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环境管制、对外开放与中国工业的绿色技术进步
浏览: 发布日期:2017-10-26
感谢两位匿名审稿人对本文提出的宝贵意见,文责自负。
 
  BrockTaylr(2005)和Yandleetal.(204)对有关环境库兹涅茨曲线的实证研究做了综述。
 
  CopelandTaylor(2003)在第二章进行了全面的综述,也见Brock工等污染密集型工业在可预见的未来将持续存在,不可能像小国一样以专注于清洁型工业的结构策略作为可持续发展的主要途径(Wan,1998)。其次,技术进步的偏向性对于经济活动的环境结果有着深刻的影响,同时,它也受到来自经济活动和环境管制的约束和激励。新技术既可能增加污染,也可能减少或替代污染活动,这种偏向性内生于经济增长过程,影响着环境管制政策的成本一收益分析。①因此,近年来对环境经济与政策的研究越来越多地将技术进步(technologychange)作为内生变量引入分析模型(Loschel,2002)。再次,中国绿色技术进步的影响因素还没有得到理论和实证上的足够理解。在中国经济越来越深人地融人世界体系的今天,开放所带来的溢出和竞争效应,与中共十六大以来更加积极推进的环境管制政策一起,从根本上影响着技术进步的速度和偏向。但二者对中国绿色技术进步的作用机制和影响效果并没有在理论和实证上得到较好的解决,仍然是一个有待深入考察的重要问题。
 
  (2012)的偏向性技术进步分析框架下,考察了环境管制和对外开放影响绿色技术进步的机制,在此基础上利用中国2003―2010年33个工业行业的面板数据进行了实证研究。本文主要从三个方面与已有的相联系。
 
  对外开放的环境影响是近年来国际贸易领域的一个热点问题。Grossman Krueger(1991)最早将国际贸易的环境影响分解为规模效应、结构效应和技术效应,在一个一般均衡模型下进行了分析。在这项经典研究之后,很多都从规模、结构和技术效应的角度对国际贸易和FDI考察对外开放的环境影响,与本文具有互补性。同时,我们看到对于发展中国家来说,三种效应中只有技术效应的影响是积极的,这意味着,要在对外开放的过程中避免环境质量的恶化,从根本上有赖于绿色技术进步。因此,本文对技术效应进行专门的考,不仅是对该领域研究的补充和细化,对于提升中国经济活动的环境友好性也具有重要的现实意义。
 
  20世纪80年代中期新增长理论产生后,对外开放与技术进步的关系不仅在国际上,更在中国成为备受关注的问题。继CoeHelPman(1995)的开创性研究证实了贸易开放存在RD溢出效应后,一大批从理论和实证上广泛而深人地探讨对外开放与技术进步的关系(如Edwards,1998;Miller Upadhyay,2000;包群等,03;Alcal6Ciccone,2001.;Linetal.,2009;赵文军、于津平,2012)。从实证结果来看,其结论不尽一致,这与开放对技术进步的影响效果受到贸易模式、制度环境等多种因素的综合影响有关。延续这一分支的研究,本文将污染排放的减少纳入技术进步的考量范畴,进一步研究对外开放在一定的环境管制政策和与之相联系的绿色技术特征下,影响中国绿色技术进步的机制。特别地,本文区分了对外开放的三个方面(进口、出口和FDI)所体现出的不同影响,强调由于两种相反效应的存在,实证中对正向的技术溢出效应或是负向的产品结构效应的支持,取决于各方面体现两种效应的程度差异。从另一个角度来说,本文针对进口、出口和FDI所得出的不同结论,也为这两种相反方向的效应提供了存在的证据。
 
  为将环境因素纳人全要素生产率的测算,Chungetal.(1997)在全要素生产率的测度中引人了可以同时考虑期望产出增加和非期望产出减少的方向性距离函数(directionaldistancefunction,DDF),并在此基础上构建了基于比值的Malmquist-Luenberger生产率指数。这项研究使得对绿色全要素生产率的测度可以在无需价格信息和无需假定生产函数形式的情况下进行,随即被广泛采用。考虑到当存在投人或产出的非零松弛(slack)时,传统的方向性距离函数会低估评价对(2003)在第五部分对不同环境政策的技术影响,从技术进步的发明、创新和扩散三个阶段的视角进行了综述。
 
  象的无效率水平,Tone(2001)、Fare(1996)提出的具有相加结构的Luenberger生产率指标。然而,由于利用方向性距离函数测度全要素生产率的变化是基于―个相对的概念,而以往的研究在每一期都构造一个相应的技术前沿面,这就给选择技术基准、从而测度技术非效率的变化(特别是长期变化)带来了困难。为此,本文构造出基于SBM模型的全局(global)Luenberger指数度量中国的绿色技术进步,通过将技术进步体现为各决策单元(decisionmakingunitS,DMU)对全局前沿技术的连续追赶过程,很好地克服了上述困难,并加强了指标的合理性和可行性。此外,目前有关中国绿色技术进步的研究大多侧重于对绿色全要素生产率进行测算和分析,并与未考虑环境因素的全要素生产率进行比较。本文在理论分析的基础上,重点考察环境管制和对外开放影响中国工业绿色技术进步的机制和效果,是一项新的贡献。
 
  二、理论模型为了探讨环境管制和对外开放影响绿色技术进步的机制,本文参照Acemogluetal.(2012)构建了一个包含清洁型和污染型生产技术的两部门模型,允许两种技术以不同的速度进步,从而可以刻画出技术进步的偏向性。该模型的特点:一是以个体在清洁型研发与污染型研发之间的决策过程为出发点,讨论绿色偏向型技术进步出现的机理和条件,有助于从微观上理解环境友好型生产方式的形成和演变过程。二是将环境管制引人分析框架,考察了研发补贴和环境税两种管制方式对绿色技术进步所产生的影响。三是进一步将分析扩展到开放经济条件下,针对发展中国家的特点,将对外开放所带来的技术模仿和基于比较优势的产品结构变化引入分析框架,考察了对外开放影响绿色技术进步的技术溢出效应和产品结构效应。
 
  (一)基准模型1.基本设定假定一个使用两种中间投入品生产一种最终产品的经济,生产函数如下:其中,I是使用不污染环境的技术进行生产的“清洁型”(clean)投入,匕是在生产过程中排放污染物的“污染型”(dirty)投人。£是两种投入的替代弹性,我们假定s >1,从而清洁型投入与污染型投人在生产中是相互替代的,其所代表的两种生产方式之间的替代关系符合我们的经验判断。
 
  K和6使用劳动和相应类型的一系列设备进行生产,生产函数为:其中,)eU,W,ae(0,1),%为类型第i种设备的数量,为对应设备的质量,记:从而次和'分别代表了清洁型技术和污染型技术。由于两种技术间时用于一种最终产品的生产,因而这里技术进步并不是被分割成两个相互独立的过程,而是表现出具有某种程度的偏向性。将劳动力总量标准化为1,市场出清条件要求:为简化分析,假设生产设备的单位成本为一个与设备质量和种类无关的常数AT,设备在一期内①如完全折旧,且中间投入的生产只使用当期可获得的质量最高的设备。与经典内生技术进步模型一致,设备由垄断厂商提供,垄断权的决定过程如下。每一期初,各潜在设备厂商决定在清洁型或污染型设备上进行研发,随后该厂商被随机分配到所选择类型的某一种设备上,假设不存在拥挤效应,从而每种设备最多由一个厂商进行研发。研发分别以久和S,的可能性获得成功,使得当期设备的质量提高为原来的y倍。研发成功的厂商在当期获得该种设备的垄断权,按照利润最大化原则定价。如果研发没有成功,该种设备的垄断权将随机分配给一位潜在厂商。记参与清洁型和污染型设备研发的厂商数分别为,和,。于是,给定期的技术期的平均技术水平为:记两种中间投人的价格分别为和P,在完全竞争条件下,由最终产品生产的利润最大化问题得到:中间投入生产的利润最大化问题为:并由劳动的一阶条件得到清洁品和污染品的相对价格满足:生产设备的垄断厂商的利润最大化问题为:给定不变弹性设备需求曲线,利润最大化定价是边际成本的一个固定比例加成:代人内数值为回归系数的标准误,内数值为相应检验统计量的P值,w、、和。分别代表1%、5、10%和15显著性水平。②FE和HE分别表示固定效应和随机效应,面板设定F检验的零假设是个体效应不显著,BreUsch-PfanLM检验的零假设是误差项独立同分布,拒绝零假设说明存在反映个体特征的随机扰动项。
 
  检验的零假设是所有工具变量均外生,GMMc检验的零假设是解释变量为外生。④Arellano-Bom检验只报告了决定是否接受零假设的AR(2)的结果,其零假设是模型扰动项不存在自相关,若接受说明系统GMM能够成立,Sargan检验的零假设是所有工具变量均有效。
 
  (1)污染排放强度(PD)系数为负且在5%水平上显著,这与命题1的理论预期相符,表明生产技术的污染排放强度越高,技术进步越容易表现出污染偏向,从而不利于绿色技术进步的发生。(2)环境管制强度方面,污染排放治理费用率(InPEG)及其二次项的系数在1%水平上显著为正,表明较强的环境管制能够促进绿色技术进步,符合命题2的理论预期。InPEG与绿色技术进步率呈U型曲线关系,其原因可能在于,在环境管制强度较低的情况下,污染排放治理费用率的提升一-表现为企业为“处理”在生产过程中产生的污染物以达到所规定的排放要求,而购买的设备、投人的成本增加――会挤出企业为减少污染物“产生”而进行的清洁型研发,从而对绿色技术进步造成负面影响。
 
  随着环境管制的加强,企业需要在处理污染物方面投入更多的成本以达到环境管制的要求,这将激励企业从事清洁型研发,从而促进绿色技术进步。这一结果与李玲和陶峰(2012)、张成等(2011)所得到的结论一致。(3)对外开放方面,各项指标均通过了5%显著性检验,其中,出口率(InEX)系数为负,进口率(lnIM)系数为正、其与研发强度的交叉项(lnIMlnRD)系数也为正,这些均与命题4的预期相符。有趣的是,衡量外资进人程度的两项指标符号相反且均在5%水平上显著,本文认为出现这一结果的原因在于,总产值占比(InFDIg)更多地反映出产品结构效应,而从业人数占比(InFDIp)则更多地反映出技术溢出效应。Markusen(1995)将FDI的投资动机区分为出口导向型和市场寻求型,前者主要是为利用东道国在资源、要素等方面的比较优势,将部分产品或生产环节放在东道国进行;后者则主要是为在东道国拓展企业的产品销售市场。我们认为,当FDI在东道国具备了较高的市场占有率时,将更倾向于根据比较优势调整其产品结构,从而InFDIg的增加可能反映出更多的产品结构效应,表现为对绿色技术进步具有负面影响。特别是在以GDP作为主要政绩考核指标的情况下,产值较高的FDI更受到中国地方政府的欢迎,从而其所受到的环境管制较弱、纵容了产品结构效应的发挥(朱平芳等,2011)。相反,人员流动是FDI技术溢出的一项重要渠道,Fosfurietal.(2001)发现,跨国公司只有在培训东道国员工后才能向子公司转移技术,进而通过员工流动实现技术溢出,亓朋等(2008,2009)、路江涌(2008)等也得出了相似的结论。因此,InFDIp的增加更多地反映出技术溢出效应,表现为对绿色技术进步具有正向影响。综上,本文的实证结果同样支持了命题4.(4)此外,研发强度(InRD)和人均资本存量(Ink)的系数分别在1%的水平上显著为正和显著为负,说明研发作为技术进步的重要渠道,促进了中国工业的绿色技术进步,而资本密集度高的行业绿色技术进步较慢。确保以上实证结果可靠的一个重要条件是解释变量与扰动项不相关,也即模型不存在严重的内生性问题,否则估计结果将是有偏和不一致的。产生内生性的主要原因有二,一是双向因果关系,即绿色技术进步的速率反过来对解释变量产生影响;二是遗漏变量,即模型中遗漏的变量与其他解释变量相关。本文接下来分别对这两类内生性问题进行考察和处理。
 
  可能引起双向因果关系问题的是与对外开放相关的解释变量(进出口和FDI)。根据本文理论分析所得到的命题1和2,绿色技术进步快的行业一般受到环境管制的合理约束、具有较高的生产清洁度,这种行业特征可能会影响到其对FDI的吸引力和进出口的规模。如果这种反向因果关系存在,将会影响模型估计的无偏性和一致性。为此,本文进一步将与对外开放相关的解释变量(InEX、lnIM、lnIMRD、lnFDIg、lnFDIp)作为内生变量,以其一阶和二阶滞后值为工具变量,进行对异方差稳健的广义矩估计(generalizedmethodofmoments,GMM),结果汇报在表6的第(4)列,所有系数符号均符合预期并具有良好的显著性。当然,工具变量的有效性还有赖于计量上的严格检验,本文中,Hansen‘s过度识别检验p值为0717,接受所有工具变量均外生的原假设;各变量的Shea’spartialR2在0.434以上,最小特征值统计量(minimumeigenvaluestatistic)为16. 68,满足大于10的经验法则(ruleofthumb),故可以拒绝存在弱工具变量的原假设。因此,本文所选取的工具变量是有效的。
 
  针对产生内生性的另一主要原因:遗漏变量问题,本文将被解释变量的一阶滞后作为解释变量加人模型。通过这种处理方式,既能够刻画绿色技术进步所可能存在的动态特征,又能将其他影响绿色技术进步的因素涵盖进来,有效降低模型的设定偏误。本文采用系统GMM方法对模型进行动态估计,由于GMM无须假设球形扰动项,扰动项的异方差和截面相关问题不会对估计结果造成不利影响,因而与前面的FGLS估计具有一致性,回归结果报告在表6的第(5)列。模型的各检验统计量表明:Arellano-Bond残差序列相关检验接受模型扰动项不存在自相关的原假设,从而可以使用系统GMM进行估计;Sargan检验接受所有工具变量均有效的原假设。因此,可以认为系统GMM的估计结果可靠。从回归结果来看,除PD和InFDIp的系数未通过显著性检验(符号依然符合理论预期)外,其他解释变量的符号与理论预期完全一致且具有较好的显著性。值得指出的是,由于本文采用期的污染排放强度来刻画当前的生产技术特征,这一信息很有可能在动态回归中被44¢-1期的绿色技术进步率所涵盖,从而使得PD失去显著性,因此,可以认为动态回归与前面静态回归的结果一致。
 
  我们还通过依次加人各解释变量、剔除极端观测值的影响以及采用绿色技术进步的其他度量指标,进行了回归结果的稳健性检验。其结果是:在依次加人各解释变量的过程中,各变量的系数及显著性均没有明显变化;在剔除了按“影响力"(leverage)排序的前5%观测值后,虽然回归系数值略有变化,但所有系数符号均未发生改变,并仍具有较好的显著性;采用基于传统方向性距离函数的globalMahnquist-Luenbergei生产率指数作为绿色技术进步的度量(具体测算方法可见0h(2010)),所有系数的符号均符合理论预期,且大多具备较好的统计显著性。这说明本文的实证结果是稳健的。①五、结论近年来,随着中国不断暴露出越来越严重的环境问题,学者们对环境库兹茨曲线转折点出现的机制进行了广泛的探讨,本文从绿色技术进步的角度研究这一问题。在Acemogluetal.(2012)的偏向性技术进步分析框架下,本文考察了环境管制和对外开放影响绿色技术进步的机制,在此基础上提出了分析绿色技术进步的四个理论假说。本文认为,技术进步的偏向具有路径依赖性;合理的环境管制能够转变技术进步的方向,引导其进入绿色的轨道;对于发展中国家来说,对外开放会对本国的绿色技术进步造成正反两方面影响――技术溢出效应和产品结构效应;由于两种效应在对外开放的各个组成部分中有着不同程度的体现,因此通常表现为:进口在本国研发努力的配合下对绿色技术进步存在推动作用、出口常产生负面影响、FDI兼具显著的技术溢出效应和产品结构效应,最终的影响效果取决于环境管制的强度和政策上的引导。
 
  在实证部分,本文利用2003―2010年中国工业行业的面板数据对所提出的理论假说进行了验证。我们发现,污染排放强度越大,工业行业的绿色技术进步越慢,这一发散性特征支持了技术进步的路径依赖性。环境管制的加强能够加速中国工业的绿色技术进步。对外开放方面,进口加速了中国工业的绿色技术进步,其中,研发活动对于进口正向效应的发挥具有决定性作用;出口对中国工业的绿色技术进步造成了负面影响;FDI在以从业人数占比为度量时表现出正向影响、而以总产值占比为度量时则表现出负面影响。我们认为FDI方面出现该现象的原因在于:从业人数占比更好地反映出技术溢出效应,而总产值占比则更好地反映了产品结构效应,中对FDI的度量大多采用其中一种指标,本文的计量结果提示二者可能蕴含着不同的信息。通过依次加人各解释变量、剔除异常观测值的影响、采用绿色技术进步的不同度量三种方式进行的稳健性检验,表明本文实证研究的结果具有可靠性。
 
  本文的政策含义在于:首先,在中国的经济活动表现出较为突出的环境不友好性的情况下,依靠经济体自身的运作很难转变污染偏向的技术发展趋势,合理制定并实施的环境管制政策十分必要,并且从过去十年的数据来看,环境管制的正向效果已有所体现。其次,随着中国越来越深人地融人世界经济体系,对外开放的环境影响应当得到足够的重视,要特别强调对出口和FDI企业进行合理的引导和监管,取消或最大可能地减少对这些企业的环境优惠,鼓励有利于清洁生产和能源节约的技术引进和自主创新,从而更好地发挥对外开放的技术溢出效应、降低产品结构效应。最后,我们看到,合理制定并实施的环境管制政策不仅在封闭条件下对中国工业的绿色技术进步起到关键作用,更对中国能否在对外开放的过程中获得可持续发展的动力产生决定性影响。我们强调,环境管制政策的实施,从根本上有赖于改进唯GDP的政绩考核体系,通过在经济核算中更多地体现经济增长与自然环境和谐统一的程度,保证环境管制政策能够自下而上的得以实施。
 
  ①限于篇幅,具体回归结果未在文中报告,备索。

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