環(huán)保投入賦能共同富裕的理論與實(shí)證分析

郭暉, 胡偉幫, 張圓圓

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,新疆 烏魯木齊 830052)

生態(tài)環(huán)境變化與貧富差距給中國(guó)可持續(xù)發(fā)展帶來(lái)了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。“十四五”規(guī)劃提出,推動(dòng)減污降碳協(xié)同增效、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型;積極擴(kuò)大中等收入群體,實(shí)現(xiàn)共同富裕。2022年5月11日國(guó)務(wù)院常務(wù)會(huì)議,李克強(qiáng)總理指出,要以就業(yè)優(yōu)先為導(dǎo)向,穩(wěn)住經(jīng)濟(jì)大盤,擴(kuò)大有效投資。環(huán)保投入包括生態(tài)治理、環(huán)保設(shè)備的研發(fā)與生產(chǎn)、環(huán)境公共事務(wù)發(fā)展等方面,進(jìn)而可以擴(kuò)大有效投資,穩(wěn)崗位穩(wěn)就業(yè),增加中低收入群體收入,提高中等收入群體比重,促進(jìn)共同富裕。因此,研究環(huán)保投入賦能共同富裕問(wèn)題具有重大現(xiàn)實(shí)意義。

諸多學(xué)者利用環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線對(duì)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究[1]。曲線呈現(xiàn)倒U形,環(huán)境質(zhì)量隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈先惡化后改善的趨勢(shì)[2]。部分學(xué)者則從環(huán)境稅的角度研究稅率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系[3]。政府加強(qiáng)對(duì)環(huán)境污染的監(jiān)管,而企業(yè)往往會(huì)采取對(duì)策,維護(hù)自身的經(jīng)濟(jì)利益[4],通過(guò)裁員來(lái)降低成本,或加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新[5],尋求新的利潤(rùn)增長(zhǎng)點(diǎn)。近年來(lái),中國(guó)采取多種財(cái)政金融措施,消除農(nóng)村貧困[6]。而貧困的消除離不開(kāi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),只有不斷創(chuàng)新,發(fā)展新興產(chǎn)業(yè),才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng),賦能共同富裕[7-8]?；蛘咄ㄟ^(guò)公共服務(wù)的均等化來(lái)降低收入不平等,提高居民的獲得感,實(shí)現(xiàn)共同富裕[9-12]。同樣,增加環(huán)保投入,減少污染,改善環(huán)境質(zhì)量,并提升人類健康水平,減少貧困[13]。還有學(xué)者從制度與其他路徑進(jìn)行了研究和闡述,如何擴(kuò)大中等收入群體,形成橄欖型分配格局,實(shí)現(xiàn)共同富裕[14-15]。

隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),環(huán)境會(huì)受到不同程度的影響。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)達(dá)到一定程度,居民的收入水平提高,環(huán)境水平的效用隨之提高,政府與企業(yè)會(huì)增加環(huán)保投入,促進(jìn)重工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,并降低環(huán)境污染,改善環(huán)境質(zhì)量,打破“污染-人口-貧困”(PPP)惡性循環(huán),促進(jìn)農(nóng)民增收,擴(kuò)大中等收入群體,推動(dòng)共同富裕。

綜上所述,前人主要從生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,或從公共服務(wù)均等化、制度等方面對(duì)共同富裕的影響進(jìn)行研究。本研究將從理論與實(shí)證兩個(gè)層面研究環(huán)保投入與共同富裕的關(guān)系,填補(bǔ)了相關(guān)研究領(lǐng)域的空白。可能的邊際貢獻(xiàn):第一,研究視角與內(nèi)容具有新穎性。第二,從農(nóng)村與城市的角度出發(fā),建立兩部門經(jīng)濟(jì)模型研究環(huán)保投入與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。第三,構(gòu)建多元非線性回歸方程,實(shí)證分析環(huán)保投入對(duì)共同富裕的影響。

1 理論研究

新凱恩斯主義理論主張,政府干預(yù)政策可以增進(jìn)社會(huì)福利。以此為基礎(chǔ)的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型認(rèn)為,每個(gè)市場(chǎng)參與者根據(jù)自身偏好與對(duì)未來(lái)的預(yù)期,作出跨期最優(yōu)決策,并通過(guò)沖擊反應(yīng)函數(shù),了解不同外生因素的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的影響。比如,企業(yè)通過(guò)利潤(rùn)最大化作出最優(yōu)決策。

假設(shè)一國(guó)分城市與農(nóng)村地區(qū),則本研究構(gòu)建兩部門(中間部門與最終部門)經(jīng)濟(jì)模型來(lái)研究環(huán)保投入對(duì)共同富裕的影響。兩部門的設(shè)立,主要因?yàn)橹虚g部門的生產(chǎn)提供中間產(chǎn)品,用于最終部門的生產(chǎn),政府對(duì)最終產(chǎn)品征稅形成稅收收入,進(jìn)而可增加環(huán)保投入。

1.1 企業(yè)部門

采用城鄉(xiāng)生產(chǎn)函數(shù)[16],分析企業(yè)部門的經(jīng)濟(jì)行為,生產(chǎn)技術(shù)存在二元壁壘。為了簡(jiǎn)化研究,暫不考慮人口遷移。中間部門包括農(nóng)村生產(chǎn)部門與城鎮(zhèn)生產(chǎn)部門,最終部門等于農(nóng)村與城鎮(zhèn)總產(chǎn)出之和。

1.1.1 農(nóng)村生產(chǎn)部門 農(nóng)村生產(chǎn)接近完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng),勞動(dòng)力主要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。假定不存在勞動(dòng)力規(guī)模效應(yīng),則農(nóng)村生產(chǎn)函數(shù)為:

(1)

式中:Yt,n是t時(shí)期的農(nóng)村總產(chǎn)出;At,n是t時(shí)期的技術(shù)水平;Lt,n是t時(shí)期的勞動(dòng)存量;Kt,n,是t時(shí)期的資本水平。α>0,β>0,分別為勞動(dòng)與資本的產(chǎn)出份額。假定,α+β≤1,即不存在人口規(guī)模效應(yīng)。同時(shí),假定資本折舊率為1與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格Pt,n標(biāo)準(zhǔn)化為1[17]。

中國(guó)取消了農(nóng)業(yè)稅,則農(nóng)村生產(chǎn)部門的利潤(rùn)函數(shù)為:

(2)

對(duì)式(2)的Lt,n和Kt,n求導(dǎo)得:

(3)

(4)

(5)

(6)

1.1.2 城鎮(zhèn)生產(chǎn)部門 假定城鎮(zhèn)的生產(chǎn)具有勞動(dòng)力規(guī)模效應(yīng),而資本不具有規(guī)模效應(yīng)。則城鎮(zhèn)生產(chǎn)函數(shù)為:

(7)

式中:Yt,c是t時(shí)期的城鎮(zhèn)總產(chǎn)出;At,c是t時(shí)期的技術(shù)水平;Lt,c是t時(shí)期的勞動(dòng)存量;Kt,c是t時(shí)期的資本水平。γ、ε、μ>0,分別為勞動(dòng)規(guī)模效應(yīng)、勞動(dòng)與資本的產(chǎn)出份額。假定,γ+ε>1,存在人口規(guī)模效應(yīng)。

假定向城鎮(zhèn)生產(chǎn)部門生產(chǎn)的產(chǎn)品征收θ單位稅,資本折舊率為1與工業(yè)產(chǎn)品價(jià)格為Pt,c。則利潤(rùn)函數(shù)為:

(1+Rt,c)×Kt,c

(8)

對(duì)式(8)的Lt,c和Kt,c求導(dǎo)得:

(9)

(10)

(11)

(12)

最終部門的最優(yōu)生產(chǎn)函數(shù)為:

Yt*=Yt,n*+Yt,c*

(13)

環(huán)境惡化具有負(fù)外部性,環(huán)保投入就成為政府的重要職責(zé)。假定政府的稅收只來(lái)源產(chǎn)量稅,暫不考慮其他稅收,來(lái)源稅收一部分用于居民轉(zhuǎn)移支付(Tt,i),另一部分用于環(huán)保投入(Xt,i)。由于不征收農(nóng)業(yè)稅,則:

θYt,c=Tt,i+Xt,i

(14)

1.2 均衡分析

將式(14)代入式(13)得:

(15)

由式(15)知,環(huán)保投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正比,即環(huán)保投入越多,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快。

環(huán)保投入受益群體主要是城市中低收入者與農(nóng)村居民。假定環(huán)保投入與中低收入群體的收入成正比,而中低收入群體的收入與基尼系數(shù)成反比。則:

yt,i=yt,i(Xt,i,Zt,i)

(16)

ginit,i=ginit,i(yt,i,wt,i)

(17)

式中:yi,t代表中低收入群體收入;Xt,i代表環(huán)保投入;Zt,i代表影響其收入的其他因素;ginii,t代表貧富差距;wt,i代表影響貧富差距的其他因素。貧富差距與中低收入群體的收入成反比,由式(16)與式(17)解出:

Xt,i=yt,i(Xt,i,Zt,i)-1

(18)

yt,i=ginit,i(yt,i,wt,i)-1

(19)

由式(18)與式(19)得:

Xt,i=[ginit,i(yt,i,wt,i)-1]-1

(20)

所以,環(huán)保投入與貧富差距成反比。即增加環(huán)保投入,提高中低收入群體的收入,降低基尼系數(shù),縮小貧富差距。

綜合式(15)與式(20)可知,增加環(huán)保投入,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),帶動(dòng)中低收入群體就業(yè),增加其收入,縮小貧富差距,推動(dòng)共同富裕。

2 實(shí)證分析

2.1 計(jì)量模型的構(gòu)建

參考前人研究環(huán)保問(wèn)題的模型[14],通過(guò)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果得出,選擇固定效應(yīng)模型比隨機(jī)效應(yīng)模型效果更好。所以,采用個(gè)體時(shí)點(diǎn)雙固定效應(yīng)模型,建立非線性計(jì)量模型[18],設(shè)計(jì)如下:

(21)

(22)

(23)

2.2 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

2.2.1 指標(biāo)選取 被解釋變量—基尼系數(shù)(ginii,t)。表示貧富差距,基尼系數(shù)根據(jù)洛倫茨曲線計(jì)算出來(lái),越接近于0,表明收入分配越平等;越接近于1,表示收入分配越不平等。yi,t是t時(shí)期的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越大,該國(guó)居民越富裕。共同富裕(gfi,t)的定義[19]:

gfi,t=yi,t×exp(-ginii,t)

(24)

核心解釋變量—環(huán)保投入(c30i,t)。采用工業(yè)治污完成投資來(lái)表示,主要考慮工業(yè)污染對(duì)人類健康的影響相對(duì)大,容易引發(fā)疾病風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而增加貧困的發(fā)生率,同時(shí)也考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性。加大工業(yè)治污投入,發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì),可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí),同時(shí)擴(kuò)大中低收入群體就業(yè),促進(jìn)其收入增加,縮小貧富差距,實(shí)現(xiàn)共同富裕。

控制解釋變量。工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,帶動(dòng)中低收入群體就業(yè);對(duì)外開(kāi)放,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展;技術(shù)進(jìn)步,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化;高等教育,根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論,提高人力資本,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展;互聯(lián)網(wǎng)設(shè)施建設(shè)、電商發(fā)展,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí),助力經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

2.2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源 采用省域面板數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來(lái)源于2009—2020年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。通過(guò)計(jì)算整理得到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、貧富差距、共同富裕、工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、對(duì)外開(kāi)放、技術(shù)進(jìn)步、高等教育、互聯(lián)網(wǎng)設(shè)施、電商發(fā)展等變量的數(shù)據(jù)。由于2021年部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失,暫時(shí)未考慮納入。變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 計(jì)算結(jié)果與分析

2.3.1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、貧富差距方程的回歸分析結(jié)果 基于穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸結(jié)果如表2所示。由列(1)看出,在沒(méi)有加入控制變量的情況下,環(huán)保投入的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.134,通過(guò)顯著性水平10%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。由列(2)看出,在加入控制變量的情況下,環(huán)保投入的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.348,通過(guò)顯著性水平5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),所以,環(huán)保投入的立方項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的顯著性影響。同理,由列(3)和列(4)看出,環(huán)保投入的立方項(xiàng)對(duì)貧富差距具有負(fù)向的顯著性影響。因此,上述的理論研究結(jié)果得證。

表2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及貧富差距基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

2.3.2 共同富裕方程的回歸分析結(jié)果 由表3可知,由列(1)和列(2)可以看出,在沒(méi)有加入控制變量時(shí),環(huán)保投入的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.197,通過(guò)顯著性水平10%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。在加入控制變量時(shí),環(huán)保投入的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.351,通過(guò)顯著性水平5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。所以,環(huán)保投入的立方項(xiàng)對(duì)共同富裕具有正向的顯著性影響。

表3 共同富?；鶞?zhǔn)模型回歸結(jié)果

2.3.3 穩(wěn)健性回歸分析結(jié)果 變換被解釋變量的設(shè)置。參考前人研究的方法[20],將基尼系數(shù)換成其他方法構(gòu)造的基尼系數(shù),gf2代表基尼系數(shù)的前2期的平均值構(gòu)造的共同富裕指數(shù);gf3代表基尼系數(shù)的前3期的平均值構(gòu)造的共同富裕指數(shù);gf4代表前4期的基尼系數(shù)構(gòu)造的共同富裕指數(shù)?；貧w分析結(jié)果如表4所示,由列(1)知,環(huán)保投入的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.261,通過(guò)顯著性水平5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。由列(2)知,治污投入的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.306,即在顯著性水平1%下,環(huán)保投入顯著地促進(jìn)共同富裕。由列(3)知,環(huán)保投入的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.300,通過(guò)顯著性水平5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

表4 共同富?；鶞?zhǔn)模型的穩(wěn)健性分析結(jié)果(1)

替換核心解釋變量。第一,將工業(yè)污染治理投資替換成工業(yè)治理廢氣投資,回歸分析結(jié)果如表5所示。由列(1)知,工業(yè)治理廢氣投資的影響系數(shù)為3.20e-19,通過(guò)顯著性水平10%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。第二,將工業(yè)污染治理投資替換成綠色信貸指數(shù),由列(2)知,綠色信貸指數(shù)的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為7.12e-13,即在顯著性水平1%下,綠色信貸指數(shù)的立方項(xiàng)顯著地促進(jìn)共同富裕。綜上,環(huán)保投入對(duì)共同富裕的影響具有穩(wěn)健性。

表5 共同富裕基準(zhǔn)模型的穩(wěn)健性分析結(jié)果(2)

2.3.4 共同富裕的差分GMM模型回歸分析結(jié)果 由于絕大多數(shù)實(shí)證研究都基于非實(shí)驗(yàn)性數(shù)據(jù),且很多變量無(wú)法觀察到,則存在測(cè)量誤差與模型設(shè)定誤差,會(huì)造成內(nèi)生性問(wèn)題。將滯后水平作為一階差分的工具變量,而一階差分又作為水平變量的工具變量,而且任何經(jīng)濟(jì)因素都可能存在慣性與滯后效應(yīng)。表6給出了動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)的結(jié)果,采用兩步法分析得出結(jié)果如列(1)知,環(huán)保投入的立方項(xiàng)的影響系數(shù)為1.268,通過(guò)顯著性水平10%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。而一階擾動(dòng)項(xiàng)存在自相關(guān),二階擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān),表明原模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)。同時(shí),Sargan檢驗(yàn)P值不顯著,說(shuō)明該模型的工具變量選取合理而且有效。同理,從列(2)知,環(huán)保投入的立方項(xiàng)的影響系數(shù)顯著為1.300,也通過(guò)了相關(guān)檢驗(yàn)。

表6 基于GMM的回歸分析結(jié)果

通過(guò)與表3的基準(zhǔn)回歸做比較,環(huán)保投入的立方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.351,相對(duì)GMM的回歸分析結(jié)果得出的估計(jì)系數(shù)低估,而表6的列(2)比列(1)的估計(jì)系數(shù)相對(duì)高,這是因?yàn)楣餐辉５囊浑A滯后項(xiàng)的系數(shù)為負(fù),即上一期對(duì)當(dāng)期的共同富裕具有抑制作用,比如,上一期經(jīng)濟(jì)形勢(shì)向好時(shí),當(dāng)期可能會(huì)收縮財(cái)政貨幣政策,這也一定程度上解釋了上一期對(duì)當(dāng)期的共同富裕產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

3 結(jié)論

本研究理論與實(shí)證相結(jié)合,分析了環(huán)保投入對(duì)共同富裕的影響。研究結(jié)果表明,增加環(huán)保投入,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),縮小貧富差距,實(shí)現(xiàn)共同富裕;環(huán)保投入對(duì)共同富裕具有顯著性的非線性的正向影響,而且該影響具有穩(wěn)健性。通過(guò)差分GMM模型分析其內(nèi)生性,表明OLS回歸結(jié)果低估了環(huán)保投入對(duì)共同富裕的影響。因此,以上結(jié)論為中國(guó)環(huán)境保護(hù)與共同富裕政策的制定提供了思路。第一,加大政府支持環(huán)保投入力度,運(yùn)用多種政策工具拓寬投資渠道;第二,促進(jìn)工業(yè)治污投資,鼓勵(lì)采用綠色技術(shù),積極開(kāi)發(fā)利用清潔能源;第三,提升綠色金融的支持,引導(dǎo)企業(yè)對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)的投資。在此基礎(chǔ)上,穩(wěn)崗位穩(wěn)就業(yè),拓展中低收入群體居民收入增長(zhǎng)渠道,擴(kuò)大中等收入群體,促進(jìn)共同富裕。