王喜平　刘哲

摘要：采用超越对数随机前沿模型测算了中国工业绿色增长效率，并通过核密度曲线考察了其动态特征。空间自相关MoranI检验表明省际工业绿色增长效率分布不是随机的，具有空间依赖性。在此基础上，构建了空间杜宾模型实证分析了行政型、市场型、公众参与型三种环境规制对工业绿色增长效率的空间溢出效应。研究结果表明：行政型环境规制的直接效应和间接效应均显著为负；市场型的直接效应为负，间接效应为正；公众参与型的直接效应和间接效应虽然都显著为正，但是均值都较小。进而提出相关政策建议以实现环境保护和经济增长的双赢。

关键词：工业绿色增长效率；环境规制；空间溢出；核密度估计；空间杜宾模型

中图分类号：F403.8 文献标识码：A 文章编号：1672-626X（2018）01-0070-08

一、引言

改革开放30年来，中国工业始终保持稳定高速增长，但粗放型增长方式依然在中国经济中占主导地位。由此造成了大量的资源浪费和污染排放，严重威胁着中国的生态环境。根据国家发改委能源局公布的数据，中国已经是世界第二大能源消费国和碳排放最多的国家，然而中国单位标准煤的产出效率远远落后于发达国家，仅相当于日本的10.3%。产出效率的低下会增加能源的消耗，从而造成严重的环境问题。环境问题的日益严重使得各级政府纷纷放下GDP主义，更加注重经济与环境的协调发展。但一些官员在唯GDP的政绩考核制度影响下，认为环境规制导致企业成本提高，进而阻碍地区经济增长。

环境规制真的会阻碍经济增长吗？经济增长的一个重要指标是生产率，许多学者都从环境规制对生产率的影响的视角进行研究。传统学派认为，环境规制加重企业的成本负担，使得企业放弃最优生产决策，从而导致企业生产率的下降。一些学者如Gray（1987）、Jorgenson和Wilcoxen（1990）等通过对美国20世纪70年代的经济萧条进行研究，得出提高环境规制会造成企业生产率下降，并抑制经济的增长。相反，许多学者指出环境规制会促进生产率的提高。张成等（2010）在实证后发现，从长期看，环境规制对全要素生产率的增长有促进作用，从而推动经济增长。吴明琴等（2016）选取了280个重点城市的数据进行考察，得出严格的环境规制对经济发展起到促进作用。吕康娟等（2017）基于中国制造业行业2001-2011年的面板数据，研究后发现提高环境规制强度会促进绿色生产率的提高。此外，还有一些学者认为环境规制与经济发展的关系不确定。李胜兰等（2014）基于中国省际面板数据研究后得出，环境规制对经济增长的影响不显著。王杰和刘斌（2014）实证后发现，环境规制与企业TFP呈“倒N型”关系。靳亚阁等（2016）基于中国2003-2013年280个地级市及以上城市的工业数据，得出环境规制与生产率之间呈“倒U型”关系。

本文可能的贡献在于：（1）将能源消耗和CO₂排放的影响考虑进来，构建了超越对数随机前沿模型对中国30个省区的工业绿色增长效率进行测算。相比于DEA模型，SFA模型测算结果更加精确。这是因为DEA模型构建的非随机生产前沿面将所有的偏差都归于技术无效率。（2）引入核密度估计函数对中国工业绿色增长效率的动态演进进行了考察，而不是像过去的文献仅仅侧重于分析其静态时序变化。（3）参考张江雪等（2015）的环境规制分类，从行政型、市场型和公众参与型三个角度，分别考察了不同环境规制对工业绿色增长效率的影响效果及差异。以往的研究大多忽略了不同环境规制类型产生的不同效果，只是从环境规制强度的单一视角进行研究。（4）以地理邻接矩阵表示工业绿色增长效率和环境规制的空间关联，构建空间杜宾模型对环境规制对工业绿色增长效率的影响以及空间溢出效应进行了研究，使检验结果更加准确。过去的研究大多没有考虑空间性，考虑空间性的也大多使用SLM和SEM模型，无法表现出环境规制对工业绿色增长效率的空间溢出效应。

二、研究设计

（一）测算方法

本文使用超越对数随机前沿模型对我国工业绿色增长效率进行了测算。SFA模型大致可以表达成：

考虑到超越对数生产函数可以更好地研究投入要素之间的相互影响，且函数弹性可变，因此将变量之间的关系表示如下：

由式（2）可以得出工业绿色增长效率。其中，Y代表工业增加值，i（i=1，2…30）代表中国30个省区（不包含西藏地区）。t（t=1，2…15）代表2000-2014共15年。K代表工业企业固定资产净值，L代表工业就业人数，E代表工业所耗费的能源，C代表工业排放的二氧化碳。

（二）变量说明

1.投入指标。（1）资本投入：使用工业固定资产净值近似估算工业资本存量，并使用固定资产价格指数进行平减，基期为2000年。（2）劳动力投入：使用各省年末工业从业人员数代表劳动力投入。（3）能源消耗：使用能源折标系数对原煤、洗精煤、型煤、焦炭、焦炉煤气、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油气、炼厂干气、天然气等13种能源进行统一折算，以万吨标准煤为单位。（4）环境成本：使用工业CO₂排放量来表示。由于统计年鉴中没有CO₂排放量数据，本文采用IPCC（联合国政府间气候变化专门委员会）推荐的方法进行估算如下：

2.产出指标。使用各地区工业增加值代表產出指标。为消除价格因素影响，以2000年为基期价格，使用工业品出厂价格指数进行折算。

3.环境规制。（1）行政型环境规制（AER）：使用各地区污染治理项目年度完成投资衡量行政型环境规制强度。使用GDP指数对其进行价格平减，基期为2000年。（2）市场型环境规制（MER）：使用各地区排污费收入来衡量市场型环境规制强度。同样进行折算。（3）公众参与型环境规制（PER）：使用各地区因环境信访总数来衡量公众参与型环境规制强度。为消除异方差的影响，以上数据均进行对数处理。

4.控制变量。（1）外商直接投资FDI：使用每年人民币汇率的平均价格对FDI进行折算，以FDI占GDP的比重来衡量各地区外商直接投资水平。（2）能源消费结构ESC：使用煤炭消费量占总的能源消费量的比重表示。（3）科技水平TL：使用各地区专利申请受理量表示各地区科技水平。以上数据均进行对数处理。

（三）Kernel密度估计

核密度估计是一种重要的非参数检验方法，被广泛应用于考察不均衡分布。通过对随机变量的概率密度进行估计，使用连续的密度曲线来表示分布形态。将随机变量x的密度函数定义为f（x）。由于此密度函数未知，因此需要通过样本来进行估计。样本的经验分布函数如式（4）所示：

（四）空间相关性检验

本文使用M0ran's I指数检验工业绿色增长效率是否具有空间相关性。具体见式（5）：

式（5）中，Y_i和Y_j分别表示i区域和j区域的观测值。n为地区总数。W_ij为空间权重矩阵，表示空间对象的相互临近关系。两个区域若相邻，则取值为1，若不相邻，则取值为0。全局Moran's I值区间为[-1，1]，如果M0ran's I值在0.05水平上显著，则说明观测值拥有显著的空间自相关性，也就是说，相邻地区具有集聚趋势。

（五）空间计量模型设定

根据不同的空间交互效应，空间计量模型可分为空间滞后模型、空间误差模型以及空间Durbin模型m。

（1）空间滞后模型（SLM）：

（3）空间杜宾模型（SDM）：

如果存在空间滞后项，使用点估计方法检验空间溢出效应容易造成偏误，因此应通过微积分方程检验变量的直接效应和间接效应，来表示解释变量对本地区和相邻地区的平均影响。使用第k个解释变量对式（8）求导，得到下面的偏微分矩阵：

根据式（9），当一个地区的解释变量变动时，该地区和相邻地区的被解释变量也会随之变动。在偏微分矩阵中，对角线元素的平均值代表直接效应，非对角线的平均值代表间接效应。直接效应和间接效应之和为总效应。

（六）数据来源

本文的相关数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》《中国环境年鉴》。为统一口径，本文最终选取了除西藏外30个省区的数据进行分析。

三、工业绿色增长效率测算与变化特征

（一）工业绿色增长效率的静态时序变化

本文使用我国30个省区的工业投入产出面板数据，使用超对数随机前沿模型对工业绿色增长效率进行了测算。我国30个省区2000-2014年期间的省际工业绿色增长效率如表1所示。

从各省工业绿色增长效率的平均水平来看，排在前五位的省份依次是广东、江苏、上海、浙江、山东，其工业绿色增长效率均值都超过了0.7；排在倒数后五位的省份则是宁夏、青海、甘肃、新疆、贵州，其工业绿色增长效率均值都没有超过0.2。可以得出，中国各省工业绿色增长效率的均值水平表现出明显的地域差异性，工业绿色增长效率较高的省份聚集在我国经济比较发达的东部，工业绿色增长效率较低的省份则聚集在我国经济比较落后的西部地区。

与基期（2000年）相比较，各省区工业绿色增长效率在考察样本期末（2014年）均实现了增长。其中，宁夏、青海、甘肃、新疆、贵州等增长幅度较高，累计增幅均超过150%，但也有不少省份屬于平稳上升，如广东、江苏、上海等地，累计涨幅均不超过15%。从考察期内各省区工业绿色增长效率的演变趋势来看，四大区域均为上升趋势。其中，西部地区增幅最大，上升较为迅猛；东部地区增幅最小，上升较为平稳。

（二）工业绿色增长效率的动态演进

为了更加细致、直观地描绘出我国工业绿色增长效率的动态演进及分布特征，下面运用核密度估计方法分析其动态变化。选取2000年、2005年、2010年、2014年4个年度作为考察剖面。图1为工业绿色增长效率的核密度曲线。

由图1可知：第一，样本考察期内，密度分布曲线整体上表现出明显的向右平移的趋势，这反映出我国各省份工业绿色增长效率处于增长趋势；第二，波峰先降低又增长，变化幅度不大，说明工业绿色增长效率的地区差距在样本考察期内变化较小；第三，从曲线的形状来看，我国2000-2014年各省份的工业绿色增长效率明显表现出双峰趋同，表明部分省份的工业绿色增长效率在较高的水平上集中，另一部分的工业绿色增长效率在较低的水平上集中。

（三）工业绿色增长效率的空间相关性检验

是否应该在研究环境规制对工业绿色增长效率的影响时引入空间效应，取决于我国工业绿色增长效率在地理空间上是否存在依赖性和相关性。因此本文使用Moran's I指数来检验其空间分布是否存在相关性。利用Geoda软件计算了历年中国工业绿色增长效率的全局Moran'I值，样本期内的变动趋势如图2所示。

由图2可知，Moran3值位于[0.468，0.485]之间，并且均在1%的水平上通过了显著性检验。这表明中国工业绿色增长效率存在显著的空间正相关性。

四、空间计量分析

检验得出，Wald检验空间滞后的值为47.65，Wald检验空间误差的值为51.23。LR检验空间滞后的值为29.82，LR检验空间误差的值为21.67。而以上统计量的概率均低于1%的显著性水平，说明工业绿色增长效率模型的空间依赖性既存在空间误差形式，也存在空间滞后形式。因此，本文选择SDM模型作为分析模型。Hausman检验的统计量为326.28，Prob>chi²=0.0000，所以选择固定效应模型。

空间计量估计结果如表2所示。SDM模型的Log-L相对来说更大，并且Adj-R²最大，说明SDM模型的拟合度最好。从表2中三种模型回归结果来看，一个地区工业绿色增长效率的大小既受本地区环境规制政策调整的影响，也受相邻地区环境规制政策调整的影响。在SDM模型下，三种环境规制对工业绿色增长效率的影响的显著性明显不如SLM和SEM模型。其原因是SLM和SEM模型没有将环境规制对工业绿色增长效率的空间溢出效应考虑进来。而估计结果中，被解释变量PTE的空间之后系数p显著为正，说明我国相邻省份间的工业绿色增长效率呈正向外溢效应。

下面来看SDM模型中解释变量和其空间滞后项的回归系数，行政型环境规制的回归系数在5%的水平上显著为负，市场型环境规制在10%的水平上显著为负，公众参与型环境在1%的水平上显著为正，但是数值较小。三种环境规制的空间滞后项均在1%的水平上显著。根据Lesage和Pace（2009），AER、MER、PER的回归系数无法直接来解释环境规制对工业绿色增长效率的影响以及空间溢出效应。因此，我们对环境规制以及各个控制变量的效应进行分解，结果如表3所示。

行政型环境规制对工业绿色增长效率的直接效应显著为负，说明本省的行政型环境规制对本省的工业绿色增长效率具有抑制作用。一方面，行政型环境规制具有强制性，普遍采取“一刀切”的方式，没有将企业节能减排能力的异质性考虑进来，所有企业必须接受。为了达到规定的排放标准，企业不得不加大排污设备的投入，甚至可能关闭污染严重的项目，这样便会造成企业成本的上升，从而导致效率下降。另一方面，行政干预容易引发寻租行为，从而严重影响资源的合理配置，造成工业绿色增长效率的下滑。

行政型环境规制的间接效应同样显著为负，表明相邻地区的行政型环境规制对本省的工业绿色增长效率起着负面作用。近年来，在基于地方经济绩效的“政治晋升”机制的激励下，各地方政府纷纷采取地方保护主义、市场分割等手段阻碍各种生产要素的交流，影响了相邻地区先进生产技术的引进，钳制了工业绿色增长效率的正向溢出效应。此外，很多发达地区在进行产业转移时，地方政府会安排一些本省其他城市进行定点对接。这些城市为了经济发展，会争先降低环境规制强度以吸引被淘汰的污染产业。而对于欠发达地区来说，也只能跟随着降低环境规制强度，吸收一些污染严重的产业，由此导致了地区间的竞次行为。

市场型环境规制对工业绿色增长效率的溢出效应显著为正，均值为1.4316，是其直接效应的572.87%。即一个地区的市场型环境规制强度每提高1%，则相邻地区和本地区之间的工业绿色增长效率的变化比为1：-0.18。说明一个地区在提高市场型环境规制强度时，将对相邻地区产生很大的正向溢出效应，而对本地区产生不利影响。分析其原因，一个地区的市场型环境规制强度提高时，就本地区来说，排污费的提高一方面会刺激企业加大技术创新的投入，对效率产生积极的促进作用；另一方面会使得本地区的部分企业迫于过高的排污费而选择迁出，对效率产出负面作用。一正一反的作用相抵消，目前来看，负面作用更大一些。而就相邻地区而言，在接收部分企业的同时，也会吸收一些先进的技术，从而促进工业绿色增长效率的提高。

市场型环境规制的总效应显著为正，均值为1.1817。说明市场型环境规制总体上对工业绿色增长效率起到了很大的促进作用。但是直接效应与间接效应方向的不同也预示着中央和地方政府在对待市场型环境规制时会有不同的态度。地方政府主要考虑的是能否给本地区带来直接“好处”，即市场型环境规制的直接效应。所以地方政府很可能不会增强市场型环境规制强度。而中央政府则是从全局考虑，关注的是市场型环境规制的总效应和间接效应，会支持增强市场型环境规制强度。

公众参与型环境规制的直接效应和间接效应均显著为正，说明一个地区公众参与型环境规制强度的提高，不仅对本地区的工业绿色增长效率起到积极作用，对相邻地区也会有正向的溢出效应。但是其影响系数非常小，直接效应和间接效应的均值分别为0.0001和0.0002。表明我国公众的环保参与意识比较淡薄，公民大多是自身受到影響后才会上访，缺乏主动性。更进一步说明我国政府环境信息公开不透明，公众参与环境规制的渠道不畅通，对公众的环境教育不到位等问题。

五、结论与政策建议

本文构建了超越对数SFA模型测算了我国30个省区在2000-2014年的工业绿色增长效率并使用核密度估计研究了其动态特征。结果发现：我国大部分地区工业绿色增长效率表现出不断提升的趋势，我国各省份的工业绿色增长效率呈现出明显的两极分化趋势。在此基础上，借助SDM空间计量模型以及其空间效应分解方法，从行政型、市场型、公众参与型三个维度分析了环境规制对工业绿色增长效率的作用机制。研究得出结论：在样本考察期内，工业绿色增长效率呈现出显著的空间外溢效应。行政型环境规制的直接效应和间接效应均显著为负；市场型环境规制的直接效应显著为负，间接效应显著为正；公众参与型环境规制的直接效应和间接效应均显著为正，但是系数较小。

研究结论对如何合理地运用各种环境规制工具以推动工业绿色增长效率的提高提供了政策启示。当前我国的环境规制现状是“命令一控制型为主，市场激励型为辅”。环境规制是一个系统性工程，需要政府部门构建一个行政型、市场型、公众参与型“三维一体”的全方位环境规制体系，并且要对环境规制工具不断创新，以期三种环境规制取长补短，优势互补，最大程度地发挥各种类型环境规制工具的作用。

第一，合理运用行政型环境规制工具，推进区域一体化进程。首先，由于不同区域的经济形态不同，政策的适用性并不一致，因此在制定具体的行政型环境规制政策时，应避免“一刀切”，地方政府应当根据各地区工业的不同特点，制定相应的行政型环境规制。其次，应引人多目标的绩效考核机制，使各地方政府不再专注于发展经济而忽略环境。再次，还要努力推动区域合作发展，实现利益共享，消除各种贸易壁垒、市场壁垒，为资金、人才和技术等要素在不同地区间的流动扫清障碍。最后，还应加大对行政管制的监管力度，确保环保类投资合规、高效的使用，杜绝寻租行为的发生。

第二，完善市场型环境规制工具，建立环境补偿机制。推动环保税替代排污费，增强市场型环境规制强度，以倒逼淘汰落后产能。还应积极向西方发达国家学习，根据我国国情不断丰富市场型环境规制工具。针对中央政府和地方政府对市场型环境规制的不同态度，为了防止地区间出现环境竞次行为，应建立适当的环境补偿机制，并对补偿的标准做出明确规定，对地区间的环境补偿进行积极的协调。

第三，加强政府监督，发挥公众参与型环境规制作用。为了让社会公众意识到环境保护的重要性，必须加大环保的宣传力度。有关部门也应尽快完善立法，为公民行使知情权和监督权提供法律保障。政府应通过媒体及时地将有关环境建设项目公布，使用座谈会、听证会、问卷调查等方式充分听取公众的意见，最大程度地发挥公众参与型环境规制的作用。

（责任编辑：卢君）