李國柱,李曉壯

1.河北地質(zhì)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,河北 石家莊 050031;2.河北地質(zhì)大學(xué) 自然資源資產(chǎn)資本研究中心,河北 石家莊 050031

改革開放以來,我國各省經(jīng)濟得到顯著提升,自20 世紀90 年代起,研究學(xué)者發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展過程中存在著很多問題,比如資源配置不足,環(huán)境污染日益嚴重,轉(zhuǎn)化率不足,高耗能高污染企業(yè)頻出等。近些年來,經(jīng)過努力,生態(tài)環(huán)境已得到相應(yīng)改善,但各地區(qū)環(huán)境污染情況不容樂觀,環(huán)境治理仍迫在眉睫。“雙循環(huán)” 背景下,環(huán)境對經(jīng)濟發(fā)展要求日益嚴苛,各省地方政府在財政、經(jīng)濟以及技術(shù)創(chuàng)新方面都對其他臨近地區(qū)造成壓力。環(huán)境資源作為一種公共品,如何在經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理之間達到平衡成為各地政府發(fā)展的難題。文章基于此背景,探討了地方政府競爭與環(huán)境規(guī)制之間的動態(tài)影響過程,為各省的經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理提供了新思路。

1 文獻綜述

現(xiàn)有研究中關(guān)于環(huán)境規(guī)制的研究成果頗為豐富,但研究結(jié)論存在差異,主要從促進與抑制兩個角度進行分析。具體而言:其一,從微觀層面來看,企業(yè)的凈進口隨著環(huán)境規(guī)制的費用的增加而增加[1],從而降低了企業(yè)利潤和市場競爭力水平。從宏觀層面來看,Gray[2]分析了美國制造業(yè)1958 年至1978 年的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制使得美國制造業(yè)生產(chǎn)率整體下降了30個百分點。從產(chǎn)業(yè)層面來看,國外學(xué)者針對不同國家不同行業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策進行了分析,認為環(huán)境規(guī)制增加了企業(yè)稅收、管理費以及污染治理費用[3]。其二,“創(chuàng)新補償說” 觀點中最為著名的“波特假說”[4]。國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者認為合理恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制在一定程度上能夠促進區(qū)域經(jīng)濟的增長[5],改善污染問題[6]。還有一些學(xué)者分別從產(chǎn)業(yè)升級[7]和全要素生產(chǎn)率[8]等維度,研究得出由于環(huán)境規(guī)制政策促使的技術(shù)進步能夠提高工業(yè)的全要素生產(chǎn)率,推進企業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型,提高勞動生產(chǎn)率。

有關(guān)地方政府競爭和環(huán)境規(guī)制的研究,不同學(xué)者持有不同的觀點。一部分學(xué)者認為,我國實行分稅制改革之后,造成了各地方政府的財政收支嚴重失衡,對各地的經(jīng)濟發(fā)展帶來巨大的壓力。當(dāng)?shù)卣坏貌粚嵭虚_源節(jié)流的方式,壓制在環(huán)境治理方面的經(jīng)費支出[9]。朱平芳等[10]也證實了此觀點,環(huán)境資源將淪為地方政府競爭的犧牲品,環(huán)境規(guī)制強度嚴重受限。相應(yīng)的有些地區(qū)會出現(xiàn)“坐享其成” 的現(xiàn)象,本地區(qū)迫于經(jīng)濟與社會壓力,在環(huán)境治理方面投入較少,但會打“擦邊球” 的方式對周邊臨近地區(qū)的環(huán)境治理成果進行分食,這樣無疑是給其他各地區(qū)環(huán)境治理的一種迫害行為[11]。同時也存在一部分學(xué)者認為,地方政府競爭將會帶動當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境規(guī)制力度[12],各地地方政府競爭的子系統(tǒng)與環(huán)境規(guī)制雙向發(fā)展,從而使地方政府競爭能夠?qū)Νh(huán)境規(guī)制產(chǎn)生良性的促進作用。另外,財政支出中的人力、物力、財力資本產(chǎn)生溢出效應(yīng)[13],進而提高當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境治理效率,三廢污染物排放量進一步減少。

2 模型設(shè)計與變量說明

2.1 模型設(shè)計

VAR 模型在傳統(tǒng)模型的基礎(chǔ)上,突破了原有的被解釋變量和解釋變量設(shè)定的局限性,可以同時分析多變量之間的動態(tài)關(guān)系。模型具體形式如下:

上式中,Yt為n 維內(nèi)生變量向量,Yt-i為Yt的i階滯后變量。Φi為系數(shù)矩陣。α 為待估計的截距列向量,p 為滯后階數(shù),εt為n 維隨機誤差列向量。

由于地理位置、政策環(huán)境以及經(jīng)濟基礎(chǔ)等各方面的原因,我國各省一直存在發(fā)展差距較大的問題,由此猜測在不同門檻值的情況下,各地方政府受到各種發(fā)展因素的制約,由此實現(xiàn)的環(huán)境規(guī)制強度不同,模型具體設(shè)定如下:

模型(2) 中,ERit表示i 省份t 年的環(huán)境規(guī)制強度,LGCit表示i 省份t 年的政府地方競爭程度,Xit為控制變量構(gòu)成的列變量矩陣,μit為隨機誤差項,I(·)表示指示函數(shù),thr 為選取的門檻變量,λ1、λ2…λm為門檻變量對應(yīng)的門檻值,?、γ、β1、β2…βm為模型的待估計參數(shù)。

2.2 變量說明

文章參照國內(nèi)外研究文獻,依據(jù)指標選取的科學(xué)性和全面性的原則,對研究變量進行選擇,具體選取結(jié)果如下:

被解釋變量:環(huán)境規(guī)制強度(ER)。環(huán)境規(guī)制強度是衡量一個地區(qū)政府對產(chǎn)生外部不經(jīng)濟的企業(yè)以及個體進行相關(guān)管制行為,以達到環(huán)境保護的目的。參考以往文獻,多以三廢去除量、污染治理投入資金額、排污征收費等指標衡量,基于全面性原則,選取工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫以及工業(yè)煙塵的排放量綜合指數(shù)對環(huán)境規(guī)制進行測度,具體測度方法如下:

首先,將各省份3 種污染物排放量數(shù)據(jù)進行標準化處理。

由于不同省份3 種污染物之間排放強度差距較大,所以加入調(diào)整系數(shù)Wj,計算公式如下:

核心解釋變量:地方政府競爭(LGC)。地方政府競爭是一個模糊的多維的概念,不能夠用單一指標進行衡量,因此從財政、經(jīng)濟以及技術(shù)創(chuàng)新三個角度衡量各省份地方政府競爭水平。

財政競爭(FC),采用各省的財政支出與財政收入的比值表示,其值越大,表示該省的財經(jīng)競爭程度越大。各省之間為了爭取更多的資源,例如資本、企業(yè)、技術(shù)、人力等有形或者無形的流動性要素資源,不斷地利用有限的財政能力以財政和稅收的形式進行相互競爭,促進各地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。

經(jīng)濟增速競爭(EGC),采用各省份的GDP 增長率表示,GDP 增長率越大,對其他各省形成的壓力越大,經(jīng)濟增速競爭也會越激烈。逆向淘汰機制會進一步惡化資源配置,經(jīng)濟發(fā)展會陷入一個惡性循環(huán)過程。

技術(shù)創(chuàng)新競爭(TIC),采用各省的專利授權(quán)量衡量。各省的專利授權(quán)量可以直接衡量該省的科研技術(shù)創(chuàng)新水平。技術(shù)創(chuàng)新水平不僅是一個地區(qū)發(fā)展活力的重要體現(xiàn),而且是提高地區(qū)競爭力和可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。

門檻變量:參照以往文獻,選取了城鎮(zhèn)化水平(UL) 和失業(yè)率(ROU) 兩個門檻變量,城鎮(zhèn)化水平采用市人口和鎮(zhèn)人口占全部人口的百分比表示,失業(yè)率采用各省城鎮(zhèn)登記失業(yè)率表示。

控制變量:為了使分析結(jié)果更具有可靠性,引入5 個控制變量,包括人口密度(DOP)、工業(yè)化水平(IL)、人均GDP (RGDP)、人均受教育年限(EPC)和高等教育程度(HE)。人口密度是衡量地區(qū)人口分布狀況的重要指標;工業(yè)化水平采用各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)GDP 的比值表示;高等教育程度是指完成中等教育的基礎(chǔ)上進行專業(yè)教育和職業(yè)教育的人數(shù)占比,是衡量勞動力市場的重要指標。

采用1994—2018 年中國30 個省數(shù)據(jù),為了保證數(shù)據(jù)的完整性并考慮到數(shù)據(jù)的可得性,剔除了數(shù)據(jù)缺失嚴重的地區(qū)(西藏、香港、澳門和臺灣),其他較少缺失值采用線性插補法進行填補。所采用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省地方統(tǒng)計年鑒。所有變量的描述統(tǒng)計如表1 所示。

表1 變量描述統(tǒng)計分析Table 1 Descriptive statistical analysis of variables

3 實證分析

3.1 基于VAR 模型內(nèi)部系統(tǒng)作用分析

為了探究地方政府競爭和環(huán)境規(guī)制的內(nèi)部系統(tǒng)作用,利用1994—2018 年全國30 個省份數(shù)據(jù),建立了長時間面板數(shù)據(jù)的VAR 模型,保證研究結(jié)果的真實性和可靠性。

3.1.1 ADF 模型檢驗

運用ADF 檢驗對變量是否平穩(wěn)進行檢驗,為保證研究數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,首先對各變量進行對數(shù)化處理,將對數(shù)化的數(shù)據(jù)進行檢驗,檢驗結(jié)果仍存在單位根。之后對數(shù)據(jù)進行一階差分處理,再次進行ADF檢驗,檢驗結(jié)果如表2 所示。其中,DLER、DLTIC、DLEGC、DLFC 分別表示環(huán)境規(guī)制強度、技術(shù)創(chuàng)新競爭、經(jīng)濟增速競爭和財政競爭對數(shù)的一階差分序列。

表2 ADF 檢驗結(jié)果分析Table 2 Analysis of ADF test results

各變量一階差分之后均通過了ADF 檢驗,數(shù)據(jù)達到平穩(wěn)。由協(xié)整檢驗可知,4 個變量長期存在協(xié)整關(guān)系,并且在10%的顯著性水平下通過格蘭杰因果檢驗(表略),說明4 個變量之間存在著雙向因果關(guān)系。

3.1.2 滯后期選擇

各變量通過ADF 檢驗之后,需要對所建立的VAR 模型進行滯后期的選擇,選擇在滯后10 期中進行選擇,具體結(jié)果如表3 所示。表中涉及的模型定價的原則包括LR (似然比)、FPE (最終預(yù)測誤差)、AIC 和SC (最小信息準則)、HQ 準則。

根據(jù)表3 中提供的10 期階數(shù)下4 個指標的估計值以及檢驗結(jié)果可知,SC 準則選擇的階數(shù)為2,HQ選擇的階數(shù)為3,FPE 和AIC 原則選擇的階數(shù)為8,LR 原則選擇的階數(shù)為10。可以最終確定選擇模型的階數(shù)為8,并建立滯后8 期的VAR (8) 模型。

表3 模型滯后期選擇Table 3 Selection of model lag time

3.1.3 VAR (8) 平穩(wěn)性檢驗

為保證模型整體的平穩(wěn)性,在建立完VAR (8)之后,需要對整個系統(tǒng)地平穩(wěn)性做出判斷。圖1 和表4 分別對VAR (8) 模型的平穩(wěn)性進行檢驗。圖1 結(jié)果顯示,AR (8) 特征多項式的所有單位根均在單位圓內(nèi)。表4 結(jié)果顯示VAR (8) 所產(chǎn)生的32 個特征根均小于1,說明模型符合平穩(wěn)性條件,建立VAR (8)模型是合適的。

3.1.4 脈沖響應(yīng)分析

考慮到4 個子系統(tǒng)之間的動態(tài)關(guān)系,使用脈沖響應(yīng)分析,每個子系統(tǒng)發(fā)生變化,都可以看作其他子系統(tǒng)誤差項變化或受到一個干擾或沖擊,進而對各系統(tǒng)產(chǎn)生動態(tài)反應(yīng)變化。圖2、圖3、圖4 分別繪制了DLER、DLTIC、DLEGC、DLFC 對其他各系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)圖。

圖1 AR (8) 特征多項式根的倒數(shù)分布Fig.1 Reciprocal distribution of AR (8) characteristic polynomial heel

表4 VAR (8) 平穩(wěn)性檢驗Table 4 VAR (8) stationarity test

圖2 DLER 對各變量的脈沖響應(yīng)Fig.2 Impulse response of DLER to each variable

圖3 DLTIC 對各變量的脈沖響應(yīng)Fig.3 Impulse response of DLTIC to each variable

圖4 DLEGC 對各變量的脈沖響應(yīng)Fig.4 Impulse response of DLEGC to each variable

圖2 描繪了DLER 對DLEGC、DLER、DLFC 和DLTIC 的脈沖響應(yīng)圖。根據(jù)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增速競爭的脈沖響應(yīng)圖,可以看出當(dāng)環(huán)境規(guī)制(DLER) 對經(jīng)濟增速競爭(DLEGC) 產(chǎn)生一個標準差的正向沖擊時,初期經(jīng)濟增速競爭對環(huán)境規(guī)制存在著正向影響,第1 期至第3 期內(nèi)正向作用平穩(wěn),在第4 期至第5 期正向影響逐漸增強,并在第5 期達到峰值的最大。達到最大值后正向作用逐漸減小至零,并進一步減少至負向作用,在第7 期達到影響最小值。第7 期后曲線逐步上升,在第9 期之后再一次呈現(xiàn)下降趨勢?？傮w來看,經(jīng)濟增速競爭對環(huán)境規(guī)制的影響一開始處于正向影響,之后呈現(xiàn)出“先上升后下降” 的不斷循環(huán)過程,由此可以看出,經(jīng)濟增速競爭與環(huán)境規(guī)制之間存在著復(fù)雜的內(nèi)部動態(tài)變化過程。當(dāng)各地區(qū)經(jīng)濟增速呈現(xiàn)出一個比較良好的增長態(tài)勢時,經(jīng)濟發(fā)展勢必會使得一些高耗能、高污染的企業(yè)或者行業(yè)產(chǎn)生經(jīng)濟的負外部作用,生態(tài)系統(tǒng)遭到一定的破壞。這時,各地方政府會運用更多的資金進行環(huán)境治理和轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)發(fā)展模式,同時加強環(huán)境規(guī)制,因此在初期會產(chǎn)生相應(yīng)的正向影響。但隨著經(jīng)濟的進一步增長,資源消耗進一步加大,環(huán)境規(guī)制壓力增強,企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新受限,經(jīng)濟的負外部性再一次體現(xiàn),經(jīng)濟增長已不能滿足環(huán)境規(guī)制的要求,從而產(chǎn)生負向作用。這種正向和負向作用經(jīng)過一次次博弈,最終呈現(xiàn)出“先上升后下降” 的不斷循環(huán)過程。

圖2 右上圖繪制了環(huán)境規(guī)制 (DLER) 對其自身的脈沖響應(yīng)圖。當(dāng)環(huán)境規(guī)制對自身產(chǎn)生一個標準差的正向沖擊,立即呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢并在第3 期達到最低點,之后逐漸上升,分別在第6期和第9 期達到極值點,環(huán)境規(guī)制的自身作用在0點軸處上下震蕩。環(huán)境規(guī)制作為一個根據(jù)各地區(qū)環(huán)境情況做出的行為抉擇,當(dāng)該地區(qū)的環(huán)境污染情況嚴重時,環(huán)境規(guī)制強度增強,反之地方政府減少環(huán)境規(guī)制力度,環(huán)境規(guī)制強度降低,進而呈現(xiàn)上下震蕩的現(xiàn)象。

環(huán)境規(guī)制(DLER) 對財政競爭(DLFC) 和技術(shù)創(chuàng)新競爭(DLTIC) 的脈沖響應(yīng)圖均呈現(xiàn)出平穩(wěn)趨勢,初期環(huán)境規(guī)制對財政競爭產(chǎn)生了較弱的正向作用,在第2 期至第4 期產(chǎn)生一定的負向影響,但影響較小,第5 期至第8 期在零軸附近不斷震蕩趨于平穩(wěn),在第9 期正向影響較大,說明環(huán)境規(guī)制自身受到地方政府的財政競爭影響程度較低。圖2 右下圖環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新競爭的影響,除了第6 期達到正向影響的最大值外,其他各期均處于零軸以下,說明環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新競爭產(chǎn)生了負向作用。“創(chuàng)新補償效應(yīng)” 認為地方政府實施綠色補貼政策,不僅可以解決創(chuàng)新資金不足的問題,而且可以依照規(guī)制制度到達企業(yè)綠色減排的目的,提高技術(shù)創(chuàng)新效率。另外環(huán)境規(guī)制會產(chǎn)生成本效應(yīng),加大企業(yè)的環(huán)境治理成本,企業(yè)將會努力通過技術(shù)改進減少污染物的排放,抵消環(huán)境規(guī)制所涉及的“遵循成本效應(yīng)”?！白裱杀拘?yīng)”認為由于企業(yè)研發(fā)團隊受限,不得不引進先進的技術(shù)設(shè)備,支付更高的機器運行費用。對大型企業(yè)資金充足,設(shè)備費用支出影響較小,但中小型企業(yè)本身資金不夠充裕,并受到環(huán)境規(guī)制的壓力,導(dǎo)致資金鏈斷裂,技術(shù)創(chuàng)新難以進行下去,直接導(dǎo)致創(chuàng)新資金崩盤,技術(shù)創(chuàng)新難以進行。

圖3 繪制了技術(shù)創(chuàng)新競爭(DLTIC) 對其他子系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)圖。在初期技術(shù)創(chuàng)新競爭產(chǎn)生一個標準差的正向沖擊后,首先呈現(xiàn)出較弱的正向影響,之后降低到負值,之后在第3 期至第10 期逐漸趨向平穩(wěn),整體上呈現(xiàn)出先抑后揚的趨勢,說明技術(shù)創(chuàng)新競爭在短期內(nèi)對經(jīng)濟增速存在正向作用,之后會出現(xiàn)一期負向作用,平穩(wěn)之后整體呈正向影響。技術(shù)創(chuàng)新會使各企業(yè)降低生產(chǎn)成本,促進經(jīng)濟的發(fā)展。但我國傳統(tǒng)模型的企業(yè)數(shù)量較多,新技術(shù)的生產(chǎn)模式還不成熟,短期內(nèi)會呈現(xiàn)出負向影響,但經(jīng)過企業(yè)的發(fā)展模式逐步成熟,技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用才得以體現(xiàn)。技術(shù)創(chuàng)新競爭對財政競爭在第1 期至第3 期有一定的促進作用,從第4 期至第10期呈現(xiàn)出先上升后下降的倒 “U” 型趨勢,動態(tài)變化周期為兩期。技術(shù)創(chuàng)新初期對環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生了消極影響,之后呈現(xiàn)出消極和積極作用交替影響。技術(shù)創(chuàng)新在實際的企業(yè)生產(chǎn)過程中是具有一定的滯后效應(yīng)的,新的科學(xué)技術(shù)運用到生產(chǎn)中,并不能立刻產(chǎn)生最大效益,需要時間的檢驗,這時其會增大環(huán)境規(guī)制強度,但隨著新技術(shù)的運行,環(huán)境規(guī)制強度會降低。現(xiàn)如今,技術(shù)科技更新?lián)Q代速度較快,舊技術(shù)的淘汰,新技術(shù)的興起,從而會出現(xiàn)消極和積極作用交替出現(xiàn)的曲線。技術(shù)創(chuàng)新競爭對財政競爭的影響與環(huán)境規(guī)制相類似,但技術(shù)創(chuàng)新競爭在初期對財政競爭產(chǎn)生積極促進作用,之后在零軸附近形成倒“U” 型的周期變動。各省之間的技術(shù)創(chuàng)新競爭與財政競爭也是處于此消彼長的動態(tài)變化過程,周邊地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力增強,將會刺激本地區(qū)政府將會增加財政支出用于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新補貼,反之,地方政府會適當(dāng)?shù)販p少科技投資。技術(shù)創(chuàng)新競爭在初期受到自身沖擊之后,呈現(xiàn)出高度的積極作用,并以較高的速度于第2 期迅速減少至最低點,之后曲線開始不斷回升,在第6 期之后趨于平穩(wěn)。說明技術(shù)創(chuàng)新競爭在短期內(nèi)對自身產(chǎn)生積極影響。

根據(jù)經(jīng)濟增速競爭對其自身的脈沖響應(yīng)圖,初期有較高的積極影響作用與未來的經(jīng)濟增速競爭中,第2 期和第3 期逐漸減小至負值,并在第3 期達到最小。從第4 期開始又由消極作用轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極作用,在第6期至第9 期處于較為穩(wěn)定的消極作用,第10 期開始又再一次轉(zhuǎn)為積極影響。從整體來看,當(dāng)期經(jīng)濟增速對未來經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生較強的促進作用,而隨著時間的延續(xù),經(jīng)濟增速的作用,既可以促進當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟增長,也可能因為過高壓力,而造成經(jīng)濟的逆向變動。經(jīng)濟增速競爭對環(huán)境規(guī)制當(dāng)期產(chǎn)生較低的正向影響,第2 期至第6 期和第6 期至第10 期曲線呈現(xiàn)“U” 型變化,周期為4 期。這一曲線與圖2 中環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增速競爭的影響是相反的。經(jīng)濟增速競爭與財政競爭之間在當(dāng)初至第5 期呈負向作用,第5 期之后出現(xiàn)上升趨勢,在第9 期處呈快速的下降至負值,表明經(jīng)濟增速競爭對財政競爭是具有時滯效應(yīng)的,但兩者的影響作用較弱。經(jīng)濟增速競爭對技術(shù)創(chuàng)新競爭的影響相類似,但相比而言財政競爭的曲線更加平穩(wěn),初期的抑制作用明顯。經(jīng)濟增加對技術(shù)創(chuàng)新的影響是具有敏感性的,經(jīng)濟增速增長代表著人才和產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)集聚現(xiàn)象,這種聚集產(chǎn)生經(jīng)濟效應(yīng)的同時,也會存在著不經(jīng)濟的效應(yīng),例如羊群效應(yīng)等,這時對技術(shù)創(chuàng)新競爭產(chǎn)生了負向影響。

圖5 描繪了財政競爭(DLFC) 對其他各變量的脈沖響應(yīng)圖。從自身影響進行分析,當(dāng)期財政競爭對其自身產(chǎn)生了高水平的積極作用,從第4 期開始逐漸呈“U” 型曲線在零軸附近不斷變動,可以看出財政競爭短期內(nèi)對自身產(chǎn)生了較高的正向影響。財政競爭對經(jīng)濟增速競爭和技術(shù)創(chuàng)新競爭影響均趨于平穩(wěn),初期對經(jīng)濟增速競爭呈現(xiàn)積極影響,對積極創(chuàng)新競爭產(chǎn)生消極影響。財政競爭對環(huán)境規(guī)制從第4 期開始呈倒“U” 型變化。財政支出增加對環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生了直接性的影響,資金支出可以通過人才資本和技術(shù)的溢出效應(yīng),從而加大環(huán)境規(guī)制力度。從未來角度來看,資金的支持是具有時間效應(yīng)的。

圖5 DLFC 對各變量脈沖響應(yīng)Fig.5 Impulse response of DLFC to each variable

3.1.5 方差分解

在上述脈沖響應(yīng)分析的基礎(chǔ)上,進一步利用方法分解分析環(huán)境規(guī)制與地方政府競爭3 個子系統(tǒng)的預(yù)測誤差的貢獻度,更好地了解各變量之間的動態(tài)變動關(guān)系,具體的方差分析表如表5 和表6 所示。

結(jié)果表明,環(huán)境規(guī)制的變化除了由自身解釋以外,主要被經(jīng)濟增速競爭(0%～12.186 7%) 所解釋,其次是財政競爭(0%～4.202 8%) 和技術(shù)創(chuàng)新競爭(0%～1.428 7%),說明經(jīng)濟增速是直接推動環(huán)境規(guī)制變化的內(nèi)在動力。對于技術(shù)創(chuàng)新競爭,除自身以外,其他3 個變量對技術(shù)創(chuàng)新競爭的貢獻度差距不大,為環(huán)境規(guī)制(0.122 0%～5.513 7%)、財政競爭(0%～3.406 1%) 和經(jīng)濟增速競爭(0%～2.771 0%),環(huán)境規(guī)制在一定程度上促使企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新,進而對各地區(qū)產(chǎn)生科技研發(fā)的壓力。經(jīng)濟增速競爭的變化主要由于環(huán)境規(guī)制 (0.776 5% ～19.821 7%),環(huán)境規(guī)制影響是遠超過技術(shù)創(chuàng)新和財政競爭的。財政競爭除了受到自身影響較大之外,環(huán)境規(guī)制 (0.508 3%～19.463 0%) 貢獻度排在首位,其次為技術(shù)創(chuàng)新競爭,最后為經(jīng)濟增速競爭。綜述來看,環(huán)境規(guī)制對地方競爭的3 個子系統(tǒng)之間存在著緊密的聯(lián)系,為分析具體影響,下面將建立門檻回歸模型進行探究。

3.2 基于門檻模型的地區(qū)政府競爭對環(huán)境規(guī)制的影響分析

參考以往文獻,將城鎮(zhèn)化水平和失業(yè)率設(shè)定為門檻變量。文章采用Bootstrap “自抽樣” 方法進行門檻值檢驗,選取抽樣次數(shù)為300 次,從而獲得門檻效應(yīng)的P 值和F 值。不同核心解釋變量的情況下,門檻變量的門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果如表7 所示。

表7 中,對不同的核心解釋變量在不同的門檻變量情況下分別進行了多門檻效應(yīng)檢驗。結(jié)果表明,除了財政競爭在以城鎮(zhèn)化水平為門檻值的情況下是不存在門檻效應(yīng)的,其他變量均在10%的顯著性水平下,接受原假設(shè),通過了單門檻模型的門檻效應(yīng)檢驗。門檻變量—城鎮(zhèn)化水平對核心解釋變量(技術(shù)創(chuàng)新競爭、經(jīng)濟增速競爭) 的門檻值分別為0.786 4 和0.790 7;門檻變量—失業(yè)率對核心解釋變量(技術(shù)創(chuàng)新競爭、財政競爭、經(jīng)濟增速競爭) 的門檻值均為0.800 0。在中國分權(quán)式管理的大背景下,城鎮(zhèn)化水平和失業(yè)率是影響社會穩(wěn)定和經(jīng)濟發(fā)展的主要因素,除此之外,地方政府發(fā)揮管理作用還有受到其他系列因素的影響,因此兩個門檻值的差距均較小。綜上可以看出,環(huán)境規(guī)制與地方政府競爭之間并非簡單的線性關(guān)系,而是存在著非線性關(guān)系的。

表5 方差分析結(jié)果(1)Table 5 Analysis of variance results (1)

表6 方差分析結(jié)果(2)Table 6 Analysis of variance results (2)

為進一步分析環(huán)境規(guī)制與地方政府競爭的門檻效應(yīng)機制,通過確定單一門檻值將城鎮(zhèn)化水平和失業(yè)率劃分為不同的區(qū)間,并在不同地方政府競爭強度下進行回歸分析,回歸結(jié)果中模型整體的F 值顯著,模型擬合效果良好,具體結(jié)果見表8。

表8 中6 個模型的回歸結(jié)果為選取地方政府競爭中的3 個子系統(tǒng)為核心解釋變量分別選用兩個門檻變量進行回歸的結(jié)果。模型(1) 表示技術(shù)創(chuàng)新競爭在門檻變量城鎮(zhèn)化水平不同區(qū)間的情況下對環(huán)境規(guī)制的影響。技術(shù)創(chuàng)新競爭在不同的區(qū)間內(nèi)的影響是存在差異的。當(dāng)各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平小于0.786 4 時,技術(shù)創(chuàng)新競爭是有利于環(huán)境規(guī)制強度提升的;城鎮(zhèn)化水平大于0.786 4 時,技術(shù)創(chuàng)新競爭會對環(huán)境規(guī)制強度產(chǎn)生不利影響。但總體來看,在以城鎮(zhèn)化水平為門檻變量時,技術(shù)創(chuàng)新競爭的影響作用不顯著。相比而言,以失業(yè)率為門檻變量的模型(4) 中,當(dāng)失業(yè)率小于0.800 0 時,技術(shù)創(chuàng)新競爭的影響系數(shù)為0.200 8,大于0.800 0 時,其影響系數(shù)為0.003 1,而前者的影響顯著為正,后者卻不顯著,說明隨著失業(yè)率的增加,技術(shù)創(chuàng)新競爭對失業(yè)率的影響程度逐漸減少。究其原因,各地區(qū)失業(yè)率增加,相鄰省份之間的技術(shù)人才相對緊缺,地方政府將會采取人才引進政策充沛自身的勞動力市場,從而技術(shù)創(chuàng)新競爭愈加激烈。技術(shù)創(chuàng)新的競爭不僅帶來了先進的技術(shù)科技,而且會使資源消耗較快,這時地方政府會加大環(huán)境規(guī)制力度,但當(dāng)失業(yè)率達到一個較高的水平時,地方政府還需要從其他社會各方面進行調(diào)節(jié),從而使技術(shù)創(chuàng)新競爭對環(huán)境規(guī)制的影響減弱。

模型(2) 和(5) 分別構(gòu)建了地方政府競爭中的財政競爭對環(huán)境規(guī)制的影響。模型(2) 將其進行了固定效應(yīng)回歸,回歸結(jié)果表明,財政競爭與環(huán)境規(guī)制強度存在積極作用。各地區(qū)之間的財政競爭越激烈,財政支出將會越多,各地方政府被賦予了更多的人權(quán)和財權(quán)進行環(huán)境管制。模型(5) 中以失業(yè)率為門檻變量時,當(dāng)失業(yè)率低于0.800 0 時,財政競爭將會阻礙環(huán)境規(guī)制強度的增加,當(dāng)失業(yè)率高于0.800 0 時,財政競爭會促進相關(guān)部門加強環(huán)境規(guī)制力度。失業(yè)率水平是一個地區(qū)社會穩(wěn)定以及經(jīng)濟發(fā)展的主要指標,當(dāng)失業(yè)率較低時,政府財政資金將會從社會福利多方面發(fā)放,而當(dāng)失業(yè)率過高時,政府會加大財政資金投入,刺激公民消費,增設(shè)新的就業(yè)崗位降低失業(yè)率,進而使得密集型企業(yè)頻出,環(huán)境管制力度加大。

模型(3) 和模型(6) 針對經(jīng)濟增速競爭對環(huán)境規(guī)制的影響進行了門檻效應(yīng)分析。以城鎮(zhèn)化水平為門檻變量時,當(dāng)城鎮(zhèn)化水平低于0.790 7 時,經(jīng)濟增速競爭對環(huán)境規(guī)制存在不顯著的正向影響,高于0.790 7 時,存在著不顯著的負向影響。城鎮(zhèn)化水平是一個地區(qū)現(xiàn)代化的程度,但過高的城鎮(zhèn)化率意味著大量的農(nóng)村人口擁入城市,使得城市在基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)設(shè)施方面、環(huán)境等各方面壓力過大,并且使一些農(nóng)村人口雖進入城市,但是并不能完全享受城市人應(yīng)有的待遇,最終淪陷為邊緣人。門檻變量選擇失業(yè)率時,當(dāng)失業(yè)率低于0.800 0 時,經(jīng)濟增速競爭對環(huán)境規(guī)制呈現(xiàn)顯著的正向影響,高于門檻值時,經(jīng)濟增速競爭的影響則呈現(xiàn)不顯著的正向影響,說明經(jīng)濟增速競爭在一定程度上是有利于提高環(huán)境規(guī)制的力度的,但當(dāng)失業(yè)率過高時,促進作用不顯著。分析其原因主要有以下三個方面,第一,過高的失業(yè)率會導(dǎo)致消費和經(jīng)濟的萎縮,從而使得產(chǎn)品滯銷、企業(yè)倒閉或者沒有意義的經(jīng)濟效益,最終影響GDP 增速;第二,失業(yè)率將會增加一系列的社會問題,進一步增加社會治安成本;第三,失業(yè)人口過高,各地區(qū)社會負擔(dān)加重,不僅不創(chuàng)造新的社會價值,反而逐步消耗社會資源。以上三方面,會導(dǎo)致地區(qū)發(fā)展受限,環(huán)境生存壓力增大,各地政府將會加大環(huán)境規(guī)制強度。

就控制變量而言,人口密度(LDOP) 和工業(yè)化水平(LIL) 大部分方程的影響系數(shù)均為正,說明兩者對環(huán)境規(guī)制的影響呈現(xiàn)正向作用,這兩點與傅強,馬青,Sodonomdargia Bayanjargal[14]相關(guān)研究中的結(jié)論類似。人均GDP (RGDP) 大部分模型中對環(huán)境規(guī)制強度的增強具有抑制作用,與韓超[15]關(guān)于地區(qū)間環(huán)境治理相關(guān)研究相似。人均受教育年限(EPC)與環(huán)境規(guī)制之間呈顯著正向影響,而環(huán)境規(guī)制與高等教育程度(LHE) 之間呈不顯著的負向影響。

4 結(jié)論與建議

文章利用1994—2018 年中國30 個省數(shù)據(jù),首先對環(huán)境規(guī)制與地方政府系統(tǒng)內(nèi)部動態(tài)影響進行分析,之后建立面板門檻模型對環(huán)境規(guī)制與地方政府之間的具體影響進行了實證分析。綜合上述分析結(jié)果,得出結(jié)論如下:地方政府競爭整體上對環(huán)境規(guī)制具有積極作用;地方政府競爭中技術(shù)創(chuàng)新競爭和經(jīng)濟增速競爭與環(huán)境規(guī)制之間存在著“U” 型關(guān)系,財政競爭則存在倒“U 型關(guān)系,各地方政府就環(huán)境治理與保護方面進行了競爭;像城鎮(zhèn)化水平和失業(yè)率這種關(guān)鍵的社會評價指標,將會直接影響地方政府之間的競爭進而改變環(huán)境治理力度。鑒于以上結(jié)論,為更好地促進各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展與改善生態(tài)環(huán)境,提出如下建議:

第一,各地方政府要秉承我國的綠色發(fā)展理念,各省之間要協(xié)同進行環(huán)境治理工作,與此同時,可以積極引進先進的技術(shù),減輕國內(nèi)資源壓力。各企業(yè)的重大科技項目需要牽引,工程依托,進行社會化和市場化的運行模式。各項研發(fā)技術(shù)要進行工程化實驗,以市場為出發(fā)點,轉(zhuǎn)化為實際的生產(chǎn)能力。

第二,各省競爭過程中要理清政府權(quán)力中的“管” 和“放” 的關(guān)系。需要以制度創(chuàng)新、管理創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新為核心的競爭方式相結(jié)合,互相促進。現(xiàn)階段我國各地經(jīng)濟發(fā)展日益劇烈,并且我國各省各地區(qū)之間的發(fā)展差距較大,這給中國均衡發(fā)展增加了難度,各地政府要形成良好的競爭氛圍,有利于提升社會效率。

第三,城鎮(zhèn)化水平短期來看可以促進經(jīng)濟的發(fā)展,但從長遠來看,后遺癥問題非常嚴重,城鎮(zhèn)化水平不宜過高,各地區(qū)應(yīng)結(jié)合本地的經(jīng)濟發(fā)展水平,將城鎮(zhèn)化水平控制在70%之內(nèi)。失業(yè)率也是如此,較高失業(yè)率會嚴重影響社會穩(wěn)定,但失業(yè)率過低會產(chǎn)生經(jīng)濟通脹現(xiàn)象,所以要控制在合理化水平之內(nèi),像這兩種關(guān)鍵的社會發(fā)展指標,是經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)。