孫華玲

(中共山東省委黨校 省直分校，山東 濟(jì)南 250014)

一、引 言

Krugman將一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中出現(xiàn)的產(chǎn)能過(guò)剩、資源的瓶頸式約束和日益嚴(yán)峻的環(huán)境惡化定義為“不可持續(xù)的增長(zhǎng)方式”［1］。資源環(huán)境約束下的中國(guó)能否順利實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由粗放型向集約型的轉(zhuǎn)換成為轉(zhuǎn)型期關(guān)乎經(jīng)濟(jì)能否達(dá)到平穩(wěn)持續(xù)健康發(fā)展的關(guān)鍵問(wèn)題。與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變相關(guān)的節(jié)能減排、控制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度以確保增長(zhǎng)方式順利轉(zhuǎn)變的政策正在實(shí)施當(dāng)中。那么，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變進(jìn)度到底如何，由于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的參數(shù)具有高度的復(fù)雜性，如何對(duì)其建立一個(gè)簡(jiǎn)易且合理的定量評(píng)價(jià)體系以及對(duì)中國(guó)目前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變進(jìn)度實(shí)施定量評(píng)價(jià)是本文著重研究的問(wèn)題和主要工作。

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的研究領(lǐng)域，國(guó)內(nèi)學(xué)者主要從增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)涵、路徑選擇和如何實(shí)施經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的產(chǎn)業(yè)政策等角度展開(kāi)了較為全面的分析和探討。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)涵界定和影響因素研究領(lǐng)域，呂鐵和徐壽波較早地明確界定了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的內(nèi)涵，認(rèn)為對(duì)原有經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略和經(jīng)濟(jì)體制的根本性變革是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的基本思路，評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由粗放到集約的指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)效率增長(zhǎng)率，經(jīng)濟(jì)效率是評(píng)價(jià)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變程度的衡量指標(biāo)。他們對(duì)中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)的增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變效果進(jìn)行了分析，結(jié)果認(rèn)為經(jīng)濟(jì)的集約化水平很低，加快增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變需做出長(zhǎng)期堅(jiān)持不懈的努力［2］。劉偉將制度創(chuàng)新 (生產(chǎn)效率的提高)作為技術(shù)創(chuàng)新的根本基礎(chǔ)，技術(shù)創(chuàng)新是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的首要影響因素［3］。薛白認(rèn)為高級(jí)生產(chǎn)要素的流動(dòng)使得生產(chǎn)函數(shù)從低級(jí)到高級(jí)的一系列動(dòng)態(tài)化的演進(jìn)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的微觀內(nèi)涵，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變則具有協(xié)同效應(yīng)，政府的結(jié)構(gòu)變遷政策與市場(chǎng)的自發(fā)變遷(內(nèi)生性)動(dòng)力的兼容程度是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式能否順利轉(zhuǎn)變的重要決定因素［4］。

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的路徑選擇與政策研究領(lǐng)域，林毅夫等認(rèn)為比較優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)換的重要指導(dǎo)思想［5］。吳敬璉認(rèn)為走新型工業(yè)化道路是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的必由之路，中國(guó)的全要素生產(chǎn)率在改革開(kāi)放之后出現(xiàn)了由負(fù)轉(zhuǎn)正的提升，而20世紀(jì)90年代則表現(xiàn)為高污染、低效率和高消耗，繼續(xù)強(qiáng)化增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)換刻不容緩［6］。衛(wèi)興華和侯為民認(rèn)為資本驅(qū)動(dòng)的增長(zhǎng)不能夠有效解決經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率問(wèn)題，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的難點(diǎn)在于協(xié)調(diào)投資、分配和消費(fèi)的結(jié)構(gòu);產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與就業(yè)的平衡;政府管制與市場(chǎng)機(jī)制在資源配置上的有機(jī)結(jié)合問(wèn)題;銜接政府職能的轉(zhuǎn)變和科技體制的創(chuàng)新［7］。張其仔等研究了保增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的關(guān)系，通過(guò)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)選擇和產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃能夠有效化解節(jié)能減排壓力，解決經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的矛盾和沖突［8］。歐陽(yáng)峣等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)核是驅(qū)動(dòng)要素的轉(zhuǎn)變，而影響資源配置效率的關(guān)鍵變量是技術(shù)差距，中國(guó)應(yīng)當(dāng)根據(jù)與國(guó)際上發(fā)達(dá)的技術(shù)差距情況，在生產(chǎn)和研發(fā)投資選擇、模仿與創(chuàng)新投資選擇之間形成“分層”推進(jìn)式的增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變［9］。

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的效果評(píng)估研究領(lǐng)域，陳詩(shī)一認(rèn)為，中國(guó)工業(yè)總體在改革開(kāi)放以來(lái)基本實(shí)現(xiàn)以技術(shù)驅(qū)動(dòng)的集約型增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變，但一些能耗高和排放高的行業(yè)仍為粗放型增長(zhǎng)，因此需要進(jìn)一步提高節(jié)能減排技術(shù)［10］。王小魯?shù)瓤疾炝酥袊?guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)換狀況，發(fā)現(xiàn)TFP的來(lái)源發(fā)生了變化，技術(shù)進(jìn)步和內(nèi)源性效率改善因素上升，而外源性效率提高的因素在下降，人力資本質(zhì)量的提高正代替勞動(dòng)力數(shù)量擴(kuò)張的作用，行政管理成本的膨脹和消費(fèi)率的繼續(xù)下跌是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在原因［11］。吳鋒從要素投入、要素貢獻(xiàn)和市場(chǎng)力量等角度對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的相關(guān)研究成果進(jìn)行了述評(píng)，認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變?nèi)〉昧艘欢ㄟM(jìn)展，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)定性得到提高，工農(nóng)業(yè)的需求供給結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出量上的均衡趨勢(shì)，資源配置效率得到提升［12］。楊立勛和劉巖構(gòu)建了全面的增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變效果的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用了離散系數(shù)法和綜合指數(shù)法進(jìn)行了測(cè)算和評(píng)估，研究結(jié)果認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變正處于快速上升的初期階段，提高產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力、經(jīng)濟(jì)效益和環(huán)境質(zhì)量仍然是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變長(zhǎng)期應(yīng)堅(jiān)持執(zhí)行的任務(wù)和關(guān)鍵突破口，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的永恒主題是戰(zhàn)略性調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)［13］。

通過(guò)對(duì)上述有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的文獻(xiàn)梳理可以看出，目前多數(shù)文獻(xiàn)在研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變時(shí)，具有以下局限性:一是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的研究?jī)H在理論上有模糊的界定和認(rèn)識(shí)，通常研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變與其影響因素之間的關(guān)系;二是提出的相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策缺乏實(shí)證依據(jù);三是現(xiàn)有文獻(xiàn)針對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變到底達(dá)到什么程度的定量研究相對(duì)較少。本文試圖通過(guò)建立三個(gè)維度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變進(jìn)度評(píng)價(jià)指標(biāo)，利用實(shí)證方法定量評(píng)價(jià)目前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的程度，為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的動(dòng)態(tài)政策制定提供參考標(biāo)準(zhǔn)。

二、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的評(píng)價(jià)方法

1.勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高

我們建立如式 (1)所示的勞動(dòng)生產(chǎn)率的決定方程:

其中，Y、L、K分別表示中國(guó)各地區(qū)實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、年末從業(yè)人員數(shù)和資本投入數(shù)量。edu表示人力資本 (每萬(wàn)人在校高中、本專(zhuān)科人數(shù))，marketization表示各地區(qū)的市場(chǎng)化指數(shù)，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。下標(biāo)i表示中國(guó)30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市 (西藏由于數(shù)據(jù)缺失，故排除)，t表示所考察的時(shí)間區(qū)間 (1998—2010年)。我們采用人均實(shí)際產(chǎn)出代表勞動(dòng)生產(chǎn)率 (解釋變量)，人均資本表示要素投入，人力資本和市場(chǎng)化指數(shù)作為控制變量。若β1t呈現(xiàn)出變大的趨勢(shì)，則表明以勞動(dòng)生產(chǎn)率衡量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變?nèi)〉昧溯^好的進(jìn)展。

2.治污技術(shù)的進(jìn)步

為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在研究環(huán)境污染問(wèn)題時(shí)，我們考察了兩種檢驗(yàn)方程:二氧化硫排放量的決定方程和環(huán)境污染破壞次數(shù)的決定方程。

式 (2)和式 (3)分別表示污染物排放量的決定方程和環(huán)境污染破壞次數(shù)的決定方程，由于我們采用的是省際面板數(shù)據(jù)，受到數(shù)據(jù)的限制，此處的污染物排放用各省區(qū)的二氧化硫(SO2)排放量表示，industry表示第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，regulation表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，accident表示環(huán)境污染破壞事故發(fā)生的次數(shù)，ν和τ分別表示式 (2)和式 (3)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。當(dāng)γ1t和μ1t呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)時(shí)，則表明以單位實(shí)際產(chǎn)出環(huán)境污染程度為衡量指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變?nèi)〉酶纳频男Ч?/p>

3.能源利用效率的改善

單位GDP能耗能否降低直接關(guān)系著中國(guó)節(jié)能政策的效果。在研究能源利用效率問(wèn)題時(shí)，我們的模型借鑒王火根和沈利生 (2007)的做法，建立如式 (4)所示的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)決定方程。

他們采用的是各地區(qū)電力消費(fèi)量作為能源消費(fèi)量的代理指標(biāo)。原因在于電力消費(fèi)一方面是能源消耗的主要方式，而且能夠更加準(zhǔn)確地反映出能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)在聯(lián)系，所以，本文也采納了這一做法。當(dāng)θit呈現(xiàn)出增長(zhǎng)趨勢(shì)時(shí)，表明以單位實(shí)際產(chǎn)出電力消費(fèi)量為衡量指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變?nèi)〉眯逻M(jìn)展。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源和描述統(tǒng)計(jì)

1.實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值

由中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)直接獲得以現(xiàn)價(jià)計(jì)算的各地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，然后利用《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》中的以1950年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整為1952年，能夠得到CPI，再利用CPI數(shù)據(jù)對(duì)各地區(qū)各年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行平減得到各地區(qū)實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

2.年末從業(yè)人員數(shù)

從中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)能夠直接得到各地區(qū)各年年末從業(yè)人員數(shù)。

3.資本存量

本文使用的1998—2008年資本存量數(shù)據(jù)直接來(lái)源于孫輝等 (2010)的研究成果，并使用一階自回歸方法將2009—2010年的缺失數(shù)據(jù)補(bǔ)齊。

4.人力資本

本文采用各地區(qū)每萬(wàn)人在校高中、本專(zhuān)科學(xué)生的數(shù)量作為人力資本的衡量指標(biāo)。在校高中、本專(zhuān)科學(xué)生的數(shù)量數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的相關(guān)數(shù)據(jù)加總，然后除以各省區(qū)年末人口數(shù)，得到最終的各地區(qū)人力資本數(shù)據(jù)。

5.市場(chǎng)化指數(shù)

市場(chǎng)化改革對(duì)資源配置起到了優(yōu)化作用，必然引起生產(chǎn)率的提升，因此，將市場(chǎng)化改革納入到勞動(dòng)生產(chǎn)率決定方程中。樊綱等 (2011)出版的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù):各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》為學(xué)者們衡量市場(chǎng)化改革進(jìn)度提供了直接的幫助，本文市場(chǎng)化指數(shù)使用的便是該報(bào)告的結(jié)果。

6.二氧化硫排放量

二氧化硫排放量數(shù)據(jù)來(lái)源于1999—2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

7.第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重

考慮到環(huán)境污染主要來(lái)自于第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)過(guò)程，因此，我們選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重作為污染物排放決定方程的解釋變量 (實(shí)質(zhì)上也有文獻(xiàn)將其稱(chēng)作產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理指標(biāo))，第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的數(shù)據(jù)直接來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

8.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度

在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)的衡量上，可供選擇的構(gòu)造指標(biāo)包括:環(huán)境規(guī)制政策法規(guī)的頒布數(shù)量、治污投資占企業(yè)成本或產(chǎn)值的比例、治理污染費(fèi)用、人均收入和規(guī)制機(jī)構(gòu)的監(jiān)督檢查次數(shù)等。由于受到數(shù)據(jù)可獲得性限制，我們將治理工業(yè)污染項(xiàng)目投資額與工業(yè)增加值的比值作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的代理指標(biāo)，中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)直接提供了1998—2010年中國(guó)各地區(qū)治理工業(yè)污染項(xiàng)目投資額和工業(yè)增加值的相關(guān)數(shù)據(jù)。

9.環(huán)境污染和破壞次數(shù)

環(huán)境污染和破壞次數(shù)直接衡量了環(huán)境惡化水平，中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)直接提供了該指標(biāo)的數(shù)據(jù)。由于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)中的數(shù)據(jù)部分缺失(或環(huán)境污染破壞次數(shù)為0)，為確保計(jì)量過(guò)程中取對(duì)數(shù)需要，我們將缺失數(shù)據(jù)或未發(fā)生環(huán)境污染破壞的情況取值為1，這一做法對(duì)計(jì)量結(jié)果的影響不大。

10.能源消費(fèi) (電力消費(fèi)量)

各地區(qū)能源消費(fèi) (電力消費(fèi)量)數(shù)據(jù)來(lái)源于1999—2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。取390個(gè)樣本量，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)

四、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變進(jìn)度的實(shí)證研究

1.空間自相關(guān)的Moran-I指數(shù)計(jì)算

由于經(jīng)濟(jì)活動(dòng)普遍存在著空間的相關(guān)性，以至于單獨(dú)使用面板模型將不能夠有效解決變量之間存在的相關(guān)性問(wèn)題，因此，本文采用了空間面板模型對(duì)各計(jì)量模型 (1)— (4)進(jìn)行估計(jì)。而空間面板模型又分為空間滯后模型 (SAR)和空間誤差模型 (SEM)，所以，在估計(jì)之前需要對(duì)模型進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，最常用的方法是計(jì)算Moran-I指數(shù)。

Moran-I的計(jì)算公式為:

表2 中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變進(jìn)度的Moran-I指數(shù)

從表2的1998—2010年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變進(jìn)程的各被解釋變量的Moran-I指數(shù)變動(dòng)情況來(lái)看，人均實(shí)際產(chǎn)出、二氧化硫排放量、環(huán)境污染和破壞次數(shù)以及實(shí)際產(chǎn)出均呈現(xiàn)出顯著的空間正自相關(guān)，其中，人均實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際產(chǎn)出的空間正自相關(guān)最為顯著，Moran-I指數(shù)分別在0.2—0.4之間。所以，采用傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型刻畫(huà)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變進(jìn)程不是很合理，需要采取空間面板模型進(jìn)行估計(jì)和解釋。

2.空間面板模型估計(jì)結(jié)果與解釋

(1)勞動(dòng)生產(chǎn)率的決定方程。為便于選擇合適的空間面板模型估計(jì)方法，我們首先針對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率決定方程進(jìn)行傳統(tǒng)的面板OLS回歸，回歸結(jié)果為 (括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)變量的t統(tǒng)計(jì)量):

其中，ˉR2=0.9641，DW=1.5418，因此，從DW值來(lái)看，該傳統(tǒng)面板OLS模型的變量存在著自相關(guān)，進(jìn)一步證實(shí)了建立空間面板的必要性。而且，經(jīng)過(guò)空間自相關(guān)檢驗(yàn) (如表3所示)，發(fā)現(xiàn)空間滯后模型 (SAR)的統(tǒng)計(jì)量4.3584＞空間誤差模型 (SEM)的統(tǒng)計(jì)量1.8816，且在5%的顯著性水平上顯著，因此，選擇空間滯后模型對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率決定方程進(jìn)行估計(jì) (估計(jì)結(jié)果如表4所示)。從表4可以看出，應(yīng)當(dāng)選擇雙向固定效應(yīng)來(lái)解釋勞動(dòng)生產(chǎn)率的決定方程，從中國(guó)總體來(lái)看，人均資本每增長(zhǎng)1%，將引起勞動(dòng)生產(chǎn)率提高0.6099%，表明中國(guó)資本深化將帶來(lái)要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。表5給出了各地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率空間固定效應(yīng)影響值。

表3 空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

表4 勞動(dòng)生產(chǎn)率決定方程的三種空間面板估計(jì)結(jié)果

表5 各地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率空間固定效應(yīng)影響值

從表5可以看出，勞動(dòng)生產(chǎn)率在各地區(qū)間的差異較大，北京、天津、遼寧、上海、福建和山東等地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率較高，中西部地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率較低。中國(guó)總體的勞動(dòng)生產(chǎn)率大致呈現(xiàn)出遞增的趨勢(shì)，從2004年下半年開(kāi)始，勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)人均資本的彈性系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)為正，是以勞動(dòng)生產(chǎn)率提高為衡量標(biāo)準(zhǔn)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變?nèi)〉昧溯^為明顯的效果。

(2)治污技術(shù)水平的決定方程。由于本文考慮了兩種類(lèi)型的治污技術(shù)水平?jīng)Q定方程，因此，我們需要對(duì)其分別進(jìn)行估計(jì)，以保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

①二氧化硫排放量的決定方程。利用傳統(tǒng)面板OLS估計(jì)得到的二氧化硫排放量決定方程結(jié)果為 (小括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)變量的t值):

其中，ˉR2=0.5391，DW=1.7661(具有一定的相關(guān)性)，因此，重新建立空間面板模型進(jìn)行估計(jì)，經(jīng)檢驗(yàn)，空間滯后模型 (SAR)的統(tǒng)計(jì)量109.3956＜空間誤差模型 (SEM)的統(tǒng)計(jì)量181.8642，所以，我們選擇空間誤差模型(SEM)對(duì)二氧化硫排放量的決定方程估計(jì) (估計(jì)結(jié)果如表6所示)。

表6 二氧化硫排放量決定方程的空間誤差面板估計(jì)結(jié)果

②環(huán)境污染破壞次數(shù)的決定方程。

其中，ˉR2=0.0472，DW=1.3452，重新進(jìn)行空間面板模型估計(jì)，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，空間滯后模型(SAR)的統(tǒng)計(jì)量0.4619＜空間誤差模型 (SEM)的統(tǒng)計(jì)量4.3383，因此，需要建立空間誤差模型，估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表7 環(huán)境污染與破壞次數(shù)決定方程的空間誤差面板估計(jì)結(jié)果

從表6和表7的估計(jì)結(jié)果可以看出，在考慮空間相關(guān)性時(shí)，二氧化硫排放量決定方程應(yīng)當(dāng)選擇地區(qū)固定效應(yīng)，二氧化硫?qū)?shí)際產(chǎn)出的彈性為0.3323，亦即，從全國(guó)來(lái)看，當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)1%時(shí)，二氧化硫排放量增長(zhǎng)0.3323%。環(huán)境污染與破壞次數(shù)決定方程應(yīng)當(dāng)選擇時(shí)間固定效應(yīng)，實(shí)際產(chǎn)出上漲1%將引起環(huán)境污染與破壞次數(shù)提高0.7608%。另外，在控制變量方面，第二產(chǎn)業(yè)比重的變動(dòng)與二氧化硫排放量正相關(guān)，與環(huán)境污染與破壞次數(shù)負(fù)相關(guān)，目前我國(guó)的環(huán)境規(guī)制未能取得降低環(huán)境污染水平的效果。表8給出的各地區(qū)固定效應(yīng)影響值。

表8 以環(huán)境污染指標(biāo)衡量的各地區(qū)固定效應(yīng)影響值

從表8可以看出，二氧化硫排放量在各地區(qū)間的差異較大，北京、天津、吉林、黑龍江、上海和江西等地區(qū)的單位實(shí)際產(chǎn)出排放的二氧化硫量下降，山西、內(nèi)蒙古、遼寧和江蘇等地區(qū)的單位實(shí)際產(chǎn)出引起的二氧化硫排放量較高。各地區(qū)環(huán)境污染與破壞次數(shù)在各地區(qū)間的差異也較大，北京、天津和河北等地區(qū)環(huán)境污染與破壞次數(shù)下降，而湖南、貴州、云南和陜西等地區(qū)的環(huán)境污染與破壞次數(shù)仍然較高。中國(guó)總體的二氧化硫排放量大致呈現(xiàn)出先增后減的趨勢(shì)，從1998—2005年上半年這段時(shí)間，二氧化硫排放量對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的彈性系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)為正，且達(dá)到最大值，2005年下半年以后，彈性系數(shù)逐年下降，亦即以單位實(shí)際產(chǎn)出二氧化硫排放量為衡量標(biāo)準(zhǔn)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變?nèi)〉昧溯^為明顯的效果。中國(guó)總體的環(huán)境污染與破壞次數(shù)呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，近年來(lái)表現(xiàn)地非常顯著。

(3)能源利用效率的決定方程。

其中，ˉR2=0.9841，DW=1.5997(具有一定的相關(guān)性)，經(jīng)過(guò)進(jìn)一步的檢驗(yàn)，空間滯后模型 (SAR)的統(tǒng)計(jì)量7.8039＞空間誤差模型(SEM)的統(tǒng)計(jì)量2.6188，且在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，因此，需要建立空間滯后模型。從表9的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，應(yīng)當(dāng)選擇地區(qū)固定效應(yīng)，電力消費(fèi)量每增長(zhǎng)1%，將提高實(shí)際產(chǎn)出0.1965%。表10給出了各地區(qū)能源利用效率固定效應(yīng)影響值。

表9 能源利用效率決定方程的空間滯后面板估計(jì)結(jié)果

從表10可以看出，能源利用效率在各地區(qū)間的差異較大，北京、遼寧、上海、江蘇和廣東等地區(qū)的能源利用效率較高，中西部地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率較低 (比如貴州、云南、陜西和甘肅等地區(qū))。中國(guó)總體的能源利用效率大致呈現(xiàn)出較快的遞增趨勢(shì)，從2004年下半年開(kāi)始，實(shí)際產(chǎn)出對(duì)電力消費(fèi)量的彈性系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)為正，亦即以能源利用效率提高為衡量標(biāo)準(zhǔn)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變?nèi)〉昧溯^為明顯的效果。

五、研究結(jié)論

本文開(kāi)發(fā)出一種簡(jiǎn)易的評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變進(jìn)度的方法，并將其應(yīng)用于中國(guó)1998—2010年的各省區(qū)具體實(shí)際，得出各個(gè)評(píng)價(jià)維度的定量測(cè)算結(jié)果，并符合經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的現(xiàn)實(shí)情況，在一定程度上表明該評(píng)價(jià)方法和結(jié)論是可信的。這些研究結(jié)論對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變過(guò)程中各地區(qū)制定目標(biāo)規(guī)劃具有較大的實(shí)證意義，并且各地區(qū)應(yīng)當(dāng)根據(jù)本地區(qū)的自然稟賦和技術(shù)特征有針對(duì)性地實(shí)施經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變政策，本文的價(jià)值在于能夠?yàn)橹袊?guó)各地區(qū)合理把握經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和制定加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式進(jìn)度目標(biāo)提供重要的實(shí)證依據(jù)和決策參考。

［1］Krugman，P.The Myth of Asia's Miracle［J］.Foreign Affairs，1994，73(6):62－78.

［2］呂鐵，徐壽波.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的數(shù)量評(píng)價(jià)問(wèn)題探討［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院學(xué)報(bào)，1998，(1):46－52.

［3］劉偉.經(jīng)濟(jì)發(fā)展和改革的歷史性變化與增長(zhǎng)方式的根本改變［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2006，(1):4－10.

［4］薛白.基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變——作用機(jī)理及其測(cè)度［J］.管理科學(xué)，2009，(5):112－120.

［5］林毅夫，蔡昉，李周.中國(guó)的奇跡:發(fā)展戰(zhàn)略與經(jīng)濟(jì)改革(增訂版)［M］.上海:上海人民出版社，2006.

［6］吳敬璉.十一五規(guī)劃與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的轉(zhuǎn)變［J］.上海交通大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)，2006，(3):5－10.

［7］衛(wèi)興華，侯為民.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的選擇與轉(zhuǎn)換途徑［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007，(7):15－21.

［8］張其仔，郭朝先，白玫.協(xié)調(diào)保增長(zhǎng)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式關(guān)系的產(chǎn)業(yè)政策研究［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009，(3):29－39.

［9］歐陽(yáng)峣，易先忠，生延超.技術(shù)差距、資源分配與后發(fā)大國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)換［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012，(6):18－30.

［10］陳詩(shī)一.能源消耗、二氧化碳排放與中國(guó)工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，(4):41－55.

［11］王小魯，樊綱，劉鵬.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)換和增長(zhǎng)可持續(xù)性［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，(1):4－16.

［12］吳鋒.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變研究述評(píng)［J］.河南大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2010，(1):147－151.

［13］楊立勛，劉巖.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變效果的測(cè)量與分析［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2012，(9):114－116.