門(mén)檻個(gè)數(shù)，然后確定具體的模型形式.針對(duì)單一、雙重和三重門(mén)檻的假設(shè)，以環(huán)境規(guī)制(ERS)作為門(mén)檻變量，產(chǎn)能利用率(CU)作為被解釋變量，對(duì)四類行業(yè)進(jìn)行門(mén)檻回歸分析。經(jīng)檢驗(yàn)，四大產(chǎn)業(yè)分別在1%、5%、1%和10%的顯著性水平下通過(guò)了單一門(mén)檻的檢驗(yàn)。但是并沒(méi)有全部通過(guò)雙重和三重門(mén)檻的檢驗(yàn)。鑒于此，本文運(yùn)用單一門(mén)檻模型進(jìn)行門(mén)檻回歸分析。門(mén)檻值的估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

為獲得更準(zhǔn)確的回歸結(jié)果，本文對(duì)單一門(mén)檻模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 門(mén)檻回歸結(jié)果

從表5可以得出如下結(jié)論:

首先，當(dāng)將環(huán)境規(guī)制作為門(mén)檻變量納入分析框架時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用率存在顯著的門(mén)檻特征。對(duì)資源密集型產(chǎn)業(yè)而言，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度≤0.949時(shí)，影響系數(shù)為正，在5%的水平下顯著，然而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度>0.949時(shí)，影響系數(shù)變大且系數(shù)在1%的水平下顯著。由此可以看出，在資源密集型產(chǎn)業(yè)中，當(dāng)環(huán)境規(guī)制達(dá)到一定強(qiáng)度時(shí)，在越過(guò)門(mén)檻值0.949之后，它對(duì)產(chǎn)能利用率具有激勵(lì)作用，此時(shí)“波特假說(shuō)”得到驗(yàn)證。對(duì)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)而言，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度≤0.311時(shí)，影響系數(shù)為正，但并不顯著。然而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度>0.311時(shí)，影響系數(shù)增大至0.466,并在5%的水平上顯著。由此可以看出，在勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)中，當(dāng)環(huán)境規(guī)制在跨越門(mén)檻值0.311之后，它對(duì)產(chǎn)能利用率的激勵(lì)作用有所增強(qiáng)，此時(shí)“波特假說(shuō)”得到驗(yàn)證。對(duì)資本密集型產(chǎn)業(yè)而言，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度≤0.638時(shí)，影響系數(shù)顯著為正并在1%的水平下顯著；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度>0.638時(shí)，影響系數(shù)繼續(xù)變大，由此可以看出，資本密集型產(chǎn)業(yè)中，當(dāng)環(huán)境規(guī)制跨越門(mén)檻值后，它對(duì)產(chǎn)能利用率的正向激勵(lì)作用顯著增強(qiáng)，此時(shí)“波特假說(shuō)”得到驗(yàn)證。對(duì)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)而言，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度≤0.368時(shí)，影響系數(shù)顯著為正并在1%的水平下顯著；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度>0.368時(shí)，影響系數(shù)雖然仍然為正，但是系數(shù)值明顯變小，說(shuō)明過(guò)高的環(huán)境規(guī)制對(duì)提高產(chǎn)能利用率并無(wú)幫助。

其次，在資源密集型、勞動(dòng)密集型與資本密集型產(chǎn)業(yè)中，“U”型曲線拐點(diǎn)的位置差異較大。資源密集型產(chǎn)業(yè)“U”型曲線拐點(diǎn)處的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度為0.949，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)“U”型曲線拐點(diǎn)處的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度為0.311，資本密集型產(chǎn)業(yè)“U”型曲線拐點(diǎn)處的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度為0.638。這說(shuō)明了勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)比資源密集型產(chǎn)業(yè)和資本密集型產(chǎn)業(yè)更早跨越“拐點(diǎn)”，即勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能利用率對(duì)環(huán)境規(guī)制水平提高的反應(yīng)速度快于其他產(chǎn)業(yè)。

3 結(jié) 論

本文首先利用面板模型對(duì)中國(guó)34個(gè)制造業(yè)行業(yè)的環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用率的影響進(jìn)行了分析，然后在此基礎(chǔ)上，又以環(huán)境規(guī)制為門(mén)檻變量，運(yùn)用面板門(mén)檻模型分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用水平的影響。研究結(jié)果表明：

第一,在控制了研發(fā)投資、對(duì)外開(kāi)放度、資本密集度等條件下，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用率的影響系數(shù)為正，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。也就是說(shuō)，環(huán)境規(guī)制水平的提高在一定程度上有助于我國(guó)制造業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。具體到不同類別的產(chǎn)業(yè)上，影響各不相同。對(duì)于資源密集型、資本密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，環(huán)境規(guī)制水平對(duì)產(chǎn)能利用率的回歸系數(shù)為正，并通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制水平的提高使產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能利用率得到提升。而勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)雖然為正，但并不顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)于提高產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能利用率的影響不大。

第二,以環(huán)境規(guī)制作為門(mén)檻變量時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)能利用率存在顯著的門(mén)檻特征。在資源密集型產(chǎn)業(yè)、勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)與資本密集型產(chǎn)業(yè)中，門(mén)檻值差異較大，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)比資源密集型產(chǎn)業(yè)和資本密集型產(chǎn)業(yè)更早跨過(guò)“拐點(diǎn)”，即勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能利用率對(duì)環(huán)境規(guī)制提高的反應(yīng)速度快于其他產(chǎn)業(yè)。由于環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)各產(chǎn)能利用率的影響有明顯不同，政府應(yīng)盡量不對(duì)制造業(yè)使用統(tǒng)一的環(huán)境規(guī)制政策，應(yīng)根據(jù)各行業(yè)的不同特點(diǎn)，分別制定有差別的環(huán)境規(guī)制政策，以提升其產(chǎn)能利用率。