消费导刊

5.4 环境规制与生产率的分位数分析

上文分析结果反映的是参数在样本分布平均水平上的影响，而没有揭示参数在样本分布不同分位点上的变化轨迹，因而不能区分所关注变量的估计系数不显著性是因在整个分布上均不显著造成的，还是因它们的观察值在不同分位点上正负影响相互抵消所致。Koenker等（1978）提出的分位数法可以弥补上述不足。此外，省际比较中发现，环境竞争不仅发生在省际间，也表现出区域特征，我们并没有对区域间环境规制竞争特征加以分析。

5.4.1 环境规制的分位数比较

表5.5表征了1992-2008年东中西部的单位产出污染排放量的分位数变化。从横向比较来看，在各分位点上，单位产出二氧化硫（SO2）排放量表现为东部低于中部、中部低于西部，表明二氧化硫的规制强度东部高于中部、中部高于西部，尤其在高分位点附近，SO2规制强度的区域差异明显增大。而单位产出工业化学需氧量（COD）排放量，在较低分位点上，东部最小、西部次之、中部最大；而在中位点之后，中部与西部的COD排放强度发生逆转，表现为东部最低、中部次之、西部最高，表明COD规制强度，东部最严厉，其中在较低分位点上，西部严于中部，而在较高分位点上，中部严于西部。

从纵向来看，在低分位点上，单位产出SO2和COD排放量增长缓慢，表明环境规制强度的区域差异较小；相反，在高分位点上，单位产出SO2排放量增长较快，而单位COD排放量增长较为平缓，说明SO2规制强度的区域差异在逐步扩大，而COD规制强度的区域差距并不十分明显。

上述结果进一步表明，SO2和COD规制强度具有区域特征，特别在高分位点上，SO2规制强度区域特征更显著。

注：gdp按1995年价计算；单位为kg/万元。数据来源同表5.2。

5.4.2 分位数估计简介

为了检验环境规制强度在不同分位点上对生产率增长的边际影响，将设定如下回归方程，

其中，代表Malmquist生产率增长率（TFP）、效率变化率（EC）和技术变化率（TC）；lnSO2和lnCOD分别表示SO2和工业COD排放强度的对数，以捕捉环境规制对生产率的边际影响，取滞后1期是避免污染物排放强度与误差项的同期相关性。在实际估计中，包括时间趋势项（），以捕捉共同因素的影响，为随机误差项。系数b和为在第q分位点上的待估系数。Z为控制变量，包括滞后一期的技术效率水平、研发活动（ST/gdp）、外资活动(FDI/gdp)、新增投资、工业结构Ind和规模变量，上述变量的定义与数据来源详见5.3.2。

分位数估计思想是由Koenker和Bassett(1978)提出的，这种方法使用残差绝对值的加权平均作为最小化目标函数，从而不容易受极端值影响，估计结果比较稳健。与均值回归相比，分位数估计的假设条件要弱很多，与现实情形更接近。更为重要的是，分位数估计提供了关于被解释变量条件分布的全面信息。因而，分位数估计能够揭示在不同分位数上环境规制对生产率的影响。我们将使用这种方法分析环境规制在不同分位点上的影响。

5.4.3 环境规制对生产率影响的总体分析

表5.6报告的是1992-2008年生产率增长的分位数估计结果。从表中可以发现，（1）滞后一期lnSO2系数在多数分位点上均为负，且统计上不显著；仅在0.9的高分位点上，滞后一期lnSO2系数为正的，统计上也不显著；在中间分位点上，随着分位点提高，滞后一期lnSO2的系数绝对值逐步变大，表明随着SO2规制强度的减弱，其对全要素生产率增长的不利影响也逐步增大，意味着SO2规制竞争，并非是促进经济增长的“良策”。相反，除了低分位极端点外，lnCOD系数均不显著的正数；随着COD规制强度的增强，lnCOD系数值变小，意味着COD规制竞争对生产率增长具有正向作用，这与均值分析结果一致。

（2）滞后一期的技术效率水平，在相应的各分位点上均为负值，统计上也高度显著。除在高分位数的极端点上，研发活动变量ST/gdp的系数为不显著的负值外，其系数均为不显著的正值，表明研发活动对生产率增长有正向作用。新增投资变量的系数在各分位点上均显著为正，说明新增投资对生产率增长存在显著的激励作用。除了在0.1分位点上为负值外，FDI/gdp和Ind的系数均为正的，且统计上不显著，然而Ind系数在0.75分位点上为显著为正。规模变量lnpop的系数在相应的分位点上均显著为负。

注：L.x表示滞后1期。括号中的数值为bootstrap重复抽样200次的t统计量。*、**和***分别表示显著水平为10%、5%和1%。

接下来，集中考察环境规制的边际影响。图5.5描述的是不同分位点上环境规制对技术进步和效率变化的影响。由图5.5-1可以看出，（1）SO#p#分页标题#e#2规制强度对技术进步的影响随分位点变化而变化。当分位点处于0.85-0.95区间时，滞后lnSO2系数为正；当分位点处于0.55-0.85时，滞后lnSO2系数变为负；其他分位点上，lnSO2系数在零值上下波动。（2）COD规制强度对技术进步的边际影响在高分位点上为正，在低分位点上其边际影响为负。特别在分位端点附近，滞后lnCOD的系数值较大。在中间分位点上，lnCOD系数值较小。（3）总体上看，提高SO2规制强度对技术进步有一定的积极影响；相反，提高COD规制强度对技术进步产生不利影响，除非COD规制强度处于较高情形（即分位点在0.3以下），提高COD规制强度对技术进步有促进作用。因而，SO2规制竞争不利于技术进步，COD规制竞争对技术进步有一定的促进作用。

注：图中为滞后一期环境变量的边际影响。长虚线为95%的置信区间的上下限。标准差为bootstrap方法重复抽样200次计算的。

提高SO2规制强度对效率变化有正的边际贡献（见图5.5-2）。当分位点处于0.7以上时，滞后lnSO2系数接近零值；其他分位点上，lnSO2系数均为负，尤其在0.45分位点附近，lnSO2系数出现低峰值。说明提高SO2规制强度对效率改善有较大的推动作用，也就是说，SO2规制竞争不利于经济中的效率改善。

随着COD规制强度从高分位点向低分位点移动，lnCOD的系数由零变为正，再变为负（见图5.5-2）。当处于0.4以下分位点区间时，滞后lnCOD系数符号均为正，且系数值越来越大；在高分位点上（0.6以上），COD规制强度对效率变化几乎没有影响。分位点在0.4-0.6之间时，COD规制强度的提高对效率变化的不利影响逐渐增大，仅在中位点附近，COD规制强度对效率变化产生正向影响。即使COD规制强度处于0.4以下分位点，COD规制竞争对效率改善有正向影响，但这种积极影响随着规制竞争加剧而减弱。可见，COD规制竞争不会对效率变化产生很大的边际贡献。

总体分析表明，提高SO2规制强度对经济增长效率的提升有一定的积极作用，原因在于SO2规制强度的提高不仅能促进效率改善，也推动了技术进步，进而提高全要素生产率增长率。而随着COD规制强度的提高，其对全要素生产率增长不利影响逐渐减弱，由于其对效率变化的不利影响逐渐增大，对技术进步的负影响逐步变为正影响。因而，总的来看，环境竞争对中国的经济增长效率的提高有不利影响。#p#分页标题#e#

5.4.4 环境规制对生产率影响的区域分析

下面从区域上分析不同分位点上环境规制对经济增长效率的影响。图5.6-1显示，提高SO2规制强度对东部的技术进步有一定的不利影响，对效率变化有比较明显的正影响，二者综合作用结果对全要素生产率增长有一定的促进作用。当向低分位点变动时，效率变化中滞后lnSO2系数为负，且系数值倾向于变大；技术进步中滞后一期lnSO2的系数基本上为正，并且0.4-0.65分位点上，滞后一期lnSO2系数趋于0；它们综合作用的结果使生产率增长中滞后lnSO2系数为负。这意味着SO2规制竞争总体上不利于提高东部的经济增长效率。

注：同图5.5。

与SO2规制影响不同，COD规制强度的提高对东部的技术进步影响方向取决于分位点的位置，而对效率变化基本上造成负影响，进而对全要素生产率增长有一定的不利影响。当由高分位点向低分位点移动时，技术进步中滞后lnCOD系数符号出现交替变化（见图5.6-2）；效率变化中的lnCOD系数符号有正变为负再转为正，当处于中位点以下时，lnCOD系数值逐步增大（见图5.6-3）；进而生产率中lnCOD的系数由正变为负，再从负变为正，0.8以下分位点时，lnCOD的系数值也逐渐变小。表明COD规制竞争对东部的效率改善有一定的正作用，但这种正影响随COD规制竞争加剧而减弱；对全要素生产率增长带来有利影响，除非COD规制很松（0.8以上分位点）。

图5.7表示的是环境规制对中部的经济增长效率影响分位图。图5.7显示，提高SO2规制强度对中部的全要素生产、技术进步和效率变化均有不利影响。当向高分位端点移动时，滞后一期的lnSO2系数值逐步变大，除了效率变化中lnSO2系数值由逐步趋于零外。表明SO2规制竞争对中部的经济增长效率有正影响，然而SO2规制竞争对效率变化的正向影响随规制竞争加剧而减弱。

#p#分页标题#e#注：同图5.5。

提高COD规制强度对中部的全要素生产率增长和技术进步的影响很小，而对中部的效率变化产生较大的正影响。只有在高分位端点附近，滞后一期lnCOD系数出现较大的正值（见图5.7-1和5.7-2），在多数分位点上，lnCOD系数值接近零。COD规制对中部的效率变化的影响在0.8以上分位点上，lnCOD系数接近零值，而在0.7以下分位点上，lnCOD系数值表现为先逐渐增大，在0.3分位点附近达到最高值，然后又开始变小，说明COD规制竞争对效率变化的正向作用逐步减弱。可见，除COD规制较松外（处于0.8以上分位点），COD规制竞争对中部的全要素生产率和技术进步几乎没有什么影响，而对中部的效率变化具有正影响，但这种正影响随规制竞争而下降。

图5.8描述了环境规制对西部的生产率、技术进步和效率变化影响分位图。与中部的影响截然相反，提高SO2规制强度对西部的经济增长效率存在正影响。当处于0.25以下分位点时（见图5.8-1和5.8-2），滞后一期lnSO2系数为正，但系数很小；随着向高分位端点移动，滞后lnSO2系数符号变为负的，系数值有增大的倾向，在0.85分位点附近，滞后lnSO2系数值出现一个低峰值，然后又逐渐变小。类似地，效率变化分位中，滞后lnSO2系数值随着向高分位点移动而逐渐变小；当处于0.6以上分位点，滞后lnSO2的系数值趋于零；在高分位端点附近，lnSO2系数值又有所增大。表明SO2规制竞争对西部的经济增长效率有不利影响，特别对全要素生产率和技术进步的影响随规制竞争而增大。

注：同图5.5。

与SO2规制的影响相反，COD规制强度的提高对西部的经济增长效率有负面影响。随着向低分位点变动时，滞后一期lnCOD的系数为正，且系数值倾向于变小（见图5.8-1和5.8-2）。而在效率变化分位估计中，在低分位端点附近，滞后lnCOD系数值有较大的变化；在分位点处于0.3-0.5区间时，滞后lnCOD系数为负的。表明COD规制竞争对西部的经济增长效率存在正面影响，尤其在高分位端点附近，对西部的全要素生产率增长和技术进步有较大的促进作用，然而对效率变化的影响较弱。

5.4.5 结论

利用分位数回归技术考察了不同分位点上中国环境规制对经济增长效率的影响，总体分析结果表明（1）提高SO2规制强度对全要素生产率增长和效率变化均有正影响。SO#p#分页标题#e#2规制强度越高，即向低分位点移动，对全要素生产率增长的正影响逐渐减弱，而对效率的正影响逐渐增大。而提高SO2规制强度对技术进步的影响较为复杂多变：当SO2规制很松（如处于0.85以上分位点）时，SO2规制强度对技术进步有负面影响；当分位点处于0.05-0.85时，提高SO2规制强度对技术进步有正影响。因而，SO2规制竞争对全要素生产率和效率变化有不利影响；对技术进步的影响随分位点位置而变化。（2）提高COD规制强度对经济增长效率有不利影响，但随COD规制强度的上升，其对生产率增长的不利影响在逐渐减弱，对效率变化的不利影响逐步增大，而对技术进步由负影响逐步变为积极影响。表明COD规制竞争并不一定能够明显带来经济增长效率的提高。因此，总体上看，环境竞争不利于中国的经济增长效率的提升。

区域分析结果显示（1）在东部，提高SO2规制强度有利于促进生产率增长和效率改善，但对技术进步有不利影响。总体而言，SO2规制竞争对东部的经济增长效率造成不利影响。相反，提高COD规制强度对全要素生产率造成负影响，并随规制强度的提高而减弱；对效率变化的不利影响随规制严厉性增大而增大；对技术进步的影响随规制强度变化而变化。因此，COD规制竞争对东部的生产率增长有一定的促进作用，除非COD规制很松（处于0.85以上分位点）；对效率变化的正影响随规制竞争加剧而减弱。

（2）提高SO2规制强度对中部的经济增长效率有明显的不利影响。随SO2规制强度逐步增强，对中部的生产率增长和技术进步的不利影响逐渐减弱并趋于稳定，对中部的效率变化的负影响逐渐增大也逐渐趋于稳定。因而，SO2规制竞争对中部的经济增长效率有较大的正向作用。随着COD规制强度的提高，对中部的生产率增长和技术进步的不利影响越来越小，对效率变化有比较明显的负影响。换言之，COD规制竞争对中部的经济增长效率有一定的促进作用，尤其在0.7以上分位点上展开规制竞争，但对效率变化的正影响随规制竞争而减弱。

（3）与东部类似，提高SO2规制强度有助于提高西部的经济增长效率。但是，随着SO2规制强度的提高，对西部的生产率和技术进步的正影响逐步减弱，对效率变化的有利影响有增大趋势。表明SO2规制竞争不利于推动西部经济增长效率的提升。当逐步提高COD规制强度时，其对西部的生产率增长和技术进步的不利影响逐渐减弱，对效率变化的不利影响有增大的趋势。可见，COD规制竞争对西部的经济增长效率有一定的积极影响，特别在0.65以上分位点的COD规制竞争，将对生产率增长和技术进步有明显的推动作用，而对效#p#分页标题#e#率改善的影响较小。