地區(qū)環(huán)境規(guī)制對生豬養(yǎng)殖生產(chǎn)的影響機制

譚 瑩， 胡洪濤， 周建軍

(華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，廣東廣州 510642)

隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)業(yè)污染問題日益顯現(xiàn)。據(jù)《第一次全國污染源普查公報》公布的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，我國農(nóng)業(yè)污染排放占總污染排放量的30%左右。豬肉作為主要的肉類消費品，占我國肉類消費的62.1%，以生豬養(yǎng)殖為代表的養(yǎng)殖行業(yè)產(chǎn)生的主要污染物是我國農(nóng)業(yè)污染源中的主體部分，化學(xué)需氧量、總氮、總磷、銅、鋅分別占農(nóng)業(yè)源總污染量的 95.8%、37.9%、56.3%、97.8%、97.8%。部分養(yǎng)殖戶在監(jiān)管薄弱的情況下，甚至直接向江河湖泊中排放未經(jīng)處理的糞便、尿液及病死豬，造成污染的擴大和蔓延。

近10年間，各級政府出臺了許多環(huán)境治理的法律法規(guī)，并取得了一定的效果。地區(qū)環(huán)境規(guī)制的差異性，可能會導(dǎo)致養(yǎng)殖業(yè)向環(huán)境規(guī)制弱的地區(qū)轉(zhuǎn)移，即“污染天堂”效應(yīng)[1]。但環(huán)境規(guī)制作用效果還會受到地區(qū)發(fā)展水平和污染治理投資水平的制約，存在區(qū)域差異性，因此，如何制訂合適的環(huán)境規(guī)制政策是重要的研究課題。針對環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)影響的研究主要集中于2個方面，一是環(huán)境規(guī)制是否會對產(chǎn)業(yè)帶來區(qū)域轉(zhuǎn)移，即是否存在“污染天堂”效應(yīng)；二是環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)調(diào)整的作用效果和機制。環(huán)境規(guī)制作用的理論分析框架如圖1所示。

環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)帶來的影響主要有2種不同觀點，一種認為嚴格的環(huán)境規(guī)制會讓產(chǎn)業(yè)向環(huán)境規(guī)制較弱的地區(qū)轉(zhuǎn)移，Copeland等將這種現(xiàn)象定義為“污染天堂”效應(yīng)[1]；另一種為Porter等提出的“波特假說”，認為合理的環(huán)境規(guī)制可以促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，減低排污成本壓力，對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移影響不明顯[2]。Levinson等實證檢驗了不同環(huán)境規(guī)制強度，污染密集型產(chǎn)業(yè)將向環(huán)境規(guī)制強度弱的地區(qū)轉(zhuǎn)移，證實了“污染天堂”效應(yīng)的存在[3-5]；但Cole等發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中的影響和作用相對其他要素稟賦要小的多[6-7]。部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、污染治理投資水平等影響“波特假說”成立[8-11]。Grossman等提出的“環(huán)境庫茲涅茨曲線”(EKC理論假說)認為，環(huán)境壓力與人均GDP呈現(xiàn)倒“U”形曲線關(guān)系[12]。雖然學(xué)術(shù)界對此理論存在較大爭議，但該理論為環(huán)境規(guī)制問題的研究提供了新的思路。

在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域研究環(huán)境規(guī)制對農(nóng)產(chǎn)品影響的文章相對較少，原毅軍等在研究工業(yè)領(lǐng)域的環(huán)境規(guī)制問題時提出，環(huán)境規(guī)制強度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整作用效果存在先抑制、后促進、再抑制的門限效應(yīng)[13]。傅強等認為，環(huán)境規(guī)制作用效果存在明顯的區(qū)域差異性，即空間異質(zhì)性[14-15]。彭可茂等認為，大宗農(nóng)產(chǎn)品和農(nóng)資產(chǎn)品出口行業(yè)中均存在“污染天堂”效應(yīng)[16-17]。虞祎等發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對生豬進口地區(qū)存在顯著影響，對于出口地區(qū)的影響并不顯著[18]。

本研究通過全局主成分分析方法評價地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度，并采用系統(tǒng)廣義矩估計(generalized method of moments，簡稱GMM)和動態(tài)面板門限模型，對我國生豬養(yǎng)殖行業(yè)是否存在“污染天堂”效應(yīng)進行實證檢驗；進一步研究環(huán)境規(guī)制強度、經(jīng)濟發(fā)展水平、污染治理投資水平等對環(huán)境規(guī)制的門限效應(yīng)和空間異質(zhì)性。

1 研究方法

1.1 地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度指標測算說明

環(huán)境規(guī)制強度的指標選取和測定方法，學(xué)術(shù)界尚未統(tǒng)一。有學(xué)者使用環(huán)境法律政策頒布數(shù)量進行衡量[19]；張成等使用主要污染物排放量[20]、環(huán)境污染治理投資額[21]測算環(huán)境規(guī)制強度；林季紅等加權(quán)各項相關(guān)指標測算環(huán)境規(guī)制強度[22]。張崇輝等基于雙向分層嵌套數(shù)據(jù)綜合評論問題(cross hieratchical multi-indicators evaluation，簡稱CHME)理論研究，通過比較認為人均收入的環(huán)境規(guī)制比污染排放量替代環(huán)境規(guī)制的效果要好[23]。本研究借鑒趙細康的研究結(jié)果[24]，基于本研究目的和數(shù)據(jù)的可得性，并進行一定的調(diào)整，構(gòu)建地區(qū)環(huán)境規(guī)制評價體系。具體的指標選取和體系構(gòu)建如表1所示，該評價體系包含1個目標評價層(地區(qū)環(huán)境規(guī)制綜合評價指標)和4個環(huán)境規(guī)制指標層(環(huán)境保護狀況指標、環(huán)境保護過程指標、環(huán)境保護效果指標、環(huán)境保護關(guān)聯(lián)影響指標)，構(gòu)建4個方面的環(huán)境規(guī)制評價。

表1 環(huán)境規(guī)制綜合評價體系模型構(gòu)建

1.2 指標處理

本研究首先將環(huán)保人數(shù)和環(huán)境保護信訪人數(shù)指標處理為各省份人口占比數(shù)據(jù)，消除地區(qū)人口基數(shù)對指標產(chǎn)生的影響。對如文盲人數(shù)占比這類逆向指標做正向化處理，使得所有指標趨勢相同。同時對所有指標進行標準化(無量綱)處理，標準化處理公式如下：

根據(jù)構(gòu)建的環(huán)境規(guī)制綜合評價體系，分別建立環(huán)境保護狀況、環(huán)境保護過程、環(huán)境保護效果、環(huán)境保護關(guān)聯(lián)影響等4張立體數(shù)據(jù)表，通過主成分分析，得出4個方面的環(huán)境指標綜合為1張立體數(shù)據(jù)表再進行分析，最終得出地區(qū)環(huán)境規(guī)制綜合評價指標(ERSD)。進行綜合評價時，數(shù)據(jù)若為N個地區(qū)T個年度的q個環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)，那么在年度為t年時，可以構(gòu)造1張數(shù)據(jù)表ERSt=(ERij)nq，共T個年度可以得到T張數(shù)據(jù)表格，然后將這些數(shù)據(jù)表按年份順序縱向排列組合為1張(T×N)×q的全局綜合數(shù)據(jù)表：

通過這張全局綜合數(shù)據(jù)表并結(jié)合經(jīng)典主成分的分析方法，得出我國30個省(市、區(qū))的地區(qū)環(huán)境規(guī)制綜合評價指標，測算結(jié)果如圖2、圖3所示。從測算結(jié)果可以看出，各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度均呈現(xiàn)逐年增強的趨勢，且地區(qū)之間環(huán)境規(guī)制強度存在較大的差異，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)如上海、廣東等，其環(huán)境規(guī)制普遍要強于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)(如甘肅等)。從直觀上來看，本研究的環(huán)境規(guī)制評價指標較為符合現(xiàn)實。

1.3 模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

本研究主要研究環(huán)境規(guī)制對生豬生產(chǎn)的影響，因此將環(huán)境規(guī)制及其指標作為重要的核心變量納入到模型中。同時根據(jù)生豬生產(chǎn)特點，把影響生豬生產(chǎn)的其他變量納入到模型中，由于生豬生產(chǎn)波動的延續(xù)性，本研究采用動態(tài)模型進行系統(tǒng)GMM估計，為了避免異方差影響，對變量取對數(shù)處理，并采用異方差穩(wěn)健估計。

模型設(shè)定如下：

ROUTit=β0+β1ROUTit-1+β2lnERSDit+β3lnPRIit+β4lnPRIit-1+β5SOWTit+β6lnMARit+β7lnCOSit+εit。

本研究采用2005—2015年30個省(市、區(qū))的面板數(shù)據(jù)，由于西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失嚴重，因此未納入研究范圍。數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國畜牧業(yè)年鑒》《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》等。

2 實證結(jié)果分析

2.1 模型穩(wěn)健性檢驗

首先，本研究采用LLC面板單位根檢驗方法對模型進行檢驗，結(jié)果表明所有變量均是水平序列平穩(wěn)的。Levinson等在研究環(huán)境規(guī)制相關(guān)問題時發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制的內(nèi)生性問題會影響研究結(jié)果[3，22]。根據(jù)系統(tǒng)GMM估計的方法允許擾動項存在異方差和序列相關(guān)的特點，利用該方法對模型進行穩(wěn)健性估計，通過Hansen和AR(2)統(tǒng)計量檢驗?zāi)Ｐ凸ぞ咦兞窟x擇的合理性。由表2可知，通過采用不同的解釋變量對模型進行估計后，模型中變量系數(shù)及顯著性沒有較大的變動；從AR(2)和Hansen檢驗的結(jié)果來看，擾動項不存在二階自相關(guān)，也無法拒絕選擇的工具變量是合理的原假設(shè)，因此模型設(shè)定合理穩(wěn)健。

2.2 環(huán)境規(guī)制對生豬生產(chǎn)變動的影響

由表2可知，地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度(ERSD)與生豬產(chǎn)量變動呈負向關(guān)系，且環(huán)境規(guī)制強度(ERSD)每提升1%，生豬產(chǎn)量將下降0.060 3%，這一結(jié)果與虞祎等研究環(huán)境規(guī)制對生豬生產(chǎn)變動的影響[18-19]類似，在統(tǒng)計意義上顯著，但在經(jīng)濟意義上并不顯著，相較于其他因素對生豬生產(chǎn)波動的影響較小。本研究認為，各地區(qū)環(huán)境規(guī)制對生豬產(chǎn)業(yè)的影響是具有差異性的，假定影響相同不符合實際情況。因此，接下來采用動態(tài)面板門限模型進一步細化地區(qū)環(huán)境規(guī)制的具體影響機制。

2.3 其他解釋變量對生豬生產(chǎn)的影響分析

生豬價格顯示前一期價格(lnPRIit-1)每提高1%，產(chǎn)量將變動0.297 7%，影響是顯著的，但本期價格(lnPRIit)并不會顯著影響生豬產(chǎn)量的變動。能繁母豬存欄數(shù)的變動(SOWTit)每提高1%，生豬產(chǎn)量將上漲0.241 1%，生產(chǎn)者通過能繁母豬存欄量的變動來對其生豬出欄量進行調(diào)節(jié)和控制；市場規(guī)模(lnMARit)未通過顯著性檢驗；生豬養(yǎng)殖成本指數(shù)(lnCOSit)每提高1%，會導(dǎo)致生豬產(chǎn)量減少0.112 6%，各省(市、區(qū))生豬養(yǎng)殖的生產(chǎn)要素成本在生豬產(chǎn)量變動中產(chǎn)生顯著負向作用。

3 門限效應(yīng)和空間異質(zhì)性檢驗

表2中環(huán)境規(guī)制變量(lnERSD)系數(shù)為負，證實了環(huán)境規(guī)制對生豬養(yǎng)殖存在著負向影響，但在經(jīng)濟意義上并不顯著，本研究進一步研究環(huán)境規(guī)制對生豬養(yǎng)殖行業(yè)的作用效果是否存在著門限效應(yīng)和空間異質(zhì)性。

考慮到生豬產(chǎn)量變動前后期有較強的關(guān)聯(lián)性，借鑒Hansen的基礎(chǔ)面板門限模型[25]和Caner等提出的動態(tài)面板門限模型[26]，能有效地控制動態(tài)面板產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，其模型數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)，基本設(shè)定如下：

{Yit,Qit,Xit}(1≤i≤n,1≤t≤T)；

式中：i為省份(市、區(qū))；t為年份；Yit為被解釋變量；I(Qit≤r)為示性函數(shù)；Qit為模型中的門限變量；γ為待估計的門限值；Xit為模型中重要的解釋變量；εit為擾動項；μit為個體的截距項。

表2 環(huán)境規(guī)制強度對生豬生產(chǎn)波動影響的動態(tài)面板模型分析結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著相關(guān)。下表同。

在此模型的基礎(chǔ)上結(jié)合動態(tài)面板門限模型，對環(huán)境規(guī)制的門限效應(yīng)特征進行估計和檢驗，考察和分析地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度與生豬產(chǎn)量變動間的空間異質(zhì)性?；诒狙芯康难芯磕康模Ｐ托抻喨缦拢?/p>

式中：ROUTit表示生豬產(chǎn)量的變動；ERSDit為重要的解釋變量；Qit為門限變量。將如下變量作為門限變量，地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度(ERSD)，當?shù)貐^(qū)環(huán)境規(guī)制強度累積到某一門限值后，會產(chǎn)生明顯不同的作用效果；人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(PGDP)，“環(huán)境庫茲涅茨曲線”的雛形即環(huán)境狀況與人均GDP呈現(xiàn)倒“U”形曲線關(guān)系，將人均GDP添加入門限變量，研究經(jīng)濟發(fā)展水平不同的地區(qū)是否存在著環(huán)境規(guī)制強度對生豬生產(chǎn)作用效果的差別；污染治理投資總額(INV)，各地區(qū)的污染治理投資水平各有不同，選取環(huán)境污染治理投資水平該指標進入待選門限變量中。

3.1 動態(tài)面板門限回歸結(jié)果

選取3個門限變量檢驗門限效應(yīng)，由表3可知，若以地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度為門限變量，門限模型存在2個門限值，分別為2.632、4.453；若以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值為門限變量，門限模型存在3個門限值，分別為1.265、3.492、7.386；以污染治理投資水平為門限變量時則存在2個門限值，分別為9.510、20.649。

表3 動態(tài)面板門限值自抽樣結(jié)果

在通過門限的顯著性檢驗后，可以根據(jù)門限值將樣本分為不同的組別進行研究，并在此基礎(chǔ)上進行動態(tài)面板門限分析。由表4可知，地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度可以分成3個不同的門限值水平，隨著環(huán)境門限值的擴大，環(huán)境規(guī)制的影響強度變低，從-0.177 0變成-0.103 4。對于人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，隨著門限值逐漸擴大，環(huán)境規(guī)制強度逐漸增強，從正向影響逐漸變成負向影響，而且逐漸增加到-0.131 4。對于污染治理投資水平，隨著門限值逐漸增大，環(huán)境規(guī)制強度逐漸變?nèi)?，?0.160 9 變成 -0.090 7。

表4 面板門限模型系數(shù)估計結(jié)果

3.2 不同門檻變量下環(huán)境規(guī)制的作用特征分析

3.2.1 地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度 由圖4可知，以環(huán)境規(guī)制強度自身為門限變量對樣本進行劃分時，地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度對生豬產(chǎn)量變動始終存在顯著的負面影響，且兩者關(guān)系并非線性，影響效果隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加存在明顯的減弱趨勢，若環(huán)境規(guī)制同時提升ΔER，均會帶來排污成本(EC)的上升，但由于不同規(guī)制水平，兩者排污成本的上升幅度也有所不同，分別為ΔEC1、ΔEC2，從而影響生豬產(chǎn)量(Q)發(fā)生變動，分別為ΔQ1、ΔQ2，其中，ΔQ1>ΔQ2。結(jié)果表明，當環(huán)境規(guī)制較弱時，生豬養(yǎng)殖戶所須要支付的環(huán)境保護費用和受到的環(huán)境約束條件較少，環(huán)境規(guī)制強度增加，養(yǎng)殖意愿會由于環(huán)境規(guī)制的影響而減弱，導(dǎo)致生豬養(yǎng)殖量減少。而當?shù)貐^(qū)環(huán)境規(guī)制強度上升到一定水平時，環(huán)境規(guī)制強度對生豬養(yǎng)殖的影響效果則明顯減弱。

3.2.2 人均國內(nèi)生產(chǎn)總值 由圖5可知，當人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(人均GDP)較低時，環(huán)境規(guī)制對生豬養(yǎng)殖行業(yè)的影響并不明顯，但當人均GDP跨越第2個門限值(3.492)后，環(huán)境規(guī)制強度對生豬產(chǎn)量影響為負。這說明我國經(jīng)濟發(fā)展路徑初始經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，采取粗放式經(jīng)濟發(fā)展模式不會對排污的生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)生顯著影響。隨著經(jīng)濟水平的發(fā)展，生態(tài)環(huán)境不斷惡化，倒逼各行業(yè)的綠色環(huán)保生產(chǎn)，環(huán)境規(guī)制強度對生豬養(yǎng)殖行業(yè)的影響隨著地區(qū)經(jīng)濟水平的發(fā)展呈逐漸增強的趨勢。

3.2.3 污染治理投資水平 以污染治理投資水平為門限變量，模型存在2個門限值，其作用機制與以環(huán)境規(guī)制強度為門限變量時類似。由圖6可知，環(huán)境規(guī)制較高省(市、區(qū))的生豬養(yǎng)殖量存在下降情況，而環(huán)境規(guī)制較弱的地區(qū)生豬養(yǎng)殖量均有明顯上升。以我國環(huán)境規(guī)制較高的北京、天津、上海等地區(qū)為例，在豬肉市場規(guī)模和需求不斷增大的情況下，2005—2015年生豬產(chǎn)量均出現(xiàn)明顯的下滑情況，分別下降33.6%、21.5%、27.0%。而從環(huán)境規(guī)制較弱的廣西、貴州、甘肅等地區(qū)來看，豬肉產(chǎn)量同期分別增長20.6%、23.5%、3.2%。因此，環(huán)境規(guī)制的作用效果在不同省(市、區(qū))之間存在差異。

4 結(jié)論與啟示

本研究基于環(huán)境規(guī)制對畜牧生產(chǎn)的影響出發(fā)，實證分析環(huán)境規(guī)制對生豬生產(chǎn)的影響。同時基于不同的環(huán)境規(guī)制強度、人均GDP、污染治理投資水平等估計門限值，分析環(huán)境規(guī)制對生豬生產(chǎn)影響的差異性，主要研究結(jié)論如下：

第一，我國生豬養(yǎng)殖行業(yè)確實存在著“污染天堂”效應(yīng)。地區(qū)環(huán)境規(guī)制對生豬產(chǎn)量變動存在著差異性的負向影響，且環(huán)境規(guī)制強度存在門限效應(yīng)，對生豬產(chǎn)量變動的影響隨著環(huán)境規(guī)制強度的上升而減弱。在環(huán)境規(guī)制已經(jīng)較強的地區(qū)繼續(xù)單純地提高環(huán)境規(guī)制水平并不能起到較好的環(huán)保效果，反而可能因為盲目提升環(huán)境規(guī)制水平帶來成本上漲的壓力而導(dǎo)致基本達標的養(yǎng)殖企業(yè)過度淘汰，損害生豬養(yǎng)殖行業(yè)的健康發(fā)展并帶來生產(chǎn)波動。

第二，地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平對生豬養(yǎng)殖行業(yè)的影響效果還受到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和地區(qū)污染治理投資水平的限制。其中，經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)對于良好生態(tài)環(huán)境的要求相較于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的要求更強烈，因此呈現(xiàn)出地區(qū)環(huán)境規(guī)制對生豬養(yǎng)殖行業(yè)的影響隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升而逐漸增強的趨勢。對于不同的污染治理投資水平，環(huán)境規(guī)制的作用效果會隨著污染治理投資水平的增加而減弱，存在一定的替代作用，且能夠促進養(yǎng)殖行業(yè)排污技術(shù)革新。因此，政府應(yīng)當合理地增加污染治理投資。

根據(jù)本研究結(jié)論可以得到以下政策啟示：首先，政府應(yīng)當建立完備的養(yǎng)殖業(yè)環(huán)境規(guī)制體系，統(tǒng)籌整體產(chǎn)業(yè)發(fā)展，防止為了規(guī)避環(huán)境治理成本而將環(huán)評不達標的生豬養(yǎng)殖企業(yè)向環(huán)境規(guī)制強度較弱的地區(qū)轉(zhuǎn)移這種治標不治本的發(fā)展方式；可以通過提高污染治理投資水平，適當?shù)靥峁┡盼圻_標補貼和糞便綜合利用補貼，促進生豬養(yǎng)殖行業(yè)通過自身技術(shù)革新降低排污成本。其次，各省(市、區(qū))應(yīng)根據(jù)本地經(jīng)濟發(fā)展水平選擇適宜的環(huán)境規(guī)制，盲目地頒布環(huán)境規(guī)制政策并不能帶來很好的環(huán)境治理效果，反而會對生豬產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展造成損害。在合理制定環(huán)境規(guī)制政策的同時，也可以通過提高本地區(qū)民眾的環(huán)保意識，引導(dǎo)大眾參與環(huán)境監(jiān)督，多樣化提升本地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平，倒逼生豬養(yǎng)殖企業(yè)進行排污技術(shù)革新。