郭暉, 胡偉幫, 張圓圓

(新疆農業(yè)大學經濟管理學院,新疆 烏魯木齊 830052)

生態(tài)環(huán)境變化與貧富差距給中國可持續(xù)發(fā)展帶來了嚴峻挑戰(zhàn)?！笆奈濉币?guī)劃提出,推動減污降碳協同增效、促進經濟社會發(fā)展全面綠色轉型;積極擴大中等收入群體,實現共同富裕。2022年5月11日國務院常務會議,李克強總理指出,要以就業(yè)優(yōu)先為導向,穩(wěn)住經濟大盤,擴大有效投資。環(huán)保投入包括生態(tài)治理、環(huán)保設備的研發(fā)與生產、環(huán)境公共事務發(fā)展等方面,進而可以擴大有效投資,穩(wěn)崗位穩(wěn)就業(yè),增加中低收入群體收入,提高中等收入群體比重,促進共同富裕。因此,研究環(huán)保投入賦能共同富裕問題具有重大現實意義。

諸多學者利用環(huán)境庫茲涅茨曲線對環(huán)境與經濟增長的關系進行研究[1]。曲線呈現倒U形,環(huán)境質量隨著經濟增長呈先惡化后改善的趨勢[2]。部分學者則從環(huán)境稅的角度研究稅率與經濟增長的關系[3]。政府加強對環(huán)境污染的監(jiān)管,而企業(yè)往往會采取對策,維護自身的經濟利益[4],通過裁員來降低成本,或加強技術創(chuàng)新[5],尋求新的利潤增長點。近年來,中國采取多種財政金融措施,消除農村貧困[6]。而貧困的消除離不開經濟增長,只有不斷創(chuàng)新,發(fā)展新興產業(yè),才能促進經濟可持續(xù)增長,賦能共同富裕[7-8]。或者通過公共服務的均等化來降低收入不平等,提高居民的獲得感,實現共同富裕[9-12]。同樣,增加環(huán)保投入,減少污染,改善環(huán)境質量,并提升人類健康水平,減少貧困[13]。還有學者從制度與其他路徑進行了研究和闡述,如何擴大中等收入群體,形成橄欖型分配格局,實現共同富裕[14-15]。

隨著經濟增長,環(huán)境會受到不同程度的影響。當經濟增長達到一定程度,居民的收入水平提高,環(huán)境水平的效用隨之提高,政府與企業(yè)會增加環(huán)保投入,促進重工業(yè)結構調整,并降低環(huán)境污染,改善環(huán)境質量,打破“污染-人口-貧困”(PPP)惡性循環(huán),促進農民增收,擴大中等收入群體,推動共同富裕。

綜上所述,前人主要從生態(tài)環(huán)境與經濟增長的關系,或從公共服務均等化、制度等方面對共同富裕的影響進行研究。本研究將從理論與實證兩個層面研究環(huán)保投入與共同富裕的關系,填補了相關研究領域的空白?？赡艿倪呺H貢獻:第一,研究視角與內容具有新穎性。第二,從農村與城市的角度出發(fā),建立兩部門經濟模型研究環(huán)保投入與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系。第三,構建多元非線性回歸方程,實證分析環(huán)保投入對共同富裕的影響。

1 理論研究

新凱恩斯主義理論主張,政府干預政策可以增進社會福利。以此為基礎的動態(tài)隨機一般均衡模型認為,每個市場參與者根據自身偏好與對未來的預期,作出跨期最優(yōu)決策,并通過沖擊反應函數,了解不同外生因素的沖擊對經濟系統(tǒng)的影響。比如,企業(yè)通過利潤最大化作出最優(yōu)決策。

假設一國分城市與農村地區(qū),則本研究構建兩部門(中間部門與最終部門)經濟模型來研究環(huán)保投入對共同富裕的影響。兩部門的設立,主要因為中間部門的生產提供中間產品,用于最終部門的生產,政府對最終產品征稅形成稅收收入,進而可增加環(huán)保投入。

1.1 企業(yè)部門

采用城鄉(xiāng)生產函數[16],分析企業(yè)部門的經濟行為,生產技術存在二元壁壘。為了簡化研究,暫不考慮人口遷移。中間部門包括農村生產部門與城鎮(zhèn)生產部門,最終部門等于農村與城鎮(zhèn)總產出之和。

1.1.1 農村生產部門 農村生產接近完全競爭市場,勞動力主要從事農業(yè)生產。假定不存在勞動力規(guī)模效應,則農村生產函數為:

(1)

式中:Yt,n是t時期的農村總產出;At,n是t時期的技術水平;Lt,n是t時期的勞動存量;Kt,n,是t時期的資本水平。α>0,β>0,分別為勞動與資本的產出份額。假定,α+β≤1,即不存在人口規(guī)模效應。同時,假定資本折舊率為1與農產品價格Pt,n標準化為1[17]。

中國取消了農業(yè)稅,則農村生產部門的利潤函數為:

(2)

對式(2)的Lt,n和Kt,n求導得:

(3)

(4)

(5)

(6)

1.1.2 城鎮(zhèn)生產部門 假定城鎮(zhèn)的生產具有勞動力規(guī)模效應,而資本不具有規(guī)模效應。則城鎮(zhèn)生產函數為:

(7)

式中:Yt,c是t時期的城鎮(zhèn)總產出;At,c是t時期的技術水平;Lt,c是t時期的勞動存量;Kt,c是t時期的資本水平。γ、ε、μ>0,分別為勞動規(guī)模效應、勞動與資本的產出份額。假定,γ+ε>1,存在人口規(guī)模效應。

假定向城鎮(zhèn)生產部門生產的產品征收θ單位稅,資本折舊率為1與工業(yè)產品價格為Pt,c。則利潤函數為:

(1+Rt,c)×Kt,c

(8)

對式(8)的Lt,c和Kt,c求導得:

(9)

(10)

(11)

(12)

最終部門的最優(yōu)生產函數為:

Yt*=Yt,n*+Yt,c*

(13)

環(huán)境惡化具有負外部性,環(huán)保投入就成為政府的重要職責。假定政府的稅收只來源產量稅,暫不考慮其他稅收,來源稅收一部分用于居民轉移支付(Tt,i),另一部分用于環(huán)保投入(Xt,i)。由于不征收農業(yè)稅,則:

θYt,c=Tt,i+Xt,i

(14)

1.2 均衡分析

將式(14)代入式(13)得:

(15)

由式(15)知,環(huán)保投入與經濟增長呈正比,即環(huán)保投入越多,經濟增長越快。

環(huán)保投入受益群體主要是城市中低收入者與農村居民。假定環(huán)保投入與中低收入群體的收入成正比,而中低收入群體的收入與基尼系數成反比。則:

yt,i=yt,i(Xt,i,Zt,i)

(16)

ginit,i=ginit,i(yt,i,wt,i)

(17)

式中:yi,t代表中低收入群體收入;Xt,i代表環(huán)保投入;Zt,i代表影響其收入的其他因素;ginii,t代表貧富差距;wt,i代表影響貧富差距的其他因素。貧富差距與中低收入群體的收入成反比,由式(16)與式(17)解出:

Xt,i=yt,i(Xt,i,Zt,i)-1

(18)

yt,i=ginit,i(yt,i,wt,i)-1

(19)

由式(18)與式(19)得:

Xt,i=[ginit,i(yt,i,wt,i)-1]-1

(20)

所以,環(huán)保投入與貧富差距成反比。即增加環(huán)保投入,提高中低收入群體的收入,降低基尼系數,縮小貧富差距。

綜合式(15)與式(20)可知,增加環(huán)保投入,促進經濟增長,帶動中低收入群體就業(yè),增加其收入,縮小貧富差距,推動共同富裕。

2 實證分析

2.1 計量模型的構建

參考前人研究環(huán)保問題的模型[14],通過豪斯曼檢驗結果得出,選擇固定效應模型比隨機效應模型效果更好。所以,采用個體時點雙固定效應模型,建立非線性計量模型[18],設計如下:

(21)

(22)

(23)

2.2 指標選取及數據來源

2.2.1 指標選取 被解釋變量—基尼系數(ginii,t)。表示貧富差距,基尼系數根據洛倫茨曲線計算出來,越接近于0,表明收入分配越平等;越接近于1,表示收入分配越不平等。yi,t是t時期的人均國內生產總值。人均國內生產總值越大,該國居民越富裕。共同富裕(gfi,t)的定義[19]:

gfi,t=yi,t×exp(-ginii,t)

(24)

核心解釋變量—環(huán)保投入(c30i,t)。采用工業(yè)治污完成投資來表示,主要考慮工業(yè)污染對人類健康的影響相對大,容易引發(fā)疾病風險,進而增加貧困的發(fā)生率,同時也考慮到數據的可獲得性。加大工業(yè)治污投入,發(fā)展綠色經濟,可以促進經濟轉型升級,同時擴大中低收入群體就業(yè),促進其收入增加,縮小貧富差距,實現共同富裕。

控制解釋變量。工業(yè)經濟發(fā)展,帶動中低收入群體就業(yè);對外開放,促進經濟發(fā)展;技術進步,促進產業(yè)結構高級化;高等教育,根據內生增長理論,提高人力資本,促進經濟長期發(fā)展;互聯網設施建設、電商發(fā)展,促進產業(yè)結構轉型升級,助力經濟可持續(xù)發(fā)展。

2.2.2 數據來源 采用省域面板數據,數據來源于2009—2020年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。通過計算整理得到經濟增長、貧富差距、共同富裕、工業(yè)經濟發(fā)展、對外開放、技術進步、高等教育、互聯網設施、電商發(fā)展等變量的數據。由于2021年部分數據缺失,暫時未考慮納入。變量含義及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量含義及描述性統(tǒng)計

2.3 計算結果與分析

2.3.1 經濟增長、貧富差距方程的回歸分析結果 基于穩(wěn)健標準誤回歸結果如表2所示。由列(1)看出,在沒有加入控制變量的情況下,環(huán)保投入的立方項的估計系數為0.134,通過顯著性水平10%的統(tǒng)計檢驗。由列(2)看出,在加入控制變量的情況下,環(huán)保投入的立方項的估計系數為0.348,通過顯著性水平5%的統(tǒng)計檢驗,所以,環(huán)保投入的立方項對經濟增長具有正向的顯著性影響。同理,由列(3)和列(4)看出,環(huán)保投入的立方項對貧富差距具有負向的顯著性影響。因此,上述的理論研究結果得證。

表2 經濟增長及貧富差距基準模型回歸結果

2.3.2 共同富裕方程的回歸分析結果 由表3可知,由列(1)和列(2)可以看出,在沒有加入控制變量時,環(huán)保投入的立方項的估計系數為0.197,通過顯著性水平10%的統(tǒng)計檢驗。在加入控制變量時,環(huán)保投入的立方項的估計系數為0.351,通過顯著性水平5%的統(tǒng)計檢驗。所以,環(huán)保投入的立方項對共同富裕具有正向的顯著性影響。

表3 共同富?；鶞誓Ｐ突貧w結果

2.3.3 穩(wěn)健性回歸分析結果 變換被解釋變量的設置。參考前人研究的方法[20],將基尼系數換成其他方法構造的基尼系數,gf2代表基尼系數的前2期的平均值構造的共同富裕指數;gf3代表基尼系數的前3期的平均值構造的共同富裕指數;gf4代表前4期的基尼系數構造的共同富裕指數?；貧w分析結果如表4所示,由列(1)知,環(huán)保投入的立方項的估計系數為0.261,通過顯著性水平5%的統(tǒng)計檢驗。由列(2)知,治污投入的立方項的估計系數為0.306,即在顯著性水平1%下,環(huán)保投入顯著地促進共同富裕。由列(3)知,環(huán)保投入的立方項的估計系數為0.300,通過顯著性水平5%的統(tǒng)計檢驗。

表4 共同富?；鶞誓Ｐ偷姆€(wěn)健性分析結果(1)

替換核心解釋變量。第一,將工業(yè)污染治理投資替換成工業(yè)治理廢氣投資,回歸分析結果如表5所示。由列(1)知,工業(yè)治理廢氣投資的影響系數為3.20e-19,通過顯著性水平10%的統(tǒng)計檢驗。第二,將工業(yè)污染治理投資替換成綠色信貸指數,由列(2)知,綠色信貸指數的立方項的估計系數為7.12e-13,即在顯著性水平1%下,綠色信貸指數的立方項顯著地促進共同富裕。綜上,環(huán)保投入對共同富裕的影響具有穩(wěn)健性。

表5 共同富?；鶞誓Ｐ偷姆€(wěn)健性分析結果(2)

2.3.4 共同富裕的差分GMM模型回歸分析結果 由于絕大多數實證研究都基于非實驗性數據,且很多變量無法觀察到,則存在測量誤差與模型設定誤差,會造成內生性問題。將滯后水平作為一階差分的工具變量,而一階差分又作為水平變量的工具變量,而且任何經濟因素都可能存在慣性與滯后效應。表6給出了動態(tài)面板廣義矩估計的結果,采用兩步法分析得出結果如列(1)知,環(huán)保投入的立方項的影響系數為1.268,通過顯著性水平10%的統(tǒng)計檢驗。而一階擾動項存在自相關,二階擾動項不存在自相關,表明原模型的隨機擾動項不存在自相關。同時,Sargan檢驗P值不顯著,說明該模型的工具變量選取合理而且有效。同理,從列(2)知,環(huán)保投入的立方項的影響系數顯著為1.300,也通過了相關檢驗。

表6 基于GMM的回歸分析結果

通過與表3的基準回歸做比較,環(huán)保投入的立方項的估計系數為0.351,相對GMM的回歸分析結果得出的估計系數低估,而表6的列(2)比列(1)的估計系數相對高,這是因為共同富裕的一階滯后項的系數為負,即上一期對當期的共同富裕具有抑制作用,比如,上一期經濟形勢向好時,當期可能會收縮財政貨幣政策,這也一定程度上解釋了上一期對當期的共同富裕產生負效應。

3 結論

本研究理論與實證相結合,分析了環(huán)保投入對共同富裕的影響。研究結果表明,增加環(huán)保投入,促進經濟增長,縮小貧富差距,實現共同富裕;環(huán)保投入對共同富裕具有顯著性的非線性的正向影響,而且該影響具有穩(wěn)健性。通過差分GMM模型分析其內生性,表明OLS回歸結果低估了環(huán)保投入對共同富裕的影響。因此,以上結論為中國環(huán)境保護與共同富裕政策的制定提供了思路。第一,加大政府支持環(huán)保投入力度,運用多種政策工具拓寬投資渠道;第二,促進工業(yè)治污投資,鼓勵采用綠色技術,積極開發(fā)利用清潔能源;第三,提升綠色金融的支持,引導企業(yè)對綠色經濟的投資。在此基礎上,穩(wěn)崗位穩(wěn)就業(yè),拓展中低收入群體居民收入增長渠道,擴大中等收入群體,促進共同富裕。