紀建悅，張 懿，任文菡

(1.中國海洋大學經(jīng)濟學院，山東 青島 266100；2.中國海洋大學海洋發(fā)展研究院，山東 青島 266100)

1 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟經(jīng)歷了年均增長率近10%的持續(xù)快速增長。一般認為，我國經(jīng)濟水平的迅速提高在一定程度上得益于寬松的環(huán)境規(guī)制條件下以環(huán)境污染為代價取得的經(jīng)濟增長紅利。長期寬松的環(huán)境規(guī)制一方面導致我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性問題突出，使企業(yè)在不承擔環(huán)境成本的同時享受資源價格補貼，價格失實和盈利假象助長了企業(yè)產(chǎn)能規(guī)模的不斷擴張，導致了嚴重的產(chǎn)能過剩。另一方面，也使生態(tài)文明成為我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的最重要短板。中國環(huán)境狀況公報(2016)顯示，中國338個城市中，254個城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標，意味著75%以上的城市大氣環(huán)境質(zhì)量達不到中國規(guī)定的二級標準；與此同時，中國有32.3%的地表水水質(zhì)超過III類標準(不能做飲用水源)，還有8.6%的地表水成為劣V類水源而幾乎喪失使用功能。在此背景下，因此，實施較為嚴格的環(huán)境規(guī)制，對于改善我國生態(tài)環(huán)境、實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)健康增長具有重要的現(xiàn)實意義。

嚴格的環(huán)境規(guī)制能夠改善生態(tài)環(huán)境和居民的健康狀況得到了學術(shù)界的普遍認可[1-3]。然而，對于環(huán)境規(guī)制如何影響經(jīng)濟增長的問題，相關(guān)研究結(jié)論仍存在較大分歧。已有文獻大都圍繞 “遵循成本說”和“波特假說”展開，具體來說：其一，“遵循成本說”認為嚴格的環(huán)境規(guī)制相當于對企業(yè)生產(chǎn)決策施加了新的約束，將增加企業(yè)的直接和間接生產(chǎn)成本，限制企業(yè)在創(chuàng)新方面投入，引致企業(yè)在生產(chǎn)、管理和銷售方面的效率損失，不利于企業(yè)競爭力的提升。鑒于此，有研究認為嚴格的環(huán)境規(guī)制將降低地區(qū)的經(jīng)濟競爭實力，不利于經(jīng)濟發(fā)展水平的提高。代表性的研究主要包括：Shadbegian和Gray[1]、Christainsen和Haveman[4]、Gray[5]、Levinsohn和Petrin[6]。也就是說，如果“遵循成本說”成立，那么就存在環(huán)境保護和經(jīng)濟增長的“兩難悖論”。針對我國的實證檢驗結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制成本引致的產(chǎn)出及效率損失在我國普遍存在，但不同地區(qū)、不同行業(yè)間存在著顯著差異[7-10]。鑒于我國環(huán)境規(guī)制存在的巨大的“遵循成本”，許冬蘭和董博[8]在研究中就曾指出，在中國現(xiàn)有生產(chǎn)方式條件下，實施嚴格的環(huán)境規(guī)制還存在較大難度。武曉利[9]也認為，政府的環(huán)境規(guī)制在長期能夠有效改善生態(tài)環(huán)境，減少碳排放，但對宏觀經(jīng)濟存在負效應(yīng)。其二，Porter和Linde[11]提出了波特假說認為，嚴格且適合的環(huán)境規(guī)制強度在長期能夠激勵企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)生“創(chuàng)新補償效應(yīng)”和“學習效應(yīng)”以抵消環(huán)境規(guī)制成本，進而促進經(jīng)濟增長。也就是說，如果波特假說成立，那么就存在取得環(huán)境保護與經(jīng)濟增長“雙重紅利”的可能。目前，學術(shù)界普遍通過實證研究并使用簡單的二分法來檢驗波特假說是否成立，具體來說，如果企業(yè)競爭力(或生產(chǎn)率)隨著環(huán)境規(guī)制強度的提高而提升，就認為波特假說成立。反之，則認為波特假說不成立。但簡單的二分法忽視了波特假說成立的基本條件，即合適的環(huán)境規(guī)制強度，得出的結(jié)論并不準確。此外，基于不同樣本、不同估計方法得到的研究結(jié)論也并不一致[12-19]。Jaffe[20]梳理了相關(guān)研究成果，并根據(jù)環(huán)境規(guī)制激發(fā)的創(chuàng)新效應(yīng)能否抵消規(guī)制成本，進一步將相關(guān)研究成果劃分為“弱波特假說”和“強波特假說”。從側(cè)面反映出對于環(huán)境規(guī)制激發(fā)的創(chuàng)新效應(yīng)大小的問題，相關(guān)研究也沒有形成比較一致的結(jié)論。但對波特假說的進一步細分有助于研究的深化。Albrizio等[21]檢驗了強波特假說成立與否后指出，對技術(shù)先進國家以及生產(chǎn)率較高的公司而言，其生產(chǎn)率短期內(nèi)隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加而顯著提升。但對創(chuàng)新力一般的國家或公司而言，這種效應(yīng)并不顯著。近年來，相關(guān)文獻愈發(fā)強調(diào)企業(yè)異質(zhì)性等因素對綠色創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用，注重微觀層面的理論和實證研究，研究結(jié)論不斷被拓展。代表性的研究主要有：趙愛武等[22]在模型中區(qū)分了異質(zhì)企業(yè)主體和異質(zhì)性消費者主體，認為企業(yè)綠色創(chuàng)新行為受到異質(zhì)性需求的影響；馬艷艷等[23]將現(xiàn)有區(qū)域或行業(yè)層面的研究細化到微觀企業(yè)層面，考慮企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)作用，采用零膨脹模型實證研究了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

綜上所述，雖然學術(shù)界針對環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長的問題已進行大量研究，但仍存在不完善之處：其一，已有研究大都缺乏理論上的深入分析，視角比較單一，基于健康人力資本和生產(chǎn)性資本視角展開的研究極少；其二，現(xiàn)有文獻大都從實證的角度展開，選取不同樣本、采用不同方法得出的結(jié)論也并不一致。鑒于此，從宏觀層面構(gòu)建合理的數(shù)理模型，深入分析環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟增長的路徑，進而確定合適的環(huán)境規(guī)制強度，并有針對性地進行宏觀調(diào)控，恰恰是現(xiàn)階段最重要問題。只有極少數(shù)文獻從這一視角進行研究，王洪慶[24]主要基于環(huán)境規(guī)制影響勞動力學習能力的視角，分析了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長存在的顯著的門檻效應(yīng)。但理論分析中沒有考慮健康水平影響居民效用的問題，關(guān)于環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟增長的路徑分析還不夠完整和清晰。鑒于此，本文基于代際交替模型(OLG模型)，將環(huán)境規(guī)制強度、健康人力資本及生產(chǎn)性資本納入分析框架，對環(huán)境規(guī)制強度影響經(jīng)濟增長的路徑從理論上進行深入分析。在此基礎(chǔ)上選取1997—2015年我國30個省級的面板數(shù)據(jù)，考慮模型存在的內(nèi)生性問題，采用GMM進行實證研究，以期對已有相關(guān)研究進行補充和完善。

2 數(shù)理模型的構(gòu)建

在理論分析中，本文基于代際交替模型(OLG)，并將環(huán)境規(guī)制、健康人力資本及生產(chǎn)性資本納入分析框架，以分析環(huán)境規(guī)制強度對經(jīng)濟增長率的影響。

2.1 環(huán)境規(guī)制下的居民部門決策：國民儲蓄和家庭健康支出

OLG 模型假設(shè)，每個人只活兩個時期：第一個時期為青年時期，每個人在年青時無彈性地提供一單位勞動力，并將勞動收入用于日常消費、家庭健康支出和儲蓄；第二個時期為老年時期，居民在這一階段只簡單地消費其年青時的儲蓄及其所獲得的利息。假定存在人口的新老交替，即隨著青年向老年的過度，原老年居民將會消亡，新一代的青年人也將出生。因此，在任何時間節(jié)點，社會都同時存在青年階段和老年階段的居民。在環(huán)境污染的條件下，假設(shè)居民以家庭為單位進行的健康消費支出計為T，政府的環(huán)境規(guī)制強度計為τ(其中，T>0且τ>0)。假定t時期的家庭健康消費支出和政府環(huán)境規(guī)制強度不僅影響當期青年人退休后的健康水平，同時也將對其子女(t+1期成長為青年人)的健康水平產(chǎn)生影響。

居民健康水平通常主要受三方面因素的影響：一是家庭健康消費支出水平T。 Grossman[25]將家庭健康支出歸納為對醫(yī)療衛(wèi)生保健品的購買、加強鍛煉以及為改善健康而進行的其他投入，并指出健康支出顯著影響居民健康水平。家庭健康支出是決定居民健康水平的最重要因素之一，這一觀點得到了學術(shù)界普遍認可[26-27]；二是政府的環(huán)境規(guī)制強度τ。政府較高的環(huán)境規(guī)制強度降低了污染存量水平，能夠改善環(huán)境質(zhì)量，并對居民健康產(chǎn)生顯著影響[29]。三是居民自身先天身體素質(zhì)，這不是本文研究的重點，不妨簡單假定為h0。鑒于此，本文健康生產(chǎn)函數(shù)為：

ht+1=h0·T·τ

Grossman[25]提出健康者的幸福指數(shù)更高，健康水平顯著影響居民效用。因此，環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟增長的路徑之一就是影響居民的健康和效用水平。假定效用水平跨期可累加，據(jù)此給出每一代人的效用函數(shù)為：

Ut=lnCt+lnht+ρlnCt+1+βlnht+1

其中U代表效用水平；C代表日常消費支出的水平；h代表健康水平；下標t和t+1分別代表第t期和第t+1期；ρ和β為居民的主觀貼現(xiàn)率，是居民給不同時期消費水平和健康水平的權(quán)數(shù)。

居民在年青時將勞動收入在家庭健康消費支出、日常消費支出和儲蓄之間分配。而在老年階段則將年青時期的儲蓄全部用于當期消費。并假定居民是非利他的，代際之間互不關(guān)心，不存在遺贈動機?；诖耍硇詡€體的效用水平最大化的優(yōu)化行為可表示為：

Max(lnCt+lnht+ρlnCt+1+βlnht+1)

其中，w為代表性消費者的勞動收入水平；s為代表性消費者的儲蓄水平；c為日常消費支出水平；T為家庭的健康投資水平；r為居民將儲蓄用于投資所獲得的利息率。通過求解代表性居民的效用最大化問題可得：

(1)

等式(1)反映了地區(qū)儲蓄水平的影響因素。右邊的第一項的經(jīng)濟學含義為：在環(huán)境污染的條件下，為防止污染對健康的損害，代表性消費者傾向于選擇將更多的勞動收入用于家庭健康消費支出，使居民儲蓄水平趨于下降；右邊的第二項的經(jīng)濟學含義為：收入水平是居民儲蓄的最重要影響因素，并且家庭收入水平越高，其儲蓄量也越大。同時，通過求解效用最大化問題，還能得到家庭健康支出的最優(yōu)水平T為：

(2)

公式(2)反映了：代表性消費者的健康投資水平與其勞動收入水平正相關(guān)，說明收入水平較高的居民更加注重通過健康投資來保障自己退休后的健康水平。

2.2 環(huán)境規(guī)制下的生產(chǎn)部門決策：生產(chǎn)性資本投資量及健康人力資本形成量

如前文所述，環(huán)境規(guī)制強度的改變將影響健康人力資本的形成。大量研究指出[26-28]，健康人力資本直接決定著生產(chǎn)過程中的有效勞動投入以及勞動的邊際產(chǎn)出水平，主要原因在于：一是，健康的居民精力旺盛，具有較高的工作效率，能夠承擔更高強度的工作，其生產(chǎn)能力通常也較強；二是，健康人力資本水平的提升將引致平均預(yù)期壽命的延長，使勞動者工作年限趨于提高。此外，健康的居民在勞動過程中因傷病而曠工的概率也較低，這都有助于延長居民在年青時期的工作時間；三是，健康水平的提升還影響著居民的認知水平和學習能力。因此，環(huán)境規(guī)制強度還會通過影響居民健康和有效勞動投入的方式影響企業(yè)生產(chǎn)。

由此，應(yīng)該將居民健康人力資本作為生產(chǎn)要素納入生產(chǎn)函數(shù)，假設(shè)廠商的生產(chǎn)函數(shù)選取柯布道格拉斯函數(shù)形式，并表示為：

Yt=Kα(htLt)1-α

其中，Y表示總產(chǎn)出；K表示生產(chǎn)性資本水平；h代表健康人力資本水平；L代表勞動要素數(shù)量；α代表資本份額。為簡化問題分析，假設(shè)L=1，即人口增長為常數(shù)，此時人均產(chǎn)出就是總產(chǎn)出：

其中y表示人均產(chǎn)出，k表示人均資本存量，h表示健康人力資本。廠商追求利潤最大化，可表達為：

Maxπ=[(1-τ)yt-(1+rt)kt-wt]

(3)

其中，π表示廠商利潤，τ表示總產(chǎn)出中用于治理環(huán)境污染的比例，反映了環(huán)境規(guī)制的強度。在競爭性市場條件下，勞動和資本分別獲得其邊際產(chǎn)出，廠商獲得零利潤，求解可得到居民勞動收入水平和資本的邊際水平：

(4)

MPK=rt=[(1-τ)αyt/kt]-1

(5)

不難看出，在假定技術(shù)條件不變的情況下，環(huán)境規(guī)制強度的提升作為企業(yè)生產(chǎn)的額外成本，降低了廠商的利潤水平，使勞動和資本的要素報酬趨于降低。

由于每一期資本由前一期儲蓄決定，結(jié)合公式(1)和公式(4)可得均衡狀態(tài)下的生產(chǎn)性資本投資量：

(6)

從生產(chǎn)性資本方面來看：公式(3)體現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制的本質(zhì)，即政府通過對污染等外部性影響納稅或罰款，使外部性成本內(nèi)部化，進而彌補市場失靈，并對要素的配置產(chǎn)生影響。公式(6)則說明，政府環(huán)境規(guī)制強度的選擇必然將直接引致生產(chǎn)性資本投資規(guī)模的縮減。這主要是由兩方面因素的變化造成的：第一，儲蓄水平的變化。公式(4)反映了環(huán)境規(guī)制強度對居民收入的影響。即嚴格的環(huán)境規(guī)制使企業(yè)必須為生產(chǎn)造成的環(huán)境污染付費，那么遵循成本的增加使企業(yè)利潤水平降低，使得企業(yè)只能支付較低水平的勞動報酬。因此，在實施嚴格環(huán)境規(guī)則的地區(qū)，居民的工資收入水平將趨于下降。結(jié)合(1)式可知，居民收入水平的下降將導致該地區(qū)儲蓄量的減少。而儲蓄作為生產(chǎn)性資本積累的源泉，儲蓄水平的縮減將抑制生產(chǎn)性資本的形成，最終使生產(chǎn)性資本的投資規(guī)模下降；第二，資本邊際收益率的變化。公式(5)則反映了環(huán)境規(guī)制強度對資本邊際收益率的影響，在嚴格的環(huán)境規(guī)制條件下，由于企業(yè)必須將高額的環(huán)境規(guī)制成本納入自己的生產(chǎn)成本，導致企業(yè)利潤及資本的邊際收益的下降，這也不利于企業(yè)投資規(guī)模的擴張。

(7)

從健康人力資本方面來看：一方面，環(huán)境規(guī)制強度提升通過補齊生態(tài)短板，改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量，有助于居民健康水平的提升，本文稱之為“直接效應(yīng)”。另一方面，環(huán)境規(guī)制強度提升將降低居民收入，并減少家庭健康支出水平，進而抑制居民健康水平的提升，本文稱之為“間接效應(yīng)”。直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的大小比較決定了環(huán)境規(guī)制對健康人力資本的最終影響。通過求解?ht+1/?τ可得，除非企業(yè)將大多數(shù)用于處理環(huán)境污染，否則環(huán)境規(guī)制強度的提升將促進居民健康水平提升。但結(jié)合實際看，這幾乎是不可能的。綜合來看，本文認為環(huán)境規(guī)制強度的提升將促進健康人力資本形成。

2.3 環(huán)境規(guī)制強度對經(jīng)濟增長率影響的綜合分析

基于上述分析可知，環(huán)境規(guī)制強度通過影響生產(chǎn)性資本投資和健康人力資本形成決定了經(jīng)濟增長率g，將公式(6)和公式(7)代入生產(chǎn)函數(shù)可得：

g=(yt+1-yt)/yt

上式對環(huán)境規(guī)制強度求導，即可得到環(huán)境規(guī)制強度提升對經(jīng)濟增長率的影響：

?g/?τ

3 實證研究

通過理論分析可知，環(huán)境規(guī)制強度的提升將對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正負兩方面影響。當環(huán)境規(guī)制強度較低時，環(huán)境規(guī)制強度與經(jīng)濟增長率正相關(guān)；當環(huán)境規(guī)制強度過高時，則與經(jīng)濟增長率負相關(guān)。下面本文將借助深入的實證研究，分析確定我國環(huán)境規(guī)制強度對經(jīng)濟增長率的影響。

3.1 實證模型設(shè)定

在理論分析的基礎(chǔ)上，本文選取1997—2015年我國30個省級的面板數(shù)據(jù)，在計量模型中加入環(huán)境規(guī)制強度的二次項來刻畫環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的非線性影響。同時，在計量模型中引入健康人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口年齡結(jié)構(gòu)和儲蓄水平作為控制變量?？紤]如下面板數(shù)據(jù)模型：

其中，G表示GDP增長率，ENV表示環(huán)境規(guī)制強度，ENV2表示環(huán)境規(guī)制強度的平方項，HEA表示健康人力資本水平，IND表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，POPDE表示人口年齡結(jié)構(gòu)，反映勞動力供給的情況，SAV表示儲蓄水平，反映物質(zhì)資本供給的情況。α表示常數(shù)項，μ為干擾項，反映其它未考慮到的因素對經(jīng)濟增長率的影響。

3.2 變量選擇及說明

3.2.1 被解釋變量

與數(shù)理模型相對應(yīng)，本文被解釋變量為經(jīng)濟增長率，通過各省地區(qū)生產(chǎn)總值計算得到。

3.2.2 核心解釋變量

本文核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制強度。理論上，各國政府通常通過征收“庇古稅”的方式進行有效環(huán)境規(guī)制，征收稅率的高低成為反映環(huán)境規(guī)制強度最為常用的指標。但是，我國相關(guān)法律還不健全，排污權(quán)和“庇古稅”等市場型環(huán)境規(guī)制手段并未充分發(fā)揮作用。相反，排污費制度實施較早，政策穩(wěn)定，能夠較好反映我國環(huán)境規(guī)制強度的變化[30]。鑒于此，本文通過排污費收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來反映環(huán)境規(guī)制強度的變化。

3.2.3 控制變量

本文選取以下變量作為控制變量：1、健康人力資本水平。國民健康水平的提升引致勞動者工作年限的延長和勞動生產(chǎn)能力的提高，對經(jīng)濟增長具有重要的促進作用，考慮數(shù)據(jù)可得性，本文選取存活率作為健康人力資本的測算指標。2、人口年齡結(jié)構(gòu)。老齡化的進程決定了勞動和資本兩種生產(chǎn)要素的供給數(shù)量和質(zhì)量產(chǎn)生影響，必然影響經(jīng)濟增長[31]，本文選取老年人口撫養(yǎng)比進行衡量。3、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。我國目前正處于工業(yè)化中期，以城市工業(yè)為代表的現(xiàn)代經(jīng)濟部門與以農(nóng)業(yè)為代表的傳統(tǒng)經(jīng)濟部門并存，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是影響我國經(jīng)濟增長的重要因素，文章中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)=第二產(chǎn)業(yè)增加值/地區(qū)生產(chǎn)總值。4、儲蓄水平。儲蓄作為資本積累的源泉對我國經(jīng)濟增長的影響不容忽視，文章中儲蓄水平=100-最終消費率進行衡量。本文相關(guān)變量的定義及計算公式詳見表1所示。

表1 變量定義表

3.3 估計方法及數(shù)據(jù)來源

本文重點研究環(huán)境規(guī)制強度對我國經(jīng)濟增長率的影響。然而，由于在經(jīng)濟發(fā)展較好的國家，居民對環(huán)境質(zhì)量存在更高要求。此外，政府在制定環(huán)境保護政策時也會考慮對經(jīng)濟增長的影響，計量模型可能存在雙向因果關(guān)系。即，計量模型存在一定的內(nèi)生性。繼續(xù)采用OLS方法進行估計可能存在偏誤。基于此，本文采用滯后的內(nèi)生變量變量作為工具變量，進行廣義矩估計(GMM)。同時考慮到在使用工具變量回歸的過程中，弱工具變量可能會使回歸結(jié)果產(chǎn)生偏差，本文還對計量模型采用對弱工具變量不敏感的有限信息極大似然估計( LIML)進行回歸，以保證本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

上述變量數(shù)據(jù)來自中國大陸1997—2015年的省級面板數(shù)據(jù)，西藏地區(qū)部分數(shù)據(jù)缺失嚴重，本文的分析沒將其考慮在內(nèi)。本文被解釋變量為經(jīng)濟增長率，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。環(huán)境規(guī)制強度數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》。健康人力資本、人口年齡結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和儲蓄水平所需數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《各省統(tǒng)計年鑒》和《中國人口年鑒》。

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表2給出了變量描述性統(tǒng)計，有助于了解各變量樣本觀測值的統(tǒng)計性屬性。不難看出，各省份在經(jīng)濟增長率和環(huán)境規(guī)制強度方面均存在顯著差異。在其他變量方面，人口年齡結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和儲蓄水平在1997-2015年間大都存在較大波動。這在一定程度上反映了不同省份、不同時期間的經(jīng)濟社會發(fā)展水平存在著顯著差異。健康人力資本水平波動較小，但能夠明顯看出近年來我國居民健康水平不斷改善。因此，省級的面板數(shù)據(jù)則較好地反映了這種時間趨勢變化情況和區(qū)域的個體差異差異性。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

4.2 實證結(jié)果及分析

表3給出了估計結(jié)果?；貧w(1)-(2)分別使用了OLS和固定效應(yīng)(FE))估計方法進行估計(豪斯曼檢驗p值為0.000，說明應(yīng)該使用固定效應(yīng)進行回歸)?；貧w結(jié)果顯示，經(jīng)濟增長和環(huán)境規(guī)制強度之間存在著顯著的倒U型的非單調(diào)關(guān)系。但是正如上文所討論的那樣，由于內(nèi)生性問題及遺漏變量問題的存在，不論OLS還是FE的回歸結(jié)果都存在有偏和非一致的風險。但作為對照，本文仍然列出了OLS和FE的回歸結(jié)果。

表3 估計結(jié)果

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01

本文主要研究環(huán)境規(guī)制強度對經(jīng)濟增長率的影響。在模型不存在內(nèi)生變量的情況下，OLS將更有效。但如果環(huán)境規(guī)制強度和經(jīng)濟增長率之間存在相互影響，則計量模型存在內(nèi)生性問題，將影響OLS回歸和固定效應(yīng)回歸的可靠性，使OLS和固定效應(yīng)回歸存在不一致的風險，而工具變量法的回歸結(jié)果是準確的。環(huán)境規(guī)制強度與經(jīng)濟增長率之間在理論上存在相互影響的可能性。對此，本文進一步通過Hausman內(nèi)生性檢驗(結(jié)果見表4)。統(tǒng)計量值為15.28，p值為0.0092，可以在1%的顯著性水平上拒絕“所有解釋變量外生”的原假設(shè)，即認為模型存在內(nèi)生性問題。但Hausman檢驗在異方差情形下不成立，本文還通過DWH(Durbin-Wu-Hausman)的方法進行了檢驗，DWH檢驗的P值也在1%水平上拒絕了原假設(shè)。鑒于此，計量模型存在內(nèi)生性問題，應(yīng)該使用廣義矩估計通過工具變量進行回歸。本文選取內(nèi)生變量的滯后項作為工具變量進行回歸，工具變量的Hansen's J統(tǒng)計量p值為0.4538，表明工具變量滿足外生性假定。此外，Cragg-Donald Wald檢驗和Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計量也表明本文選取的工具變量是合適的。因此，本文的工具變量與內(nèi)生變量具有較強相關(guān)性，且滿足外生性假定，適合作為計量模型的工具變量進行回歸。在此情況下，廣義矩估計的回歸結(jié)果是可靠的，如表3中的回歸(3)所示?；貧w結(jié)果顯示，處理了內(nèi)生性問題后，經(jīng)濟增長率與環(huán)境規(guī)則強度之間依然存在著顯著的倒U形的非單調(diào)關(guān)系。工具變量法通常存在弱工具變量的風險，并且弱工具變量問題將嚴重影響回歸結(jié)果，為進一步確保結(jié)論的穩(wěn)健和準確性，本文還使用對弱工具變量更不敏感的有限信息最大釋然法(LIML)進行回歸，結(jié)果如表3回歸(4)所示。不難看出，有限信息最大似然估計結(jié)果與之前廣義矩估計(GMM)的回歸歸結(jié)果非常接近，這也進一步印證了“不存在弱工具變量”的結(jié)論。鑒于此，本文通過廣義矩估計得到的回歸結(jié)果是穩(wěn)健而可信的。值得注意的是，由于面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差問題，本文在回歸中還添加了穩(wěn)健的標準誤以保證回歸結(jié)果的準確性。

表4 模型內(nèi)生性檢驗結(jié)果

總而言之，上述各種估計方法均表明：我國環(huán)境規(guī)制強度和經(jīng)濟增長率之間存在著穩(wěn)健的倒U型的非線性關(guān)系。本文著重對廣義矩估計(GMM)回歸結(jié)果進行分析?；貧w結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強度的二次項符號為負，且在1%的顯著性水平下顯著，拐點處的規(guī)制強度為17.94?；貧w結(jié)果與本文理論分析得到的結(jié)論相符。即：當環(huán)境規(guī)制強度較低時，提升環(huán)境規(guī)制強度有助于經(jīng)濟增長率的提高。因為在此階段，環(huán)境規(guī)制對健康人力資本的提升效應(yīng)超過了環(huán)境規(guī)制縮減生產(chǎn)性資本投資的效應(yīng)，對經(jīng)濟增長起到了促進作用；但當環(huán)境規(guī)制強度過高時，環(huán)境規(guī)制縮減生產(chǎn)性資本投資的效應(yīng)將會超過環(huán)境規(guī)制對健康人力資本的提升效應(yīng)，繼續(xù)提升環(huán)境規(guī)制強度將抑制經(jīng)濟增長。從整體上看，我國環(huán)境規(guī)制強度平均值為5.425，距離拐點還存在較大差距(如圖1所示)。說明在現(xiàn)階段，繼續(xù)增強環(huán)境規(guī)制，能夠?qū)崿F(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟的雙重紅利，這就在一定程度上破解了環(huán)境和經(jīng)濟的“兩難”悖論。

控制變量方面，健康人力資本與經(jīng)濟增長率在10%的顯著性水平上正相關(guān)，說明居民健康水平的提升能夠提高勞動者的生產(chǎn)能力、延長勞動者的工作年限，進而促進我國經(jīng)濟增長率的提高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)在5%的水平上顯著且系數(shù)為正，說明在工業(yè)化中期，工業(yè)化水平的進一步提升仍然是我國經(jīng)濟增長的重要動力源泉。老年撫養(yǎng)比回歸系數(shù)為正與An和Jeon[31]的研究結(jié)論一致，印證了在老齡化的初期階段，居民“未雨綢繆”的儲蓄動機能夠促進經(jīng)濟增長。儲蓄水平在1%的水平上顯著且系數(shù)為正，說明儲蓄作為生產(chǎn)性資本積累的源泉，能夠促進我國經(jīng)濟增長率的提高。

圖1 環(huán)境規(guī)制強度對GDP增長率影響的示意圖

5 結(jié)語

環(huán)境規(guī)制強度如何影響經(jīng)濟增長的問題一直是學術(shù)界關(guān)注的焦點，但極少有研究從健康人力資本和生產(chǎn)性資本的視角展開。針對這一問題，本文以代際交替模型(OLG)為基礎(chǔ)，將環(huán)境規(guī)制強度、健康資本和生產(chǎn)性資本納入分析框架，從宏觀層面建立數(shù)理模型進行深入的理論分析。得出以下主要結(jié)論：(1)提升環(huán)境規(guī)制強度有助于健康人力資本的積累，能夠提高居民的效用水平，并對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用；(2)提升環(huán)境規(guī)制強度使環(huán)境污染等外部性成本內(nèi)部化，遵循成本的增加將引致企業(yè)利潤水平的降低，導致要素報酬和居民儲蓄量的減少，最終將縮減生產(chǎn)性資本的投資規(guī)模，并對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。(3)存在最佳環(huán)境規(guī)制強度，當環(huán)境規(guī)制強度低于最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強度時，提升環(huán)境規(guī)制強度能夠促進經(jīng)濟增長。當環(huán)境規(guī)制強度超過最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強度后，進一步提升環(huán)境規(guī)制強度則會抑制經(jīng)濟增長。在此基礎(chǔ)上，利用1997—2015年我國30個省級的面板數(shù)據(jù)，使用廣義矩估計(GMM)的估計方法進行了驗證。實證印證了環(huán)境規(guī)制強度和經(jīng)濟增長率之間存在著穩(wěn)健而顯著的倒U型的非線性關(guān)系。實證結(jié)果還表明，中國大多數(shù)省份的環(huán)境規(guī)制強度仍處于拐點以前，說明我國環(huán)境規(guī)制強度整體上還處于較低水平，進一步提升環(huán)境規(guī)制強度能夠在不增加經(jīng)濟下行壓力的基礎(chǔ)上補齊生態(tài)短板，實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的整體改善與居民效用水平的提升。

綜上所述，本文通過將環(huán)境規(guī)制強度、健康人力資本和生產(chǎn)性資本納入分析框架，在比較成本與收益的基礎(chǔ)上，對環(huán)境規(guī)制強度與經(jīng)濟增長率之間的關(guān)系進行理論分析，為環(huán)境規(guī)制政策的制度和環(huán)境規(guī)制強度的選擇提供了重要的理論支撐。本文后續(xù)將進一步考察環(huán)境規(guī)制政策的實施效果、健康人力資本積累對企業(yè)創(chuàng)新的支撐以及政府環(huán)境稅應(yīng)用對經(jīng)濟增長的影響，以便使研究更加接近現(xiàn)實。