長江經濟帶水污染、環(huán)境規(guī)制與高質量經濟發(fā)展關系研究

陸 玲,聶志萍

(河海大學商學院,江蘇 南京 211100)

長江經濟帶以全國1/5的土地面積,聚集了超全國1/4的人口、近1/2的國內生產總值,具有舉足輕重的經濟地位和生態(tài)地位。推動長江經濟帶發(fā)展是以習近平同志為核心的黨中央作出的重大決策,是關系國家發(fā)展全局的重大戰(zhàn)略。在《推動長江經濟帶發(fā)展座談會的重要講話》中,習近平總書記強調,要堅持以水定城、以水定地、以水定人、以水定產,把水資源作為最大的剛性約束。根據水利部調查數據顯示,在我國700余條河流組成的水環(huán)境中有46.5%的河長遭到污染,10.6%的河長遭到嚴重污染,超90%的城市水域嚴重被污染。長江經濟帶以其優(yōu)越的資源稟賦和政治經濟地位,對我國的生態(tài)環(huán)境和經濟增長有著重要影響,但由于消耗式、粗獷式的經濟發(fā)展方式,長江經濟帶的水資源環(huán)境遭受了一定程度的破壞,全國40%以上的廢水排放、60%以上的鎘、六價鉻、砷等重金屬污染排放來自長江經濟帶11個省(市)。

水污染不僅與飲用水安全直接相關,還通過農產品和工業(yè)產品間接影響到居民日常生活的方方面面。本文通過探究長江經濟帶環(huán)境規(guī)制對水污染的影響、環(huán)境規(guī)制通過經濟增長對水污染的作用機制、上中下游的環(huán)境規(guī)制與水污染的空間異質性等問題,為長江經濟帶水污染的治理及相關政策的制定提供參考和啟示。

1 文獻綜述

在經濟增長初期,環(huán)境污染較輕微;隨著經濟增長和人們生活水平的提高,污染隨之加劇;但當居民收入水平提高到某一水平時,環(huán)境污染將得到緩解。如果用一條曲線對此過程進行擬合,會得到一條倒“U”形的曲線。Panayotou[1]將經濟增長、收入水平與環(huán)境污染研究得出的“U”形曲線命名為“環(huán)境庫茲涅茨(EKC)曲線”。隨著中國經濟的飛速崛起,經濟增長與環(huán)境污染之間日益凸顯的矛盾推動了各類評價指標的EKC曲線研究。高展聰等[2]利用時間序列數據獲得中國的EKC曲線,結果表明廢水、能源呈現倒“U”形曲線;路寧等[3]對世界和中國的水環(huán)境同時采用截面數據和時間序列數據進行實證研究,結果表明世界水污染與人均GDP之間為倒“U”形曲線關系,而中國水污染與人均GDP之間為線性關系;鄭旭等[4]以營口市數據研究工業(yè)廢水排放量、生活污水排放量、COD排放量等指標,結果顯示工業(yè)廢水排放量與COD排放量的擬合曲線呈倒“U”形;樂小兵[5]發(fā)現江西省水污染與經濟增長之間同時存在“U”形與倒“U”形兩種關系;孫英杰等[6]認為環(huán)境污染是影響我國經濟的核心因素,并指出我國目前處于EKC曲線的左半部分。

環(huán)境污染伴隨著社會經濟的發(fā)展而產生,引起中國環(huán)境污染問題的根本原因是粗獷式的發(fā)展方式。為了應對環(huán)境污染問題,我國開展了系列環(huán)境規(guī)制措施,環(huán)境規(guī)制是指某個國家/地區(qū)禁止或者限制某些特定經濟行為以達到保護環(huán)境目的的政策制度。關于環(huán)境規(guī)制與經濟發(fā)展之間的關系有3種觀點。第一種觀點遵循早期的成本理論假說,從傳統的靜態(tài)成本框架下出發(fā),認為環(huán)境規(guī)制雖然可以減少污染,但會導致企業(yè)生產率的降低,進而抑制經濟增長[7]。Porter等[8]提出著名的“波特假說”,認為第一種觀點忽視了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術革新的倒逼作用,環(huán)境規(guī)制可以激發(fā)企業(yè)之間的良性競爭,提高企業(yè)生產率,促進企業(yè)技術升級改造,產生的創(chuàng)新補償效應可以抵消成本效應。第二種觀點圍繞“波特假說”展開,Greaker[9]論證環(huán)境規(guī)制會刺激行業(yè)向著更高的帕累托均衡,從而提高產率;劉悅等[10]證明在長期動態(tài)平衡下,環(huán)境規(guī)制會激勵企業(yè)技術創(chuàng)新從而提升生產率。但同時另一些研究否定了“波特假說”,認為環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術革新沒有顯著關系,Jaffe等[11]使用微觀數據發(fā)現環(huán)境規(guī)制顯著降低企業(yè)生產率;涂正革等[12]發(fā)現中國環(huán)境規(guī)制與地區(qū)經濟增長呈負相關關系。造成“波特假說”在宏觀與微觀、長期與短期研究相悖的主要原因如下:一方面,環(huán)境規(guī)制在不同的國家、行業(yè)作用機制有較大差異;另一方面,環(huán)境規(guī)制在長期和短期的經濟表現也顯著不同[13]。第三種觀點認為環(huán)境規(guī)制與經濟發(fā)展之間存在非線性關系。陳詩一等[14]的論證表明短期內環(huán)境規(guī)制阻礙了經濟發(fā)展,但從長期規(guī)模角度來看,環(huán)境規(guī)制會促進經濟增長。

綜上所述,現有文獻對污染物排放、環(huán)境規(guī)制與經濟增長之間的關系已經進行了初步探索,但大多聚焦在水污染或空氣污染等與環(huán)境規(guī)制之間、環(huán)境規(guī)制與經濟增長之間的影響,未能同時考慮三者之間關系;同時,現有研究極少對長江經濟帶的環(huán)境規(guī)制與水污染問題進行探索。因此,本文以長江經濟帶上中下游11個省(市)為研究對象,探討環(huán)境規(guī)制、水污染與經濟增長之間的關系,旨在從水污染治理角度對長江經濟帶各省(市)高質量經濟發(fā)展進行探討。

2 高質量經濟發(fā)展測度

2.1 評價指標體系設計

目前對于高質量經濟的測度,相關研究沒有統一標準,劉志彪等[15]用勞動生產率對高質量經濟進行測度。本文借鑒孫豪等[16-17]研究方法,構建高質量經濟發(fā)展評價指標體系,包括創(chuàng)新發(fā)展、協調發(fā)展、綠色發(fā)展、開放發(fā)展以及共享發(fā)展5個二級指標和18個三級指標,具體指標體系見圖1。

圖1 高質量經濟發(fā)展評級評價指標體系

2.2 測算結果及分析

常用的指標權重計量方法有熵值法和主成分分析法,為了避免主成分分析法在主觀賦權方面的缺點,并考慮本文數據的特點,采用客觀的、基于信息熵賦值的熵值法[16]。測算結果顯示:2009—2021年上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南的高質量發(fā)展水平分別為0.610、0.372、0.345、0.215、0.215、0.284、0.240、0.289、0.253、0.203、0.216,長江經濟帶高質量發(fā)展整體處于較低水平,平均值為0.295,未來發(fā)展空間巨大,由此可見實現長江經濟帶高質量經濟發(fā)展目標仍任重道遠。雖然近些年很多關于長江經濟帶的綠色生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展優(yōu)先戰(zhàn)略被相繼提出并實施,但由于長期以來的高消耗、高污染粗獷發(fā)展模式帶來的遺留矛盾很難在短時期內得到解決,長江經濟帶仍處于產業(yè)結構不平衡、資源利用率低下、發(fā)展失衡不充分的階段。

具體來說,高質量經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)集中在長江經濟帶下游,尤其是上海市,遠遠高出其他省(市)水平,主要原因是國家和相關部門對上海市的扶持力度和政策傾斜力度遠高于其他省(市);同時,上海市自身活力較大,大力發(fā)展高科技創(chuàng)新產業(yè),淘汰高污染高消耗低價值產業(yè),不斷引導產業(yè)升級優(yōu)化。江蘇、浙江也依靠先進的技術和資金支持不斷優(yōu)化省內發(fā)展方式,高質量經濟發(fā)展水平逐步向好。而長江經濟帶上游的貴州、云南高質量經濟發(fā)展緩慢且困難,主要原因是當地地理位置、經濟水平、人才結構均長期處于劣勢,遺留矛盾深厚且復雜;同時,這些地區(qū)得到的外界協助發(fā)展有限,當地產業(yè)轉型較慢,高增值企業(yè)較少,政府資金扶持力度小,難以吸引外界投入,且無法像新疆等地區(qū)參與到“一帶一路”政策支持中。

3 研究方法

3.1 變量選取

被解釋變量為高質量經濟發(fā)展(E),解釋變量為環(huán)境規(guī)制(R)。目前,我國尚未針對水污染投資建立專門的統計指標,因此,本文所采用的數據為工業(yè)污染治理完成投資與工業(yè)增加值的比值。門檻變量為水污染,采用廢水排放總量W進行衡量。由于農業(yè)廢水排放量被納入廢水排放量分類的時間較短,與工業(yè)廢水排放量、生活廢水排放量在時間口徑上存在不一致性,因此,本文的廢水排放量聚焦于工業(yè)廢水排放量和生活廢水排放量。廢水排放量的度量方式有總量和人均兩種,楊城[18]通過對總量和人均兩種指標的對比,指出總量指標能夠避免人口因素帶來的影響,肯定了總量指標的可比性和穩(wěn)定性。因此本文采取工業(yè)廢水排放量和生活廢水排放總量之和對水環(huán)境污染程度進行衡量。

關于控制變量的選取,參考陳詩一等[19-21]的研究成果,選取人口密度(M)、工業(yè)化水平(I)、產業(yè)結構(L)、政府干預(G)、金融發(fā)展水平(J)作為控制變量。

3.2 模型選取

為研究長江經濟帶水污染規(guī)制與高質量經濟發(fā)展之間的關系,構建式(1)所示的基準回歸模型。為減緩各變量之間的異方差和共線性問題,對所有變量都采取對數形式。

lnEi,t=α0+α1lnRi,t+α2lnWi,t+

α3lnZi,t+μi,t

(1)

式中:Ei,t為i省(市)第t年高質量經濟發(fā)展水平;Wi,t為i省(市)第t年水污染;Ri,t為i省(市)第t年環(huán)境規(guī)制;Zi,t為i省(市)第t年控制變量組;μi,t為i省(市)第t年隨機誤差項;α0、α1、α2、α3分別為常數項、環(huán)境規(guī)制回歸系數、水污染回歸系數、控制變量組回歸系數。

根據前文理論分析,環(huán)境規(guī)制對高質量經濟的影響可能會受到水污染程度變化而變化,環(huán)境規(guī)制與高質量經濟發(fā)展之間可能存在門檻效應。但由于各變量數據較小,在參考Hansen[22]門檻回歸模型基礎上構建如下模型:

Ei,t=β0+β1Wi,tI(qi,t≤ri)+

β2Wi,tI(qi,t>ri)+rZi,t+μi,t

(2)

式中:I為指示性函數;qi,t為門檻變量;ri為門檻值;β0、β1、β2均為系數,當β1與β2不相等時存在門檻。

3.3 數據來源

本文針對2009—2021年長江經濟帶11個省(市)的面板數據進行分析,上游區(qū)域包括重慶、四川、貴州、云南;中游區(qū)域包括江西、湖北、湖南;下游區(qū)域包括上海、江蘇、浙江、安徽。本文所用數據來源于國家統計局、各省(市)統計局網站公開的官方數據以及歷年《中國統計年鑒》,對數據中的個別缺失值采用線性插值法進行補全。實證分析樣本量為143,各變量主要統計量見表1。

表1 實證分析各變量主要統計量

4 結果與分析

4.1 相關性分析

采用stata16.0軟件進行實證分析,表2為各變量的相關性分析結果。高質量經濟發(fā)展與環(huán)境規(guī)制之間的相關系數為-0.175,在5%的置信水平下顯著;高質量經濟發(fā)展與水污染之間的相關系數為0.280,在1%的置信水平下顯著;環(huán)境規(guī)制與水污染之間的相關系數為-0.285,在1%的置信水平下顯著。由此可見,環(huán)境規(guī)制會抑制高質量經濟發(fā)展;高質量經濟發(fā)展通常伴隨著水污染的加劇;環(huán)境規(guī)制會抑制水污染程度。此外,主要變量之間不存在多重共線性問題。

表2 各變量的相關性分析結果

4.2 門檻值單位根檢驗

為避免因數據的非平穩(wěn)造成面板偽回歸現象,在進行門檻回歸分析之前,需對門檻變量水污染(本文用廢水排放總量來衡量)進行單位根檢驗。因為本文研究的廢水排放總量是在一段時間內的流量概念,其大小有時間維度,因此采用一階差分形式判斷其是否平穩(wěn)。在實證分析中,一般的單位根檢驗方法有:Breitung檢驗、LLC檢驗、HT檢驗、IPS檢驗等。采用上述方法的檢驗結果分別為-4.831、-10.024、-0.085、-6.496,均顯著拒絕原假設,可見門檻變量廢水排放總量是平穩(wěn)的。

4.3 基準回歸

對于基準模型參數估計,分別采用OLS模型、隨機效應模型、固定效應模型對數據進行回歸。比較固定效應模型和OLS模型,固定效應模型的F值為7.76,P值在1%水平下顯著拒絕原假設,表明固定效應模型顯著優(yōu)于OLS模型;比較固定效應模型與隨機效應模型,經Hausman檢驗,前者P值在1%水平下顯著拒絕原假設,表明固定效應模型顯著優(yōu)于隨機效應模型。綜上,應選取固定效應模型。

固定效應模型顯示,廢水排放總量W的一次項系數顯著為正;在引入廢水排放總量的二次項W2的情況下,二次項系數顯著為負,說明水污染與高質量經濟發(fā)展之間呈現倒“U”形關系,論證了“環(huán)境庫茲涅曲線”的存在。因此,環(huán)境規(guī)制對高質量經濟發(fā)展具有顯著的抑制效應。由于本文選取的時間跨度較小,導致結果體現為環(huán)境規(guī)制的成本效應大于創(chuàng)新效應,表明短時間內環(huán)境規(guī)制阻礙了經濟發(fā)展。

4.4 面板門檻回歸

以水污染作為門檻變量,環(huán)境規(guī)制為核心解釋變量,進一步探究三者之間的作用機制。表3為門檻效應檢驗結果,當以水污染作為門檻變量時,單一門檻效應在1%水平下顯著地通過檢驗、單一門檻估計值為3.0813。雙重門檻效應在5%水平下通過檢驗、雙重門檻估計值為3.0044、5.3139。三重門檻效應的P值不顯著,表明不存在三重門檻。因此,以水污染作為門檻變量,環(huán)境規(guī)制為核心解釋變量時,存在門檻效應,且表現為雙重門檻效應。當水污染程度不同時,環(huán)境規(guī)制對高質量經濟發(fā)展的影響程度不同,可以判定環(huán)境規(guī)制和高質量經濟發(fā)展之間具有非線性關系。

表3 門檻效應檢驗結果

4.5 面板門檻效應結果分析

以水污染為門檻變量,環(huán)境規(guī)制為核心解釋變量,運用式(2)構建面板門檻模型?；貧w結果如下:當水污染程度在第一門檻值3.0044以下時,環(huán)境規(guī)制系數為-0.039;在第二門檻值5.3139以上時,環(huán)境規(guī)制系數為-0.102;在兩個門檻值之間時,環(huán)境規(guī)制系數為-0.254。表明當水污染程度低于3.0044時,每增加1%的環(huán)境規(guī)制力度,高質量經濟發(fā)展下降0.039%;水污染程度高于3.0044但低于5.3139時,每增加1%的環(huán)境規(guī)制力度,高質量經濟發(fā)展下降0.254%;水污染程度高于5.3139時,每增加1%的環(huán)境規(guī)制力度,高質量經濟發(fā)展下降0.102%。因此,隨著水污染程度的加劇,環(huán)境規(guī)制對高質量經濟發(fā)展表現出抑制作用,且抑制作用先增大隨減小。

4.6 分地區(qū)回歸討論

根據長江上游、中游、下游地域分類,采用FGLS估計分別進行回歸,分地區(qū)結果如表4所示。

表4 分地區(qū)回歸結果

從回歸結果可以得出以下結論:①由于選取的時間跨度較小,短時期內環(huán)境規(guī)制的成本效應大于創(chuàng)新效應,表現為環(huán)境規(guī)制對經濟發(fā)展產生抑制作用;前文論證水污染與經濟發(fā)展之間呈現倒“U”形曲線,短時期內體現為水污染程度與經濟發(fā)展同方向增長,可以解釋為短時期內工業(yè)產出越多則經濟發(fā)展越好,此時工業(yè)產出帶來的經濟效益大于水污染帶來的破壞,因此體現為廢水排放總量越多,經濟發(fā)展反而越好。②上中下游環(huán)境規(guī)制對經濟發(fā)展的抑制作用有明顯差異,具體來說,對于下游區(qū)域,環(huán)境規(guī)制對經濟發(fā)展產生顯著的抑制作用,而對于中上游區(qū)域來說,環(huán)境規(guī)制能力尚未達到理想水平,環(huán)境規(guī)制并未對經濟發(fā)展起到抑制作用。③就人口密度而言,上游、下游系數為負,中游為正,說明發(fā)達區(qū)域和落后區(qū)域的人口增多都會造成資源緊缺,從而對經濟發(fā)展產生負向作用;工業(yè)化水平和產業(yè)結構變量均對經濟發(fā)展產生正向作用;政府干預變量對經濟發(fā)展產生負向作用;需要注意的是,下游的金融發(fā)展水平產生顯著的抑制作用,表明下游金融發(fā)展過度規(guī)?；?、結構失衡導致效率低下等問題會對經濟發(fā)展產生破壞作用。

5 結論與啟示

5.1 結論

a.以水污染作為門檻變量,環(huán)境規(guī)制為核心解釋變量時,存在門檻效應,且表現為雙重門檻效應。隨著水污染程度的加劇,環(huán)境規(guī)制對高質量經濟發(fā)展表現出抑制作用,且抑制作用先增大后減小。

b.水污染與高質量經濟發(fā)展之間呈現倒“U”形關系,論證了“環(huán)境庫茲涅曲線”的存在。隨著經濟增長水平的提升,城市對水資源環(huán)境的壓力會逐漸增大,水污染程度也隨之更加嚴重。因此,在發(fā)展經濟的同時,加大對水環(huán)境的治理是十分必要和重要的。

c.長江經濟帶各區(qū)域環(huán)境規(guī)制對經濟發(fā)展的抑制作用有明顯差異。下游區(qū)域環(huán)境規(guī)制對經濟發(fā)展產生顯著的抑制作用;中上游區(qū)域環(huán)境規(guī)制能力尚未達到理想水平,環(huán)境規(guī)制并未對經濟發(fā)展起到抑制作用。因此,對于中上游區(qū)域來說,在經濟增長的同時更需要注重環(huán)境治理,提升環(huán)境規(guī)制能力。

d.高質量經濟發(fā)展同時受到人口密度、工業(yè)化水平、產業(yè)結構、政府干預、金融發(fā)展水平等因素影響,如工業(yè)化水平和產業(yè)結構的提升會對高質量經濟發(fā)展產生積極作用,政府干預會對高質量經濟發(fā)展產生負面作用。

5.2 啟示

a.強調環(huán)境規(guī)制與經濟增長的和諧統一。有關部門應將綠色經濟增長作為未來經濟的主旋律,倡導環(huán)境規(guī)制與經濟增長齊頭并進,激勵以科技為導向的環(huán)保經濟發(fā)展。

b.重視環(huán)境規(guī)制差異化。應對長江經濟帶11個省(市)進行水環(huán)境的評估,根據評估結果并結合當地經濟水平、資源稟賦、科技創(chuàng)新水平等針對性地制定合理有效的差異化政策。對于水污染程度較低的省(市),應強調科技創(chuàng)新、激勵型的環(huán)境規(guī)制政策,以激發(fā)該地區(qū)最大潛能。針對水污染程度較嚴重的省(市),應加大環(huán)境規(guī)制的力度。此外可建立跨省(市)的生態(tài)補償機制,逐步降低各區(qū)域之間在環(huán)境協同治理中的差異。

c.創(chuàng)新提升“軟實力”。在長江經濟帶的環(huán)境規(guī)制與水污染治理中,應通過制度和科技創(chuàng)新進行精準治理,加強科技體制改革,建立共享和創(chuàng)新的科技服務平臺。