资源型城市环境规制的经济增长效应及其传导机制

摘要 对于中国多数资源型城市来说，改善生态环境与促进经济增长是当前面临的重要任务。一些研究认为治理环境污染可能加重“遵循成本”，进而不利于经济增长；也有研究认为环境规制会通过“创新补偿”效应，增进当地产品竞争力，弥补企业成本负担并促进经济增长；此外，还有研究认为环境标准提高有助于区域产业结构升级，进而带动经济增长。为验证中国资源型城市环境规制对经济增长的影响及其传导机制，本文基于2004—2014年资源型城市数据，以样本城市GDP为被解释变量，以工业污染治理设备运行费用为解释变量，进行了面板数据实证分析，并观察了科技行业人员比重和第三产业比重的中介效应。结果显示：①资源型城市工业污染物治理对GDP总量和人均GDP的影响均显著为正；②在环境规制与GDP（或人均GDP）的正向关系中，科技行业人员比重的提升起到了部分中介作用，即存在显著的创新补偿效应；③除了传统观点看到的创新补偿效应，污染治理对产业结构的积极影响也在二者正向关系中有重要的中介作用，而且比创新补偿效应的作用更显著。本文的结论是，资源型城市环境规制未对经济增长造成不利影响，主要是由于经济资源从效益不佳的工业企业流向了第三产业，同时工业部门自身的创新潜力也已逐步凸显。因此，面对经济社会持续发展的压力，资源型城市要取得经济增长与生态环境的双赢，应当强化污染治理成本对企业技术进步的倒逼机制，进一步实现创新驱动发展，同时要构建多元产业体系，促进资源型行业与现代服务业的有效对接和深度融合。

关键词 资源型城市；环境规制；经济增长；创新补偿；产业结构升级

中图分类号 F205

文献标识码 A文章编号 1002-2104（2017）10-0039-08DOI：10.12062/cpre.20170515

资源型城市经济社会持续发展对促进我国区域协调发展、统筹推进新型工业化和新型城镇化具有重大意义。长期以来资源型城市高耗能、高污染、高排放项目低水平重复建设，生态建设和环境整治等主体责任未落实到位，导致生态环境与经济发展的矛盾日益突出。资源型城市工业污染不断加剧，造成投资吸引力弱化、人力资源流出、健康成本过高，已成为制约其经济增长的主要因素之一。《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020年）》要求资源型城市实现主要污染物排放大幅减少，重金属污染得到有效控制，生态环境质量显著提升，走出一条中国特色资源型城市持续发展之路。不过，还有一些研究认为环境规制会给企业带来“遵循成本”，不利于经济增长。为观察资源型城市环境规制对经济增长的影响及机制，本文基于我国资源型城市面板数据，实证分析环境规制与经济增长的关系，并分别检验了创新补偿和产业结构升级的中介效应。

1 文献综述

对于环境规制与经济增长的关系，现有观点存在一定的争议。一些研究认为环境规制可能对经济增长有负面影响。比如，Freeman & Haveman[1]、Stephens & Dension[2]、Gray & Shadbegian[3]、Brnnlund et al[4]认为企业在环境规制上的负担将形成“遵循成本”，抑制了企业生产率和盈利能力，从而不利于经济增长。结合我国资源型城市的实际，若环境规制对经济增长的负效应广泛存在，则其转型发展将面临两难困境。只有实现了工业污染治理与经济增长的双赢，资源型城市才具备促进就业、改善民生、构建多元化产业体系、提升综合服务功能等工作的坚实基础。

相反地，更多的研究认为环境规制对企业的成本压力还会促使其加大研发及人力资本投资，有助于提高企业生产率和产品竞争力，即“创新补偿”效应[5-10]，这足以弥补规制成本并促进经济增长。目前已有不少研究证实了在中国多数地区或行业，环境规制基于一定条件将带来创新补偿效应[11-14]。那么，基于资源型城市的特殊背景，有必要实证分析其环境规制与经济增长的关系，并找到促使二者关系为正的关键变量。

还应当看到，环境规制促进经济增长未必一定以创新补偿效应为传导中介。除了污染型行业乃至第二产业整体的技术进步，环境规制还可以通过促进资源优化配置，进而带动产业结构升级来推动经济增长。环境规制的产业结构效应有以下三种可能的作用机制。第一，严厉的环境规制拉升了污染性生产的要素价格，迫使污染企业停产或转移[15]，进而将资源挤入清洁型的低碳产业[16]。第二，高标准的环境措施有可能带动针对污染企业的环保服務及相关服务业发展[17]，从而有利于产业结构升级。第三，随着节能减排和清洁生产理念的推广，全社会的环境保护和绿色意识将普遍提升[18]，进而针对居民的绿色服务及相关产业随之兴起，带动产业结构升级和经济增长。当前，相比我国其他地区，资源型城市经济增长速度放缓的幅度较大。除了受能源资源价格波动的影响，资源型城市相对单一的产业结构以及资源企业治理困境导致的效益不佳，构成了导致这一现状的重要因素。在此背景下，污染密集型行业未必能在环境规制的倒逼下顺利实现创新补偿。由此以来，产业结构升级能否在环境规制与经济增长的关系中起到显著的中介效应，值得进一步检验。

2 计量模型设计

2.1 计量模型

关于环境规制与经济增长的关系，现有研究存在不同的实证观点。针对我国的资源型城市，本文设定如下计量模型来检验其环境规制对经济增长的影响。

其中， lnGDPit（lngdpit）为被解释变量，表示城市i在第t年的（人均）地区生产总值的自然对数值；ERit为核心解释变量，表示城市i在第t年的环境规制强度；X为一组控制变量，包含了独立于环境规制强度对资源型城市经济增长产生影响的若干变量。ui为不可观测的地区因素，bt为不可观测的时间因素，εit为残差项。

根据现有研究及上文分析，环境规制可能通过技术创新或产业结构升级这两种渠道作用经济增长。为检验环境规制促进资源型城市经济增长的过程中，这两个渠道能否起到显著的中介作用，本文将技术水平和产业结构设定为中介变量，进行进一步的检验。借鉴Baron & Kenny[19]、Muller et al.[20]等，通过依次检验回归系数来判断中介变量的作用关系，模型设定如下。endprint

其中，Techit为中介变量，表示城市i在第t年的技术水平。式（2）和式（3）只列出了技术水平Techit为中介变量时的回归方程。另外，本文还将城市i在第t年的产业结构ISit作为中介变量进行检验，模型设定同以Techit为中介变量时的情形。结合式（1）—（3），根据Baron & Kenny[19]、Muller et al.[20]、温忠麟等[21]、王立国和鞠蕾[22]等，对中介效应进行判定：①如果系数α1显著为正，则说明环境规制对经济增长存在总体效应。②如果β1显著为正，则意味着环境规制对技术水平（产业结构）有显著的正向作用。③如果α3显著为正，则说明在控制了环境规制的影响后，技术水平（产业结构）对经济增长存在直接的促进作用。④系数α2代表在控制了中介变量后，环境规制对经济增长的直接效应，若不显著则说明为完全中介效应，若显著则须观察β1×α3与α2的估计值符号的异同。

2.2 变量处理说明

2.2.1 被解释变量

为确保稳健性，本文分别利用地区生产总值的总额和人均额来衡量各个资源型城市的经济增长状况。同时，为剔除价格因素的影响，本文用各个城市所在省级地区当年的居民消费价格指数（以2000年为基期的定基指数）对（人均）地区GDP的原值加以平减。最后将平减后的值取自然对数分别得到lnGDPit和lngdpit。

2.2.2 核心解释变量

在衡量环境规制强度时，国内外文献目前主要采用三种方法：污染物去除率、污染治理设备的运行费用、治污减排成本占工业总产值比重。根据张娟、惠宁[23]的相关研究，为了准确反映资源型城市工业污染治理力度的差异，并基于数据的可得性与齐整性，本文收集了各资源型城市的工业废水和工业废气治理设备的当年运行费用（单位：万元），再把二者之和取自然对数值，得到的结果即为核心解释变量ERit。

2.2.3 中介变量

本文选择了各资源型城市的技术水平Techit和产业结构ISit作为中介变量，具体处理如下：①现有研究对技术创新的衡量较常采用R&D投入、专利申请或批准数量、科技从业人员占全部从业人员比重、高校或科研院所规模等指标。基于数据可得性及齐整要求，本文用各城市的年末科学研究与技术服务行业从业人员数的自然对数值衡量技术水平Techit。②产业结构ISit在现有研究中通常表现为地区服务业占生产总值比重、地区第二产业劳动力占比、产业结构高度化指数等。本文根据资源型城市统计数据的限定，选择各城市第三产业的增加值（万元）的自然对数值来衡量产业结构ISit。

2.2.4 控制变量

考虑到各资源型城市的经济增长还会受到一些自身条件的影响，本文在式（1）和式（3）中还设置如下控制变量：①资本充裕度lnKit。根据索洛增长模型，资本投入是促进经济增长不可或缺的因素之一，本文以固定资产投资总额（不含农户，单位为万元）的ln值来衡量。②劳动力充裕度lnLit。劳动力投入在索洛模型中同样是促进经济增长的重要因素之一，本文选择年末经济活动人口数（即单位从业人员、私营和个体从业人员及城镇登记失业人员之和）的ln值衡量此变量。③经济开放程度lnFDIit。對于此变量国内外文献普遍以贸易开放或投资开放进行衡量。研究表明，对外开放能够从产出效应、技术外溢效应、投资增长效应影响经济增长[24-25]，据此本文利用外商直接投资实际利用额（单位为万元人民币，由当年人民币兑美元平均汇率换算得到）衡量经济的开放程度。④城市类型Typeit。按照《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020年）》划分的成长型、成熟型、衰退型和再生型城市，分别设定三个虚拟变量D1、D2和D3。

2.3 数据来源

本文主要变量的数据来源于：资源型城市的地区生产总值及其三次产业构成、分行业及全部从业人员数、固定资产投资额及FDI实际利用额等数据来源于历年的《中国城市年鉴》（均采用全市数据）；各城市的工业废水和工业废气治理设备运行费用来源于历年《中国环境年鉴》。本文样本的时间跨度为2004—2014年。参考郭存芝等[26]的做法，全国地级及以上资源型城市中有33个城市具备齐整的工业污染物治理设备运行费用的统计数据，因此本文选取这33个城市的2004—2014年数据进行计量检验。

3 初步经验观察

首先，基于本文得到的相关数据，初步观察核心变量之间的关系以对作用机制有一个大致了解。图1显示的是资源型城市环境规制与经济增长关系的散点图。其中，图1（a）为工业废水和废气治理设备运行费用（横轴）与地区GDP（纵轴）之间的关系，可看出二者有着非常显著的正相关关系。不过，这可能与城市规模有直接关联，即治污费用总额较高的城市通常规模也较大，进而经济总量也高于其他城市。因此，要进一步观察相对值之间的关系，才能判断环境规制是否与经济增长有正向关系。图1（b）为污染物治理设备运行费用的比上年增速（横轴）与地区GDP增速（纵轴）的散点图。可看到，虽然二者关系不如其规模指标的一致性那么明显，但其线性趋势线仍表现为一条向右上方倾斜的曲线，也就是环境规制与地区GDP的增速指标也存在正向关系。不过，要真正验证环境规制的经济增长效应，必须控制其他控制变量、时间和地区因素及残差，基于面板数据模型进行回归检验。

虽然散点图不能验证中介效应，但通过观察环境规制与中介变量相对指标的关系，可对其作用机制形成初步了解。图2报告了资源型城市环境规制与技术水平、产业结构之间的关系及其线性趋势。其中，图2（a）为环境规制与技术水平的关系，横轴为工业治污设备运行费用与规模以上工业企业总产值之比，纵轴为科学研究与技术服务行业人员与全部就业人员之比。可见，更大力度的污染治理与更低的科技服务业发展水平相匹配。但是，究竟存在何种因果传导关系，环境规制是否阻碍了工业技术进步，还需要计量分析。图2（b）显示的是环境规制与产业结构的关系，横轴同图2（a），纵轴为第三产业增加值占地区GDP的比重。此二者表现出了明显的正相关关系，即资源型城市的产业结构升级往往伴随着更高的环境规制力度。同样地，究竟中介效应如何发挥租用，还需要进一步的实证检验。endprint

4 实证结果与分析

4.1 总体效应的检验结果

本文首先对式（1）进行检验，估计环境规制对经济增长的总体效应，结果如表1所示。其中，左边是以为被解释变量时的情形，右边以lngdpit为被解释变量，左边两列的Hausman检验结果支持固定效应模型，右边支持随机效应模型。从第（1）列看出，地区GDP总量对环境规制回归的系数估计为正，并且在1%水平上显著；虽然在第（2）列中控制了资本、劳动力等地区特征后，ERit的系数绝对值和显著性水平有所弱化，但绝对值下降幅度并不大，且仍在1%水平上显著。从第（3）、（4）列可知，无论是否加入控制变量，ERit对地区人均收入水平lngdpit的影响在1%水平上显著为正（尽管绝对值和显著性水平均略低于以lnGDPit时的情形）。由此初步判断，在我国多数资源型城市，加大工业治污控污的投资力度，是有可能实现生态与经济建设的双赢的，不会因所谓环境规制的“遵循成本”而陷入两难困境。

另外，根据表1中各个控制变量的表现可判断：①资源型城市经济增长高度依赖资本投入，lnKit对经济总量和人均值影响均十分显著。②lnLit对经济总量为显著正作用，但对人均GDP为显著负作用，初步断定多数资源型城市的劳动人口扩张仅能带来数量型增长，反而对人均收入有负作用，难以带来规模报酬和集聚效应。③lnFDIit对经济总量和人均值影响均不显著，这符合资源型城市外向型程度较低的特征。④《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020年）》划分的四种类型中，衰退型和成熟型城市的经济增长表现较差，而再生型城市的增长表现最好。

4.2 中介效应的检验结果

为检验中介效应是否存在，本文对式（2）进行估计（限于篇幅，估计结果省略）。从结果可知，环境规制ERit对两个中介变量Techit和ISit的影响均显著为正，其中对前者的影响的显著性水平低于对后者的影響。进而，可将核心解释变量与中介变量同时纳入估计方程，按照式（3）进行估计，结果如表2所示。其中，第（5）、（7）列是以lnGDPit为被解释变量时的情形，第（6）、（8）列以lngdpit为被解释变量。

可看出，在第（5）、（6）列中，控制了中介变量Techit的影响后，环境规制ERit对经济增长的直接影响未发生方向上的改变，并且分别在1%和10%水平上显著。进而，观察β1×α3与α2的估计值符号，发现二者同号。根据温忠麟等[21]，可知创新补偿效应发挥不够充分，技术进步Techit仅起到部分中介作用。究竟该中介效应占比多少，可根据（β1×α3）/α1的值来判定。计算得到：在ERit对GDP总量的传导中，技术进步起到约40.8%的中介效应；在ERit对人均GDP的影响中，技术进步约起到58.5%的中介效应。

在表2的第（7）、（8）列中以ISit为中介变量时，控制了该中介变量的影响后，环境规制ERit无论对经济总量还是人均值的直接影响，均未发生符号变化，且同表1中第（2）、（4）列一样，仍在1%水平上显著。而且，此时β1×α3与α2的估计值的符号相同（均为正），也就是说产业结构升级在环境规制促进经济增长的过程中无法起到完全中介效应，而仅起到部分中介作用。根据的值来判定，可知：在ERit对GDP总量的传导中，产业结构升级效应起到约91.1%的中介效应；在ERit对人均GDP的影响中，产业结构升级效应约起到64.7%的中介效应。总之，除了环境规制通过倒逼企业技术创新而推动经济增长的传统观点，第三产业发展、产业结构升级也起着明显的中介作用，而且比创新补偿效应的贡献更大。

另外，观察表2中各控制变量的表现，发现lnKit的系数较表1没什么变化；lnLit对经济总量的正作用随着Techit的加入而变得不显著，可见给定均等的技术水平，经济人口增加不仅会抑制人均GDP，对GDP总量提升也都是一种累赘；控制了ISit后，lnFDIit的系数变为至少在10%水平上显著为负，即产业结构的差异掩盖了外资进入对资源型城市经济增长的损害；无论控制Techit还是ISit，第一个虚拟变量对lngdpit均变成显著为负，即给定技术水平或结构因素，成长型城市的人均收入增长也表现出了劣势，而技术提升和结构优化导致该负效应被低估。

4.3 内生性检验

值得注意的是，治污设备投资、技术进步和产业结构转换往往内生于经济增长，因此计量模型中包含的核心解释变量和中介变量均有可能受到经济增长的内生影响，即

上一期经济增长越快，导致治污投资越高、技术进步及产业结构升级越快，由此带来的内生性问题可能使回归结果发生谬误。为弱化此问题对估计结果的干扰，本文运用系统广义矩估计（GMM）方法对式（1）和式（3）重新进行估计，以确保计量分析结果的稳健性。

系统GMM下的估计结果如表3所示。在估计中，本文将ERit、Techit及ISit作为内生解释变量，即当其加入计量模型时，以其滞后项的一阶差分作为工具变量，其余的解释变量视为严格外生的。结果显示，Arellano-Bond AR（2）检验的p值说明模型足以避免残差自相关，并且Sargan检验和Hansen检验结果证明不存在对工具变量的过度识别。第（9）、（11）、（13）列为以lnGDPit为被解释变量时的情形，其余三列以lngdpit为被解释变量。可看出，在有效控制了内生性问题并不存在过度识别的时候，ERit对GDP总量及人均值的总体效应基本同表1的结果，尽管绝对值和显著性有所下降，但仍未改变符号和显著性水平。以式（2）为基础的系统GMM检验也显示，Techit和ISit所起的中介效应也基本与表2的结果类似，即中介变量加入后，ERit仍为正且显著，但绝对值和显著性水平有所降低，而Techit和ISit的系数也显著为正。由此可判断，创新补偿和产业结构升级在环境规制与经济增长之间起到了部分中介效应。总之，本文基本检验结果观测到的总体效应及中介效应是可信的。endprint

5 结 论

当前推进供给侧改革和统筹区域协调发展的背景下，资源型城市面临着改善生态环境与促进经济增长的双重任务。一些研究认为治理环境污染可能加重遵循成本，进而抑制经济增长；也有研究认为环境规制会通过创新补偿效应促进经济增长。为验证资源型城市环境规制对经济增长的影响及其传导机制，本文基于2004—2014年全国33个资源型城市的经验数据进行了实证检验。结果显示：①资源型城市工业污染物治理对GDP总量和人均GDP的影响均显著为正。②在资源型城市环境规制促进经济增长过程中，技术进步和第三产业发展均起到了显著的中介效应。③创新补偿效应的中介作用稍弱于产业结构升级的中介作用，但二者均为部分中介效应。

根据本文研究，资源型城市环境规制之所以未对经济增长造成不利影响，主要是由于环境规制倒逼了落后产能退出，使生产要素从效益不佳的工业企业流向第三产业，在现代服务业形成了新的增长点，同时工业部门自身的创新潜力也正日益凸显，初步形成了创新补偿的发展模式。因此，我国资源型城市要想使环境规制发挥出更大的增长动力，实现经济增长与生态环境的双赢，应当进一步强化治污成本对企业技术进步的倒逼机制，促进资源型行业与现代服务业深度融合。一方面，提升资源型城市的自主创新与成果转化能力。加快科技创新体制改革，优化研发经费补贴的配置使用，着重支持支持新兴产业和重大关键领域核心技术的技术研发，采取人才引进和智力成果引进双重驱动战略，形成资源型城市创新驱动发展的长效机制。另一方面，推动资源型城市产业结构优化升级，构建相互融合的多元化产业体系。以节能减排降耗为突破大力化解传统产业的产能过剩矛盾，完善资源企业破产退出制度，清理关停不符合环境标准的生产设备装置，积极发展类型丰富、特色鲜明的现代服务业，基于产业链视角推动要素自由流动和优化配置。

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