［提要］　基于中国30个省份的相关面板数据，在制度视角下采用工具变量法分析环境规制与经济增长之间的关系。通过实证检验得出：环境规制与经济增长表现出“U”型曲线关系，符合“遵循成本说”和“创新补偿说”两种观点；制度变迁能够推动经济增长；第二产业对经济促进作用在下降。对检验的结果分析可能存在的原因，并提出相关建议。

关键词：制度变迁；环境规制；经济发展

中图分类号：F062.2 文献标识码：A

原标题：制度视角下的环境规制与经济增长——基于中国省级面板数据

收录日期：2016年7月14日

改革开放以来，我国粗放型经济增长模式在带来经济快速增长的同时，也带来了严重的生态问题。对此，国家相继出台多项与环境污染有关的政策措施，力争发展绿色经济和促进绿色增长。但由于环境资源的公共品和负外部性的存在，使得破坏环境行为依然存在，而环境规制是解决环境污染的重要手段。因此，研究制度变迁、环境规制和地区经济之间的关系对建设可持续社会具有重要的现实意义。

一、研究方法及指标选取

（一）模型设定。设地区生产函数形式为新古典生产函数：

Y＝F（T，K，L）　（1）

其中，Y是总产值，T是技术，K是资本投入量，L是劳动力数量，F是生产函数。假设劳动市场出清，则人均产出函数为：

■＝■　（2）

y=f（T，k）　（3）

其中，y代表人均产量，k代表人均资本量。李志强等在经典的C-D生产函数中加入制度因素I，本文亦采用此法，故扩展的C-D函数为则：

y=Tk■I■　（4）

根据Porter等认为，环境规制有利于技术进步，我们以E代表环境规制；在Audretsch等的知识生产函数的基础上，将其引入该模型，T可以表示为：

T＝C0A■E■　（5）

其中，C0代表常数项，A代表反映技术进步的专利申请量，E代表环境规制。结合方程（4）和（5）可得：

y=C0A■k■I■E■　（6）

其中，?琢为技术影响因子，?茁为人均资本影响因子，?酌为制度影响因子。为了消除数据间可能存在异方差的问题，我们对（6）两边取对数：

Lnyi，t=C+?琢LnAi，t+?茁Lnki，t+?酌LnIi，t+?姿1LnEi，t+?姿2（LnE）2i，t+Xi，t?啄+?淄i，t （7）

其中，Ei，t代表不同地区i在不同时期t的环境规制，我们在等式（7）中加入环境规制的平方项，来验证环境规制与经济间是否存在非线性关系。Xi，t代表其他相关控制变量。假设?淄i，t＝?滋i+st+?着i，t，?滋i和st分别代表个体效应和时间效应，?着i，t是随机扰动项，且?着i，t～N（0，?滓2）。

（二）指标选取。本文选取了1997～2013年全国30个省份（除西藏及港澳台）共510个数据。各项指标来源于《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、《中国环境统计年鉴》、《中国市场化指数》以及国研网统计数据库和CEIS数据库收集得到，并应用相对应的平减指数以1997年为基期进行平减处理，消除通货膨胀因素的影响，将各年名义值计算成实际价格水平。（表1）

其中，各变量对应指标的取值方法如下：

1、人均地区生产总值（y）：作为被解释变量，以实际地区人均生产总值来衡量各地区经济状况。以1997年为基期，用地区人均生产总值指数进行平减。

2、人均资本（k）：本文采用张军等的方法，利用永续盘存法，以1997年为基期进行计算，将各年人均资本折算到1997年的实际值。

3、科技水平（A）：已有的文献中常常用R&D来衡量科技投入的大小，但R&D投入未必转化成科技生产力。因此，本文采用专利申请受理量来反映各地区科研能力。

4、人力资本（edu）：人力资本度量的方法很多，通常选取人均教育年限来衡量。本文亦采用此方法，即平均受教育年限=小学文化比例×6年+初中文化比例×9年+高中文化比例×12年+大学专科文化比例×15年+大学本科文化比例×16年+研究生及以上文化比例×19年。

5、产业结构（s）：我国经济在过去几十年都是以第二产业为主，在三次产业中所占的比例最大；而且各地区污染物排放主要是由第二产业所致。因此，本文仅考虑各地区第二产业总值在GDP中所占有的比重。

6、制度指标（I）：目前对制度指标的衡量还没有统一的定论，根据诺斯的定义，制度的本质是约束，是能够经得起历史和时间考验的规制和安排。李翀提出了对外开放比率的概念；刘文革等使用产权非国有化、对外开放程度和国家控制资金来构建一个制度指标。本文采用樊钢、王小鲁所编写的《中国市场化指数2011》的数据，其后续所缺数据我们用Matlab软件使用相同的方法进行填补，它包含了23个基础指标构成的政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场发育程度、要素市场发育程度及市场中介组织的发育和法律制度环境五大类所形成的一个综合指标，较为全面地反映了中国市场制度变迁的过程，本文制度仅指经济制度。

7、在岗人员平均工资（w）：是衡量影响经济增长的劳动因素，就业人数无法反映人员的差异程度，相比而言在岗职工的平均工资能够反映各省的差异，比就业人数较适合。用在岗人员平均工资指数进行平减。

8、环境规制（E）：目前，国内外学者主要从以下几个角度来度量环境规制：一是朱承亮用治污投资占地区总成本或产值的比重来衡量；二是赵红用治理污染设施运行费用来衡量；三是孔祥利使用工业污染治理投资额；四是李胜兰用环境规制下的污染排放量变化来度量。本文基于指标的相对完整性和数据可获得性的考虑，借鉴孔祥利的方法，选取工业污染治理投资额来度量，并用工业出厂价格指数进行平减。一般来说，治污投入得越多，表明该地区环境规制的作用效果越强。

二、实证检验及结果

（一）估计模型结果及解释。从表2的第二列中可以得出：第二列的估计中，不加入制度因素，根据戴维森-麦金龙p值检验为0.0025，具有很强的内生性问题，因此选择E1的滞后一期LnE1作为其工具变量。环境规制的一次项系数为负，二次项系数为正，并且都是统计显著的。表明环境规制与经济增长之间存在“U”型曲线的关系，这意味着在经济发展的初期，加强对环境的管制，会阻碍经济增长；但在经济发展后期，随着环境规制的加强，反而能促进经济的发展。这可能是随着环境规制的加强，迫使一些高污染、高耗能的企业进行技术革新，所带来收益要大于技术革新的成本，从而促进了经济的增长。其拐点值50，600万元，从原始数据可以看出，中西部地区的能源大省大多已通过拐点值，一些发达省份在工业污染治理投资上要落后中西部地区。但这也并不是意味着中西部的环境质量要优于沿海省份，可能存在沿海省份在企业入驻时，加强了环保审核评价及企业采用高新技术工艺，产生较少的污染，使企业在生产过程中并不需要投入较多的治污成本。（表2）

其他控制变量的系数符合我们的预期。科技与地区经济之间存在正相关关系，其系数为0.029，表明专利申请量每增加1%，经济能够提升0.029%。这意味着我国经济制度变迁能够促进经济发展。这能够解释市场制度的不断完善为我国经济发展注入了新的动力，推动了我国经济的发展。人均资本对经济的推动作用比较明显，符合我国投资拉动经济增长的客观现实。产业结构对经济增长的作用不明显，只有0.005%，但在统计上是显著的。随着经济结构的转型，传统的第二产业，大多进行技术创新，加强竞争力，因此高耗能低产出的企业类型对经济的贡献作用已大大下降。人力资本的作用对我国经济的作用非常明显，系数达到0.598。这意味着，教育年限提高1%，经济的促进作用能达到0.598%。

当加入制度变量后，从表2的第三列中可以得出：戴维森-麦金龙p值检验为0.005，表明方程模型具有内生性问题，因此选择E1的滞后一期LnE1作为其工具变量。环境规制的一次项与二次项的系数与第二列相同，但此时的t值更大。环境规制与经济增长之间依然表现出“U”型关系，这也从侧面反映了我国经济走的是“先污染，后治理”的发展路线。在改革开放初期，为大力发展经济，我国对环境的管制比较宽松，为第二产业的发展提供了便利条件，资源密集型和高能耗企业在这一时期得到较快的发展；但进入21世纪，特别是2008年的金融危机以后，我国开始大力调整产业结构，走新型工业化道路，加强环境管制，环境污染得到改善，技术创新企业得到发展，这一时期加大环境规制对经济发展起到促进作用。

制度与经济表现出显著的正相关关系，制度提升1%，能使经济增长0.205%，在统计上也是比较显著的。但制度对经济的作用不如资本对经济的贡献率，这与我国经济主要依靠投资推动性的实际相符。技术创新对经济的推动只有0.024%，这可能是技术创新从研发到投入生产应用需要一定的时间，存在滞后性的影响。人力资本依然为经济的发展起着重要的推动作用，符合国家提出的“科教兴国”和“人才强国”的战略。产业结构的系数为正，说明了第二产业对我国经济具有推动作用；其系数值比较小，又说明了我国要加快产业转移，减少第二产业的比重，加快发展服务业。在岗平均工资对经济的推动作用也很显著，对经济的促进作用达到0.42%。

从第二列和第三列的比较中我们发现：加入制度因素后，尽管环境规制与经济增长的“U”型关系没有改变，但整个模型的拟合度有所上升。并且，各个变量系数的显著性也得到增强，在经济学和统计学上的意义更为明显，说明模型的构建是较为合理的。

（二）稳健性检验。Berman等用GDP除以能耗来度量环境规制的严格程度，数值越大，表明环境规制程度越强。考虑到结果的稳健性，本文借鉴其做法，使用GDP除以能耗表示环境规制强度，用E2来表示。

从表2的第四列中，可以看出：戴维森-麦金龙p值检验为0.0026，表明方程模型具有内生性问题，因此选择E2的滞后一期LnE2作为其工具变量。环境规制与地区经济间的 “U”型关系仍然没有改变，这说明在经济发展初期过多的环保投入会挤占生产资源，阻碍经济增长；当经济发展到一定水平时，增加环保投入会促进经济增长。这个结论与熊艳采用“纵横向”拉开档次法，分析环境规制与经济增长之间的关系，实证结果表明：环境规制与经济增长之间并非线性的关系，而是正U型的关系的结论是一致的。此时的拐点值为6084.14，意味着当每吨标煤的产出达到6，084.14元以后，经济增长会随着环境规制的增强而增加。观察原始数据可以得到，沿海地区都已通过这个拐点值；并且，经济发达省份比内陆地区达到这个拐点值的时间要早。这说明了经济较为发达的省份在资源的利用率方面要高于经济欠发达地区，这也与本文前面的解释是一致。

制度对经济的贡献率达到0.295%，在统计上是显著的，但其作用仍然要低于资本投入的作用，再次印证了我国的经济是投资推动型。人力资本对经济的作用达到0.598%，在经济上是比较明显，要重视教育的发展。在岗人员平均工资对经济的推动作用达到0.42%，与第三列相比，结果并没有发生较大的改变。技术对经济产生负的影响，不符合我们的预期，但此时t统计量并不显著。产业结构的系数虽然为0.001，符合我们的预期，但系数值非常的小，t统计量在10%的水平上也不显著。

从整个表2来看：单一的进行模型的回归估计，忽视内生性问题往往得出的结论是有偏。通过戴维森-麦金龙检验，模型中存在内生解释变量，因此采用工具变量法得到回归估计的结果。回归结果表明了环境规制与经济增长存在“U”型关系；加入制度变量后，制度对经济具有推动作用；但是我们不能忽视其他要素对经济的贡献，并且制度也是通过人力资本、科技创新和资本投资等要素发挥作用。

三、研究结论及启示

本文基于1997～2013年全国30个省份的面板数据，引入制度因素，将环境规制作为内生解释变量来实证研究环境规制对中国经济的影响。研究结果表明：（1）制度变迁在过去20年中对我国经济的发展起了很大的促进作用，这在一定程度上符合诺斯的“制度决定论”。但是，除了制度之外，技术进步、人力资本、人均固定资产投资等诸多要素也推动了地区经济的发展，而且制度也是通过这些要素来发挥作用；（2）由于环境污染负外部性的存在，因此政府部门常常将环境规制作为调控厂商经济活动的手段，我们发现环境规制与地区人均生产总值之间并非线性关系，而是呈现“U”性关系，这符合“遵循成本说”和“创新补偿说”的两种观点。

基于以上结论，可以得到以下几点启示：

（一）环境规制与地区经济间的“U”型关系。在经济发展初期，增加太多的环保投入可能会挤占生产资源，不利于经济增长；当经济发展到一定阶段，仅靠增加治污投入，继续走“先污染、后治理”不足以实现可持续发展。要实现经济与环境的和谐发展还得从源头控制，需要逐步提高环境标准和执行力度，促使企业节能减排、提高效率。同时，要加大技术创新，弥补“遵循成本说”的劣势，提升企业自主创新能力，抵御政府环境规制对企业的压力，提升企业绿色竞争力，从而促进中国经济增长。

（二）继续深化改革开放，不断完善制度体系。制度对经济的促进作用达到0.2%以上，因此各地区要重视制度建设。但地区之间差异性的存在，要因地制宜，结合本地实际情况，制定发展战略。例如，东部要不断开创新的制度体制，如自贸区建设等；中西部地区要不断完善地区经济制度，结合本地实际借鉴东部经济制度来发展本地经济，如城市圈建设、边境贸易等。

（三）产业结构和经济增长之间是显著的正相关。传统的第二产业对经济的促进作用较小，当前我国经济面临下行的局面，产业的发展模式转换很紧迫。要充分利用经济转型的契机，调整产业结构，优化产业性能，完善产业体系等一系列措施，逐步淘汰污染严重的产业，走产业升级和新型工业化道路。同时，要增大第三产业及服务业的比重，减少对第二产业的依赖，实现污染减少和经济增长的双重目标。

（作者单位：湖北大学商学院）

主要参考文献：

［1］李胜兰，申晨，林沛娜.环境规制与地区经济增长效应分析［J］.财经论丛，2014.6.

［2］孔祥利，毛毅.我国环境规制与经济增长关系的区域差异分析［J］.南京师范大学学报，2010.1.

［3］刘文革，高伟，张苏.制度变迁的度量与中国经济增长［J］.经济学家，2008.6.

［4］张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952-2000［J］.经济研究，2004.10.