劉華軍，楊 騫

1 山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，濟(jì)南250014

2 山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，濟(jì)南250014

1 引言

促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展是中國(guó)的一項(xiàng)長(zhǎng)期戰(zhàn)略。隨著資源消耗和環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的矛盾日益突出，傳統(tǒng)以高投入、高消耗、高排放為特征的粗放型增長(zhǎng)方式難以為繼，不斷提升全要素生產(chǎn)率(total factor productivity，TFP)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)逐漸成為加快轉(zhuǎn)變區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的必然選擇。當(dāng)前，中國(guó)已提出能源消費(fèi)強(qiáng)度和消費(fèi)總量雙控制的節(jié)能目標(biāo)以及CO2和SO2等主要污染物減排目標(biāo)，并將其作為約束性指標(biāo)分解到地方政府。隨著區(qū)域開(kāi)放程度的不斷深化，區(qū)域間的相互聯(lián)系不斷增強(qiáng)，空間溢出效應(yīng)已經(jīng)成為區(qū)域協(xié)調(diào)中不可忽視的重要因素［1-3］。在此背景下，研究資源消耗和環(huán)境污染雙重約束下TFP 增長(zhǎng)的空間差異問(wèn)題，對(duì)于促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

2 相關(guān)研究評(píng)述

2.1 資源環(huán)境約束下的TFP 測(cè)度

與傳統(tǒng)的TFP 測(cè)度不同，資源環(huán)境約束下的TFP測(cè)度在考慮資本、勞動(dòng)和能源等諸多投入變量以及GDP等好產(chǎn)出的同時(shí)，還必須考慮污染排放這種壞的產(chǎn)出。Chung等［4］提出的方向性距離函數(shù)(directional distance function，DDF)通過(guò)方向向量的設(shè)置成功地將環(huán)境污染作為非期望產(chǎn)出進(jìn)行處理，DDF 逐漸成為考慮非期望產(chǎn)出效率測(cè)度的重要工具［5］。同時(shí)，由于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(data envelopment analysis，DEA)的諸多優(yōu)勢(shì)，成為計(jì)算方向性距離函數(shù)的主要方法。目前，采用DDF 模型和ML(malmquist-luenberger)生產(chǎn)率指數(shù)成為測(cè)度資源環(huán)境約束下TFP的最重要的方法之一［6-11］。此外少量研究采用SBM-DDF 模型和Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)測(cè)度資源環(huán)境約束下中國(guó)分省工業(yè)或區(qū)域TFP［12-17］，然而盡管SBM-DDF模型考慮了變量的松弛性問(wèn)題，但是在線性規(guī)劃求解的過(guò)程中，相對(duì)于DDF，由于增加了更多的約束條件，不可行解的次數(shù)大大增加，進(jìn)而影響了測(cè)度結(jié)果的準(zhǔn)確性［18］。此外，已有研究考慮的污染物不夠全面，田銀華等［6］僅考慮SO2，王兵等［12］忽視了CO2，盡管劉瑞翔等［13］同時(shí)考慮了CO2、SO2、廢水和煙塵4種污染物，但是其樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為1995年至2010年，由于環(huán)境污染物統(tǒng)計(jì)口徑的問(wèn)題，在2000年之前環(huán)境污染排放量?jī)H有工業(yè)排放數(shù)據(jù)，缺少生活污染物排放數(shù)據(jù)。

2.2 資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的空間差異和影響因素研究

目前對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的空間差異研究主要包括兩個(gè)方面，即對(duì)不同區(qū)域TFP 增長(zhǎng)的比較［6，18，19］和區(qū)域TFP增長(zhǎng)趨同［20-24］。在區(qū)域TFP增長(zhǎng)的比較研究中，除田銀華等［6］采用八大區(qū)域的劃分方法外，其他研究大多采取傳統(tǒng)的東、中、西三大區(qū)域的劃分方法，同時(shí)這些研究也沒(méi)有進(jìn)一步揭示資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的區(qū)域差異程度及來(lái)源。與資源環(huán)境約束下TFP的測(cè)度及區(qū)域差異研究相比，對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)影響因素的研究較少。已有少量實(shí)證研究表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放程度、技術(shù)進(jìn)步、要素稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)、環(huán)境管理能力、公眾環(huán)保意識(shí)等因素對(duì)資源環(huán)境約束下TFP增長(zhǎng)有影響［6，12］，但由于在指標(biāo)測(cè)度和計(jì)量模型設(shè)定等方面的差異而導(dǎo)致研究結(jié)論存在不一致，甚至互相矛盾。此外，已有研究均忽視了空間溢出效應(yīng)，導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果有偏，影響了政策建議的有效性。

本研究在已有研究基礎(chǔ)上，采用DEA的方向性距離函數(shù)模型和ML 生產(chǎn)率指數(shù)，以資本、勞動(dòng)和能源作為投入，以地區(qū)實(shí)際生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出，以CO2、SO2、化學(xué)需氧量(COD)和煙塵4種污染物作為非期望產(chǎn)出，對(duì)資源環(huán)境約束下中國(guó)的區(qū)域TFP 進(jìn)行測(cè)度，采用Theil 指數(shù)對(duì)其空間差異程度進(jìn)行測(cè)度，分別按兩大區(qū)域、三大區(qū)域、四大區(qū)域和八大區(qū)域等進(jìn)行空間分解，以揭示資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)空間差異的來(lái)源。同時(shí)，以鄰接空間權(quán)重矩陣、地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣表示TFP 增長(zhǎng)的空間關(guān)聯(lián)模式，構(gòu)建廣義空間計(jì)量模型，采用廣義空間面板自回歸兩階段最小二乘法對(duì)資源環(huán)境約束下區(qū)域TFP 增長(zhǎng)的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，最終為制定差別化的區(qū)域調(diào)控政策提供可行的對(duì)策建議。

3 研究方法和數(shù)據(jù)

3.1 資源環(huán)境約束下TFP的測(cè)度

(1)環(huán)境技術(shù)。假設(shè)生產(chǎn)過(guò)程中使用各種要素投入并產(chǎn)生期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，借鑒F?re等［25］的環(huán)境技術(shù)分析框架，本研究構(gòu)造包含期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集合，并將中國(guó)每個(gè)省作為一個(gè)決策單元(DMU)來(lái)構(gòu)造最優(yōu)的生產(chǎn)前沿面。假設(shè)有K個(gè)DUM，xk為第k個(gè)N 維投入向量，yk為第k個(gè)M維期望產(chǎn)出向量，bk為第k個(gè)L 維非期望產(chǎn)出向量，k=1，2，…，K。在時(shí)期t(t =1，2，…，J)3個(gè)向量滿足xt，k=在投入x 和期望產(chǎn)出y 滿足強(qiáng)可處置以及非期望產(chǎn)出b 僅滿足弱可處置時(shí)，時(shí)期t的生產(chǎn)技術(shù)P 可以表示為

(2)DDF模型和ML生產(chǎn)率指數(shù)。根據(jù)Chung等［4］的研究，第k′個(gè)DMU 在時(shí)期t的DDF 模型可以表示為

根據(jù)Chung等［4］提出的方法，資源環(huán)境約束下的TFP 可以通過(guò)構(gòu)造ML 生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行測(cè)度。時(shí)期t 與(t+1)之間的ML 生產(chǎn)率指數(shù)可表示為

3.2 區(qū)域差異測(cè)度

本研究使用Theil 指數(shù)測(cè)度資源環(huán)境約束TFP的區(qū)域差異程度，并進(jìn)行空間分解，具體測(cè)算方法為

其中，T 為T(mén)heil 指數(shù);K 為樣本個(gè)數(shù)，即所有省份的個(gè)數(shù)，k=1，2…，K;MLk為第k個(gè)樣本的TFP 指數(shù);μ為所有樣本TFP的均值;Tw為地區(qū)內(nèi)差異的Theil 指數(shù);Tb為地區(qū)間差異的Theil 指數(shù);h 為子群數(shù)，即所有樣本可被分為h個(gè)子群，h=1，2，…，H;Kh為第h個(gè)子群包含的樣本數(shù);μh為第h個(gè)子群TFP的算術(shù)平均數(shù);Th為第h個(gè)子群的Theil 指數(shù)。

3.3 TFP 空間相關(guān)性檢驗(yàn)和空間計(jì)量模型設(shè)定

(1)Moran 指數(shù)和Moran 散點(diǎn)圖。為了明確資源環(huán)境約束下區(qū)域TFP 增長(zhǎng)的空間相關(guān)性及其相關(guān)程度，本研究采用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法中的Moran 指數(shù)［26］對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。Moran 指數(shù)的定義如(6)式，即

其中，Moran′s I為Moran 指數(shù);i和j為空間單元，i= 1，2，…，K，j= 1，2，…，K;wi，j為空間權(quán)重矩陣元素;MLi為第i個(gè)空間單元的TFP 增長(zhǎng);MLj為第j個(gè)空間單元的TFP增長(zhǎng);ML為K個(gè)空間單元平均的TFP增長(zhǎng)。Moran′s I的取值范圍為［-1，1］，其絕對(duì)值表征了空間相關(guān)程度的大小，絕對(duì)值越大表明空間相關(guān)程度越大，反之則越小。

(2)計(jì)量模型設(shè)定。面板空間計(jì)量模型通常有空間滯后模型和空間誤差模型，這兩類(lèi)模型分別針對(duì)空間滯后依賴性和空間誤差依賴性?？紤]到本研究采用的面板數(shù)據(jù)可能同時(shí)存在兩種類(lèi)型的空間依賴，因此構(gòu)建廣義空間面板計(jì)量模型［27］，具體模型為

其中，Yk，t為第k個(gè)省份時(shí)期t資源環(huán)境約束下的TFP指數(shù);W 為空間權(quán)重矩陣;X為解釋變量;α、η、γ、λ為回歸系數(shù);u 和ε 為擾動(dòng)項(xiàng)，滿足獨(dú)立同分布，期望為0，方差為Sigma2。廣義空間面板計(jì)量模型由兩部分組成，(7)式為空間滯后模型，(8)式為空間誤差模型。在估計(jì)方法上，本研究選擇廣義空間面板自回歸兩階段最小二乘法，該方法可以用來(lái)同時(shí)處理空間滯后和空間誤差兩種類(lèi)型的空間相關(guān)性。

3.4 數(shù)據(jù)和處理

(1)數(shù)據(jù)來(lái)源和處理。本研究使用分省面板數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，研究期間為2000年至2011年。①投入。投入要素包括資本、勞動(dòng)和能源3種，分省資本存量的估算參考單豪杰［28］的方法進(jìn)行拓展，并以2000年為基期進(jìn)行平減處理;勞動(dòng)投入采用分省就業(yè)人數(shù);能源投入采用一次能源消費(fèi)量。②期望產(chǎn)出。采用分省地區(qū)生產(chǎn)總值，以2000年為基期進(jìn)行平減處理。③非期望產(chǎn)出。根據(jù)國(guó)家十二·五規(guī)劃的減排任務(wù)，選擇CO2、SO2、COD 和煙塵4種。

(2)空間尺度和區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)。TFP 增長(zhǎng)的空間差異與地域單元的劃分密切相關(guān)，由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異在不同的空間層次和空間格局上、在不同的時(shí)段上所表現(xiàn)出的特征不同，不同的空間尺度選擇標(biāo)準(zhǔn)下的區(qū)域TFP 測(cè)度結(jié)果往往存在一定的差異。因此與已有研究采用較為單一的空間尺度不同，本研究在區(qū)域TFP 增長(zhǎng)及其演變趨勢(shì)分析中，除考慮全國(guó)層面外，還考慮兩大區(qū)域、三大區(qū)域、四大區(qū)域和八大區(qū)域，多種空間尺度的選擇有助于本研究從多個(gè)層面全面審視資源環(huán)境約束下中國(guó)區(qū)域TFP 增長(zhǎng)的空間特征。①兩大區(qū)域。分為東部沿海和內(nèi)陸地區(qū)，沿海地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、浙江、上海、福建、廣東、海南，其他省份為內(nèi)陸地區(qū)。②三大區(qū)域。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、浙江、上海、福建、廣東、海南、廣西，中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。③四大區(qū)域。東北地區(qū)包括吉林、黑龍江和遼寧，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。④八大區(qū)域。北部沿海地區(qū)包括山東、河北、北京、天津，南部沿海地區(qū)包括廣東、福建、海南，東部沿海地區(qū)包括上海、江蘇、浙江，東北地區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江，長(zhǎng)江中游地區(qū)包括湖南、湖北、江西、安徽，黃河中游地區(qū)包括陜西、河南、山西、內(nèi)蒙古，西南地區(qū)包括廣西、云南、貴州、四川、重慶，西北地區(qū)包括甘肅、青海、寧夏、新疆。

(3)空間權(quán)重設(shè)置。本研究分別構(gòu)建鄰接空間權(quán)重矩陣、地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣表示資源環(huán)境約束下區(qū)域TFP 增長(zhǎng)之間不同的空間關(guān)聯(lián)模式。

①鄰接空間權(quán)重矩陣。所謂鄰接空間權(quán)重矩陣是指如果兩個(gè)空間單元之間相鄰，認(rèn)為二者存在空間相關(guān);反之，不相鄰則不相關(guān)。二進(jìn)制的鄰接空間權(quán)重矩陣W1的矩陣元素滿足

②地理距離空間權(quán)重矩陣。按照地理距離構(gòu)造空間權(quán)重矩陣符合地理學(xué)第一定律［29］，本研究使用地理距離平方的倒數(shù)構(gòu)造地理距離空間權(quán)重矩陣。地理距離空間權(quán)重矩陣W2的矩陣元素可以表示為

其中，d 為兩省的省會(huì)城市之間的球面距離。

③經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣。為了考察各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間相互影響(即經(jīng)濟(jì)距離)對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的影響，本研究建立經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W3，W3=W2E，E為描述地區(qū)間差異性的一個(gè)矩陣，其矩陣元 素Ei，j和Ei，i表示為

4 資源環(huán)境約束下中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的空間差異

4.1 資源環(huán)境約束下分省TFP 測(cè)度結(jié)果和空間分布特征

在運(yùn)用DEA 對(duì)資源環(huán)境約束下分省TFP 進(jìn)行測(cè)度之前，需要對(duì)投入、產(chǎn)出之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。表1 給出投入、產(chǎn)出變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，相關(guān)系數(shù)均通過(guò)5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明投入、產(chǎn)出之間滿足DEA的等張性要求。換言之，當(dāng)投入增長(zhǎng)時(shí)產(chǎn)出也同時(shí)增加，表明前文所構(gòu)建的方向性距離函數(shù)模型對(duì)于效率測(cè)度是合適的。表2 給出基于DDF模型和ML 生產(chǎn)率指數(shù)(累積形式)的分省測(cè)度結(jié)果。

由表2 可知，在樣本考察期內(nèi)，北京的累積TFP 指數(shù)增長(zhǎng)率最大，累積增長(zhǎng)超過(guò)1.658，而廣西最小，為-0.280;上海的累積TFP 指數(shù)增長(zhǎng)達(dá)1.299，而海南、廣東、天津、浙江和山東的累積TFP 指數(shù)增長(zhǎng)均在50%以上，福建、江蘇、新疆、遼寧、黑龍江、河北、重慶、青海、湖北、安徽和貴州的累積TFP 指數(shù)均呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，而四川、江西、寧夏、湖南、山西、陜西、河南、吉林、內(nèi)蒙古、云南、甘肅和廣西的累積TFP 指數(shù)增長(zhǎng)為負(fù)值。由此可以初步判斷資源環(huán)境約束下中國(guó)分省TFP 呈現(xiàn)出明顯的空間非均衡性。同時(shí)，TFP 增長(zhǎng)的空間分布呈現(xiàn)出一定的梯度特征，具體表現(xiàn)為從沿海向內(nèi)陸逐步遞減的演變態(tài)勢(shì)。此外，TFP 增長(zhǎng)的空間分布并不存在明顯的分界線，地區(qū)之間存在交叉重疊現(xiàn)象。換言之，內(nèi)陸地區(qū)的TFP 增長(zhǎng)盡管總體上要低于沿海地區(qū)，但內(nèi)陸地區(qū)某些省TFP增長(zhǎng)率要高于沿海地區(qū)的某些TFP 增長(zhǎng)率較低的省份。

表1 投入、產(chǎn)出的相關(guān)矩陣Table 1 Correlation Matrix of Input and Output

表2 分省累積TFP 指數(shù)及排序Table 2 Provincial Cumulative TFP Index and Its Sorting

4.2 不同空間尺度下的區(qū)域TFP 增長(zhǎng)及其演變趨勢(shì)

表3 給出不同空間尺度下ML 生產(chǎn)率指數(shù)(累積形式)。

由表3 數(shù)據(jù)可知，從全國(guó)層面看，樣本考察期內(nèi)全國(guó)的TFP 增長(zhǎng)整體上呈現(xiàn)遞增態(tài)勢(shì)，年均增長(zhǎng)2.062%。從區(qū)域?qū)用婵?，①在兩大區(qū)域中，東部沿海的TFP 在樣本考察期內(nèi)實(shí)現(xiàn)了持續(xù)增長(zhǎng)，TFP 累積增長(zhǎng)指數(shù)達(dá)到1.647，年均TFP 增長(zhǎng)率達(dá)到5.881%，明顯高于全國(guó)平均水平;內(nèi)陸地區(qū)的TFP 在2004年之前呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，此后則呈快速下降態(tài)勢(shì)，樣本考察期內(nèi)的累積TFP 指數(shù)為0.984，年均增長(zhǎng)為-0.148%。②在三大區(qū)域中，東部地區(qū)的TFP 呈快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，累積TFP指數(shù)達(dá)到1.570，TFP年均增長(zhǎng)達(dá)到5.178%，超過(guò)全國(guó)平均水平;西部地區(qū)TFP 增長(zhǎng)盡管大大低于全國(guó)平均水平，但其TFP 也表現(xiàn)為增長(zhǎng)，只是增長(zhǎng)幅度非常有限，年均增長(zhǎng)僅為0.107%;中部地區(qū)的TFP 在2005年之前呈低增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，此后逐年衰退，考察期內(nèi)的累積TFP 指數(shù)為0.985，年均增長(zhǎng)-0.137%。③在四大區(qū)域中，東部地區(qū)的TFP 呈快速增長(zhǎng)趨勢(shì)，樣本考察期內(nèi)累積TFP 指數(shù)達(dá)到1.692，年均增長(zhǎng)率高達(dá)6.290%;東北地區(qū)在2007年之前其TFP 呈現(xiàn)小幅增長(zhǎng)趨勢(shì)，此后則不斷衰退，整個(gè)樣本考察期內(nèi)累積TFP指數(shù)僅為1.091，年均增長(zhǎng)0.827%;中部地區(qū)和西部地區(qū)的TFP 則整體上呈現(xiàn)出持續(xù)衰退趨勢(shì)，它們的累積TFP 指數(shù)均小于1，表現(xiàn)為負(fù)增長(zhǎng)，年均增長(zhǎng)分別為-0.181%和-0.221%。④在八大區(qū)域中，沿海地區(qū)的TFP 增長(zhǎng)占據(jù)絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，北部沿海的TFP 呈快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，累積TFP 增長(zhǎng)最大，年均增長(zhǎng)達(dá)到6.658%;東部沿海和南部沿海的TFP 也均保持了較高增長(zhǎng)趨勢(shì)，年均增長(zhǎng)分別為6.252%和5.839%;東北地區(qū)、西北地區(qū)和長(zhǎng)江中游的累積TFP 盡管實(shí)現(xiàn)了增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)率相對(duì)低迷，年均增長(zhǎng)分別為0.827%、0.310%和0.085%;而黃河中游和西南地區(qū)的TFP總體上呈現(xiàn)持續(xù)下降態(tài)勢(shì)，年均增長(zhǎng)分別為- 0.728% 和-0.437%。

表3 累積TFP 指數(shù)在不同空間尺度下的測(cè)度結(jié)果Table 3 Measurement Results of Cumulative TFP Index at Different Spatial Scales

為了考察資源環(huán)境約束對(duì)TFP 增長(zhǎng)測(cè)度結(jié)果的影響，不考慮資源投入和環(huán)境污染產(chǎn)出(其他投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)完全相同)，采用傳統(tǒng)的DEA 模型和Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)對(duì)中國(guó)分省TFP 進(jìn)行測(cè)度(限于篇幅，沒(méi)有報(bào)告結(jié)果，有需要的讀者可以向作者索取)。測(cè)度結(jié)果表明，在樣本考察期內(nèi)，只有5個(gè)省的TFP年均增長(zhǎng)率低于資源環(huán)境約束下的TFP年均增長(zhǎng)率，分別是吉林、黑龍江、江蘇、青海和寧夏，而其他25個(gè)省的TFP年均增長(zhǎng)率均高于考慮資源環(huán)境約束下的TFP年均增長(zhǎng)率。此外，從全國(guó)層面看，不考慮資源環(huán)境約束下的TFP年均增長(zhǎng)率為0.434%，遠(yuǎn)低于資源環(huán)境約束下的TFP年均增長(zhǎng)率;從區(qū)域?qū)用婵?，在不同的空間尺度標(biāo)準(zhǔn)下，不考慮資源環(huán)境約束下的TFP年均增長(zhǎng)率低于資源環(huán)境約束下的TFP年均增長(zhǎng)率的區(qū)域只有東北地區(qū)。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因在于，2000年以來(lái)中國(guó)采取節(jié)能減排措施，對(duì)于多數(shù)地區(qū)的TFP 增長(zhǎng)產(chǎn)生了促進(jìn)作用，但對(duì)個(gè)別地區(qū)(如東北地區(qū))TFP的效果并不明顯，這些地區(qū)的能源消耗和環(huán)境污染對(duì)TFP的提高形成了一定的阻礙。

4.3 資源環(huán)境約束下TFP的空間差異:基于Theil 指數(shù)及其分解

表4 給出資源環(huán)境約束下TFP 指數(shù)的測(cè)度及分解結(jié)果，圖1 則直觀地描述了資源環(huán)境約束下TFP 空間差異的演變趨勢(shì)。由表4 和圖1 可知，①總體上，資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的空間差異在2010年之前處于下降態(tài)勢(shì)，而2011年從下降迅速轉(zhuǎn)為上升，達(dá)到2.965，這也成為整個(gè)樣本考察期內(nèi)Theil 指數(shù)的最大值。②從資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)空間差異的地區(qū)分解結(jié)果看，兩大區(qū)域、三大區(qū)域和四大區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)下，地區(qū)內(nèi)差距是造成總體空間差異的主要來(lái)源，而且地區(qū)內(nèi)差距對(duì)總體空間差異的貢獻(xiàn)率也遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于地區(qū)間差距，盡管地區(qū)內(nèi)差距的貢獻(xiàn)率總體呈下降趨勢(shì)。而在八大區(qū)域的空間劃分標(biāo)準(zhǔn)下，除2001年、2004年、2009年和2011年外，其他年份的地區(qū)內(nèi)差距對(duì)總體空間差異的貢獻(xiàn)均大于地區(qū)間差距。

5 資源環(huán)境約束下中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響因素

5.1 資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行影響因素分析之前，需要明確資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的空間相關(guān)性。采用探索性空間數(shù)據(jù)分析的Moran 指數(shù)進(jìn)行全局性空間相關(guān)性檢驗(yàn)，表5 給出3種空間關(guān)聯(lián)模式下Moran 指數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)這一結(jié)果，在3種空間關(guān)聯(lián)模式下TFP 增長(zhǎng)的Moran 指數(shù)基本上都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)存在顯著的空間依賴特征，因此在考察資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)影響因素時(shí)不能忽視TFP 增長(zhǎng)在不同區(qū)域之間的空間溢出效應(yīng)。此外，3種空間關(guān)聯(lián)模式下TFP 增長(zhǎng)的空間相關(guān)性的演變趨勢(shì)大致保持一致，經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下TFP 增長(zhǎng)的空間相關(guān)性大于另外兩種空間權(quán)重，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)空間關(guān)聯(lián)模式下TFP 增長(zhǎng)的空間依賴更為突出。

5.2 影響因素及代理變量的選擇

借鑒王兵等［12］和龐瑞芝等［15］的研究，本研究選擇資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的影響因素如下。①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(LN(GRPPC))。用2000年不變價(jià)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，人均地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)的平方項(xiàng)LN2(GRPPC)也納入回歸模型，以檢驗(yàn)環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)，即環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間是否存在倒U 形關(guān)系。②結(jié)構(gòu)因素。結(jié)構(gòu)因素主要考察能源結(jié)構(gòu)(ES)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)和要素稟賦結(jié)構(gòu)(FS)，用煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重表示能源結(jié)構(gòu)，用地區(qū)工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用資本勞動(dòng)比的對(duì)數(shù)表示要素稟賦結(jié)構(gòu)。③經(jīng)濟(jì)開(kāi)放因素。經(jīng)濟(jì)開(kāi)放因素包括外商直接投資(FDI)和貿(mào)易開(kāi)放度(TOD)，外商直接投資用各省外商直接投資額占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，貿(mào)易開(kāi)放度用各省當(dāng)年進(jìn)出口總額占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，引入經(jīng)濟(jì)開(kāi)放因素是為了檢驗(yàn)污染天堂假說(shuō)。④科技創(chuàng)新水平(R＆D)。用各省R＆D 經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。⑤環(huán)境規(guī)制力度(REG)。與王兵等［12］和龐瑞芝等［15］一致，用排污費(fèi)收入占工業(yè)增加值的比重表示環(huán)境規(guī)制。以上數(shù)據(jù)除前文介紹的數(shù)據(jù)來(lái)源外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、要素稟賦結(jié)構(gòu)、貿(mào)易開(kāi)放度涉及的相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，外商直接投資額來(lái)源于商務(wù)部網(wǎng)站統(tǒng)計(jì)資料，R＆D 經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，排污費(fèi)收入數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)環(huán)境年鑒》。

圖1 資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的總體空間差異Figure 1 Overall Spatial Disparity of TFP Growth under the Constraints of Resource and Environment

表4 TFP的Theil 指數(shù)及其分解結(jié)果Table 4 Theil Index and Its Decomposition Results of TFP Index

表5 資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的Moran 指數(shù)Table 5 Moran′s Index of TFP Growth under the Constraints of Resource and Environment

5.3 經(jīng)驗(yàn)估計(jì)結(jié)果及分析

本研究采用廣義空間面板自回歸兩階段最小二乘法對(duì)廣義空間面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)估計(jì)，同時(shí)為了便于對(duì)比，采用面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法對(duì)不考慮空間變量的情況進(jìn)行回歸，表6 給出所有估計(jì)結(jié)果。根據(jù)估計(jì)結(jié)果，在不考慮空間變量的情況下，Hausman檢驗(yàn)支持固定效應(yīng)。根據(jù)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，僅有人均地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)及其平方項(xiàng)、要素稟賦結(jié)構(gòu)通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn)，其他影響因素在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。而考慮TFP 增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)后，各影響因素回歸系數(shù)的顯著性水平明顯提高，各種檢驗(yàn)結(jié)果良好。下面根據(jù)估計(jì)結(jié)果依次探討資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的各種影響因素及其效應(yīng)。

表6 經(jīng)驗(yàn)估計(jì)結(jié)果Table 6 Empirical Estimation Results

(1)空間變量。觀察空間變量(WLNTFP)的系數(shù)，在3種空間關(guān)聯(lián)模式下回歸系數(shù)均顯著為正。觀察不同空間權(quán)重矩陣下空間變量回歸系數(shù)的大小，地理距離空間權(quán)重和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下空間變量的系數(shù)分別為0.513 和0.493，鄰接空間權(quán)重下空間變量的回歸系數(shù)僅為0.284，明顯低于地理距離空間權(quán)重和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重。

(2)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。在所有回歸模型中，人均地區(qū)生產(chǎn)總值及其平方項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，這一結(jié)果支持環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)。然而，不論在哪種空間關(guān)聯(lián)模式下，加入空間變量后人均地區(qū)生產(chǎn)總值及其平方項(xiàng)的系數(shù)大大降低。其原因是考慮了其他地區(qū)TFP 增長(zhǎng)對(duì)本地區(qū)的空間溢出效應(yīng)，而固定效應(yīng)回歸沒(méi)有考慮其他地區(qū)TFP 增長(zhǎng)對(duì)本地區(qū)的正向空間溢出效應(yīng)，因此放大了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的影響。

(3)結(jié)構(gòu)因素。①能源結(jié)構(gòu)。在所有回歸模型中能源結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)均為負(fù)值，但在固定效應(yīng)回歸中能源結(jié)構(gòu)的系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，加入空間變量后，提升了能源結(jié)構(gòu)回歸系數(shù)的顯著性水平。同時(shí)，考慮空間溢出效應(yīng)后，加大了能源結(jié)構(gòu)對(duì)TFP增長(zhǎng)的負(fù)面影響。該結(jié)論一方面表明各地區(qū)在今后的發(fā)展中必須加快發(fā)展新型能源，對(duì)以煤炭為主的能源結(jié)構(gòu)進(jìn)行不斷改善，進(jìn)一步優(yōu)化能源結(jié)構(gòu);另一方面也表明，若考慮空間溢出效應(yīng)，通過(guò)改善能源結(jié)構(gòu)提升TFP 增長(zhǎng)的任務(wù)更為艱巨。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在固定效應(yīng)回歸模型中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)為正值，但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。加入空間變量后，在3種空間關(guān)聯(lián)模式下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，由此表明，隨著中國(guó)工業(yè)化程度的提高，資源環(huán)境約束下的TFP 增長(zhǎng)趨于下降。因此一方面需要各地區(qū)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提高第三產(chǎn)業(yè)在地區(qū)生產(chǎn)總值中的比重;另一方面，也需要調(diào)整工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，減少高污染、高排放和高耗能產(chǎn)業(yè)的比重，堅(jiān)持走新型工業(yè)化道路。③要素稟賦結(jié)構(gòu)。在所有的回歸模型中要素稟賦結(jié)構(gòu)的系數(shù)均顯著為負(fù)，這與王兵等［12］的結(jié)論相反。由于資本密集型產(chǎn)業(yè)多屬于重污染產(chǎn)業(yè)，而勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)多屬于輕污染產(chǎn)業(yè)［30］，隨著地區(qū)資本勞動(dòng)比的上升，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)將逐步從重污染向輕污染轉(zhuǎn)變，降低了資源環(huán)境約束下的TFP 增長(zhǎng)。同時(shí)對(duì)比固定效應(yīng)回歸和空間面板回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，引入空間變量后，減弱了要素稟賦結(jié)構(gòu)對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的負(fù)面效應(yīng)。④對(duì)比空間面板回歸中3個(gè)結(jié)構(gòu)因素的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的負(fù)面效應(yīng)最大，能源結(jié)構(gòu)和要素稟賦結(jié)構(gòu)對(duì)TFP 增長(zhǎng)的負(fù)面影響則相對(duì)較小。由此表明，不斷調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是提升資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的關(guān)鍵。

(4)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放因素。①外商直接投資。在固定效應(yīng)回歸模型和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下，外商直接投資的回歸系數(shù)為正值，但沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn);在鄰接空間關(guān)聯(lián)模式和地理距離空間關(guān)聯(lián)模式下，外商直接投資的回歸系數(shù)為負(fù)值，在統(tǒng)計(jì)上也不顯著。從外商直接投資的回歸結(jié)果看，并不支持污染天堂假說(shuō)。②貿(mào)易開(kāi)放。在所有回歸模型中貿(mào)易開(kāi)放度的回歸系數(shù)均為正值，但是在固定效應(yīng)回歸模型中回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，而在3種空間關(guān)聯(lián)模式下貿(mào)易開(kāi)放度的回歸系數(shù)均顯著為正，表明提升貿(mào)易開(kāi)放水平將有利于提升資源環(huán)境約束下的TFP 增長(zhǎng)。綜合外商直接投資和貿(mào)易開(kāi)放的回歸結(jié)果，均不支持污染天堂假說(shuō)。

(5)科技創(chuàng)新水平。在所有回歸模型中科技創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)均為正值，但固定效應(yīng)回歸中的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，引入空間變量后提高了科技創(chuàng)新水平回歸系數(shù)的顯著性。由此表明，不斷提升科技創(chuàng)新水平將有助于提升資源環(huán)境約束下TFP的增長(zhǎng)，同時(shí)考慮TFP 空間溢出效應(yīng)后，科技創(chuàng)新水平對(duì)TFP 增長(zhǎng)的提升效應(yīng)更為顯著。

(6)環(huán)境規(guī)制水平。在所有回歸中，環(huán)境規(guī)制水平的回歸系數(shù)均為正值，這與王兵等［12］和龐瑞芝等［15］的結(jié)論正好相反。然而在所有回歸中環(huán)境規(guī)制水平的系數(shù)均沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這表明提高排污費(fèi)收入占工業(yè)增加值的比重將有助于提升資源環(huán)境約束下的TFP 增長(zhǎng)，但是回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著也說(shuō)明以排污費(fèi)收入占工業(yè)增加值的比重來(lái)衡量環(huán)境規(guī)制水平可能不夠恰當(dāng)。因此，未來(lái)研究可以考慮環(huán)境規(guī)制的多種指標(biāo)和代理變量，全面檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制手段和規(guī)制強(qiáng)度對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的影響。

6 結(jié)論

本研究將資源環(huán)境約束納入DEA 分析框架，構(gòu)建方向性距離函數(shù)模型，并在該模型基礎(chǔ)上利用ML 生產(chǎn)率指數(shù)測(cè)度資源環(huán)境約束下中國(guó)分省及區(qū)域TFP增長(zhǎng)，利用Theil 指數(shù)對(duì)資源環(huán)境約束下中國(guó)TFP 增長(zhǎng)的空間差異進(jìn)行測(cè)度，并按照多種空間尺度進(jìn)行分解，利用空間面板計(jì)量模型和估計(jì)技術(shù)實(shí)證考察資源環(huán)境約束下中國(guó)TFP 增長(zhǎng)的影響因素，得到以下研究結(jié)論。

(1)資源環(huán)境約束下中國(guó)分省TFP 呈現(xiàn)出明顯的空間非均衡特征，總體上呈現(xiàn)出東部沿海高、中西部地區(qū)低的梯度分布態(tài)勢(shì)。在樣本考察期內(nèi)，TFP 累積增長(zhǎng)排名前五位的分別為北京、上海、海南、廣東和天津，廣西、甘肅、云南、內(nèi)蒙古和吉林則排名靠后。

(2)在2010年之前，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的空間差異總體上呈下降態(tài)勢(shì)，但2011年出現(xiàn)了迅速擴(kuò)大態(tài)勢(shì);在二、三、四大區(qū)域空間尺度下，地區(qū)內(nèi)差距是造成總體空間差異的主要來(lái)源，在八大區(qū)域的空間尺度 下，除2001年、2004年、2009年 和2011年 外，其 他年份的地區(qū)內(nèi)差距對(duì)總體空間差異的貢獻(xiàn)均大于地區(qū)間差距。

(3)在3種空間關(guān)聯(lián)模式下，資源環(huán)境約束下區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間均存在顯著的空間相關(guān)性。采用廣義空間面板自回歸最小二乘法對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)影響因素的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)結(jié)果表明，資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開(kāi)放度和科技創(chuàng)新水平對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)存在顯著的促進(jìn)作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、要素稟賦結(jié)構(gòu)等結(jié)構(gòu)因素對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)存在顯著的負(fù)向影響，外商直接投資和環(huán)境規(guī)制力度對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

在資源消耗和環(huán)境污染對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展約束日益嚴(yán)峻的形勢(shì)下，不斷提升TFP 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)成為加快轉(zhuǎn)變區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的必然選擇，因此未來(lái)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的不協(xié)調(diào)將在很大程度上表現(xiàn)為資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)在區(qū)域之間的不協(xié)調(diào)和不均衡。根據(jù)本研究結(jié)論，未來(lái)的區(qū)域協(xié)調(diào)可以著重考慮以下幾個(gè)方面。①進(jìn)一步開(kāi)放地區(qū)經(jīng)濟(jì)，破除地區(qū)之間的壁壘，尤其是打破不同形式的地區(qū)壟斷，增強(qiáng)地區(qū)之間的交流，加快推進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程，以最大限度地發(fā)揮地區(qū)之間的空間溢出效應(yīng)對(duì)資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。②加快對(duì)高污染、高排放和高耗能行業(yè)的治理力度，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整的步伐，通過(guò)結(jié)構(gòu)調(diào)整降低“三高”行業(yè)在地區(qū)生產(chǎn)總值中的比重，進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，堅(jiān)持走新型工業(yè)化道路。同時(shí)，在發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)的過(guò)程中，要避免發(fā)展高污染、高排放和高耗能產(chǎn)業(yè)。要不斷優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，加快提高新型清潔能源在能源消費(fèi)中的比重，當(dāng)然也可以通過(guò)引導(dǎo)綠色消費(fèi)倒逼能源結(jié)構(gòu)的調(diào)整。③提升科技創(chuàng)新水平，加大科技創(chuàng)新投入，尤其是通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)傳統(tǒng)行業(yè)進(jìn)行改造和升級(jí)，充分發(fā)揮科技創(chuàng)新對(duì)提升資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。④調(diào)整環(huán)境規(guī)制手段和規(guī)制強(qiáng)度，針對(duì)不同區(qū)域、不同部門(mén)和不同行業(yè)采取多樣化的環(huán)境規(guī)制政策，以充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制在提升資源環(huán)境約束下TFP 增長(zhǎng)的積極作用。⑤進(jìn)一步擴(kuò)大并深化國(guó)際貿(mào)易，避免在國(guó)際貿(mào)易中增加本地環(huán)境污染，同時(shí)在吸引外商直接投資過(guò)程中避免高污染產(chǎn)業(yè)進(jìn)入本地區(qū)，力爭(zhēng)使對(duì)外因素對(duì)資源環(huán)境約束下的TFP 提升產(chǎn)生良好的促進(jìn)作用。

本研究實(shí)證考察資源環(huán)境約束下中國(guó)TFP 增長(zhǎng)的影響因素，對(duì)于這些因素是否存在空間溢出效應(yīng)，仍需要進(jìn)行深入研究，一個(gè)可能的方法是采用空間面板Durbin 模型和空間效應(yīng)分解方法，將影響因素的空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，以此更為細(xì)致地考察這些影響因素對(duì)TFP 增長(zhǎng)是否存在以及存在何種程度的跨區(qū)域溢出效應(yīng)。

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