王文普

（山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，濟南 250100；南通大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南通 226019）

省級水平污染減排與生產(chǎn)率的經(jīng)驗分析

王文普

（山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，濟南 250100；南通大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南通 226019）

通過1995-2008年中國30個省級水平數(shù)據(jù)，考察了污染減排支出與生產(chǎn)率之間的聯(lián)系。發(fā)現(xiàn)污染減排支出與生產(chǎn)率水平及其增長有顯著的正向關(guān)系。固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)估計結(jié)果表明，污染減排支出較高的省份有較高的生產(chǎn)率水平，污染減排支出較快的省份有較快生產(chǎn)率增長。估計的系數(shù)值意味著污染減排支出對生產(chǎn)率水平有比較大的正向影響。然而，通過分析幾種不同的環(huán)境規(guī)制測度指標(biāo)結(jié)果表明，即使規(guī)制對生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響，這種影響要么比較小，要么不顯著。這似乎表明，提高環(huán)境規(guī)制的嚴厲性對生產(chǎn)率的不利影響可能低于人們預(yù)期。

污染減排；生產(chǎn)率；環(huán)境規(guī)制

1 問題提出

污染減排是當(dāng)前中國環(huán)境保護中的重中之重。中國正處于經(jīng)濟高速增長、工業(yè)化和城市化快速發(fā)展時期，工業(yè)污染物的排放強度雖有所下降但仍處于高位階段。同時，中國的經(jīng)濟發(fā)展中仍存在沿海與內(nèi)地的差距、城鄉(xiāng)發(fā)展的不平衡等現(xiàn)實問題。因此，從地方水平來看，特別在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，人們可能更為關(guān)心的問題，污染減排是否會影響經(jīng)濟發(fā)展，尤其是污染減排是否影響到生產(chǎn)率的提高。生產(chǎn)率增長在中國的經(jīng)濟發(fā)展起著重要的作用。

有效的污染控制政策不是制約經(jīng)濟發(fā)展，而是應(yīng)在實現(xiàn)污染減排的同時，盡可能地減少對經(jīng)濟的不利影響，甚至達到環(huán)境質(zhì)量改善與經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的“雙贏”結(jié)果。然而，污染控制究竟是否會影響生產(chǎn)率，這關(guān)鍵在于污染減排如何與產(chǎn)出或生產(chǎn)率發(fā)生聯(lián)系。如果在環(huán)境規(guī)制之前企業(yè)是有效運轉(zhuǎn)的，那么環(huán)境規(guī)制將迫使將一部分生產(chǎn)性資金轉(zhuǎn)移到用于污染減排（如購買污染處理設(shè)備、繳納排污費/稅等），增加了企業(yè)的額外成本，從而導(dǎo)致產(chǎn)出或生產(chǎn)率的減少。如果認為污染是經(jīng)濟資源浪費的一種表現(xiàn)，是對稀缺資源的不完全的利用，那么減少污染排放通常與改善所使用資源的生產(chǎn)率相聯(lián)系。如果環(huán)境規(guī)制能夠促使投資于創(chuàng)新活動，激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，那么環(huán)境規(guī)制將有利于提高生產(chǎn)率和競爭力。

本文利用中國30個省級數(shù)據(jù)，試圖從經(jīng)驗上考察污染減排對生產(chǎn)率產(chǎn)生什么影響。我們主要關(guān)注兩個問題，一個是污染減排支出是否會影響生產(chǎn)率。如果有，這種影響有多大，以及其作用的方向。另一個是如果污染減排對生產(chǎn)率發(fā)生作用，那么，不同的環(huán)境規(guī)制測量指標(biāo)對這種作用的影響又如何。

2 模型與數(shù)據(jù)

2.1 計量模型

構(gòu)建污染減排的回歸分析框架。污染減排支出實際上是用于治理“三廢”的污染治理資金，其可視為一種環(huán)境投入，在其他投入不變的條件下，污染減排支出增加將減少污染排放。因此，在很多的經(jīng)驗研究中，將污染減排支出作為環(huán)境規(guī)制嚴厲性的測度。為了分析環(huán)境規(guī)制的影響，我們把污染減排支出作為一個要素引入Cobb-Douglas型地區(qū)生產(chǎn)函數(shù)，即 Y=ALαKβPγ，其中，L 表示勞動力，K 為物質(zhì)資本，P 表示污染減排支出，A表示技術(shù)進步。

定義全要素生產(chǎn)率 TFP=Y/（LαKβ），則得到全要素生產(chǎn)率為TFP=APγ，對此式兩邊取對數(shù)，得到lnTFPit=b1lnPit+eit，其中，eit為隨機誤差項。b1為待估參數(shù)。

為了控制其他因素的影響，引入總需求變量以控制總需求沖擊可能會對生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，總需求變化用GDP變化來表示；人口密度變量作為控制規(guī)模效應(yīng)的影響變量。此外，經(jīng)驗研究還發(fā)現(xiàn)，除了當(dāng)期的污染減排支出影響外，滯后的污染減排支出也可能發(fā)生作用。我們通過比較發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期污染減排支出的系數(shù)不顯著，將其剔除并未對結(jié)果產(chǎn)生有明顯的影響。因而，本文選取使用的基本估計方程為

其中，popit表示人口密度，以控制各省規(guī)模效應(yīng)；△GDPit代表總需求變化；μi表示固定效應(yīng)，以捕捉各省的具體特征；ηt為年度虛擬變量，以捕捉時間效應(yīng)。參數(shù)b1衡量了污染減排支出對生產(chǎn)率的影響強度。如果b1顯著為正，則說明污染減排支出對生產(chǎn)率產(chǎn)生了促進作用。如果b1顯著為負，表明污染減排支出對生產(chǎn)率阻礙了生產(chǎn)率增長。

除分析污染減排支出水平對TFP水平影響外，還考察污染減排支出增長對TFP增長的影響，因而，將上式改寫為

其中，GTFP表示TFP增長，GPACE表示污染減排支出增長。

2.2 數(shù)據(jù)說明

估計生產(chǎn)率的數(shù)據(jù)來自中國55年統(tǒng)計資料匯編、中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料(1952-2004)和中國統(tǒng)計年鑒?；跒?995年。為了計算生產(chǎn)率，使用省級水平的GDP指數(shù)將名義GDP轉(zhuǎn)換為真實值。資本存量。本文利用固定資本形成額作為當(dāng)年新增投資，并用各省的固定資產(chǎn)價格指數(shù)①如果省級的固定資產(chǎn)價格指數(shù)缺失值用全國的指數(shù)替代。1991年以前,全國固定資產(chǎn)價格指數(shù)引自Carsten A.Holz(2006)。轉(zhuǎn)換為真實值。再利用K0=I0/（g+δ），其中g(shù)=1993-2008年的投資平均增長速度，δ為資本折舊率，取5%，計算初始（1993年）的資本存量，然后利用永續(xù)盤存法計算各年的資本存量②因污染減排投資占GDP的比重比較小，計算資本存量沒有扣除污染減排投資。。勞動力取各省的年中平均就業(yè)數(shù)?？紤]到勞動力的知識和技能等差異,按3次產(chǎn)業(yè)的勞動報酬占總勞動報酬的份額對就業(yè)數(shù)進行調(diào)整，得到調(diào)整后的就業(yè)數(shù)。

污染減排支出PACE數(shù)據(jù)③1995~1996年重慶與四川污染減排支出數(shù)據(jù)，按GDP的權(quán)重計算得到，其余污染數(shù)據(jù)進行相同處理。來自中國環(huán)境年鑒、環(huán)境統(tǒng)計年鑒和中國統(tǒng)計年鑒。少數(shù)缺失值使用回歸法，并用各省GDP折減指數(shù)換算為真實值。這里，使用污染減排支出（PACE）作為衡量環(huán)境規(guī)制嚴厲性的替代變量。從各省污染減排支出占GDP比例的年平均值來看，污染減排支出強度呈不斷上升態(tài)勢，污染減排占GDP比例由1995年的0.41%，到2008年甚至0.65%，增加幅度近0.2個百分點；期間污染減排支出占比曾于1998年出現(xiàn)最低，但2003年以后污染減排控制支出占比處于平穩(wěn)上升趨勢?？傮w上講，污染減排占GDP比例還不到1%。

環(huán)境規(guī)制嚴厲的其他測度，使用排污收費、工業(yè)廢水達標(biāo)率、工業(yè)SO2去除比、煙塵去除比、粉塵去除比、工業(yè)固體廢物處置率。表1描述了分析中使用的變量。

其他控制變量。人口密度pop=年中人口數(shù)/土地面積；各省的總需求變化用GDP變化來表示。

3 實證分析

本部分首先測算各省的生產(chǎn)率，然后估計生產(chǎn)率與污染減排支出之間關(guān)系。

表2報告了主要變量的spearman相關(guān)性分析。與常規(guī)的Pearson相關(guān)性比較，spearman相關(guān)性的檢驗對奇異點(outliers)不敏感，它為數(shù)據(jù)提供一種“穩(wěn)健”聯(lián)系。相關(guān)性分析表明，污染減排支出較高的省份傾向于有較高生產(chǎn)率水平，減排支出不斷增加的省份似乎有緩慢的生產(chǎn)率增長，然而這種相關(guān)系數(shù)并不顯著。除排污收費(fee)和固體廢物處置率（sold）外，環(huán)境規(guī)制的其他測度與生產(chǎn)率水平之間表現(xiàn)出顯著的正向關(guān)系。

表1 主要變量名與定義

3.1 生產(chǎn)率測算

利用1995~2008年30個?。ú话ㄎ鞑兀┑腉DP來測度各省的產(chǎn)出，就業(yè)用經(jīng)勞動報酬調(diào)整后的就業(yè)數(shù)和資本存量，計算總要素生產(chǎn)率，即

利用該式計算的生產(chǎn)率，隱含地假設(shè)所有投入都用于生產(chǎn)產(chǎn)出。如果某些投入用于污染減排（如購買污染減排的設(shè)備），那么實際生產(chǎn)中的投入可能被高估，從而會低估“真實”生產(chǎn)率。如果污染減排具有生產(chǎn)性，從而對生產(chǎn)率產(chǎn)生有利影響，或低估環(huán)境遵從成本，那么可能高估“真實”生產(chǎn)率。由于客觀限制，雖然不能精確地區(qū)分污染減排控制支出與生產(chǎn)性支出，然而綜合上述兩種“相反”效應(yīng)，對于在地區(qū)水平上分析生產(chǎn)率與污染減排支出的關(guān)系而言，這種“誤測”影響似乎不會對分析結(jié)果造成嚴重有偏。

測算總要素生產(chǎn)率常用的回歸方法有Pooled OLS、固定效應(yīng)估計和非參數(shù)法?？紤]到各省的具體特征，特別是沿海與內(nèi)地的經(jīng)濟差距，我們使用固定效應(yīng)方法；估計中包含時間趨勢變量4，以捕捉技術(shù)變化的共同趨勢。估計結(jié)果為

表3描述了各省平均TFP。從表3可以看出，TFP在1997年達到1.44之后，開始逐年下降，到2001年達到最低值（1.1），然后有開始趨于上升。在考察期內(nèi)，TFP的變化呈U形。

表2 spearman相關(guān)分析

總體上看，平均TFP的環(huán)比增長速度波動不大，變化幅度約為2個百分點。然而，如果從變異系數(shù)來看，2004年以前變異系數(shù)在0.48附近，2004年以后變異系數(shù)在0.5左右，這表明TFP在各省之間的波動比較大，特別在2004年以后平均TFP的變異系數(shù)趨于增大。根據(jù)測算結(jié)果，1995-2008年TFP年平均增長13.1%。

3.2 污染減排對生產(chǎn)率的效應(yīng)

利用測算的全要素生產(chǎn)率，估計污染減排支出對生產(chǎn)率水平，污染減排支出增長對生產(chǎn)率增長的影響。在使用Panel數(shù)據(jù)估計污染減排支出對生產(chǎn)率的影響時，先要確定估計方法。Pooled OLS估計假設(shè)各截面單元具有相同的特征，忽略了各省的具體特征和不可觀察因素。固定效應(yīng)估計雖然考慮了影響生產(chǎn)率的不可觀察的影響因素，但忽略了各省的污染減排支出的差別。Hausman檢驗結(jié)果顯示在常規(guī)的顯著水平下拒絕隨機效應(yīng)模型。為了進行比較，我們也進行了隨機效應(yīng)估計，隨機效應(yīng)估計要求各省具體特征與解釋變量之間沒有相關(guān)性。表4報告生產(chǎn)率的幾種估計結(jié)果。

表3 各省平均TFP

表4 生產(chǎn)率回歸結(jié)果

從表4可以看出，與pooled OLS的結(jié)果比較，固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)中滯后1期的系數(shù)滯后1期的PACE系數(shù)值明顯下降，而GPACE的系數(shù)值變化比較小。由于忽略各省的具體影響因素，pooled OLS可能高估了污染減排支出水平的影響。以下集中討論固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)估計結(jié)果。

固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的估計結(jié)果顯示：（1）滯后1期污染減排控制支出對生產(chǎn)率水平有顯著的正向作用，這與相關(guān)性分析基本類似。污染減排支出增長的系數(shù)也顯著為正。這意味著著污染減排支出高的省份有較高的TFP水平；污染減排支出不斷增長的省份有較快的TFP增長。（2）雖然Hausman檢驗拒絕了隨機效應(yīng)，然而隨機效應(yīng)估計并沒有顯著影響固定效應(yīng)估計的結(jié)果，對于所關(guān)心的變量（污染減排支出）而言，二者所估計的系數(shù)值和顯著性均未出現(xiàn)明顯的變化。這表明，我們的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。（3）總需要因素是生產(chǎn)率及其增長的一個重要因素?？傂枨笞兓瘜ιa(chǎn)率水平及其增長都有顯著的正向影響。人口密度對生產(chǎn)率水平有顯著的正向影響，而對生產(chǎn)率增長的影響雖然為負，但統(tǒng)計上并不顯著。（4）年度虛擬變量對生產(chǎn)率水平有顯著影響，并且在其系值趨于不斷增大。

表5 不同環(huán)境規(guī)制測度的估計結(jié)果

利用固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)估計的系數(shù)乘以污染減排支出的均值，我們也可以測算污染減排支出對生產(chǎn)率水平的總體效應(yīng)。這隱含地假設(shè)各省的污染減排支出為零，與預(yù)期的生產(chǎn)率水平相比，現(xiàn)有的污染減排支出所提高的生產(chǎn)率水平。為了估計這種數(shù)量效應(yīng)，將表4中的TFP和GTFP回歸系數(shù)進行平均，得到污染減排支出的系數(shù)為0.0102。預(yù)期的生產(chǎn)率水平將增加20%（0.0102乘以污染減排支出均值19.676）。

3.3 不同的環(huán)境規(guī)制測度與生產(chǎn)率

由于各省污染物排放量、污染物排放的種類、企業(yè)的污染減排技術(shù)等因素，造成環(huán)境規(guī)制測度的復(fù)雜性。上文分析發(fā)現(xiàn)污染減排支出對生產(chǎn)率水平及其增長有很強的正向作用。這種作用是否因不同的環(huán)境規(guī)制測度指標(biāo)而受到影響。對此，我們使用不同的污染減排指標(biāo)來衡量環(huán)境規(guī)制的嚴厲性，再利用固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)方法估計不同的規(guī)制測度指標(biāo)與生產(chǎn)率及其增長的數(shù)量關(guān)系。

表5報告了幾種環(huán)境規(guī)制嚴厲性的測度指標(biāo)的回歸結(jié)果。從估計結(jié)果可以看出，我們沒有獲得明顯的一致結(jié)果。然而這些不同的環(huán)境規(guī)制指標(biāo)也存在一些差別：（1）排污費對生產(chǎn)率水平有顯著的負向影響，這意味著排污收費較高的省份有較低的生產(chǎn)率水平；排污收費增長較快的省份有比較緩慢的生產(chǎn)率增長，然而在統(tǒng)計上并不顯著。污染收費的系數(shù)為負，主要原因可能與排放收費制度結(jié)構(gòu)有關(guān)。一些對中國排污收費制度的經(jīng)驗研究認為，中國的排污收費征收率低于減污平均成本，以及各省的排放收費執(zhí)行差別比較大，使得不同省區(qū)中的企業(yè)面臨不同的污染懲罰等，從而大大降低了污染收費的激勵效應(yīng)。（2）從污染物排放測度指標(biāo)來看，只有工業(yè)廢水達標(biāo)率在隨機效應(yīng)估計中發(fā)現(xiàn)對生產(chǎn)率水平有顯著的不利影響外，工業(yè)煙塵和粉塵去除比對生產(chǎn)率水平有顯著的正向作用；工業(yè)SO2去除比和工業(yè)固體廢物處置率對生產(chǎn)率水平及其增長的影響均不顯著。然而這幾種不同的環(huán)境規(guī)制測度的變化對生產(chǎn)率增長的影響在統(tǒng)計上均不顯著。此外，我們發(fā)現(xiàn)，總需求外生變化對生產(chǎn)率水平及其增長有顯著的影響，這與污染減排支出估計結(jié)果一致。

從估計系數(shù)值來看，即使環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響，這種影響要么比較小，要么不顯著。這似乎表明，不斷提高環(huán)境規(guī)制的嚴厲性對生產(chǎn)率及其增長的不利影響比預(yù)期的要小。

4 結(jié)論

利用1995-2008年的30個省級水平數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率水平及其增長與污染減排支出有顯著的正向關(guān)系。當(dāng)控制各省的具體影響因素時，固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)估計結(jié)果表明，污染減排支出較高的省份有較高的生產(chǎn)率水平，污染減排支出較快的省份有較快生產(chǎn)率增長。估計的系數(shù)值意味著環(huán)境規(guī)制遵從支出對生產(chǎn)率水平有比較大的影響?，F(xiàn)有的污染減排支出似乎使平均生產(chǎn)率水平增加20個百分點。

環(huán)境規(guī)制的其他測度指標(biāo)沒能獲得明顯的一致結(jié)果。排污收費對生產(chǎn)率水平有顯著的負向影響，而其變化對生產(chǎn)率增長的影響不顯著。工業(yè)煙塵和粉塵去除比對生產(chǎn)率水平有顯著的正向作用；除工業(yè)廢水達標(biāo)率僅在隨機效應(yīng)估計發(fā)現(xiàn)對生產(chǎn)率水平有顯著的不利影響外，工業(yè)SO2去除比和工業(yè)固體廢物處置率對生產(chǎn)率水平的作用統(tǒng)計上也不顯著。然而這幾種不同環(huán)境規(guī)制測度的變化對生產(chǎn)率增長的影響在統(tǒng)計上均不顯著。通過幾種不同的環(huán)境規(guī)制測度指標(biāo)對生產(chǎn)率影響的考察，結(jié)果表明，即使規(guī)制對生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響，這種影響要么很小，要么不顯著。這意味著提高環(huán)境規(guī)制的嚴厲性對生產(chǎn)率的不利影響有可能低于人們預(yù)期。

[1]Wang Y.,Yao Y.Sources of China’s Economic Growth Incorporating Human Capital Accumulation[J].China Economic Review,1952~1999,2003，14（1）.

[2]Shiu A.,A.Heshmati.Technical Change and Total Factor Productivity Growth for Chinese Provinces:A Panel Data Analysis[R].Ratio WP 98,The Ratio Institute,2006.

[3]胡鞍鋼,鄭京海等.考慮環(huán)境因素的省級技術(shù)效率排名(1999-2005)[J].經(jīng)濟學(xué)季刊，2008.3.

[4]Porter M.E.,C.van der Linde.Towards a New Conception of the Environmental-CompetitivenessRelationship[J].Journal of Economic Perspectives,1995,9.

[5]Jaffe A.B.,R.G.Newell,R.N.Stavins.Technological Change and the Environment[J].Environmental and Resources Economics,2002,(22).

[6]李永友,沈坤榮.我國污染控制政策的減排效果:基于省際工業(yè)污染數(shù)據(jù)的實證分析[J].管理世界，2008,(7).

（責(zé)任編輯/易永生）

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A

1002－6487（2011）03－0096-04