中國(guó)高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與整體環(huán)境污染——基于區(qū)域間相對(duì)環(huán)境規(guī)制門(mén)檻模型的實(shí)證

秦炳濤,葛力銘

中國(guó)高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與整體環(huán)境污染——基于區(qū)域間相對(duì)環(huán)境規(guī)制門(mén)檻模型的實(shí)證

秦炳濤1,2,葛力銘1*

(1.上海理工大學(xué)管理學(xué)院,上海 200093；2.復(fù)旦大學(xué)區(qū)域與城市發(fā)展研究中心,上海 200433)

首先借鑒Copeland-Taylor模型,引入相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變量,構(gòu)建了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移影響環(huán)境污染的理論模型.在此基礎(chǔ)上,利用我國(guó)2000~2016年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù),采用門(mén)檻回歸方法,以相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為門(mén)檻變量,進(jìn)行全樣本、區(qū)域異質(zhì)性和時(shí)期異質(zhì)性回歸分析,并以線性回歸方法作為對(duì)比,最后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn).結(jié)果表明,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間呈現(xiàn)逐漸遞增的非線性關(guān)系,隨著相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度由低門(mén)檻逐漸到高門(mén)檻,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的環(huán)境污染問(wèn)題也愈發(fā)嚴(yán)重;環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境污染的改善作用不大;我國(guó)不存在環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線;資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)的提升均會(huì)加劇環(huán)境污染;勞動(dòng)力成本和質(zhì)量的提高能夠改善環(huán)境污染.

高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移；相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；環(huán)境污染；門(mén)檻效應(yīng)

20世紀(jì)末開(kāi)始,我國(guó)開(kāi)始實(shí)施諸如西部大開(kāi)發(fā)、振興東北和中原崛起等一系列的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略,從而推動(dòng)了我國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的進(jìn)程.近年來(lái)逐步推行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策,重心是在促進(jìn)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)轉(zhuǎn)型升級(jí)的過(guò)程中,東部地區(qū)應(yīng)利用自有優(yōu)勢(shì)加速經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展,實(shí)現(xiàn)更高水平的國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作,同時(shí)中西部地區(qū)應(yīng)該借自身資源豐富以及要素成本低等比較優(yōu)勢(shì),加速產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的承接,從而實(shí)現(xiàn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).然而,由于地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的差異容易導(dǎo)致資源錯(cuò)配問(wèn)題,使得東部地區(qū)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的往往是一些高污染產(chǎn)業(yè),這些高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移嚴(yán)重破壞了中西部地區(qū)的生態(tài)環(huán)境.隨著近年來(lái)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的加速進(jìn)行,雖然在一定程度上實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但由此帶來(lái)的環(huán)境問(wèn)題不得不讓我們反思,區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移若不以環(huán)境可持續(xù)發(fā)展為目標(biāo)還是否能夠持續(xù)進(jìn)行?2017年12月,我國(guó)依舊是全球溫室氣體排放量最多的國(guó)家,僅二氧化碳排放量就達(dá)到10537萬(wàn)t,幾乎是美國(guó)、印度、俄羅斯和日本二氧化碳排放量之和.各地區(qū)相應(yīng)進(jìn)行一定的環(huán)境規(guī)制,對(duì)我國(guó)高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移產(chǎn)生一定的影響,根據(jù)《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》,2016年我國(guó)工業(yè)固體廢物為30.92億t,較2011年減少了4.21%,工業(yè)固體廢物自2011年以來(lái)呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢(shì).因此研究在環(huán)境規(guī)制的作用下,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響對(duì)我國(guó)區(qū)域可持續(xù)發(fā)展具有重要意義.

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移在一定程度上能夠帶來(lái)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),若能夠兼顧環(huán)境可持續(xù)發(fā)展,則可以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境可持續(xù)發(fā)展“雙贏”的局面.但是現(xiàn)實(shí)情況是由區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來(lái)的結(jié)果往往是使得發(fā)達(dá)地區(qū)的環(huán)境狀況得到改善,卻加劇了污染向欠發(fā)達(dá)地區(qū)的轉(zhuǎn)移與集聚,長(zhǎng)期如此,會(huì)使得承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的地區(qū)面臨巨大的環(huán)境代價(jià).目前關(guān)于區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響并未存在一致性的觀點(diǎn),區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間是呈現(xiàn)線性關(guān)系還是非線性關(guān)系也眾說(shuō)紛紜.

Walter & Ugelow[1]提出了“污染天堂假說(shuō)”,主要思想是發(fā)達(dá)地區(qū)會(huì)由于地區(qū)環(huán)境規(guī)制等原因,將高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到環(huán)境規(guī)制較弱的欠發(fā)達(dá)地區(qū),這樣會(huì)直接導(dǎo)致欠發(fā)達(dá)地區(qū)的環(huán)境污染程度急劇加深,使得欠發(fā)達(dá)地區(qū)成為發(fā)達(dá)地區(qū)的污染避難所,最終使得全社會(huì)范圍內(nèi)的環(huán)境污染程度加劇.Cole & Elliott[2]認(rèn)為由于高污染產(chǎn)業(yè)為了追求市場(chǎng)上的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),會(huì)避開(kāi)環(huán)境規(guī)制程度較高的地區(qū),因此污染轉(zhuǎn)入地很可能成為污染轉(zhuǎn)出地的避難所. Kheder & Zugravu[3]運(yùn)用經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型分析環(huán)境規(guī)制對(duì)于企業(yè)區(qū)位選擇的影響,結(jié)果顯示一部分國(guó)家在接受法國(guó)投資的同時(shí)呈現(xiàn)出污染避難所效應(yīng).魏瑋和畢超[4]、趙海霞、王梅、段學(xué)軍[5]、候偉麗和方浪[6]、何龍斌[7]、豆建民和沈艷兵[8]均證實(shí)我國(guó)存在污染避難所效應(yīng).劉友金、曾小明和劉京星[9]、孔凡斌、許正松和胡俊[10]、胡志強(qiáng)和苗長(zhǎng)虹[11]通過(guò)對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指標(biāo)進(jìn)行測(cè)算表明東部地區(qū)主要為污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地,中西部地區(qū)主要為污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入地.

Letchumanan & Kodama[12]提出“污染光環(huán)假說(shuō)”,主要思想是發(fā)達(dá)地區(qū)向欠發(fā)達(dá)地區(qū)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過(guò)程中,同時(shí)也帶去了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和排污技術(shù),通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)作用于欠發(fā)達(dá)地區(qū),從而降低全社會(huì)范圍內(nèi)的污染程度.Wheeler(2001)[13]研究指出中國(guó)、墨西哥等是全球接受FDI相對(duì)較多的國(guó)家,其城市空氣污染水呈現(xiàn)下降趨勢(shì);Mielnik[14]發(fā)現(xiàn)由于跨國(guó)公司的直接投資可以促使當(dāng)?shù)氐托髽I(yè),改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),進(jìn)一步研發(fā)綠色技術(shù),從而提高生產(chǎn)力水平.趙海霞、蔣曉威和崔建鑫[15]、張彩云[16]從環(huán)境規(guī)制角度切入,表明地區(qū)環(huán)境規(guī)制的有效實(shí)施對(duì)我國(guó)減緩工業(yè)污染由東向西的偏移態(tài)勢(shì).曹翔[17]、石敏俊、逄瑞和鄭丹等[18]從行業(yè)角度進(jìn)行研究,證實(shí)我國(guó)存在污染光環(huán)效應(yīng).王曉碩和宇超逸[19]利用工業(yè)污染排放強(qiáng)度的理論,表明經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚有利于減少単位GDP工業(yè)COD、工業(yè)SO2、工業(yè)煙塵和粉塵污染排放強(qiáng)度.

此外,有關(guān)高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和環(huán)境規(guī)制關(guān)系的直接文獻(xiàn)較少,由于環(huán)境規(guī)制對(duì)一個(gè)地區(qū)的環(huán)境可持續(xù)發(fā)展有重要作用,同時(shí)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的大小也必然會(huì)影響到某一地區(qū)的污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移情況,從而影響到業(yè)轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的環(huán)境污染效應(yīng).已有相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行了研究,董坤和白彬[20]、沈坤榮,金剛,方嫻[21]、趙菲菲和宋德勇[22]在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染的研究中納入環(huán)境規(guī)制,綜合研究產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染帶來(lái)的影響.

綜上所述,區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的環(huán)境污染的研究大多集中于外商直接投資對(duì)我國(guó)地區(qū)的環(huán)境影響,而對(duì)于我國(guó)區(qū)域間高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的環(huán)境問(wèn)題的研究較少;對(duì)于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的衡量方法,大多研究采用區(qū)位商和產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力等靜態(tài)指標(biāo)不能很好地反映高污染產(chǎn)業(yè)的動(dòng)態(tài)變化和轉(zhuǎn)移方向;現(xiàn)有的研究關(guān)注的更多是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染的問(wèn)題探究,但是環(huán)境規(guī)制相對(duì)強(qiáng)度會(huì)影響區(qū)域間高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,進(jìn)而對(duì)我國(guó)環(huán)境污染產(chǎn)生影響,因此高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染可能存在非線性關(guān)系;關(guān)于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染的關(guān)系缺乏理論模型的支持.本文基于上述探討,相較于其他學(xué)者的研究,做出了如下創(chuàng)新獨(dú)特之處.首先在理論上,借鑒Copeland—Taylor模型,創(chuàng)新性地構(gòu)建出產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移影響環(huán)境污染的理論模型,并引入相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為門(mén)檻變量.其次方法上,相較于大部分研究的線性回歸方法,本文針對(duì)理論模型中可能出現(xiàn)的非線性關(guān)系,使用門(mén)檻回歸方法進(jìn)行實(shí)證分析,更全面地探討高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)我國(guó)環(huán)境污染的影響程度.再次實(shí)證上,由于跨區(qū)域、跨時(shí)期的高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移均會(huì)對(duì)環(huán)境污染造成不同程度的影響,因此分別進(jìn)行全樣本、區(qū)域異質(zhì)性以及時(shí)期異質(zhì)性分析,并使用非線性回歸方法與線性回歸方法進(jìn)行對(duì)比分析,更能凸顯本文方法選取的正確性.最后針對(duì)高污染產(chǎn)業(yè)對(duì)我國(guó)環(huán)境污染的影響程度進(jìn)行分析,為我國(guó)區(qū)域與環(huán)境可持續(xù)發(fā)展提供合理化的政策建議.

1 理論模型與分析

已有大量關(guān)于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染影響的內(nèi)容.Copeland-Taylor[23]起初建立靜態(tài)南北模型,隨后拓展南北模型,從規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)研究人均收入、對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染之間的關(guān)系.本文借鑒Copeland-Taylor南北模型思路,從而建立產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移影響環(huán)境污染的理論模型,由于各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平會(huì)影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響,因此隨后引入地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為門(mén)檻變量,構(gòu)建非線性門(mén)檻回歸模型,從而探討產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移在不同的相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下對(duì)環(huán)境污染的影響程度.

1.1 建立生產(chǎn)函數(shù)

假定經(jīng)濟(jì)體系為不變規(guī)模報(bào)酬,以資本和勞動(dòng)作為投入生產(chǎn)要素,即柯步-道格拉斯生產(chǎn)性函數(shù),表示為:

在經(jīng)濟(jì)體系中,當(dāng)某地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到另一地區(qū)時(shí),會(huì)導(dǎo)致原生產(chǎn)函數(shù)發(fā)生變化,由Copeland- Taylor模型引申可知,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會(huì)通過(guò)規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)性效應(yīng)對(duì)生產(chǎn)企業(yè)產(chǎn)生影響,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以tr表示.由產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移使得生產(chǎn)函數(shù)改為:

假定經(jīng)濟(jì)體系中生產(chǎn)2種產(chǎn)品,分別為環(huán)保性產(chǎn)品,污染性產(chǎn)品.污染性產(chǎn)品在生產(chǎn)過(guò)程中會(huì)產(chǎn)生污染物.由于假定經(jīng)濟(jì)體系為不變規(guī)模報(bào)酬,而屬于資本密集型產(chǎn)品,污染物的排放具有負(fù)外部性效應(yīng),會(huì)產(chǎn)生社會(huì)成本.解決外部性的措施(例如征收庇古稅,征收排污費(fèi),污染許可證交易等)可知,作為理性人的經(jīng)濟(jì)主體會(huì)以追求利潤(rùn)最大化為根本目標(biāo).因此經(jīng)濟(jì)主體不會(huì)任意排放污染物,會(huì)利用部分資源去減緩污染物排放量.這里使用表示企業(yè)污染治理強(qiáng)度水平,即企業(yè)使用治理污染的生產(chǎn)要素占總生產(chǎn)要素的比例,0￡￡1.在=0時(shí)表示企業(yè)不進(jìn)行污染治理,這時(shí)生產(chǎn)企業(yè)的產(chǎn)量可表示為企業(yè)最大的生產(chǎn)能力.當(dāng)生產(chǎn)企業(yè)開(kāi)始使用了比例的生產(chǎn)要素進(jìn)行污染治理時(shí),企業(yè)實(shí)際產(chǎn)量為(1-),污染物(),其中()是污染排放函數(shù),()的形式如下:

式中:()為污染排放函數(shù);表示生產(chǎn)技術(shù),∈(0,1).

假定經(jīng)濟(jì)體系中生產(chǎn)和2種生產(chǎn)要素,根據(jù)柯步-道格拉斯可表示生產(chǎn)函數(shù)為:

=(K,L) (4)

= (1-)(K,L) (5)

=()(K,L) (6)

式中:K和L表示環(huán)保性產(chǎn)品的資本投入和勞動(dòng)投入;K和L為污染性產(chǎn)品的資本投入和勞動(dòng)投入.通過(guò)式(3)和(6)可以得知:

1.2 生產(chǎn)成本最小化決策

由式(8),生產(chǎn)企業(yè)作為理性人,始終以利潤(rùn)最大化為根本目標(biāo),此時(shí)生產(chǎn)污染性產(chǎn)品的目標(biāo)分為2個(gè)獨(dú)立決策進(jìn)行:在資本成本和勞動(dòng)力工資既定的條件下,選擇最優(yōu)資本—?jiǎng)趧?dòng)比,使得生產(chǎn)企業(yè)潛在產(chǎn)出的成本C最小;在生產(chǎn)企業(yè)潛在生產(chǎn)成本C和排放污染物成本C既定的條件下,選擇最優(yōu)的潛在產(chǎn)出和污染排放量組合,使得單位產(chǎn)品的生產(chǎn)成本C最小化.表示上述兩決策:

式中:阿和表示生產(chǎn)企業(yè)潛在產(chǎn)出水平的資本和勞動(dòng)力.成本最小化的原則為資本和勞動(dòng)的邊際技術(shù)替代率等于資本成本與勞動(dòng)力工資的比,然后再進(jìn)行最優(yōu)化求解,上述可表示為:

1.3 污染排放決策

假定經(jīng)濟(jì)體系中的市場(chǎng)為完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng),則只存在正常利潤(rùn),經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)(超額利潤(rùn))為零.此時(shí)可表示為:

PY=CF+C() (13)

式中:P表示污染性產(chǎn)品的價(jià)格;AZ表示有效污染物排放量.

根據(jù)式(11)和(12)可得:

為了更好反映產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移通過(guò)規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)會(huì)對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生影響,上述式子可表示為:

即可進(jìn)一步表示為:

式中:表示規(guī)模因素;表示技術(shù)因素;表示結(jié)構(gòu)因素.

對(duì)式(16)左右兩邊取對(duì)數(shù),可以得到:

lnZ=ln+ln+ln-lnP-ln(17)

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會(huì)影響產(chǎn)業(yè)規(guī)模,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和通過(guò)產(chǎn)業(yè)間溢出效應(yīng)影響技術(shù)進(jìn)步,所以考慮三因素后式(17)可表示為:

ln=ln(tr)+ln￠(tr)-ln(tr)+ln-lnP(18)

通過(guò)式(18),產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響取決于其對(duì)規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的影響程度.

1.4 地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移排放污染物的影響

Copeland-Taylor建立靜態(tài)的南北模型探討人均收入、污染排放水平與對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系,得出北方國(guó)家因自由貿(mào)易會(huì)增加污染物排放量,南方國(guó)家因自由貿(mào)易會(huì)減少污染物排放量.在擴(kuò)展南北貿(mào)易模型中,假設(shè)跨國(guó)界污染存在,探究了不同收入水平條件下,貿(mào)易自由化對(duì)環(huán)境的影響程度是不同的.全球各國(guó)收入差異較大時(shí),貿(mào)易自由化不利于環(huán)境可持續(xù)發(fā)展,全球各國(guó)收入水平差異較小時(shí),貿(mào)易自由化則有利于環(huán)境可持續(xù)發(fā)展.本文認(rèn)為從中國(guó)各省份來(lái)看,地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度必然會(huì)對(duì)高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移造成影響,進(jìn)而會(huì)影響到我國(guó)的環(huán)境污染水平.轉(zhuǎn)出地地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會(huì)對(duì)轉(zhuǎn)入地對(duì)應(yīng)企業(yè)產(chǎn)生溢出效應(yīng),從而影響其產(chǎn)業(yè)規(guī)模進(jìn)而影響環(huán)境污染;相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度具有技術(shù)溢出效應(yīng),從而影響技術(shù)效應(yīng)進(jìn)而影響環(huán)境污染;地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度同時(shí)會(huì)影響各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)而影響環(huán)境污染.因此,設(shè)定地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度門(mén)檻,探討不同相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度區(qū)段,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響程度具有深層次意義.于是,式(18)可進(jìn)一步表示為:

ln=0+1lna-2lnP+[ln(tr)+ln￠(tr)-ln(tr)](19)

式中:=-||,(eri?L);=||,(eri?),與表示低相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度區(qū)段和高相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度區(qū)段.

2 計(jì)量模型、指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 計(jì)量模型的建立

門(mén)檻回歸模型主要是捕捉經(jīng)濟(jì)中發(fā)生跳躍的臨界點(diǎn),是將回歸模型按照門(mén)檻值分為多個(gè)區(qū)間,針對(duì)不同區(qū)間存在不同的表達(dá)方程.在門(mén)檻回歸模型中,解釋變量達(dá)到臨界值時(shí),模型的斜率系數(shù)會(huì)發(fā)生折拗現(xiàn)象,這與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象相符合.本文采用Hansen[24]的門(mén)檻面板回歸模型對(duì)相應(yīng)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析從而確定門(mén)檻值,可捕捉經(jīng)濟(jì)體系在長(zhǎng)期中發(fā)生結(jié)構(gòu)突變時(shí)的非線性門(mén)檻特征.

基本面板門(mén)檻方程:

y=m+1xI(q￡)+2xI(q>) (20)

式中:(·)表示指示函數(shù),由于門(mén)檻值的不同導(dǎo)致對(duì)應(yīng)解釋變量對(duì)被解釋變量的系數(shù)不同,分別為1、2.

y*=1x*(q￡)+2x*(q>)+e*(21)

本文主要探究高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與環(huán)境污染間的關(guān)系,捕捉以環(huán)境可持續(xù)發(fā)展為目標(biāo)的相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度門(mén)檻值,從而為現(xiàn)階段高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移進(jìn)行合理布局.本文面板門(mén)檻模型設(shè)定如下:

tp=+1tr(eri￡1)+2tr(1￡2)+

3tr(eri<2)+4eri+X+e(23)

2.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.2.1 被解釋變量—綜合環(huán)境污染(tp) 我國(guó)環(huán)境污染主要來(lái)源于工業(yè)廢氣、工業(yè)廢水和工業(yè)固體廢物,因此選用工業(yè)三廢來(lái)度量環(huán)境污染綜合指數(shù),利用熵權(quán)法確定各指標(biāo)權(quán)重.

式中:tp表示第省第年的環(huán)境污染綜合指數(shù);表示污染物種類;s表示第年第種污染物排放量的標(biāo)準(zhǔn)化值;w表示第類污染物占總污染物的比重.

2.2.2 核心解釋變量—高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移(tr) 高污染產(chǎn)業(yè)是指污染物的排放量在所有產(chǎn)業(yè)中占比較高的產(chǎn)業(yè).由于衡量環(huán)境污染的指標(biāo)一般包括工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量和工業(yè)固體廢物排放總量,本文基于行業(yè)污染物密集度指數(shù)(PDI)對(duì)我國(guó)28個(gè)工業(yè)分行業(yè)的上述3類污染物排放進(jìn)行測(cè)算,選取3類污染物的密度指數(shù)均值都大于1的產(chǎn)業(yè)代表高污染產(chǎn)業(yè).高污染產(chǎn)業(yè)動(dòng)態(tài)集聚指數(shù)反映在一段時(shí)間內(nèi)高污染產(chǎn)業(yè)由某區(qū)域向另一區(qū)域的轉(zhuǎn)移方向和轉(zhuǎn)移速度.因此本文構(gòu)建了高污染產(chǎn)業(yè)動(dòng)態(tài)集聚指數(shù)來(lái)反映高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,表示為:

2.2.3 門(mén)檻變量(解釋變量)—相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(eri) 利用各地區(qū)環(huán)境治理投資與全國(guó)環(huán)境治理投資平均值之比來(lái)計(jì)算相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度,更能清晰地反映出環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的動(dòng)態(tài)變化.因此本文在衡量地區(qū)間相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度采用如下計(jì)算方法:

eri = pgit/pg (26)

式中:eriit表示地區(qū)在第年的相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度, pgit是地區(qū)在年的環(huán)境污染治理投資額;pg是該年度全國(guó)各省環(huán)境污染治理投資平均值.指數(shù)大于1表明該省份相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大,反之則表明相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較小.

2.2.4 控制變量 ①實(shí)際GDP(gdp).gdp=名義GDP/GDP平減指數(shù).為了消除物價(jià)因素對(duì)各地區(qū)的影響,本文以2000年為基期,利用各省市區(qū)的GDP指數(shù)對(duì)各期GDP進(jìn)行平減得到實(shí)際GDP.

②資本存量(ks).本文采用“永續(xù)盤(pán)存法”對(duì)各省份的固定資本存量進(jìn)行測(cè)算.可表示為:

K=K-1(1-)+I/P(27)

③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ind).近年來(lái)隨著我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級(jí),第三產(chǎn)業(yè)占比逐漸增加,以服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)體系帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),同時(shí)會(huì)緩解我國(guó)的環(huán)境污染.本文采用全國(guó)31個(gè)省份的第三產(chǎn)業(yè)占比來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu).

④能源消費(fèi)(ec).能源消費(fèi)指的是一國(guó)居民在生產(chǎn)和生活中所消耗能源,通常能源消費(fèi)可以作為衡量一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo),但同時(shí)能源消費(fèi)也對(duì)環(huán)境帶來(lái)極大影響.能源消費(fèi)增加通常會(huì)導(dǎo)致污染物的過(guò)度排放,使得環(huán)境惡化.本文采用全國(guó)31省的能源消費(fèi)總量衡量能源消費(fèi).

⑤要素成本(fc).一方面,勞動(dòng)力成本是誘發(fā)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的重要因素,地區(qū)勞動(dòng)力成本的增加,可能會(huì)使得該地區(qū)該產(chǎn)業(yè)移向勞動(dòng)力成本較低的地區(qū).另一方面,勞動(dòng)力成本的增加會(huì)對(duì)該地區(qū)環(huán)境污染產(chǎn)生影響,因?yàn)閯趧?dòng)力成本較高的地區(qū)通常是經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū),這些地區(qū)更注重環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展,因此可能會(huì)改善該地區(qū)環(huán)境污染.本文采用城鎮(zhèn)單位在崗職工平均工資來(lái)衡量要素成本.

本文選取的研究樣本為2000~2016年中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù),由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失故未列入樣本,樣本容量510,運(yùn)用Stata14.0軟件進(jìn)行實(shí)證研究.數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)經(jīng)濟(jì)普查年鑒》,針對(duì)個(gè)別年份的缺失數(shù)據(jù)采用插值法進(jìn)行填列,除相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)外,以上指標(biāo)均取對(duì)數(shù),其中由于高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移存在負(fù)值,因此進(jìn)行數(shù)據(jù)處理將高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指標(biāo)均加100再取對(duì)數(shù),因?yàn)閯?dòng)態(tài)集聚指數(shù)衡量的僅是彼此之間的大小,數(shù)據(jù)處理后依然能夠合理反映高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入?yún)^(qū)和高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出區(qū).各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示.

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 門(mén)檻條件檢驗(yàn)

表2 相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

本文由提出的統(tǒng)計(jì)量和統(tǒng)計(jì)量先后對(duì)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度門(mén)檻的個(gè)數(shù)和真實(shí)性進(jìn)行相應(yīng)檢驗(yàn).表2中顯示了以相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為門(mén)檻變量時(shí),各統(tǒng)計(jì)量值、對(duì)應(yīng)值、門(mén)檻值與置信區(qū)間.本文發(fā)現(xiàn)單一門(mén)檻檢驗(yàn)在1%顯著性水平下拒絕了原模型為線性關(guān)系的原假設(shè),二重門(mén)檻檢驗(yàn)在10%顯著性水平下拒絕了原模型為單一門(mén)檻的原假設(shè),多重門(mén)檻檢驗(yàn)并不能拒絕原模型為二重門(mén)檻的原假設(shè),因此說(shuō)明高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間呈現(xiàn)出以相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度為二重門(mén)檻的非線性關(guān)系.具體來(lái)看,相關(guān)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的門(mén)檻值分別為0.0764和0.6265.

3.2 全樣本回歸結(jié)果及分析

基于前述計(jì)量模型的基礎(chǔ)上,首先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),得出解釋變量和被解釋變量都是平穩(wěn)性序列.其次,由于本文選取的是2000~2016年我國(guó)30個(gè)省的面板數(shù)據(jù),屬于短面板數(shù)據(jù),所以對(duì)于模型的自相關(guān)問(wèn)題可以不予考慮.用方差膨脹因子VIF對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果也顯示各模型的VIF值均小于10,故無(wú)多重共線性問(wèn)題.此外,因?yàn)榭紤]到環(huán)境污染與相對(duì)環(huán)境規(guī)制可能是一種雙向因果關(guān)系,即內(nèi)生性問(wèn)題,所以采用GMM方法進(jìn)行估計(jì)時(shí),選取相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度滯后一期為相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的工具變量.因此首先針對(duì)全樣本進(jìn)行門(mén)檻回歸,其次為便于比較,針對(duì)高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染的關(guān)系分別進(jìn)行線性回歸,采用固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和GMM法進(jìn)行,具體結(jié)果如表3所示.依次進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性回歸與時(shí)期異質(zhì)性回歸,同樣采用門(mén)檻回歸與線性回歸2種方式,三類回歸結(jié)果均表明,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會(huì)不同程度上對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生影響,且系數(shù)幾乎均高于門(mén)檻回歸結(jié)果,主要原因在于線性模型中沒(méi)有考慮到相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高低差異,地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不同會(huì)導(dǎo)致溢出效應(yīng)的不同,從而會(huì)對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生不同的作用.所以高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間為非線性關(guān)系,進(jìn)一步說(shuō)明了本文采取門(mén)檻回歸方法的準(zhǔn)確性.如果僅用線性回歸方法進(jìn)行估計(jì),則會(huì)產(chǎn)生遺漏重要解釋的后果.

表3中第2列表示高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的門(mén)檻回歸結(jié)果.在不同的相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染具有明顯的門(mén)檻效應(yīng).當(dāng)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度低于0.074時(shí),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)為0.4203;當(dāng)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度處于0.074與0.6265之間時(shí),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)為0.5435,并在10%水平下顯著;當(dāng)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高于0.6265時(shí),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)為0.5671,并在5%水平下顯著.由此可以看出,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間并非線性關(guān)系,而是存在逐漸遞增的折拗的非線性關(guān)系,即隨著地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的不斷增加,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響愈發(fā)強(qiáng)烈.

表3 全樣本回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著,括號(hào)數(shù)值表示標(biāo)準(zhǔn)差.

當(dāng)我國(guó)地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異不大時(shí),雖然高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染具有正向影響但并不顯著,主要原因是此時(shí)的地區(qū)多為欠發(fā)達(dá)地區(qū),區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移趨勢(shì)不強(qiáng),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接效率較低,因此由高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來(lái)的環(huán)境污染問(wèn)題并不顯著;當(dāng)我國(guó)處于中相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平時(shí),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響顯著為正,并且影響程度高于低相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平階段,表明隨著我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展,區(qū)域間發(fā)達(dá)地區(qū)向欠發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移高污染產(chǎn)業(yè)的趨勢(shì)加強(qiáng),發(fā)達(dá)地區(qū)政府在保持其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的同時(shí),更多注重環(huán)境可持續(xù)發(fā)展,環(huán)保技術(shù)效率水平的提高,而欠發(fā)達(dá)地區(qū)政府為了實(shí)現(xiàn)其經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)率往往會(huì)以犧牲環(huán)境為代價(jià),接受發(fā)達(dá)地區(qū)的高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,因此由高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來(lái)的環(huán)境污染問(wèn)題顯著為正;當(dāng)我國(guó)處于高相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平時(shí),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響顯著為正,并且影響程度進(jìn)一步加深,主要原因是我國(guó)地區(qū)間發(fā)展存在較為嚴(yán)重的不平衡性,而各地政府爭(zhēng)相在績(jī)效考核中有所表現(xiàn),隨著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接效率的不斷增強(qiáng)和我國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策的不斷推進(jìn),率先轉(zhuǎn)移高污染產(chǎn)業(yè)成為發(fā)達(dá)地區(qū)心照不宣的措施,因此由高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來(lái)的環(huán)境污染問(wèn)題變得愈發(fā)嚴(yán)重.相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的系數(shù)為正,基于“污染避難所”假說(shuō)理論,地區(qū)環(huán)境規(guī)制使得該地區(qū)將高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到其他地區(qū),雖然使得本地區(qū)環(huán)境污染得到了暫時(shí)性的下降,但卻使得轉(zhuǎn)入地地區(qū)的污染迅速增加,使得全國(guó)范圍內(nèi)面臨嚴(yán)重的環(huán)境問(wèn)題.但結(jié)果并不顯著,說(shuō)明通過(guò)環(huán)境規(guī)制措施進(jìn)行環(huán)境污染的改善并不十分有效,但通過(guò)環(huán)境規(guī)制措施間接影響的高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移卻顯著加劇了整體環(huán)境污染.

表3中3~5列是與門(mén)檻回歸模型相對(duì)比的線性回歸模型,包括固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和廣義矩估計(jì)法.根據(jù)回歸結(jié)果,線性回歸中高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)均明顯高于門(mén)檻回歸的估計(jì)結(jié)果,主要原因是存在相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度門(mén)檻,地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的不同對(duì)影響高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響程度,僅僅通過(guò)線性回歸模型估計(jì),會(huì)使得結(jié)果發(fā)生偏差,因此高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間為非線性關(guān)系.

從地區(qū)實(shí)際GDP、資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)和要素成本的角度看,門(mén)檻回歸中地區(qū)實(shí)際GDP的一次方為負(fù)但不顯著,二次方在1%水平下顯著為負(fù);線性回歸中地區(qū)實(shí)際GDP的一次方系數(shù)均為正,但僅隨機(jī)效應(yīng)模型在1%水平下顯著,二次方系數(shù)均顯著為負(fù),由此說(shuō)明環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線在我國(guó)并不顯著存在.門(mén)檻回歸和線性回歸中的資本存量均在1%水平下顯著為正,說(shuō)明資本存量的增加更多地會(huì)使資本密集型工業(yè)產(chǎn)出擴(kuò)大,由此會(huì)產(chǎn)生大量污染物,從而引發(fā)環(huán)境污染問(wèn)題.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在門(mén)檻回歸模型和固定效應(yīng)以及隨機(jī)效應(yīng)模型中均在1%水平下顯著為正,GMM中在10%水平下顯著為負(fù),這和本文的基本預(yù)期相反,主要原因是現(xiàn)階段我國(guó)處在由第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型階段,雖然理論上隨著第三產(chǎn)業(yè)占比的不斷增加,我國(guó)環(huán)境問(wèn)題應(yīng)得以改善,但是由于目前處于轉(zhuǎn)型階段,第三產(chǎn)業(yè)往往與第二產(chǎn)業(yè)無(wú)法分離,從而使得第三產(chǎn)業(yè)的增加仍會(huì)引發(fā)環(huán)境問(wèn)題.門(mén)檻回歸和線性回歸中的能源消費(fèi)均在1%水平下顯著為正,說(shuō)明目前隨著能源消費(fèi)不斷增加,我國(guó)環(huán)境污染物的排放也日漸增多.門(mén)檻回歸和線性回歸中的要素成本在1%水平下顯著為負(fù),說(shuō)明勞動(dòng)力成本和質(zhì)量的提高能夠明顯改善我國(guó)環(huán)境質(zhì)量,因此一國(guó)勞動(dòng)力成本和質(zhì)量高往往意味著該國(guó)處在發(fā)達(dá)國(guó)家行列,環(huán)保意識(shí)強(qiáng)且綠色技術(shù)效率高,從而會(huì)改善我國(guó)環(huán)境質(zhì)量.

3.3 區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果及分析

區(qū)域間存在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,所以以異質(zhì)性進(jìn)行分析.由于我國(guó)區(qū)域間存在顯著差距,因此探討不同區(qū)域下的環(huán)境問(wèn)題,對(duì)我國(guó)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策和區(qū)域可持續(xù)發(fā)展政策具有重要意義.根據(jù)我國(guó)區(qū)位特征和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū),再次進(jìn)行子樣本回歸分析,可以得出按我國(guó)東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)分組的子樣本回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果大體上相吻合.分地區(qū)子樣本進(jìn)行相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn),由三類地區(qū)門(mén)檻估計(jì)值的檢驗(yàn)結(jié)果可知,模型均為單重門(mén)檻,對(duì)應(yīng)置信區(qū)間均通過(guò)LR檢驗(yàn).其中東部地區(qū)門(mén)檻值為0.7366,中部地區(qū)門(mén)檻值為0.6588,西部地區(qū)門(mén)檻值為0.0761.為便于比較,針對(duì)分地區(qū)高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染的關(guān)系分別進(jìn)行線性回歸,采用固定效應(yīng)和GMM法進(jìn)行.具體結(jié)果如表3所示.

根據(jù)我國(guó)區(qū)位特征和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,劃分為東部、中部和西部地區(qū)進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性分析,每個(gè)地區(qū)分別進(jìn)行門(mén)檻回歸,線性回歸(固定效應(yīng))、線性回歸(廣義據(jù)估計(jì)法),以(1)、(2)、(3)表示.

由表4可知,對(duì)于我國(guó)東部、中部以及西部地區(qū),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染依然存在門(mén)檻效應(yīng),但均為單一門(mén)檻.從分地區(qū)子樣本回歸結(jié)果可以看出,東部地區(qū)和中部地區(qū)的回歸系數(shù)為負(fù),表明其多為高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地,向外轉(zhuǎn)移高污染產(chǎn)業(yè)能夠降低本地區(qū)環(huán)境污染;西部地區(qū)的回歸系數(shù)為正,表明其多為高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入地,不斷承接高污染產(chǎn)業(yè)使得本地區(qū)環(huán)境污染加劇.但均不顯著,可能的原因是各地區(qū)作為高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地的同時(shí),也是高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入地,在改善本地區(qū)環(huán)境污染的同時(shí)又會(huì)大量承接其他地區(qū)的環(huán)境污染,系數(shù)正負(fù)表明該區(qū)域偏向于轉(zhuǎn)出高污染產(chǎn)業(yè)還是轉(zhuǎn)入高污染產(chǎn)業(yè),結(jié)果與預(yù)期基本符合,表明高污染產(chǎn)業(yè)由東部、中部較為發(fā)達(dá)地區(qū)逐漸向西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移.東部和中部地區(qū)的相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)為負(fù),西部地區(qū)的相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)為正,但影響均不顯著表明環(huán)境規(guī)制措施對(duì)環(huán)境污染的作用不明顯.東部和中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制措施能在一定程度上降低環(huán)境污染,因?yàn)檩^為發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)水平和環(huán)保設(shè)施相對(duì)完善,西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)水平處于較低階段,地方政府為了完成績(jī)效考核不惜以損害生態(tài)環(huán)境為代價(jià),所以此階段環(huán)境污染水平處于上升期.

控制變量包括地區(qū)實(shí)際GDP、資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)和要素成本.從地區(qū)實(shí)際GDP的一次方項(xiàng)與二次方項(xiàng)的系數(shù)來(lái)看,依舊說(shuō)明我國(guó)不存在環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線.門(mén)檻回歸與線性回歸中的資本存量對(duì)環(huán)境污染的系數(shù)基本均顯著為正,表明我國(guó)東部、中部及西部地區(qū)隨著資本存量的增加,均會(huì)擴(kuò)大資本密集型工業(yè)的產(chǎn)出,從而加劇地區(qū)環(huán)境污染. 門(mén)檻回歸與線性回歸中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境污染的影響在東部及西部地區(qū)顯著為正,而中部地區(qū)影響系數(shù)為負(fù)但不顯著,主要原因是東部地區(qū)諸如山東、廣東、河北和江蘇等省份,第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的并進(jìn)過(guò)程中還沒(méi)有完全分離,西部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)更多的建立在東部、中部地區(qū)向其轉(zhuǎn)移的高污染產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)上建立起來(lái)的,所以東部、西部地區(qū)的影響系數(shù)顯著為正;中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境污染影響程度不明顯.門(mén)檻回歸與線性回歸中的能源消費(fèi)對(duì)環(huán)境污染的影響在東部和西部地區(qū)顯著為正,而在中部地區(qū)并不顯著,表明隨著東部和西部地區(qū)能源消費(fèi)的不斷增加,也逐漸加劇了環(huán)境污染,但能源消費(fèi)對(duì)中部地區(qū)的影響不明顯.門(mén)檻回歸與線性回歸中的要素成本基本在東部、中部及西部地區(qū)均顯著為負(fù),表明勞動(dòng)力成本和質(zhì)量的提高能夠緩解各地區(qū)的環(huán)境污染問(wèn)題.

表4 分地區(qū)回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著,括號(hào)數(shù)值表示標(biāo)準(zhǔn)差.

3.4 時(shí)期異質(zhì)性回歸結(jié)果及分析

由區(qū)域異質(zhì)性討論可以得知,西部地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過(guò)程中對(duì)我國(guó)的生態(tài)環(huán)境造成了極大危害,雖然中西部地區(qū)在資源、勞動(dòng)力成本與地租等多方面具有優(yōu)勢(shì),但東部地區(qū)如果大規(guī)模轉(zhuǎn)移其高污染產(chǎn)業(yè),則無(wú)法實(shí)現(xiàn)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“雙贏”局面.在此背景下,國(guó)務(wù)院于2010年09月06日正式印發(fā)《國(guó)務(wù)院關(guān)于中西部地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的指導(dǎo)意見(jiàn)》,國(guó)家工業(yè)和信息化部于2013年5月印發(fā)《產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移項(xiàng)目產(chǎn)業(yè)政策符合性認(rèn)定試點(diǎn)工作方案》.由于中西部地區(qū)具有自然資源豐富,要素成本較低等優(yōu)勢(shì),配合上政策的實(shí)施,會(huì)加快東部沿海地區(qū)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的速度,因此分別作出關(guān)于2000~2009年、2010~2013年和2014~2016年的時(shí)期異質(zhì)性分析,比較2010年前后以及2014年前后的回歸系數(shù),得出的子樣本回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果大體上依舊是相吻合的.分時(shí)期子樣本進(jìn)行相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn),由門(mén)檻估計(jì)值的檢驗(yàn)結(jié)果可知,模型均為單重門(mén)檻,對(duì)應(yīng)置信區(qū)間均通過(guò)LR檢驗(yàn).其中2000~2009年門(mén)檻值為0.75, 2010~2013年門(mén)檻值為0.0761,2014~2016年無(wú)門(mén)檻值.為便于比較,針對(duì)分時(shí)期高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染的關(guān)系分別進(jìn)行線性回歸,采用固定效應(yīng)和GMM法進(jìn)行.具體結(jié)果如表5所示.

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著,括號(hào)數(shù)值表示標(biāo)準(zhǔn)差.

根據(jù)2000~2009年、2010~2013年和2014~2016年的時(shí)期異質(zhì)性分析,每個(gè)時(shí)期分別進(jìn)行門(mén)檻回歸,線性回歸(固定效應(yīng))、線性回歸(廣義據(jù)估計(jì)法),以(1)、(2)、(3)表示.

由表4可知,在進(jìn)行子樣本時(shí)期異質(zhì)性分析結(jié)果中,2000~2009年以及2010~2013年高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染依然存在門(mén)檻效應(yīng),但為單一門(mén)檻; 2014~2016年不存在門(mén)檻效應(yīng).從分時(shí)期子樣本回歸結(jié)果中可看出,不同時(shí)期高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)均為正,表明現(xiàn)階段的高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移均會(huì)加劇環(huán)境污染.相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)環(huán)境污染的影響均不顯著,但2000~2009年和2010~ 2013年相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)環(huán)境污染的系數(shù)基本均為負(fù),表明在這2個(gè)時(shí)期相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度可以改善環(huán)境污染,2014~2016年相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)環(huán)境污染的系數(shù)為正,表明此時(shí)期相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會(huì)加劇環(huán)境污染.與全樣本回歸結(jié)果基本一致,表明僅環(huán)境規(guī)制層面對(duì)改善環(huán)境污染收效甚微.

控制變量包括地區(qū)實(shí)際GDP、資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)和要素成本.從地區(qū)實(shí)際GDP的一次方項(xiàng)與二次方項(xiàng)的系數(shù)來(lái)看,依舊顯示出我國(guó)不存在環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線.根據(jù)門(mén)檻回歸和線性回歸結(jié)果中的資本存量,2000~2009年和2010~2013年這2個(gè)時(shí)期的資本存量對(duì)環(huán)境污染的影響基本顯著為正,并且2010-2013年時(shí)期內(nèi)的系數(shù)大于2000~2009內(nèi)的系數(shù),表明2010年產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策的實(shí)施使得資本密集型工業(yè)產(chǎn)業(yè)增加,從而加劇環(huán)境污染,但2014~2016年時(shí)期內(nèi)系數(shù)為負(fù)且不顯著,表明2014年關(guān)于杜絕落后產(chǎn)能轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)政策初見(jiàn)成效,環(huán)境污染問(wèn)題得到改善但還尚不明顯.根據(jù)門(mén)檻回歸和線性回歸結(jié)果中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),2000~2009年的回歸結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境污染的影響不顯著, 2010~2013年的回歸結(jié)果顯示有所改善, 2014~2016年的回歸結(jié)果顯著.根據(jù)門(mén)檻回歸和線性回歸結(jié)果中的能源消費(fèi)可以看出,隨著年份的增長(zhǎng),我國(guó)能源總量的不斷增加,由能源消費(fèi)帶來(lái)的環(huán)境污染日益加劇.根據(jù)門(mén)檻回歸和線性回歸結(jié)果中的要素成本可以看出,2000~2009年和2014~2016年的要素成本對(duì)環(huán)境污染的影響基本顯著為負(fù),與全樣本回歸相符合.

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由全樣本回歸分析、區(qū)域異質(zhì)性回歸分析以及時(shí)期異質(zhì)性回歸分析,可以得知在不同相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的門(mén)檻下,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響程度會(huì)產(chǎn)生差異.這種差異可能會(huì)因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制衡量指標(biāo)選取的不同而不同,因此采用環(huán)境規(guī)制水平替換環(huán)境規(guī)制衡量指標(biāo)的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),從而對(duì)本文提出的假說(shuō)和分析結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步的論證.由于現(xiàn)階段大量污染物排放皆來(lái)自工業(yè),相對(duì)應(yīng)環(huán)境規(guī)制投資也以工業(yè)為主,因此本文用環(huán)境規(guī)制水平指標(biāo)替換相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),環(huán)境規(guī)制水平(ler)度量方法是各個(gè)省份工業(yè)污染治理完成投資與全國(guó)工業(yè)污染治理完成投資之比.在此基礎(chǔ)上進(jìn)行全樣本、區(qū)域異質(zhì)性和時(shí)期異質(zhì)性分析,同樣采用門(mén)檻回歸與線性回歸方式突出表現(xiàn)其非線性關(guān)系,檢驗(yàn)結(jié)果顯示替換變量后全樣本、區(qū)域異質(zhì)性和時(shí)期異質(zhì)性的回歸結(jié)果系數(shù)和顯著性水平并未發(fā)生較大差異.以全樣本層面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)為例,如表6所示.檢驗(yàn)結(jié)果顯示因此說(shuō)明高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間依然呈現(xiàn)出以環(huán)境規(guī)制水平為二重門(mén)檻的非線性關(guān)系.具體來(lái)看,環(huán)境規(guī)制水平的門(mén)檻值分別為0.0025和0.0202.基于全樣本層面的穩(wěn)健性回歸分析結(jié)果如表7所示.

表6 環(huán)境規(guī)制水平的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表7 全樣本回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著,括號(hào)數(shù)值表示標(biāo)準(zhǔn)差.

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中,由表6及表7可以看出,以相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平替換相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度后,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染仍然具有明顯的門(mén)檻效應(yīng).當(dāng)相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平低于0.0025時(shí),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)為0.4558;當(dāng)相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平處于0.0025與0.0202之間時(shí),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)為0.5722,并在5%水平下顯著;當(dāng)相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平高于0.0202時(shí),高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)為0.5953,并在5%水平下顯著.由此可以看出,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間并非線性關(guān)系,而是存在逐漸遞增的折拗的非線性關(guān)系,即隨著地區(qū)相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平的不斷增加,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響逐步增強(qiáng),這與上述結(jié)果相一致.從線性回歸結(jié)果中,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)環(huán)境污染的影響系數(shù)均高于門(mén)檻回歸結(jié)果,再次證明了二者之間的非線性關(guān)系.相對(duì)環(huán)境規(guī)制水平對(duì)于環(huán)境污染的影響系數(shù)均為正,仍不顯著,說(shuō)明目前通過(guò)環(huán)境規(guī)制措施進(jìn)行環(huán)境污染的改善并不十分有效.根據(jù)地區(qū)實(shí)際GDP、資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)和要素成本來(lái)看,環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線在我國(guó)不顯著存在,資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費(fèi)均對(duì)環(huán)境污染具有顯著的正向影響,要素成本對(duì)環(huán)境污染具有顯著的負(fù)向影響,除少數(shù)變量的系數(shù)和顯著性發(fā)生了變化之外,模型主要變量回歸系數(shù)和顯著性水平均未發(fā)生較大差異,加強(qiáng)了對(duì)本文假設(shè)的論證,同時(shí)說(shuō)明了結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性.

5 結(jié)論與政策建議

5.1 結(jié)論

高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與環(huán)境污染之間并非呈現(xiàn)簡(jiǎn)單的線性關(guān)系,隨著相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度門(mén)檻的跨越,高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的環(huán)境污染也在逐漸增加.高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過(guò)程中帶來(lái)了大量環(huán)境污染,總體趨勢(shì)呈現(xiàn)出由我國(guó)東部發(fā)達(dá)地區(qū)向中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移;相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與環(huán)境污染沒(méi)有顯著關(guān)系,說(shuō)明地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平并不是改善環(huán)境污染的主要手段;環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線在我國(guó)并不顯著,隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高一般會(huì)改善污染問(wèn)題,因?yàn)榻?jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)帶來(lái)技術(shù)水平和基礎(chǔ)設(shè)施等方面的提高;我國(guó)資本存量的增加會(huì)加劇環(huán)境污染,說(shuō)明資本存量的增加更多地會(huì)使資本密集型工業(yè)產(chǎn)出擴(kuò)大,由此會(huì)產(chǎn)生大量污染物,從而引發(fā)環(huán)境污染問(wèn)題;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系;能源消費(fèi)量對(duì)環(huán)境污染問(wèn)題也造成了顯著的正向影響;勞動(dòng)力成本和質(zhì)量的提高會(huì)改善地區(qū)環(huán)境污染狀況.

5.2 政策建議

根據(jù)相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的不同制定差異化的政策措施,在相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低的地區(qū),各地區(qū)政府應(yīng)制定合理科學(xué)的工業(yè)環(huán)境治理規(guī)劃,優(yōu)先發(fā)展以質(zhì)量效益和資源節(jié)約為主導(dǎo)的新型工業(yè),合理布局工業(yè)生產(chǎn)力;在相對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較高的地區(qū),應(yīng)大力進(jìn)行高科技環(huán)保產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新,使用節(jié)能少?gòu)U的現(xiàn)代化設(shè)備,重點(diǎn)推進(jìn)無(wú)害化生產(chǎn)技術(shù);高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入地在承接轉(zhuǎn)出地產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時(shí),應(yīng)努力提高能源效率,引進(jìn)綠色排污工具,促進(jìn)轉(zhuǎn)入地和轉(zhuǎn)出地經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展;對(duì)于東部地區(qū),在向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移高污染產(chǎn)業(yè)的同時(shí),一方面應(yīng)控制地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平,另一方面應(yīng)積極輸出環(huán)保技術(shù)手段,將綠色排污技術(shù)有效傳遞給中西部地區(qū);對(duì)于中西部地區(qū),應(yīng)制定相應(yīng)的政策導(dǎo)向,在承接高污染產(chǎn)業(yè)的同時(shí)引進(jìn)具有環(huán)保技術(shù)優(yōu)勢(shì)的外資企業(yè).地方政府應(yīng)綜合考慮環(huán)境規(guī)制水平、地區(qū)生產(chǎn)總值、資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)和要素成本等因素,通過(guò)建立地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)鏈,實(shí)現(xiàn)區(qū)域之間的協(xié)調(diào)發(fā)展.

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Whether the transfer of highly polluting industries in China aggravates environmental pollution—Empirical analysis based on the threshold model of relative environmental regulation strength.

QIN Bing-tao1,2, GE Li-ming1*

(1.School of Management, University of Shanghai for Science and Technology, Shanghai 200093, China；2.Regional and Urban Development Research Center, Fudan University, Shanghai 200433, China)., 2019,39(8)：3572~3584

First of all, this article learned from the Copeland-Taylor model and the variables of relative environmental regulation intensity were introduced, then the theoretical model of industrial transfer affecting environmental pollution was established. Based on the model, using the panel data of 30 provinces in China from 2000~2016, the method of the threshold regression was adopted and the full sample, the regional heterogeneity, and the period heterogeneity regression analyses were carried out, with the threshold variables of the relative environmental regulation intensity. Furthermore, the method of linear regression was used as a comparison. Finally, the robustness test was carried out and the results show that, firstly, there is a gradual increasing nonlinear relationship between the transfer of high-pollution industry and the environmental pollution. Particularly, as the relative environmental regulation intensity increases from the low threshold to the high threshold, the environmental pollution caused by the transfer of the high-pollution industry would be more serious. Secondly, it is found that environmental regulation has little effect on the improvement of environmental pollution. Thirdly, there is no Environmental Kuznets Curve in China. Moreover, the increase of the capital stock, the industrial structure, and energy consumption all could increase environmental pollution. At last but not least, the improvement of the quality and cost of labor could also improve the environmental pollution.

transfer of high-pollution industries；relative environmental regulation intensity；environmental pollution；threshold effect

X32

A

1000-6923(2019)08-3572-13

秦炳濤(1976-),男,河北省滄州人,副教授,博士后,主要從事能源經(jīng)濟(jì)與環(huán)境可持續(xù)發(fā)展方面研究.發(fā)表論文30余篇.

2019-02-25

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助重大項(xiàng)目(14ZDB144);教育部人文社會(huì)科學(xué)青年基金資助項(xiàng)目(16YJC790083)

* 責(zé)任作者, 碩士研究生, 544905989@qq.com