長三角地區產業升級的生態環境效應分析

李 剛, 邵 方

(安徽財經大學 經濟學院, 安徽 蚌埠 233030)

改革開放以來,為消除短缺經濟給國家經濟社會發展帶來的影響,我國采取高投入、擴規模的粗放型發展方式,雖然使經濟在短期內獲得快速發展,創造了世界經濟增長奇跡,但對生態環境也造成了一定的破壞。根據《2020年中國生態環境狀況公報》,2020年全國337個城市累計發生嚴重污染天數高達345天,全國生態環境狀況指數(EI)值為51.7,且全國環境質量達到良和優的地區占中國國土面積約46%[1],表明目前我國生態環境面臨著較為嚴峻的挑戰。為此,政府相繼發布了一系列法律法規,如2020年通過的《中華人民共和國民法典》中明確規定了關于生態環境損害的修復與賠償規則,以提高企業的環保意識,推動產業轉型升級;同時,黨的十九屆五中全會也提出要切實加快社會全面綠色轉型,推進農業、制造業、服務業高質量發展,推動形成優勢互補,經濟、生態等各領域全部高質量發展的區域經濟布局[2]。因此,探究產業結構升級的生態環境效應,有助于從經濟發展的源頭分析影響生態環境質量變化的關鍵因素,為國家制定促進經濟、生態高質量發展的相關政策提供參考依據。

2018年11月5日,習近平總書記在中國國際進口博覽會上提出,支持長江三角洲區域發展并上升為國家戰略。此后3年,長三角地區高速發展,生產總值占全國GDP的比重從2018年的24.1%提高到2021年前三季度的24.5%,表現出強有力的增長趨勢,對全國經濟的貢獻率也越來越大[3]。長三角地區作為中國產業種類最豐富、城市化水平最高、經濟發展水平最高的地區之一,已經成為我國區域協調綠色發展的重要示范區[4]。因此,研究長三角地區產業升級的生態環境效應,不僅有助于推動長三角地區生態環境建設,而且對中國其他地區實現經濟、環境高質量發展具有借鑒價值。

一、文獻綜述

關于產業發展與生態環境之間的作用關系,學術界已經進行了較為豐富的探索研究,主要觀點可以概括為4種。

第1種觀點認為,產業轉型發展有利于生態環境改善。嚴太華等基于產業結構升級中介視角,以2004—2017年中國內地30個省級行政區為研究對象,發現產業升級能顯著減少環境污染[5]。李強等分析了長江經濟帶108個城市的面板數據,發現產業升級促進長江經濟帶生態環境優化,是長江經濟帶環保發展的重要途徑[6-7]。馬駿等認為,長江經濟帶城市產業合理化與高級化在正向溢出效應的作用下對生態環境都具有促進作用,而且隨著經濟增長產業升級對城市生態效率的促進作用越來越強[8]。雖然國外產業結構對生態環境影響的研究主要從不同產業占比的變化、技術進步等角度展開[9],但是部分學者也得出類似的結論,認為調整產業結構能夠降低單位生產總值的污染量[10-11]。

第2種觀點認為,產業發展導致生態環境變差。劉軍等基于全國城市數據發現,環境污染具有自相關性和集聚效應,產業發展加劇環境污染[12]。彭媛等基于全球性角度認為,中國沿海區域雖然通過承接能源投入類FDI推動了中國產業升級,但是以環境污染為代價的粗放型發展方式使地區經濟發展進入另一種污染型發展之路[13]。

第3種觀點認為,產業發展與生態環境之間存在空間效應和非線性相關性。部分國內學者研究發現,產業發展與環境污染之間的關系為非線性的倒U型[14],其中創新水平、外商投資等是出現拐點的重要因素[15]。方齊云等利用面板數據建模測算發現,所選29個省級行政區到達環境污染水平變化拐點所需要的時間有明顯差距[16]。王少劍等運用地理加權回歸模型分析發現,中國城市產業結構變化對霧霾污染的影響具有顯著的空間異質性[17]。汪艷濤等則以空間聯立方程模型研究中國內地30個省級地區,發現產業升級和生態環境之間存在明顯的正向溢出效應以及正向交互空間溢出效應[18]。顧典等指出,產業結構升級要通過某些中介要素才會對生態環境產生顯著影響[9]。

最后一種觀點則認為,產業升級和生態環境之間沒有明顯相關性,產業結構變化并不能對環境質量產生明顯的作用[19]。

綜上可知,國內外關于產業轉型升級與生態環境之間的關系已經有了豐碩的研究成果,為本文的研究奠定了良好的理論基礎,但是該方面的相關研究依舊需要豐富和進一步探索,原因有二:一是,以往國內研究更多是基于全國范圍,針對小范圍區域性產業轉型升級的生態效應研究略少;二是,現有文獻的實證研究方法更多是使用基于面板數據的期望進行回歸分析,但是如果面板數據存在厚尾或尖峰情況,回歸結果就無法精準反映經濟因素之間較為細微的關系變化,無法準確衡量因發展階段不同各種因素對被解釋變量影響的變化。因此,本文從兩方面進行改善:一方面是研究區域上,專門針對長三角地區的安徽、江蘇、浙江、上海進行研究分析;另一方面是研究方法上,運用面板分位數回歸方法,構建更能精準表現數據真實關系的實證模型,最后得到關于長三角地區產業升級生態環境效應更為穩定的結論。

二、理論分析

第一克拉克定理指明產業結構變動的經驗規律:因為各產業具有技術進步差異和收入彈性,隨著人均收入的增加,國民收入和勞動力的集聚會從第一產業逐漸過渡到第二、第三產業,呈現出產業水平由低到高的動態升級[20]。我國產業升級的變化軌跡也遵循此規律[8]。產業結構升級是促進經濟高效率、高質量發展的重要推動力;生產效率不斷提高,各種要素從低效率行業轉而流進高效率行業,使得社會生產率水平提高,進而帶來“結構紅利”,促進經濟加速增長[21-22];經濟增長越快,產業結構從農業、手工業轉向重工業,再轉向以服務科技為代表的輕工業的速度也越快,即產業升級同經濟增長屬于正相關關系[23]。另外,市場自由化也將慢慢淘汰污染大、效率低下的產業。但自由化要求開放,也會導致其他國家的污染產業轉移到國內。國家發展需要采取各種自由化政策,如降低關稅壁壘,在短期內不一定會改善工業污染排放情況。但長期看,提高經濟效率一定會減少工業廢物排放,提高副產品的利用效率,減少污染。因此,在經濟長期發展過程中,污染排放變化趨勢基本為先增后降,經濟增長同工業排污之間的關系逐漸改善。

基于要素價格均衡理論,產業升級影響生態環境的關鍵是要素因素,如資本、勞動力。在一定的地區優勢情況下,生產要素通過影響產業升級作用于環境:當某地區污染類產業占據優勢地位時,產業升級將導致生態環境污染加重;當某地區綠色產業占據優勢時,產業升級將改善生態環境污染情況。因此,地區優勢產業從以污染類產業為代表的重工業過渡到以清潔類產業為主的輕工業的過程中,產業升級對環境污染的影響將表現為先加劇后改善的作用規律。

按經濟發展水平的不同,產業升級對生態環境的影響大致可劃分為兩個階段:經濟發展初期和經濟發展中后期。在經濟發展初期,社會經濟水平比較低,受當時發展觀念、生產技術的限制以及當時發展目標——一味追求經濟增速的影響,地區大力發展以重工業為主的第二產業。此時,產業發展過多依賴勞動力、能源、資源等原始生產要素,并且生產技術低下,優勢產業是以污染類產業為主的第二產業,產業升級表現為第二產業增加,環境將變得更糟糕。到了經濟發展中后期,社會經濟水平上升,市場化程度增高,技術水平提高,生產率大大攀升,勞動密集型產業逐漸失去其優勢。此時,地區優勢資源主要為知識、技術等要素,以清潔類、服務類產業為代表的第三產業將逐漸引領市場,進而減少環境污染,改善生態環境。

基于以上分析,隨著生產要素優勢的轉變,加之經濟發展水平存在差異,產業升級對生態環境的影響也在不停變化。產業升級與生態環境之間的關系隨經濟發展階段不同而變動。著眼于21世紀,中國產業發展已經進入工業發展中后期,目前是以市場服務類為代表的第三產業為主導,產業升級主要表現為第三產業占比增加,逐漸替代第二產業。本文選取2000—2019年長三角地區的面板數據,基于理論分析,提出中心假說:產業升級在改善生態環境、降低環境污染程度方面具有異質性。

三、模型、變量與數據說明

1. 模 型

本文重點關注長三角地區產業升級和生態環境之間的關系。圖1給出了長三角地區生態環境效應(EV)和產業升級(INDUS)(按行政區劃分)時間趨勢。由圖1可知,長三角地區產業升級和生態環境之間隨時間變動表現出相反的變化趨勢,這種趨勢在上海最為明顯,可初步判定二者之間存在線性關系。根據有關環境經濟理論,參考姜啟波等的模型設計思路[24],構建計量模型為

圖1 長三角地區生態環境效應和產業升級的時間趨勢

ln EVit=β1ln INDUSit+β2～5Xit+ui+εit

(1)

β2～5Xit=β2ln GDPit+β3ln RDit+β4ln FDIit+

β5(ln INSit)2

(2)

式中:i和t分別表示個體和時間維度;X表示模型中選取的控制變量;β1～β5表示所有解釋變量的系數,本文重點關注β1的估計結果;ui表示不隨時間改變的個體效應;εit表示誤差項;RD表示創新水平;INS表示制度質量。

2. 變量與數據說明

(1) 被解釋變量(EV):生態環境效應?？紤]數據可得性和有效性,借鑒李強對生態環境數據的處理方式,本文采用工業“三廢”(廢氣、廢水、固廢)綜合排放量表示產業升級的生態環境效應[6]。為保證綜合指標數據計算結果的科學性,本文首先對每個單一環境指標進行無量綱化處理,再采用熵值法確定工業“三廢”單一環境指標數據的客觀權重值,最后將原始數據按照權重加總求和,作為衡量生態環境效應的綜合指標,該指標為負向指標,即指標值越小越好;具體計算過程如下:

以極差法分別對“三廢”指標進行無量綱化,由于選取指標為負向指標,因此計算公式為

(3)

式中:i表示地區;j表示指標;t表示時間;Xijt表示原始數據值;max(Xijt),min(Xijt)分別表示原始數據中的最大值和最小值。

對標準化后指標值為0的數據以0.000 01代替,然后進行歸一化處理,計算公式為

(4)

式中:M表示地區個數;T表示時間長度。

計算第j個指標第t年的熵值,公式為

(5)

式中,K=1/lnM。

計算第j項指標第t年的冗余度,公式為

Djt=1-Ejt

(6)

計算第j項指標第t年的權重,公式為

(7)

計算i地區第t年的生態環境效應,公式為

(8)

(2) 核心解釋變量(INDUS):產業升級水平。產業升級是指低端產業向高端產業的轉變。在工業經濟時代,學者多以總生產產值中第二產業產值占比或者第二產業與第一產業比值表征產業結構的升級,但在21世紀,產業服務化、科技化已成為產業升級的重要特征[25]。因此,本文以第三產業增加值占地區生產總值比例表示產業升級水平,計算公式為

100%

(9)

(3) 控制變量。長三角地區生態環境不僅受到產業升級的影響,也受到其他因素的作用[26-29]。本文出于嚴謹性和研究結果科學性的考慮,加入以下幾種控制變量:經濟發展,經濟發展水平是影響工業污染排放的關鍵因素之一[30],兩者之間的長期變動關系呈倒U型,類似環境庫茲涅茨曲線[31];以地區生產總值(GDP)表征。創新水平,創新是區域經濟高質量發展的引擎,有助于全要素生產率的提高,能夠有效提升產業生產效率,進而減少投入、增加產出,達到綠色創新的效果,促進地區生態環境的改善;鑒于環境改善多與專利技術直接相關[32-33],本文沿用孫瑜康等對創新水平的測度方式[34],同時考慮到創新水平對社會生產的影響存在一定滯后性,故采用滯后兩年的專利申請數量(RD)表征該變量。外商投資,接受外商投資狀況是對外開放程度的一種表現,并且外向型的經濟發展模式是影響地區生態環境的重要因素[35];以外商投資企業投資總額(FDI)表征。制度質量,制度管制地區經濟發展方式、影響產業結構構成,對環境水平也會造成重要影響[36-37];以地方財政一般預算收入(INS)表征。

本文采用2000—2019年長三角地區三省一市(江蘇、浙江、安徽、上海)的數據進行分位數回歸分析。各項指標數據分別來自國家統計局官網、三省一市統計年鑒、《環境統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》。為保證數據具有可比性,所有消費類和收入類的數據均使用消費價格指數進行平減處理,最后換算成以2000年為基期的指標數據;同時,為消除各變量數據的量綱以及弱化異方差和多重共線性,所有變量均取其對數。本文利用Stata 16進行實證運算,變量描述性統計結果如表1所示。

表1 變量描述性統計結果

四、實證分析

1. 平穩性檢驗

由表1可知,大部分變量的標準差均小于其均值,表明該樣本數據的離散程度低,沒有異常值存在。鑒于選取的是長面板數據,為使實證分析結果具有實際意義,確保長面板數據具有平穩性,本文對數據進行單位根檢驗,結果如表2所示。

表2 面板數據單位根檢驗結果

由表2可知,所有變量檢驗結果全部顯著,說明所有變量均平穩。鑒于檢驗變量間的長期經濟關系,本文采用Kao、Pedroni和Westerlund 3種面板協整檢驗方法,檢驗結果如表3所示。由表3可知,檢驗結果不存在偽回歸現象,可以直接進行面板分位數模型估計。

表3 面板數據協整檢驗結果

2. 分位數回歸模型估計

本文利用面板數據建立計量模型,經Hausman檢驗,得到統計量為23.69,對應的P值為0.000 0,故強烈拒絕原假設,計量模型選擇個體固定效應。

表4列出了長三角地區三省一市2000—2019年產業升級的生態環境效應在25%、50%、75%分位點處的分位數回歸結果,為凸顯分位數回歸的優點,同時列出普通面板數據的均值回歸結果,并將兩種回歸進行對比分析。鑒于截距項不是本文研究的影響因素,故省略。

表4 計量模型回歸結果

3. 結果分析

由表4可知,兩種計量回歸模型中全部變量系數的估計值均通過顯著性檢驗,表明所有變量選取均合理,故可認為此回歸結果比較可靠。對比普通面板回歸結果和分位數回歸結果發現,二者的解釋變量對被解釋變量的影響方向一致,普通面板回歸和50%分位數處的回歸結果非常接近,表明各因素整體上對生態環境的影響大體上比較平穩,而在其他分位數處,不同因素對生態環境的作用強度表現出明顯的起伏變化,表明各變量對生態環境影響程度確實存在異質性,中心假說得到證實。

分位數回歸對模型進行了較為細致的刻畫。具體分析如下:

(1) 核心解釋變量

產業升級:在所有回歸中,該指標系數均表現為強烈顯著,而且產業升級回歸系數絕對值是所有變量中最大的,表明產業升級對生態環境的影響程度最大;第三產業占比越高,越有助于生態環境效應的改善,說明推動產業升級是提高長三角地區生態環境水平的重要因素。在普通面板回歸中,產業升級提高1%,生態環境效應(負向指標)下降0.54%,表明樣本期內產業升級可以顯著改善長三角地區的生態環境質量;從分位數回歸結果中發現,隨分位點的提高,產業升級回歸系數絕對值逐漸變小,說明當生態環境污染水平較低時,產業升級對生態環境的影響較大,可能是由于此時其他方面的污染已經得到很好的治理和控制,污染物排放主要是來自工業方面;而在生態環境污染水平較高時,雖然污染物排放較多是來自工業生產,但是其在污染物排放總量中的占比不高,此時環境污染更多是由于綜合因素的共同作用,因此產業升級對生態環境效應的影響也相對較小。

(2) 控制變量

經濟發展水平方面,在普通面板回歸中,經濟發展指標每提高1%,生態環境效應(負向指標)減少0.436%,表明樣本期內經濟發展可以有效改善生態環境,長三角已經處于環境庫涅茨曲線的右側;從分位數回歸結果可以看出,隨分位點的提高,經濟發展水平的系數值逐漸增大,說明生態環境質量較低時,經濟發展水平改善生態環境的作用較弱,此時經濟可能較多的是由第二產業帶動;而生態環境較好時,此時經濟發展的源泉是第三產業,所以經濟水平對生態環境的影響強度越來越大,逐漸表現出其重要性。

創新水平方面,普通面板回歸中,創新水平增加1%,生態環境效應水平(負向指標)下降0.101%,表明樣本期內創新水平有利于生態環境的改善;從分位數回歸結果看,不同于前兩個指標,該指標的估計系數隨著分位點的提高逐漸減小,但是下降幅度并不大,表明創新水平對生態環境的影響相對比較穩定。

外商投資方面,與其他指標相反,該指標系數估計結果為正,在普通面板回歸和分位數面板回歸中,指標系數變化幅度比較明顯,且全部在1%的水平上顯著,表明樣本期內外商投資不會優化長三角地區生態環境,而會顯著加劇環境污染;可能原因是外商按照既得利益導向進行投資,更多外資流入經濟利益見效快、回報率高但排污多的行業。

制度質量方面,根據兩種回歸結果,該指標是所有解釋變量中對生態環境水平影響強度最小的,在兩種回歸模型中,該指標都在1%的水平上顯著為負,說明制度質量促進長三角地區生態環境效應水平提升;從分位數回歸看,隨著生態環境效應(負向指標)的下降,制度質量的回歸系數絕對值增大,表明在多個因素作用中,制度質量雖然對生態環境影響較小,但是其本身的作用強度隨著污染水平的下降不斷增大。

五、結論與建議

產業升級和生態環境之間的關系是社會各界長久以來關注的重點。本文基于2000—2019年長三角地區三省一市的面板數據,構建了生態環境效應綜合指標(負向指標),探究長三角地區產業升級的生態環境效應,運用面板分位數回歸方法,實證分析了長三角地區產業升級對生態環境的作用,得出結論:從樣本期看,長三角地區產業升級明顯有利于生態環境改善,產業升級是提升長三角地區生態環境優化水平的重要途徑;經濟增長、創新水平和制度質量能夠有效促進長三角地區生態環境優化;外商投資是導致長三角地區生態環境效應惡化的重要因素。

基于研究結論,對長三角地區今后發展提出以下建議:(1)政府和企業應提高產業升級速度,推進環境友好政策,注重產業綠色轉型發展。實現經濟高質量發展關鍵因素之一是產業升級,尤其是重化工產業的轉型需要著重對待;在經濟發展的同時,相關主體應注重環境污染問題,使長三角地區早日形成產業與環境協調高質量發展的局面。(2)政府和企業應加大對科技研發的投入,推動創新發展。創新是保證地區經濟穩定增長的重要源泉,故相關主體應通過創新提高生產效率,達到少投多產的高效率生產目的,同時減少生態環境污染,促使長三角地區的生態優化和經濟優質發展齊頭并進。(3)政府應強化環境規制,提高環境治理標準,提升環境污染治理效果,倒逼長三角地區傳統工業產業升級。(4)地方政府應將環境治理納入政績考核之列,構建經濟發展、生態環境優化的考核標準,以政府強制力推進長三角地區生態環境質量的快速改善。