环境规制影响高质量发展的实证检验：来自黄河流域的证据.pdf

统计与决策2023年第16期总第628期0引言2019年9月18日,习近平总书记在黄河流域生态保护和高质量发展座谈会上指出,黄河流域是我国重要的生态屏障和重要的经济地带,是打赢脱贫攻坚战的重要区域，在我国经济社会发展和生态安全方面具有十分重要的地位。黄河流域生态保护和高质量发展，有利于促进经济发展从量的积累转向质的提升。与此同时，黄河流域是我国重要的生态屏障，筑牢黄河流域生态屏障，既有利于减少水土流失、改善水源涵养、确保黄河生态安全，推进黄河流域高质量发展，又有利于为全流域人民提供清新的空气、清洁的水源、洁净的土壤、宜人的气候等诸多生态产品。2020年10月6日，中共中央、国务院正式印发 黄河流域生态保护和高质量发展规划纲要，明确指出黄河流域的上、中、下游应协同联动，共同建设生态安全屏障，促进流域全面绿色发展，同时在社会经济发展过程中应有针对性地解决当地资源性产业转型升级、“水-能”矛盾、人民生活改善等方面的问题，促进全流域的高质量发展。鉴于黄河流域生态保护和高质量发展的重大现实意义，明晰黄河流域高质量发展的影响因素及推进路径至关重要。黄河流域高质量发展的核心内涵之一是生态保护和环境治理，而环境规制的实施则是改善黄河流域生态环境的重要支撑。2020年出台的国家“十四五”规划着重强调要不断完善生态治理工具和政策手段，依托有力的环境监管手段和治理措施推动多元主体共同参与环境治理，进而为黄河流域高质量发展保驾护航。那么，现阶段黄河流域所实施的环境规制对于高质量发展的影响究竟如何呢？黄河流域又应该通过怎样的政策、技术以及财政支持体系来确保环境规制作用的充分发挥呢？已有的研究针对环境规制与高质量发展进行了较为丰富的讨论113，但尚存在以下几个问题：一是既有文献对于环境规制如何影响高质量发展的分析集中于现实特征和经验证据，重量化分析而轻理论推导，缺乏环境规制影响高质量发展的底层理论基础；二是空间溢出效应普遍被忽略，从而导致既有研究中对于环境规制影响高质量发展的效应评估存在较大偏误；三是多数研究采用非参数DEA方法测度绿色全要素生产率对高质量发展予以衡量，然而这一指标难以从多个维度对高质量发展予以综合全面的衡量；四是环境规制与高质量发展之间存在潜在的内生性问题，然而多数研究并未针对这一内生性问题做出针对性处理。本文首先将环境规制引入生产函数，初步构建环境规制影响高质量发展的理论模型，从理论分析和实证检验双重维度展开分析；其次，将环境规制影响黄河流域高质量发展的空间溢出效应纳入考量，揭示其在空间维度的关联特征；最后，本文基于经济活力、创新驱动、绿色发展、居民生活和协调发展等维度构建黄河流域高质量发展评价指标体系，对黄河流域高质量发展水平予以综合衡量。1理论分析环境规制的本质为企业生产活动所面临的“资源节约”和“环境友好”约束，其对于各类生产要素投入和使用等存在深刻影响，本文借鉴谢荣辉（2017）14、关海玲和武环境规制影响高质量发展的实证检验：来自黄河流域的证据姜洋，杨睿（东北林业大学 经济管理学院，哈尔滨 150040）摘要：环境规制是高质量发展的重要内在推力。聚焦黄河流域高质量发展战略，文章基于多维指标构建高质量发展评价指标体系，进而采用空间计量模型实证考察环境规制实施如何影响黄河流域高质量发展，并重点关注产业结构这一路径变量。研究发现：环境规制的实施有助于推进黄河流域高质量发展，且在空间维度的正向溢出效应显著，不同类型空间权重矩阵下的估计结果均支持上述结论；环境规制对黄河流域高质量发展的影响在流域分布、城市层级以及城市边界区位等维度存在异质性特征；环境规制能够加速黄河流域产业结构高级化，这也是环境规制影响黄河流域高质量发展的重要路径。关键词：环境规制；高质量发展；黄河流域；空间溢出；产业结构高级化中图分类号：F812.2文献标识码：A文章编号：1002-6487（2023）16-0054-05基金项目：中央高校基本科研业务费专项资金资助项目（2572019BM03）作者简介：姜洋（1979），女，黑龙江哈尔滨人，博士，副教授，研究方向：林业经济理论与政策研究、组织与战略管理。杨睿（1999），女，黑龙江哈尔滨人，硕士研究生，研究方向：企业管理。统 计 观 察DOI:10.13546/ki.tjyjc.2023.16.01054统计与决策2023年第16期总第628期祯妮（2020）15的做法，将环境规制、能源投入与污染物纳入生产函数。具体地，本文基于两区制生产理论假定存在两个生产主体A和B，其产品和劳动力等生产要素可以自由流通，由此构建拓展的柯布道格拉斯生产函数：Yt=(1-y)AtFt(KLR)=(1-y)AtKtLtRt（1）其中，Yt表示产出增长，A表示生产技术进步，K(t)、L(t)和R(t)则分别表示环境规制实施后的资本要素投入增长、劳动力要素投入增长和能源要素投入增长，、和分别表示对应的产出贡献度，且+=1。y则表示企业减排治污费用在总产出中的占比。假定单位产出的污染排放为u，则污染排放Z为：Z=uYt-uZAYtyYt=uYt(1-ZA1y)（2）其中，(1-ZA1y)可以理解为污染物减排强度，即环境规制水平。不难理解，以污染治理费用支出占比所表征的减排强度与减排技术存在典型的负相关性，因此减排强度的函数可以表示为(y)=A-1(1-y)，由此污染排放函数可以改写为：Z=uYtA-1(1-y)（3）假定长期中由于环境规制的施行和能源储量的不断下降，能源投入的增长速度b0。同时，由于索洛模型中储蓄率保持不变，由此可以建立如下的联立方程组：Yt=(1-y)AtKtLtRtZ=uYtA-1(1-y)Kt=sYt-Kkk=sYK-(+h)（4）将联立方程组中的生产函数和污染排放函数进行人均化处理后，分别取对数并对t求一阶导数，可以得到长期内人均产出与污染排放的增长率，而单位产出的污染物排放则可以对高质量发展水平予以表征，由此可以得到一定的减排强度约束下高质量发展的增长公式：g=gZLgYL=gA-b1-gAgA-b1-=1-gA(1-)gA-b（5）从长期来看，在一定的环境规制背景下高质量发展目标的实现主要取决于技术进步和能源投入两条基本路径。当技术进步率gA大于能源投入边际产出的增长率b时，单位产出的污染物排放强度下降，即有助于推动高质量发展；反之，单位产出的污染物排放强度上升。事实上，长期内环境规制的实施势必使得能源投入的边际产出下降，同时能够推动企业主动进行技术研发和绿色创新16，因此环境规制有助于高质量发展。进一步地，将空间溢出效应纳入考量，考虑到地区间日渐密切的经济交流和污染物跨区传输的特征，邻地间环境污染具有显著的空间相关性。在式（1）的基础上，可以构建新的生产函数：Yit=(1-(1+s)y-1-iyi)AitKitLtRit（6）其中，i和-i分别表示本地和邻地；s表示距离衰减函数，即随着距离s的增加，本地区受到周边地区环境污染的影响变大；同时，邻地用于污染减排的费用支出占比越高，越能够对本地形成良性的环境治理溢出效应，因此本地用于污染减排的费用支出占比趋于下降。为简化计算，本文假定周边地区对本地的影响主要体现在污染物减排方面。基于上述同样的推导，可以得到考虑空间溢出效应的高质量发展的增长公式：g=1-(1+s)g-iAgiA(1-)giA-b（7）同理可知，长期内本地的高质量发展同时受到周边地区技术进步的影响。在一定的环境规制实施背景下，周边地区技术进步能够形成对本地高质量发展的溢出效应，且这一溢出效应在长期内能够强化本地环境规制对高质量发展的积极影响。基于上述理论分析，环境规制的实施主要通过技术进步和能源投入路径影响高质量发展。具体地，环境规制有助于强化地方对科研人才的需求和对科研活动的支持17。一方面，政府会优先采购自主研发的产品，对于企业清洁生产和科技进步直接给予政策性支持和激励18；另一方面，企业会积极建立完善的激励制度和人才引进体系。政府“外生力”和企业“内动力”将会共同推动科技进步机制的健全，创造出更有效的污染处理技术19，带动生产技术进步。与此同时，环境规制会导致高污染型产业成本上升，迫使其主动进行设备更新、技术研发或停产减产等，这一系列活动无疑会降低对能源投入的依赖度。此外，环境规制的实施显著提升了企业进入壁垒和生产门槛20，低效率和高污染企业面临严峻的淘汰危机，从而达到全社会产业结构升级的最终效果21。2黄河流域高质量发展评价为对黄河流域高质量发展水平予以客观的衡量，本文基于经济活力（G1）、创新驱动（G2）、绿色发展（G3）、居民生活（G4）和协调发展（G5）维度选取指标。具体地，经济活力维度的指标包括居民消费贡献率、劳动生产率、GDP目标完成情况、GDP增长率、工业增加值、进出口总额；创新驱动维度的指标包括投资率、数字普惠金融、金融效率；绿色发展维度的指标包括废水排放量、二氧化硫排放量、烟粉尘排放量、人均绿化面积、建成区绿化覆盖率、万元GDP能耗；居民生活维度的指标包括教育发展指数、医疗发展指数、社会保障指数、不安定指数、文化娱乐指数和基础设施指数；协调发展维度的指标包括恩格尔系数、城镇化率、城乡消费差距。在设定指标体系的基础上通过改进熵权法和改进TOPSIS法得到黄河流域20112019年高质量发展水平，下页表1汇报了2020年黄河流域各城市高质量发展水平测度结果。可以发现，黄河流域城市间高质量发展水平差异明显，2020年高质量发展水平最低的城市为庆阳市，仅为0.1070，而最高的城市则为青岛市，其高质量发展水平统 计 观 察55统计与决策2023年第16期总第628期达到0.5836。表12020年黄河流域各城市高质量发展水平测度结果1234567891011121314151617181920城市庆阳延安白银海东中卫吕梁榆林吴忠滨州安康商洛巴彦淖尔长治朔州鹤壁晋城汉中忻州临汾平凉水平0.10700.11340.12160.12170.12310.12460.12480.12590.12590.12720.12800.12810.13200.13290.13330.13600.13640.13740.13850.13922122232425262728293031323334353637383940城市阳泉金昌运城乌海莱芜陇南商丘酒泉漯河渭南嘉峪关铜川信阳天水驻马店周口平顶山安阳石嘴山枣庄水平0.13990.14020.14080.14640.14700.14740.14920.15090.15130.15210.15290.15310.15320.15440.15570.15780.15810.15890.16260.16504142434445464748495051525354555657585960城市宝鸡三门峡许昌晋中新乡开封乌兰察布武威濮阳大同固原南阳银川包头菏泽焦作日照咸阳兰州西宁水平0.16570.16850.16850.16900.16930.16980.17420.17480.17750.17900.18510.18880.18920.19470.19840.19870.19960.19960.20390.204161626364656667686970717273747576777879城市张掖鄂尔多斯济宁聊城定西泰安德州呼和浩特太原淄博东营临沂潍坊济南洛阳烟台郑州西安青岛水平0.20450.20600.20610.20730.20750.21600.22280.23560.23560.24900.25290.25500.28030.29030.29720.37160.37900.52630.58363研究设计3.1模型选择在前文理论分析的基础上，为了检验环境规制对黄河流域高质量发展的影响，检验环境规制在空间维度的溢出效应，本文构建如下基准回归模型：Git=0+1ijGjt+2ERit+3ijERjt+4Xit+5ijXjt+i+t+it（8）其中，i和t分别表示城市和年份，0表示常数项，1至5表示待估系数；被解释变量Git表示城市高质量发展水平；ERit表示环境规制水平，本文主要采用环境治理投资额来表示；ij表示空间权重矩阵元素，本文主要依次构建空间地理邻接权重矩阵（W1）、地理距离空间权重矩阵（W2）、经济距离空间权重矩阵（W3）、地理-经济综合权重矩阵（W4）；X表示影响城市高质量发展的一组控制变量；i和t分别表示个体和时间固定效应，而it则表示随机扰动项。其中，2反映环境规制对于黄河流域高质量发展的直接效应，3则表征环境规制的空间溢出效应。3.2数据来源和指标说明本文选取黄河流域79个城市20112019年的面板数据作为研究样本，相关数据主要来源于 中国城市统计年鉴 中国城市建设统计年鉴 中国区域经济统计年鉴 中国环境统计年鉴 以及各城市政府官网。本文所选取的控制变量主要包括：经济发展（PGDP），采用人均GDP来表示；人口密度（POP），采用人口总量与市辖区面积的比值来测度；政府支出（GOV），采用财政支出占各地区生产总值的比重来测度；教育水平（EDU），采用6岁及以上人口平均受教育年限来表示；基础设施建设（BBC），采用各城市人均公路里程来表示；绿色创新（GRIN），采用绿色技术专利数量来刻画；研发投资（RDIV），采用城市人均科研经费额来表征。此外，为了考察环境规制影响高质量发展的内在机制，本文主要基于产业结构调整这一路径变量进行分析。4实证结果分析及讨论4.1空间相关性检验在使用空间计量模型之前，需要对相关变量的空间溢出效应进行全面检验。本文通过计算莫兰指数来衡量。表2报告了2011年和2019年不同空间权重矩阵下黄河流域高质量发展和环境规制的莫兰指数。可以看出，黄河流域高质量发展和环境规制的莫兰指数均显著为正，表明黄河流域环境规制和高质量发展存在不可忽略的空间相关性特征，因此采用空间计量模型进行实证分析是合理的。表2空间相关性检验结果年份20112019W1G0.091*（1.88）0.298*（4.63）ER0.395*（5.50）0.360*（5.91）W2G0.121*（1.76）0.122*（2.03）ER0.205*（4.66）0.178*（3.11）W3G0.266*（5.34）0.276*（6.10）ER0.291*（6.96）0.299*（6.58）W4G0.001*（2.61）0.068*（3.92）ER0.035*（7.25）0.036*（7.41）注：括号中为t值，*、*和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平上通过检验。下同。4.2基准回归分析表3报告了环境规制影响黄河流域高质量发展的基准回归结果，结果显示，环境规制对于黄河流域高质量发展的影响显著为正，同时，环境规制空间滞后项的估计系数亦显著为正，不同空间权重矩阵下所得到的估计结果基本一致。因此，在黄河流域整体高质量发展过程中，环境规制具有重要的推动作用。4.3内生性分析考虑到环境规制与高质量发展之间可能存在双向因果关系。一方面，环境规制的实施有助于环境治理进而推动高质量发展；另一方面，高质量发展水平的提升同样会促进环境规制政策的及时出台和改进。本文参考陈诗一和陈登科（2018）22的做法，采用空气流动系数作为环境规统 计 观 察表3环境规制影响黄河流域高质量发展的基准回归分析结果变量ERwERwG控制变量地区、时间固定效应NR2W1（1）0.250*（2.15）控制控制7110.553（2）0.274*（2.47）0.033*（1.81）1.669*（6.78）控制控制7110.425W2（3）0.246*（3.04）控制控制7110.374（4）0.270*（3.55）0.049*（2.09）1.483*（5.10）控制控制7110.354W3（5）0.284*（4.31）控制控制7110.417（6）0.277*（3.05）0.020*（2.24）1.205*（6.44）控制控制7110.468W4（7）0.267*（2.75）控制控制7110.354（8）0.282*（3.49）0.018*（1.89）1.643（5.18）控制控制7110.40856统计与决策2023年第16期总第628期制的工具变量。空气流动系数越大表示该地空气流通性越强，则雾霾污染等问题相对越轻，从而映射为典型的环境规制属性，满足工具变量的相关性假设；同时，空气流动系数的大小取决于风速和大气边界层高度的气象变量和地理环境，与高质量发展等社会环境不存在直接关联，从而满足工具变量的外生性假设。具体地，空气流动系数（VC）测算方法为：VCit=WSitBLHit（9）其中，WSit和BLHit分别代表风速和大气边界层高度。风速与大气边界层高度原始数据均来自 ECMWF 所发布的经纬度栅格气象数据，通过 ArcGIS 软件解析可以得到我国城市层面空气流动数据。表4汇报了基于两阶段最小二乘法的内生性处理结果。LM检验结果表明不存在工具变量识别不足的问题；Endogeneity 检验显示工具变量整体外生有效；同时Cragg-Donald Wald F统计量大于临界值，证明所选取的工具变量与环境规制强相关。从第一阶段估计结果来看，空气流动系数与环境规制正相关且在1%的显著性水平上通过检验。第二阶段回归结果显示环境规制对于高质量发展具有显著的促增作用，由此可知，在克服内生性的潜在威胁后前文结论保持稳健。表4内生性分析结果ERVC控制变量地区固定效应时间固定效应LM testEndogeneity testCDW test第一阶段0.022*（2.74）是否否18.410.0018.710.0021.44第二阶段0.008*（2.41）是否否注：方括号内为P值，考虑到工具变量空气流动系数难以随时间变化，因此本文未控制地区固定效应。4.4异质性检验考虑到环境规制对于高质量发展的影响可能受到其他外部因素的影响，如当地经济发展水平与生态环境基础等，因此本文主要从三个维度考察环境规制对于高质量发展的异质性影响。首先，按照上、中、下游的区位划分，本文依次考察环境规制对于黄河流域上游、中游和下游高质量发展的影响；其次，按照城市层级的不同，依次考察环境规制对于省会城市和非省会城市的影响；最后，按照城市所处的地理位置差异，分别考察环境规制对黄河流域边界城市和非边界城市的差异化影响，估计结果如表5所示。结果显示，黄河流域上、中、下游地区的高质量发展均受到环境规制的显著影响，其中，中下游地区受环境规制的影响强度较大，而上游地区则相对较小；类似的，环境规制对于省会城市以及非边界城市的影响亦相对较高，而非省会城市和边界城市高质量发展虽然同样受到环境规制的影响，但整体作用强度相对较低。分析其可能的原因，无论是中下游地区，抑或是省会城市和非边界城市，其经济发展水平普遍较高且所拥有的资源禀赋更高，环境规制的执行力度以及各类保障措施亦更为完善，因此环境规制实施的效果更加显著。表5异质性分析结果变量ERwER控制变量R2流域区位异质性上游0.164*（2.37）0.041（1.61）是0.497中游0.300*（2.92）0.079*（2.15）是0.233下游0.212*（3.40）0.051*（2.36）是0.634城市层级异质性省会城市0.374*（3.04）0.057*（2.14）是0.512非省会城市0.185*（2.83）0.046*（1.99）是0.526城市区位异质性边界城市0.146*（2.22）0.032*（1.87）是0.471非边界城市0.239*（2.78）0.052*（3.20）是0.6594.5作用机制检验前文的研究证实，环境规制的实施对于黄河流域高质量发展具有显著的促进作用，那么环境规制究竟是通过何种机制促进黄河流域高质量发展的呢？本文主要基于产业结构（Pa）这一路径变量进行考察。之所以选取产业结构作为主要的路径变量，其原因在于产业结构是连接环境规制与高质量发展的重要纽带。一方面，环境规制的实施导致高污染型产业所面临的减排成本大大提升，从而迫使其加速绿色节能转型，实现产业结构的优化调整；另一方面，产业结构优化对于高质量发展的不同维度均具有深刻影响。具体地，本文主要采用产业结构高级化指标，即第三产业与第二产业增加值的比值来刻画产业结构。借鉴陈诗一和陈登科（2018）22的做法构建两阶段传递效应模型。第一步，检验环境规制对黄河流域产业结构的影响：Pait=0+1ijPajt+2ERit+3ijERjt+4Xit+5ijXjt+i+t+it（10）第二步，考察产业结构与高质量发展的关联：Git=0+1ijGjt+2Pait+3ijpajt+4Xit+5ijXjt+i+t+it（11）结果显示（见表6），在不同类型的空间权重矩阵下，环境规制对于黄河流域产业结构高级化整体上具有显著的促进作用，同时存在显著为正的空间溢出效应，这意味着环境规制的实施有助于推动黄河流域全域内产业结构优化。与此同时，产业结构高级化对于高质量发展的影响整体上亦显著为正，即产业结构优化能够有效驱动黄河流域高质量发展。综合上述研究发现，环境规制能够加速产业结构优化进而助推黄河流域高质量发展。表6环境规制影响黄河流域高质量发展的机制检验ERwERPa地区固定效应时间固定效应R2W1（1）Pa0.594*（2.69）0.075*（1.85）控制控制0.424（2）G0.211*（2.77）控制控制0.345W2（3）Pa0.629*（3.58）0.049*（1.79）控制控制0.476（4）G0.254*（2.45）控制控制0.335W3（5）Pa0.737*（4.15）0.060*（2.34）控制控制0.410（6）G0.305*（3.17）控制控制0.542W4（7）Pa0.446*（3.89）0.055*（2.21）控制控制0.368（8）G0.278*（1.91）控制控制0.400统 计 观 察57统计与决策2023年第16期总第628期5结论和建议在黄河流域高质量发展的宏观背景下，本文基于环境规制的视角探讨黄河流域高质量发展的实现路径，所得到的结论主要如下：（1）环境规制整体上有助于黄河流域高质量发展，并且在不同类型的空间权重矩阵下均存在典型的空间溢出效应。（2）环境规制对黄河流域高质量发展的影响异质性特征显著，其中，中下游地区、省会城市和非边界城市高质量发展受环境规制的影响更为突出。（3）产业结构高级化是环境规制促进高质量发展的重要路径。基于上述研究，本文提出如下建议：第一，应当持续推进黄河流域各类环境规制政策的贯彻落实。对于地方政府而言，一方面，抓准政府角色定位，增加环境规制执行的财政支出，强化政策执行先进地区的模范引领作用；另一方面，引导、鼓励、支持产出效率高和敢于创新的企业，强化对高污染、高能耗企业的监察监管，抬高能源型企业的准入门槛，建设政府-企业-社会协同进步的发展体系。第二，应当强化跨区域的交流协作，建立地区间的技术交流学习和信息共享服务平台，共同参与、共同制定地方性高质量发展方案，力求步调一致、齐头并进，杜绝以邻为壑的治理乱象。第三，环境规制落实应当明确把握政策着力点，既要强化地方发展的研发投资和绿色技术创新积极性，将经济增长的动力由要素驱动转化为创新驱动，又要及时淘汰落后产能，推动产业结构升级，鼓励更多资源流向现代服务业、战略性新兴产业，构建多元的产业体系，同时也要降低经济发展对能源消耗的高依赖度。参考文献：1赵剑波,史丹,邓洲.高质量发展的内涵研究J.经济与管理研究,2019,40(11).2金碚.关于“高质量发展”的经济学研究J.中国工业经济,2018,(4).3郭威,曾新欣.绿色信贷提升工业绿色全要素生产率了吗？基于空间Durbin模型的实证研究J.经济问题,2021,(8).4范欣,尹秋舒.数字金融提升了绿色全要素生产率吗?J.山西大学学报(哲学社会科学版),2021,44(4).5张军涛,范卓玮.城市产业结构与绿色全要素生产率基于东北地区的实证分析J.科技管理研究,2021,41(13).6郭锐,樊杰.创新空间认知的前置条件、响应过程与核心要素J.城市发展研究,2020,27(3).7罗巍,杨玄酯,杨永芳.面向高质量发展的黄河流域科技创新空间极化效应演化研究J.科技进步与对策,2020,37(18).8马海涛,徐楦钫.黄河流域城市群高质量发展评估与空间格局分异J.经济地理,2020,40(4).9廖建凯,杜群.黄河流域协同治理：现实要求、实现路径与立法保障J.中国人口 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