民营化政府管制

民营化政府管制（共3篇）

民营化政府管制 篇1

一、引言

国务院于2005年颁布了《国务院关于鼓励支持和引导个体私营等非公有制经济发展的若干意见》, 以下简称《若干意见》这是首部以促进民营经济发展为主题的中央政府文件, 主要内容是鼓励民营企业进入法律没有命令禁止进入的行业。那么该政策的发布是否会有助于促进民营企业的发展?张建军等 (2005) 通过对温州和苏南的实地调查, 认为我国处于转型经济中, 政府对经济的干预和对稀缺资源的控制仍然很强。与政府搞好关系对民营企业在关键资源的获得、产业政策的倾斜、政府采购合同的获得上以及银行贷款的获得上都有好处。罗党论等 (2009) 发现在已经进入垄断管制行业的民营企业中, 有政治关联或者政治关联程度高的企业显著更多。汪伟等 (2005) 通过对吉利公司成长过程的研究发现民营企业在突破管制行业进入壁垒时, 更多地依赖其“政治企业家能力”。那么政治关联是否有助于民营企业进入垄断管制行业呢?本文将通过事件研究法来解答这些问题。

二、研究设计

(一) 研究假设

分析行业管制与企业价值的关系可以发现, 政府实行行业管制的原因通常是因为一些行业特有的成本劣加性 (王俊豪, 2001) 。有学者认为政府会被在位企业俘虏, 在位企业为了维持他们的高利润而要求政府实行行业进入管制 (Stigler, 1971) 。行业管制的难题在于政府客观上可能无法获得在为企业真实的成本效率信息, 主观上可能被利益所俘虏, 因而无法做出合理的行业管制。不合理的行业管制导致市场缺乏竞争, 在位企业效率低下;而没有行业管制则可能会产生过度进入, 导致整个行业无法达到规模效应。竞争市场理论认为, 如果企业可以随时选择进入, 一旦失败也可立刻退出来, 会给在为企业造成压力, 促使其努力提高效率, 降低成本 (Baumol, 1982) 。这种理论成为了很多放松管制行为的理论依据。然而对于我国民营企业来说, 即使行业管制放松了, 也可能面临较高的经济性壁垒以及与我国大型在位垄断企业的竞争。所以民营企业能否成功进入、生存下来并获利并不确定。对于这个问题投资者是如何看待?如果民营上市公司的价值在放松管制政策颁布的时期得到了显著提高, 则说明投资者认为我国民营企业进入垄断管制行业有利可图, 该政策的发布有助于增加民营企业的价值。综合以上提出H1:

H1:在《若干意见》颁布时期, 民营上市公司股票的累计异常收益率将显著为正

对于政治关联与企业价值的关系的研究成果主要集中在二个方面:一是从总体上说明了政治关联来说对企业价值的影响是正面还是负面。Fisman (2001) 、Roberts (1990) 、Jayachandran (2006) 、Calomiris et al. (2010) 等通过对印尼、美国、还有中国的各类企业的研究表明政治关联将对公司价值产生正面影响;而邓建平等 (2009) 、Fan et al. (2007) 等对中国各类企业的研究则表明政治关联对企业价值有负面影响。二是研究政治关联影响企业价值的渠道。国内外的很多研究表明政治关联能给企业带来银行贷款、债券发行上的融资便利性, 政府优先的金融援助, 税收优惠, 政府采购合同等 (吴文峰等, 2008;Li et al., 2008;Faccio, 2006;Johnson et al., 2003;Claessens et al., 2008;张建军等, 2005) ;也有研究表明政治关联可能会使得企业付出额外成本, 为了使关联的政治家获得更多选票或维护当地稳定而增加的就业岗位和薪酬福利 (Shleifer et al., 1994;Bertrand et al.2007;Fan et al., 2007) 。以上文献说明政治关联将通过不同渠道对企业价值产生影响。假如进入垄断管制行业对民营企业是有利的, 即H1成立, 政治关联能否通过帮助民营企业进入垄断管制行业来提高企业价值?前述的汪伟等 (2005) 、张建军等 (2005) 以及罗党论等 (2009) 的研究结果表明政治关联对于企业进入垄断管制行业可能会有帮助, 所以对样本民营上市公司按照有无政治关联进行分组, 检验其在放松进入管制政策发布时的市场反应。在投资者预期进入垄断管制行业能给民营企业带来更多的价值的情况下, 投资者将给予更有可能进入垄断管制行业的民营上市公司更高的定价, 如果政治关联对于民营企业进入垄断管制行业是有帮助的, 那么有政治关联的民营上市公司会有更高的定价;而当放松垄断管制行业进入门槛的政策出台后, 政治关联作为消解管制的一种企业资源, 对于民营企业的价值会降低。所以当放松管制政策发布时, 有政治关联的民营上市公司收益率会显著低于没有政治关联的民营上市公司。综合以上提出H2:

H2:《若干意见》政策发布时, 没有政治关联的民营上市公司股票的累计异常收益率会显著高于有政治关联的民营上市公司。

(二) 样本选择和数据来源

本文以民营上市公司为研究样本。在判断上市公司是否为民营企业时, 使用了CSMAR数据库中的中国民营上市公司数据库, 数据库披露了2003年至2009年间曾经为民营公司的上市公司694家。由于从国有企业转变而来的民营上市公司不能算作纯粹的民营企业, 仅选择了首次公开发行股票时即为民营企业的上市公司作为研究样本。此外, 有过国有化经历的民营上市公司也被剔除。这样最终得到224个样本。而上市公司股票市场数据以及其他控制变量如公司规模、资产负债率等数据则来自CSMAR数据库。对除虚拟变量以外的因变量、自变量和控制变量都进行了极端值的处理。

在事件及其窗口期界定中, 主要依据《若干意见》。其主要内容包括两个方面:一是允许非公有制企业进入法律法规未禁入的行业和领域, 包括电力、电信、铁路、民航、石油等垄断行业, 教育、科研、卫生、文化、体育等社会事业的非营利性和营利性领域, 金融服务业以及国防科技工业建设领域;二是围绕着非公有制企业投资, 对其进行财税金融上的支持、完善对其的社会服务和政府服务。当然该文件仅仅是一个政策指导性文件, 并不涉及具体的操作。这份文件的披露过程如 (表1) 所示。将2005年1月12日, 国务院常务会议讨论并原则通过该项政策, 定义为Event1。后两个时间点较为接近, 因而将2005年2月19日至2005年2月25日 (包括两个端点) , 即国务院正式颁布和新华社首次全文发布该项政策, 定义为Event2。将事件发生日的前后5天作为时间窗口期。在Event1期间, 该文件的主要内容已经通过媒体透露出来, 因而预期在Event2期间的市场反应可能不会很强烈。总体来说, 这两个事件的发生时间都很接近, 因而使用同一个估计窗口期, 即以2005年2月25日为0窗口的 (-199, +10) 共210个交易日。

(三) 模型建立和变量定义

对于假设H1, 沿用Berkman et al. (2010) 的方法, 使用投资组合的时间序列回归进行检验。将样本民营上市公司的股票收益率使用等权平均法构造成一个投资组合, 然后使用模型 (1) 进行回归:RETURNt=β0+ΣβJEVENTJ+εt。

其中, RETURNt表示样本民营上市公司按照等权平均法组成的投资组合在t日的收益率;β0表示样本民营上市公司按照等权平均法组成的投资组合在估计窗口期的平均收益率;EVENTJ是一个虚拟变量, 当t处在第J个事件的窗口期内的时候, 取值为1/nJ, nJ等于第J个事件的窗口期长度, 若不在事件窗口期内, 取值为0;βJ表示事件J发生时, 样本民营上市公司经平均值调整后的累计异常收益率;εt表示t日的独立同分布的随机误差项。如果假设H1是正确的, 模型 (1) 中βJ的取值应该显著为正。对于假设H2, 本文将采用两种方法来检验。第一种方法是使用投资组合的方式来检验, 同样是来源于Berkman et al. (2010) 的方法。为了检验本文的假设, 首先建造一个投资组合, “买入”有政治关联的民营上市公司, “卖出”没有政治关联的民营上市公司。再使用模型 (2) 进行时间序列回归:R (PCt) -R (NON_PCt) =β0+ΣβJEVENTJ+β3RETURNt+εt, for J=1, 2

该模型的事件窗口期和估计窗口期的区间与模型 (1) 的一样。其中R (PCt) 和R (NON_PCt) 分别表示有政治关联和没有政治关联的民营上市公司按照等权平均法构造的投资组合在t日的收益率;βJ表示事件J的窗口期内, 没有政治关联与有政治关联的民营上市公司的累计异常收益率的差异的估计值;EVENTJ, RETURNt和εt的含义与模型 (1) 中的相同。如果假设H2是正确的, 模型 (2) 中的βJ应该显著为负。在模型中, 参考Calomiris et al. (2010) 的文章所用的方法, 本文所选取的衡量政治关联的方式是上市公司是否有曾经任政府官员或者人大代表、政协委员的高管, 并主要从新浪财经披露的信息中手工收集了高管的任职经历。中国特有的区域分权式的中央集权制度 (RDA, Regionally Decentralized Authoritarianism Regime) 赋予了地方政府极大的自主制定经济政策的权利, 在某些方面甚至超过了诸如美国等联邦制国家 (Xu, 2010) , 地方政府在诸如土地资源等关键资源、政府采购合同、基础设施建设机会的分配, 产业政策和地方发展战略上都有很强的自主决定权 (张建军等, 2005) 。Fan et al. (2007) 和吴文峰等 (2008) 也研究发现上市公司所在地的政治关联对企业的影响较大, 而中央和上市公司所在地之外的政治关联则对企业的影响较小。因而本文使用上市公司高管是否曾经担任过上市公司所在地的市 (县) 的局长、副局长或者以上级别的政府官员 (不包括曾在中央任职的官员) , 或者曾经或目前正在担任市级或以上级别的人大代表或政协委员 (不包括全国人大代表或政协委员) 作为该公司是否存在政治关联的判断标准。

三、实证结果分析

(一) 描述性统计

本文民营上市公司, 所处行业以及政治关联种类的描述性统计结果见 (表2) 。可以发现: (1) 样本公司在各个行业中的分布并不均匀。分布在机械、设备、仪表行业的公司最多, 为14.73%;处在金融业和传播与文化产业的公司分别只有一家, 而处在采掘业和电力、煤气及水的生产和供应业的公司数为零。显示出民营上市公司对管制程度高的行业进入较少。 (2) 样本中有政治关联的公司的比例较高, 达到了41.96%;进入金融业和文化与传播行业的仅有的两家公司都有政治关联;交通运输、仓储业, 房地产业和木材、家具行业, 均高达66.67%;竞争较为充分的行业和高科技行业政治关联程度较小, 信息技术业、食品、饮料业和造纸、印刷业有政治关联的公司分别只有14.29%, 22.22%, 和25.00%。这种现象与汪伟等 (2005) 的研究结论相符, 即民营上市公司的发展过程也就是其不断消解制度性壁垒和经济性壁垒的过程, 在制度性壁垒较高的行业, 企业需要与之对应的“政治企业家能力”;而在制度性壁垒较低的行业, 企业的发展主要面临规模经济壁垒和技术壁垒的挑战, 所以在这些行业有政治关联的公司所占比例较小。

(二) 回归分析

本文通过模型 (1) 和模型 (2) 检验了放松垄断管制行业政策的经济后果。 (1) 民营上市公司政策颁布期间的财富效应。通过模型 (1) 来检验民营上市公司在政策颁布期间的财富效应, 即《国务院关于鼓励支持和引导非公有制经济发展的若干意见》的颁布, 是否有利于民营企业价值的增加。模型 (1) 的结果见 (表4) 。结果显示, 样本民营上市公司按照等权平均法组成的投资组合在估计窗口的平均收益率在10%的水平下显著为负。在国务院常务会议讨论并原则通过《国务院关于鼓励支持和引导非公有制经济发展的若干意见》 (Event1) 的窗口期内, 样本民营上市公司按照等权平均法组成的投资组合经估计窗口内的平均收益率调整后的累积异常收益率在10%的水平下显著为正, 这表明, Event1的发生对民营上市公司来说是利好消息;在国务院正式颁布以及媒体全文发布《国务院关于鼓励支持和引导非公有制经济发展的若干意见》 (Event2) 的窗口期内, 样本民营上市公司按照等权平均法组成的投资组合经估计窗口内的平均收益率调整以后的累积异常收益率为正, 但是不显著, 这与本文的预期相符, Event1的新闻报道已经透露了国务院放松管制文件的主要内容, 因而后期市场的反映没有那么强烈。结果显示《国务院关于鼓励支持和引导非公有制经济发展的若干意见》的颁布显著增加了民营上市公司的价值。即假设H1成立。 (2) 政治关联对民营上市公司的财富效应。本文通过模型 (2) 来检验政治关联对民营上市公司的财富效应, 即政治关联是否有助于民营企业进入垄断管制行业, 模型 (2) 结果见 (表4) 。结果显示, 在Event1的窗口期内, 有政治关联的投资组合累计异常收益率在5%的显著性水平下更低;在Event2的窗口期内, 有政治关联的投资组合表现也更差, 但差异并不显著, 这符合本文之前的预期, 即放松管制政策的信息在Event1期间已经反映在市场中了。模型 (2) 的结果表明, 有政治关联的民营上市公司在《国务院关于鼓励支持和引导非公有制经济发展的若干意见》颁布期间的获益要比没有政治关联的民营上市公司少, 说明政治关联确实有助于民营上市公司进入垄断管制行业, 但是这种优势在《国务院关于鼓励支持和引导非公有制经济发展的若干意见》颁布之后变弱了, 实证结果支持了假设H2。

注:括号内的值是t值, *和**分别表示双尾t检验值在10%和5%的水平上统计显著。

四、结论

本文研究发现, 《若干意见》颁布增加了民营上市公司的价值;有政治关联的民营上市公司获益要比没有政治关联的民营上市公司少。这些现象反映了投资者预期《若干意见》的颁布有利于民营上市公司拓宽投资渠道, 增加自身价值, 而政治关联在民营上市公司进入垄断管制行业的作用将随着行业管制的不断放松而不断降低。但市场反映的仅仅是投资者的预期, 该文件没有涉及实际的操作, 因而民营上市公司进入垄断管制行业的门槛是否能够得到实质性的降低仍然是一个问题。假如门槛降低, 政治关联作为企业进入垄断管制行业的一种优势, 作用将变小。一个企业能否进入某个行业、并存活壮大起来, 将更多地依靠其管理水平、资金技术和创新能力, 企业将更多地关注经营能力的提高, 减少对政治关联的花费。对于全社会来说, 这将有利于社会资源的优化配置, 即将资源配置到更能有效经营它的公司中去, 而非与政府关系更好的公司中去或者受到制度性壁垒保护的企业中去, 使得全社会的生产效率和福利水平得到提高。所以建议政府尽快出台更为细致的政策, 在实质上降低垄断管制行业的进入壁垒。

城市政府转型:告别管制迈向服务 篇2

“十一五”时期，我国由政府主导的经济模式，开始寻求向市场主导转变。国务院为此下发《关于深化经济体制改革的意见》。意见要求：“加快政府职能转变。进一步推进政企分开、政资分开、政事分开，推动各级政府强化社会管理和公共服务职能”。

转变我国的经济模式，以政府转变为起点，是我国深化改革的又一大举措。在“十一五”期间，政府在职能转型上取得了一定的进展，但严格来说，政府转型在总体上还不够深入，并没有根据现实需求发生质的转变。这对于社会改革而言制约了经济的提速发展。

政府转型的现实困难有很多，但主要还是各地方政府的自身利益。各地政府大多为了保存自身利益，而难以落实行政上的改革。这方面因素有很多，譬如现行的财税体制与干部选拔机制，就很难使部门利益、地方利益完全失之不顾，从而束缚了政府职能的转变。

然而，从宏观经济的角度来说，政府不能完成职能上的转变，其经济的增长方式和运行机制就不能够有新的转变，从而影响了经济的稳定发展。政府职能的转变是现实的市场经济所决定的。为了适应市场需要与变化，政府的职能必须从旧有的职能上转变过来。

对于推进社会发展来说，政府转型对于社会的整体进步具有深刻意义。因此，对于政府转型，首要的问题就是要改变昔日职能上的观念，而不能抓住政府自身的利益不放。只有政府部门产生了开放的职能意识，重新进入公共视野，政府的职能转变才有可能推进和深入。

目前，政府转型的另一个难点在于，地方政府没有全方位地进行职能转变。政府部门不能全方位转变各自职能，只会加大政府的负荷，使城市建设与经济发展变得缓慢。因此，政府必须从管制型政府向服务型政府转变，这样才能完善市场的经济体制。

因为政府职能转变关系到现有的经济体制改革，同时也关系到社会与政治体制的改革。也就是说，政府的职能转变是我国深化改革的基本点，是推动国家完成现代化的重要部分。没有政府职能的转变，我国就只能处于长远的发展当中，而不能进入发达国家的社会形态。

在政府职能转变面前，政府必须突破自身的局限，从发展的眼光来认识体制改革的必要性。我国作为一个发展中国家，当经济发展到一定时期时，公共建设的需求也随之全面提升。及此，建立一个适应经济发展、满足社会需求的服务型政府，就成为国家持续发展的需要。

公共服务：政府的新职能

我国经济建设时期，政府更强调发展经济，致使公共服务职能一直没有到位。政府公共服务的缺失表现在很多方面，诸如基础教育、基本医疗、社会保障和公共就业服务等方面。随着改革深入，经济发展与公共服务之间出现了极大的差距。及此，政府转型的目的就在于履行公共服务的职责。

对于一个经济社会日渐成熟的城市来说，制度建设是政府必须面对和完善的政治机制，而公共职能则是一个健全政府的重要内容。虽然我国因市场经济的发展而出现了主导型政府。但主导型政府毕竟只是经济发展阶段中的暂时任务。当经济发展超越一定发展阶段时，政府必须严格规范自身的行政责任。

在政府为社会提供公共服务之前，立法是政府转型的基本前提。当前，地方政府在公共服务与体制建设方面，基本缺失立法给予的服务界定。地方政府服务责任的界定模糊，立法层次相对较低，责任界定缺少细节，致使现有的公共服务没有体现出公平与效率的原则。

此外，对于市场经济的社会来说，政府不一定要全面介入公共服务，而是应该与市场共同分担公共服务的建设。政府承担的公共服务责任，仅仅是公共服务的基本需求。而基本需求之外，完全可以交给市场来承担。政府只要履行好其中的监管责任即可。这样才体现出公共服务的多样性。

一个服务型的政府在监管好市场和改善市场环境的同时，更要完善对社会的服务与管理。尤其是在教育、医疗、就业和住房等领域，需要完全履行自己的职责。这就要求政府不仅要对经济发展负责，更要对民众的基本公共服务负责，从而建立一个务实的公共服务体系。

政府转型还要调整财政的收支结构，将财政转型为公共财政，使公共服务得到长期的保障。这样就可以解决主导型政府大量的财政资源推动经济发展的问题。另外，在财政用于公共服务支出之前，还要建立健全的公共财政体制，以确定公共财政的使用能够准确到位。

供给体制也是公共服务的重要内容。在政府职能转变过程中，还需要将供给体制通过市场介入而形成多元化的体制。一个多元化的供给体制在面对公共产品短缺时，可以有效的及时应对，同时还可以大量节省政府的成本，避免政府垄断社会事业的弊端，加强政府解决公共服务问题的职能。

政府转型面临最困难的问题是基本的社会保障。我国的城市与城镇之间在基本保障方面差距巨大，因此社会保障有待极大提高，须建立更为完善的保障体系，实现保障过程的均等化。由此提高政府的保障功能，让人们均等地分享经济发展的成果。这些对于构建和谐社会十分重要。

精简机构，提高政府工作效率也是政府转型的根本任务。由于历史原因和经济发展的需求，政府机构和部门不断扩大，政府的行政效率反而大大降低，公共服务的质量也没有得到提高。精简政府的部分职能部门，对于公共服务的职能建设、提高服务效率具有积极的意义。

对于一个服务型政府来说，公共文化也是不可忽略的服务内容。民众的基本权益包含了公共文化，并且城市经济发展同样需要文化产业的支持。公共文化可以确立一个服务型政府的形象，使政府的服务理念能够在文化当中得到充分的体现。从而促进以文化和谐，推动文化发展的繁荣。

总之，政府必须进行职能转变，加快建立公共服务体系的步伐，改变旧有的公共服务方式，完善公共服务的立法机制，使政府职能部分形成一个无形的服务网络，实现政府职能规范化、施政法治化，从而解决主导型政府的行政机制所带来诸多问题，完成服务型政府的改革任务。

政府无须经营城市

与成熟市场经济条件下的政府相比，处于经济社会转型期的政府依然具有一些特殊的发展职能。在基础设施建设大规模展开的初期，政府作为投资建设主体的功能仍具有重要作用;在市场经济发展早期，经济运行中不可避免地存在一些盲目性，政府在规范市场主体行为方面仍然占有主导性地位。

在经济发展过程中，出现了“经营城市”的现象。所谓经营城市，就是泛指城市政府在推动经济发展的过程中，有些城市出售城市资源、贩卖土地，从而获取政府的财政收入。这种“经营城市”的现象，一度非常普遍，尤其是一些中小城市和乡镇的作为，严重损害了市场的秩序。

除此之外，政府主导市场的另一个严重问题就是腐败。腐败在我国的经济发展阶段中一直是难以根除的弊病。一些城市政府为了追求自身利益，便利用主导市场的机遇，进而扩大政府收益。并且，造成很坏影响的是，一些城市政府追求利益的行为大多以公共利益为借口，使国家很难察觉城市政府在推动市场发展中是否扩大了公共利益，并造成了巨大的经济损失，直接威胁到民众对城市政府的信任。

所以产生经营与腐败的现象，很重要的原因就是政府的行政权力缺乏有效的监督，从而僭越了政府自身所拥有的职能范围。正是基于这样的原因，在城市的经济发展中，使资源没有得到有效的配置，市场得到了不应有的束缚，失去了公平竞争的原则。

当城市政府主导市场，又不受法制监督时，市场行为便不断向权力倾斜，这样就加重了市场发展与社会正义之间的矛盾。尤其是将市场经济推向了以权力为发展手段的错误方向。这种发展市场的行为使那些易于接近权力的群体，成为政策制定中的既得利益者。

而对于城市政府来说，推动市场的发展不在于市场规范与可持续发展，重要的是从市场经济发展的表面现象中追求政府的政绩，提升政府的正面形象，片面地追求经济增长，致使政府主导的市场经济，没有形成健康与可长久发展的市场机制，而公共服务职能也在这种扭曲的经济形式中丧失殆尽。

城市政府的这种主导市场行为，其实就是直接营利性活动。而政府机构与一些行政官员便失去政治的符号，成为商业活动的主体。当政府变质地成为商业活动的主体时，政府便可能以行政权力来垄断市场，从而丧失了市场的竞争原则。

政府主导一切市场行为，都是在追求自身利益的最大化。这样便会引发行政利益与社会主体之间的深层矛盾。而这种深层矛盾的本质就是侵犯民众与公共的利益。当政府在追求利益最大化时，政府同时就丧失了监督市场行为的职能，使得市场经济的发展没有平衡机制上的协调，从而激化社会矛盾。

这些发展经济过程的弊端，已经成为阻碍市场向前迈进的步伐。因此，在我国现阶段的市场发展遇到了人为性的阻碍，很难通过市场调节这样的手段来改变经济发展的现状。当下最为紧迫的任务就是转变经济增长的方式，而转变经济增长方式的途径，只能从根本问题上加以解决，这就是政府职能的转型。

政府环境管制政策的绩效研究 篇3

随着环境问题的日益凸显和公众对环境保护事业的关注,政府的环境管制被认为是实现经济增长与环境保护协调可持续发展的首要外部保障措施。不同学者围绕环境管制与经济可持续发展的关系进行了大量研究,具体集中在以下3个方面:其一,环境管制与企业(行业)国际竞争力的关系研究。这方面的研究成果比较丰富,早期的理论研究认为环境管制抑制企业竞争力的提升,但波特的双赢观点提出以后,更多的文献是从影响程度和影响机制等方面分析环境管制对企业国际竞争力的影响问题[1],如金碚(2009)指出,当前我国经济发展正处于工业化的中期,政府的环境管制应该兼顾经济效率准则和社会效益准则的合理平衡,这样既有助于实现资源节约和环境保护的目标,也有助于企业和产业竞争力的长期提升[2]。傅京燕(2010)利用1996—2004年我国24个制造业的面板数据实证研究得出,环境管制对我国制造业比较优势的影响呈“U”型关系[3]。其二,环境管制对国际贸易和投资的影响研究。由于各国(各地区)环境标准的不一,那么环境因素是否会成为影响一国比较优势的因素,进而影响其对外贸易和对外投资,这方面的国外研究成果较多。随着我国国际地位的提升和对环保事业的重视,国内学者在这方面的研究也逐渐增多,但研究结论不一。如陈刚(2009)研究认为,我国的环境管制对吸引外商直接投资(FDI)有明显的抑制作用[4];朱平芳等(2011)利用2003—2008年我国277个地级城市的面板数据,实证分析了我国各地方城市是否为吸引FDI而在环境标准方面存在竞相降低的事实,研究显示,环境管制对FDI的作用方向与FDI本身的水平高低密切相关[5]。其三,环境管制与生产效率、技术进步的关系研究。白雪洁、宋莹(2009)从非管制、弱管制和强管制三个层次分析了我国环境管制政策对火电行业的效率影响,研究认为提升环境管制强度有利于火电行业整体的效率提升[6];张中元、赵国庆(2012)研究发现,提高我国环境管制的强度有利于国企技术进步,但对三资企业技术进步的影响不显著,不利于私营企业的技术进步[7]。此外,还有一些学者分析了环境管制对区域技术创新、经济增长、就业率、出口量等的影响(赵细康,2004;刘加林,2011;李钢等,2012)[8,9,10]。

相比之下,针对环境管制政策的实际环境绩效方面的研究还比较有限,多数文献是现状、问题及对策的定性分析,定量研究较少,如王丽萍(2011)针对河南省环境污染的地区差异进行了定量分析[11];沈能(2012)对我国环境管制与环境效率的非线性关系研究得出,环境管制对清洁生产型行业的当期环境效率有明显的促进作用,而对污染型行业的影响存在滞后效应,环境管制强度与环境效率之间呈倒“U”型关系[12]。事实上,在我国经济持续高速增长、环境问题越发严重的背景下,环境保护在某种程度上更先于经济增长。为此,本文以2004—2010年的统计数据为样本,选取国内生产总值(X0)为参考量,主要污染物的排放作为比较量,运用灰色关联分析法对政府环境管制政策的环境效应进行分析论证。

1指标选取与数据来源

综合政府环境管制和主要环境污染物的数据统计,特选取如下指标(单位):

X1:国内生产总值能耗$=\frac{\text{能}\text{源}\text{消}\text{费}\text{总}\text{量}}{\text{国}\text{内}\text{生}\text{产}\text{总}\text{值}}$(吨标准煤/万元)

X2:人均能源消耗量$=\frac{\text{能}\text{源}\text{消}\text{费}\text{总}\text{量}}{\text{人}\text{口}\text{总}\text{数}}$(吨标准煤/人)

X3:工业废水排放达标率$=\frac{⌶\text{业}\text{废}\text{水}\text{排}\text{放}\text{达}\text{标}\text{量}}{⌶\text{业}\text{废}\text{水}\text{排}\text{放}\text{总}\text{量}}\times 100\%$

X4:工业二氧化硫消除率$=\frac{\text{二}\text{氧}\text{化}\text{硫}\text{消}\text{除}\text{量}}{\text{二}\text{氧}\text{化}\text{硫}\text{排}\text{放}\text{总}\text{量}}\times 100\%$

X5:工业烟尘消除率$=\frac{⌶\text{业}\text{烟}\text{尘}\text{消}\text{除}\text{量}}{⌶\text{业}\text{烟}\text{尘}\text{排}\text{放}\text{总}\text{量}}\times 100\%$

X6:工业粉尘消除率$=\frac{⌶\text{业}\text{粉}\text{尘}\text{消}\text{除}\text{量}}{⌶\text{业}\text{粉}\text{尘}\text{排}\text{放}\text{总}\text{量}}\times 100\%$

X7:工业固体废物利用率$=\frac{⌶\text{业}\text{废}\text{物}\text{利}\text{用}\text{量}}{⌶\text{业}\text{废}\text{物}\text{排}\text{放}\text{总}\text{量}}\times 100\%$

X8:环境污染治理投资总额占国内生产总值的比重

X9:工业污染治理项目本年完成投资额(亿元)

从以上指标来看,本文所选取的指标主要涉及能源消耗、工业三废的治理情况以及环境污染的投资治理情况这三大方面,通过这些指标我们可以间接了解政府在环境污染防治方面的实际执行情况,以及政府对环境保护的重视程度和变化趋势。各指标的初始数据如表1所示。

数据来源:根据《中国环境统计年鉴(2005—2011年)》的数据整理所得。

2环境绩效的灰色关联度分析

灰色关联度分析是一种多因素的统计分析方法,具体是用参考序列和比较序列之间的距离,即关联度来反映各因素之间的关系强弱或大小。具体过程如下[13]。

① 确定参考数列和比较数列。参考数列是反映系统行为特征的序列,比较数列是影响系统行为的各种因素。在当前,我国最重要的任务就是大力发展经济,各级政府也始终把经济增长作为各项工作中最重要的任务,所以在灰色关联度分析中,选取参考数列为国内生产总值,即指标X0,简记为:X0={X0(k)|k=1,2,3,…n},比较数列为X1-X9,反映经济增长过程的环境污染与环境治理因素,简记为:Xi={Xi(k)|k=1,2,3,…n},i=1,2,3,…m。

② 对数列进行无量纲化处理。确定参考数列和比较数列后,由于各指标数据代表不同的物理意义,使得各指标数据的量纲不同。为了消除量纲不同给关联分析带来的不良影响,需要对指标进行无量纲化处理。无量纲化处理的方法有:初值化处理、均值化处理和标准化处理,其中,标准化处理是指所有数据减去该列的平均数,然后除以该数列的标准差,该方法的运用频率最高,本文也选择标准化处理方法对原始数据进行无量纲化处理。

标准化参考数列为:$X{}_0(k)=\frac{X{}_0(k)-\stackrel{—}{{\displaystyle X}}{}_0}{\sigma {}_{x{}_0}}$

$\begin{array}{l}\text{其}\text{中}\stackrel{—}{{\displaystyle X}}{}_0=\frac{1}{n}{\displaystyle \sum _{k=1}^n}X{}_0(k)\\ \sigma {}_{x{}_0}=\sqrt{\frac{1}{n}{\displaystyle \sum _{k=1}^n(}X{}_0(k)-\stackrel{—}{{\displaystyle X}}{}_0){}^2}\end{array}$

其他序列的标准化处理同此,本文不再一一说明。

③ 计算差数列,计算结果如表2所示。

差数列为:ΔXi(k)={|Xi(k)-Xo(k)|},i=1,2,…m,k=1,2,…n

④ 找出最大值和最小值。

最大值为:max(Δ)=max{ΔXi(k)},i=1,2,…m,k=1,2,…n

最小值为:min(Δ)=min{ΔXi(k)},i=1,2,…m,k=1,2,…n

观察绝对差值数据序列不难发现,数据之间存在较大的数量级差异,最大值为2.736426,最小值为0.004158,相差600多倍,因此,不能直接进行综合,还需要进行一次规范化处理。假设min{Δ}、max{Δ}分别为表2差值序列的最小值和最大值,显然可以有:0≤min{Δ}≤Δxi(k)≤max{Δ},因此,下式成立:

$\begin{array}{l}0\le \frac{\min \{\text{Δ}\}}{\max \{\text{Δ}\}}\le \frac{\Delta x{}_i(k)}{\max \{\text{Δ}\}}\le 1\\ \frac{\Delta x{}_i(k)}{\max \{\text{Δ}\}}\end{array}$

越大,说明xi(k)和x0(k)两序列的变化态势差异越大,反之,则说明两序列变化态势的一致性越强。为了避免出现min{Δ}可能为0的情况,在实践中,可以将上式改进为:

$\xi {}_i(k)=\frac{\min \{\text{Δ}\}/\max \{\text{Δ}\}+\rho }{\text{Δ}x{}_i(k)/\max \{\text{Δ}\}+\rho }$

其中:ξi(k)为关联系数,ρ为分辨系数,在(0,1)取值,ρ越小,分辨力越大。

⑤ 计算关联系数。

关联系数的计算方法:

$\{\zeta {}_i(k)\}=\left\{\frac{\min \{\text{Δ}\}+\rho \max \{\text{Δ}\}}{\Delta y{}_i(k)+\rho \max \{\text{Δ}\}}\right\},i=1,2,\cdots \cdots m$;k=1,2,……n

在本文中的ρ取值为0.5,结果见表3。

⑥ 计算关联度。

由于关联系数是一个数列,具有较大分散性,

因此需要我们计算关联度,从而得出比较数列与参考数列二者之间的关联程度见表4。

关联度为:$\gamma {}_i=\frac{1}{n}{\displaystyle \sum _{k=1}^n\xi }{}_i(k)\gamma {}_1$

3结果分析

从以上灰色关联度结果我们可以了解到,2004—2010年间我国经济增长与能源消耗、主要污染物的排放治理情况存在以下关系。

①人均能源消耗量与GDP的关联度为0.941483,远远大于其他指标的关联度,这反映出我国经济增长过程中人均能源消耗一直处于高位运行状态。从人均能源消耗量来看,“十一五”末的能源消耗量比“十五”末增加了60%,人均能源消耗一直处于上升通道。事实上,在我国现行的环境管制政策中,尚未针对人均能源消耗制定相应的管制措施。

②工业二氧化硫消除率、工业粉尘消除率、工业烟尘消除率与GDP的关联度依次为0.902194、0.884200和0.880929,这反映出我国在经济增长过程中对工业二氧化硫、工业烟尘和工业粉尘的排放治理比较重视,针对这些大气污染物的环境管制政策相对有效。特别是二氧化硫排放,“十一五”期间我国把降低二氧化硫排放作为经济增长的约束性指标,纳入政府业绩考核,在一些省市还实行一票否决制,因此,各级政府都非常重视对二氧化硫的达标排放和有效处理。2010年全国二氧化硫排放量在2005年的基础上减少10%,2010年二氧化硫排放达标率达到97.9%,比2005年提高近20个百分点。此外,2010年与2005年相比,工业粉尘排放量减少50.75%,达标率提高16.3个百分点,达到91.4%;工业烟尘排放量减少29.88%,达标率提高7.7个百分点,达到90.6%。

③固体废物利用率、工业废水的排放达标率与GDP的关联度分别为0.855998和0.840301,它们均小于上述三个大气污染物指标的关联度,这反映出国家对于固体废物和工业废水的重视程度并不是很高。另外,固体废物和工业废水的处理难度比较大,特别是固体废物的处理,很多地区对于固体垃圾的处理一般是掩埋或者是焚烧,这样很容易造成二次污染,处理效果也不好。在我国环保机构的监测中以及媒体舆论的报道中,我们可以发现,工业废水乱排放的现象层出不穷,工业废水不经处理直接排入大江大河,对我国的经济发展,生态环境造成了很大的危害。从关联度指标来看,政府需要提高对固体废物与工业废水的治理力度。

④环境污染治理投资总额的比重与GDP的关联度为0.806863,工业污染治理项目本年完成投资总额与GDP的关联度为0.584864,这两项指标可以反映我国环境污染治理的实际投资水平和投资规模。从国际经验来看,日本等发达国家用于污染治理的费用占GDP的比重都在2%以上,且每年有14%左右的增长,相比之下,我国在经济增长过程中用于环境污染治理的投资力度还比较低,2010年这一比重达到最高,也不过1.66%,且每年的实际投资支出不能保证持续增长,难以为我国环境污染治理提供必要的资金保障。

4结论与建议

近些年,虽然我国政府已经陆续出台并实施了一系列环境管制措施,并将单位GDP能耗、非化石能源占一次能源消耗的比例、单位GDP二氧化碳排放量等作为约束性指标纳入政府工作报告,但是在我国经济高速增长的同时,对能源的消耗和对环境的破坏依然比较严重,“大生产、大消耗、大污染”的传统经济发展模式仍然是今后较长时期我国经济增长所面临的主要难题。我国环境管制政策的环境绩效并不令人满意,尤其表现为人均能源消耗持续增加,固体废弃物、废水等的循环利用水平较低,环境污染治理投资在国内生产总值中的比重仍然较低。这反映出我国环境管制政策的制定和执行过程中还需不断改进,此外,城市生活带来的环境污染问题也未得到应有的重视,以二氧化硫和烟尘排放为例,生活排放量近十年都没有明显的下降,因此,随着我国城镇化水平的提高,城市生活产生的环境问题将面临严峻挑战。我国的环境管制政策应在政策细节和执行力度上下足功夫,提高环境政策的实际运行绩效,最终实现经济增长与环境保护的协调可持续发展。