中国省际可持续发展测度及影响因素研究

曾 嘉， 黄亮雄， 周少君

(1.华南师范大学经济与管理学院，广东广州510006;2.广东药学院医药经济学院，广东广州510006;3.广东财经大学 财税学院，广东广州510320;4.中山大学 岭南学院，广东广州510275)

一、引 言

环境资源问题一直是影响我国经济可持续发展的重大障碍。要实现经济的转型，必然要求协调经济、社会与环境三者的关系，首要的是对于可持续发展程度的测度。对它的测算，多见于国际性机构的研究。联合国开放计划署(UNDP)提出的人类发展指数(HDI)，是由教育、寿命与收入等因素构成的。但是，HDI仅仅着眼于经济和社会指标，而忽略了环境这个重要的指标。Lasso和Urrutia首先将环境污染的问题引入到了传统的HDI分析框架中，创立了新的人文发展指数(HPDI)，该指数能够有效遏制一些国家以损害自然环境为代价而获取经济的高速发展。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.在此基础上，林伯强和杨芳通过引入资源消耗和环境影响指标来修正HDI，构建了持续性人文发展指数(SHDI)。②林伯强、杨芳:《电力产业对中国经济可持续发展的影响》，载《世界经济》2009年第7期。上述指标体系都属于非货币评价模式，这种评价模式易出现指标信息覆盖不全或指标间信息重叠两个缺点，且指标间的权重分配也有所争议。Hamilton和Clemens(1999)③K.Hamilton，M.Clemens.Genuine Savings Rates in Developing Countries.World Bank Economic Review，1999，13:333-356.和世界银行(2011)④World Bank.The Changing Wealth of Nations，2011:http://data.worldbank.org/date-catalog/wealth-of-nation，2014-04-17.提出的调整净储蓄(Adjusted Net Saving，ANS)则属于货币评价模式。货币评价模式试图以货币的形式来反映可持续发展程度。这种方式简明易懂，且便于分析。ANS是地区满足Hartwick-Solow法则程度的数量指标。⑤Hartwick指出如果经济在发展过程中使用不可再生资源，就存在一种能保证“非递减消费”的方法。具体为把开采不可再生资源取得的Hotelling租金全部投入到人造资本中去，就能保持资本存量为定值，非递减消费就是可能的。这种结果对于可持续发展具有非常重要的经济学价值。J.M.Hartwick.Intergenerational Equity and the Investing of Rents from Exhaustible Resources.American Economic Review，1977，67(5):972-974.Hartwick-Solow法则通常被称作“弱可持续性”(Barbier et al.，1994)。⑥E.Barbier，Joanne C.Burgess and C.Folke.Paradise Lost:The Ecological Economics of Biodiversity.London:Earthscan，1994:77-95.弱可持续性假定作为生产投入的任何资本与自然资本是完全替代的。例如，从调整净储蓄的观点来看，一个地区投资于对其不可再生自然资源的剥削所获得的利润，并将其投入到教育体系而形成人力资源，对于未来居民来说是可以互相抵销的。Heal(2011)比较了几种表征可持续发展程度的指标，最后选择了调整净储蓄指标。①G.Heal.Sustainability and Its Measurement.NBER Workingpaper 17008，2011:1-27.

本文也使用人均调整净储蓄来度量我国省区的可持续发展程度，并实证分析其影响因素。当前的区域现象实质上反映的就是地区间的相互影响。这种影响可能存在两个方面:第一，同级区域的竞争，表现为外溢效应;第二，对全国整体情况的反映。当分析可持续发展程度的影响因素时，必须考虑这两方面的影响。本文综合考虑这两种影响，使用2004-2010年的29个省区的面板数据，结合广义空间面板模型，实证分析可持续发展的影响因素。

二、可持续发展程度:调整净储蓄

(一)测量方法

调整净储蓄(ANS)是反映一个地区投资政策的可持续发展程度的重要指标。一般认为，生产资本，尤其是物质资本的形成就是对未来的投资。而在计算标准的净储蓄时，却仅仅考虑到生产资本的贬值这个方面。实际上，能源和矿产等自然资源的损耗常常会对环境造成污染和损害，不利于经济的可持续发展。调整净储蓄的框架应更为全面，核算时应该同时考虑物质资本和自然资本。要判断一个地区是否满足Hartwick-Solow法则，我们一般使用调整净储蓄这个数量指标。“弱可持续性”是Hartwick-Solow法则的代名词，它假定作为生产投入的任何资本与自然资本是完全替代的。本文借鉴世界银行与Bolt的方法相结合，计算我国各省区的调整净储蓄，其公式为:

其中，ANS为调整净储蓄;GNS为地区储蓄;D为生产资本的折旧;CSE是教育支出;Ri为各项资源的损耗;CD为二氧化碳排放的破坏;GE为治理环境污染所支付的价值。

(二)可持续发展程度的区域分布

使用前文所给出的方法，可测算出我国29个省(市，区)2004-2008年的人均调整净储蓄(见图1)。从具体排名变动看，上海市始终保持第一的位置，而贵州5年来都是排名最末;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;降幅最大的省份为海南和新疆，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。同时，省区间的集团变化比较少，仅发生了山东与福建互换了第一集团(75%百分位以后)与第二集团(50%-75%百分位之间)的位置，以及新疆(2004年为第二集团)与山西(2004年为第三集团)互换了位置。这样，我国人均净储蓄的第一、二集团省区都集中于东部沿海及华北地区，第三、四集团省区则为是中西部内陆省份。从我国29个省区的数据可以看出，在2004-2006年间的人均调整净储蓄为负的仅贵州一省。这说明，当前的发展是在褫夺未来的财富，不利于子孙的千秋万代。然而在2007年以后，包括贵州在内的全国29个省区的人均调整净储蓄均为正数，这又反映了我国的可持续发展程度在不断提高。

图1 我国人均调整净储蓄的区域分布(单位:元)

三、研究设计与模型设定

(一)模型设定

本部分围绕“什么因素影响着可持续发展程度”这一问题建模。在当前政治集权和经济分权的大国治理结构下，地区竞争显得尤为突出。我国的区域现象往往植根于地区的相互影响之中。如果忽视这种影响，往往导致估计有偏差。这种互相影响体现出地区经济地理行为间的空间依赖性(Spatial Dependence)。其中，同级区域之间的相互影响，被称为外溢效应(Spillover effect)。识别区域间的外溢效应是理解地区竞争的重要一环。Goulder and Stavins研究美国的情况发现，联邦政府的一些政策，可以导致一些州减少排污，但往往使得另外一些州额外提高了排污。①L.H.Goulder，R.N.Stavins.Interactions between State and Federal ClimateChangePolicies.NBER WorkingPaper 16123，2010:1-34.为了识别外溢效应，我们引入了空间滞后项，并借鉴了空间自回归模型，模型设定为:

X为省级自变量。个体效应μi可反映各种不具时变性的特征，而时间效应λt则可反映时变性特征。系数ρ1的正负、大小分别代表外溢效应的方向与强度。进一步，通过引入可观测仅随时间变化的共同因子来描述λt，可使分析更为细致，于是构成了模型(2):

其中，Ft是一个控制变量，主要刻画随时间变化的大国治理结构及宏观经济形势等因素，μi反映的是个体效应。外溢效应可以理解为同级机构的横向策略互动。Revelli在一项有关英格兰地方政府环境支出的研究中发现，地区支出反映出空间的正相关，可以看出是来自对上级政府的纵向策略，而非仅为横向策略的互动。②F.Revelli.Reaction or Interaction?Spatial Process Identification in Multi-tiered Government Structures.Journal of Urban Economics，2003，53:25-53.一般情况下，特别是省区较多时，省级政府、省内个人企业等做决策时，以全国整体的情况为决策依据。为了捕捉这种效应，把模型(2)拓展为:

式中，yct是反映全国整体情况。这样，系数θ的正负、大小可看作是省区对全国整体发展情况反应的方向与强度。如果ρ1刻画的是区域间的竞争，那么，θ可看作区域对总体水平的把握，前者是择优竞争，后者是阈值竞争。

此外，为了消除文化传统、风俗习惯及自然禀赋等不确定因素，Pesaran和Tosetti提倡使用具有空间自相关的随机扰动项来反映这种截面弱相关。我们可以引用这种方法，将模型列为:

(二)估计方法

可以借鉴王美今③王美今、林建浩、余壮雄:《中国地方政府财政竞争行为特性识别:“兄弟竞争”与“父子争议”是否并存?》，载《管理世界》2010年第3期。的估计步骤:

第一步:为了得到残差的一致估计量，可以使用IV方法，该残差采用的是Baltagi提出的广义残差，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.工具变量集就是自变量的一阶、二阶空间滞后。

第二步:为了得到ρ2的一致估计，本文参考了Kapoor等提出的广义矩估计方法的6个矩条件。限于篇幅，请参考原文。

当存在固定效应时，则取θ=1。

第四步:再次进行IV估计，从而得出ρ1和θ的一致估计，工具变量集为经过变换的解释变量的一阶和二阶空间滞后。

(三)空间加权矩阵

四、数据描述与变量说明

我国的区域现象往往植根于地区的相互影响之中。这种影响可能存在两个方面:第一，同级区域的竞争，表现为外溢效应;第二，对全国整体情况的反映。要分析影响区域可持续发展程度的因素，必须考虑这两方面的影响。本文构建空间面板模型，使用29个省级区域2004-2010年的面板数据，由于数据缺失，剔除了西藏和重庆两个省份。所有数据的基期都定为2000年，以2000年为基期对GDP缩减指数进行平减，从而消除价格因素的影响。省区影响因素(Xit)的选取主要以Grossman和Krueger的环境模型为框架②G.M.Grossman and A.B.Krueger.Economic Growth and the Environment.Quarterly Journal of Economics，1995，2:353-377.，各变量的统计性描述见表1。

表1 数据的统计性描述

五、实证分析

本文建立空间面板模型，同时考虑省区间的外溢效应和省区对全国整体情况的反应两种影响，实证分析影响我国可持续发展程度的因素。

表2使用两种空间加权矩阵，共6个回归方程。Moran I统计量都显著，表明我国的省区人均调整净储蓄均有空间依赖性，这与图1所示的区域分布图是一致的。Anderson LM统计量检验工具变量与内生变量之间的相关性是否足够强，该统计量在表2的回归方程中均显著。Sargan统计量检验工具变量与扰动项是否不相关，表2的回归方程中该统计量不显著。Anderson LM统计量与Sargan统计量显示，本文选取的工具变量是合理的。

首先分析反映省区外溢效应的系数ρ1与反映对全国总体情况的反应系数θ。无论加权矩阵为wd，还是加权矩阵为wk，ρ1都显著为正，表明存在正的外溢效应。这种现象与黄亮雄、舒元所研究的榜样效应非常类似。黄亮雄、舒元实证分析了我国长三角、珠三角和环渤海等三大地区对其余省区的排污外溢问题，研究表明其余省区的排污量与发达地区的变动方向是相同的，当发达地区增(减)排，则其余省区也相应增(减)排，即为榜样效应。①黄亮雄、舒元:《我国省际可持续发展能力的外溢效应识别》，载《南京师大学报 (社会科学版)》2013年第3期。对比两个矩阵的ρ1系数，矩阵wd的较大。两个矩阵都是基于距离生成的，不同的是，wk仅挑选了最近的3个省区，更多反映了地理位置，而wd则考虑到所有省与省之间空间距离联系。可见，wd的加权矩阵所反映的效应较大。

表2 人均调整净储蓄及其影响因素——总体样本

系数θ虽符号为正，但仅在方程(3)和(5)显著。如果系数显著θ为正，说明省区追随或者仿效全国整体水平。当全国整体水平较高的时，各省区也随之提高可持续发展程度，这是水涨船高的现象。但回归方程中，系数θ不如反映省区间外溢效应的系数ρ1显著。当前我国区域间的经济竞争日益加剧，特别在锦标赛式的竞争背景下，地方政府通常以短期内加快GDP增长速度为执政的主要目标，着手于基础设施建设、招商引资以及经营城市等硬件投资发展上。然而这种竞争缺乏大局意识，往往容易陷入区域间恶性竞争、重复建设、市场保护等误区之中。黄亮雄和徐现祥认为，只有市场规模足够大，地区政府更关心消费者利益，地区政府才选择在竞争中合作。②黄亮雄、徐现祥:《动态视角下的企业R＆D合作与政府区域合作模型》，载《南开经济研究》2010年第3期。

省区的人均调整净储蓄与全国层面的人均调整净储蓄可能存在内生性。省区决策应该以全国的情况为依据抑或是以省区决策的综合情况为依据。本文在方程(3)和(4)把yct滞后一期，放进原方程进行稳健性检验。结果并没有发生显著的改变，ρ1显著为正，θ不显著，再次说明，当前我国的区域经济更多地体现在同级区域的竞争，缺乏对全国层面的把握，从而缺少区域合作。

省区的影响因素上，全要素生产率(tfp)、对外依存度(ti)、城市化率(cir)和有效征收率(el)的系数都显著为正，这些因素的提高，都能提高省区域可持续发展程度。具体地，以方程(2)为例，技术进步对可持续发展的推动作用较大。基于此，国家实施科教兴国战略、科学发展观，强调“以人为本”，推动创新，这有助于可持续发展。城市化率(cir)对人均调整净储蓄显著为正，城市的集聚能带来经济效率，也能带来排污成本的减少，从而有益于减排。最后，对环境越重视，可持续发展程度就越高，这符合预期。

产业结构(wg2与wg22)方面，当方程只放进二产比重(wg2)，其系数是显著为正(方程(1)和(3))，而考虑到二次项(wg22)，虽然一次项系数为正，二次项为负，但不显著，这与上文的预测有所不同。实证结果没有呈现二产比重与可持续发展程度呈倒U型的关系，原因在于，五年的分析样本可能不足以使二产比重与可持续发展程度呈倒U型，并且，我国总体上，还处于二产比重增加，可持续发展程度上升的阶段(由方程(1)与(3)佐证)。

全国层面的三个共同因子:表征全国经济形势的实际人均GDP增长率(gro)、表征国家治理结构的财政分权(dec)、表征国家对环境治理的总体态度的人大环保议案数比例(pcr)，都不显著，再次证明当前的区域竞争，较少考虑全国层面，从而缺乏区域合作。

我国区域差异巨大，表2仅在全国的总体样本下分析了影响我国可持续发展程度的因素，而这些因素在不同的区域可能存在不同的影响。为了更全面地分析可持续发展及其影响因素，表3呈现了地区分样本的实证结果。

表3 人均调整净储蓄及其影响因素——地区分样本

表3的地区分样本的分析中，两种空间加权矩阵的结果较为一致，尤其在符合和显著性上。方程(1)与(3)考察省份样本，即剔除了直辖市与自治区，方程(2)与(5)是东部与中部省区的样本，而方程(3)与(6)是中部与西部省区的样本。我们针对wd加权矩阵，即方程(1)～(3)，分析不同区域的影响因素效应的异同。

首先，省份分样本与东中部分样本的结果较为相似，但中西部分样本的结果明显异于二者。三个分样本回归结果中城市化率(cir)的影响是一致的，三个方程中系数都显著为正，即城市化推进，有助于提高可持续发展，具体地，城市化率提高1个单位，省份的人均调整净储蓄就提高113.25元，东中部省区提高137.07元，中西部省区提高56.513元。效应以中西部省区为小。

省份与东中部样本的外溢效应显著为正，且尤以省份样本的结果为大，但中西部不存在外溢效应。三个分样本回归结果的差异还在于:(1)全要素生产率(tfp)在省份分样本与东中部样本显著为正，而在中西部样本不显著，即在省份及东中部省区间，技术进步能带来可持续发展程度的提高，但这种效应在中西部省区不成立。这可能源于中西部省区的技术较低，可持续发展程度的技术效应，要在一定的技术阈值才能实现。(2)对外依存度(ti)在省份分样本与东中部样本显著为正，而在中西部样本不显著，即对外开放，能提高省份及东中部省区的可持续发展程度，但在中西部省区之间并不成立。中西部省区的对外开放程度较低，不足以影响可持续发展程度。

六、结 论

高投入、高产出、高增长、高污染的模式一直伴随着我国近30年经济高速增长的发展历程。当前，中国走可持续发展之路已迫在眉睫。本文测算了我国29个省区2004-2010年的人均调整净储蓄，结果表明，我国的可持续发展程度得到了较大改善，但整体看来仍呈现东部沿海及华北地区可持续发展程度高、内陆的中西部地区可持续发展程度低的区域分布。可喜的是这种区域差异正在缩小。

本文还综合考虑了同级区域的竞争表现的外溢效应以及地方对全国整体情况的反应两种影响，并把二者嵌入到计量模型当中，分析可持续发展程度的影响因素。省区间存在显著的正外溢效应，但对全国整体情况的反应不显著，即当前我国区域经济较多地着眼于区域间的竞争，而缺乏大局意识。省区影响因素方面，技术进步最能提高可持续发展程度。近年来，各级政府对官员的政绩考核正发生着积极的变化。但研究表明，地方政府竞争并没有充分考虑全国层面因素，这一方面说明中央现有的考核机制仍可进一步完善，另一方面说明了地方政府在总体经济增长目标下会自发地做出策略性增长目标调整。政府应该改变单纯以GDP增长为主的考核方式，改变单一的地方官员考核机制，综合考虑人均GDP及其增长、人均财政收入、城乡居民收入等方面数据。通过区域的外溢效应来强化激励，通过跨区域联动，区域间由竞争走向竞合，从而实现经济的可持续发展。