楊桂元，鄭亞豪

（安徽財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽 蚌埠233030）

一、引言

可持續(xù)發(fā)展是當(dāng)前包括經(jīng)濟(jì)、環(huán)境、社會等學(xué)科在內(nèi)所研究的最重要的前沿領(lǐng)域之一，區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展是現(xiàn)階段可持續(xù)發(fā)展研究的重要內(nèi)容，由于自然環(huán)境、資源稟賦條件、地理區(qū)位、歷史因素和政治經(jīng)濟(jì)等多種因素的影響，造成區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在空間差異。而測算經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率時必須要把非期望產(chǎn)出（即工業(yè)“三廢”）考慮進(jìn)來，因為它們是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的必要組成部分。目前國內(nèi)學(xué)者在考慮非期望產(chǎn)出后，對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展效率已有一定程度的研究，如程丹潤等（2009）運(yùn)用SBM模型處理非期望產(chǎn)出，并用該方法分析中國區(qū)域環(huán)境效率狀況、差異及演進(jìn)規(guī)律［1］；王群偉等（2009）將環(huán)境因素納入到具體的投入產(chǎn)出分析框架，利用環(huán)境生產(chǎn)技術(shù)研究2001～2005年中國28個?。ㄊ校┑耐度氘a(chǎn)出水平和不同環(huán)境規(guī)制下的成本問題［2］；孫立成等（2009）運(yùn)用非徑向非期望產(chǎn)出DEA模型測度了2000～2007年中國各地區(qū)的環(huán)境績效靜態(tài)技術(shù)效率水平［3］。然而，我國學(xué)者對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率影響因素的研究還比較少。薛聲家等（2008）采用回歸模型研究了勞動力素質(zhì)、自主創(chuàng)新能力、對外開放程度和財政支出比重對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的影響程度［4］；李靜（2009）采用Tobit面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型考察了經(jīng)濟(jì)規(guī)模、對外開放程度、區(qū)位等因素對環(huán)境效率的影響效果［5］。

本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型研究我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的影響因素，是因為分位數(shù)回歸模型具有以下4個方面的優(yōu)勢［6］：（1）分位數(shù)回歸方法特別適合具有異方差性的模型；（2）對條件分布的刻畫更加的細(xì)致，能給出條件分布的大體特征；（3）分位數(shù)回歸并不要求很強(qiáng)的分布假設(shè)，在擾動項非正態(tài)的情形下，采用分位數(shù)回歸進(jìn)行分析能得出更加合理的結(jié)論；（4）分位數(shù)回歸是通過使加權(quán)誤差絕對值之和最小得到參數(shù)的估計，因此估計量不易受到異常值的影響，從而估計結(jié)果具有很強(qiáng)的穩(wěn)健性。

二、研究方法

（一）SBM-Undesirable Outputs Window Analysis模型

DEA模型自1978年由Charness，Cooper和Rhodes提出以來，許多學(xué)者在C2R模型和BC2模型的基礎(chǔ)上發(fā)展了許多有價值的DEA模型。為了解決投入和產(chǎn)出的松弛問題，Kaoru Tone（2001）提出了基于投入松弛測度的SBM（slacks-based measure）模型，較好地解決了傳統(tǒng)模型存在的缺陷。

假設(shè)n個決策單元（Decision Making Unit，DMU），有m種投入和s種產(chǎn)出，其投入、產(chǎn)出矩陣分別為X＝（xij）∈Rm×n和Y＝（yij）∈Rs×n，其中，投入和產(chǎn)出都是正值。則生產(chǎn)可能集可定義為：

P ＝ ｛（x，y）｜x≥λX，y≤λY，λ≥0｝ （1）Tone（2001）定義了一個指數(shù)ρ，并在其基礎(chǔ)上構(gòu)造了如下形式的SBM模型：

其中s-∈Rm、s＋∈Rn為松弛向量，分別表示投入過剩和產(chǎn)出不足，目標(biāo)規(guī)劃ρ的分子、分母分別測度了生產(chǎn)單元實際投入、產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿的平均距離，即投入無效率和產(chǎn)出無效率程度。

在SBM模型中，如果一個決策單元（DMU）是SBM有效的，那么必須滿足ρ＊＝1，即模型最優(yōu)解為ρ＊＝1。此時（2）的最優(yōu)解中s-＊＝s＋＊＝0，即在任何最優(yōu)解中，既不會出現(xiàn)投入過剩，也不會出現(xiàn)產(chǎn)出不足。

其中，s-∈Rm，sg∈Rs1，sb∈Rs2分別表示投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的松弛量；λ是權(quán)重向量。目標(biāo)函數(shù)ρ＊是關(guān)于s-，sg，sb嚴(yán)格遞減的，并且0≤ρ＊≤1。

對于特定的被評價單元，當(dāng)且僅當(dāng)（3）的最優(yōu)解ρ＊＝1，即s-＊＝0，sg＊＝0，sb＊＝0時是有效率的。如果ρ＊＜1，說明被評價單元是非有效率的，存在著投入產(chǎn)出上改進(jìn)的必要性。

DEA模型中的視窗分析模型主要用來評價同一決策單元在不同時間段內(nèi)的相對效率，它的最大特點(diǎn)是將每一時間段內(nèi)的同一決策單元視為不同的決策單元。視窗分析能動態(tài)地評價決策單元的相對效率，在視窗分析中，窗口從起始時間逐年移動，每移動一次就將該窗口最早的一個時段去掉，而增加一個新的時段［7］。

假設(shè)窗口時間從時間p開始（1≤p≤T），窗口長度為w（1≤w≤T-p），則每個窗口有n×w個決策單元。用pw（1≤w≤T-w＋1）表示每個窗口的編號，則窗口pw的投入矩陣為：

（二）分位數(shù)回歸

分位數(shù)是描述一組數(shù)據(jù)集中分布的指標(biāo)之一，簡單地說就是先把一組數(shù)據(jù)按從小到大的順序排列，然后根據(jù)數(shù)據(jù)所處的位置進(jìn)行分位數(shù)的定義，如位于數(shù)據(jù)排列中50%位置處的數(shù)據(jù)稱為1／2分位數(shù)，也稱中位數(shù)。分位數(shù)可定義如下：

假設(shè)隨機(jī)變量Y的分布函數(shù)為：

Y的τ分位數(shù)定義為滿足F（y）≥τ的最小y值，即

其中，0＜τ＜1，τ取值的幾何意義是：τ表示在回歸線（平面）上或以下的數(shù)據(jù)占全部數(shù)據(jù)的百分比。分位數(shù)的特點(diǎn)是：變量Y的整個分布被分為兩部分，比例為τ的部分小于分位數(shù)q（τ），而比例為（1-τ）的部分大于分位數(shù)q（τ）。

現(xiàn)假設(shè)Y的條件分位數(shù)由k個解釋變量組成的矩陣X線性表示：

式中，xi＝（x1i，x2i，…，xki）′為解釋變量向量，β（τ）＝（β1，β2，…，βk）′是τ 分位數(shù)下的系數(shù)向量。當(dāng)τ在（0，1）上變動時，求解下面的最小化問題就可以得到分位數(shù)回歸不同的參數(shù)估計：

（三）面板數(shù)據(jù)模型

使用面板數(shù)據(jù)建立經(jīng)濟(jì)計量模型，首先要解決兩個問題：一是模型的類型，即不變系數(shù)、變截距和變系數(shù)模型的選擇；二是固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇。

首先，根據(jù)截距項向量和系數(shù)向量的不同限制，面板數(shù)據(jù)模型可以分為3種類型：

1、無個體影響的不變系數(shù)模型，回歸形式為：

3、含有個體影響的變系數(shù)模型，回歸形式為：

進(jìn)行面板數(shù)據(jù)估計時，通常使用協(xié)方差分析檢驗來確定模型的形式，其兩個基本假設(shè)分別為：

可見，如果接受H2則可認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合模型（8），為不變系數(shù)模型。如果拒絕假設(shè)H2，則需檢驗假設(shè)H1。如果接受假設(shè)H1，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合模型（9），為變截距模型，反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合模型（10），為變系數(shù)模型。

下面介紹假設(shè)檢驗的F統(tǒng)計量的計算方法。

首先分別計算模型（8）（9）（10）的殘差平方和，分別記為S1，S2，S3。在假設(shè)H2下檢驗統(tǒng)計量F2服從相應(yīng)自由度下的F分布，即

若計算所得到的統(tǒng)計量F2的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值，則拒絕假設(shè)H2，繼續(xù)假設(shè)檢驗H1。反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合不變系數(shù)模型（8）。

同樣，在假設(shè)H1下檢驗統(tǒng)計量F1也服從相應(yīng)自由度下的F分布，即

若計算所得到的統(tǒng)計量F1的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值，則拒絕假設(shè)H1，用變系數(shù)模型（10）擬合樣本，否則，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型（9）。

其次，固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇。

變截距模型是最常見應(yīng)用最廣泛的一種形式，個體影響或時間影響表現(xiàn)為模型中被忽略的反應(yīng)個體差異或時間差異的影響，又分為固定影響和隨機(jī)影響兩種情況。通常使用Hausman檢驗來選擇，該檢驗的原假設(shè)是：隨機(jī)效應(yīng)模型中個體影響與解釋變量不相關(guān)，檢驗過程中所構(gòu)造的統(tǒng)計量W 形式如：

其中，b為固定效應(yīng)模型中回歸系數(shù)的估計結(jié)果，＾β為隨機(jī)效應(yīng)模型中回歸系數(shù)的估計結(jié)果，為兩類模型中回歸系數(shù)估計結(jié)果之差的方差，即

在原假設(shè)下，式（14）給出的統(tǒng)計量W 服從自由度為k的χ2分布，k為模型中解釋變量的個數(shù)。

（四）面板數(shù)據(jù)模型的分位數(shù)回歸

面板數(shù)據(jù)模型采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計時，模型右端不再是關(guān)于解釋變量的被解釋變量的數(shù)學(xué)期望值，而是變成了關(guān)于解釋變量的被解釋變量的條件分位數(shù)，被解釋變量的分位數(shù)方程為：

三、我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率影響因素實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)體系的建立

1、測度我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的指標(biāo)體系

本文選取勞動力人數(shù)、資本存量、能源消費(fèi)量和電力消耗量作為投入要素，GDP和財政收入為期望產(chǎn)出并選取工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)廢水排放量和固體廢棄物排放量為非期望產(chǎn)出，選用2001～2010年我國28個?。ㄊ校┑臄?shù)據(jù)進(jìn)行分析，重慶、海南和西藏不在研究范圍內(nèi)。需要說明的是本文指標(biāo)所需要的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒（2002～2011年）》和各?。ㄊ校┙y(tǒng)計年鑒（2002～2011年）。

2、影響我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的因素分析

根據(jù)國內(nèi)已有文獻(xiàn)的研究，并結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，本文從經(jīng)濟(jì)因素、制度因素、地區(qū)因素和自主創(chuàng)新能力4個方面來考慮相關(guān)解釋變量，具體設(shè)定如下：

（1）經(jīng)濟(jì)因素

經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r可以用經(jīng)濟(jì)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來衡量，用GDP占比和人均GDP來衡量各?。ㄊ校┑南鄬?jīng)濟(jì)規(guī)模，用工業(yè)比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。并且可以預(yù)知，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，即GDP占比和人均GDP的增加有助于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的提高，而工業(yè)比重對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的影響很可能是負(fù)面的，因為工業(yè)比重的增加在產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益的同時還會產(chǎn)生一系列的環(huán)境污染問題，就目前而言，后者的影響似乎更為嚴(yán)重。

（2）制度因素

制度因素主要表現(xiàn)在3個方面：一是對外開放程度，二是市場化程度，三是政府規(guī)制。本文用貿(mào)易依存度和外資依存度來衡量對外開放程度，其中貿(mào)易依存度和外資依存度分別用進(jìn)出口貿(mào)易額和實際利用外商直接投資與GDP的比值來衡量。而政府規(guī)制用地方財政支出占GDP比重來表示?？梢灶A(yù)知，制度因素對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高應(yīng)該起正向作用。

（3）地區(qū)因素

地區(qū)因素用各?。ㄊ校┑娜丝诿芏葋砗饬浚丝诿芏仁怯筛魇。ㄊ校┤丝诳倲?shù)與該?。ㄊ校┑赜蛎娣e的比值來表示，而人口密度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的影響是不確定的。

（4）自主創(chuàng)新能力

自主創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的增加有很強(qiáng)的正相關(guān)性，為此，本文用各?。ㄊ校┟磕瓯粐沂跈?quán)的專利數(shù)占全國總數(shù)的比重來衡量。

為了對比分析的需要，本文按照傳統(tǒng)的劃分方式，將我國劃分為東部、中部和西部3個地區(qū)，其中東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、山東、上海、浙江、江蘇、福建、廣東10個省份；中部地區(qū)包括：吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古、河南、山西、安徽、江西、湖北、湖南9個省份；西部地區(qū)包括：四川、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆9個省份。

（二）實證分析

1、我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率測度

本文運(yùn)用考慮非期望產(chǎn)出的SBM模型，并結(jié)合DEA視窗分析技術(shù)，動態(tài)研究了我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的效率，視窗分析窗口的長度通常根據(jù)式（17）來確定：

由于T＝10，因此將窗口長度選為6，由DEAP2.1軟件計算出2001～2010年我國28個?。ㄊ校┙?jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的均值如表1所示。

2、我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率影響因素實證分析

以計算出的我國28個?。ㄊ校┙?jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的各年效率均值為因變量，以上述8個影響因素指標(biāo)為自變量，建立我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率與其影響因素的面板數(shù)據(jù)模型。具體形式為：

對方程（18）分別進(jìn)行不變系數(shù)、變截距和變系數(shù)估計，由檢驗結(jié)果可知應(yīng)選擇變截距模型。

而對于固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇，由表2的檢驗結(jié)果知，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

從表2可以看出：

1、經(jīng)濟(jì)規(guī)模、對外開放程度、地方財政支出占比和自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率均呈現(xiàn)顯著正向促進(jìn)作用

隨機(jī)效應(yīng)模型估計結(jié)果表明，GDP占比、人均GDP、貿(mào)易依存度、外資依存度和自主創(chuàng)新能力對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率影響系數(shù)均為正值，且至少通過了10%水平的顯著性檢驗，這一結(jié)果驗證了先前的預(yù)判。值得注意的是，經(jīng)濟(jì)規(guī)模和自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟(jì)效率的正向作用較大，其中GDP占比每增加1%，將會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率提高2.713個百分點(diǎn)，而自主創(chuàng)新能力每提高1個百分點(diǎn)，將會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率提高3.238%，這表明收入的增加以及自主創(chuàng)新能力的提高有助于經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的改善。

2、工業(yè)比重上升和人口密度的增加對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的改善有負(fù)面影響

工業(yè)比重和人口密度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率影響系數(shù)均為負(fù)值，且都通過了顯著性檢驗，表明工業(yè)比重和人口密度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的改善有負(fù)面影響。令人擔(dān)憂的是，工業(yè)比重上升對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的負(fù)面影響較大，工業(yè)比重每增加1%，區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率將會降低0.71%。這表明當(dāng)前我國的工業(yè)發(fā)展仍然是一種以資源消耗、環(huán)境污染為代價的粗放式模式。另外，人口密度對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率有負(fù)面影響，這一結(jié)果表明人口密度大的地區(qū)環(huán)境的保護(hù)和治理較為滯后，影響了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率。

表1 2001～2010年我國28個?。ㄊ校┙?jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率均值

表2 固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)系數(shù)對比結(jié)果

采用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型對各影響因素在不同分位點(diǎn)對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的影響進(jìn)行分析，利用Stata10.0軟件得出的結(jié)果見表3。表中分別列出了各影響因素在10%、25%、50%、75%和90%分位的回歸結(jié)果。通過不同分位點(diǎn)的差異特征，可以更加深入地了解我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率差異的影響因素。

從表3分位數(shù)回歸的結(jié)果中可以得出：

1、從全國范圍看，影響我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的各因素在不同分位數(shù)水平下的回歸系數(shù)差別較大。

表3 隨機(jī)效應(yīng)模型分位數(shù)回歸分析結(jié)果

GDP占比和人均GDP在0.1分位點(diǎn)的回歸系數(shù)分別為-4.721和0.492，而在0.9分位點(diǎn)的回歸系數(shù)分別為0.683和0.105，說明經(jīng)濟(jì)規(guī)模對提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率有促進(jìn)作用，而人均GDP回歸系數(shù)隨分位點(diǎn)增加而減小，說明這種促進(jìn)作用在減弱，為什么會出現(xiàn)這種情況？從工業(yè)比重的各分位點(diǎn)對應(yīng)的回歸系數(shù)可以看出，人均GDP回歸系數(shù)下降的原因是工業(yè)比重對提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率起抑制作用。因為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要依靠工業(yè)，而工業(yè)產(chǎn)值增加的同時，會產(chǎn)生大量的廢棄物，在考慮非期望產(chǎn)出的情況下，其效率必然降低。貿(mào)易依存度對提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率基本起促進(jìn)作用，但由于其系數(shù)較小，說明其影響程度較小。外資依存度回歸系數(shù)隨著分位點(diǎn)的增加而增大，說明外資依存度對提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率起促進(jìn)作用。地方財政支出占GDP比重在0.1分位點(diǎn)回歸系數(shù)為負(fù)值，說明較少的地方財政支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高起抑制作用，而隨著分位點(diǎn)的增加，其回歸系數(shù)值逐漸增大，說明較多的財政支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高起促進(jìn)作用。人口密度在0.1分位點(diǎn)回歸系數(shù)為正值，而隨著分位點(diǎn)的增加，其回歸系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，且有增大的趨勢，說明人口密度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高起抑制作用。自主創(chuàng)新能力系數(shù)基本為正值，說明自主創(chuàng)新能力對提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率有促進(jìn)作用。

2、我國3大地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率對同一影響因素在不同分位數(shù)水平下的回歸系數(shù)差別也較大

以自主創(chuàng)新能力為例，東部地區(qū)和西部地區(qū)的自主創(chuàng)新能力對區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的影響在低分位數(shù)的回歸系數(shù)大于在高分位上的回歸系數(shù)，中部地區(qū)反之。另外，就整體而言，自主創(chuàng)新能力對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的影響最大，中部次之，東部最小。究其原因，東部地區(qū)是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展最早最有活力的地區(qū)，不管從資金、技術(shù)，還是基礎(chǔ)設(shè)施上都要優(yōu)于中西部地區(qū)，所以從邊際效用遞減的經(jīng)濟(jì)學(xué)角度分析，西部地區(qū)的潛力更大。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文通過面板數(shù)據(jù)變截距模型中的隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，得出以下兩個結(jié)論：

1、經(jīng)濟(jì)規(guī)模、對外開放度、地方財政支出和自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率均呈現(xiàn)顯著正向促進(jìn)作用。

2、工業(yè)比重上升和人口密度的增加對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的改善有負(fù)面影響。

通過面板數(shù)據(jù)模型與分位數(shù)回歸相結(jié)合，研究各影響因素對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率在不同分位點(diǎn)的回歸結(jié)果如下：

（1）從全國范圍看，影響我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率的各因素在不同分位數(shù)水平下的回歸系數(shù)差別較大。從GDP占比和人均GDP在低分位點(diǎn)和高分位點(diǎn)的回歸系數(shù)可以看出，經(jīng)濟(jì)規(guī)模對提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率有促進(jìn)作用，而人均GDP回歸系數(shù)值隨分位點(diǎn)增加而減小的現(xiàn)象，說明這種促進(jìn)作用在減弱，造成這一問題的原因在于非期望產(chǎn)出的影響。貿(mào)易依存度和外資依存度回歸系數(shù)基本隨分位點(diǎn)的增加而增大，說明貿(mào)易依存度和外資依存度對提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率起促進(jìn)作用，但貿(mào)易依存度的促進(jìn)作用相對較小。地方財政支出占GDP比重在0.1分位點(diǎn)回歸系數(shù)為負(fù)值，說明較少的地方財政支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高起抑制作用，而隨著分位點(diǎn)的增加，其回歸系數(shù)值逐漸增大，說明較多的財政支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高起促進(jìn)作用。人口密度在0.1分位點(diǎn)回歸系數(shù)為正值，而隨著分位點(diǎn)的增加，其回歸系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，且有增大的趨勢，說明人口密度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高起抑制作用。自主創(chuàng)新能力的數(shù)值基本為正，說明自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高起促進(jìn)作用。

（2）我國3大地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展效率對同一影響因素在不同分位數(shù)水平下的回歸系數(shù)差別也較大。以GDP占比為例，中部地區(qū)GDP占比的系數(shù)值從低分位到高分位均為正值，而東部地區(qū)則由負(fù)值逐漸增大為正值，西部地區(qū)系數(shù)值由低分位到高分位數(shù)值由負(fù)增加到正后，在0.9分位點(diǎn)又減小到負(fù)值。說明GDP占比對3大地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高均起著促進(jìn)作用，而東部地區(qū)系數(shù)值在0.1分位點(diǎn)為負(fù)值，說明GDP占比對東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的影響較大，較少的GDP會抑制東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的提高，西部地區(qū)在面臨和東部地區(qū)一樣境況的同時，還具有自身的問題，就是GDP占比在0.9分位點(diǎn)回歸系數(shù)值又降為負(fù)值，原因是西部地區(qū)在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時，對環(huán)境的保護(hù)和治理工作做得不夠，非期望產(chǎn)出的增加減弱了GDP對提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的作用。

（二）政策建議

通過以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：一是發(fā)展工業(yè)的同時要注意環(huán)境保護(hù)；二是繼續(xù)加大我國的對外開放程度；三是努力提高我國的自主創(chuàng)新能力。

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