安徽新安江流域生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級的門檻效應研究

萬倫來, 張晗璐, 娜仁

(合肥工業(yè)大學 經(jīng)濟學院,安徽 合肥 230601)

0 引 言

跨省流域水資源保護是建設生態(tài)文明強國面臨的重要課題,國家高度重視建立健全跨省流域水資源保護的政策措施,積極倡導實施生態(tài)補償制度以統(tǒng)籌協(xié)調跨省流域各方利益主體的關系。2010年安徽新安江流域在全國率先實施生態(tài)補償制度,以“禁、關、停、并、轉”為抓手,積極推動以促進產(chǎn)業(yè)轉型升級為重點、以強化經(jīng)濟高質量發(fā)展為導向的跨省流域生態(tài)環(huán)境保護系統(tǒng)工程,為全國跨地區(qū)生態(tài)環(huán)境保護提供了很好的學習借鑒。因此,有必要研究探明生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級的作用機制。

事實上,學術界已從不同角度揭示生態(tài)補償與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的內(nèi)在關聯(lián)性。文獻[1]研究認為,生態(tài)補償不僅能夠保護生物多樣性,而且還要保證為受償區(qū)經(jīng)濟增長帶來活力;文獻[2]以我國丹江口水庫南水北調中線水污染治理生態(tài)補償為研究對象,指出生態(tài)補償必須在最大限度保護水資源不受污染的同時,也要注重經(jīng)濟社會發(fā)展的公平性,兼顧受償區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)增長;文獻[3]在研究長江經(jīng)濟帶國家重點生態(tài)功能區(qū)生態(tài)補償環(huán)境效率中發(fā)現(xiàn),生態(tài)補償具有促進受償區(qū)產(chǎn)業(yè)轉型升級的潛力;文獻[4]研究指出,雖然新安江流域實施生態(tài)補償短期內(nèi)制約經(jīng)濟增長,但是長期來看，新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠促進經(jīng)濟增長;文獻[5]在研究成都市成甘工業(yè)園區(qū)實施橫向生態(tài)補償時發(fā)現(xiàn),雖然此生態(tài)補償對推動受償區(qū)脫貧致富具有積極意義,但是也會產(chǎn)生諸如新貧困、產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨緩等問題,從而對受償區(qū)經(jīng)濟進一步發(fā)展產(chǎn)生制約。

綜上可見,雖然已有學者關注到了生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級及經(jīng)濟增長的正負面影響,但是并未考查其中正負面效應的量變和質變機制,即生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級是否存在門檻效應。本文創(chuàng)新之處在于根據(jù)面板門檻模型特點,首次將區(qū)域異質性、補償方式異質性納入統(tǒng)一分析框架,深刻揭示生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級的微觀發(fā)生機制。

1 門檻模型的構建

參考文獻[6]的研究成果,構建兩區(qū)制的門檻回歸模型，即

(1)

其中:xit為由各種解釋變量構成的m維向量;i=1,2,…,n;β1、β2為回歸系數(shù)向量;qit為門檻變量;γ為門檻值;εit為隨機擾動項,εit～iid(0,δ2)。將(1)式簡化后可得:

(2)

其中,I(·)為指示函數(shù)。定義

則(2)式可進一步簡化為:

yit=μi+βxi(γ)+εit

(3)

(4)

完成上述門檻回歸的參數(shù)估計后,必須對門檻效應進行顯著性檢驗,模型檢驗的原假設為H0:β1=β2,對應備擇假設為H1:β1≠β2。構造檢驗統(tǒng)計量如下:

(5)

在接受原假設條件下,β1=β2,表明模型不存在門檻效應。拒絕原假設條件下,認為門檻效應存在,則繼續(xù)對門檻估計值的真實性進行檢驗,即原假設為H0:γ=γ0,備擇假設為H1:γ≠γ0。使用極大似然法檢驗門檻值,對應似然比檢驗統(tǒng)計量為:

(6)

以上的參數(shù)估計和假設檢驗都是針對存在單門檻的情況,在實際的計量過程中會出現(xiàn)存在多門檻的情況,多門檻模型可以據(jù)此進行擴展。

2 數(shù)據(jù)來源、變量說明與模型設定

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取安徽新安江流域為研究對象?？紤]數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑一致性和可比性,本文主要以黃山市下轄徽州、屯溪、黃山3個區(qū)和歙縣、休寧、黟縣、祁門4個縣共7個區(qū)縣為考查樣本,剔除了宣城市下轄的績溪縣。

本文所有數(shù)據(jù)來源于《安徽省統(tǒng)計年鑒》《黃山市統(tǒng)計年鑒》《新安江流域上下游橫向生態(tài)補償試點實施情況評估報告》。考慮到回歸模型的自由度,本文使用EVIEWS10.0低頻數(shù)據(jù)轉化高頻數(shù)據(jù)的方法,將年度數(shù)據(jù)轉化為季度數(shù)據(jù)以滿足計量分析的需要。

2.2 變量說明

(1)被解釋變量。產(chǎn)業(yè)轉型升級(LTS)參考文獻[8-9]的研究成果,本文采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比作為產(chǎn)業(yè)轉型升級的度量。

(2)核心解釋變量及門檻變量。一是總體生態(tài)補償LSEC;二是輸血型生態(tài)補償LTEC;三是造血型生態(tài)補償LCEC。此部分是由實地調研數(shù)據(jù)所得。本文依據(jù)當?shù)厣鷳B(tài)補償實情和從《新安江流域上下游橫向生態(tài)補償試點實施情況評估報告》中整理獲取的相關材料,將政府有關生態(tài)補償?shù)呢斦С鰟澐譃檩斞蜕鷳B(tài)補償與造血型生態(tài)補償兩大類型。另外,考慮到安徽新安江生態(tài)補償?shù)闹饕a償形式為資金撥付,因此本文選擇生態(tài)補償資金投入數(shù)額來代表生態(tài)補償,并使用stata15.0計算其存量數(shù)據(jù)。

(3)控制變量。一是金融發(fā)展程度LFD,本文參考文獻[9]的研究成果用各區(qū)縣存貸款余額與GDP之比來衡量;二是產(chǎn)業(yè)規(guī)模LSCAL,本文參考文獻[10]的研究成果用各區(qū)縣全社會固定資產(chǎn)投資衡量;三是外商直接投資LFDI,本文參考文獻[10]的研究成果,利用2010—2018年中美年均匯率換算各區(qū)縣外商直接投資額為以人民幣為貨幣單位的相應數(shù)值衡量。

根據(jù)以上各變量定義說明,本文得到各變量的統(tǒng)計性描述見表1所列。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

2.3 模型設定

為驗證上文研究假設,本文擬分別以輸血型生態(tài)補償、造血型生態(tài)補償為核心解釋變量,以產(chǎn)業(yè)轉型升級為被解釋變量構建計量模型(7)、模型(8)。

同時以總體生態(tài)補償和造血型生態(tài)補償為核心解釋變量和門檻變量,以產(chǎn)業(yè)轉型升級為被解釋變量構建門檻回歸模型(9)、模型(10)。

為避免異方差和多重共線性,本文對變量進行取對數(shù)處理,具體模型構建如下:

lgLTSit=α0+α1lgLTECit+α2lgLControl it+σit

(7)

lgLTSit=α0+α1lgLCECit+α2lgLControl it+σit

(8)

lgLTSit=μi+β11lgLSECitI(lgLSECit≤γ1)+

β12lgLSECitI(lgLSECit>γ1)+

β13lgLControl it+εit

(9)

lgLTSit=μi+β21lgLCECitI(lgLCECit≤γ2)+

β22lgLCECitI(lgLCECit>γ2)+

β23lgLControl it+εit

(10)

其中:i為考查樣本;t為考查時期;LTSit為產(chǎn)業(yè)轉型升級;LSECit為總體生態(tài)補償;LTECit為輸血型生態(tài)補償;LCECit為造血型生態(tài)補償;LControl it為一系列控制變量;I(·)為指示函數(shù),當括號內(nèi)表達式為真時,其值為1,反之為0;σit、εit為隨機擾動項。

3 實證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是后續(xù)進行面板回歸分析的基礎,為此依據(jù)本研究的數(shù)據(jù)類型采用同根檢驗(levin-lin-chu test,LLC)法進行單位根檢驗,具體檢驗結果見表2所列。

由表2可知,取對數(shù)之后的產(chǎn)業(yè)轉型升級、總體生態(tài)補償、輸血型生態(tài)補償、造血型生態(tài)補償、金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)規(guī)模和外商直接投資均為平穩(wěn)序列。

表2 變量的LLC單位根檢驗

3.2 非線性面板門檻回歸分析

為得到非線性面板門檻回歸結果,首先必須對核心解釋變量和門檻變量進行顯著性檢驗,因此本文將相關變量代入模型(9)并采用stata15.0進行分析,以生態(tài)補償LSEC為核心解釋變量和門檻變量的顯著性檢驗結果見表3所列。表3中,P值和臨界值均是采用“Bootstrap法”反復抽取1 000次得到的結果。由表3可知,單門檻效應在 1% 的顯著性水平下顯著,雙門檻效應和三重門檻效應在各顯著性水平下均不能通過檢驗,表明以生態(tài)補償SEC作為門檻變量拒絕線性關系的原假設,這說明生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級確實存在門檻效應,同時也說明可選用單重門檻面板模型估計其門檻值。

表3 lg LSEC為門檻變量的門檻值估計與檢驗結果

根據(jù)以上檢驗結果,運用單重門檻面板模型進行門檻值估計,結果見表4所列。由表4可知,安徽新安江流域實施生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級門檻值為0.873 1,經(jīng)過指數(shù)運算還原得到基于區(qū)縣層面的門檻值存量為2.394 4×108元,95%置信區(qū)間為[0.842 5,0.880 1],經(jīng)過指數(shù)運算還原基于區(qū)縣層面95%置信區(qū)間值為[2.322 2,2.411 1]。

在進行核心解釋變量、門檻變量的顯著性檢驗和進行門檻值估計之后,本文根據(jù)模型(7)得到該地區(qū)實施生態(tài)補償與產(chǎn)業(yè)轉型升級的門檻估計(見表4)。從表4可以看出,該地區(qū)實施生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級具有顯著的門檻特征,其中,當區(qū)縣層面生態(tài)補償資金投入存量低于門檻值2.394 4×108元時,即該地區(qū)生態(tài)補償總體投入資金存量未達到16.760 8×108元時,其影響系數(shù)為-0.047 5,并在1%的顯著性水平下通過檢驗,說明此時生態(tài)補償資金投入對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉型升級具有明顯的阻礙作用;當區(qū)縣層面生態(tài)補償資金投入存量高于門檻值2.394 4×108元,即該地區(qū)生態(tài)補償總體投入資金存量達到16.760 8×108元后,生態(tài)補償資金投入對產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響系數(shù)發(fā)生方向性改變變?yōu)?.190 8,并在1%的顯著性水平下通過檢驗,說明此時生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響由抑制作用轉變?yōu)榇龠M作用。

表4 全地區(qū)面板門檻模型回歸結果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為考察估計結果的穩(wěn)定性和所得結論的可靠性,本文參考文獻[11]逐一加入解釋變量進行回歸的方法對門檻模型進行顯著性檢驗,得到模型(8)～模型(10),穩(wěn)健性檢驗結果見表5所列。

由表5可知,模型(7)～模型(10)均通過單重門檻的顯著性檢驗,核心解釋變量及重要控制變量對產(chǎn)業(yè)轉型升級的顯著性基本沒有發(fā)生變化,而且R2隨著控制變量的增加而增大。因此,本文認為上述門檻回歸結果具有穩(wěn)健性,結論是可靠的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

上述研究結果表明,生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級的確存在一個門檻值,門檻值之前生態(tài)補償投入抑制當?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉型升級,門檻值之后由抑制轉為促進。

3.4 區(qū)域異質性分析

本文將總體樣本按地理位置劃分為中心城區(qū)(包括徽州區(qū)、黃山區(qū)、屯溪區(qū)、歙縣)和非中心城區(qū)(包括休寧縣、黟縣、祁門縣)2個子樣本分別進行門檻回歸。

回歸結果見表6所列。

表6 分區(qū)域門檻回歸結果

中心城區(qū)和非中心城區(qū)2個子樣本回歸即模型(7)-中心城區(qū)、模型(7)-非中心城區(qū)的回歸結果顯示,2個子樣本達到門檻值后生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響系數(shù)存在明顯差異。

在達到門檻值之后中心城區(qū)生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響系數(shù)為0.224 5,而非中心城區(qū)的影響系數(shù)僅為0.072 8,這表明該地區(qū)生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響作用存在空間異質性,且中心城區(qū)生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級的促進作用明顯高于非中心城區(qū)。

3.5 補償方式異質性分析

為驗證不同補償方式對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉型升級的異質性影響,將相關變量帶入模型(7)-中心城區(qū)、模型(7)-非中心城區(qū),即分別以輸血型和造血型生態(tài)補償為核心解釋變量，運用固定效應模型進行回歸分析,具體結果見表7所列。

表7 固定效應回歸結果

由表7可知,輸血型生態(tài)補償在1%的顯著性水平下抑制當?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉型升級,而造血型生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響不顯著。事實證明補償方式不同對產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響具有異質性,為進一步探究造血型生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級是否也呈現(xiàn)U型態(tài)勢,本文繼續(xù)以造血型生態(tài)補償為核心解釋變量及門檻變量進行門檻回歸分析。lgLCEC為門檻變量的門檻值估計與檢驗結果見表8所列。由表8可知,單門檻效應在 1% 的顯著性水平下顯著,即造血型生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級亦存在單重門檻。

表8 lg LCEC為門檻變量的門檻值估計與檢驗結果

面板門檻模型回歸結果見表9所列。由表9可知,造血型生態(tài)補償在門檻值之前,對產(chǎn)業(yè)轉型升級影響不顯著,門檻值之后促進作用較為明顯,與總體生態(tài)補償促進產(chǎn)業(yè)轉型升級呈現(xiàn)U型態(tài)勢保持一致,更能說明生態(tài)補償政策促進產(chǎn)業(yè)轉型升級,造血型生態(tài)補償起到?jīng)Q定性的主導作用。也就是說,不同補償方式對產(chǎn)業(yè)轉型升級的促進效應不同,輸血型生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級影響不顯著,造血型生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級呈現(xiàn)先抑制后促進的U型態(tài)勢。

表9 面板門檻模型回歸結果

4 結 論

本文基于2010—2018年新安江流域安徽段7個區(qū)縣面板數(shù)據(jù),運用門檻回歸模型驗證了該地區(qū)生態(tài)補償財政支出對其產(chǎn)業(yè)轉型升級作用存在顯著的單一門檻特征。政府生態(tài)補償財政支出對于產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響可分為2個階段:當生態(tài)補償整體財政支出存量小于16.760 8×108元時,對產(chǎn)業(yè)結構升級呈現(xiàn)抑制作用;當生態(tài)補償整體財政支出存量大于16.760 8×108元時,對產(chǎn)業(yè)結構升級呈現(xiàn)促進作用。此外,該地區(qū)生態(tài)補償對產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響作用存在區(qū)域異質性和補償方式異質性?？臻g異質性說明經(jīng)濟發(fā)展水平相對較好的中心城區(qū)的生態(tài)補償財政支出對產(chǎn)業(yè)轉型升級促進作用要明顯高于經(jīng)濟發(fā)展水平相對較差的非中心城區(qū)。補償方式異質性說明造血型生態(tài)補償財政支出達到門檻值之后對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)轉型升級、促進經(jīng)濟高質量發(fā)展能起到顯著作用。