环境保护政府规制效用

环境保护政府规制效用（精选6篇）

环境保护政府规制效用 篇1

1 我国环境保护问题的现状

1.1 我国环境污染现状

目前, 我国正面临着气候变化、大气污染水污染固体废弃物污染与土地荒漠化等多种环境问题。2012年全国共发生542起突发环境事件。全国废水排放总量684.8亿t。在对全国198个地级城市进行地下水质检测时, 设置的4 929个监测点中, 水质较差和极差的监测点分别为1 999个和826个, 占到了总监测点的57.3%;62个国控重点水库中, 达到富营养状态的达到25%;海洋环境中, 81%实时监测的河口、港湾等典型海洋生态系统处于亚健康和不健康状态, 四大海区也不同程度的受到无极氮、活性酸碱盐和石油的严重污染。2012年全国空气质量状况中, 二氧化硫排放总量2 117.6万t, 氮氧化物2 337.8万t, 监测的466个市 (县) 中, 出现酸雨的215个达46.1%。按照新的环境空气质量标准, 全国70%左右的城市不达标, 2013第三季度, 在对全国74个城市空气质量监测中, 污染超标天数达31.1%。2012年, 全国现有水土流失面积294.91万km2, 占普查范围总面积的31.12%。其中, 水力侵蚀面积129.32万km2, 风力侵蚀面积165.59万km2。过去20年我国因环境污染和生态退化造成的损失占GDP的7%~20%。从以上数据可以看出我国环境破坏的严重性, 环境保护日益严峻。

1.2 环境保护现状

环境保护是我国的基本国策, 我国针对环保问题相继颁布了上百条法律法规如:《中华人民共和国大气污染防治法》、《中华人民共和国海洋环境保护法》、《中华人民共和国水土保持法》等等。在新的历史时期, 党中央、全国人大、国务院更加重视环境保护, 2011年3月全国人大批准的《国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》, 把环境保护摆在了更加突出和重要的位置。“十二五”规划中提出, 面对日趋强化的资源环境约束, 必须增强危机意识, 树立绿色、低碳发展理念, 以节能减排为重点, 健全激励与约束机制, 加快构建资源节约、环境友好的生产方式和消费模式, 增强可持续发展能力, 提高生态文明水平, 十八大和十八届三中全会也将生态文明建设摆在了突出的位置。2013年中央也加大了环保预算投入, 环保预算支出为93.7亿元, 比2012年增长47.2%。在党中央、国务院的正确领导下, 经过不懈努力, 我国的环境保护工作取得了比较突出的成效, 污染形势得到了一定的遏制。但当前我国环境形势总体上仍十分严峻, 环境问题依然是制约我国国民经济和社会发展的突出问题。

2 环境保护中的政府规制及其对企业行为的影响

2.1 环境保护中的政府规制

规制属于管理经济学的范畴, 研究领域非常广泛, 但可以归纳为经济性规制、社会性规制和反垄断规制三大领域。经济性管制的领域主要包括那些存在自然垄断和信息严重不对称的产业领域, 主要任务之一是对自然垄断产业进行规制, 以消除垄断可能导致的低效率;社会性规制则是以保障劳动者和消费者的安全、健康、卫生、环境保护、防止灾害为目的, 对产品和服务的质量和伴随着提供它们而产生的各种活动制定一定标准, 并禁止、限制特定行为的管制;反垄断规制主要研究对象是竞争性领域中具有市场垄断力量的垄断企业及其垄断行为, 特别是由市场集中形成的经济性垄断行为[1]。从公共管理方面来说, 政府的社会性规制不同于经济性规制, 经济性规制是以经济目标为基本特征的政府对市场微观主体的某些特殊行为进行限制和监督的活动, 而社会性规制以社会目标为基本特征的政府对社会 (包括市场) 微观主体的某些特殊行为进行限制和监督的活动[2]。

环境保护中的政府规制即属于社会性规制的范畴。它指政府为了实现既定环境目标, 依据相关法律法规, 利用行政或市场手段对造成环境污染或损害的行为者采取某种程度的干预或限制措施[3]。按照对经济主体排污行为的不同约束方式, 环境管制可分为命令控制型环境管制 (CAC) 和以市场为基础的激励性环境管制 (MBI) 以及不具有强制性的执行要求的自愿性环境管制[4]。政府规制按规制强度划分为完全规制和不完全规制, 不完全规制同样对市场产生作用。刘金平等[5]在产品市场不完全竞争的情况下, 建立了环境保护的不完全规制模型, 并通过对排放漏出以及各种规制机制下均衡产量及排污总量的分析, 认为当环保部门无法将未被规制的企业纳入规制范围时, 可采取政策措施降低被规制企业的排放率, 间接减少未被规制企业的排放量, 以实现降低总排放的目标。在面对企业的污染排放时, 政府应该做的是增大对企业环境保护投入的补贴, 促进平均排放率的降低;加大中小企业的整合力度以减少排放总量;根据地区内企业数量和企业平均排放率选择最优的规制机制。

2.2 政府环境规制下的企业行为

政府规制对企业行为的影响主要表现在3个方面:环境规制对企业竞争力的影响、政府规制对外商直接投资的影响和政府规制对企业绩效的影响3个方面。

(1) 环境规制对企业竞争力的影响。环境管制对企业竞争力产生怎样的影响, 国内外的学者对此分别进行了研究。国外学者持有两种不同的观点, 传统观点和修正观点。传统观点认为环境管制会增加企业生产成本和管理费用, 造成企业利润减少, 从而对企业竞争力产生负面效应。这种观点的主要代表人物有Jorgenson等[6]。修正观点认为, 环境管制会激励企业的创新行为, 企业技术创新能够增加企业的竞争力, 环境管制与企业竞争力存在互补关系, 这种观点的主要代表人物有哈佛大学的波特。Porter[7]认为恰当的环境管制可以激励企业开发和采纳生态创新, 从而为本国企业建立起绿色市场上的竞争优势, 这就是著名的“波特假说”。

我国学者对环境规制对企业竞争力的影响的研究主要集中于采取实证研究的方法进行研究, 主要存在着3种观点:环境规制有利于企业竞争力的提升;环境规制不利于企业竞争力的提升;环境规制对企业竞争力的影响具有不确定性。

环境规制有利于提升企业的竞争力:李静波[8]选取纺织业国际竞争力的影响指标, 并根据所选取的指标对纺织业国际竞争力的影响程度进行分级, 对其进行相关性分析及回归分析, 得出加强环境管制能够提升纺织业的国际竞争力, 纺织产业要抓住低碳潮流的契机利用环境要素提升竞争优势。李创[9]选取河南省7家大型煤炭企业为研究对象, 实证分析环境管制对其竞争力的影响, 结果发现, 严格的环境管制有助于企业竞争力的提升。环境规制对企业竞争力产生负效应:解垩[10]运用Malmquist指数对1998—2004年中国31个省市自治区的工业生产率进行了分解, 同样发现减少污染物SO2排放量使技术进步下降, 增加治污投资并不显著地增加企业竞争力, 却对效率有负面影响。环境规制对企业竞争力的影响具有不确定性:王爱兰[11]基于波特理论验证的影响因素, 对“波特假设”下企业竞争力的影响因素进行分析, 认为这些因素包括企业实现“创新补偿”的影响因素和企业获取“先动优势”的影响因素, 而这些因素的发挥主要依赖于既定的外部环境和内部条件以及企业对政府环境规制措施所做出的反应, 因环境规制对企业竞争力的影响具有不确定性。

通过整理文献发现, 学者们对环境管制对企业竞争力的关系, 依然争论不休, 没有得出统一的结论。环境管制对企业竞争力的影响的不同结论主要建立在实证层面, 与采用的定量分析方法有关。在定量研究时, 他们对行业或企业采用不同的计量模型进行研究, 用各种替代指标衡量环境管制强度和企业竞争力, 因此实证结论往往不一致。由此必然涉及到的一个问题是, 环境管制对竞争力的影响机理究竟是什么, 而这恰恰缺乏理论上的深入探讨。

(2) 环境规制对外商直接投资影响。在市场竞争中, 成本加大往往意味着竞争力的削弱。在环境管制标准不统一的情况下, 如果某个地区的政府加强管制, 实施了比其贸易伙伴更严格的环境标准, 这个地区相关产业的生产成本将增加, 在市场上将会因产品价格相对较高而失去竞争优势[12]。根据比较优势原理, 环境标准较高的国家与环境标准较低的国家相比会处于竞争劣势, 一国严格的环境政策会迫使污染产业向环境标准低的国家转移或者发达国家扩大污染产品进口, 以替代本国的污染产品生产, 从而产生“污染避难所”现象[13]。“污染避难所”假说首先是由Walter等[14]提出的, 之后学者们对此存在争议。Mani等[15]提供了支持污染产业转移的证据, 发达国家执行的环境标准迫使污染产业转向环境标准较松的发展中国家。而Eskeland等[16]针对墨西哥、委内瑞拉、摩洛哥、科特迪瓦等不同工业化模式国家的FDI进行了检验, 发现相关证据也无法支持“污染避难所”假设。Ederington等[17]以美国为例, 对贸易自由化和污染避难所的关系进行了研究, 他们发现, 1974年至1994年间美国污染密集型产业并没有显著的迁移到其他发展中国家。

我国学者对FDI的研究主要围绕“污染避难所在中国是否存在”这一主题进行研究, 一种观点认为“污染避难所”在中国是存在的:吴磊等[18]在研究环境管制与FDI的区域密度分布时指出“污染避难所”在中国是存在的。另一种观点认为“污染避难所”在中国并不存在:李广浩等[19]在研究中国环境管制对FDI企业进入我国工业部门各个行业的数量的影响时, 结果表明环境规制对FDI企业进入我国工业部门各个行业的数量的增长不仅没有阻碍作用, 反而起到了很大的促进作用;并且这种促进作用随着环境管制强度的加强而急剧增加。张燕[20]以江苏省为研究样本, 对其近年来的外商投资数量、行业结构及污染情况进行了实证分析和相关关系验证, 其结果显示, 环境管制对江苏省外商投资于污染产业的行为起到了一定的遏制作用。

(3) 环境规制对企业绩效的影响。环境规制对企业绩效的影响时存在着2种不同的观点:一种观点认为环境规制会降低企业绩效。这种观点一方面认为环境规制导致企业环保投资和企业环境治理成本的增加, 而成本的增加会降低企业竞争力, 从而降低企业绩效;另一方面, 环境规制迫使企业进行技术创新, 而这有可能导致生产率的下降:如美国学者Barbera等[21]分析了1960—1980年美国环境规制对化工和造纸等产业经济绩效的影响, 得出这些产业10%~30%的生产率下降可归于污染治理投资。李志学、杨媛提出环境规制对企业绩效的影响主要是通过生产成本、企业进入以及技术创新的影响而传导的, 他们认为环境规制的实施会过程中, 由于外部成本的内部化会导致企业生产成本的上升, 从而降低企业的生产率和利润率, 进而导致企业绩效的降低;环境规制的强弱会影响企业进入门槛的高低, 环境规制强则意味着企业进入门槛高, 此时会使门槛内的企业绩效增加, 环境规制弱则意味着企业进入门槛低, 此时门槛外的企业会进入门槛内瓜分利益, 导致门槛内的企业绩效降低[22]。赵红[23]则通过建立计量模型实证检验环境规制对中国产业绩效的影响, 认为中国环境规制政策通过促进技术创新而对产业绩效产生的积极影响, 不足以完全抵消规制通过对生产成本和企业进入的作用, 而对产业绩效产生的消极影响。因此, 环境规制对中国产业绩效的最终影响结果是负效应。

另一种观点认为环境规制会导致企业绩效的增加。这种观点主要认为恰当的规制政策会激励企业进行技术创新, 从而提高企业绩效:葛建华[24]认为超越环境规制、实施前瞻型的环境经营战略, 将有利于企业通过“创新补偿”和“先动优势”获得竞争优势, 进而提高企业绩效。罗梭和梵斯以243个成长型美国制造企业为研究对象, 验证了企业实施环境经营战略与经济效益具有正相关;克拉森和麦克劳夫林、克拉森和瓦伯克、维格纳和舒奥莱特格尔同样得出实施积极的环境经营战略将使企业获得相应的财务回报、获得较高的企业绩效。

3 环境保护中政府规制与企业行为的博弈分析

3.1 环境保护中政府与企业的非合作博弈关系

近些年来, 博弈论 (Game Theory) 在分析与解决社会、经济及生态环境问题中得到了广泛应用, 它的基本观点是决策主体的行为选择受到其他决策主体的影响, 同时其行为会影响其他主体的决策行为[25]。在当今中国社会的利益博弈中, 政府与企业的博弈表现为第一部门与第二部门、权力与资本、公共人与经济人的三重博弈结构关系。在此基础上, 政府与企业的现实博弈关系又具体体现为:“双轨博弈”、“多头博弈”与“利益联盟”[26]。“双轨博弈”即在计划经济与市场经济混合的制度环境下, 政府一方面通过调节市场方式如税收政策来引导企业, 另一方面政府与职能部门又利用行政手段来直接干预企业的活动, 因而企业在双轨上与政府进行博弈;“多头博弈”即多个利益主体的博弈;“利益联盟”即政府与企业基与利益的一致性而进行的合作博弈。笔者认为, 环境保护中政府规制的目的是通过规制手段对社会污染行为进行限制, 而面对政府的规制措施时, 企业在利润最大化目标的驱使下会对政府规制产生抵触情绪, 因此政府规制与企业行为间为非合作博弈。

3.2 环境保护中政府与企业的博弈均衡策略

环境保护运动背后隐藏着复杂的利益内涵。利益矛盾导致利益博弈, 每个利益主体在博弈过程中依据理性和利益最大化原则选择最优策略, 不同类型的利益博弈所达成的各种均衡之间不可避免地存在着冲突[27]。环境保护中的利益主体主要是政府和企业。韩贵锋等[28]通过构建政府与厂商的博弈模型认为由于政府没有发挥其权威性和强制性即政府失灵, 导致政府与厂商的博弈无限次的循环下去, 从而找不到纳什均衡, 即政府与企业的环境博弈是一种动态不完全信息博弈。黄琼[29]对不同环境规制程度下寡头垄断行业企业策略行为进行了分析认为:当满足一定条件的时候, 不受规制排污企业的平均排污率小于被规制排污率时, 这些排污企业在完全规制时的总排放量, 完全规制的效果不如不完全规制;无论何种情况, 排污企业在完全规制的总排放量均小于不规制时的总排放量。姜博等[30]构建了地方政府与企业的博弈模型现阶段, 认为我国在地方政府考核体系中, 主要用GDP这一指标作为最主要的评价依据, 同时, 地方政府在财政方面的状况也在很大程度上决定于当地企业的经济能力和效益水平, 因此, 地方政府和本地企业之间有着非常紧密而多样的关系, 这种关系促使这两个社会主体之间存在明显的利益一体化的趋势, 这就造成地方政府在污染领域采取监督策略的概率要大大低于博弈均衡的概率水平;相应的, 企业采取寻租策略的概率也大大超过了博弈均衡水平。两者共同作用的结果是环境事故的出现越来越频繁。申建军[31]构建政府和企业的博弈模型, 从政府规制角度对企业制定和实施生态旅游环境保护规划的行为进行分析, 得出博弈双方的均衡策略:政府执行有效监管, 对不实施环境保护规划的企业制定适当的惩罚力度, 就可以促使企业自觉实施生态环境保护规划。

由此笔者认为, 政府规制对企业环保行为会产生一定的影响, 有政府规制的企业的环保意识大于没有政府规制的企业;政府完全规制的企业环保意识大于不完全规制的企业;当然, 完全规制的企业的环保行为未必能达到政府制定规制政策时所期待的水平, 一方面因为企业的最终目标是利润最大化, 企业在获取利益当中会或多或少的会以牺牲环境为代价, 所以完全规制只能是最大限度的减少企业的污染行为;另一方面, 由于规制政策的规范性和完善性以及实施的程度和适应性, 也会对企业环境政策的遵守和认识产生影响。

4 加强环境保护的政府规制及企业行为的对策建议

由于我国环境问题的严重性, 因此环境保护迫在眉睫。而环境问题的解决, 需要全社会的合作, 也就是各博弈方的合作。但由于政府和企业在环境保护方面存在着非合作博弈, 因此, 这种合作能否达成, 能否进行下去, 关键在于“科学制定规则, 严格执行, 全面实施”。为使环境问题得到有效解决, 使经济效益和环境效益达到“双赢”, 笔者对政府和企业以及加强环境保护方面提出了一些对策建议。

4.1 对政府提出的对策

政府在设计规制措施时, 不仅要实现企业对环境保护的重视, 而且要采取积极有效地环境保护行为, 使政府管制与企业行为达到统一。因此, 政府必须建立系统完整的环境保护制度体系, 推进生态环境保护管理体制改革。环保部部长周生贤指出, 推进生态环境保护管理体制改革的重点有六项内容:建立统一监管所有污染物排放的环境保护管理制度, 独立进行环境监管和行政执法;建立陆海统筹的生态系统保护修复和污染防治区域联动机制;健全国有林区经营管理体制, 完善集体林权制度改革;及时公布环境信息, 健全举报制度, 加强社会监督;完善污染物排放许可制, 实行企业污染物排放总量控制制度;对造成生态环境损害的责任者严格实行赔偿制度, 依法追究刑事责任[32]。

4.2 对企业提出的建议

对于企业而言, 要从源头上控制污染。首先, 在产品设计时应采用绿色理念, 尽可能的规避掉会产生污染的因素;其次, 在产品生产阶段, 减少碳消耗, 引进天然气、煤制甲烷、煤层气供应, 发展核电、水电、风能和生物质能, 提高清洁能源比重;最后, 在产品销售阶段也要严格控制企业污染行为。另外, 企业自身要建立污染补偿机制和处罚机制, 自觉遵守环保政策, 努力进行技术创新, 加大环保资金投入。

4.3 加强环境保护的对策

在此基础上, 笔者提出以下建议: (1) 建立自然资源的使用登记制度及盘查制度。对资源的使用情况各地区应详细审查, 并进行登记。在一定时期内各级政府及有关部门协作盘查并互相监督, 将结果进行公示。 (2) 建立环境保护监测预警机制, 对废气、废水、废渣及固体污染物的排放超载区域实行限制性措施。 (3) 推行节能量、碳排放权、排污权、水权交易制度, 建立吸引社会资本投入生态环境保护的市场化机制, 推行环境污染第三方治理。 (4) 改革生态环境保护管理体制。加强中央政府和社会公众对地方政策执行的监督能力, 实行不同区域地方政府相互监督机制。 (5) 建立激励措施。对本土企业和外商企业实行环境补贴制度, 拉动外商投资;激励污染超标企业自觉的进行技术创新, 减少污染行为; (6) 建立政府与公众的互信制度, 使政府与公众合作参与环境保护。

摘要：十八届三中全会强调必须建立系统完整的生态文明制度体系, 用制度保护生态环境。由于环境保护的投入成本及外部性, 作为不同利益主体的政府和企业, 在环境保护中利益博弈就会不可避免的发生。分析了我国环境保护中的政府规制与企业行为, 具体论述了环境保护的两大利益相关主体——政府和企业, 在环境污染和环境监管中的利益关系及其博弈过程。结果表明:政府虽投入大量资源进行规制, 却难有效果, 关键是由于规制政策的规范性和实施程度不够。由于政府和企业在环境保护中存在非合作博弈, 企业在政府的环境管制政策下时往往都是从企业竞争力、企业绩效等自身利益角度来实施环境保护, 因此在环境保护方面存在着滞后性。针对目前的这种情况, 从环境保护的角度对政府和企业提出加强环境保护的对策建议。

关键词：环境保护,政府规制,企业行为,利益博弈

环境保护政府规制效用 篇2

关键词：环境规制,环境管理,路径选择

当低碳经济、绿色经济、循环经济这些术语出现在企业和企业家的视野中时, 追求利润最大化的企业是否愿意采用“组织绿化”原则进行环境管理, 来组织企业的各项活动?而作为宏观管理的政府, 如何在市场经济下制定有效的环境政策引导企业进行环境管理?企业环境管理作为一种没有严格约束力的环境管理方法, 它和环境规制存在哪些内在的联系?为了推动企业的环境管理, 政府又应该提供什么样的环境规制?现实中二者的不和谐使人们产生了疑问, 是政府的环境规制政策失效, 还是企业的执行力度太差, 政府的环境规制和企业的环境管理在环境保护方面存在着冲突?因此可以看出, 协调好政府环境规制和企业环境管理之间的关系对未来中国经济的可持续发展以及企业的可持续发展具有重要的意义。

一、政府环境规制的必要性

在不同的经济发展阶段, 对劳动财富与自然财富之间的关系认识呈现出不同的特点。劳动财富在经济水平较低的阶段处于主导地位, 国家为了满足人们的普遍要求会将主要精力用于快速发展经济, 在创造劳动财富的同时可能会暂时忽略甚至牺牲自然财富和人文财富。而当经济发展到较高水平时, 劳动财富所带来的效用会越来越小, 而自然财富的价值将逐渐显现。随着中国经济的快速发展, 由环境问题所带来的自然财富的损害越加突出, 人们对环境质量的要求也逐渐提高。由于资金和竞争的原因, 在短期内, 企业往往会忽视生产力提高所导致的环境创新机会, 因此, 需要政府的引导和支持去从事有利于环境保护的创新, 而环境规制正好提供了导向作用 (Simpsonh and Bradford, 1996) 。环境污染会带来负的外部不经济, 导致企业成本和社会成本之间存在差异, 政府为了达到经济发展和环境保护相协调的目标, 需要缩小这种差异, 因此会制定相应的政策和措施调节企业的经济活动, 这就是环境规制 (臧传琴、刘岩、王凌, 2010) 。企业长期处于固定技术变化、不完全信息、组织惯性的限制, 很难使个人目标和组织动机相协调。适当的规制通过传递潜在的资源无效和提供信息激励企业强调这些无效率。减少在环境管理中的投资不确定性, 创造对变革的灵活性 (王爱兰, 2005) 。Porter和Van der Linde (1995) 提出, 政府环境规制的作用在于, 通过对企业施加外部压力来克服其组织的惰性, 促进创新;政府虽不知道如何真正提高企业效率, 但可以警示低效率, 推动具有环保导向的创新, 保证企业环境创新竞争的公平性, 保证环境质量底线, 并逐步改善环境质量。因此适当的环境规制有利于促进企业积极创新并提高资源生产力, 从而能够提高企业的生产效率和竞争力。

在传统的经济学理论中, 市场扮演了资源配置的基础角色, 而在关注可持续发展的绿色经济下会面临生态环境、自然资源等天然公共品的外部性以及信息不对称等若干问题, 市场机制的功能发挥在绿色经济中会受到很大制约。如果缺乏其他的支持因素, 比如法律保证、社会公正、政治稳定、贸易自由等, 过分强化市场机制而削弱规制, 那势必会加剧环境的恶化, 尤其是对发展中国家而言 (经济与合作发展组织, 1996) 。因此需要发挥政府的作用, 政府通过恰当的制度安排, 设置一系列自然资源限量和生态环境阈值, 限制经济主体的经济活动。市场的作用就是在此限制条件下如何提高资源和生态环境的利用效果。经济的发展使得世界各国政府都逐渐意识到要发展经济就必须解决环境问题, 否则环境问题将会成为制约经济发展的障碍。由于在解决外部性时市场经济存在着天然的缺陷, 因此必须要发挥政府的作用, 进行环境规制。为了控制企业在生产经营过程中产生的环境破坏和环境污染等问题, 各国政府都制定了相应的环境管理政策和规章制度, 期望企业在遵守规制的同时提高企业的环境绩效, 改善环境状况, 引导企业和社会走可持续发展的道路。

二、企业环境管理的理论基础:合法性

合法性强调了一种状态, 是对主体行为适当性、可接受性和期望性的社会判断, 是指在一个由社会构建的规范、价值、信念和定义的体系中, 企业的行为被认为是可取的、恰当的、合适的一般性的感知和假定, 企业通过价值和规范的传播达到规制的要求以获得合法性。企业通过制度传递信息以表明自身进行了最好的实践, 使他们的行为合法, 以此降低不遵守规制 (即不妥协) 带来的风险和不确定性, 以及减少因破坏环境所带来的不合法活动。通过行业联盟或联合, 企业释放价值和标准, 产生行业标准, 然后重新制定行业价值和标准。像国际贸易协会可以发布可持续发展的商业章程。不同的行业协会制定本行业的价值和标准, 影响了环境政策的制定, 最终的结果是形成了体现协会价值观的一系列权威的专业标准。通过自我规制, 企业逐渐创造了保证自身权力的新的关系。Branzei和Vertinsky (2002) 发现在有完善制度的国家, 规制压力效果不显著, 反而不正式的标准和价值观对较低环境业绩的企业更加重要。ISO14001是第三方认证的环境管理系统, 认证加强了企业对环境的保护和国际化。如果没有得到认证, 公司将无法和那些获得认证的公司获得同样的机会。这主要有两个原因:任务的可见度和环境影响的不透明。任务可见度是指一个公司项目的范围很容易被观察或吸引公众的注意力, 而环境影响的不透明是指公司的任务对环境造成的影响外部的利益相关方很难测量和理解。当企业的任务高度可见和环境影响透明, 那么程序上的合法性问题就变得容易。除了认证和自我规制, 环境或生态标签也反映了行业标准, 是政府对行业设定标准的另一种形式。竞争者的环境活动可以发展成标准从而强制企业改变他们的市场活动。

现存的规则是不会被取消的, 而只会得到加强和补充, 无论国外还是国内都是如此。针对环境对经济活动的影响采取一定的管理已经成为企业决策的一个重要方面, 尤其对那些开采资源和污染密集型企业, 无论是从明确意义还是从隐含意义上讲, 进行环境管理都是企业战略的一个关键方面。对许多公司而言, 正确的环境管理会为它们在推出新产品、消减成本或是提高营业利润方面提供机会。目前尽管在量化环境管理以提高现金流量来表示收益方面还是一件困难的事情, 但是公司仍然可以从其环境战略中获得可观的利益, 而这些利益却常常被高级管理者或股东在评价公司业绩时所忽视。如公司减少了遭到罚款、环境诉讼和承担或有责任的可能;避免了受到进一步的规制干预的可能, 这种干预往往会严重影响企业的收益, 并且很可能失去长期竞争力;或避免了恶化的公众关系。

三、政府环境规制和企业环境管理的现实冲突

(一) 利润最大化的再认识

如果利润最大化是企业的主要目标, 那么这个目标会对社会产生一些影响。追求利润最大化的企业追求的是经济绩效而忽视环境问题, 往往会回避或减少防治环境污染和公害的费用, 通过损害自然环境来达到私有边际收益等于私有边际成本。这种行为模式损害了其他社会成员的利益, 促使利益受损的社会成员采取行动惩罚此类企业, 以维护他们自身权益。面对将损害企业绩效的惩罚措施, 企业不得不做出调整。而且对于一个企业经营者, 他经营企业时的偏好与目标并不是在经营企业之前就得到明确界定、一成不变的, 即使我们可以一个企业经营者进行经营活动之前的目标模糊地定位为“利润最大化”或“股东价值最大化”, 但随着企业的发展及其经营活动的逐步进行, 他也常常难免不由自主地偏离“利润最大化”或“股东价值最大化”的方向, 转而关注其他一些问题, 例如企业社会责任问题或环境责任问题, 而这些问题有时是与既定目标相互冲突的, 有时则与目标毫无瓜葛, 没有什么关系。与企业规模的扩大相适应, 与企业所处发展阶段的不同及其所面临环境的不同相适应, 企业经营者往往因此而不断调整经营目标。在经营某企业的漫长过程中, 即便企业产权界定明晰, 企业经营者所关注的问题乃至其观念、逻辑仍然会发生变化。此外, 被利益驱动的行动所产生的结果, 往往是由更为宏大的环境所决定的, 而不仅仅是行动本身带来的。也就是说, 在决策围绕既定目标而做出理性选择的情况下, 外在于行动者的客观结构将会对行动的结果产生重要影响, 行动者本人的决策并不能完全地控制或掌握行动的结果。《企业不败》一书的作者詹姆斯·柯林斯和杰里·波拉斯通过对18家目光远大的公司和18家对照企业长达6年的深入研究后得出结论:“与商学院的教义相反, 我们并没有发现‘最大限度地增加股东财富’或‘赚取最大利润’是大多数目光远大的企业发展过程中最重要的推动力或最重要的目标。他们通常追求好几个目标, 而赚钱只是其中的一个, 而且不一定是最重要的一个。”他们进一步分析指出:“企业常常追求范围更广泛、意义更深远的理想。追求利润不是主要的, 但是目光远大的企业在追求理想的同时往往又能得到利润”。实证研究表明, 股东利益最大化既不是财务管理的唯一目标, 也不是其最重要的目标 (Pike and Dobbins, 1986) 。MachaelRion (1986) 指出企业太过强调生产目标、市场影响和利润, 就会引发像危险产品、环境污染、经济困难以及厂区面临倒闭等诸如此类的问题。Bart (1997) 对一些由于不关心利益相关者而失败的企业进行研究后发现, 过于关注股东利益最终会导致企业无力保护股东价值。

(二) 政府的多重角色带来规则失灵

在企业环境管理的发展历程中, 政府扮演着三类角色:规制者、推进者和监督者。作为规则者, 政府需要制定与环境相关的法律法规, 建立一系列的具体环境技术标准引导企业进行环境管理。这是基于市场失灵的传统理论对政府规制的基本需求。政府通过环境法律法规对企业损害环境和自然资源的经济行为进行必要的干预和约束, 使企业行为与社会目标相一致, 同时预防和排除了引起市场失灵的因素, 实现了最优化的资源配置。推进者是政府运用自身行政资源, 开展宣传、倡导环境意识, 积极推进环境问题的责任研究等工作, 推进企业环境管理, 同时通过政府采购等措施对开展环境管理的企业给予经济上的奖励, 引导企业环境管理流向, 激励企业主动进行环境管理。监督者是指政府制定出具有强制约束力的法律规范后, 应有效运用行政手段、审计和认证等方式对企业环境管理进行监管。加大对损害环境行为的监督和处罚力度。

需要注意的是, 规制本身就是对产业或某些经济现象的一种制度安排。在传统的规制理论中市场结构、产业的自然垄断性等外部环境是导致无效率的规制结果的主要原因。经济学的前提是资源的稀缺性。但政府的“特许、配额、许可、批准、同意”等都容易造成任意或人为的资源稀缺。这种稀缺就意味着寻租的存在。这种现象不仅使生产经营者提高经济效率的动力消失, 而且还极易导致整个经济资源大量地耗费于寻租活动, 并且通过贿赂和宗派活动增大经济中的交易费用。而且随着信息经济学和博弈论的逐渐成熟, 人们认为政府在对企业等利益主体进行规制时实际上面临着严重的信息不对称问题, 企业拥有更充分的信息, 而政府则缺乏必要的信息。因此, 政府对企业的规制就可能面临隐藏行动或隐藏信息的道德风险问题或逆向选择问题。因此, 遵循更广的委托——代理理论的原则, 政府要考虑如何采取措施以防止信息不对称问题而导致资源利用的效率损失。

四、环境规制与企业环境管理的路径选择

(一) 将环境作为一种生产要素

将环境作为生产要素, 可以将传统生产要素理论中忽略的环境中非物的能力部分内化到生产要素中, 使之与作为“物”的土地生产要素并列。企业的环境生产要素在市场中进行交易, 可以得到以最少的花费保持环境质量的效果, 使环境要素的利用率达到最大化 (李利军, 2005) 。将环境作为生产要素后, 既能体现投资功能性, 又能避免单纯追求增值的局限性, 这样与经济系统结合得更紧密, 更能体现环境的价值, 体现的是整体环境的属性, 反映了环境的稀缺性和有价性, 纠正了长期以来环境参与财富形成却被忽视的现象。同时减弱政府在环境治理中的强势地位。长期以来, 我国环境资源的使用和管理由国家统一调整。包括环境影响评价制度、排污收费制度、环境保护目标责任制度、排污申报登记与排污许可制度等, 政府的强势规制地位比较突出。但由于信息不对称的存在, 政府的规制成本较大, 规制效果并不理想。而将环境作为生产要素进入市场交易体系, 作为生产要素使用成本体现在市场机制中, 这就必然会对企业节能减排产生压力和驱动力, 促使企业重视环境管理, 最终在市场对环境生产要素的有效配置下, 进行清洁生产、环境减量化使用和循环使用, 达到低代价的经济增长, 从而实现宏观和微观经济主体的共同可持续增长。当然, 环境领域的市场调节对政府有更大的依赖性, 需要市场机制和政府机制结合起来。传统的环境与经济的关系处于对立和割裂状态。而现代环境与经济的关系处于补充论, 主体论和主导论。环境的资本性开始起作用, 并且越来越强。对于经济发展, 环境成为了一种资源、一种资本。联合国“综合环境与经济核算体系”中早以将自然环境视为环境资产, 而在低碳经济时代, 环境已经成为企业资本, 而且也是一种高级的资本。

企业环境管理的内在逻辑是, 作为一种稀缺资源, 环境已经成为一种与货币资本、人力资本具有同等战略重要地位的环境资本。因此, 企业持续发展中的资本要素在结构和内涵上都发生了重大改变。传统经济发展模式所带来的负外部性问题无法得到较好的解决。通过将环境资本由经济增长的外生因素转为内生因素, 建立新的经济发展模式, 促使环境资源的价值不断体现出来。在环境资本和新的经济发展模式的推动下, 进行企业环境管理不可避免。

(二) 超越规制:以价值观为核心的企业文化对企业环境管理发挥着重要调节作用

企业内部的制度因素——企业内部文化也会对企业进行环境管理的方式和水平产生重要影响。理论界普遍认为, 组织文化是一个组织在适应内外部环境时创造和产生的基本假设模式, 共享的理念会形成企业的价值规范导向, 它对组织与利益相关者关系会产生不可忽视的影响。由于企业文化在处理环境问题和利益相关者关系时采用不同的策略和方法, 从而会对社会绩效产生影响。在不同的文化和身份导向下, 组织对于外部制度压力有不同的感受性 (Delmas, 2008) , 即组织文化导向会对制度压力和企业社会绩效的关系产生权变影响。

在相同的社会和经济环境中, 不同企业对于同一变化的反映大相径庭, 环境领域内的研究显著地表明:类似行业中的不同企业对法律和市场变化的反应通常相差甚远 (Ulrich and Ralph, 2006) 。这种差异必须以基本的价值观、行为规范以及企业的文化为出发点来研究。企业文化主要是由内在的以企业价值观为核心的因素 (包括价值观、信念、态度等) 和外在的具体行为所构成。而企业价值观是企业或企业中以企业家为核心的全体或大多数成员对评价对象及其价值性的基本一致的看法、评价和判断, 是企业成员共享的价值观, 是企业在其成长的存续发展过程中形成的, 为全体或大多数成员所认同并乐于接受的群体意识和价值取向, 是一个企业的基本思想和信念。企业价值观一旦形成便会对行为主体及其行为产生影响和支配作用, 支配和引导企业的整体思维方式、行为方式与行为选择。如一些企业进行环境管理以遵守环境规制会比其他企业做得更好, 甚至超越环境规制的要求。即不同企业在相同条件下对同一环境所做的不同分析、评价和判断, 主要就是由各自不同的基本价值取向 (或价值判断标准) 所决定的。企业价值观是通过互动而不是命令和提倡来发展的。当环保意识逐渐渗透到企业价值观时, 会对企业的目标和程序产生影响。当然, 这种渗透需要得到管理人员的认可, 将环保意识合法化。由于企业文化或企业价值观不是可以操纵和控制的“东西”, 合法化并不意味着积极的“构筑”, 只是意味着“许可”;合法化应包括积极地把环保提升为企业目标、行为准则、价值观的一部分, 使企业的行为发生改变, 这关系到企业价值系统的进一步发展和改进。

组织深深地嵌入社会与政治环境之中, 组织的结构和实践通常是反映了或回应于比组织更大的社会存在的规则、信念和惯例。因此, 应该超越单个企业的利益约束, 从场域层次的认知、规范、规制等社会制度压力来看待企业的环境管理行动, 企业进行环境管理是依赖于制度压力与组织间互动, 以获得企业合法性的目标。企业文化已经被认为是成功企业的一个重要因子。企业文化是企业在长期生产经营过程中形成的管理思想、管理方式、群体意识和行为规范。如果企业文化与企业竞争战略相适合, 企业文化可以强有力地巩固一种基本战略以寻求建立竞争优势, 企业文化是获取竞争优势的一种手段, 而不是目的。巴尼 (1980) 曾经归纳出文化作为企业竞争优势来源的三个基本条件: (1) 对企业而言, 文化是有价值的; (2) 作为持续竞争优势的来源, 文化必须是企业所特有的;第三, 企业文化必须是难以被其他企业所模仿的。因此, 企业进行环境管理时超越规制是将环境内嵌于企业文化中, 同时获得了持续的竞争优势。

(三) 环境管理的有限秩序原则

Tuzzolino与Armandi (1981) 提出企业的需求层次类似于马斯洛的个人需求层次理论。企业的基本需求层次是生存需求, 此层次企业关注利润的保持和增长。第二层次是企业的归属需求, 此层次企业着力于和行业协会建立密切的关系, 并与政府 (立法者) 讨价和合作。第三层次属于地位需求, 此层次企业通过市场份额、产品和价格主导、形象建立等途径获得领导地位。第四层次企业自我实现的需求, 此层次企业会关注员工的关系以及企业在社会公平、消除污染等方面需要承担的社会责任。

根据企业的需求层次, 不同发展阶段的企业对环境管理的广度和深度存在差异。不同的公司, 如现代化的大公司和非现代化经营的小公司由于规模和能力不同, 因此在进行环境管理时应有所不同, 即环境管理的有限秩序原则。企业进行环境管理是和企业的能力相关的, 随着企业能力的增强, 企业环境管理的内容逐步扩展, 企业进行环境管理有一个过程, 每一阶段的环境管理水平决定于该阶段企业的能力。在第一阶段企业处于成立初期, 首先需要满足生存, 因此经济利益要高于环境利益。而在第二阶段, 企业的规模和实力经过一段时间的发展和积累得到了一定的增强, 但还不够强大。此时企业的环境管理工作将关注企业内部对环境的影响及环境绩效, 实现环境绩效和经济绩效同时发展。第三阶段, 企业的实力得到了进一步增强的同时具有了一定的社会影响, 此时, 企业的环境管理工作就会关注包括企业内部在内的所有利益相关者的利益, 实现经济效益、环境效益和社会效益的共同发展。

总之, 环境越来越成为一种稀缺资源, 政府越来越意识到环境问题对经济发展的影响作用, 因此在制定环境政策时会越来越严格。企业必须适应这种变化, 迅速做出反应, 建立新型的源头治理的动态环境管理模式, 以改变传统的尾端治理的被动模式, 使企业健康可持续地发展。

参考文献

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[5].黄平, 胡日东.环境规制与企业技术创新相互促进的机理与实证研究[J].财经理论与实践, 2010 (1) :99-103。

[6].李利军, 李艳丽.环境生产要素理论研究[M].北京:科学出版社, 2010.

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[8].方时姣.生态环境要素禀赋论与国际贸易理论的创新[J].内蒙古财经学院学报, 2004 (1) :97-99

环境保护政府规制效用 篇3

一、农业的碳减排潜力

从产业低碳化发展角度来分析, 农业的碳减排潜力巨大。2009年, 由于化肥、农药、农膜生产及农业机械折旧导致的隐含碳排放量达325 Mt CO2, 是能源消耗CO2直接排放量的2.3倍, 比2000年增加了28%。[1]而且, 农田具有很强的土壤固碳能力, 可以更有效地减缓气候变化, 通过提升土壤固碳能力还可以提高土壤质量。土壤固碳效应是指土壤吸收大气中的碳并使其固化在土壤中的作用。土壤固碳效应可以减少大气中的二氧化碳排放, 缓解温室效应, 对解决地球变暖问题具有重要意义。因此, 积极实施少、免耕作业和秸秆还田等措施, 既可以提升农田土壤封存有机碳 (SOC) 的能力, 也可以有效推进农业的低碳化发展。[2]在有些国家, 农业的低碳发展模式早已经积累一定的经验, 而且被其他国家所借鉴, 在我国, 有关农业节能减排的技术也逐渐在农村中广泛应用, 很多专家与学者对农业低碳发展的措施与成效从不同角度进行了研究。

二、河北省农业低碳发展潜力

河北省地域辽阔, 面临渤海, 背靠山地, 平原展布在东南方, 受地理位置、地势和地貌等的影响, 气候差异显著。北部坝上及北部山区地势高, 纬度低, 气温普遍偏低, 昼夜温差大, 适宜于种植特种植物;中南部地区气温偏高, 光能潜力充足, 对农作物生长十分有利。燕山和太行山耸峙于河北省的北部和西北部, 它们面对渤海, 在东南湿暖气团北上西进时, 在迎风坡多形成地形雨, 年平均降水量为600~850毫米以上, 成为多雨地带。由于河北省降水集中在6~9月, 与光照佳期3~9月大体吻合, 十分有利于农作物和草木生长。[3]根据河北省当前的农业生产条件与生态状况分析, 河北省适合逐步推进农业低碳化发展模式, 而且具有一条的优势基础。

(一) 土壤质量好, 固碳潜力大。

河北平原98.68%的土壤符合无公害要求, 97.98%区域的土壤达到绿色农产品产地土壤环境质量标准, 这说明河北大地土壤环境质量优良。依据我国《土壤环境质量标准-GB/T15618-1995》, 河北平原一级土壤面积比例在93%以上, 一、二级面积比例之和高于99%, 适用于农田、蔬菜、果园等用地。据河北省1979年第二次土壤普查数据估算, 20世纪70年代末河北平原土壤有机碳总储量为123.84百万吨, 2005年土壤有机碳总储量为176.85百万吨, 净增53.01百万吨, 26年中增加了42.8%, 全区大范围内有机碳含量增加, 显示出“碳汇”特征。[4]

(二) 农业机械化水平较高。

农业机械化水平是农业现代化发展程度的重要标志, 农业机械化水平的提高, 有利于促进农业低碳发展的能力。从河北省的农业机械化水平来看, 2012年, 全省机耕面积540.2万公顷, 占农作物总播种面积的61.5%, 比2011年提高0.7个百分点。机播面积645.2万公顷, 占农作物总播种面积的75%, 比2011年提高1.5个百分点。机收面积421.0万公顷, 占农作物总播种面积的47.9%, 比2011年提高5.6个百分点。[3]2005年, 农业机械总动力为8487.2万千瓦, 大中型拖拉机10.1万台, 节水灌溉机械3.5万套, 而2011年农业机械总动力已达到10349.2万千瓦, 大中型拖拉机19.8万台, 节水灌溉机械4.5万套。这显示出, 河北省农业发展中农业机械化能力方面具有一定的显著优势, 为减免耕作业奠定了基础条件, 也为农业低碳发展创造了很好的条件。

(三) 农产品竞争力不断上升。

从生产能力来看, 2000年河北省粮食播种面积为6918.7千公顷, 产量为2551.1万吨, 2011年粮食播种面积降为6286.11千公顷, 产量却提升至3172.60万吨;棉花的产量由2010年的56.95万吨, 增加到65.34万吨。从对外贸易来看, 据海关统计, 河北省农产品进出口总值由2001年的7.7亿美元增长至2010年的33.9亿美元, 年平均增长率达17.9%, 其中出口年均增长率为12.1%, 进口年均增长23.2%。2013年7月份河北省农产品进出口2.8亿美元, 环比增长9.6%, 其中出口1.2亿美元, 环比增长1.5%;进口1.7亿美元, 环比增长15.9%。总之, 河北省农产品无论从产量来看, 还是从进出口贸易来看, 竞争力都呈现出明显增强的趋势。

三、政府推进农业低碳化发展的建议

低碳经济就是要实现低能耗、低排放、低污染的生产模式, 实现低碳化发展的关键是要实现技术创新、制度创新和发展观的转变;促进低碳农业发展要将资源高效利用、绿色产品开发、发展生态经济作为重要的核心, 要在农业的发展中实现科技进步、产业升级、提升固碳减排技术。在农业低碳化发展背景下, 需要从生产和生活等多角度探讨低碳背景下推进河北省农业低碳化发展的环境规制策略。

(一) 加强农业生产过程中的环境监管措施, 推进配方施肥的应用与普及。

对农业生产和生活当中的乱用农药等污染环境现象及不科学的生产方式, 应通过环境管制措施予以减少和杜绝, 要积极推广根据作物需肥规律、土壤性能等特点, 合理配制氮、磷、钾等微量元素的有机肥料, 科学合理使用农药。

(二) 制定农业低碳生产的环境奖惩措施, 有效推进农业生产清洁低碳化。

对于有意破坏生态环境的不科学生产的主体要制定惩罚措施, 使其对自己的行为付费, 而对于积极采用农业生产清洁技术的主体, 要制定一定的奖励措施, 使人们在观念上树立绿色植保的理念, 自觉防止土壤污染, 绿色生产, 科学使用农业机械, 提高农业生产者低碳化作业的积极性。

(三) 加强农村生活低碳化发展的环境规制措施, 强化农业低碳化发展的成效。

在农业生活中要注重废弃物的再利用与循环利用, 科学处理农村生活垃圾。比如:处理垃圾上卫生填埋虽然成本较低, 但永久占用大片土地, 不利于低碳化发展;如果是焚烧又会排放大量的温室气体, 而利用两相发酵工艺对农村生活垃圾进行资源化处理的成本较低, 可以实现低碳排, 更适合处理农村生活垃圾。在处理农村生活垃圾方面, 我们需要不断完善环境规制措施, 积极推进科学合理的处置方法, 有效地保护农村生活环境。

综合以上分析, 河北省在农业现代化发展方面取得了一定的成绩, 一些优势条件为农业的低碳化发展创造了条件, 在此基础上, 我们还需要通过环境规制措施进一步推进农业的低碳化、现代化发展, 为实现经济低碳化发展作出更进一步的努力。

参考文献

[1] .李惠钰.农业应向低碳化科技化方向转型[J].和讯科技, 2012, 6

[2] .王世航等.推荐管理措施情景下黄淮海地区旱地土壤固碳潜力模拟研究——以河南省获嘉县为例[J].生态环境学报, 2011, 3:11~16

[3] .河北频道.气候条件[EB/OL].[2009-7-10]http://heb.hebei.com.cn/xwzx/hbpd/xwzxrshb/zrdl/200907/t20090710_114335.shtml

[4] .中华人民共和国国土资源部.河北农业跨越式发展的潜力在哪里[EB/OL].[2012-5-18]http://www.mlr.gov.cn/xwdt/dfdt/201205/t20120518_1099917.htm

环境保护政府规制效用 篇4

随着人类对资源需求的日益增长以及环保意识的不断提高,再生资源回收利用逐渐成为各国经济可持续发展战略的重要举措。目前,发达国家纷纷制定针对废旧(end of life,EOL)产品回收的法律法规并不断加以完善[1];虽然我国在该领域的法规建设相对落后[2],但已受到政府的日益关注。国家发展和改革委员会指出:“十二五”期间,我国将进一步提高废弃物资源化水平,推进对于废弃电器电子、废旧零部件等可再生资源回收利用的财政补贴,以尽量抵消制造业中回收再制造以及环保零部件采购等环节的投入,激励企业积极实施可持续发展的绿色制造战略[3]。

资源价格的提升和相关环境规制的出台,迫使企业开始重视产品的回收再制造过程。再制造是一种生产战略,目的是利用EOL产品进行再生产,既能有效处理EOL产品的环境污染问题,又能获取其剩余价值[4,5]。相比新材料生产方式,再制造成本较低:再制造生产的产品价格通常低于新材料生产产品的20%~40%,而其成本却只有后者的40%~65%[6]。再制造产业目前在我国处于起步阶段,主要集中在机械再制造、汽车零部件、部分电器电子、再生金属等产业,其产品具有模块化、易修复、可重用等特性,便于加工处理(检测、拆卸、分类)。绿色设计(design for environment,DfE)在产品生产制造的每个环节都考虑其环境属性(如安全、再循环能力等),是实施再制造战略的重要手段[7,8]。目前,很多国际知名企业已开始关注和实施DfE,如Apple、Sony、IBM等公司在DfE上的预算投入比例逐年提高[9]。在此背景下,政府如何制定环境规制以及再制造供应链成员企业在环境规制下如何作出相应决策是双方面临的现实问题。

已有不少学者对基于环境规制的政府与企业间的博弈问题进行了探讨。Chen等[9]利用微分对策建立了环境规制下制造商的定价模型,得到制造商采取适当的定价策略能够实施生产者延伸责任(EPR)制度,以及政府提高规制标准能引导制造商逐步提高产品回收再利用水平等结论。Zhu等[10]通过案例分析证实了政府政策支持能够提高企业经济和环境绩效,有利于企业进一步整合和绿色化整条供应链。代逸生等[11]考虑废旧电子产品逆向物流的构建和运作,建立了政府与企业间基于环境规制的博弈模型,得出双方的优化策略。Hammond等[12]利用变分不等式理论建立了闭环供应链网络均衡模型,讨论了政府环境法令对成员定价和利润的影响。另有一些学者在研究政府对企业回收再制造活动决策影响时考虑了政府财政政策。Tsai等[13]分析后指出,政府制定有效的经济激励手段可以使EOL产品得到有效回收,包括补贴制度和产权制度等。Sheu[14]结合台湾的电子行业,采用非对称纳什讨价还价博弈模型,分析了政府财政补贴对几种不同的逆向供应链模式中成员企业协调合作的促进作用。张保银等[15]针对政府引导企业进行EOL产品回收的道德风险问题,提出了含有补贴和奖惩因子的激励和监督机制。王文宾等[16]设计了七种不同情形下政府与成员企业间的激励契约,得到政府对制造商或回收商实施奖励机制均能有效协调逆向供应链成员运作等结论。Webster等[17]基于制造商与再制造商的竞争体系,研究得到EOL产品回收法律的实施有助于激励回收再制造活动、实现制造商和再制造商两者收益的帕累托改进等结论。

以上学者的研究为政府制定和实施相关环境规制以及引导企业回收再制造提供了重要借鉴。但是,上述文献中涉及政府环境政策制定时往往只考虑政府法律法规或财政政策一种情形,其中研究后者对企业再制造的影响时大多只考虑政府补贴、产品价格、EOL产品回收率等变量,而在实际再制造供应链运营中,政府与成员企业间的博弈往往还涉及企业风险规避程度、企业努力程度、市场不确定性程度等因素。此外,很少有文献考虑政府为扶持回收处理商发展而向制造企业征收回收处理费用以设立EOL产品回收处理基金的情况。同时,也鲜有文献考虑企业DfE实施的影响作用;实际上,企业积极参与DfE活动能使其EOL产品更顺利地进入再制造供应链,是贯彻EPR制度的重要举措。

为此,本文以再制造行业初步发展的现实国情为研究背景,基于政府法规和财政工具相结合的环境规制政策,考虑再制造商DfE参与程度、回收处理商回收努力程度、市场不确定性程度等因素,建立政府与再制造供应链成员间的双层规划模型。基于对该模型均衡解的求解过程,设计再制造供应链系统内成员间的激励机制,分析政府财政工具对系统成员决策行为和期望收益的影响,并讨论各相关因素对政府环境政策的影响。

1 模型背景描述

1.1 模型框架

本文首先提出政府环境规制影响下由单个再制造商和单个EOL产品回收处理商构成的再制造供应链系统的决策模型框架,如图1所示。回收处理商从消费者群体回收EOL产品并进行再处理,由此得到能被再次利用的半成品材料(以下简称处理品)按事前与再制造商签订的契约交付给再制造商,再制造商将处理品作为原材料进行产品再制造(纯粹的再制造商完全以回收再制造方式进行产品生产),最终将新产品投放市场。政府一方面通过制定环境法规促使再制造商对处理品的再利用率达到一定标准,以实现生产者社会责任;另一方面使用财政工具设立EOL产品回收处理基金,要求再制造商履行该基金的缴纳义务,所设基金用于补贴回收处理商的EOL产品回收处理活动,以期激励再制造商积极实施DfE活动,并提高回收处理商对EOL产品的回收努力水平。

1.2 模型相关定义

1.2.1 关于政府

政府使用财政工具设立EOL产品回收处理基金,该基金来源于再制造商,补贴给回收处理商,从而使后者更有动力进行EOL产品回收处理,为前者的产品再制造提供保障。设f为政府向再制造商征收的单位产品回收处理费用,s为政府对回收处理商的单位EOL处理品补贴额。需要指出的是:财政工具以平衡预算(回收处理费用总额与补贴总额相等)为前提,即政府财政利润为零。此外,政府制定环境法规要求再制造商的处理品再利用率必须达到规定标准,本文假设再利用率标准值为ξ0。

1.2.2 关于再制造商

再制造商以处理品为生产原材料。假设新产品市场需求量q与市场价格p呈线性负相关,表示为q=a-bp(a,b>0),其中b为需求价格弹性系数。为简化分析,假设产品边际制造成本与单位产品平均制造成本一致,均为cr。

再制造商在产品制造的过程中对处理品的使用存在一定再利用率。处理品由于自身绿色度、现有生产设备、技术等原因,往往不能完全被再次利用,对处理品的再利用率在一定程度上能够反映再制造商对于政府环境规制的遵从程度。在现实运作中,为达到政府规定的ξ0值,再制造商需要实施相应投资(如生产设备、技术研发和人员配备等)。此外,再制造商还需要承担一定的社会责任(包括生产环境环保安全、废弃物达标排放等,再制造商未达到规定的ξ0值或未履行社会责任将受到政府的惩罚)。假设再制造商为履行社会责任而支付的相关投资费用I1与ξ0呈线性正相关,表示为I1(ξ0)=Enτ0ξ0,其中,τ0表示我国生产者社会责任标准,En为与政府规制和生产者社会责任标准相关的常量,En>0,可以理解为:当再利用率ξ0=1且社会责任标准量化为τ0=1时,En即为再制造商需投入的费用I1;该表示方法也被文献[9,18]应用。

此外,本文假设再制造商在D f E上的投入程度为d(涉及D f E技术研发、工艺调整、设备改进、环境系统完善以及物资管理水平提升等方面;再制造商在D f E活动中投入程度越大,再制造产品越易于再循环利用),相应支付成本为I2(d)=md2/2,其中,m表示d对支付成本I2的影响系数。再制造商实施D f E将提高产品的再循环能力,该能力以可重复利用性(在产品构成中可循环材料所占的比例)、可拆卸性和可回收性等环境属性作为衡量指标[19?20]。

1.2.3 关于回收处理商

假设回收处理商的EOL产品回收量qt=Q+ke+ε,其中:e为回收EOL的努力程度(包括人员培训及配置、回收渠道拓宽、广告投入等);Q表示不依赖于回收努力的初始回收量;k表示e对qt的影响系数,k>0;ε为外生不确定性因素,假设服从正态分布ε~N(0,σ2)[21]。需要指出的是:回收处理商回收EOL产品的来源并不局限于本文模型中的再制造商(简称合同再制造商),还包括市场上其他制造商和再制造商。假设合同再制造商的EOL产品回收量为φqt,其中φ∈(0,1)表示合同再制造商的回收量占总回收量的比例。此外,假设回收努力成本c(e)=he2/2,其中h为努力成本系数,h>0。

由于再制造商贯彻D f E理念,在产品开发设计、生产工艺改进等过程中加大投入,提升了资源再循环能力,使得回收处理商对其EOL产品更易于加工处理。再制造商在D f E上的投入将降低回收处理商对其EOL产品的单位加工处理成本,该成本表示为cpro(d)=Ct-βd,其中:Ct表示不依赖再制造商D f E投入程度的初始单位处理成本(为简化分析,也可以认为是回收处理商对来源于其他制造企业的EOL产品的单位处理成本);β为再制造商D f E参与程度d对cpro的影响系数,β>0,β值与回收处理商自身EOL产品加工处理设备、加工技术等因素有关,β越大表明回收处理商对EOL产品的处理能力越强。此外,设ccol为回收处理商单位运营成本(涉及运输、库存等费用,不包括加工处理成本)。

结合再制造商D f E参与程度d,给出回收处理商与再制造商签订的契约S(d)为

其中,pt为EOL处理品的销售单价;r为回收处理商对EOL产品的加工处理率(EOL产品处理量占EOL产品回收总量的百分比);α为d对契约S(d)的影响系数,α>0,现实中,α的取值与再制造商和回收处理商之间的信息不对称性有关,关键取决于两者的相对谈判能力,再制造商的谈判能力越强,则α越大。

1.3 模型假设

为便于问题的阐述和分析,本文对模型作如下假设:

(1)再制造商与回收处理商均为完全理性,即根据各自期望利润最大化的原则进行决策;

(2)再制造商通过回收再制造方式生产的新产品与市场上同类新产品是同质的;

(3)回收处理商将加工处理后的全部EOL处理品按照事先签订的合同交付给再制造商,即回收处理商的EOL处理品能够全部售出;

(4)回收处理商供应给再制造商的EOL处理品足够其进行产品再制造,即再制造的原材料足以满足再制造商的生产需求;

(5)再制造商是风险中性的(效用与期望收益等值),回收处理商是风险规避的(回收处理商面对回收量的不确定性风险);

(6)本文不涉及对产品生命周期的探讨,因此仅考虑单期博弈的情况。

2 模型建立与求解

基于上述再制造供应链中政府与企业间的博弈问题,本文建立了双层规划模型。第一层(阶段):基于政府平衡预算的财政工具,通过最大化社会福利(social welfare,SW),得到政府均衡解f和s。第二层(阶段):在政府给定f和s的情况下,再制造商制定最优产品市场价格p,同时选择最优DfE参与程度d;回收处理商选择最优回收努力程度e。本文采用逆向归纳法[22]求解该规划模型,即先求解第二阶段中再制造商和回收处理商的均衡解,再求出第一阶段中政府的均衡解。

2.1 再制造商与回收处理商最优决策

在该阶段,政府给定单位补贴s和单位回收处理费用f。本文分析在信息不对称情况(再制造商不能有效甄别回收处理商对EOL产品回收的努力程度)下以再制造商为领导者、回收处理商为跟从者的Stackelberg博弈过程。根据上述模型背景情况,得到回收处理商的收益为

由于回收处理商为风险规避,其效用函数可用负指数效用函数U(πt)=-e-ρπt表示[21],其中,ρ为绝对风险规避系数,ρ>0。采用确定性等价量方法求解回收处理商的期望收益Eπt,得到

其中,Cr表示回收量的不确定性导致回收处理商的风险成本。此外,得到再制造商的收益为(再制造商对D f E活动的投资是单期的)

需要指出的是:由于本文仅考虑单期博弈的情况,所以生产者社会责任相关投资费用即为I1(ξ0,τ0)(如果考虑n期博弈,则可令该值为I1(ξ0,τ0)/n)。由于再制造商为风险中性,其期望收益为

在信息不对称的情形下,回收处理商根据自身期望收益最大化原则选择最优努力程度,即

由于故期望收益函数Eπt是关于e的凹函数。由一阶条件得到回收处理商的回收努力程度为

将式(7)代入式(5),得到

其中,上标*表示博弈的最优解。将式(10)代入式(7),得到回收处理商的最优回收努力程度e*为

将式(10)、式(11)代入式(1),得到再制造商与回收处理商签订的契约期望值为

根据式(9)易得结论1。

结论1:产品市场价格的高低取决于市场需求函数参数(a、b的值)、政府征收的单位回收处理费用以及再制造商自身的生产成本。再制造商由于实施D f E而导致生产成本的降低、政府减轻对其征收回收处理基金的力度都将给消费者带来福利。

基于式(10)得到结论2。

结论2:政府环境规制下再制造商有效实施D f E活动的前提条件为α/β>φptr2k2/h(满足d*>0)。再制造商相对谈判能力越强(α值越大),或回收处理商对EOL产品处理能力越弱(β值越小),该条件越易于满足,再制造商提高产品D f E参与程度的积极性越高。

根据式(11)得到结论3。

结论3:(1)合同再制造商回收量比例φ与回收处理商的最优回收努力水平e*的关系如下:e*是关于φ的凹性函数,当φ=αh/(2βptr2k2)时,e*达到最大值;(2)e*与s、d呈线性正相关,政府的补贴或再制造商在DfE上的投入越大,回收处理商回收EOL产品的积极性越高;(3)参数m、h、ccol、Ct与e*负相关,pt、α与e*正相关。

根据式(12),并结合结论2与结论3得到以下结论。

结论4:政府增加对回收处理商的补贴不仅可以提高其回收努力水平,而且能使其获得更多合同报酬。此外,随着α的增大或β的减小,即再制造商的相对谈判能力越强或回收处理商对EOL产品的处理能力越弱,再制造商的合同支付额也越低。

进一步,将p*、d*和e*代入式(3)、式(5),得到两者的期望收益分别为

2.2 政府财政干预最优决策

该阶段研究政府回收处理费用f和补贴s对再制造供应链成员最优决策(例如p*、d*和e*)的影响。根据社会福利SW最大化原则确定和求解政府决策变量,这一方法在关于政府环境政策的研究文献中被广泛采用[14,23?24]。基于本文给出的模型框架,假设政府的目标函数SW主要包括以下四个要素:(1)消费者剩余CS;(2)生产者(包括再制造商和回收处理商)剩余PS;(3)资源再循环利用产生的环境效益EB;(4)产品生产导致的环境成本EC。则政府目标函数可表示为

其中,V表示回收处理商加工处理EOL产品得到每单位处理品的环境效益产出,D表示再制造商生产每单位产品导致的环境治理成本。产业或产品不同,D和V的取值也不同(例如,与家具行业比较,家电行业的D和V值显然更大;D、V的取值需要运用一定的经济统计方法)[14,25]。进一步,式(15)可表示为

政府的财政工具以平衡预算为前提,则上述目标函数必须满足下式:

由式(17)得到f与s的关系为

将式(18)代入式(16),令SW对s求导,得到

基于一阶条件件结合式(20)得到以下结论。

结论5:当k2<hρσ2时,SW是关于s的凹函数,政府补贴均衡解s*在满足下式时社会福利达到最大值:

由于当前我国政府的环境规制尚不完善,再制造产业尚处于起步阶段,回收处理商回收努力成本较高,提高努力水平对回收量的增加影响程度较小;同时,回收处理商面对的市场不确定性程度较大,其风险规避度也较高。因此,k2<hρσ2在现实国情下是易于满足的。

进一步分析:随着政府环境规制的不断完善,回收再制造产业的逐步成熟,市场不确定性程度的减小,以及回收处理商的绝对风险规避度和回收努力成本的下降,即当k2≥hρσ2时,得到以下结论。

结论6:在k2≥hρσ2条件下,当s>s*时,社会福利SW与补贴s呈凸性正相关,政府给予回收处理商的补贴越多,社会福利越大,此时社会福利多是由回收处理商贡献的;当s<s*时,SW与s呈凸性负相关,政府给予回收处理商的补贴越少(向再制造商征收的回收处理费用越少),社会福利越大,此时社会福利多是由再制造商贡献的;当s=s*时,社会福利达到最小值。

鉴于当前我国再制造产业处于发展初期,以下仅对k2<hρσ2的情形展开分析。

把s*代入式(18),即可得到均衡解f*满足下式:

将式(10)代入式(21),得到

分析式(23)不难得到结论7。

结论7:(1)最优单位补贴s*随着回收处理商的单位运营成本ccol的增大而增大,随着回收处理商对EOL产品的初始单位处理成本Ct的增大而增大,这也意味着:政府将对再制造供应链中高成本、低技术的下游企业加大扶持力度;(2)再制造商最优DfE参与程度d*的增大将降低政府对回收处理商补贴的激励力度,可见,再制造商积极实施DfE活动,在一定程度上可帮助政府分担实施环境规制的压力。

结论8:政府最优单位补贴s*与合同再制造商回收量比例φ的关系为:当φ∈(mhd*/(βptr2k2),1)时,s*与φ呈凸性正相关。

由此可见,基于本文设计的政府财政政策,当合同再制造商的回收量比例高于一定数值时,政府将加大对回收处理商的补贴力度,这在一定程度上也反映了政府倾向于补贴回收处理商以加强其对较高再循环能力的EOL产品的回收处理力度。

此外,将均衡解f*和s*代入第一阶段,可以确定再制造商和回收处理商的最优决策p*、d*、e*以及最优期望收益Eπr*和Eπt*。因篇幅关系,这里不再展开表述。

3 数值分析

第2节通过建立政府和再制造供应链博弈的双层规划模型,求解得到再制造供应链成员在政府环境规制下的最优决策。鉴于部分求解结果的复杂性,基于第2节所得结论,采用数值分析的方法,对企业决策及其期望收益受政府财政工具干预的影响程度、再制造商合同转移支付与主要参数之间的关系作进一步分析,以期得到有益结论,指导政府相关环境规制的制定和再制造供应链中成员间激励契约的设计。设基本参数值如下:a=25,b=2,cr=1.5,ccol=0.3,Ct=0.5,h=1,k=0.5,m=2,r=0.7,φ=0.3,α=1,β=1.2,σ2=4,pt=1.5,En=10,ξ0=0.8,τ0=0.8,ρ=0.5,Q=20,V=2;满足k2<hρσ2的现实条件。

3.1 主要决策变量的关系分析

首先分析政府单位补贴s与单位回收处理费用f之间的关系,采用MATLAB软件分析得到在不同的市场不确定性程度(σ2=3、σ2=4和σ2=5)下两者的关系,如图2所示,s和f呈凹性正相关。政府以平衡预算为前提,如果增加回收处理基金,就必然提高补贴力度。此外,在其他参数不变的情况下,EOL产品回收的市场不确定性程度的增大,将导致政府提高对回收处理商的补贴,并减少对再制造商回收处理基金的征收。由此可见,在再制造供应链运营中,为应对更高的市场不确定性程度,政府需要加大财政激励力度。

在回收努力成本系数h=0.5、h=1和h=1.5三种情形下,政府对回收处理商的单位补贴s与其努力程度e之间的关系如图3所示,两者呈线性正相关,补贴越多,回收处理商对EOL产品的回收越努力。显然,h对回收处理商的积极性也有影响,h越小,回收处理商越愿意提高努力水平。

市场不确定性程度σ2分别为3、4和5三种情形下合同转移支付ES(d)与回收处理商绝对风险规避程度ρ之间的关系见图4。可以看出:ES(d)与ρ呈凸性负相关,即随着回收处理商风险规避程度的增大,其从再制造商处得到的转移支付将减少。此外,市场不确定性程度的增大也将减少回收处理商获得的转移支付。

结论9:在满足k2<hρσ2的现实条件下,当政府实施以平衡预算为前提的财政政策时,其对再制造商征收的单位回收处理基金f与对回收处理商的单位补贴s是凹性正相关的;回收处理商获得的政府补贴力度越大,其对EOL产品的回收积极性越高;市场不确定性程度的增大将减少契约合同规定的转移支付,并使政府加大对再制造供应链成员的财政激励程度。

3.2 成员期望收益与主要决策变量的关系分析

进一步分析再制造商和回收处理商期望收益Eπr、Eπt与主要决策变量之间的关系。图5所示为两者期望收益随单位回收处理费用f的变化情况。Eπt与f呈凹性正相关,则Eπt与单位补贴s为正相关(见图2,f与s呈凹性正相关)。Eπr与f呈凸性负相关,随着f的增大,Eπr减小,注意到当f超过某个确定值(本例中该值为1.2817,此时Eπt=Eπr=19.7922)时,再制造商期望收益小于回收处理商期望收益;而当f小于该值时,情况正好相反。根据图2,当f=1.2817时,s=0.7781,这其实也说明,当单位补贴s超过0.7781时,回收处理商的期望收益大于再制造商的期望收益。此外,当f继续增大到3.5715时,再制造商期望收益降低到负值。

图6所示为在政府征收不同的回收处理基金费用情况(f=1、f=1.5、f=2)下再制造商期望收益Eπr随DfE参与程度d的变化趋势。由图6可知:(1)随着d的增大,再制造商收益先增后减,存在一个最优临界点使其期望收益达到最大值(本例中,当f=1时,Eπrmax=19.8358,此时d=0.4669);(2)当参与程度d一定时,政府对再制造商征收回收处理基金力度越大,则再制造商期望收益越低。

图7所示为在政府不同补贴力度(s=0.2、s=0.4、s=0.6)情况下回收处理商期望收益Eπt随EOL产品回收努力程度e的变化趋势。由图7可知:(1)随着e的逐渐增大,回收处理商收益Eπt先增后减,存在一个最优临界点使其期望收益达到最大值(本例中,当s=0.2时,Eπtmax=12.3079,此时e=0.3288);(2)在回收努力程度相同的情况下,政府对回收处理商补贴力度越大,则回收处理商期望收益越高。

结论10:在满足k2<hρσ2的现实条件下,在政府财政政策一定的情况下,再制造商存在最优D f E参与程度使其期望收益最大,回收处理商存在最优回收努力程度使其期望收益最大。不同的政府财政政策(f与s取不同值)导致再制造商和回收处理商的最优决策不同。可见,政府实施积极财政政策对再制造供应链成员的实践运作具有重要引导作用。

4 结论与展望

(1)分析了政府补贴政策及再制造商D f E投入程度对回收处理商回收努力水平的影响,得到产品市场价格、再制造成本和政府回收处理基金政策之间的关系(结论1、结论3)。

(2)给出了政府环境规制下再制造商有效实施D f E活动的前提条件(结论2)。

(3)探讨了参数α、β以及政府的单位补贴s与契约S(d)间的关系(结论4)。

(4)得到k2<hρσ2条件下使社会福利SW达到最大值的补贴均衡解s*,讨论了k2≥hρσ2条件下社会福利SW与政府单位补贴s间的关系(结论5、结论6)。

(5)分析了各相关参数与政府补贴力度之间的关系(结论7、结论8)。

(6)讨论了在满足k2<hρσ2的现实条件下主要决策变量之间的关系以及这些变量对再制造供应链成员期望收益的影响(结论9、结论10)。

本文所得结论对于再制造产业发展过程中政府相关环境规制的制定以及再制造供应链成员运营战略的实施具有一定的借鉴意义。需要说明的是,本文在建立模型时考虑供应链系统仅由一个再制造商和一个回收处理商组成,而现实中存在多个回收处理商向一个再制造商供应EOL产品(或处理品)的情况;另外,本文没有考虑产品生命周期,框架模型基于成员间单期博弈的状况而建立,而现实中往往要考虑产品在不同阶段下的多期博弈问题。这些都是需要进一步深入研究的内容。

环境保护政府规制效用 篇5

低碳经济的发展关系着整个人类社会的可持续发展,影响了整个社会的公共安全,近几年全球对低碳发展十分重视,尤其是我国在承担世界大国责任的同时,对低碳经济发展极为关注。2006年,中国政府制定《国民经济和社会发展第十一个五年规划》,正式将低碳经济发展纳入可持续发展战略的范畴。2011年,国家“十二五”规划又对碳排放这一指标进行约束,纳入了“十二五”规划的范畴,主张我国政府应该重视低碳经济发展,建设绿色经济。党的十八大以来,政府报告也多次强调中国应该走绿色发展、循环发展和低碳发展的可持续之路。当前,中国“新常态”的经济发展特征又为低碳经济发展提供了新机遇。

纵观我国政府环境规制的历程,在早期,政府环境规制的效果十分明显,对有效遏制各类能源碳排放起到了较为显著的影响效果。然而进入经济快速发展的今天,我国政府环境规制出现了“困惑”,政府在环境保护中发现,现有的政府环境规制政策效果不是十分明显,甚至有的政策效果处于0的状态,对此,国内外的理论研究者均对政府环境规制在低碳经济发展中作用产生了疑惑。未来走低碳经济发展道路是毋容置疑的,经济新常态的背景下,低碳经济更是符合现实国情的需要,然而政府在面临高碳时代的今天,进行环境规制显得无能为力。那么到底政府环境规制在低碳经济发展中所起到一个怎么样的作用呢,如果像有些学者所认为的那样,政府环境规制投入对低碳经济发展不起作用,不会产生重要影响,那么在经济发展的早期,为什么政府环境规制的效果十分显著;如果像另外一些学者所认为的那样,政府环境规制对走低碳经济发展道路的影响是显著的,那么在高碳时代背景的今天,我国政府应该如何实施规制,这也将是一个讨论的话题。在本文研究中作者将从静态和动态两个方面构建一元回归估计模型以及自向量回归VAR模型,研究政府环境规制与各类能源碳排放之间的关系,从而探索我国政府环境规制在低碳经济发展中作用,本文的研究对我国政府走低碳经济之路具有重要的指导作用。

1 政府环境规制与低碳经济发展的文献研究现状

当前我国理论学者对低碳经济的研究理论文献较多,但是关于政府环境规制与低碳经济发展关系的理论研究则较少。在如何发展低碳经济方面,大部分学者提出必须从分析我国低碳经济发展的影响因素着手,从而探索出基于因素的低碳经济发展对策。陈红蕾,刘静(2014)指出,能源消耗强度是影响我国碳排放大小的重要因素之一,特别是在工业化发展的今天,我国工业对能源消耗量不断增加,这就导致我国碳排放量呈现大规模增加的现状,必须提升能源消耗效果,降低能源消耗强度,创新能源利用技术,从而实现我国低碳经济的可持续发展。

谭娟,陈晓春(2014)则是基于产业结构视角,探索了我国政府环境规制对低碳经济影响关系,他指出产业结构对我国低碳经济发展道路的影响是极为明显的,在早期粗放式发展时代,大量依靠能源消耗促进工业发展的粗放式模式是不理智的,因此在高碳时代的今天,我国环境问题凸现出来。为了有效加强对碳排放的管理,我国政府必须加强对环境的规制,从产业结构的视角,我国政府比较加强对高碳产业的企业规制,通过高税收、取消高碳企业、经济处罚等方式,多方面全方位的实现环境规制,以促进低碳道路的发展。蔡珍贵,唐正,卢荣锟(2015)则采用了一般回归估计的方法,对我国政府环境规制与低碳经济之间的关系进行了定量研究,研究表明我国政府环境规制在走低碳经济发展道路上的作用是具有不确定性的,需要结合各个时代的国情进行具体分析。

从以上理论研究来看,我国政府环境规制在低碳经济发展中作用的实证研究还存在较大不足,两者之间的关系还处于争论的状态,因此本文有必要采用多种方法验证政府环境规制与低碳经济之间的关系,这将为我国政府走低碳经济之路提供重要的理论参考。

2 研究设计

2.1 模型设计

本文研究的是政府环境规制与低碳经济发展之间的关系,探索政府环境规制对走低碳经济道路的作用,因此在模型设计上,本文将采用回归估计的方法,设定一元回归估计模型,即:

其中E表示各类能源碳排放量总和,C表示截距项,R表示政府环境规制变量,β表示估计系数,λ表示随机扰动项。

另外为了增长模型的稳定性,本文采用加对数的方式,对模型进行调整,得出改进的模型作为本文回归估计的适用模型,如下所示:

LNE=C+βLNR+λ

另外,为了进行对比验证,本文还采用了自向量回归VAR模型,以及脉冲响应函数等,进行充分认识政府环境规制对低碳经济发展的影响,其中自向量回归VAR模型是在没有任何约束条件下,采用方程结构挖掘更多数据信息的估计方法,他能够充分研究政府环境规制与低碳经济之间的动态变化过程,对本文揭示政府环境规制对我国走低碳经济之路的动态变化影响的关系起到十分重要的支撑作用。而脉冲响应函数则深入探索内生变量变动对自身以及其他变量的冲击或变动,更是深入分析我国政府环境规制与低碳经济之间内在关系的重要研究工具。在研究中,本文将响应函数的追踪期设定为10期。

2.2 碳排放量的计算

本文在碳排放量计算时,首先与能源消耗量为数据基础,然后利用各种能源折标准煤参考系数,将各类能源消耗量折算成标准煤。然后利用各类能源的碳排放系数,进而乘以一次能源的消费量(单位:标准煤),最终得出我国历年各类能源碳排放总量。

由此可见,在计算碳排放量的过程中,最为关键的是各类能源的碳排放系数的确定,当前比较通用的能源碳排放系数来源主要有DOE/EIA、日本能源经济研究所、国家科委气候变化项目、徐国泉(2012),但是目前学术界对于这几个机构或学者的各类能源的碳排放系数的测定均存在争议,因此在本文研究中,作者采用了“四者求平均值”的方法,最终得出煤炭的碳排放系数为0.7329,石油的碳排放系数为0.5574,天然气的碳排放系数为0.4226,水电核电的碳排放系数为0。

本文对我国2005~2014年各类能源的碳排放总量进行了测算,2005~2014年我国能源碳排放总量、增长率如图1所示。可以看出,在2008年以前,我国各类能源碳排放总量增长缓慢,到了2008年以后,碳排放总量大幅度增加,呈现直线增加趋势;但是从增长率来看,尽管2009年我国碳排放的增长率逐年直线增长,但是进入2009年之后,我国能源碳排放量的增长速度在逐步下降,这说明最近几年我国政府和人们对环保十分重视,降低能源排放增长速度,其中也蕴含着政府近几年了进行了有效的政府规制。

2.3 变量和数据

本文的因变量为各能源碳排放总量,其计算已经在上文有所阐述,本文的自变量为政府环境规制,本文采用环境治理投资额来进行衡量。

本文研究所使用的数据均来自历年的《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》以及《中国能源统计年鉴》,研究周期为2005~2014年。

3 实证研究结果

3.1 平稳性检验

为了增强实证的准确性,首先需要对原始数据进行平稳定性检验,在本文研究中,作者采用ADF单位根检验方法,对各能源碳排放总量(LNE)和政府环境规制(LNR)两个变量进行平稳性检验,检验结果如表2所示:

根据检验结果:原始变量LNE采用了(C,0,0)的检验类型,即检验方程中含有截距项,但是不包含时间趋势,检验的滞后阶数为0。其ADF统计量为-0.6243,大于5%检验水平下的临界值-3.0432,因此原始变量LNE是非平稳的;原始变量LNR采用了(C,0,4)的检验类型,即检验方程中含有截距项,但是不包含时间趋势,检验的滞后阶数为4。其ADF统计量为1.7983,大于5%检验水平下的临界值-1.8421,因此原始变量LNR是非平稳的。

对原始变量进行一阶差分以后,再进行单位根检验:一阶差分变量DLNE采用了(C,0,0)的检验类型,即检验方程中含有截距项,但是不包含时间趋势,检验的滞后阶数为0。其ADF统计量为-6.9345,小于5%检验水平下的临界值-3.822,因此一阶差分变量DLNE是平稳的;一阶差分变量DLNR采用了(C,T,4)的检验类型,即检验方程中含有截距项,且包含时间趋势,检验的滞后阶数为4。其ADF统计量为-3.9242,小于5%检验水平下的临界值-3.074,因此一阶差分变量LNR是平稳的。

因此,可见本文实证研究中所使用的变量均是同阶单整的。

3.2 协整检验

协整检验是进一步验证政府环境规制投入和碳排放总量之间关系的重要方法,在原始数据均平稳的基础上,本文进行的协整检验结果如表3所示:

根据表3,ADF协整检验T统计量为-2.5635,小于1%显著性检验水平下的T统计量-2.4632,小于5%显著性检验水平下的T统计量-2.1034,小于10%显著性检验水平下的T统计量-1.9832。检验的P值为0.0259,由此可见,政府环境规制投入和碳排放总量之间是存在协整关系的。

3.3 格兰杰因果检验

为了进一步验证各能源碳排放总量(LNE)和政府环境规制(LNR)之间的相关关系,本文采用了Granger因果关系检验方法,进一步探索两者之间存在的格兰杰因果关系。在滞后期的选择上,作者坚持了SC和AIC最小值的准则。Granger因果关系检验结果如表4所示:

根据表4可见,在对“LNE不是LNR的格兰杰原因”原假设的检验中,滞后期选择为1期,其F值为12.093,P值为0.0123,验证结果拒绝原假设,得出“环境规制是碳排放量的格兰杰因果关系”的结论;在对“LNR不是LNE的格兰杰原因”原假设的检验中,滞后期选择为1期,其F值为1.532,P值为0.2643,验证结果接受原假设,得出“碳排放量不是环境规制的格兰杰因果关系”的结论。

在对“LNE不是LNR的格兰杰原因”原假设的检验中,滞后期选择为2期,其F值为87.033,P值为0.0021,验证结果拒绝原假设,得出“环境规制是碳排放量的格兰杰因果关系”的结论;在对“LNR不是LNE的格兰杰原因”原假设的检验中,滞后期选择为1期,其F值为0.324,P值为0.7124,验证结果接受原假设,得出“碳排放量不是环境规制的格兰杰因果关系”的结论。

根据检验可以得出,能源碳排放量与政府环境规制之间存在单向的格兰杰因果关系。

3.4 一元回归估计结果

根据作者上文构建的政府环境规制与各类能源碳排放量之间的一元回归估计模型,进行回归估计的结果如表5所示:

根据回归估计表,可以看出模型修正后的拟合优度为97.3556%,F值为67.36,通过了1%的显著性水平检验,由此可见,本次模型拟合的较好。

LNR的估计系数为0.5433,这表明政府环境规制投入与各类能源碳排放总量之间存在正相关关系,政府环境规制投入每增加1%,各类能源碳排放总量则降低0.5433%。

3.5 VAR模型构建与分析

为了从动态方面深入剖析能源碳排放量与政府环境规制之间的动态变化关系,作者还进一步采用了VAR模型,根据SC和AIC最小的原则,确定滞后期为2,得出的两者之间的VAR模型如下所示:

根据模型分析可见,特征多项式四个根的倒数全部位于单位圆内,这表明本次构建的VAR模型是平稳的。模型中某个变量发生动态变化,会被自身以及其他变量产生影响,但是随着时间的推移,该影响会逐步减少甚至消失,因此,能源碳排放量与政府环境规制之间的动态影响关系是稳定的。

根据模型结果,在政府环境规制滞后一期的情况下,其系数为0.047686,这表明滞后一期的政府环境规制变量对各类能源碳排放量的影响程度为0.047686,滞后一期的政府环境规制变量每提升1%,各类能源碳排放量增加0.047686%;在政府环境规制滞后二期的情况下,其系数为-0.0134585,这表明滞后二期的政府环境规制变量对各类能源碳排放量的影响程度为-0.0134585,滞后二期的政府环境规制变量每提升1%,能源碳排放量减少-0.0134585%。

政府环境规制滞后一期下的系数位于0~1之间,这说明政府环境规制程度的增加并不会使各类能源碳排放量减少,只会影响各类能源碳排放量的速度放缓;政府环境规制滞后二期下的系数为负值,说明在长久来看,我国政府加强环境规制,会一定程度上降低各类能源碳排放总量,但这是一个长久的过程,根据VAR模型可见,能源碳排放量与政府环境规制之间是存在动态变化关系的,如果要坚持走低碳经济发展之路,进行政府的环境规制是十分有必要的。

3.6 脉冲响应分析

为了长期探索政府环境规制的投入对各类能源碳排放量大小的动态影响,本文还需要利用脉冲响应构建一个10单位标准差的政府环境规制投入对碳排放总量的脉冲响应图,如果如图2所示。

图2中的实线为政府环境规制投入对碳排放总量的脉冲响应线,虚线为正负两倍标差偏离带。根据图2结果,我国政府环境规制投入进行1个单位标准差正向冲击以后,脉冲响应图位于0线以下,这表明我国进行政府环境规制的投入确实能减少各类能源的碳排放总量,但是其效应在第2期和第3期逐步减少,在第5期的时候,脉冲响应值变为正值,直到第6期开始变的稳定起来。

为什么会在第6期的时候,我国政府环境规制投入对各类能源碳排放总量的消减作用会变的稳定呢?作者认为,这是因为在我国经济发展的初期,其经济的增长速度是较为缓慢的,在此背景下,我国企业和人们对能源的消耗量也是较少的,此阶段我国政府加强对环境规制的投入,效果十分明显,影响较为显著;在社会主义市场经济进入发展中期,经济增速对能源消耗量不断增大,此阶段我国政府加大对环境规制的投入,其效果依然存在,但是效力大大消减,政府环境规制投入的力度已经难以超越经济快速发展对能源消耗增长的需求步伐;当社会主义市场经济进入高速化的工业发展阶段,此阶段经济发展很大程度上依靠工业发展支撑,工业发展对化石燃料产生了严重依赖,各类能源消费量大幅度提升,不可避免的产生大量的碳排放。此阶段,我国政府加大对环境规制的投入已经力不从心,其效应已经不能发挥出来,环境规制投入对减少能源碳排放的效果不再明显,几乎处于稳定无影响状态。

根据以上分析可见,我国在走低碳经济的道路上,政府环境规制是不可避免的,但是从长期来看,我国政府环境规制的投入依然不足,未来我国政府不仅仅要增加政府环境投入的费用,加强加大规制的力度,综合利用多项政府调控手段,实现可持续的经济发展道路。

4 结论及建议

本文采用一元线性回归、VAR模型等多种方法,验证我国政府环境规制投入对碳排放总量之间存在的动态关系,研究的时间周期为2005~2014年,得出的研究结论如下:

(1)采用ADF平稳性检验得出,政府环境规制投入(LNE)和各类能源碳排放总量(LNR)两个原始变量均是不平稳的,进行一阶差分以后的政府环境规制投入(LNE)和各类能源碳排放总量(LNR)两个变量均是平稳的,政府环境规制投入(LNE)和各类能源碳排放总量(LNR)两个变量均是同阶单整的。(2)ADF协整检验T统计量为-2.5635,检验的P值为0.0259,政府环境规制投入和各类能源碳排放总量之间存在协整关系。(3)Granger因果关系检验得出:环境规制是碳排放量的格兰杰因果关系,碳排放量不是环境规制的格兰杰因果关系,可见,能源碳排放量与政府环境规制之间存在单向的格兰杰因果关系。(4)构建政府环境规制与各类能源碳排放量之间的一元回归估计模型,得出LNR的估计系数为0.5433,这表明政府环境规制投入与各类能源碳排放总量之间存在正相关关系,政府环境规制投入每增加1%,各类能源碳排放总量则降低0.5433%。(5)根据VAR模型结果,在政府环境规制滞后一期的情况下,其系数为0.047686;在政府环境规制滞后二期的情况下,其系数为-0.0134585。政府环境规制滞后一期下的系数位于0~1之间,这说明政府环境规制程度的增加并不会使各类能源碳排放量减少,只会使各类能源碳排放量的速度放缓;政府环境规制滞后二期下的系数为负值,说明在长久来看,我国政府加强环境规制,会一定程度上降低各类能源碳排放总量,但这是一个长久的过程,根据VAR模型可见,能源碳排放量与政府环境规制之间是存在动态变化关系的,如果要坚持走低碳经济发展之路,进行政府的环境规制是十分有必要的。(6)根据政府环境规制投入对碳排放总量的脉冲响应,我国政府环境规制投入进行1个单位标准差正向冲击以后,脉冲响应图位于0线以下,表明我国进行政府环境规制的投入确实能减少各类能源的碳排放总量,但是其效应在第2期和第3期逐步减少,在第5期的时候,脉冲响应值变为正值,直到第6期变稳定。

根据以上研究结论,作者提出如下建议:近几年我国政府环境规制的效果逐步消减,要想走可持续的低碳经济发展之路,我国政府首先必须加大对环境治理的投资额度,为环境治理提供有保障的资金支撑;其次鼓励民间环保组织参与环境保护工作,例如公共参与环境监督制度,积极鼓励社会民间各类环保非政府组织的快速成长和发展,发挥民间环保组织在环境保护中的积极宣传作用,增强社会对环保教育、环保活动、环保研究等领域的参与性。再次,我国政府必须建立和完善政策法律法规建设,充分利用政规制、法律规制、教育规制、经济规制、技术规制和信息规制等多种规制方式,发挥政府在环境保护的优势地位,并激发企业和公众共同参与到低碳经济的道路上来。

参考文献

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环境保护政府规制效用 篇6

1 文献综述

目前, 国外学者对低碳经济的研究主要集中于低碳经济与经济增长的关系, 各国发展低碳经济的公共政策与制度安排以及国别之间的对比研究三个方面。国内学者主要集中于对低碳经济的内涵、低碳经济与我国经济增长的关系及低碳经济的发展路径进行探讨。目前, 低碳经济实证方面的研究主要体现在对分行业、分地区碳排放的分析, 低碳经济评价指标体系的构建以及碳排放与国民经济各要素之间关系的探讨。本文认为, 政府环境规制是影响低碳经济发展的重要因素, 通过构建VAR模型, 选取1990—2010为样本期, 实证检验政府环境规制与低碳经济发展的关系, 考虑到可量化性, 本文采用政府环境规制投入额表示政府环境规制程度, 用碳排放总量来衡量低碳经济的发展程度, 旨在为此后的政府环境政策提供建议。

2 研究方法与数据说明

2.1 自向量回归VAR模型

VAR模型的建模方法不带任何事先约束条件, 能通过丰富的方程结构挖掘更多的数据特征, 因此目前已被广泛应用于变量之间的动态变化规律的实证研究。本文采用政府环境治理投资额表示环境规制程度, 碳排放量来衡量低碳经济的发展, 只将历年政府环境治理投入和碳排放量纳入VAR模型, 重点分析政府环境治理投入对碳排放量的动态影响, 揭示二者长期均衡关系。

2.2 脉冲响应函数

脉冲响应函数可以有效刻画模型中变量所具有的动态特征, 即准确描述内生变量的冲击或变动对自身和其他所有变量的目前值以及未来值所产生的影响, 所以是研究变量之间相互影响关系的有效形式。为了准确衡量我国政府环境规制投入与碳排放量之间的动态关系, 可以在估计出的VAR模型的基础上进一步估计变量间的脉冲响应函数, 本文根据相关指标的比较把响应函数的追踪期设定为10期。

2.3 方差分解

方差分解可以把系统的预测均方误差 (MSE) 分解为系统中各变量的冲击的贡献, 所以, 方差分解可以给出每一随机新息对VAR模型所产生影响的相对重要性。而通过比较相对重要性新息依时间的变动, 便可估计该变量作用的时滞及相对效应的大小

2.4 数据说明

为了进一步探讨政府环境规制对低碳经济发展的影响机理, 我们通过选取恰当的政府环境规制和低碳经济发展指标, 运用计量经济模型, 利用1990—2010年的有关数据, 建立固定参数模型和动态模型, 对政府环境规制与低碳经济发展的关系进行相关性分析, 检验二者的相关性, 进而佐证政府环境规制是否是促进低碳经济发展的一个重要因素。在政府环境规制与低碳经济发展指标的确定上, 指标必须具有代表性, 并遵循综合性、科学性、可比性和客观性的原则。

2.4.1政府环境规制。对于政府环境规制的度量, 研究者采用不同的指标, 比如, 环境规制政策、环境污染治理投资、环境污染治理设施运行费用、环境规制机构对企业排污的检查和监督次数、环境规制下的污染排放量, 排污税额及比率等, 也有的学者, 如Sonia[1]和傅京燕[2]用能源强度 (GDP/Energy) 来衡量政府环境规制的强度。然而, 多数学者倾向于用环境污染治理投资来衡量政府环境规制, 如李强[3]和严立冬[4]等以工业污染治理项目本年度完成投资额作为衡量指标, 赵红[5]等以环境污染治理设施运行费用作为衡量指标。本文研究采用政府环境治理投资总额来衡量环境规制强度, 主要是考虑到它能够更好地反映政府在环境管理方面所付出的努力, 并且考虑到一切活动的展开都必须以经济消耗为基础, 因而对政府环境规制程度的经济评估指标可以归结为政府环境规制的资金投入情况。本文采用的政府环境治理投资主要指工业和区域污染防治、环境基础设施建设以及环境保护机构能力建设等内容, 包括工业新老污染源治理工程投资、城市环境基础设施建设所投入的资金和建设项目“三同时”环保投资, 没有将生态建设投资算入其中。

2.4.2低碳经济发展。分析影响碳排放量的因素是研究低碳经济发展的主要内容。国内外学者论证了能源消费、经济增长方式、经济规模、产业结构、技术效应等是影响碳排放量的因素, 本文研究认为政府环境规制是影响碳排放量的重要因素, 目的是通过实证分析得出我国政府环境规制对降低碳排放量的影响程度, 为政府制定低碳经济发展政策提供建议。国内学者马艳[6]、王子君[7]、蔡珍贵[8]、陈红蕾[9]、陈晓春[10]等都采用碳排放量来衡量低碳经济发展水平, 展开实证分析。因此本文也用碳排放量代表低碳经济发展程度, 由于碳排放量是衡量低碳经济发展水平最可量化、数据最具可得性的指标。

2.4.3碳排放量的计算。碳排放量一般通过能源消费情况, 乘以相应的“碳强度系数”而得出, 不同种类的能源, 碳强度系数不一样。IPCC、美国能源部、日本能源研究所、中国工程院、全球气候变化基金会、亚洲开发银行等机构都分别给出了各种能源存在一定差别的二氧化碳排放系数推荐数据。考虑到本文研究的内容是对政府环境规制和低碳经济发展总体水平的估算, 因而不对各类能源消费碳排放情况做具体测算, 采用经过加权平均的能源消费总量转化系数计算我国近21年的碳排放总量, 为结合我国国情, 采用中国国家发改委能源研究所的推荐数据0.67进行计算。

本文选取我国1990—2010年中央政府环境治理投入总额的年度数据进行分析研究, 数据来源于《中国环境统计年鉴》 (2000—2011) , 《中国环境年鉴》 (1998—1999) , 《中国环境统计公报》 (1995—1999) 和参考文献[11]。数据搜集过程中, 由于近年来国家有关环境治理方面的统计标准在不断更新和优化, 因此不能够从同样一部统计年鉴搜集齐全所有年度的数据, 根据研究需要在不同的相关环境年鉴和参考文献中获得该指标近21年的统计数据, 年度数据的获取不易, 月度数据则缺失更加严重, 正因为如此使得本研究的样本容量难以扩充。同时, 我们根据《中国能源统计年鉴》 (1990—2011年) , 并参考《中国统计年鉴》 (2011年) , 搜集了1990—2010年我国能源消耗总量的数据, 通过上述碳排放量计算方法, 转换得出我国这21年间的碳排放总量。

3 实证分析

3.1 平稳性检验

本文运用ADF方法, 对政府环境规制投入总额LNX和LNY碳排放总量两个时间序列进行平稳性检验, 其检验结果如表1所示:

注: (c, t, d) 分别代表所检验的方程中含有截距、时间趋势和滞后阶数;滞后阶数按SIC准则自动选取确定。

从表1的检验结果中可以看出, 在5%的显著水平下各原始变量LNX的ADF值均大于相应的临界值, 说明原变量存在单位根, 是非平稳序列。而各变量的一节差分序列 (在以下的分析研究中, 在这些变量名前加一个“D”表示一阶差分序列) 在5%的显著水平下ADF值小于相应的临界值, 说明各变量均是同阶单整I (1) 。

3.2 Granger因果检验

为了确定变量之间的相互关系, 对变量 (政府环境规制投入) 和 (碳排放量) 进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验中, 滞后期的选择对检验结论有明显影响。对此, 本文在滞后期的选择上考虑了三个因素:一是AIC和SIC最小信息准则, 二是变量之间相互影响往往存在滞后性, 三是政府规制的效果存在滞后性。据此, 本研究最终选择滞后期数为2期。检验结果中, 显示存在Granger因果关系, 如表2所示:

注:均在5%的显著水平下, 存在Granger因果关系。

由表2可以得到如下结论:在5%的显著水平下, LNY和LNX呈现单向Granger因果关系。LNY不是LNX的Granger原因, 也就是说, 目前来讲碳排放总量的变化不会直接引起政府环境规制投入的变化;是的Granger原因, 即政府环境规制投入的变化会带来碳排放量的变化。

3.3 VAR模型构建与分析

为了进一步分析政府环境规制投入与碳排放量之间的动态关系, 本文首先构建2维向量自回归模型 (VAR模型) 。为寻求自由度与滞后期间的均衡, 可采用多种定阶方法进行筛选来确定VAR模型滞后阶数。

结果显示, 四项评价指标 (FPE、AIC、SIC、似然比检验) 均认为应将滞后期定为2, 由此得到VAR (2) 模型, 其具体形式如下式所示:

通过考察模型的特征多项式, 分析结果表明特征多项式四个根的倒数全部位于单位圆内, 这也说明了本文所建立的VAR (2) 模型是稳定的。换而言之, 当模型中某变量产生变化 (如脉冲响应) 时, 会造成其他变量随之发生变化, 但随着时间的推移, 该影响会逐渐消失。因而, 我们可以得出结论:由政府环境规制投入和碳排放量之间的关系是稳定的。

根据所建立VAR (2) 模型, 得出结论:在VAR (2) 模型中, 政府环境规制投入滞后1期和滞后2期对当期碳排放总量的影响系数分别是0.047686和-0.013856。滞后1期的值介于0到1之间, 这说明, 政府环境规制投入的增加不会使碳排放总量减少, 只是使碳排放总量的增长速度变缓。滞后2期系数为负, 这说明从长期来看, 政府环境规制的投入会使碳排放量减少。该结论符合我国的经济社会发展现阶段需要消耗大量的能源, 从而产生大量碳排放的实际情况, 但要实现可持续发展, 加强政府环境规制是具有必要性。

3.4 脉冲响应与方差分解分析

上面通过VAR (2) 模型分析了政府环境规制投入对碳排放总量的影响趋势。为了确定政府环境规制投入与碳排放总量之间的动态关系, 下面采用脉冲响应函数和方差分解进行分析。根据已建立的VAR (2) 模型, 可以得到四个方面的脉冲响应函数图, 这里仅分析政府环境规制投入对碳排放总量的脉冲响应图。如图1所示, 图中实线表示脉冲响应函数, 虚线表示正负两倍标差偏离带。

从图2可以看出, 政府环境规制投入一个单位标准差的正向冲击描述如下:第1期碳排放总量的变化响应为负值, 说明政府环境规制投入对碳排放总量有削减作用;第2、3期尽管削减作用有所减弱, 但总体而言, 还是有利于降低碳排放总量的增长;第4、5期脉冲响应值变为正值, 说明政府环境规制投入对碳排放总量的抑制作用暂时失效, 但从第6期开始, 政府环境投入对碳排放总量的影响基本趋于稳定。对此, 我们的解释是:在我国市场经济发展初期, 经济增长速度缓慢, 能源消耗相对较少, 政府环境规制的投入会降低碳排放总量, 且效果明显;但随着我国经济发展明显提速, 必然伴随着能源消耗的增长, 此时的政府环境规制投入对碳排放总量的影响仍然存在, 但是不如前期明显, 这是因为政府环境规制投入跟不上经济发展的步伐, 也就是缓于能源消耗增长的速度;当我国经济进入高速发展的工业时代之后, 产业结构和社会结构转型未完成之前, 这一经济发展阶段决定了我们要消耗大量的化石燃料能源, 不可避免地造成碳排放量的逐年大幅增加, 此时, 政府环境规制的投入尽管也在逐年递增, 但相对碳排放量的增长速度却不见成效, 基本取于稳定的无影响状态。这说明, 在现阶段, 我国要发展低碳经济, 降低碳排放量, 走可持续发展之路, 必须加大政府环境规制的力度, 根据实际情况来看, 不仅是加大政府公共投资, 也包括综合利用其他政府环境规制手段。

本文进而基于所建立的VAR (2) 模型, 得到两个变量的方差分解结果。方差分析结果同样表明, 政府环境规制投入对碳排放量的影响前期较大, 初期政府环境规制投入对碳排放总量变动的解释力要强于长期的影响。所以, 我国伴随着能源大量消耗的经济高速发展现阶段, 应重视加大政府环境规制的投入, 以降低碳排放总量的增长率, 尽可能地维护经济发展与环境保护的双赢。

4 结语

本文运用VAR模型, 构建了政府环境规制投入和碳排放总量之间的动态关系系统, 着重探讨政府环境规制投入对碳排放量的影响规律, 并根据1990—2010年这21年的数据展开了实证分析。

Granger因果关系分析表明, 政府环境规制投入是引起碳排放量变化的原因。为了分析政府环境规制投入与碳排放量之间的动态关系, 着重探讨政府环境规制投入对碳排放量的影响规律, 根据确定的VAR模型滞后阶数的一系列准则建立了VAR (2) 模型, 模型的平稳性分析表明, 这两个变量之间构成的系统是稳定的。通过脉冲响应和方差分解分析表明, 政府环境规制的程度能够对碳排放量产生较大影响, 但是随着经济的高速增长带来大量的能源消耗, 尽管近年来, 我国政府环境规制投入在逐年递增, 却赶不上碳排放量增长的步伐, 以至于近年来对碳排放总量增长的抑制作用明显减弱, 甚至不产生影响。为实现我国“十二五”期间的节能减排目标, 政府需要采取有效措施减少碳排放量, 加大政府环境规制介入低碳经济发展之中的效能, 不仅要注重提高政府环境规制投入占国内同期GDP的比重, 而且要充分利用行政规制、法律规制、教育规制、经济规制、技术规制和信息规制等多种规制方式, 同时, 充分发挥政府本身的职能优势、激发企业的积极性和调动公民社会的力量共同推动低碳经济的发展。

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