異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)水污染治理效率的影響
——以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶為例

劉 晗

(湘潭大學(xué) 公共管理學(xué)院,湖南 湘潭 411100)

長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶涵蓋了沿江九個(gè)省份和兩個(gè)直轄市,橫跨中國(guó)東、中、西部三個(gè)地區(qū),是推動(dòng)長(zhǎng)江流域內(nèi)地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要支撐,對(duì)于實(shí)現(xiàn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有著戰(zhàn)略意義。然而,長(zhǎng)期以來(lái)以粗放型發(fā)展為主的工業(yè)發(fā)展模式對(duì)流域水環(huán)境造成了嚴(yán)重破壞。2020年11月,在全面推動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展座談會(huì)上,習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)了長(zhǎng)江生態(tài)環(huán)境保護(hù)修復(fù)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要性,提出把修復(fù)長(zhǎng)江生態(tài)環(huán)境擺在壓倒性位置。在黨的二十大報(bào)告中也明確指出要推動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展?？茖W(xué)的環(huán)境規(guī)制可以有效規(guī)范工業(yè)生產(chǎn),減少工業(yè)水污染排放。但不同類型的環(huán)境規(guī)制對(duì)于工業(yè)水污染治理效率的作用有所差異,解決工業(yè)水污染問(wèn)題的效果也不盡相同。因此,討論異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)于工業(yè)水污染治理效率的影響,對(duì)于促進(jìn)工業(yè)水污染減排,實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

近年來(lái),許多學(xué)者開(kāi)始關(guān)注環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境治理效率的影響,如水治理效率[1]、大氣污染治理效率[2]、綠色創(chuàng)新效率[3]和碳排放效率[4]等。目前,關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)水污染治理效率影響研究主要包括三種。首先,“波特假說(shuō)”認(rèn)為在合適的環(huán)境規(guī)制政策作用下企業(yè)會(huì)通過(guò)加大技術(shù)創(chuàng)新投入減少污染排放,從而提高水污染治理效率[5];但是也有部分學(xué)者提出環(huán)境規(guī)制可能會(huì)造成企業(yè)經(jīng)營(yíng)壓力導(dǎo)致環(huán)境污染加劇的情況[6-7]。其次,“壁壘效應(yīng)”提出環(huán)境規(guī)制政策會(huì)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí),通過(guò)調(diào)整重污染行業(yè)的門檻促進(jìn)水污染治理效率的提高[8]。最后,“污染避難所”觀點(diǎn)認(rèn)為,受到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的影響,企業(yè)更加傾向于向環(huán)境規(guī)制較為寬松的地區(qū)搬遷[9-10]。由此可以發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制對(duì)于工業(yè)水污染治理效率影響具有不確定性。部分學(xué)者指出將環(huán)境規(guī)制作為一個(gè)整體進(jìn)行衡量,可能會(huì)出現(xiàn)“一刀切”的現(xiàn)象,忽略了環(huán)境規(guī)制的異質(zhì)性影響[11]。為此,本文結(jié)合目前中國(guó)的環(huán)境規(guī)制體系和相關(guān)研究成果,將環(huán)境規(guī)制劃分為命令控制型、市場(chǎng)激勵(lì)型和公眾參與型三種以進(jìn)一步分析其對(duì)工業(yè)水污染治理效率的差異化影響,為提高長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)水污染治理效率,促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

2 工業(yè)水污染治理效率的測(cè)算和分析

2.1 工業(yè)水污染治理效率測(cè)算

Tone提出了基于松弛變量的Super-SBM模型,通過(guò)在目標(biāo)函數(shù)中加入期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出等松弛變量彌補(bǔ)了傳統(tǒng)DEA模型的松弛性問(wèn)題,確保了效率測(cè)度的準(zhǔn)確性[12]。由此,本文構(gòu)建工業(yè)水污染治理效率測(cè)算模型如下:

2.2 指標(biāo)選擇

在評(píng)價(jià)工業(yè)水污染治理效率時(shí),要同時(shí)考慮其所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境效益。本文根據(jù)投入—產(chǎn)出理論和相關(guān)學(xué)者的做法[13],將水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)從業(yè)人數(shù)、工業(yè)廢水治理設(shè)施數(shù)量、工業(yè)廢水處理能力和廢水治理設(shè)施年運(yùn)行費(fèi)用作為投入指標(biāo);把地區(qū)生產(chǎn)總值、工業(yè)廢水排放量和化學(xué)需氧量排放量分別作為期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2009—2021年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.3 長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)水污染治理效率

樣本期內(nèi)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市的工業(yè)水污染治理效率均值及排名如表1所示,上中下游各地區(qū)工業(yè)水污染治理平均效率變化趨勢(shì)如圖1所示。從整體層面上看,長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)水污染治理效率2010—2020年總體呈波動(dòng)上升的態(tài)勢(shì),但除上海和江蘇以外其余省份的效率均值都小于0.6,仍有較大的提升空間。從區(qū)域?qū)用嫔峡?各地區(qū)的效率變化趨勢(shì)基本與全國(guó)保持一致,但是效率水平存在明顯的區(qū)域發(fā)展不平衡特征,下游效率均值顯著高于中上游地區(qū)。與中上游地區(qū)相較,下游地區(qū)在工業(yè)水污染治理方面更具資金優(yōu)勢(shì)與技術(shù)優(yōu)勢(shì)。同時(shí),近年來(lái)工業(yè)企業(yè)逐漸由東部地區(qū)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移,在一定程度上加劇了上游和中游地區(qū)的工業(yè)水污染治理壓力。隨著長(zhǎng)江保護(hù)修復(fù)攻堅(jiān)戰(zhàn)的深入推進(jìn),各地政府對(duì)工業(yè)水污染治理的重視程度不斷提高,一系列政策法規(guī)的出臺(tái)促進(jìn)了各區(qū)域工業(yè)企業(yè)清潔生產(chǎn),改善了工業(yè)水污染治理效率,各區(qū)域治理效率差距逐漸縮小。

表1 長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)水污染治理效率情況

圖1 長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶上中下游工業(yè)水污染治理效率變化情況

3 實(shí)證分析

3.1 計(jì)量模型構(gòu)建

工業(yè)水污染治理效率不僅會(huì)受到本區(qū)域內(nèi)各種因素的影響,還會(huì)受到鄰近省份政府、企業(yè)或公眾的驅(qū)動(dòng)?？臻g杜賓模型既反映解釋變量的內(nèi)生交互效應(yīng),又可以反映被解釋變量在空間上的外生交互效應(yīng),因此,本文選取空間杜賓模型。模型表達(dá)式如下:

其中:i和j代表不同省份,t指年份,Wij是空間鄰接矩陣,Yit代表工業(yè)水污染治理效率;Xit代表主要解釋變量,φit為控制變量;α、ρ、μ、τ為系數(shù),θi指?jìng)€(gè)體固定效應(yīng),μt指時(shí)間固定效應(yīng),σit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.2 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

3.2.1 變量選取

(1) 被解釋變量。上文測(cè)算出的工業(yè)水污染治理效率是被解釋變量。

(2)核心解釋變量。借鑒已有研究的做法,本文將環(huán)境規(guī)制分為命令控制型、市場(chǎng)激勵(lì)型和公眾參與型進(jìn)行探討[14]。①命令控制型環(huán)境規(guī)制。環(huán)境治理投資是地方政府改善工業(yè)水污染的重要方式,采用環(huán)境治理投資總額占實(shí)際GDP的比重來(lái)衡量。②市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制。目前排污費(fèi)制度在中國(guó)經(jīng)過(guò)多年實(shí)踐已經(jīng)取得了顯著的成效,具有較強(qiáng)的代表性,故選取排污費(fèi)和環(huán)保稅解繳入庫(kù)金額來(lái)表示。③公眾參與型環(huán)境規(guī)制。信訪和投訴是公眾參與的重要形式,環(huán)境信訪、投訴和舉報(bào)數(shù)量多少反映了公眾對(duì)水污染問(wèn)題的關(guān)心程度,因此選取環(huán)境信訪、來(lái)信、來(lái)電和網(wǎng)絡(luò)投訴舉報(bào)總數(shù)表示。

(3)控制變量。根據(jù)對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理,選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技創(chuàng)新水平和對(duì)外開(kāi)放水平四個(gè)指標(biāo)作為控制變量[15-16]。①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,選取人均GDP來(lái)表示;②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),選取第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重來(lái)表示;③科技創(chuàng)新水平,選取地方科技支出占地方財(cái)政總支出比重表示;④對(duì)外開(kāi)放水平,選取進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重來(lái)表示。

3.2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文收集了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)的11個(gè)省市2010—2020年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒,涉及價(jià)格的數(shù)據(jù)以2010年為基期進(jìn)行平減處理。

3.3 實(shí)證結(jié)果分析

3.3.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

構(gòu)建經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣,運(yùn)用Stata16.0軟件測(cè)算全局Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)空間自相關(guān)性,結(jié)果如表2所示。在經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣下,絕大部分年份的莫蘭指數(shù)值在10%顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)。這表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市的工業(yè)水污染治理效率在空間上不完全是隨機(jī)分布的,呈現(xiàn)出一定的空間集聚特征。

表2 2010—2020年工業(yè)水污染治理效率的全局Moran’s I指數(shù)

3.3.2 空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

在確定空間自相關(guān)性的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)空間杜賓模型的穩(wěn)定性。首先,對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn),結(jié)果在1%水平上顯著,說(shuō)明空間杜賓模型不會(huì)退化為空間滯后模型和空間誤差模型。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果在1%水平上拒絕原假設(shè),選擇構(gòu)建時(shí)間地點(diǎn)雙固定的空間杜賓模型進(jìn)行分析,基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。

表3 長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)水污染治理效率的空間回歸結(jié)果

空間自回歸系數(shù)rho在10%水平下顯著為負(fù),說(shuō)明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶鄰近地區(qū)間的工業(yè)水污染治理效率存在顯著的負(fù)向溢出效應(yīng),原因可能在于水污染本身具有負(fù)外部性特征,部分地方政府在工業(yè)水污染治理的過(guò)程中存在“搭便車”的現(xiàn)象,即地方政府企圖在鄰近地區(qū)水污染治理中獲得收益,從而弱化本地區(qū)污染治理力度的行為,很大程度上阻礙了區(qū)域整體效率水平的提升。

從核心解釋變量來(lái)看,命令型環(huán)境規(guī)制(lnER1)的系數(shù)為0.289,在1%顯著性水平下為正。這表明以政府環(huán)境投資為代表的命令型環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)水污染治理效率具有顯著的促進(jìn)作用。政府環(huán)境投資力度的加大在改善工業(yè)治污設(shè)施、提高治污能力的同時(shí),能一定程度上緩解工業(yè)企業(yè)污染治理的資金壓力,提高企業(yè)治污的積極性。市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制(lnER2)的回歸系數(shù)為0.259,在1%顯著性水平下為正。這表明該類型的環(huán)境規(guī)制工具有利于工業(yè)水污染治理效率的提高?？赡艿脑蛟谟谂盼圪M(fèi)、環(huán)境稅等市場(chǎng)型管制方式能夠通過(guò)增加工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)成本倒逼企業(yè)優(yōu)化資源配置,提升技術(shù)水平從而改善工業(yè)水污染治理效率。公眾參與型環(huán)境規(guī)制(lnER3)的回歸系數(shù)未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。這表明目前該類型的環(huán)境規(guī)制還未充分發(fā)揮作用,主要原因在于目前中國(guó)公眾參與水污染治理的渠道和方式正處于起步探索階段,公眾對(duì)于企業(yè)生產(chǎn)行為的約束作用還較為有限,公眾環(huán)境保護(hù)與監(jiān)督意識(shí)有待進(jìn)一步加強(qiáng)。

從控制變量來(lái)看,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnRGDP)和科技發(fā)展水平(lnTIE)的回歸系數(shù)不顯著為正,說(shuō)明其對(duì)工業(yè)水污染治理效率的促進(jìn)作用不明顯。一方面,現(xiàn)階段長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡,在環(huán)境治理方面難以達(dá)成共識(shí);另一方面,工業(yè)水污染治理領(lǐng)域的科技成果轉(zhuǎn)化機(jī)制尚不完善,與污染治理的現(xiàn)實(shí)需求之間存在差距。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnINS)的回歸系數(shù)顯著為負(fù),主要是由于產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)需要一定時(shí)間,長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)仍處于調(diào)整優(yōu)化階段,從而阻礙了工業(yè)水污染治理效率提升。對(duì)外開(kāi)放水平(lnOPEN)的回歸系數(shù)顯著為負(fù),可能的原因在于部分地區(qū)為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),出口貿(mào)易仍以高污染、高耗能產(chǎn)品為主,不利于工業(yè)水污染治理效率提升。

3.3.3 空間溢出效應(yīng)分解

為了進(jìn)一步分析異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)水污染治理效率的空間溢出效應(yīng),運(yùn)用偏微分方法進(jìn)行空間效應(yīng)分解,結(jié)果如表4所示。命令控制型環(huán)境規(guī)制(lnER1)和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制(lnER2)的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)系數(shù)均顯著為正。說(shuō)明這兩類環(huán)境規(guī)制工具在促進(jìn)本地區(qū)工業(yè)水污染治理效率的同時(shí)會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)?？赡茉蛟谟诃h(huán)境治理過(guò)程中存在的區(qū)域間策略互動(dòng)和資源協(xié)同,可能會(huì)產(chǎn)生“示范效應(yīng)”,相鄰地區(qū)間通過(guò)互相學(xué)習(xí)、模仿和競(jìng)爭(zhēng),不斷完善自身環(huán)境政策和標(biāo)準(zhǔn),促進(jìn)治污技術(shù)的改進(jìn),從而改善了周邊地區(qū)的工業(yè)水污染治理效率。公眾參與型環(huán)境規(guī)制(LnER3)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)均不顯著,說(shuō)明其對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)的工業(yè)水污染治理效率沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。

表4 空間效應(yīng)分解結(jié)果

3.3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用替換空間權(quán)重矩陣的方式對(duì)空間杜賓模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。選取地理距離矩陣替代經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣進(jìn)行重新回歸,核心解釋變量回歸結(jié)果如表5所示。在地理距離矩陣下,核心解釋變量回歸系數(shù)的符號(hào)和顯著性總體保持一致,表明前文所得出的研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 研究結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

本文運(yùn)用基于非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型測(cè)度了2010—2020年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市的工業(yè)水污染治理效率,并進(jìn)一步分析了三種不同類型環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)水污染治理效率的影響,得出結(jié)論如下:一是長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)水污染治理效率整體呈波動(dòng)上升的趨勢(shì),地區(qū)發(fā)展不平衡特征明顯,下游地區(qū)的工業(yè)水污染治理效率顯著高于中上游地區(qū);二是對(duì)異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制的影響進(jìn)行分析,命令控制型環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)工業(yè)水污染治理效率具有顯著的促進(jìn)作用;公眾參與型環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)工業(yè)水污染治理效率的影響均不顯著。

4.2 政策建議

基于上述研究結(jié)論,提出如下建議:

一是要因地制宜地制定環(huán)境規(guī)制政策,合理把握環(huán)境規(guī)制力度。由于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶不同區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)和資源的發(fā)展?fàn)顩r存在差異,工業(yè)水污染治理效率呈現(xiàn)出地區(qū)發(fā)展不平衡的特征。地方政府要在根本目標(biāo)一致的情況下,針對(duì)各個(gè)地區(qū)的實(shí)際情況和特點(diǎn)制定相應(yīng)的工業(yè)水污染治理政策。與此同時(shí),各省份之間應(yīng)加強(qiáng)交流,積極開(kāi)展雙邊或者多邊合作,縮小相互間的差距,實(shí)現(xiàn)上中下游協(xié)同發(fā)展。

二是要綜合運(yùn)用環(huán)境規(guī)制工具,優(yōu)化環(huán)境規(guī)制政策體系。研究發(fā)現(xiàn),不同類型環(huán)境規(guī)制政策所產(chǎn)生的效果不同。未來(lái)要持續(xù)優(yōu)化污染治理投資結(jié)構(gòu),在充分發(fā)揮命令型環(huán)境規(guī)制政策作用的同時(shí),健全以環(huán)境稅、排污權(quán)交易制度為代表的市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制工具,增強(qiáng)企業(yè)環(huán)保意識(shí)。此外,公眾參與型環(huán)境規(guī)制還存在較大的發(fā)展空間,可以進(jìn)一步推動(dòng)政府和企業(yè)環(huán)境信息公開(kāi),強(qiáng)化公眾參與和公眾監(jiān)督,提高公眾積極性,以發(fā)揮該種類型環(huán)境規(guī)制工具的效力。

三是要進(jìn)一步調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新。研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟(jì)發(fā)展與科技投入對(duì)于工業(yè)水污染治理效率的作用仍未有效發(fā)揮。一方面,政府需要結(jié)合地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀,制定相應(yīng)政策,積極引進(jìn)高附加值產(chǎn)業(yè),逐步淘汰以高污染高耗能為主的傳統(tǒng)企業(yè),推動(dòng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色化發(fā)展。另一方面,要采取加大人才引進(jìn)力度、增加政府支持等有效措施激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新,促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化,以提升污染治理技術(shù)水平,實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)。