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    湖北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資關(guān)系實(shí)證分析

    2022-01-04 06:40:46黃燁琨中南民族大學(xué)
    品牌研究 2021年27期
    關(guān)鍵詞:湖北省變量區(qū)域

    文/黃燁琨(中南民族大學(xué))

    近年來,我國努力探索經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)并行的模式。目前我國區(qū)域環(huán)保治理主要由政府完成,企業(yè)環(huán)保投資仍然欠缺。本文以“宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展—政府政策投入—微觀企業(yè)行為”為切入點(diǎn),探究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入對企業(yè)環(huán)保投資的微觀傳導(dǎo)機(jī)制和影響,對于加速推動(dòng)實(shí)體企業(yè)綠色發(fā)展、釋放經(jīng)濟(jì)紅利具有一定意義。

    一、文獻(xiàn)綜述

    目前學(xué)界主要在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政府環(huán)保投資等方面進(jìn)行企業(yè)環(huán)保投資影響因素的研究。朱明敏(2014)通過對安徽省2003-2012年環(huán)保投資與經(jīng)濟(jì)增長之間相互作用的實(shí)證分析,得出兩者正相關(guān)結(jié)論。劉娜、陳春生(2015)通過VAR模型的運(yùn)用,得出在較短期間內(nèi)綠色生產(chǎn)總值增長則環(huán)保投資隨之增加的結(jié)論。吳輝、張珩(2018)把全國分為東部、西部來進(jìn)行分析,實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)財(cái)政收入與上市公司的環(huán)保投資規(guī)模不具有相關(guān)性,而西部地區(qū)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。高麟、胡立新(2017)通過分析2010-2014年京津冀地區(qū)公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù),得出政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資成正相關(guān)的結(jié)論。顧茜(2019)構(gòu)造了二次函數(shù)模型,提出政府環(huán)保支出對企業(yè)環(huán)保投資的影響呈現(xiàn)“U型”結(jié)構(gòu)。

    梳理相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn),綜合研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資關(guān)系的文獻(xiàn)相對欠缺。

    二、現(xiàn)狀分析與研究假設(shè)

    (一)現(xiàn)狀分析

    隨著社會(huì)發(fā)展,我國的環(huán)保投入不斷增長,特別是從“十五”時(shí)期開始,國家積極豐富環(huán)保投資方式,強(qiáng)化環(huán)境監(jiān)管,環(huán)境污染治理投資大幅提升。在環(huán)保投資是否合理的判定上,相關(guān)學(xué)者指出,當(dāng)一個(gè)國家需要用同期生產(chǎn)總值的1%到2%作為環(huán)保投資,才能基本控制污染發(fā)展;而用同期生產(chǎn)總值的3%到5%作為環(huán)保投資,才能明顯改善環(huán)境質(zhì)量。從表1來看,樣本期內(nèi)的湖北省地區(qū)政府在環(huán)境保護(hù)這一塊的投入占同期國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重呈整體上升趨勢。到2019年,湖北省政府環(huán)保投資占同期GDP的比重為1.25%??梢?,湖北省地區(qū)的環(huán)保投資規(guī)模還是相對較小的,只達(dá)到能夠控制的水平,但環(huán)保投資額隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長也在逐漸增大,隨著不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)期有所變動(dòng)(表1)。

    表1 2005年-2019年湖北省地區(qū)GDP與政府環(huán)保投入狀況

    (二)研究假設(shè)

    投資是以取得收益為目的的經(jīng)濟(jì)活動(dòng),而環(huán)境保護(hù)投資活動(dòng)會(huì)給相應(yīng)的地區(qū)帶來一定的經(jīng)濟(jì)利益,也會(huì)加快本地區(qū)和本部門的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。由此提出假設(shè)1:區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和政府環(huán)保投入正相關(guān)。

    政府環(huán)保投入增多會(huì)減少企業(yè)環(huán)保投資成本,增加了企業(yè)環(huán)保投資的動(dòng)力。企業(yè)環(huán)保投資是環(huán)保投資的重要組成部分,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長將促進(jìn)企業(yè)環(huán)保投資的增長。由此提出假設(shè)2:區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資均為正相關(guān)。

    三、模型及樣本選擇

    (一)模型構(gòu)建

    針對假設(shè)1,分析變量采用湖北省環(huán)保投資水平、湖北省國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP,來研究湖北省環(huán)保投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的相關(guān)關(guān)系。針對假設(shè)2,因變量采用湖北省上市公司環(huán)保投資,自變量采用湖北省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入兩個(gè)因素,研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資之間關(guān)系。同時(shí)本文參考相關(guān)研究,添加了公司規(guī)模、盈利能力、償債能力三個(gè)控制變量。具體的變量定義見表2。

    表2 變量定義表

    針對假設(shè)1:“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和政府環(huán)保投入正相關(guān)?!北疚氖褂酶髯兞康膶?shù)值進(jìn)行分析,表示為LNIEPC和LNGDP。據(jù)此,序列LNIEPC和LNGDP可建立如下向量自回歸模型:

    針對假設(shè)2:“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資均為正相關(guān)?!苯Y(jié)合變量設(shè)計(jì),參考有關(guān)文獻(xiàn)構(gòu)建出回歸模型:

    其 中,t=2,3,4...。SIZEi,t為 第t年時(shí)第i個(gè)公司的規(guī)模;ROEi,t為第t年時(shí)第i個(gè)公司的凈資產(chǎn)收益率;LEVi,t為第t年時(shí)第i個(gè)公司的資產(chǎn)負(fù)債率;β0~β5為待估系數(shù);μi為隨機(jī)誤差。

    (二)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

    本文研究對象為在滬、深證交所A股上市且曾經(jīng)于2005-2019年出示了社會(huì)責(zé)任報(bào)告的120家湖北省地區(qū)重度污染企業(yè)。同時(shí),剔除9家數(shù)據(jù)部分缺失、3家經(jīng)營異常的ST、*ST上市公司,共計(jì)108個(gè)有效樣本。

    所需數(shù)據(jù)主要來源于中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒、企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告、可持續(xù)發(fā)展報(bào)告和環(huán)境報(bào)告,進(jìn)行手工收集和整理,其他變量數(shù)據(jù)來自國泰君安數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)、萬得數(shù)據(jù)庫,并對部分可疑數(shù)據(jù)進(jìn)行了校對。

    四、實(shí)證分析

    (一)針對假設(shè)1:“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和政府環(huán)保投入正相關(guān)”

    (1)使用Eviews6. 0對上文建立的向量自回歸模型進(jìn)行計(jì)量分析,如下所示:

    由方程可以得到序列LNIEPC和LNGDP的調(diào)整的決定系數(shù)分別為adjR12=0.9940,adjR22=0.9972。由此可知模型的整體回歸效果良好,可以用來進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析。

    從表3可見,兩序列LN IEPC和LN GDP的統(tǒng)計(jì)值都大于顯著性水平為10%的臨界值,因此不能拒絕零假設(shè),序列的單位根是存在的,所以序列非平穩(wěn),但二階差分則均在顯著性水平1%上平穩(wěn),即 {LNIEPC,LN GDP}~I(xiàn)(2) ,序列為二階單整,可以進(jìn)行協(xié)整分析。

    表3 單位根的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

    協(xié)整分析主要是用來說明變量之間是否存在一種長期的均衡關(guān)系。本文利用以VAR模型為基礎(chǔ)Johansen-Juselius檢驗(yàn)回歸系數(shù)方法,即JJ ( Johansen- Juselius)協(xié)整檢驗(yàn),得出的結(jié)果見表4。

    由表4可知,兩序列LN IEPC和LN GDP在顯著水平5%時(shí),存在著協(xié)整關(guān)系,反映了湖北省環(huán)保投入與經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展間有著長期、動(dòng)態(tài)的均衡關(guān)系,兩者之間表現(xiàn)出了某種協(xié)調(diào)一致性。

    表4 Result of Johansen Co - integration Test

    (2)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析 (Impulse Response Function)。

    模型受到?jīng)_擊時(shí)對該系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響是脈沖響應(yīng)研究的重點(diǎn)所在。由前面的向量自回歸模型,可以得到湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境投資間相互沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑,脈沖響應(yīng)函數(shù)IFR的軌跡見表5。

    表5 LNIPEC、LNGDP對一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息響應(yīng)的路徑

    表5反映的是序列LNIEPC對自身和GDP變化的沖擊響應(yīng)。首先,分析序列LNIEPC對來自其自身沖擊的響應(yīng)路徑。當(dāng)前期對環(huán)保投資自身給一個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊,可以看到,當(dāng)前期響應(yīng)最大為0. 182979,但隨后逐期小幅遞減。整個(gè)考察期正向效應(yīng)較明顯,說明環(huán)保投資受到來自自身的沖擊時(shí)會(huì)馬上發(fā)生變化,但自我強(qiáng)化趨勢逐漸減弱。再來分析序列LNIEPC對序列LNGDP的響應(yīng)。對環(huán)保投資給一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的GDP擾動(dòng),一開始并未顯現(xiàn)響應(yīng),也就是說第1期是0,然后才逐漸上浮,在影響期間,沖擊不僅沒有衰減,而且進(jìn)一步強(qiáng)化的趨勢明顯。第10期的正向影響最大,達(dá)到了0. 083283,正向影響在整個(gè)沖擊期內(nèi)都較強(qiáng)。以上分析表明,GDP的增加對環(huán)境保護(hù)投資影響較大,湖北省經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展使得環(huán)保投入的增加成為可能。

    同時(shí),序列LNGDP對來自自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊,由其動(dòng)態(tài)響應(yīng)情況表明,GDP對來自其自身的沖擊具有正向影響,且長期穩(wěn)定效應(yīng)明顯。序列LNGDP對來自當(dāng)期的環(huán)保投資的沖擊具有正向的效應(yīng),到第2期時(shí)達(dá)到了最大值0.004946,隨后正效應(yīng)逐漸減弱,并基本保持平穩(wěn)。其經(jīng)濟(jì)意義表現(xiàn)為環(huán)保投資水平小幅度提升,有助于拉動(dòng)GDP,但是作用不明顯。

    (3)方差分解分析 (Variance Decomposition)。

    本文利用方差分解方法,將之前建立的向量自回歸模型中序列LNIPEC和序列LNGDP的波動(dòng),按照成因分解為和各方程新息(innovation) 相關(guān)聯(lián)的若干組成部分,進(jìn)而分析每個(gè)組成部分對各序列變動(dòng)相對的貢獻(xiàn)率。分解結(jié)果如圖1、圖2所示。

    圖1 變量LNIPEC的預(yù)測方差分解圖

    圖2 變量LNGDP的預(yù)測方差分解圖

    橫軸為預(yù)測期間,縱軸是百分?jǐn)?shù),表示的是因變量新息對各期間預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度,曲線為方差分解函數(shù) ( Variance Decomposition Function) 。由前面實(shí)證IRF分析可知,環(huán)保投資對自身的預(yù)測方差貢獻(xiàn)度會(huì)隨著時(shí)間的推移而有所減弱,但GDP對環(huán)保投資的正向效應(yīng)則隨著時(shí)間的推移逐步變強(qiáng)。由圖1可知環(huán)保投資水平波動(dòng),從第1期GDP對環(huán)保投資水平波動(dòng)沖擊開始漸增,從第1期的3. 64%攀升至第10期的56. 82%。同時(shí)期的環(huán)保投資水平波動(dòng)受來自自身沖擊的影響漸弱,預(yù)測的方差貢獻(xiàn)度從第1期的96. 36%降至第10期的48.18%。

    同樣,結(jié)合IRF研究結(jié)果可知,GDP長期以來對自身的促進(jìn)作用明顯,該正向作用保持穩(wěn)定。同期的GDP受環(huán)保投資的波動(dòng)影響弱。經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來生產(chǎn)效率的提升,企業(yè)規(guī)模得以擴(kuò)大,這在客觀上使政府和企業(yè)有財(cái)力增加環(huán)保投入額; 另外,經(jīng)濟(jì)發(fā)展越來越強(qiáng)調(diào)節(jié)能減排、可持續(xù)發(fā)展,這一理念深入企業(yè)經(jīng)營意識中,可進(jìn)一步推動(dòng)環(huán)保設(shè)施和環(huán)保技術(shù)方面的研究與開發(fā)投入。如果我們忽略各變量對自身貢獻(xiàn)率,長期看來,因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)保投資的增加具有長期、顯著的貢獻(xiàn),正向效應(yīng)明顯強(qiáng)于環(huán)保投入對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用,結(jié)果是環(huán)保投資波動(dòng)主要來自經(jīng)濟(jì)發(fā)展,但其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不明顯。該結(jié)果和IRF研究結(jié)論是一致的。

    (二)針對假設(shè)2:“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資均為正相關(guān)”

    1.描述性分析

    如表6所示,可知重污染行業(yè)環(huán)保投資的均值為17.63,標(biāo)準(zhǔn)差是2.54,說明整體上重污染行業(yè)企業(yè)環(huán)境保護(hù)投資規(guī)模分布不均衡,差異較大。非重污染行業(yè)環(huán)保投資規(guī)模最大值是10.23,最小值是7.70,說明非重污染行業(yè)企業(yè)之間的環(huán)境保護(hù)投資規(guī)模差異不大。區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長平均值為28.23,最大值為28.71,最小值為27.55,可見湖北省內(nèi)發(fā)展水平差異不大。政府環(huán)保投入平均值是14.52, 最大值是19.26,最小值是8.21,可見政府環(huán)保投入差異明顯。

    表6 描述性統(tǒng)計(jì)

    2.多元線性回歸分析

    通過多元線性回歸分析,得到結(jié)果包括模型總體回歸方差分析表和回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)表。

    表7顯示模型1的擬合優(yōu)度調(diào)整R方為0.565,模型2的擬合優(yōu)度調(diào)整R方為0.475,說明兩個(gè)模型自變量對于被解釋變量的解釋程度分別達(dá)到了56.5%、47.5%,考慮到會(huì)有多種因素影響上市公司環(huán)保投資規(guī)模,本文認(rèn)為50%的解釋度較好。而模型的D.W值為 3.032、2.155,均大于2,可以說明方程整體效果顯著。

    表7 模型總體回歸參數(shù)表

    表8顯示兩個(gè)模型回歸方程的顯著性概率即P值分別為0.002、0.014,說明在5%的水平上顯著,具有很好的回歸效果,模型有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

    表8 回歸方差分析表

    由表9可見,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)系數(shù)為0.012,回歸系數(shù)為2.042,說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)在5%水平顯著為正,符合原假設(shè),可知若保持其他控制變量一定,則區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)保投資規(guī)模兩者正向相關(guān)。政府環(huán)保投入的相關(guān)系數(shù)為0.072,回歸系數(shù)為0.159,說明政府環(huán)保投入的系數(shù)在5%水平顯著為正,與預(yù)期符號一致,若保持其他控制變量不變,政府環(huán)保投入與環(huán)保投資規(guī)模存在正向相關(guān)。

    表9 回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)表

    從表9還可以看出,公司規(guī)模在1%水平上是顯著為正的,所以環(huán)保投資會(huì)隨企業(yè)規(guī)模增大而增大,而與其他控制變量的關(guān)系并不顯著。進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn),可以得到每個(gè)變量自身方差膨脹因子均小于2,可知不存在嚴(yán)重的多重共線性,變量的選取較為合理。

    五、結(jié)論及啟示

    本文選取湖北省重污染上市公司為樣本,通過對經(jīng)濟(jì)增長、政府環(huán)保投入與企業(yè)環(huán)保投資三者之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)湖北省區(qū)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異較小,但是政府環(huán)保投入的區(qū)別較大,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長可以增強(qiáng)企業(yè)環(huán)保投資能力,而政府環(huán)保投入也會(huì)為企業(yè)環(huán)保投資提供動(dòng)力,激勵(lì)企業(yè)積極進(jìn)行環(huán)保投資??梢娙咧g是一個(gè)良性循環(huán)的過程。因此,給了我們一些啟發(fā):(1)企業(yè)方應(yīng)積極進(jìn)行環(huán)保投資。省內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長可以奠定企業(yè)環(huán)保投資的良好基礎(chǔ),但也需要企業(yè)肩負(fù)起更多的社會(huì)責(zé)任。企業(yè)應(yīng)該合理規(guī)劃,目光長遠(yuǎn),兼顧企業(yè)環(huán)保投資增加和經(jīng)濟(jì)效益提升。(2)政府應(yīng)繼續(xù)嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制,并加大政府環(huán)保投入。嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制和政府補(bǔ)助均對企業(yè)環(huán)保投資有正向影響。嚴(yán)格的規(guī)制負(fù)責(zé)對違規(guī)企業(yè)的懲戒,而更大力度的環(huán)保投入又是對自覺負(fù)責(zé)企業(yè)的激勵(lì)。雙管齊下,可以更好地提升企業(yè)環(huán)保投資。(3)完善披露和監(jiān)督政策。政府的環(huán)保補(bǔ)助發(fā)放后,企業(yè)在后續(xù)中應(yīng)該依規(guī)披露來源、用款目的及金額,以確保資金被真正用于環(huán)保項(xiàng)目。經(jīng)過公示和披露程序,一方面可以接受社會(huì)監(jiān)督,減少權(quán)力尋租;另一方面便于各界研究環(huán)保投資數(shù)據(jù),對政府環(huán)保投資和企業(yè)環(huán)保投入的關(guān)系有更深刻的認(rèn)識。

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