環(huán)境規(guī)制對(duì)中國工業(yè)綠色生產(chǎn)率的效率探討
一、引言
由工業(yè)發(fā)展帶來的環(huán)境問題正受到廣泛關(guān)注，經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)不同的環(huán)境規(guī)制措施的作用爭(zhēng)論不休。根據(jù)新古典主義經(jīng)濟(jì)理論，有兩個(gè)因素同時(shí)影響生產(chǎn)者：一是擠出效應(yīng)，即有關(guān)環(huán)境投資是以生產(chǎn)資本的占用為代價(jià)的，這可能會(huì)降低生產(chǎn)率的增長;二是若生產(chǎn)者被迫使用更多的資源去治理環(huán)境而不是生產(chǎn)提高利潤的市場(chǎng)產(chǎn)品時(shí)，企業(yè)的生產(chǎn)率水平就會(huì)立刻下降。不過，這一觀點(diǎn)在過去十年里一直受到很多質(zhì)疑。
Porter (1991)[1]提出了一個(gè)觀點(diǎn)即波特假說，他認(rèn)為，生產(chǎn)者在受到環(huán)境規(guī)制影響時(shí)可能會(huì)產(chǎn)生一種雙贏的效果，即環(huán)境規(guī)制既會(huì)帶來私人凈收益，也會(huì)帶來更加清潔的環(huán)境。該觀點(diǎn)回避了環(huán)境目標(biāo)與經(jīng)濟(jì)目標(biāo)之間均衡這一難題，并且受到了環(huán)境保護(hù)主義者和政策制定者的歡迎。Porter和van der Linde (1995)[2]認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制為生產(chǎn)者改進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率水平提供了可能。生產(chǎn)率的進(jìn)步可分為兩個(gè)部分：一是效率的改進(jìn);二是技術(shù)的進(jìn)步。同時(shí)，他們認(rèn)為，嚴(yán)格而恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可能有助于提高資源的利用效率，促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新。
圖1刻畫了改革開放以來經(jīng)濟(jì)的成長過程。從1978年到2009年，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)年均增長速度達(dá)到近10%(幾何平均)，同期中國工業(yè)的年均增長速度達(dá)到11.63%，比整體經(jīng)濟(jì)年均速度快了約1.68個(gè)百分點(diǎn)，也快于其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展(中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010)。因此，可以認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是由工業(yè)化帶動(dòng)和主導(dǎo)的結(jié)果，沒有中國的工業(yè)化也就不能有中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)成長。
圖1 歷年工業(yè)增加值累積增長指數(shù)(1978=100)及工業(yè)污染排放量
資料來源：《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年各省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒、各年度《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》以及《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》等。
然而，工業(yè)也是造成環(huán)境污染的重要因素。圖1表明，除了廢水排放量一直維持在20～25億噸之外，廢氣和固體廢物的排放量均呈現(xiàn)較快增長態(tài)勢(shì)。《中國環(huán)境經(jīng)濟(jì)核算報(bào)告2008》顯示，2008年的生態(tài)環(huán)境退化成本達(dá)到12 745.7億元，占當(dāng)年GDP的3.9%。其中，因環(huán)境污染造成的損失約為8 947.5億元，生態(tài)破壞損失3 798.2億元，分別占生態(tài)環(huán)境總損失的70.2%和29.8%。2008年的環(huán)境治理成本已經(jīng)高達(dá)5 043.1億元，比2004年增長了75.4%。2010年，美國耶魯大學(xué)和哥倫比亞大學(xué)的科學(xué)家們發(fā)布了2010年世界環(huán)境績效排名EPI(Environmental Performance Index)。2010年環(huán)境績效指數(shù)(EPI)評(píng)比中，歐洲國家普遍得到了較高的分?jǐn)?shù)，中國的環(huán)境績效指數(shù)從2006年的第94名下降到2008年的第105名，2010年又下滑至第121位。①
針對(duì)中國工業(yè)的環(huán)境污染狀況，中國政府頒布了一系列治理水污染、空氣污染、固體廢物的相關(guān)環(huán)境保護(hù)法規(guī)。中國環(huán)保部門也宣稱在發(fā)展經(jīng)濟(jì)時(shí)對(duì)工業(yè)污染進(jìn)行環(huán)境管制，以使經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量間呈現(xiàn)高度協(xié)調(diào)性。“九五”規(guī)劃以來，國家實(shí)施了污染治理的總量控制制度，特別是在“十一五”時(shí)期，中央政府把總量控制作為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃及對(duì)地方政府考核的主要手段，把“主要污染物排放總量削減率”作為具有法律效力的約束性指標(biāo)，納入《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十一個(gè)五年規(guī)劃綱要》。在上述有力的措施下，工業(yè)污染得到了有效控制。與此相對(duì)應(yīng)，學(xué)術(shù)界對(duì)環(huán)境規(guī)制是否會(huì)影響工業(yè)的生產(chǎn)率的研究也逐步增多。然而，目前的研究還沒有或很好地回答以下幾個(gè)方面的問題：(1)對(duì)中國工業(yè)的環(huán)境規(guī)制是否符合波特假說的“雙贏”效果，抑或相反的作用?(2)相關(guān)研究對(duì)環(huán)境規(guī)制的度量往往采用某種代理變量，如污染排放或排污收費(fèi)等，沒有更好地探究更為合理的表達(dá)工業(yè)環(huán)境規(guī)制的度量方法;(3)針對(duì)不同種類的工業(yè)污染(如工業(yè)廢水、廢氣、固體廢物等)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度顯然存在著差別，它們是否符合波特假說?(4)對(duì)東中西部不同地區(qū)的工業(yè)規(guī)制是否會(huì)產(chǎn)生同樣的效果?
本文的主要目的是，試圖檢驗(yàn)對(duì)中國工業(yè)的環(huán)境規(guī)制也有利于工業(yè)的生產(chǎn)率增長這個(gè)基本的波特假說。本文區(qū)別于其他研究的主要特點(diǎn)在于，我們對(duì)中國工業(yè)的生產(chǎn)率增長的估計(jì)不是傳統(tǒng)的TFP增長，而是綜合考慮了工業(yè)的污染排放和工業(yè)產(chǎn)出，即“綠色的生產(chǎn)率”，并將其分解為效率改善和技術(shù)進(jìn)步效應(yīng);使用了全局ML生產(chǎn)率指數(shù)方法而不是傳統(tǒng)的ML指數(shù)方法，避免了后者的非傳遞性和線性規(guī)劃無可行性解等問題;構(gòu)建了工業(yè)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度指數(shù)，以此反映不同時(shí)期的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。
本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分給出波特假說的內(nèi)涵及國內(nèi)外相關(guān)研究文獻(xiàn)的回顧;第三部分是本文的研究方法，主要包括全局ML生產(chǎn)率指數(shù)和規(guī)制指數(shù)的構(gòu)造方法;第四部分是本研究的數(shù)據(jù)來源及處理辦法;第五部分是主要結(jié)果及波特假說的驗(yàn)證;第六部分是本文的結(jié)論及政策含義。
二、理論與文獻(xiàn)回顧
(一)波特假說的內(nèi)涵
波特假說現(xiàn)在仍然受到人們的廣泛關(guān)注。在一些經(jīng)濟(jì)學(xué)著作中對(duì)波特假說的討論主要關(guān)注兩個(gè)方面：一是波特假說是否可以接受;二是如何理解波特假說。
換句話說,此時(shí)生產(chǎn)者的技術(shù)缺乏效率。
(二)國內(nèi)外對(duì)波特假說的研究
在國外，波特假說一直受到一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家的爭(zhēng)論。有些經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為波特假說缺乏理論依據(jù)，他們對(duì)波特假說最普遍的質(zhì)疑是，為什么生產(chǎn)者需要規(guī)制才會(huì)采取有利于利潤增長的革新。Brannlund等(1998)[3]針對(duì)瑞典的紙漿和造紙行業(yè)做了詳細(xì)研究，研究結(jié)果表明嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策會(huì)使得被規(guī)制企業(yè)的處境變壞。Jaffe和Palmer(1997)[4]通過研究美國工業(yè)的污染控制成本與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)對(duì)控制污染的支出會(huì)促使企業(yè)增加創(chuàng)新研發(fā)投入，但增加的研發(fā)投入為企業(yè)帶來的商業(yè)利益是有限的。但是，也有一些國外學(xué)者的研究支持了波特假說。Lanjouw和Mody(1996)[5]通過研究環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和擴(kuò)散間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)在治理污染方面的成本支出與企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在著密切關(guān)系。
國內(nèi)學(xué)者對(duì)于波特假說同樣有著不同的爭(zhēng)論。王愛蘭(2008)[6]認(rèn)為，在一定時(shí)期內(nèi)，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效之間關(guān)系的結(jié)果主要依賴于在既定的外部條件下，企業(yè)對(duì)政府環(huán)境規(guī)制措施所做出的策略性反應(yīng)。趙紅(2008)[7]通過研究中國30個(gè)省份大中型企業(yè)在1996～2006年間的技術(shù)創(chuàng)新數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，從長期來看環(huán)境規(guī)制對(duì)中國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新確實(shí)存在著一定的激勵(lì)作用。黃德春和劉志彪(2006)[8]基于波特假說，通過在Robert模
型中引入技術(shù)系數(shù)，分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。他們認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制可以使受規(guī)制企業(yè)達(dá)到污染控制與提高產(chǎn)業(yè)績效的雙贏目標(biāo)。
國內(nèi)學(xué)者分別考察了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力以及企業(yè)技術(shù)效率等衡量指標(biāo)的影響，這些研究對(duì)理解波特假說具有一定的理論和實(shí)踐意義，但已有研究可能存在以下幾個(gè)方面的問題：(1)對(duì)中國工業(yè)生產(chǎn)率的估計(jì)多數(shù)忽略了環(huán)境變量的作用;(2)對(duì)于環(huán)境規(guī)制往往采用較為簡單的代理變量，比如有的直接使用污染排放量、排污費(fèi)率等，不能真正反映對(duì)工業(yè)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)弱;(3)一些對(duì)波特假說的檢驗(yàn)文獻(xiàn)不能反映對(duì)生產(chǎn)率的結(jié)構(gòu)影響。本文基于中國省際的工業(yè)面板數(shù)據(jù)，試圖在這些方面做出回答。
三、研究方法
(一)全局ML(Malmquist-Luenberger)生產(chǎn)率指數(shù)方法
越來越多的文獻(xiàn)試圖尋找一套合理的方法用于估算污染存在時(shí)的生產(chǎn)效率和生產(chǎn)率問題(Fre et al., 1989, 1993[9-10]; Zaim和Taskin, 2000[11]; Chung、Fre和Grosskopf, 1997[12]; Domazlicky和Weber, 2004[13]; Fre et al., 2005[14]; Kuosmanen, 2005[15]; Kuosmanen和Kortelainen, 2005[16]; Managi et al., 2005[17])。劉勇等人(2010)[18]歸納了現(xiàn)有處理非期望產(chǎn)出存在時(shí)的效率評(píng)價(jià)的6種DEA方法，并比較了它們的優(yōu)缺點(diǎn)。這些研究均試圖把環(huán)境因素(非期望產(chǎn)出)與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出(期望產(chǎn)出)合并作為產(chǎn)出考慮，來糾正傳統(tǒng)的處理方法的缺陷，即通常假定環(huán)境因素為弱可處置性，而把期望產(chǎn)出作為強(qiáng)可處置性來處理。②如果一個(gè)企業(yè)能同時(shí)生產(chǎn)更多的期望產(chǎn)出而產(chǎn)生更少的污染，通常被認(rèn)為在技術(shù)上是有效的。
凈資產(chǎn)和能源消費(fèi)，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出是指地區(qū)工業(yè)增加值，污染排放是指廢水廢氣排放量以及固體廢物產(chǎn)生量？啥x生產(chǎn)可能性技術(shù)集合P(x)：
顯然，這里的規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)是方程(10)重點(diǎn)關(guān)注的部分，它反映了環(huán)境政策制定的強(qiáng)制標(biāo)準(zhǔn)和執(zhí)行程度。Gollop和Roberts(1983)[23]提出，應(yīng)該把強(qiáng)度的度量分成兩個(gè)部分：一部分度量排放標(biāo)準(zhǔn)的嚴(yán)格性;另一部分度量排放標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行程度。標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行情況可以反映出實(shí)際排放水平與最大允許排放水平的相符程度，這也解釋了存在生產(chǎn)者不遵守標(biāo)準(zhǔn)的可能性。各種文獻(xiàn)都試圖構(gòu)建一個(gè)能反映政府環(huán)境規(guī)制的代理變量，盡可能地反映環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度。Murty等人(2006)[24]在檢驗(yàn)印度制糖業(yè)的波特假說時(shí)，構(gòu)造了兩個(gè)指數(shù)，一個(gè)是規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)RI，另一個(gè)是水資源保護(hù)指數(shù)CI。關(guān)于RI的構(gòu)造，根據(jù)研究樣本的規(guī)模大小設(shè)定了每個(gè)公司排放的最大濃度，以實(shí)際排放濃度與最大濃度的比作為COD、BOD和懸浮顆粒SS三種污染物的規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，然后把其幾何平均作為總體的規(guī)制指數(shù)RI。關(guān)于水資源保護(hù)指數(shù)，與Gollop和Roberts(1983)[23]、Hetemaki(1996)[25]等人類似，Murty等也使用了廢水的循環(huán)利用率。Picazo et. al. (2005)[26]則直接使用了方向性距離函數(shù)的不同處置性(disposability)條件來構(gòu)造規(guī)制指數(shù)，即使用了強(qiáng)可處置性與弱可處置性的產(chǎn)出方向性距離函數(shù)值的差作為規(guī)制指數(shù)的度量。
事實(shí)上，一個(gè)好的規(guī)制指數(shù)應(yīng)該滿足兩條性質(zhì)：一是無量綱性;二是簡單且內(nèi)涵豐富。無量綱性是指規(guī)制指數(shù)的構(gòu)造不應(yīng)該有度量單位，以方便比較;簡單且內(nèi)涵豐富是指指標(biāo)應(yīng)該盡可能地簡單化，且含義明確。因此，遵照這兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，仿照Murty等人(2006)[24]的思路，環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度指數(shù)可定義為：
四、數(shù)據(jù)選取及環(huán)境污染規(guī)制指數(shù)的構(gòu)建
(一)數(shù)據(jù)來源與處理
我們使用的數(shù)據(jù)主要是1990～2009年中國工業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，主要涵蓋大陸地區(qū)除西藏和重慶外的29個(gè)省、市、自治區(qū)(簡稱省區(qū))，并把其分為傳統(tǒng)上的東、中、西部三大地區(qū)。之所以選擇工業(yè)是由于我國工業(yè)不僅是經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿，也是污染排放的主要來源，而且現(xiàn)行關(guān)于環(huán)境污染的統(tǒng)計(jì)主要集中于工業(yè)。
環(huán)境生產(chǎn)率的估計(jì)指標(biāo)主要選取針對(duì)工業(yè)生產(chǎn)的投入和產(chǎn)出兩類。投入變量主要選取勞動(dòng)力、工業(yè)資本以及工業(yè)能源消耗三個(gè)指標(biāo)，分別以年末工業(yè)從業(yè)人員、工業(yè)凈資產(chǎn)(以固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減)和工業(yè)能源消耗量表示。產(chǎn)出可分為期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出兩類，期望產(chǎn)出以地區(qū)工業(yè)增加值表示，非期望產(chǎn)出主要指工業(yè)污染排放，具體是指地區(qū)工業(yè)廢水排放量、廢氣排放量和固體廢物產(chǎn)生量指標(biāo)。另外，為了度量中國工業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，還使用了COD、等污染排放指標(biāo)。凡價(jià)值量數(shù)據(jù)均以1990年的不變價(jià)進(jìn)行處理。數(shù)據(jù)主要來源于《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年各省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒、各年度《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》以及《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》等，一些缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行了平滑處理。
(二)環(huán)境污染規(guī)制指數(shù)的構(gòu)建
第一，“八五”時(shí)期，中央政府僅籠統(tǒng)地提出了“努力控制環(huán)境污染，力爭(zhēng)…部分地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量有所改善…爭(zhēng)取局部地區(qū)有所好轉(zhuǎn)…”，⑥以這一時(shí)期可以假定消減幅度為0。第二，“九五”時(shí)期，中央政府提出“到2000年，力爭(zhēng)使環(huán)境污染和生態(tài)破壞加劇的趨勢(shì)得到基本控制，部分城市和地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量有所改善”，“創(chuàng)造條件實(shí)施污染物排放總量控制”，⑦并篩選了12種污染物納入總量控制計(jì)劃。由于無法查到各地區(qū)具體分解的消減計(jì)劃，假定各省區(qū)均按照國家統(tǒng)一的消減幅度減排，即5年消減COD1.5%、固體廢物2.9%，但則增加3.82%。第三，“十五”和“十一五”時(shí)期，政府進(jìn)一步明確地提出主要污染物排放量比2000年末和2005年末下降10%以上，并“綜合考慮各地環(huán)境質(zhì)量狀況以及國家、省、各地區(qū)污染防治專項(xiàng)規(guī)劃的要求”，把任務(wù)分解到各省區(qū)，⑧但規(guī)定的主要污染物是COD和，沒有包含固體廢物。這里假定與總體消減目標(biāo)一致，為10%。這樣就可以構(gòu)造出各省區(qū)的污染規(guī)制指數(shù)，分別代表廢水、廢氣和固體廢物的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)。
圖3 各年度COD、及固體廢物的規(guī)制指數(shù)變化狀況
通過計(jì)算發(fā)現(xiàn)，近兩個(gè)五年計(jì)劃期間的污染規(guī)制強(qiáng)度明顯高于前兩個(gè)五年計(jì)劃時(shí)期，且呈現(xiàn)不平滑的波動(dòng)性特點(diǎn)，這與中國污染總量控制計(jì)劃參照期選擇的非固定性以及執(zhí)行力度強(qiáng)弱密切相關(guān)。前期由于消減目標(biāo)較寬松，所以規(guī)制指數(shù)一直維持在較低的水平。近十年來，政府加大了污染消減的力度，導(dǎo)致規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)隨參照年份的不同呈波動(dòng)上升態(tài)勢(shì)(圖3)。另外，我們發(fā)現(xiàn)
，多數(shù)年份大部分地區(qū)均能較好地完成COD的消減任務(wù)，其規(guī)制指數(shù)一直保持在較低水平，平均值在0.06左右，但對(duì)于廢氣和固體廢物的消減任務(wù)完成較差，這兩類指數(shù)明顯大于廢水的規(guī)制指數(shù)(其平均值分別為0.20和0.18)。
五、工業(yè)綠色生產(chǎn)率增長與波特假說檢驗(yàn)
(一)工業(yè)綠色生產(chǎn)率及其構(gòu)成
圖4 中國工業(yè)平均環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率
圖4是根據(jù)(6)式逐年估計(jì)的平均環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率值？梢钥闯，全國平均環(huán)境技術(shù)效率經(jīng)歷了先降后升并穩(wěn)定的變化態(tài)勢(shì)，“八五”時(shí)期一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，“九五”中后期以來呈上升趨勢(shì)并保持穩(wěn)定。分地區(qū)來看，東部地區(qū)一直維持著較高的環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率，平均達(dá)到0.94，高于全國平均水平，總體上判斷，東部地區(qū)工業(yè)發(fā)展與環(huán)境間保持著較高的協(xié)調(diào)性;中部地區(qū)在“八五”和“九五”時(shí)期低于全國平均水平，最近兩個(gè)五年計(jì)劃期間增長較快，并超過全國平均水平;西部地區(qū)近年來一直呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)，暴露出西部工業(yè)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量間較為嚴(yán)重的矛盾關(guān)系。
圖5 中國工業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長及構(gòu)成
圖(5)是使用(8)式計(jì)算的環(huán)境生產(chǎn)率即全局ML生產(chǎn)率指數(shù)及其構(gòu)成部分(效率提升和技術(shù)進(jìn)步指數(shù))的變化狀況？傮w上來看，全國環(huán)境生產(chǎn)率的增長速度年均約為2%，且呈現(xiàn)較大的波動(dòng)性特點(diǎn);技術(shù)進(jìn)步一直是推動(dòng)生產(chǎn)率增長的主要力量，效率改善的作用很小，報(bào)告期內(nèi)，年均2%的總生產(chǎn)率增長中，技術(shù)進(jìn)步幾乎貢獻(xiàn)了100%的作用。
圖6 中國工業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長及地區(qū)分解
從地區(qū)變化上看，由技術(shù)進(jìn)步推動(dòng)的地區(qū)工業(yè)綠色生產(chǎn)率在大多數(shù)年份都保持了正的增長速度，表明中國工業(yè)與環(huán)境間的弱可持續(xù)性。東部地區(qū)年均增長2.3%。中部地區(qū)近年來增長速度加快，年均增長幅度為2.4%。西部地區(qū)年均增長僅有1.16%左右，顯示出工業(yè)增長與環(huán)境間的脆弱關(guān)系。
(二)波特假說的檢驗(yàn)
1.全部樣本的檢驗(yàn)。使用檢驗(yàn)公式(10)，分別對(duì)工業(yè)綠色生產(chǎn)率及其構(gòu)成(效率改善和技術(shù)進(jìn)步)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，回歸結(jié)果見表2。除此之外，我們還對(duì)環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率水平進(jìn)行檢驗(yàn)。由于環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率值介于[0，1]之間，可能存在多個(gè)省區(qū)技術(shù)效率值均為有效(=1)的情況，它符合受限因變量回歸的特點(diǎn)，我們?cè)谶@里采用了面板數(shù)據(jù)的tobit回歸模型，并且設(shè)定其在左側(cè)0處和右側(cè)1處被截?cái)。由于面板tobit模型的固定效應(yīng)估計(jì)量被證明是有偏的，故我們僅采用隨機(jī)效應(yīng)來估計(jì)系數(shù)。經(jīng)過模型選擇后的估計(jì)結(jié)果見表2。
表2的估計(jì)結(jié)果Rho值表示個(gè)體效應(yīng)與隨機(jī)干擾項(xiàng)之間的標(biāo)準(zhǔn)差的關(guān)系。其中，反斜杠(/)前面為固定效應(yīng)的Rho值，后面的表示隨機(jī)效應(yīng)的Rho值。模型(2)～(4)的Rho較低，表明個(gè)體效應(yīng)不明顯。對(duì)固定效應(yīng)的整體顯著性水平的F檢驗(yàn)意味著不應(yīng)該使用固定效應(yīng)的估計(jì)模型。隨機(jī)效應(yīng)模型的卡方檢驗(yàn)表明(2)和(3)不適于隨機(jī)效應(yīng)模型，與固定效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果比較表明，只有混合效應(yīng)的最小二乘適于估計(jì)(2)和(3)式。(4)式檢驗(yàn)結(jié)果表明隨機(jī)效應(yīng)模型整體顯著，進(jìn)一步來看，不顯著的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)了隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)。
表2報(bào)告了基于三類污染物規(guī)制強(qiáng)度的波特假說檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率水平值的檢驗(yàn)顯示，廢水的規(guī)制強(qiáng)度與環(huán)境技術(shù)效率呈現(xiàn)反向關(guān)系，且統(tǒng)計(jì)顯著，這與波特假說相反;固體廢物的檢驗(yàn)隨著其規(guī)制的加強(qiáng)，更有利于技術(shù)產(chǎn)出效率的提高，證明了波特假說;統(tǒng)計(jì)上不顯著的廢氣的規(guī)制指數(shù)系數(shù)說明，沒有證據(jù)表明波特假說的存在。環(huán)境生產(chǎn)率(GML)的檢驗(yàn)表明，對(duì)廢水和廢氣的規(guī)制不利于中國工業(yè)生產(chǎn)率的提高，而對(duì)固體廢物的規(guī)制卻有利于工業(yè)生產(chǎn)率的提升，證實(shí)了對(duì)固體廢物的規(guī)制有利于企業(yè)生產(chǎn)率和競(jìng)爭(zhēng)力的提升。對(duì)于工業(yè)綠色生產(chǎn)率增長的環(huán)境效率改善部分(GMLEC)的檢驗(yàn)結(jié)果與對(duì)技術(shù)產(chǎn)出效率水平值的檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，廢水和固體廢物的檢驗(yàn)呈相反的趨勢(shì)，而廢氣的系數(shù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果不顯著。對(duì)生產(chǎn)率增長的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)(GMLTC)的檢驗(yàn)表明，廢水、廢氣和固體廢物均表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)上的不顯著性，不能證實(shí)波特假說的存在？傮w上，檢驗(yàn)呈現(xiàn)不同的結(jié)果，只有對(duì)固體廢物的規(guī)制強(qiáng)度表現(xiàn)出有利于技術(shù)產(chǎn)出效率的提高和總體環(huán)境生產(chǎn)率的增長，一定程度上與波特假說相一致。
2.分地區(qū)的檢驗(yàn)。表3～表5報(bào)告了分地區(qū)檢驗(yàn)的結(jié)果。模型的選擇過程與全部樣本的檢驗(yàn)過程相同，即首先對(duì)三大地區(qū)的技術(shù)效率影響模型進(jìn)行截?cái)嘁蜃兞康拿姘錞obit隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，然后對(duì)綠色生產(chǎn)率GML及其構(gòu)成部分——環(huán)境效率的改善(GMLEC)和技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)(GMLTC)——分別進(jìn)行模型選擇的檢驗(yàn)和估計(jì)。
表3對(duì)應(yīng)于對(duì)東部地區(qū)的檢驗(yàn)。Rho值表明，不論是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)的個(gè)體影響都非常小。固定效應(yīng)的F檢驗(yàn)表明，模型(2)～(4)不適合固定效應(yīng)模型。隨機(jī)效應(yīng)的卡方檢驗(yàn)表明，(2)和(4)適合隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)。不顯著的。Hausman檢驗(yàn)表明，隨機(jī)效應(yīng)是合理地選擇。模型(3)的F和卡方檢驗(yàn)均不能拒絕采用混合OLS的原假設(shè)。
東部地區(qū)檢驗(yàn)的結(jié)果與全部樣本的檢驗(yàn)基本相同，只有環(huán)境效率改善的規(guī)制效應(yīng)與上述檢驗(yàn)有所差別，即而不是的系數(shù)呈現(xiàn)顯著的負(fù)效應(yīng)。整體上，在東部地區(qū)，對(duì)三類污染物的規(guī)制對(duì)技術(shù)效率水平和環(huán)境生產(chǎn)率及其構(gòu)成的影響與全部樣本的效應(yīng)保持了大體一致，即只有對(duì)固體廢物的規(guī)制可以促進(jìn)東部地區(qū)環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率的提高，改善環(huán)境效率，提高環(huán)境TFP的增長，符合波特假說。對(duì)于廢水和廢氣的規(guī)制，要么與波特假說相反，要么統(tǒng)計(jì)上不能證明環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率和技術(shù)效率的作用。
對(duì)中部地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果同樣表明，對(duì)固體廢物的規(guī)制滿足波特假說的“雙贏”效果，有利于地區(qū)生產(chǎn)率提高和效率改善。但是，對(duì)于廢水和廢氣的規(guī)制效應(yīng)不同于東部地區(qū)和全部樣本的檢驗(yàn)，特別是對(duì)于技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)顯示，對(duì)廢水的規(guī)制有利于中部的技術(shù)進(jìn)步，符合波特假說的部分內(nèi)容。
對(duì)于西部地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，(1)、(3)和(4)均不能在統(tǒng)計(jì)上證明對(duì)三類污染物的規(guī)制符合波特假說的內(nèi)容。只有對(duì)(2)的檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)固體廢物的規(guī)制符合波特假說，對(duì)廢氣的規(guī)制不利于西部環(huán)境生產(chǎn)率的提高，對(duì)廢水的規(guī)制系數(shù)呈現(xiàn)統(tǒng)計(jì)上的非顯著性。整體上，對(duì)西部地區(qū)的檢驗(yàn)表明，不同污染物的環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率和環(huán)境生產(chǎn)率及其構(gòu)成部分表現(xiàn)出較弱的影響，存在著較大程度的不確定性，這與西部
地區(qū)低下的環(huán)境效率水平和緩慢的環(huán)境生產(chǎn)率增長有直接關(guān)系。
六、結(jié)論與討論
(一)研究結(jié)論
本文以波特假說及其對(duì)中國工業(yè)的檢驗(yàn)為研究的出發(fā)點(diǎn)，梳理了國內(nèi)外關(guān)于波特假說的研究和爭(zhēng)論，探討了波特假說的基本內(nèi)涵，初步證明對(duì)環(huán)境更加嚴(yán)格的規(guī)制將有利于生產(chǎn)效率的改善、技術(shù)的進(jìn)步以及生產(chǎn)率的提高，有利于競(jìng)爭(zhēng)力的提升。區(qū)別于國內(nèi)類似的研究，本文對(duì)工業(yè)綠色生產(chǎn)率及其構(gòu)成的估計(jì)考慮了三類污染物的影響，并且修正了傳統(tǒng)ML生產(chǎn)率指數(shù)方法的非傳遞性和無可行性解的問題，采用全局ML生產(chǎn)率指數(shù)方法并把其分解為技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)效率指數(shù)。在對(duì)中國污染總量控制制度及實(shí)施情況做相應(yīng)分析的同時(shí)，構(gòu)造了針對(duì)COD、和固體廢物的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，用以反映對(duì)水體、大氣和固體廢物的規(guī)制程度。此外，還構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)的波特假說檢驗(yàn)方程，對(duì)中國及三大地區(qū)做了相應(yīng)的檢驗(yàn)，研究結(jié)論可以概括為三個(gè)方面。
第一，全局ML生產(chǎn)率指數(shù)的使用避免了傳統(tǒng)ML指數(shù)方法存在的非傳遞性和可能無可行性解的問題，較好地解決了動(dòng)態(tài)的工業(yè)綠色生產(chǎn)率測(cè)度中的方法缺陷問題，這是本文研究方法的創(chuàng)新之處。
第二，對(duì)中國工業(yè)生產(chǎn)率及其構(gòu)成的研究表明，東部地區(qū)一直維持著較高的環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率，中部地區(qū)增長較快并超過全國平均水平，西部地區(qū)近年來一直呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)，這暴露出西部工業(yè)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量間較為嚴(yán)重的矛盾關(guān)系。全國保持了年均2%左右的環(huán)境生產(chǎn)率的增長速度，且呈現(xiàn)較大的波動(dòng)性特點(diǎn)。在構(gòu)成貢獻(xiàn)上，技術(shù)進(jìn)步一直是推動(dòng)生產(chǎn)率增長的主要力量，效率改善的作用微乎其微。在環(huán)境生產(chǎn)率的地區(qū)差別上，東部地區(qū)年均增長2.3%，中部地區(qū)達(dá)到年均增長2.4%的較高水平，西部地區(qū)年均增長速度僅有1.16%左右，顯示出西部地區(qū)工業(yè)增長與環(huán)境間的脆弱關(guān)系。
第三，波特假說的檢驗(yàn)表明，整體上，對(duì)固體廢物規(guī)制滿足波特假說的“雙贏”效果;對(duì)廢水的規(guī)制不利于環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率，也對(duì)工業(yè)的環(huán)境生產(chǎn)率及其構(gòu)成起著明顯的相反效果;對(duì)廢氣的規(guī)制沒有明顯的證據(jù)支持或否定波特假說的內(nèi)容。分地區(qū)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)與整體檢驗(yàn)結(jié)果較為吻合，中西部地區(qū)則表現(xiàn)不盡相同，特別是對(duì)西部地區(qū)的檢驗(yàn)表明，不同污染物的環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境技術(shù)產(chǎn)出效率和環(huán)境生產(chǎn)率及其構(gòu)成部分表現(xiàn)出較弱的影響，存在著較大程度的不確定性？傮w檢驗(yàn)表明，對(duì)中國主要污染物(特別是廢水和廢氣)的檢驗(yàn)均不能證明符合波特假說的“雙贏”結(jié)果，而且檢驗(yàn)帶有統(tǒng)計(jì)上的不確定性。
(二)研究結(jié)論的政策含義
當(dāng)前，對(duì)于地區(qū)主要污染物的總量控制或環(huán)境規(guī)制措施，至少在短期內(nèi)還沒有形成對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的激勵(lì)效應(yīng)，“節(jié)能減排”等規(guī)制措施只是政府強(qiáng)加給地方和企業(yè)的外部任務(wù)，沒有形成地方或企業(yè)自覺的或“內(nèi)部化”的行動(dòng)。在保證生態(tài)環(huán)境壓力不突破臨界值的情況下，對(duì)于不同發(fā)展程度的地區(qū)急需建立差別化的環(huán)境規(guī)制措施或激勵(lì)手段，否則會(huì)制約中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。
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