工業(yè)部門經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度——基于傳統(tǒng)收斂和關(guān)系收斂的視角

張　成，王建科，蔡萬煥

（1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京210023；2.清華大學(xué)馬克思主義學(xué)院，北京100084）

工業(yè)部門經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度——基于傳統(tǒng)收斂和關(guān)系收斂的視角

張成1，王建科1，蔡萬煥2

（1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京210023；2.清華大學(xué)馬克思主義學(xué)院，北京100084）

摘要：科學(xué)發(fā)展不僅強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)的快速增長，更對地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善提出了更高的要求。我國工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的收斂趨勢強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)增長，且前者存在著典型的東中西俱樂部收斂特征，而后者則僅存在著顯著的條件β收斂趨勢；欠發(fā)達(dá)省份在整體上縮小和模范省在經(jīng)濟(jì)水平上的差距時(shí)，也在不斷縮小其與模范省在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的差距，但各欠發(fā)達(dá)省份的具體收斂情況差異較大，特別是西北、華中、黑龍江、貴州和廣西地區(qū)的弱收斂態(tài)勢尚有待進(jìn)一步加強(qiáng)。適當(dāng)縮小省份間在經(jīng)濟(jì)水平上的差距固然重要，但為了保證這種縮小是建立在可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)上，需要政府立足于環(huán)境規(guī)制政策的優(yōu)化改進(jìn)，保障能夠激發(fā)出更多的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)既要經(jīng)濟(jì)有增長又要環(huán)境改善的“雙贏”格局。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；傳統(tǒng)收斂；關(guān)系收斂：工業(yè)部門

一、問題提出

國內(nèi)外學(xué)者曾一度以為，經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制之間會呈現(xiàn)“兩難”格局，這一結(jié)論的邏輯起點(diǎn)是：從靜態(tài)的角度出發(fā)，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制必將提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，從而降低企業(yè)的勞動生產(chǎn)率，并削弱企業(yè)的市場競爭力。［1］但該觀點(diǎn)受到了Porter等學(xué)者的質(zhì)疑，他們從動態(tài)角度出發(fā)，認(rèn)為合理的環(huán)境規(guī)制能激發(fā)出企業(yè)的“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)，從而不僅能抵消被規(guī)制企業(yè)的“遵循成本”，還能提高它的勞動生產(chǎn)率和國際競爭力。［2］這就是著名的“波特假說”。這一假說的提出，讓人們認(rèn)識到在“經(jīng)濟(jì)增長”和“環(huán)境規(guī)制”之間并不一定會呈現(xiàn)互相矛盾的“兩難”格局，兩者之間具備實(shí)現(xiàn)“雙贏”格局的可能性。這一發(fā)現(xiàn)，引發(fā)了國內(nèi)外學(xué)者的普遍關(guān)注。圍繞“經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境”這一主題，學(xué)者們從不同的研究視角出發(fā)，運(yùn)用不同的分析方法和研究樣本展開了廣泛研究。概括地來看，學(xué)者們的研究主要遵循以下四條研究主線：一是直接研究全要素環(huán)境（或能源）效率［3］和環(huán)境治理投資效率的水平［4］［5］；二是分析環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步［6］、治污技術(shù)進(jìn)步［7］、全要素生產(chǎn)率［8］和經(jīng)濟(jì)增長［9］的影響；三是采用環(huán)境庫茲涅茨曲線方法［10］、脫鉤指數(shù)方法［11］研究環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系；四是運(yùn)用收斂分析方法研究污染物排放的收斂情況［12］、全要素環(huán)境（或能源）效率的收斂趨勢［13］、經(jīng)濟(jì)增長與能源強(qiáng)度之間差異的關(guān)系收斂問題［14］。

雖然學(xué)者們的觀點(diǎn)并不完全一致，但他們普遍認(rèn)同的是，我國正處于生態(tài)環(huán)境先天不足、后天失調(diào)的境地，特別是加速實(shí)現(xiàn)工業(yè)化、城市化帶來的多重壓力，造成我國在尚未達(dá)到環(huán)境庫茲涅茨曲線理論拐點(diǎn)的歷史階段，就不可避免地排放出大量的污染物。［10］無論是每年約占GDP5.8%的環(huán)境污染損失，抑或2014年世界環(huán)境績效第118席的低位排名，都顯示我國正瀕臨環(huán)境承載的“閾值”。因此，進(jìn)一步加強(qiáng)我國環(huán)境保護(hù)和規(guī)制已經(jīng)迫在眉睫。

定稿日期：2014－05－17

在建設(shè)環(huán)境友好型社會目標(biāo)指引下，中國發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)成為大勢所趨。而如何科學(xué)有效地設(shè)定環(huán)境規(guī)制目標(biāo)、策略和環(huán)境考核標(biāo)準(zhǔn)，是與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的收斂規(guī)律密切相關(guān)的，但現(xiàn)有文獻(xiàn)中未見有學(xué)者研究過環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的收斂問題。實(shí)際上，從經(jīng)濟(jì)理論上來看，在初始階段，環(huán)境治理的較少投入就能帶來環(huán)境績效水平的顯著提升，但隨著治理的深入，經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求的制約、污染治理技術(shù)的匱乏、規(guī)制管理水平的落后等對環(huán)境規(guī)制形成了阻礙，迫使環(huán)境治理的邊際成本不斷上升，邊際效用不斷下降。最終，各省份環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會呈現(xiàn)出一定的趨同性。那么在現(xiàn)實(shí)中，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度是否會呈現(xiàn)顯著的收斂趨勢呢？更重要的是，在當(dāng)前的省域競爭模式下，欠發(fā)達(dá)省份在不斷地學(xué)習(xí)和模仿先進(jìn)省份以縮小與先進(jìn)省份在經(jīng)濟(jì)水平上的差距時(shí)，是否也在逐步縮小其與先進(jìn)省份在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的差距呢？

本文擬采用中國省際工業(yè)部門面板數(shù)據(jù)，在使用傳統(tǒng)收斂技術(shù)分析經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度收斂趨勢的基礎(chǔ)上，構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度之間差異的關(guān)系收斂模型以研究兩者之間的動態(tài)關(guān)系。本文的創(chuàng)新之處在于將收斂分析方法引入到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度問題上，從而在理論上有利于我們更全面和更深刻地認(rèn)識經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的動態(tài)變化趨勢，在實(shí)踐上則能為我國制定科學(xué)的環(huán)境規(guī)制政策提供參考。

二、驗(yàn)證方法和數(shù)據(jù)說明

（一）驗(yàn)證方法

1.傳統(tǒng)收斂模型

傳統(tǒng)的收斂性概念主要有：σ收斂、絕對β收斂和條件β收斂。［15］其中，σ收斂主要是指截面上人均收入的變異系數(shù)是否隨著時(shí)間的推移出現(xiàn)下降的現(xiàn)象；絕對β收斂則表示在資本邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的作用下，欠發(fā)達(dá)地區(qū)會比發(fā)達(dá)地區(qū)擁有更快的增長率，從而使得欠發(fā)達(dá)地區(qū)的人均收入水平向發(fā)達(dá)地區(qū)收斂；但是，現(xiàn)實(shí)中各個經(jīng)濟(jì)體的技術(shù)偏好、制度安排等因素存在差異，使得不同地區(qū)的穩(wěn)態(tài)水平不盡相同，這也就是條件β收斂的蘊(yùn)意所在。β收斂是σ收斂的必要非充分條件，即區(qū)域間如果存在σ收斂則必然存在β收斂，反過來則不是必然成立。借鑒已有文獻(xiàn)在分析經(jīng)濟(jì)增長時(shí)設(shè)定的收斂模型，我們將其應(yīng)用到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的分析上。相關(guān)收斂模型設(shè)定如下：

（1）σ收斂。衡量σ收斂的方法有多種，比較常用的是基尼系數(shù)、變異系數(shù)和泰爾指數(shù)等。本文采用變異系數(shù)作為衡量σ收斂的方法，其計(jì)算方法為研究對象標(biāo)準(zhǔn)差與平均數(shù)的比值。若變異系數(shù)趨于下降，則表明存在σ收斂，否則則反之。

（2）β收斂。根據(jù)Miller和Upadhyay使用的方法［15］，我們將絕對β收斂和條件β收斂的回歸模型設(shè)定如下：

式（1）和式（2）分別為驗(yàn)證我國各省工業(yè)部門勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度是否存在絕對β收斂的回歸模型。其中，LnYi，t和LnYi，t＋T分別是第i省的工業(yè)部門在第t和t＋T年的勞均GDP的對數(shù)值；LnRit和LnRi，t＋T分別是第i省的工業(yè)部門在第t和t＋T年的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的對數(shù)值；α1和α2為常數(shù)項(xiàng)，β1和β2為擬合系數(shù)，φi，t＋T和φi，t＋T為隨即誤差項(xiàng)。這兩式中的β值若小于0，則說明存在絕對β收斂。

現(xiàn)有研究一般采用Panel Data固定效應(yīng)模型來檢驗(yàn)條件β收斂，并加入一些控制變量以反映不同地區(qū)特征。［12］Miller曾指出，若固定效應(yīng)已經(jīng)能夠抓住個體間的異質(zhì)性因素，額外控制變量的添加是不必要的。［16］因此，我們在進(jìn)行條件β收斂的驗(yàn)證分析時(shí)，將在式（1）和式（2）中加入個體和時(shí)間效應(yīng)并進(jìn)行控制，若能夠得到收斂趨勢，則不添加其他的控制變量。

2.勞均GDP差異和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異的關(guān)系收斂模型

如果欠發(fā)達(dá)地區(qū)工業(yè)部門的勞均GDP具備向發(fā)達(dá)地區(qū)收斂的趨勢，兩地區(qū)在勞均GDP上的差距將不斷縮小。但是，欠發(fā)達(dá)地區(qū)提升經(jīng)濟(jì)增長的過程是建立在保護(hù)環(huán)境的基礎(chǔ)之上，還是走犧牲環(huán)境換增長的道路，是兩種截然不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。前者意味著欠發(fā)達(dá)地區(qū)在逐漸縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)在勞均GDP上的差距時(shí)，也在逐步縮小其與發(fā)達(dá)地區(qū)在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的差距，這是可持續(xù)的發(fā)展模式。后者意味著雖然在勞均GDP上，欠發(fā)達(dá)地區(qū)縮小了其與發(fā)達(dá)地區(qū)之間的差距，但并未把保護(hù)環(huán)境放到應(yīng)有的重視高度，未能有效實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境保護(hù)的“雙贏”。因此，我們假設(shè)欠發(fā)達(dá)地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的差異是兩地區(qū)勞均GDP差異的函數(shù)，借鑒Markandya等和齊紹洲、李鍇等學(xué)者在構(gòu)建能源強(qiáng)度差異和經(jīng)濟(jì)增長差異之間的模型分析方法，［14］［17］構(gòu)建下述模型：

這里的Yht為發(fā)達(dá)地區(qū)工業(yè)部門在第t年的平均勞均GDP，Yit為欠發(fā)達(dá)地區(qū)第i個省份的工業(yè)部門在第t年的勞均GDP；Rht為發(fā)達(dá)地區(qū)工業(yè)部門在第t年的平均環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；Rit為欠發(fā)達(dá)地區(qū)第i個省份的工業(yè)部門在第t年的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，而R*it則是包含了時(shí)滯影響的該指標(biāo)；另外，A為常數(shù)，η為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異變化程度對于勞均GDP差異變化程度的彈性系數(shù)，μ為時(shí)滯調(diào)整因子，δit為隨即誤差項(xiàng)。對式（3）和式（4）取自然對數(shù)并整理，可得：

式（5）展示了不同地區(qū)間的工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異和勞均GDP差異的收斂關(guān)系。若η大于0，表示欠發(fā)達(dá)地區(qū)省份的工業(yè)部門在勞均GDP上和發(fā)達(dá)地區(qū)之間的差距每縮小1%，會引起兩者在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的差距呈現(xiàn)收斂趨勢，具體的降低幅度為η%；若η小于0，表示隨著兩者在勞均GDP上的差距每縮小1%，會使兩者在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的差距呈現(xiàn)發(fā)散趨勢，具體的發(fā)散幅度為η%。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文以中國29個省份（受數(shù)據(jù)所限，剔除了對西藏、青海、香港、澳門和臺灣地區(qū)的考慮）工業(yè)部門2003～2011年（因COD的相關(guān)數(shù)據(jù)起始于2003年）的面板數(shù)據(jù)為實(shí)證研究樣本。所用數(shù)據(jù)是根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》整理和計(jì)算而得。

我們選取各省份工業(yè)部門的勞均GDP作為度量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，該指標(biāo)是用各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值除以全部從業(yè)人員年平均數(shù)而獲得。其中，工業(yè)總產(chǎn)值根據(jù)各省份工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)調(diào)整至2000年價(jià)格水平。至于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變量，選取的原則是應(yīng)能被直接觀察且與一地環(huán)境規(guī)制水平密切相關(guān)的。參照以往文獻(xiàn)的做法，可供選擇的指標(biāo)通常包含各種代表性污染物排放量（或達(dá)標(biāo)率）。［18］［19］并且，考慮到環(huán)境規(guī)制的目的并不是一味地降低污染物排放量，對于尚處于中等收入水平的我國而言，經(jīng)濟(jì)增長仍是第一要務(wù)，提高單位污染物排放的產(chǎn)出水平，是現(xiàn)階段我國環(huán)境規(guī)制的重要著力點(diǎn)。因此，我們主要基于SO2和COD的相關(guān)數(shù)據(jù)（鑒于它們在政府環(huán)保工作中的重要地位）以及GDP數(shù)據(jù)來構(gòu)建環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)。具體的構(gòu)建步驟是：（1）首先計(jì)算出工業(yè)部門單位SO2排放的GDP值、單位COD排放的GDP值、SO2的排放達(dá)標(biāo)率和COD的排放達(dá)標(biāo)率四個指標(biāo)；（2）運(yùn)用主成份分析法將這些指標(biāo)綜合成一個高度概括的新指標(biāo)；（3）因該新指標(biāo)的部分值為負(fù)，我們將該新指標(biāo)的所有值全部加上最小值的絕對值，來進(jìn)行正值化處理，從而得到本文所需的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)。

三、經(jīng)驗(yàn)分析

（一）σ收斂分析

圖1顯示了全國組和東中西三個分組工業(yè)部門在勞均GDP上的σ收斂情況。從總體趨勢上來看，全國組和東中西三個分組在勞均GDP上的變異系數(shù)均未出現(xiàn)明顯縮小趨勢，可以判斷出在該指標(biāo)上不存在σ收斂。不過，進(jìn)一步考察它們的趨勢變化，發(fā)現(xiàn)全國組和東部地區(qū)呈現(xiàn)“W”型弱發(fā)散趨勢，中部呈現(xiàn)“√”型弱發(fā)散趨勢，西部則呈現(xiàn)“M”型弱發(fā)散趨勢。同時(shí)，關(guān)注到全國組的變異系數(shù)高于三個分組，說明三個分組間的差距較為顯著，這和我國地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)格局較為吻合。

圖1　勞均GDP的變異系數(shù)圖

圖2　環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變異系數(shù)圖

接著，我們考察了全國組和東中西三個分組工業(yè)部門在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的收斂情況（見圖2）。發(fā)現(xiàn)在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)上，全國組和東部均呈現(xiàn)“√”型強(qiáng)發(fā)散趨勢；中部和西部則呈現(xiàn)強(qiáng)收斂趨勢，前者的變化趨勢類似于倒“√”型，后者則呈現(xiàn)高低震蕩下降趨勢。除2003年和2004年外，全國組的變異系數(shù)均高于三個分組，也說明了地區(qū)間在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的差距較為顯著（全國和東中西的環(huán)境規(guī)制水平均值分別為2.36、3.56、1.82和1.47），且整體呈現(xiàn)東高西低的變化趨勢。

（二）β收斂分析

表1報(bào)告了絕對β收斂和條件β收斂的估計(jì)結(jié)果。在估計(jì)絕對β收斂時(shí)，設(shè)定Yit和Rit分別為各省份2003～2004年勞均GDP的年平均值和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的年平均值，則Yi，t＋T和Ri，t＋T為2010～2011年的年平均值，兩個時(shí)間段相隔7年，因此取T為7。并根據(jù)模型（1）和（2）進(jìn)行擬合，從而得到全國組和東中西工業(yè)部門在勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的絕對β收斂情況。

在勞均GDP上，全國組和東部、西部的初始條件變量LnY系數(shù)為負(fù)，表明初始勞均GDP較高的省份，經(jīng)濟(jì)增長速度會相對較慢，說明初始經(jīng)濟(jì)水平和增長速度之間具備負(fù)相關(guān)關(guān)系，但這一關(guān)系在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著。中部的初始條件變量LnY系數(shù)為正，表明該組的初始經(jīng)濟(jì)水平和增長速度之間具備正相關(guān)關(guān)系，但該發(fā)散趨勢在統(tǒng)計(jì)意義上亦不顯著。

從環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的絕對β收斂分析結(jié)果來看，全國組和中部、西部的初始條件變量LnR系數(shù)均為負(fù)，表明初始環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較高的省份，規(guī)制水平的提高速度會相對較慢，從而體現(xiàn)了初始規(guī)制水平和增長速度的負(fù)相關(guān)關(guān)系，同時(shí)，該收斂趨勢得到了t值和F值的顯著支持。至于東部地區(qū)則在環(huán)境強(qiáng)度變量上呈現(xiàn)了在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著的發(fā)散趨勢。

我們還采用了面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型來檢驗(yàn)各省份工業(yè)部門的勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度是否存在條件β收斂。在擬合時(shí)，我們根據(jù)Hausman檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)結(jié)果，同時(shí)采用個體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。可以看出，全國和東中西工業(yè)部門在勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的條件β收斂最終回歸結(jié)果均顯著地為負(fù)，表明我國整體和分組均存在條件β收斂的特征，意味著全國組和三個分組工業(yè)部門的勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度正朝著各自的穩(wěn)態(tài)趨近。在勞均GDP指標(biāo)的條件β收斂速度上，東部最快，中部居中，西部最慢；而在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的條件β收斂速度上，三個分組由快至慢依次為：中部、東部和西部。根據(jù)條件β收斂的報(bào)告結(jié)果，僅采取個體和時(shí)間雙固定的回歸形式就已經(jīng)能夠反映地區(qū)間的異質(zhì)性因素并得到收斂趨勢，故不再添加其他控制變量。

通過綜合分析勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的絕對β收斂和條件β收斂結(jié)果，可以看出，在勞均GDP指標(biāo)上，我國無論是全國還是分地區(qū)都不存在顯著的絕對β收斂，但存在顯著的條件β收斂，說明我國并沒有向一個共同的勞均GDP水平上收斂，而是由于生產(chǎn)技術(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏好等原因分別趨向各自的穩(wěn)態(tài)水平。在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)上，東部地區(qū)不存在顯著的絕對β收斂，但存在顯著的條件β收斂，從而體現(xiàn)了治污技術(shù)水平、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等因素對收斂狀態(tài)引致的異質(zhì)性擾動。中部和西部地區(qū)同時(shí)存在顯著的絕對β收斂和條件β收斂，說明強(qiáng)勢的收斂趨勢足以克服地區(qū)間異質(zhì)性因素帶來的擾動，導(dǎo)致他們在向著各地區(qū)共同的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度水平上收斂?？赡苷怯捎谥胁亢臀鞑康氖諗口厔葸^于強(qiáng)勢，導(dǎo)致全國整體上也呈現(xiàn)顯著的絕對β收斂和條件β收斂趨勢。

表1　勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的β收斂檢驗(yàn)

（三）勞均GDP差異和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異的關(guān)系收斂分析

一般認(rèn)為，隨著勞均GDP的不斷提高，政府和企業(yè)對環(huán)境規(guī)制的意識也會相應(yīng)逐漸提高。［20］但是，問題在于GDP的增長有多種模式，集約型和粗放型的經(jīng)濟(jì)增長方式顯然會引致不同的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。若將環(huán)境質(zhì)量納入政府績效考核中去，能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制雙優(yōu)的模范省，必將成為其他省份學(xué)習(xí)、模仿和力圖超越的對象。由于北京、上海和天津在勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)上均領(lǐng)先于其他省份，因此，我們將在第t年的相應(yīng)變量的平均值作為Yht和Rht，來構(gòu)成模范省的相關(guān)數(shù)據(jù)，并研究其他追趕省份不斷縮小其與模范省在勞均GDP上差距時(shí)，對于環(huán)境規(guī)制上的重視強(qiáng)度是否會同比例收斂。

在擬合時(shí)，我們也通過Hausman檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)結(jié)果來選擇采取何種效應(yīng)，結(jié)果顯示，同時(shí)采用個體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)是較優(yōu)的。同時(shí)，考慮到各省份之間存在較大差異，本文希望截距項(xiàng)能夠反映一定的個體特征，因此我們采用變截距模型。相應(yīng)回歸結(jié)果見表2?？梢钥闯?，μ、μη和μLnA值均通過了t檢驗(yàn)，且模型整體解釋力較強(qiáng)。用μη除以μ，可以得到總體的η值（1.190）大于0，說明追趕組工業(yè)部門在勞均GDP上和模范省之間的差距每縮小1%，會引起兩者在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的差距收斂1.190%，略快于追趕組在勞均GDP上向模范省的收斂速度。這表明追趕組隨著時(shí)間推移不僅在縮小和模范省在勞均GDP上的差距，而且實(shí)現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加速趨近。

表2　勞均GDP差異和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異的關(guān)系收斂檢驗(yàn)

由于追趕組內(nèi)部省份之間存在較大的差異性，有必要通過考察變截距效應(yīng)來分析相應(yīng)的個體效應(yīng)，然后求出追趕組各省份的η值。計(jì)算步驟為：首先用μLnA除以μ可以得出LnA為－1.650，然后用μη除以各省份的截距（μLnA和各省份個體效應(yīng)之和）之后，再乘以LnA，從而得到追趕組各省份的μ值。結(jié)果顯示（見表2），在追趕組的26個省份中，所有省份的η值均大于0，實(shí)現(xiàn)了收斂。至于收斂的程度，結(jié)合前文的驗(yàn)證方法，我們設(shè)定：若η值在（0，1）之間屬于弱收斂；若η值位于（1，2）則屬于較強(qiáng)收斂；若η值超出2以上，視為強(qiáng)收斂。從中可以看出，我國工業(yè)部門經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異的關(guān)系收斂程度呈現(xiàn)西、中、東依次遞增的格局。東部沿海6?。êＤ稀⒔K、山東、廣東、浙江、福建）依托改革開放的戰(zhàn)略優(yōu)勢，經(jīng)濟(jì)實(shí)力明顯高于其他省份。而在競相追逐經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，這些省份在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上與模范省份的差距縮減得很快，這主要得益于現(xiàn)階段東部沿海省份正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵期，高污染高能耗產(chǎn)業(yè)逐步被淘汰，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、先進(jìn)制造業(yè)、服務(wù)業(yè)得到快速發(fā)展。西北地區(qū)（陜西、甘肅、寧夏、新疆）和西南部分地區(qū)（廣西、貴州）經(jīng)濟(jì)較為落后，現(xiàn)階段在努力追趕經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差距雖有所降低，但收斂強(qiáng)度較弱。相似的情況也出現(xiàn)在山西、黑龍江兩個資源大省上，如何較早實(shí)現(xiàn)資源集約式發(fā)展是它們亟需解決的問題。其他呈現(xiàn)較強(qiáng)收斂的地區(qū)集中在中部。這些地區(qū)雖承接了一部分東部地區(qū)高污染企業(yè)轉(zhuǎn)移，但也在努力探索低能耗、低污染的可持續(xù)發(fā)展道路。

四、結(jié)論與政策建議

本文以我國工業(yè)部門2003～2011年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，首先考察了勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的σ收斂、絕對β收斂和條件β收斂情況，然后考察了勞均GDP差異和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異的關(guān)系收斂趨勢，得到以下結(jié)論：（1）通過σ收斂分析發(fā)現(xiàn)，在勞均GDP指標(biāo)上，全國組和東中西分組均不存在σ收斂；在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)上，中部和西部存在σ收斂，但全國和東部不存在σ收斂；在兩個變量上，全國組的變異系數(shù)均大于三個分組值，這是由東中西顯著的組間差距引致的。（2）通過絕對β收斂和條件β收斂分析，我們認(rèn)為在勞均GDP指標(biāo)上，我國無論是全國還是分組都不存在顯著的絕對β收斂，但存在顯著的條件β收斂；在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)上，東部地區(qū)不存在顯著的絕對β收斂但存在顯著的條件β收斂，中部和西部地區(qū)同時(shí)存在顯著的絕對β收斂和條件β收斂。在每個指標(biāo)上，同時(shí)存在絕對β收斂和條件β收斂的分組，說明它們存在著一定的俱樂部收斂特征，而僅存在條件β收斂的分組，則說明它們不存在一致的俱樂部收斂趨勢，而是由于生產(chǎn)技術(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏好、治污技術(shù)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等異質(zhì)性因素分別趨向于各自的穩(wěn)態(tài)水平。（3）勞均GDP差異和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異的關(guān)系收斂檢驗(yàn)結(jié)果顯示：追趕組整體上在縮小和模范省在勞均GDP上的差距時(shí)，也在不斷縮小其與模范省在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上的差距，且后者的收斂速度略快于前者的收斂速度。至于追趕組各省份具體情況則形態(tài)各異，其中，東部沿海6省呈現(xiàn)了強(qiáng)收斂，西北、西南部分地區(qū)以及山西、黑龍江等省份的收斂強(qiáng)度較弱，其余省份表現(xiàn)出較強(qiáng)收斂態(tài)勢。

通過以上分析，我們知道全國和各地區(qū)在勞均GDP和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上存在較大的差異性，特別是追趕組在縮小其與模范省在勞均GDP上的差距時(shí)，對于環(huán)境規(guī)制和保護(hù)的提高速度卻并不一致。基于可持續(xù)發(fā)展的視角，北京、上海和天津在經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境保護(hù)上的“雙贏”格局為全國樹立了典范，并對追趕組的不同省份蘊(yùn)含著不同的政策建議：對在關(guān)系收斂模型中實(shí)現(xiàn)了強(qiáng)收斂的6個東部沿海省份，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)保持追求經(jīng)濟(jì)增長途徑中的環(huán)境保護(hù)力度。但對僅實(shí)現(xiàn)弱收斂的8個省份，特別是山西、黑龍江這兩個資源大省應(yīng)當(dāng)在未來的發(fā)展中既要經(jīng)濟(jì)有增長又要環(huán)境同比例改善，這種“雙贏”格局的實(shí)現(xiàn)應(yīng)當(dāng)建立在合理的環(huán)境規(guī)制政策上，刺激企業(yè)進(jìn)行治污技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，讓Porter的“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)由理論上的可能性成為現(xiàn)實(shí)中的存在性。中部地區(qū)在承接?xùn)|部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時(shí)應(yīng)積極探索綠色發(fā)展道路，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展。值得注意的是，本文基于北京、上海和天津而構(gòu)建的模范省也僅是相對于其他省份成為相對較優(yōu)，這里的模范省離真正意義上的“雙贏”格局仍有較大差距，它們應(yīng)當(dāng)跨越單純的省際競爭模式，積極參與到世界競爭潮流之中，力圖成為真正意義上的模范省。

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責(zé)任編輯：孫立冰

作者簡介：張成（1986—），男，安徽固鎮(zhèn)人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，主要從事資源環(huán)境研究；王建科（1990—），男，江蘇常州人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士生，主要從事資源環(huán)境研究；蔡萬煥（1983—），男，浙江溫州人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，清華大學(xué)馬克思主義學(xué)院講師，主要從事理論經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（12CJY008，13BTJ026）；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71301070，71272237）；江蘇省社會科學(xué)基金項(xiàng)目（12FXB007）；江蘇高校優(yōu)勢學(xué)科建設(shè)工程資助項(xiàng)目；江蘇省“青藍(lán)工程”中青年學(xué)術(shù)帶頭人資助計(jì)劃；江蘇省“333”第三層次學(xué)術(shù)帶頭人資助計(jì)劃

收稿日期：2014－02－21

中圖分類號：F205；F426

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005－2674（2014）07－037－07