盧福財(cái) 詹先志

摘 要：為了探討環(huán)境污染與制造業(yè)集聚之間的關(guān)系，獲得經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中環(huán)境污染治理的啟示，本文從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)角度出發(fā)，探討城市環(huán)境污染程度的增加對(duì)制造業(yè)集聚的影響，并對(duì)比分析了在考慮空間關(guān)聯(lián)性之后的不同作用結(jié)果。利用2005—2015年中國(guó)285個(gè)地級(jí)市的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建空間面板計(jì)量模型和門檻模型，分析環(huán)境污染對(duì)制造業(yè)空間集聚的直接影響和空間溢出的間接影響，結(jié)果表明：不論是固體廢棄物污染、廢水污染還是二氧化硫污染，均存在空間溢出;三種污染物中能夠帶來顯著負(fù)作用的是固體廢棄物污染，而其余兩種的負(fù)作用并不顯著;在一定量的積累下，環(huán)境污染會(huì)對(duì)制造業(yè)集聚構(gòu)成威脅，并且這種威脅受環(huán)境污染總量和環(huán)境規(guī)制力度的約束。

關(guān)鍵詞：環(huán)境污染;制造業(yè)集聚;空間關(guān)聯(lián);新經(jīng)濟(jì)地理學(xué);門檻效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F427文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2019）09-0036-09

一、問題的提出

近些年來，隨著城市化進(jìn)程的加快，部分城市的環(huán)境污染和生態(tài)破壞超過了環(huán)境承載力，這種負(fù)外部性所造成的社會(huì)經(jīng)濟(jì)和福利損失在不斷加劇。根據(jù)推算，僅在2014年，中國(guó)因環(huán)境污染所造成的經(jīng)濟(jì)損失就高達(dá)3.82萬(wàn)億元。自財(cái)政分權(quán)以來，地區(qū)污染獨(dú)立治理導(dǎo)致的污染“搭便車”行為在地區(qū)之間不斷加劇。為了緩解城市中心地區(qū)日益加劇的污染，地方政府一方面將部分新企業(yè)安置在邊緣地區(qū);另一方面則提升在城市中心地區(qū)污染排放的成本，推動(dòng)企業(yè)從重污染地區(qū)轉(zhuǎn)移，緩解中心地區(qū)的環(huán)境壓力。第二個(gè)措施會(huì)將部分污染企業(yè)擠出，向污染排放成本較低的邊緣地區(qū)轉(zhuǎn)移，或者向其他污染排放成本較低的地區(qū)轉(zhuǎn)移。而污染企業(yè)向區(qū)域內(nèi)邊緣地區(qū)轉(zhuǎn)移會(huì)加據(jù)區(qū)域邊緣的環(huán)境污染，這部分污染會(huì)對(duì)周邊地區(qū)造成影響，產(chǎn)生污染在地區(qū)之間的負(fù)外部性，形成污染在空間上的關(guān)聯(lián)。

針對(duì)環(huán)境污染在區(qū)域間的負(fù)外部性造成的污染空間關(guān)聯(lián)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了很多的相關(guān)研究。曾文慧[1]的研究發(fā)現(xiàn)，河流及相鄰地區(qū)之間存在污染轉(zhuǎn)移的激勵(lì)，如在河流上游的污染會(huì)往下游轉(zhuǎn)移，地區(qū)內(nèi)的污染會(huì)向邊緣地區(qū)轉(zhuǎn)移。周沂等[2]也有類似的發(fā)現(xiàn)，城市中心地區(qū)的污染會(huì)逐漸向邊緣地區(qū)擴(kuò)散，而這種轉(zhuǎn)移是因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制的不均衡造成的。Duvivier和Xiong [3]也得到了類似的研究發(fā)現(xiàn)，同一個(gè)省的內(nèi)部存在著污染“搭便車”行為，污染越來越多地向邊界地區(qū)聚集而不僅僅是交通便利地區(qū)。學(xué)者們的研究得出一個(gè)相近的結(jié)論：污染并非總是在一個(gè)區(qū)域中聚集，而是在達(dá)到一定程度之后有擴(kuò)散的趨勢(shì)，擴(kuò)散方向往往是行政地區(qū)的邊緣。這種污染的邊緣擴(kuò)散激勵(lì)并非國(guó)內(nèi)獨(dú)有，國(guó)外同樣存在這種情況。Helland和Whitford [4]的研究發(fā)現(xiàn)，在州郡之間存在著污染向邊緣轉(zhuǎn)移的情況。另外，Novel[5]也發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制會(huì)因污染情況的改變呈動(dòng)態(tài)變化，只要本地區(qū)的污染發(fā)生了轉(zhuǎn)移，其相應(yīng)的環(huán)境規(guī)制力度就會(huì)下降。

區(qū)域間的企業(yè)分布同樣受環(huán)境污染的影響。區(qū)域間環(huán)境規(guī)制力度的不均衡會(huì)導(dǎo)致企業(yè)分布的不均衡，從而影響地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[6]。受到早期地區(qū)政績(jī)考核方式的影響，地方政府為了避免地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值受環(huán)境規(guī)制力度上升的沖擊，會(huì)相應(yīng)降低該地區(qū)的環(huán)境規(guī)制力度，使得地區(qū)間出現(xiàn)“囚徒困境”，不利于整體的環(huán)境污染治理。環(huán)境規(guī)制力度較低的地區(qū)容易成為“污染避難所”，從而改變了區(qū)域間的企業(yè)分布，最終影響區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集聚。

總體而言，環(huán)境污染程度的變化可能會(huì)改變企業(yè)在地區(qū)間的分布，從而對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚程度產(chǎn)生影響。如果忽略了環(huán)境污染空間關(guān)聯(lián)性，估計(jì)出來的結(jié)果可能是有偏的;在已往的研究中部分學(xué)者雖然考慮了空間關(guān)聯(lián)性，但實(shí)證中可能會(huì)因?yàn)槭〖?jí)面板數(shù)據(jù)的空間范圍太大導(dǎo)致部分空間溢出效應(yīng)難以完全捕捉。基于這樣的考慮，本文通過理論分析環(huán)境污染對(duì)制造業(yè)空間集聚的影響，并使用城市面板數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，最終得到環(huán)境污染治理對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要性。

二、理論模型的建立

本文所構(gòu)建的模型主要依據(jù)Ottaviano[7]與Forslid和Ottaviano [8]所建立的自由企業(yè)家模型（FE），借鑒了其勞動(dòng)力驅(qū)動(dòng)集聚的思想;同時(shí)參考Dixit和Stiglitz[9]的D-S模型和Krugman[10]的C-P模型，分別借鑒了消費(fèi)者多樣性偏好和企業(yè)壟斷競(jìng)爭(zhēng)的思想及要素流動(dòng)形成集聚的思想。

（一）模型假設(shè)

假設(shè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中只有兩個(gè)地區(qū)，地區(qū)p和地區(qū)c分別是生產(chǎn)地區(qū)和消費(fèi)地區(qū)，這兩個(gè)地區(qū)分別由農(nóng)業(yè)部門（A）、制造業(yè)部門（M）及環(huán)境保護(hù)部門構(gòu)成。農(nóng)產(chǎn)品由農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)且具有以下特性：無差異性、不在地區(qū)間流動(dòng)、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)為完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng);地區(qū)間可貿(mào)易商品由制造業(yè)部門生產(chǎn)且具有以下特性：差異性、規(guī)模報(bào)酬遞增、貿(mào)易商品市場(chǎng)為壟斷競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)、貿(mào)易商品在地區(qū)間可自由流動(dòng);污染治理由環(huán)境保護(hù)部門負(fù)責(zé)，但環(huán)境保護(hù)部門不分配勞動(dòng)力治理污染，而是由每一家企業(yè)自己分配一部分勞動(dòng)力處理環(huán)境污染。假定環(huán)境保護(hù)部門的規(guī)定被充分執(zhí)行且企業(yè)治理污染并不存在“搭便車”行為，在各個(gè)地區(qū)技術(shù)水平相同的情況下，每個(gè)地區(qū)需要將ηi比重的勞動(dòng)力用于污染治理。地區(qū)內(nèi)生產(chǎn)者同時(shí)也是消費(fèi)者，并提供勞動(dòng)力，該指標(biāo)用L表示;消費(fèi)者可以跨地區(qū)自由流動(dòng)，且每個(gè)消費(fèi)者提供一單位的勞動(dòng)力，該單位勞動(dòng)力具有非負(fù)效用及非彈性的性質(zhì)。地區(qū)的有效勞動(dòng)力供給取決于勞動(dòng)力數(shù)量L和用于污染治理的比重ηi，地區(qū)的消費(fèi)和生產(chǎn)主要依賴于有效勞動(dòng)力。在一單位勞動(dòng)力中，1-ηi用于生產(chǎn)，ηi用于污染治理。

（二）消費(fèi)者

代表性消費(fèi)者的總效用來自農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)及制造業(yè)部門產(chǎn)品的消費(fèi)為Un=MμnA1-μn，0<μ<1。制造業(yè)部門產(chǎn)品的子效用則由各個(gè)差異化產(chǎn)品組成，Mn=（∫nwi=0mγnidi）1/γ;σ=11-γ>1

。其中，Un表示地區(qū)n的消費(fèi)者效用，M表示制造業(yè)部門產(chǎn)品消費(fèi)數(shù)量，A表示農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)數(shù)量，μ表示制造業(yè)商品的支出比重，nw表示制造業(yè)商品的種類，mni表示地區(qū)i生產(chǎn)的商品在地區(qū)n的消費(fèi)數(shù)量。假設(shè)各種商品之間具有替代性，σ表示差異化商品之間的替代彈性（σ>0）。商品在地區(qū)之間流動(dòng)受“冰山”成本的影響，若要將一單位商品從生產(chǎn)區(qū)i送往消費(fèi)區(qū)n，則需要運(yùn)送的商品數(shù)量為τ，并在運(yùn)輸過程中將損耗τ-1的商品。因此，生產(chǎn)區(qū)i的商品在消費(fèi)區(qū)n的銷售價(jià)格為pni=τpi，n地區(qū)的代表性消費(fèi)者預(yù)算約束為PAnA+PMnM=I。

（三）變量說明

城市產(chǎn)業(yè)集聚度的衡量一般采用制造業(yè)區(qū)位商進(jìn)行測(cè)算[15]。由于區(qū)位商不能反映出經(jīng)濟(jì)地理特征，在數(shù)據(jù)可得性基礎(chǔ)上，本文借鑒Koo[16]的測(cè)算方法， 令aggi=Li/LCSi。Si表示城市i的市轄區(qū)建成面積，Li表示城市i的制造業(yè)總就業(yè)量，LC表示全國(guó)總的制造業(yè)就業(yè)量。該指標(biāo)考慮了部門和地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的分布方式。

基于假設(shè)2，不同的污染物對(duì)制造業(yè)集聚的影響可能有所不同。因而將環(huán)境污染分為固體廢棄物（包含粉塵）污染（smoke）、二氧化硫污染（SO2）、廢水污染（water）。環(huán)境污染（pollu）則用各個(gè)地區(qū)的三種污染物的加和在全國(guó)總污染的比重表示。

本文從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和其他學(xué)科的角度選取了如下控制變量：地區(qū)工業(yè)企業(yè)的數(shù)量（firm），企業(yè)的集聚往往會(huì)帶來產(chǎn)業(yè)外部性，工業(yè)企業(yè)數(shù)量較多的地區(qū)容易形成勞動(dòng)力、知識(shí)的外溢與共享，產(chǎn)生正外部性，有利于企業(yè)選址。信息化程度（com）用地區(qū)的運(yùn)輸、郵電通信、倉(cāng)儲(chǔ)的總產(chǎn)值占地區(qū)GDP的比重與全國(guó)運(yùn)輸、郵電通信、倉(cāng)儲(chǔ)的總產(chǎn)值占全國(guó)GDP比重的比重來表示。交通運(yùn)輸條件（road）通過地區(qū)的公路里程與全國(guó)公路總里程的比值表示，表示地區(qū)的交通運(yùn)輸條件。勞動(dòng)力成本（wage）用地區(qū)的職工平均工資與全國(guó)職工平均工資的比值表示。實(shí)際收入的差異會(huì)激勵(lì)勞動(dòng)力在區(qū)域間的流動(dòng)，從而影響企業(yè)的區(qū)域分布。

其他控制變量有：人力資本（edu），人力資本高的地區(qū)存在著知識(shí)溢出效應(yīng)，還可以降低企業(yè)的人才搜尋成本。該指標(biāo)用各地級(jí)市本（專）科畢業(yè)生人數(shù)占地級(jí)市總?cè)丝诘谋戎嘏c全國(guó)本（專）科畢業(yè)生人數(shù)占全國(guó)總?cè)丝诘谋戎祦肀硎?。消費(fèi)者購(gòu)買力（pergdp）使用了地區(qū)人均GDP 與各年全國(guó)人均GDP的比值來度量，用以指代地區(qū)的需求水平。政府支出（gov）以地區(qū)不包含教育支出的政府支出在GDP 中的比重與全國(guó)不包含教育支出的政府支出在GDP 中比重的比值來衡量。對(duì)外開放程度（open）高的地區(qū)，往往與國(guó)外交易的交易成本和運(yùn)輸成本都較低，有利于外資企業(yè)的選址。城市化（urban）用各地區(qū)的城市化率與全國(guó)城市化率的比值來衡量。在城市經(jīng)濟(jì)學(xué)中，城市化水平較高的地區(qū)有著較高的正外部性，會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生選址的激勵(lì)。環(huán)境規(guī)制（er）采用了各地級(jí)市的污染源治理本年投資額與城市人口的比值作為刻畫城市環(huán)境規(guī)制水平的指標(biāo)。

（四）數(shù)據(jù)說明與描述統(tǒng)計(jì)

本文選取了285個(gè)地級(jí)市2005—2015年的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，樣本數(shù)據(jù)從《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》搜集獲得。另外，和價(jià)格有關(guān)的指標(biāo)，如GDP、職工平均工資（wage）、消費(fèi)者購(gòu)買力（pergdp），為了消除價(jià)格因素的影響，均以2005年為基年，利用各省的GDP平減指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整。數(shù)據(jù)中存在的缺失值則利用插值法進(jìn)行補(bǔ)充，同時(shí)對(duì)樣本數(shù)據(jù)中的異常值作了平滑處理。

需要說明的是，統(tǒng)計(jì)年鑒中，城市化水平數(shù)據(jù)存在嚴(yán)重缺失，本文參考了孫久文和周玉龍[17]計(jì)算城鎮(zhèn)化的方法進(jìn)行了補(bǔ)充。該方法采用非農(nóng)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重來替代一個(gè)城市的城鎮(zhèn)化水平，而非農(nóng)就業(yè)人口則是用總就業(yè)人口減去農(nóng)林漁牧業(yè)就業(yè)人口表示。各個(gè)變量的樣本數(shù)均為3 135個(gè)。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

四、實(shí)證結(jié)果分析與檢驗(yàn)

（一）空間效應(yīng)實(shí)證結(jié)果分析

1.環(huán)境污染空間相關(guān)性檢驗(yàn)

2.估計(jì)模型識(shí)別

空間關(guān)聯(lián)性的引入可以避免忽略空間因素帶來的偏誤，但需要進(jìn)一步檢驗(yàn)和判斷來確定具體的空間計(jì)量模型。一般情況下，使用LM和Robust LM的統(tǒng)計(jì)值和顯著性來判斷空間計(jì)量模型的適用性。

空間計(jì)量模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，SLM模型和SEM模型均在LM和Robust LM兩種檢驗(yàn)方法下通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。除了針對(duì)空間效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文還進(jìn)行了時(shí)間效應(yīng)及空間和時(shí)間混合效應(yīng)檢驗(yàn)，但只有空間效應(yīng)的結(jié)果顯著，因而最終使用空間效應(yīng)模型。SLM模型和SEM模型均通過了檢驗(yàn)，可通過對(duì)比兩個(gè)模型的Log-likelihood值的大小區(qū)分兩個(gè)模型在樣本數(shù)據(jù)上的優(yōu)劣。兩個(gè)模型對(duì)應(yīng)的Log-likelihood值分別為-107.3414和-1 353.8976，可知SLM模型有著更好的效果。另外，Walds和LR檢驗(yàn)則是為了檢驗(yàn)SDM模型能否替代SLM模型。Walds和LR檢驗(yàn)的結(jié)果均顯著，說明可以使用SDM模型。

Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，隨機(jī)效應(yīng)在該樣本數(shù)據(jù)不適用，因?yàn)椴粷M足隨機(jī)效應(yīng)中個(gè)體效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)的基本假設(shè)，所以最終選擇使用固定效應(yīng)。另外，本文使用的是中國(guó)285個(gè)地級(jí)市單位，覆蓋面較廣，不存在需要通過隨機(jī)抽樣獲得整體性質(zhì)的問題，同樣也說明了固定效應(yīng)的可行性。

3.空間面板計(jì)量結(jié)果分析

（1）初步分析。

在空間計(jì)量模型的選擇判斷中，最終選擇SDM模型。為了對(duì)比，除了使用SDM模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，也使用了非空間計(jì)量的引入個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，兩個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果在表3中。另外，實(shí)證中所使用的軟件分別為Stata14.0和Matlab2010a及其對(duì)應(yīng)的空間計(jì)量軟件包jplv7。

在本文所使用的面板數(shù)據(jù)中，T=11，N=285，N遠(yuǎn)大于T，屬于短面板，一般不需要進(jìn)行單位根和協(xié)整檢驗(yàn)。由于需要對(duì)三種污染物的系數(shù)進(jìn)行直接對(duì)比，因而對(duì)這三種污染物數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。根據(jù)表3的結(jié)果，可以初步得到以下的結(jié)論：一是在SDM模型和個(gè)體固定效應(yīng)模型的結(jié)果中，只有固體廢棄物污染對(duì)制造業(yè)集聚有著顯著為負(fù)的影響;在作用方向上，三種污染物的系數(shù)方向均為負(fù)，和預(yù)期的結(jié)果一致。二是除了本地固體廢棄物污染之外還需考慮周邊固體廢棄物污染帶來的影響。對(duì)比可知，不考慮空間因素的情況下，會(huì)低估固體廢棄物對(duì)制造業(yè)集聚的作用。三是通過表3的ρ值可以看出，制造業(yè)集聚存在著空間溢出效應(yīng)，即制造業(yè)集聚程度高的地區(qū)，對(duì)鄰近地區(qū)有著正向外部性，往往有利于周邊的制造業(yè)集聚。

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（責(zé)任編輯：鄧 菁）