曾 嘉， 黃亮雄， 周少君

(1.華南師范大學經濟與管理學院，廣東廣州510006;2.廣東藥學院醫(yī)藥經濟學院，廣東廣州510006;3.廣東財經大學 財稅學院，廣東廣州510320;4.中山大學 嶺南學院，廣東廣州510275)

一、引 言

環(huán)境資源問題一直是影響我國經濟可持續(xù)發(fā)展的重大障礙。要實現(xiàn)經濟的轉型，必然要求協(xié)調經濟、社會與環(huán)境三者的關系，首要的是對于可持續(xù)發(fā)展程度的測度。對它的測算，多見于國際性機構的研究。聯(lián)合國開放計劃署(UNDP)提出的人類發(fā)展指數(shù)(HDI)，是由教育、壽命與收入等因素構成的。但是，HDI僅僅著眼于經濟和社會指標，而忽略了環(huán)境這個重要的指標。Lasso和Urrutia首先將環(huán)境污染的問題引入到了傳統(tǒng)的HDI分析框架中，創(chuàng)立了新的人文發(fā)展指數(shù)(HPDI)，該指數(shù)能夠有效遏制一些國家以損害自然環(huán)境為代價而獲取經濟的高速發(fā)展。①De La Vega Mc Lasso，Ana Marta Urrutia.HDPI:A Framework for Pollution-Sensitive Human Development Indicators.Environment，Development and Sustainability，2001，3(3):199-215.在此基礎上，林伯強和楊芳通過引入資源消耗和環(huán)境影響指標來修正HDI，構建了持續(xù)性人文發(fā)展指數(shù)(SHDI)。②林伯強、楊芳:《電力產業(yè)對中國經濟可持續(xù)發(fā)展的影響》，載《世界經濟》2009年第7期。上述指標體系都屬于非貨幣評價模式，這種評價模式易出現(xiàn)指標信息覆蓋不全或指標間信息重疊兩個缺點，且指標間的權重分配也有所爭議。Hamilton和Clemens(1999)③K.Hamilton，M.Clemens.Genuine Savings Rates in Developing Countries.World Bank Economic Review，1999，13:333-356.和世界銀行(2011)④World Bank.The Changing Wealth of Nations，2011:http://data.worldbank.org/date-catalog/wealth-of-nation，2014-04-17.提出的調整凈儲蓄(Adjusted Net Saving，ANS)則屬于貨幣評價模式。貨幣評價模式試圖以貨幣的形式來反映可持續(xù)發(fā)展程度。這種方式簡明易懂，且便于分析。ANS是地區(qū)滿足Hartwick-Solow法則程度的數(shù)量指標。⑤Hartwick指出如果經濟在發(fā)展過程中使用不可再生資源，就存在一種能保證“非遞減消費”的方法。具體為把開采不可再生資源取得的Hotelling租金全部投入到人造資本中去，就能保持資本存量為定值，非遞減消費就是可能的。這種結果對于可持續(xù)發(fā)展具有非常重要的經濟學價值。J.M.Hartwick.Intergenerational Equity and the Investing of Rents from Exhaustible Resources.American Economic Review，1977，67(5):972-974.Hartwick-Solow法則通常被稱作“弱可持續(xù)性”(Barbier et al.，1994)。⑥E.Barbier，Joanne C.Burgess and C.Folke.Paradise Lost:The Ecological Economics of Biodiversity.London:Earthscan，1994:77-95.弱可持續(xù)性假定作為生產投入的任何資本與自然資本是完全替代的。例如，從調整凈儲蓄的觀點來看，一個地區(qū)投資于對其不可再生自然資源的剝削所獲得的利潤，并將其投入到教育體系而形成人力資源，對于未來居民來說是可以互相抵銷的。Heal(2011)比較了幾種表征可持續(xù)發(fā)展程度的指標，最后選擇了調整凈儲蓄指標。①G.Heal.Sustainability and Its Measurement.NBER Workingpaper 17008，2011:1-27.

本文也使用人均調整凈儲蓄來度量我國省區(qū)的可持續(xù)發(fā)展程度，并實證分析其影響因素。當前的區(qū)域現(xiàn)象實質上反映的就是地區(qū)間的相互影響。這種影響可能存在兩個方面:第一，同級區(qū)域的競爭，表現(xiàn)為外溢效應;第二，對全國整體情況的反映。當分析可持續(xù)發(fā)展程度的影響因素時，必須考慮這兩方面的影響。本文綜合考慮這兩種影響，使用2004-2010年的29個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，結合廣義空間面板模型，實證分析可持續(xù)發(fā)展的影響因素。

二、可持續(xù)發(fā)展程度:調整凈儲蓄

(一)測量方法

調整凈儲蓄(ANS)是反映一個地區(qū)投資政策的可持續(xù)發(fā)展程度的重要指標。一般認為，生產資本，尤其是物質資本的形成就是對未來的投資。而在計算標準的凈儲蓄時，卻僅僅考慮到生產資本的貶值這個方面。實際上，能源和礦產等自然資源的損耗常常會對環(huán)境造成污染和損害，不利于經濟的可持續(xù)發(fā)展。調整凈儲蓄的框架應更為全面，核算時應該同時考慮物質資本和自然資本。要判斷一個地區(qū)是否滿足Hartwick-Solow法則，我們一般使用調整凈儲蓄這個數(shù)量指標?！叭蹩沙掷m(xù)性”是Hartwick-Solow法則的代名詞，它假定作為生產投入的任何資本與自然資本是完全替代的。本文借鑒世界銀行與Bolt的方法相結合，計算我國各省區(qū)的調整凈儲蓄，其公式為:

其中，ANS為調整凈儲蓄;GNS為地區(qū)儲蓄;D為生產資本的折舊;CSE是教育支出;Ri為各項資源的損耗;CD為二氧化碳排放的破壞;GE為治理環(huán)境污染所支付的價值。

(二)可持續(xù)發(fā)展程度的區(qū)域分布

使用前文所給出的方法，可測算出我國29個省(市，區(qū))2004-2008年的人均調整凈儲蓄(見圖1)。從具體排名變動看，上海市始終保持第一的位置，而貴州5年來都是排名最末;排名升幅最大的是河南，由2004年的第18名，上升到2008年的第14名，共上升了4名;降幅最大的省份為海南和新疆，前者由2004年的第14名，下降到2008年的第20名，后者由2004年的13名降到2008年的19名，共下降了6名。同時，省區(qū)間的集團變化比較少，僅發(fā)生了山東與福建互換了第一集團(75%百分位以后)與第二集團(50%-75%百分位之間)的位置，以及新疆(2004年為第二集團)與山西(2004年為第三集團)互換了位置。這樣，我國人均凈儲蓄的第一、二集團省區(qū)都集中于東部沿海及華北地區(qū)，第三、四集團省區(qū)則為是中西部內陸省份。從我國29個省區(qū)的數(shù)據(jù)可以看出，在2004-2006年間的人均調整凈儲蓄為負的僅貴州一省。這說明，當前的發(fā)展是在褫奪未來的財富，不利于子孫的千秋萬代。然而在2007年以后，包括貴州在內的全國29個省區(qū)的人均調整凈儲蓄均為正數(shù)，這又反映了我國的可持續(xù)發(fā)展程度在不斷提高。

圖1 我國人均調整凈儲蓄的區(qū)域分布(單位:元)

三、研究設計與模型設定

(一)模型設定

本部分圍繞“什么因素影響著可持續(xù)發(fā)展程度”這一問題建模。在當前政治集權和經濟分權的大國治理結構下，地區(qū)競爭顯得尤為突出。我國的區(qū)域現(xiàn)象往往植根于地區(qū)的相互影響之中。如果忽視這種影響，往往導致估計有偏差。這種互相影響體現(xiàn)出地區(qū)經濟地理行為間的空間依賴性(Spatial Dependence)。其中，同級區(qū)域之間的相互影響，被稱為外溢效應(Spillover effect)。識別區(qū)域間的外溢效應是理解地區(qū)競爭的重要一環(huán)。Goulder and Stavins研究美國的情況發(fā)現(xiàn)，聯(lián)邦政府的一些政策，可以導致一些州減少排污，但往往使得另外一些州額外提高了排污。①L.H.Goulder，R.N.Stavins.Interactions between State and Federal ClimateChangePolicies.NBER WorkingPaper 16123，2010:1-34.為了識別外溢效應，我們引入了空間滯后項，并借鑒了空間自回歸模型，模型設定為:

X為省級自變量。個體效應μi可反映各種不具時變性的特征，而時間效應λt則可反映時變性特征。系數(shù)ρ1的正負、大小分別代表外溢效應的方向與強度。進一步，通過引入可觀測僅隨時間變化的共同因子來描述λt，可使分析更為細致，于是構成了模型(2):

其中，F(xiàn)t是一個控制變量，主要刻畫隨時間變化的大國治理結構及宏觀經濟形勢等因素，μi反映的是個體效應。外溢效應可以理解為同級機構的橫向策略互動。Revelli在一項有關英格蘭地方政府環(huán)境支出的研究中發(fā)現(xiàn)，地區(qū)支出反映出空間的正相關，可以看出是來自對上級政府的縱向策略，而非僅為橫向策略的互動。②F.Revelli.Reaction or Interaction?Spatial Process Identification in Multi-tiered Government Structures.Journal of Urban Economics，2003，53:25-53.一般情況下，特別是省區(qū)較多時，省級政府、省內個人企業(yè)等做決策時，以全國整體的情況為決策依據(jù)。為了捕捉這種效應，把模型(2)拓展為:

式中，yct是反映全國整體情況。這樣，系數(shù)θ的正負、大小可看作是省區(qū)對全國整體發(fā)展情況反應的方向與強度。如果ρ1刻畫的是區(qū)域間的競爭，那么，θ可看作區(qū)域對總體水平的把握，前者是擇優(yōu)競爭，后者是閾值競爭。

此外，為了消除文化傳統(tǒng)、風俗習慣及自然稟賦等不確定因素，Pesaran和Tosetti提倡使用具有空間自相關的隨機擾動項來反映這種截面弱相關。我們可以引用這種方法，將模型列為:

(二)估計方法

可以借鑒王美今③王美今、林建浩、余壯雄:《中國地方政府財政競爭行為特性識別:“兄弟競爭”與“父子爭議”是否并存?》，載《管理世界》2010年第3期。的估計步驟:

第一步:為了得到殘差的一致估計量，可以使用IV方法，該殘差采用的是Baltagi提出的廣義殘差，④B.H.Baltagi，S.H.Song，B.C.Jung and W.Koh.Testing for Serial Correlation，Spatial Autocorrelation and Random Effects Using Panel Data.Journal of Econometrics，2007，140:5-51.工具變量集就是自變量的一階、二階空間滯后。

第二步:為了得到ρ2的一致估計，本文參考了Kapoor等提出的廣義矩估計方法的6個矩條件。限于篇幅，請參考原文。

當存在固定效應時，則取θ=1。

第四步:再次進行IV估計，從而得出ρ1和θ的一致估計，工具變量集為經過變換的解釋變量的一階和二階空間滯后。

(三)空間加權矩陣

四、數(shù)據(jù)描述與變量說明

我國的區(qū)域現(xiàn)象往往植根于地區(qū)的相互影響之中。這種影響可能存在兩個方面:第一，同級區(qū)域的競爭，表現(xiàn)為外溢效應;第二，對全國整體情況的反映。要分析影響區(qū)域可持續(xù)發(fā)展程度的因素，必須考慮這兩方面的影響。本文構建空間面板模型，使用29個省級區(qū)域2004-2010年的面板數(shù)據(jù)，由于數(shù)據(jù)缺失，剔除了西藏和重慶兩個省份。所有數(shù)據(jù)的基期都定為2000年，以2000年為基期對GDP縮減指數(shù)進行平減，從而消除價格因素的影響。省區(qū)影響因素(Xit)的選取主要以Grossman和Krueger的環(huán)境模型為框架②G.M.Grossman and A.B.Krueger.Economic Growth and the Environment.Quarterly Journal of Economics，1995，2:353-377.，各變量的統(tǒng)計性描述見表1。

表1 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述

五、實證分析

本文建立空間面板模型，同時考慮省區(qū)間的外溢效應和省區(qū)對全國整體情況的反應兩種影響，實證分析影響我國可持續(xù)發(fā)展程度的因素。

表2使用兩種空間加權矩陣，共6個回歸方程。Moran I統(tǒng)計量都顯著，表明我國的省區(qū)人均調整凈儲蓄均有空間依賴性，這與圖1所示的區(qū)域分布圖是一致的。Anderson LM統(tǒng)計量檢驗工具變量與內生變量之間的相關性是否足夠強，該統(tǒng)計量在表2的回歸方程中均顯著。Sargan統(tǒng)計量檢驗工具變量與擾動項是否不相關，表2的回歸方程中該統(tǒng)計量不顯著。Anderson LM統(tǒng)計量與Sargan統(tǒng)計量顯示，本文選取的工具變量是合理的。

首先分析反映省區(qū)外溢效應的系數(shù)ρ1與反映對全國總體情況的反應系數(shù)θ。無論加權矩陣為wd，還是加權矩陣為wk，ρ1都顯著為正，表明存在正的外溢效應。這種現(xiàn)象與黃亮雄、舒元所研究的榜樣效應非常類似。黃亮雄、舒元實證分析了我國長三角、珠三角和環(huán)渤海等三大地區(qū)對其余省區(qū)的排污外溢問題，研究表明其余省區(qū)的排污量與發(fā)達地區(qū)的變動方向是相同的，當發(fā)達地區(qū)增(減)排，則其余省區(qū)也相應增(減)排，即為榜樣效應。①黃亮雄、舒元:《我國省際可持續(xù)發(fā)展能力的外溢效應識別》，載《南京師大學報 (社會科學版)》2013年第3期。對比兩個矩陣的ρ1系數(shù)，矩陣wd的較大。兩個矩陣都是基于距離生成的，不同的是，wk僅挑選了最近的3個省區(qū)，更多反映了地理位置，而wd則考慮到所有省與省之間空間距離聯(lián)系?？梢?，wd的加權矩陣所反映的效應較大。

表2 人均調整凈儲蓄及其影響因素——總體樣本

系數(shù)θ雖符號為正，但僅在方程(3)和(5)顯著。如果系數(shù)顯著θ為正，說明省區(qū)追隨或者仿效全國整體水平。當全國整體水平較高的時，各省區(qū)也隨之提高可持續(xù)發(fā)展程度，這是水漲船高的現(xiàn)象。但回歸方程中，系數(shù)θ不如反映省區(qū)間外溢效應的系數(shù)ρ1顯著。當前我國區(qū)域間的經濟競爭日益加劇，特別在錦標賽式的競爭背景下，地方政府通常以短期內加快GDP增長速度為執(zhí)政的主要目標，著手于基礎設施建設、招商引資以及經營城市等硬件投資發(fā)展上。然而這種競爭缺乏大局意識，往往容易陷入?yún)^(qū)域間惡性競爭、重復建設、市場保護等誤區(qū)之中。黃亮雄和徐現(xiàn)祥認為，只有市場規(guī)模足夠大，地區(qū)政府更關心消費者利益，地區(qū)政府才選擇在競爭中合作。②黃亮雄、徐現(xiàn)祥:《動態(tài)視角下的企業(yè)R＆D合作與政府區(qū)域合作模型》，載《南開經濟研究》2010年第3期。

省區(qū)的人均調整凈儲蓄與全國層面的人均調整凈儲蓄可能存在內生性。省區(qū)決策應該以全國的情況為依據(jù)抑或是以省區(qū)決策的綜合情況為依據(jù)。本文在方程(3)和(4)把yct滯后一期，放進原方程進行穩(wěn)健性檢驗。結果并沒有發(fā)生顯著的改變，ρ1顯著為正，θ不顯著，再次說明，當前我國的區(qū)域經濟更多地體現(xiàn)在同級區(qū)域的競爭，缺乏對全國層面的把握，從而缺少區(qū)域合作。

省區(qū)的影響因素上，全要素生產率(tfp)、對外依存度(ti)、城市化率(cir)和有效征收率(el)的系數(shù)都顯著為正，這些因素的提高，都能提高省區(qū)域可持續(xù)發(fā)展程度。具體地，以方程(2)為例，技術進步對可持續(xù)發(fā)展的推動作用較大?；诖耍瑖覍嵤┛平膛d國戰(zhàn)略、科學發(fā)展觀，強調“以人為本”，推動創(chuàng)新，這有助于可持續(xù)發(fā)展。城市化率(cir)對人均調整凈儲蓄顯著為正，城市的集聚能帶來經濟效率，也能帶來排污成本的減少，從而有益于減排。最后，對環(huán)境越重視，可持續(xù)發(fā)展程度就越高，這符合預期。

產業(yè)結構(wg2與wg22)方面，當方程只放進二產比重(wg2)，其系數(shù)是顯著為正(方程(1)和(3))，而考慮到二次項(wg22)，雖然一次項系數(shù)為正，二次項為負，但不顯著，這與上文的預測有所不同。實證結果沒有呈現(xiàn)二產比重與可持續(xù)發(fā)展程度呈倒U型的關系，原因在于，五年的分析樣本可能不足以使二產比重與可持續(xù)發(fā)展程度呈倒U型，并且，我國總體上，還處于二產比重增加，可持續(xù)發(fā)展程度上升的階段(由方程(1)與(3)佐證)。

全國層面的三個共同因子:表征全國經濟形勢的實際人均GDP增長率(gro)、表征國家治理結構的財政分權(dec)、表征國家對環(huán)境治理的總體態(tài)度的人大環(huán)保議案數(shù)比例(pcr)，都不顯著，再次證明當前的區(qū)域競爭，較少考慮全國層面，從而缺乏區(qū)域合作。

我國區(qū)域差異巨大，表2僅在全國的總體樣本下分析了影響我國可持續(xù)發(fā)展程度的因素，而這些因素在不同的區(qū)域可能存在不同的影響。為了更全面地分析可持續(xù)發(fā)展及其影響因素，表3呈現(xiàn)了地區(qū)分樣本的實證結果。

表3 人均調整凈儲蓄及其影響因素——地區(qū)分樣本

表3的地區(qū)分樣本的分析中，兩種空間加權矩陣的結果較為一致，尤其在符合和顯著性上。方程(1)與(3)考察省份樣本，即剔除了直轄市與自治區(qū)，方程(2)與(5)是東部與中部省區(qū)的樣本，而方程(3)與(6)是中部與西部省區(qū)的樣本。我們針對wd加權矩陣，即方程(1)～(3)，分析不同區(qū)域的影響因素效應的異同。

首先，省份分樣本與東中部分樣本的結果較為相似，但中西部分樣本的結果明顯異于二者。三個分樣本回歸結果中城市化率(cir)的影響是一致的，三個方程中系數(shù)都顯著為正，即城市化推進，有助于提高可持續(xù)發(fā)展，具體地，城市化率提高1個單位，省份的人均調整凈儲蓄就提高113.25元，東中部省區(qū)提高137.07元，中西部省區(qū)提高56.513元。效應以中西部省區(qū)為小。

省份與東中部樣本的外溢效應顯著為正，且尤以省份樣本的結果為大，但中西部不存在外溢效應。三個分樣本回歸結果的差異還在于:(1)全要素生產率(tfp)在省份分樣本與東中部樣本顯著為正，而在中西部樣本不顯著，即在省份及東中部省區(qū)間，技術進步能帶來可持續(xù)發(fā)展程度的提高，但這種效應在中西部省區(qū)不成立。這可能源于中西部省區(qū)的技術較低，可持續(xù)發(fā)展程度的技術效應，要在一定的技術閾值才能實現(xiàn)。(2)對外依存度(ti)在省份分樣本與東中部樣本顯著為正，而在中西部樣本不顯著，即對外開放，能提高省份及東中部省區(qū)的可持續(xù)發(fā)展程度，但在中西部省區(qū)之間并不成立。中西部省區(qū)的對外開放程度較低，不足以影響可持續(xù)發(fā)展程度。

六、結 論

高投入、高產出、高增長、高污染的模式一直伴隨著我國近30年經濟高速增長的發(fā)展歷程。當前，中國走可持續(xù)發(fā)展之路已迫在眉睫。本文測算了我國29個省區(qū)2004-2010年的人均調整凈儲蓄，結果表明，我國的可持續(xù)發(fā)展程度得到了較大改善，但整體看來仍呈現(xiàn)東部沿海及華北地區(qū)可持續(xù)發(fā)展程度高、內陸的中西部地區(qū)可持續(xù)發(fā)展程度低的區(qū)域分布。可喜的是這種區(qū)域差異正在縮小。

本文還綜合考慮了同級區(qū)域的競爭表現(xiàn)的外溢效應以及地方對全國整體情況的反應兩種影響，并把二者嵌入到計量模型當中，分析可持續(xù)發(fā)展程度的影響因素。省區(qū)間存在顯著的正外溢效應，但對全國整體情況的反應不顯著，即當前我國區(qū)域經濟較多地著眼于區(qū)域間的競爭，而缺乏大局意識。省區(qū)影響因素方面，技術進步最能提高可持續(xù)發(fā)展程度。近年來，各級政府對官員的政績考核正發(fā)生著積極的變化。但研究表明，地方政府競爭并沒有充分考慮全國層面因素，這一方面說明中央現(xiàn)有的考核機制仍可進一步完善，另一方面說明了地方政府在總體經濟增長目標下會自發(fā)地做出策略性增長目標調整。政府應該改變單純以GDP增長為主的考核方式，改變單一的地方官員考核機制，綜合考慮人均GDP及其增長、人均財政收入、城鄉(xiāng)居民收入等方面數(shù)據(jù)。通過區(qū)域的外溢效應來強化激勵，通過跨區(qū)域聯(lián)動，區(qū)域間由競爭走向競合，從而實現(xiàn)經濟的可持續(xù)發(fā)展。