范 丹,王維國(guó) (1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116025；2.中國(guó)科學(xué)院預(yù)測(cè)科學(xué)研究中心東北分中心,遼寧 大連 116025)

中國(guó)區(qū)域環(huán)境績(jī)效及波特假說(shuō)的再檢驗(yàn)

范 丹1,2*,王維國(guó)1,2(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116025；2.中國(guó)科學(xué)院預(yù)測(cè)科學(xué)研究中心東北分中心,遼寧 大連 116025)

以二氧化碳為非期望產(chǎn)出,基于序列DEA的方向性距離函數(shù)、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)、Malmqulist-Luenberger指數(shù),測(cè)度了1999～2010年中國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)及東、中、西、東北四大區(qū)域的環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境規(guī)制成本及全要素生產(chǎn)率,并對(duì)四大區(qū)域的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了波特假說(shuō)的再檢驗(yàn).研究結(jié)果表明:區(qū)域間的環(huán)境技術(shù)效率呈現(xiàn)東-東北-中-西依次遞減的演變格局;東北老工業(yè)基地的環(huán)境規(guī)制成本最高、西部地區(qū)最低;環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全國(guó)及四大區(qū)域全要素生產(chǎn)率有顯著的正相關(guān)性,這支持了波特假說(shuō)的存在;技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,只有中部區(qū)域支持波特假說(shuō)的存在,西部區(qū)域檢驗(yàn)結(jié)果表明碳排放的規(guī)制過(guò)高會(huì)對(duì)技術(shù)進(jìn)步帶來(lái)消極影響;環(huán)境技術(shù)效率變化效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,全國(guó)及四大區(qū)域均支持波特假說(shuō)的存在,碳排放規(guī)制強(qiáng)度的加強(qiáng),會(huì)推動(dòng)各地區(qū)在不同時(shí)期追趕最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的程度.

環(huán)境技術(shù)效率；環(huán)境規(guī)制成本；全要素生產(chǎn)率；波特假說(shuō)

改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值由1978年的3624.1億元增加到2011年的471564億元,年平均增長(zhǎng)率在9%以上,而這種高速增長(zhǎng)依賴于高投資、高能耗和高排放[1].目前,我國(guó)正處于工業(yè)化、城市化快速發(fā)展階段,能源需求的快速增長(zhǎng)一時(shí)難以改變 ,在“十五”、“十一五”期間,我國(guó)一次能源的消費(fèi)70%左右仍以為煤炭為主[2].這種粗放式的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)后果是:能源浪費(fèi)嚴(yán)重,環(huán)境污染惡化,能源對(duì)外依存度加大.這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展構(gòu)成了嚴(yán)重威脅.一次能源的燃燒是溫室氣體的主要來(lái)源.2007年中國(guó)成為世界第二大溫室氣體排放國(guó)[3],在2009年哥本哈根世界氣候大會(huì)上,中國(guó)向世界承諾加強(qiáng)節(jié)能、提高能效工作,爭(zhēng)取到2020年中國(guó)單位 GDP二氧化碳排放將比2005年下降40%～45%.世界銀行在2007年指出室外空氣和水污染給中國(guó)經(jīng)濟(jì)造成的損失相當(dāng)于GDP的5.8%.而當(dāng)今世界上污染最嚴(yán)重的20個(gè)城市,中國(guó)占了13個(gè)[4].由此可見(jiàn),節(jié)能減排、實(shí)現(xiàn)環(huán)境友好型的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式已經(jīng)迫在眉睫.

近年來(lái),國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同角度研究了環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響.主要存在兩種觀點(diǎn):一是傳統(tǒng)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為,環(huán)境規(guī)制所產(chǎn)生的社會(huì)收益會(huì)降低其生產(chǎn)單位的競(jìng)爭(zhēng)力,增加生產(chǎn)單位的私人成本,其中隱含的抵消關(guān)系會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)負(fù)面影響,即較高的環(huán)境規(guī)制成本對(duì)生產(chǎn)單位提高生產(chǎn)率和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力將產(chǎn)生消極影響.二是由麥可·波特提出良好的環(huán)境規(guī)制將刺激生產(chǎn)單位的技術(shù)革新,從而減少成本費(fèi)用,提高產(chǎn)品質(zhì)量,這樣能夠使生產(chǎn)單位在國(guó)際市場(chǎng)上獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),從而提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率,并稱之為“波特假說(shuō)”[5].大量學(xué)者對(duì)波特假說(shuō)進(jìn)行了再檢驗(yàn).有些經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為波特假說(shuō)缺乏理論依據(jù),認(rèn)為環(huán)境規(guī)制成本會(huì)促使生產(chǎn)單位增加創(chuàng)新研發(fā)投入,但研發(fā)帶來(lái)的收益有限,其隱含的抵消關(guān)系反而不利于生產(chǎn)率的提高[6-7].但是,也有一些學(xué)者的研究支持了波特假說(shuō)[8-11].通過(guò)研究驗(yàn)證了環(huán)境規(guī)制成本與生產(chǎn)單位的技術(shù)創(chuàng)新存在著密切關(guān)系,長(zhǎng)期來(lái)看環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新存在著一定的激勵(lì)作用,環(huán)境規(guī)制可以使生產(chǎn)單位實(shí)現(xiàn)“節(jié)能、增產(chǎn)、環(huán)保”綠色生產(chǎn)率的增長(zhǎng).此外,利用非參數(shù)方法(DEA)測(cè)度全要素生產(chǎn)率研究主要集中在兩個(gè)方面:一是部分文獻(xiàn)主要考慮以資本、勞動(dòng)力、能源為投入要素,以GDP為產(chǎn)出,利用傳統(tǒng)的生產(chǎn)率指數(shù)(Malmquist生產(chǎn)率指數(shù))測(cè)度全要素能源效率及生產(chǎn)率,但無(wú)法考慮非期望產(chǎn)出(如 CO2)存在下的全要素生產(chǎn)率[12-14].二是部分學(xué)者利用 Chung等[15]在測(cè)度瑞典紙漿廠生產(chǎn)率時(shí)提出的方向距離函數(shù)及 Malmquist-Luenberger (ML)生產(chǎn)率指數(shù)測(cè)度環(huán)境技術(shù)效率與全要素生產(chǎn)率,這種測(cè)量方法綜合考慮了產(chǎn)出增加和污染減少[4,16-23].

上述研究很好地考察了非期望產(chǎn)出條件下的環(huán)境效率評(píng)價(jià)問(wèn)題,但多數(shù)文獻(xiàn)考慮以傳統(tǒng)污染物作為非期望產(chǎn)出,基于當(dāng)期 DEA且以投入為導(dǎo)向的分析框架.本文在已有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行以下三個(gè)方面拓展:(1)在研究對(duì)象上以產(chǎn)出為導(dǎo)向,同時(shí)考慮期望產(chǎn)出增加(GDP)和非期望產(chǎn)出(二氧化碳)減少的環(huán)境效率評(píng)價(jià)問(wèn)題,這也符合目前中央政府提出實(shí)現(xiàn)綠色GDP持續(xù)增長(zhǎng)的發(fā)展目標(biāo),兼顧溫室氣體減少同時(shí)提高環(huán)境技術(shù)效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn).(2)Shestalova[24]指出,當(dāng)期DEA僅以當(dāng)期的觀察值來(lái)構(gòu)造最佳實(shí)踐邊界,從而在動(dòng)態(tài)的分析中有可能出現(xiàn)技術(shù)退步的情況.序列 DEA不僅考慮當(dāng)期觀察值,而且還要考慮以前所有的觀察值來(lái)構(gòu)造最佳實(shí)踐邊界,在動(dòng)態(tài)分析中避免了技術(shù)退步的情況[25].因此本文選擇基于序列 DEA來(lái)構(gòu)造環(huán)境最佳實(shí)踐前沿.(3)在研究方法上,本文采用方向性距離函數(shù)、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)、Malmqulist-Luenberger(ML)指數(shù),以二氧化碳為非期望產(chǎn)出,測(cè)度了我國(guó) 30個(gè)省市及東、中、西、東北四大區(qū)域的環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境規(guī)制成本及全要素生產(chǎn)率,并利用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)我國(guó)四大區(qū)域的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了波特假說(shuō)的再檢驗(yàn).希望能為我國(guó)政府針對(duì)不同區(qū)域制定相關(guān)環(huán)境政策提供科學(xué)的理論參考.

1 研究方法

1.1 環(huán)境技術(shù)集與方向性距離函數(shù)(DDF)

根據(jù)Chung等[15]和Fare等[25]對(duì)環(huán)境技術(shù)集的定義,假設(shè)k=1,…,K個(gè)生產(chǎn)單位使用N種投入要素,生產(chǎn)出M種期望產(chǎn)出和I種非期望產(chǎn)出.環(huán)境技術(shù)集能生產(chǎn)為由界閉集.需滿足3個(gè)公理(1)非期望產(chǎn)出的弱處置性;(2)期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的零結(jié)合性;(3)投入要素和期望產(chǎn)出的自由可處置性.

基于環(huán)境技術(shù)集,Chung等[15]提出的方向距離函數(shù)(DDF),定義為:

式(1)中,g=（gy,gb),為期望產(chǎn)出擴(kuò)張及非期望產(chǎn)出壓縮的方向向量.此時(shí)非期望產(chǎn)出在技術(shù)上具有弱可處置性.這表明能夠?qū)崿F(xiàn)在提高期望產(chǎn)出的同時(shí)可以同比例降低非期望產(chǎn)出.這時(shí)方向距離函數(shù)變?yōu)?

式中:β為距離函數(shù)值,描述在產(chǎn)出水平上,按照方向運(yùn)動(dòng)到生產(chǎn)前沿面時(shí),期望產(chǎn)出的提高和非期望產(chǎn)出同比例降低的最大倍數(shù).β值越小,表明生產(chǎn)單位越接近生產(chǎn)的前沿面,效率越高,當(dāng)β=0時(shí)生產(chǎn)單位位于生產(chǎn)的前沿面上,這時(shí)生產(chǎn)是完全有效率的.

1.2 環(huán)境規(guī)制下的環(huán)境技術(shù)效率模型及環(huán)境規(guī)制成本

環(huán)境技術(shù)集規(guī)定非期望產(chǎn)出在環(huán)境規(guī)制下是非自由處置的,期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出滿足零結(jié)合性,減少非期望產(chǎn)出意味著要付出經(jīng)濟(jì)成本,即導(dǎo)致期望產(chǎn)出減少,因此,Picazo-Tadeo(2005)[26]提出環(huán)境規(guī)制下的方向距離函數(shù)的線型規(guī)劃模型如式(3):

式中:是第'k個(gè)決策單位在t時(shí)期的投入和產(chǎn)出向量;為權(quán)重;β為有環(huán)境規(guī)制下的方向距離函數(shù)值.式(3)投入變量和期望產(chǎn)出的不等式約束表示投入和期望產(chǎn)出是強(qiáng)可處置的,非期望產(chǎn)出的等式約束則表示期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出聯(lián)合弱可處置,因此非期望產(chǎn)出的減少是以期望產(chǎn)出的減少為代價(jià)的.

在無(wú)環(huán)境規(guī)制的情況下(即式(3)中的非期望產(chǎn)出等式約束變?yōu)椴坏仁郊s束),意味著期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出是自由可處置的,期望產(chǎn)出可以最大化,而非期望產(chǎn)出是無(wú)成本處理的.則無(wú)環(huán)境規(guī)制下的線性規(guī)劃模型如式(4)所示:

在能源利用過(guò)程中,會(huì)產(chǎn)生如二氧化碳及環(huán)境污染物等副產(chǎn)品.決策單位需要投入一些資源來(lái)控制污染并在環(huán)境規(guī)制的條件下達(dá)到最小損失.然而,若沒(méi)有環(huán)境規(guī)制,這些資源應(yīng)該用于經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的生產(chǎn),由環(huán)境規(guī)制所導(dǎo)致的好產(chǎn)出的損失稱之為環(huán)境規(guī)制成本.Domazlicky等[11]提出利用方向距離函數(shù)的不同處置性條件來(lái)構(gòu)造規(guī)制強(qiáng)度指數(shù):

1.3 Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù)

在方向距離函數(shù)的基礎(chǔ)上,根據(jù)Chung 等[15]提出的 Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù)來(lái)測(cè)度碳排放約束下的全要素生產(chǎn)率,以t期為基期的 1+t期的ML生產(chǎn)率指數(shù)為:

當(dāng) ML＞1 時(shí),認(rèn)為生產(chǎn)率增長(zhǎng),ML＜1 時(shí),則表示生產(chǎn)率下降.通過(guò)計(jì)算四個(gè)方向上的方向距離函數(shù),可將 ML生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)(TECH)和效率變化指數(shù)(EFFCH):

2 數(shù)據(jù)處理與實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與計(jì)算

數(shù)據(jù)選取以1999～2010年我國(guó)30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)為樣本(西藏因部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失沒(méi)有包括在內(nèi);香港、澳門(mén)、臺(tái)灣地區(qū)不在分析范圍之內(nèi)).所有數(shù)據(jù)均由歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)經(jīng)濟(jì)普查年鑒》及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒整理獲得[2].

(1)投入

資本存量:資本存量采用“永續(xù)盤(pán)存法”進(jìn)行估算.根據(jù)單豪杰[28]的估算方法:,其中Kit為第i個(gè)省份當(dāng)年的資本存量,1itK-為第i個(gè)省份上一年的資本存量,δ固定資產(chǎn)折舊率,itI為第i個(gè)省份當(dāng)年的實(shí)際固定資產(chǎn)投資.在此基礎(chǔ)上補(bǔ)充測(cè)算了 2008～2010年的資本存量數(shù)據(jù),并轉(zhuǎn)化為2000年不變價(jià),單位為億元.

勞動(dòng)力:當(dāng)年就業(yè)人數(shù)=(當(dāng)年年末就業(yè)人數(shù)+上一年年末就業(yè)人數(shù))/2,單位為萬(wàn)人.

能源:采用各地區(qū)的能源消耗為基礎(chǔ)折算成標(biāo)準(zhǔn)煤,單位為萬(wàn)t標(biāo)準(zhǔn)煤.

(2)產(chǎn)出

期望產(chǎn)出:用各地區(qū)的實(shí)際 GDP來(lái)表示,考慮到資本存量是以2000年不變價(jià)測(cè)算,為了保持指標(biāo)統(tǒng)計(jì)口徑的一致,本文將 1999～2010年名義GDP折算為以2000年不變價(jià)GDP,單位為億元.

非期望產(chǎn)出(CO2):以往多數(shù)文獻(xiàn)以煤炭、石油、天然氣3種一次能源消耗為基準(zhǔn)來(lái)測(cè)算我國(guó)各地區(qū)碳排放,但多數(shù)學(xué)者認(rèn)為樣本量較少導(dǎo)致測(cè)算結(jié)果不夠準(zhǔn)確.因此,本文以6種能源(煤炭、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣)消耗為基準(zhǔn)來(lái)測(cè)算各地區(qū)的碳排放量.根據(jù)《2006年IPCC國(guó)家溫室氣體清單指南》提供的計(jì)算方法,采用下面公式來(lái)測(cè)算二氧化碳的排放量:

式中:Ei表示第i種能源消耗量,折算成統(tǒng)一的單位萬(wàn) t標(biāo)準(zhǔn)煤; N VCi為第i種能源凈發(fā)熱值;C EFi為IPCC(2006)提供的第i種能源的碳排放系數(shù), COF為碳氧化因子.本文測(cè)算煤炭、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣的碳排放系數(shù)分別為:0.7552kgC/kgce; 0.5532kgC/kgce; 0.5737 kgC/kgce; 0.5913kgC/kgce; 0.6176kgC/kgce; 0.4479kgC/kgce.

DEA模型各投入項(xiàng)與產(chǎn)出項(xiàng)之間必須符合同向性假設(shè),即當(dāng)投入量增加時(shí),產(chǎn)出量不得減少,常用的方法是采用spearman相關(guān)性檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行檢測(cè).利用該方法對(duì)上述投入產(chǎn)出項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表1示.由表1可以看出,各省市投入變量與產(chǎn)出變量之間的相關(guān)系數(shù)均為正,并且均能在1%顯著性水平下通過(guò)雙尾檢驗(yàn),說(shuō)明該投入產(chǎn)出指標(biāo)符合模型所要求的同向性的原則,具有合理性.

表1 投入產(chǎn)出的spearman相關(guān)性檢驗(yàn)Table 1 Input-output spearman correlation test

2.2 環(huán)境規(guī)制下的環(huán)境技術(shù)效率及環(huán)境規(guī)制成本分析

本文以資本、勞動(dòng)力、能源為投入指標(biāo);以GDP、二氧化碳為產(chǎn)出指標(biāo),基于序列DEA的方向性距離函數(shù)測(cè)度環(huán)境技術(shù)效率與全要素生產(chǎn)率.根據(jù)式(3)與式(4),利用 MAXDEA6.0可測(cè)算出全國(guó)及各區(qū)域的環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)及環(huán)境規(guī)制成本,測(cè)算結(jié)果如表2所示.

表2 1999～2010年中國(guó)各省份環(huán)境技術(shù)效率及環(huán)境規(guī)制成本Table 2 Environmental technical efficiency and environmental regulatory cost of various provinces in China from 1999 to 2010

由表 2可知,所有地區(qū)的弱可處置條件下的環(huán)境技術(shù)效率均大于等于強(qiáng)可處置條件下的環(huán)境技術(shù)效率(即.這與王兵等[22]、Li等[23]研究結(jié)果相同.從區(qū)域的比較分析來(lái)看,兩種技術(shù)條件下西部區(qū)域的無(wú)效率水平最高,其次是中部區(qū)域、東北區(qū)域,東部區(qū)域的無(wú)效率水平最低,區(qū)域間的環(huán)境技術(shù)效率呈現(xiàn)東-東北-中-西依次遞減的演變格局.其中東北區(qū)域略低于東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域,這意味著考察期內(nèi)東北區(qū)域?qū)崿F(xiàn)了資源型城市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型試點(diǎn),節(jié)能減排取得積極成效.此外,從不同環(huán)境規(guī)制條件下的環(huán)境技術(shù)效率的差異來(lái)看,東部、中部、西部及東北部區(qū)域的在兩種技術(shù)下的環(huán)境技術(shù)效率的差異分別為 0.0121、0.0393、0.0097、0.0327,而環(huán)境技術(shù)效率在不同管制條件下的差異體現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)力的影響程度.研究結(jié)果表明,在“十五”、“十一五”期間國(guó)家加大區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作和交流,“技術(shù)外溢”體現(xiàn)在中部區(qū)域?qū)|部區(qū)域不斷的“追趕效應(yīng)”,但環(huán)境規(guī)制對(duì)中部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出造成較大的負(fù)擔(dān).

從各省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)來(lái)看,環(huán)境技術(shù)效率較高的省份其環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)較低,其中北京、上海、廣東、海南、四川、青海、寧夏、新疆這幾省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)為零,這說(shuō)明環(huán)境規(guī)制的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)這幾省份的環(huán)境影響不大,意外地是青海、寧夏、新疆相對(duì)全國(guó)其他省份的環(huán)境技術(shù)效率偏低,但環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)卻很低.葉祥松等[4]在討論我國(guó)環(huán)境規(guī)制下的環(huán)境技術(shù)效率時(shí),關(guān)于這3個(gè)省份也得到類似的結(jié)論.這說(shuō)明環(huán)境規(guī)制成本較低并不意味著環(huán)境技術(shù)效率較高.從區(qū)域的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)來(lái)看,中部最高,西部最低這與王兵等[22]研究結(jié)果不同,主要原因應(yīng)該是研究的樣本區(qū)間不同及投入產(chǎn)出指標(biāo)的差異.從環(huán)境規(guī)制的成本測(cè)算來(lái)看,山西的環(huán)境規(guī)制成本最高,主要原因是山西的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)全國(guó)最高,這與山西省以煤炭為主的重工業(yè)特點(diǎn)相符合的.從區(qū)域來(lái)看,東北老工業(yè)基地的環(huán)境規(guī)制成本最高,這意味著環(huán)境規(guī)制對(duì)東北三省所造成的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的損失較大.西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制成本最低,主要原因是西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度指數(shù)較低,這說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響不大.在國(guó)家實(shí)施“西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略”以來(lái),加快了中、西部地區(qū)的發(fā)展.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整取得了顯著成效,經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐明顯加快,但中、西部地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn),其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式仍以高能耗、高排放的“粗放型”為主,是環(huán)境規(guī)制的重點(diǎn)區(qū)域. 從上述分析來(lái)看,政府亦切忌走入盲目提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的誤區(qū),應(yīng)當(dāng)根據(jù)各個(gè)地區(qū)現(xiàn)實(shí)特點(diǎn),對(duì)不同的地區(qū)因地制宜的制定環(huán)境規(guī)制政策或激勵(lì)手段,不能搞“一刀切”,并注重動(dòng)態(tài)修訂環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn),根據(jù)不同時(shí)期各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及時(shí)調(diào)整規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)到合理水平,使環(huán)境規(guī)制能夠起到持續(xù)不斷的刺激作用.

2.3 全要素生產(chǎn)率與波特假說(shuō)的再檢驗(yàn)

基于前文測(cè)度的環(huán)境規(guī)制指數(shù),對(duì)全國(guó)及四大區(qū)域的全要素生產(chǎn)率及其分解變量進(jìn)行波特假說(shuō)再檢驗(yàn).根據(jù)式(8)測(cè)算四個(gè)方向距離函數(shù)可得中國(guó)四大區(qū)域ML生產(chǎn)率指數(shù)如表3所示.

表3 1999～2010全國(guó)及四大區(qū)域環(huán)境生產(chǎn)率Table 3 Environmental productivity of nationwide and four main regions from 1999 to 2010

由于面板數(shù)據(jù)既包含了截面數(shù)據(jù)也包含了時(shí)間數(shù)據(jù),在進(jìn)行模型估計(jì)時(shí)參數(shù)的估計(jì)值均通過(guò)顯著性檢驗(yàn),但DW值很低說(shuō)明殘差序列存在序列相關(guān).因此,可以在模型中采用 Cochrance－Orcutt迭代法修正模型存在的序列相關(guān)或加入AR項(xiàng),這里根據(jù)全國(guó)和四大區(qū)域樣本數(shù)據(jù)的不同,分別加入不同的AR滯后項(xiàng),則檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑?

式中:tkY,表示t時(shí)期k地區(qū)ML指數(shù)(TECH指數(shù)、EFFCH指數(shù));C為截距項(xiàng);kν為k地區(qū)個(gè)體因素對(duì)ML指數(shù)(TECH指數(shù)、EFFCH指數(shù))的影響;tη為時(shí)間因素對(duì)ML指數(shù)(TECH指數(shù)、EFFCH指數(shù))的影響;tk,ε為回歸模型式(11)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng);tku,為回歸模型式(10)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng).根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的Hausman檢驗(yàn)及最大似然比檢驗(yàn)結(jié)果都表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型,故采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì),檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4.

表4 全要素生產(chǎn)率及其分解變量的波特假說(shuō)檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 The tests of total factor productivity and its decomposition variables on Potter hypothesis

由表 4可知,AR項(xiàng)的回歸參數(shù)顯著不為零,DW 的值說(shuō)明模型已消除了殘差序列的自相關(guān).由估計(jì)結(jié)果可知,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全國(guó)的全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為正,這說(shuō)明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)越高,對(duì)全要素生產(chǎn)率影響越大.這支持了波特假說(shuō)的存在,意味著我國(guó)制定良好的環(huán)境規(guī)制制度對(duì)我國(guó)的全要素生產(chǎn)率提高起到了積極的作用.從ML指數(shù)的各區(qū)域的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)東部、中部、西部、東北區(qū)域的ML指數(shù)均有顯著影響,其中對(duì)中部區(qū)域的全要素生產(chǎn)率影響最大,這說(shuō)明加強(qiáng)對(duì)中部區(qū)域的碳排放規(guī)制會(huì)有益于中部區(qū)域的全要素能源生產(chǎn)率的提高;對(duì)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,只有中部區(qū)域支持波特假說(shuō)的存在,而西部區(qū)域檢驗(yàn)結(jié)果表明碳排放的規(guī)制過(guò)高會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率帶來(lái)消極影響,即過(guò)度的環(huán)境規(guī)制反而使西部地區(qū)失去創(chuàng)新的動(dòng)力,從而不能推進(jìn)生產(chǎn)前沿面的外移.同樣在全國(guó)、東部、東北區(qū)域的檢驗(yàn)結(jié)果也與波特假說(shuō)相反,但統(tǒng)計(jì)上并不顯著.這與李靜[29]研究結(jié)果類似.對(duì)環(huán)境技術(shù)效率變化效應(yīng)的檢驗(yàn)來(lái)看,與ML指數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果類似,全國(guó)及四大區(qū)域均支持波特假說(shuō)的存在,也就是說(shuō)碳排放規(guī)制強(qiáng)度的加強(qiáng),會(huì)推動(dòng)各地區(qū)在不同時(shí)期追趕最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的程度.從以上分析來(lái)看,本研究支持加強(qiáng)碳排放的環(huán)境規(guī)制將有利于我國(guó)全要素生產(chǎn)率的提高及競(jìng)爭(zhēng)力的提升.

3 結(jié)論

3.1 從環(huán)境規(guī)制的區(qū)域差異來(lái)看,區(qū)域間的環(huán)境技術(shù)效率呈現(xiàn)東-東北-中-西依次遞減的演變格局.東部、中部、西部及東北部區(qū)域的在兩種技術(shù)下的環(huán)境技術(shù)效率的差異分別為 0.0121、0.0393、0.0097、0.0327,而環(huán)境技術(shù)效率在不同管制條件下的差異體現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)力的影響程度.

3.2 從區(qū)域的環(huán)境規(guī)制成本來(lái)看,東北老工業(yè)基地的環(huán)境規(guī)制成本最高,過(guò)度環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)東北區(qū)域的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的造成較大損失.西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制成本最低,主要原因是西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度指數(shù)較低,環(huán)境規(guī)制對(duì)西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出影響不大. 但中、西部地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn),其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式仍以高能耗、高排放的“粗放型”為主,是環(huán)境規(guī)制的重點(diǎn)區(qū)域.

3.3 以碳排放為非期望產(chǎn)出的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全國(guó)及四大區(qū)域全要素生產(chǎn)率有顯著的相關(guān)性,這支持了波特假說(shuō)的存在;對(duì)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,只有中部區(qū)域支持波特假說(shuō)的存在,西部區(qū)域檢驗(yàn)結(jié)果表明碳排放的規(guī)制過(guò)高會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率帶來(lái)消極影響;對(duì)環(huán)境技術(shù)效率變化效應(yīng)的檢驗(yàn)來(lái)看,全國(guó)及四大區(qū)域均支持波特假說(shuō)的存在,碳排放規(guī)制強(qiáng)度的加強(qiáng),會(huì)推動(dòng)各地區(qū)在不同時(shí)期追趕最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的程度.

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Environmental performance in China’s regional economies and re-testing the Porter Hypothesis.

FAN Dan1,2*,WANG Wei-guo1,2(1.Department of Mathematics and Quantitative Economics, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China；2.Center for Econometric Analysis and Forecasting, Northeastern Branch Liaoning,Chinese Academy of Sciences, Dalian 116025, China).China Environmental Science, 2013,33(5)：952～959

Based on the sequence DEA-DDF, regulation index, Malmquist-Luenberger (ML) productivity index,environmental technical efficiency, cost of environmental regulation and total factor productivity in eastern, central, western,northeast regions, 30 provinces of china from 1999 to 2010 were measured, and re-testing the Porter hypothesis were taken.The results showed that, the structure of environmental technical efficiency presented the highest in eastern, a little bit lower in northeast, lower in Central and the lowest in western regions. The cost of environmental regulation was the highest in the old industrial base of the northeast , the lowest in the western regions; environmental regulation intensity and total factor productivity of nationwide and four main regions had significant positive correlations, which supported the existence of the Porter hypothesis.The tests on the effect of technological progress showed that , only the central region supported the existence of the Porter hypothesis, the tests of the western regions showed that the higher regulation of carbon emissions would have a negative impact to technological advances. The inspection of the technical efficiency effect of changes in nationwide and four main regions supported the Porter hypothesis, the strengthening of the regulation of carbon emissions intensity would promote the various regions to catch up with the optimal production frontiers at different time.

environmental technical efficiency；cost of environmental regulation；total factor productivity；Porter hypothesis

X321

A

1000-6923(2013)05-0952-08

2012-09-12

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目 (71171035);遼寧省高校創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)支持計(jì)劃資助(WT2011004)

* 責(zé)任作者, 講師, fandanrx@163.com

范 丹(1978-),女,遼寧海城人,講師,東北財(cái)經(jīng)大學(xué)博士研究生,主要從事資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)研究.發(fā)表論文10余篇.