范 丹（1.東北財經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟學(xué)院，遼寧 大連 116025；2.中國科學(xué)院預(yù)測科學(xué)研究中心東北分中心，遼寧 大連 116025）

經(jīng)濟轉(zhuǎn)型視角下中國工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率及增長動力分析

范 丹1，2*（1.東北財經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟學(xué)院，遼寧 大連 116025；2.中國科學(xué)院預(yù)測科學(xué)研究中心東北分中心，遼寧 大連 116025）

從工業(yè)行業(yè)存在技術(shù)異質(zhì)特征出發(fā)，在全局DEA分析框架下，應(yīng)用共同前沿理論的MML生產(chǎn)率指數(shù)，測度了2001～2012年我國工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的動態(tài)變化及分解構(gòu)成，并采用動態(tài)GMM估計方法對其增長因素進行分析.結(jié)果表明： 2001～2012年36個工業(yè)行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率年均增長率為2.3%，工業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長主要源于技術(shù)進步與規(guī)模效率的提升.環(huán)境全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)清潔型生產(chǎn)行業(yè)、中污染生產(chǎn)行業(yè)、污染密集型行業(yè)依次遞減的發(fā)展格局，群組間技術(shù)差異整體上呈現(xiàn)縮減趨勢；通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)、煙草制品業(yè)是推動前沿面擴張的主力行業(yè)；增長動力分析顯示，工業(yè)行業(yè)存在投入要素利用的規(guī)模經(jīng)濟，工業(yè)行業(yè)“國退民進”的產(chǎn)權(quán)改革與能源結(jié)構(gòu)調(diào)整有利于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提升，資本深化對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提升影響微弱，F(xiàn)DI抑制了環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長，行業(yè)集中度與環(huán)境全要素生產(chǎn)率存在“倒U”型關(guān)系，不同群組的技術(shù)異質(zhì)性導(dǎo)致了對環(huán)境全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不同影響.

共同前沿；技術(shù)異質(zhì)性；環(huán)境全要素生產(chǎn)率；MML生產(chǎn)率指數(shù)

改革開放30多年以來，工業(yè)經(jīng)濟通過高投資、高能耗和高污染排放取得的高增長漸漸難以為繼.同時中國的碳排放量已經(jīng)超過美國成為世界第一.在此國內(nèi)外嚴(yán)峻的現(xiàn)實背景下，如何在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期使得中國工業(yè)經(jīng)濟擺脫對資源依賴和生態(tài)環(huán)境的破壞是目前亟待解決的問題.而解決這個問題最有效和直接的方式就是提高工業(yè)全要素生產(chǎn)率.

近年來，關(guān)于工業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究已引起了大量學(xué)者的廣泛關(guān)注.在研究方法上，主要集中在使用索羅殘差法、CD生產(chǎn)函數(shù)（或超越對數(shù)函數(shù)）回歸法、隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法、非參數(shù)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（即DEA方法），利用地區(qū)工業(yè)數(shù)據(jù)，工業(yè)行業(yè)及企業(yè)數(shù)據(jù)對工業(yè)全要素生產(chǎn)率進行核算［1-4］.在投入產(chǎn)出指標(biāo)的選取上，主要以資本和勞動為投入指標(biāo)，以經(jīng)濟產(chǎn)出為產(chǎn)出指標(biāo).然而生產(chǎn)單位在生產(chǎn)所期望產(chǎn)出時，不可避免地會產(chǎn)生諸如二氧化碳、二氧化硫等環(huán)境副產(chǎn)出，從而整個給經(jīng)濟帶來負(fù)外部性.伴隨資源和環(huán)境與經(jīng)濟增長越來越體現(xiàn)出不協(xié)調(diào)性之后，越來越多的學(xué)者將環(huán)境納入全要素生產(chǎn)率的研究中，這種考慮環(huán)境約束下的全要素生產(chǎn)率即為環(huán)境全要素生產(chǎn)率.在大量研究方法中越來越多地采用方向距離函數(shù)及Malmquist-Luenberger （ML）生產(chǎn)率指數(shù)模型來考察環(huán)境約束對生產(chǎn)率度量的影響，這樣估算得到的環(huán)境全要素生產(chǎn)率更具生產(chǎn)經(jīng)濟學(xué)含義［5-6］.多數(shù)文獻從宏觀層面地區(qū)工業(yè)層面和中觀行業(yè)層面對環(huán)境約束下的環(huán)境全要素生產(chǎn)率進行度量.盡管研究方法和研究時期不盡相同，但都發(fā)現(xiàn)工業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率小于傳統(tǒng)生產(chǎn)率，不考慮環(huán)境約束所測算的工業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)率是有偏的［7-13］.隨著測量全要素生產(chǎn)率的研究方法不斷發(fā)展，Oh［14］提出全局ML（Global Malmquist-Luenberger，GML）指數(shù)，從而克服在測算ML指數(shù)過程中產(chǎn)生的不可行解問題.進一步考慮到生產(chǎn)單位存在技術(shù)異質(zhì)性問題，Oh［15］提出基于共同前沿技術(shù)的MML生產(chǎn)率指數(shù).隨后一些學(xué)者運用MML生產(chǎn)率指數(shù)對國內(nèi)外環(huán)境全要素生產(chǎn)率進行了測算［16-19］，但針對我國工業(yè)行業(yè)存在的技術(shù)異質(zhì)性問題來度量行業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的文獻相對少見.

本文試圖在已有研究的基礎(chǔ)上進行如下拓展：（1）在研究視角方面，本文以工業(yè)經(jīng)濟增長和生態(tài)環(huán)境雙贏發(fā)展為目標(biāo)，將非期望產(chǎn)出SO2排放量、COD排放量、CO2排放量引入到工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的評價模型之中.（2）在研究方法方面，針對傳統(tǒng)DEA線性規(guī)劃模型存在的無可行解問題，本文基于全局生產(chǎn)技術(shù)的方向距離函數(shù)對工業(yè)行業(yè)的技術(shù)效率進行考核；針對我國工業(yè)行業(yè)間存在技術(shù)異質(zhì)性問題，采用共同前沿的MML生產(chǎn)率指數(shù)測算工業(yè)行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其分解變量；針對所測算的環(huán)境全要素生產(chǎn)率存在序列相關(guān)問題，采用動態(tài)GMM模型系統(tǒng)全面地探討工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提升和制約因素及作用機理.

1 研究方法

1.1 全局生產(chǎn)技術(shù)條件下的方向距離函數(shù)

Oh等［14］指出針對非同時期的參照技術(shù)時，線性規(guī)劃可能存在無可行解.針對無可行解問題，已有多數(shù)研究通常將其作為有效方式處理，這種處理方式并不合理.Oh等［14］克服上述缺陷，在生產(chǎn)可能性集的定義上做了改進，不僅定義了同期的生產(chǎn)技術(shù)，也定義了一個全局的生產(chǎn)技術(shù)集.同期的生產(chǎn)技術(shù)定義為： Pt（xt）=｛（yt，bt）：x能生產(chǎn)（yt，bt），xt∈｝，t=1，…，T，Pt（xt）表示每個決策單元在t時期的參照技術(shù)集.全局生產(chǎn)技術(shù)集定義為：PU（xt）=P1（x1）∪P2（x2）∪，…，∪PT（xT）.因此，全局生產(chǎn)技術(shù)集建立了一個所有觀測單元和所有時期的參照技術(shù)集.基于全局生產(chǎn)技術(shù)集的方向性距離函數(shù)求解的線性規(guī)劃問題可寫成：

1.2 Metafrontier Malmquist Luenberger （MML）生產(chǎn)率指數(shù)及其分解

基于全局生產(chǎn)技術(shù)集的方向性距離函數(shù)，根據(jù)生產(chǎn)技術(shù)異質(zhì)性假定，按照合理標(biāo)準(zhǔn)將研究對象分為具有不同生產(chǎn)技術(shù)水平的K個組別.假設(shè)一個DMU在群組k（k=1，2，…，K）里，在群組k里的DMU生產(chǎn)可能性技術(shù)集表示為）=能產(chǎn)生｝.其上界即為“群組前沿”.由于整體中存在K個子技術(shù)集合，假定所有的K技術(shù)集遵守共同邊界，均運作于共同技術(shù)集合下，因此，共同技術(shù)集為各子技術(shù)集的并集，即=｝，其上界即為“共同前沿”，共同前沿為各群組前沿的包絡(luò)曲線.基于群組前沿和共同前沿的方向距離函數(shù)可表示為：

結(jié)合chen等［16］提出的MM生產(chǎn)率指數(shù)和chung等［20］提出的ML生產(chǎn)率指數(shù)的結(jié)構(gòu)方式，在考慮非期望產(chǎn)出的條件下，基于共同前沿和群組前沿的環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)分別定義為如下：

當(dāng)MML（GML）＞1時，表示環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長，MML（GML）＜1時，則表示環(huán)境全要素生產(chǎn)率下降.MML與GML關(guān)系可表示為：

2 指標(biāo)的選擇與群組分類

考慮到數(shù)據(jù)的連貫性與可獲性，本研究樣本選取2001～2012年中國工業(yè)36個行業(yè)投入產(chǎn)出的面板數(shù)據(jù)，由于部分行業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)缺失，在工業(yè)39個細(xì)分行業(yè)中，剔除其他采礦業(yè)、工藝品及其他制造業(yè)與廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)3個行業(yè)數(shù)據(jù).資料來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》及《中國勞動力年鑒》整理獲得.投入產(chǎn)出指標(biāo)如下：

表1 36個工業(yè)行業(yè)聚類分析結(jié)果Table 1 Clustering analysis results of 36 industrial sectors

（1）投入指標(biāo)的選取.資本投入：選取各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值年均余額作為資本投入，利用歷年固定資產(chǎn)價格指數(shù)轉(zhuǎn)換為2001年不變價，單位為億元；勞動力投入：以各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的年平均從業(yè)人員數(shù)表示，單位為萬人；能源投入：采用工業(yè)分行業(yè)能源終端消耗量，主要包括：原煤、洗精煤、其他洗煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、天然氣、熱力、電力共13種主要能源，單位為萬t標(biāo)準(zhǔn)煤.

（2）產(chǎn)出指標(biāo)的選取.期望產(chǎn)出：選取工業(yè)各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出指標(biāo)，用分行業(yè)工業(yè)品出廠價格指數(shù)轉(zhuǎn)換為2001年不變價.單位為億元；非期望產(chǎn)出（SO2、COD、CO2）：考慮到我國“十一五”、“十二五”期間，國家環(huán)境污染物總量控制指標(biāo)主要有SO2和COD、CO2，其中SO2二級濃度標(biāo)準(zhǔn)是空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)的重要指標(biāo)；COD是水中污染物的最為主要的代表；碳減排是我國工業(yè)實現(xiàn)低碳經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的重要任務(wù)，所以本文選取SO2、COD、CO2作為非期望產(chǎn)出指標(biāo).

為了進一步分析工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的行業(yè)技術(shù)差異，本研究采用單位GDP的非期望產(chǎn)出排放量來分類不同群組，利用聚類分析法將研究樣本劃分為污染密集型行業(yè)、中污染生產(chǎn)行業(yè)、清潔型生產(chǎn)行業(yè)3個群組，具體分組結(jié)果見表1.

3 實證分析

3.1 經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動差異及其分解變量

將樣本期間所有的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)作為當(dāng)期的參考技術(shù)集，采用全局DEA方法構(gòu)建生產(chǎn)前沿，分別在共同前沿和群組前沿條件下測算我國工業(yè)行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其分解變量，測算結(jié)果如表2所示.由表2可知，在資源和環(huán)境的雙重約束下，樣本期內(nèi)36個工業(yè)行業(yè)在兩種技術(shù)條件下的環(huán)境全要素生產(chǎn)率平均值增長率分別為2.3%、4.4%，工業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長主要源于技術(shù)進步率的提升（3.1%）與規(guī)模效率的小幅提升（0.2%），而技術(shù)效率的變化并不顯著.這意味著經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期間我國工業(yè)行業(yè)追趕最優(yōu)前沿面程度不斷改善，生產(chǎn)技術(shù)的最優(yōu)前沿面不斷外移.這與其他學(xué)者［8，12，21］的研究結(jié)果是一致的.此外，本文估算的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長率接近陳詩一［8］的估算中國工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率，不考慮生產(chǎn)的外部性會高估生產(chǎn)率［22］.

表2 2001～2012年工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其分解Table 2 Environmental total factor productivity and its decomposition in the industrial from 2001 to 2012

續(xù)表2

從兩種技術(shù)條件的比對來看，群組前沿下的環(huán)境全要素生產(chǎn)率明顯高于共同前沿下的環(huán)境全要素生產(chǎn)率，兩者之間平均技術(shù)缺口率為2.0%.由TGRC指數(shù)的測算結(jié)果可知，污染密集型行業(yè)的平均缺口率最大為3.5%，中污染行業(yè)的平均技術(shù)缺口率為2.3%，而清潔型生產(chǎn)行業(yè)的平均技術(shù)缺口率最小為0.這意味著在考察期內(nèi)，污染密集型行業(yè)與中污染行業(yè)在2種技術(shù)條件下存在較大的技術(shù)差異.而清潔型生產(chǎn)行業(yè)間在兩種技術(shù)條件下并不存在顯著差異.因此，污染密集型行業(yè)存在著更多能源浪費及二氧化碳、二氧化硫等污染物的過度排放，依舊是我國工業(yè)行業(yè)節(jié)能減排的重點對象.在污染密集型行業(yè)群組中，以石油和天然氣開采業(yè)為例，在群組前沿下，技術(shù)效率均值為0.849，表明在污染密集型行業(yè)群組中，尚存在15.1%的節(jié)能減排空間；若把該行業(yè)放在36個工業(yè)行業(yè)中，參照共同前沿，其技術(shù)效率均值僅為0.51，節(jié)能減排潛力可以提升至49%，遠(yuǎn)高于群組前沿下的改進幅度.其他行業(yè)的比較也得到了類似的結(jié)論.由全行業(yè)PTCU及FCU的平均測算指數(shù)小于1來看，群組間技術(shù)差異整體上呈現(xiàn)縮減趨勢，其中污染密集型行業(yè)與中污染生產(chǎn)行業(yè)的群組前沿面外移速度要快于共同前沿面外移速度.從規(guī)模效率變化的測算結(jié)果來看，清潔型生產(chǎn)行業(yè)表現(xiàn)最佳，規(guī)模效率提升最快，盡早實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整.

3.2 工業(yè)“創(chuàng)新者”行業(yè)分析

由工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的分解結(jié)果可知，技術(shù)進步是推動工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率提高的主要動力.本文利用Fare等［23］提出的“創(chuàng)新者”單位判斷準(zhǔn)則對工業(yè)行業(yè)的“創(chuàng)新者”行業(yè)進行判斷分析.

由表3可知，在共同前沿條件下，2001～2012年間共有2個行業(yè)推動最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的外移，其中通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)表現(xiàn)尤為突出，每個時期都推動了生產(chǎn)前沿面的向外擴張.煙草制品業(yè)次之，共有10次推動最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的外移.這與陳詩一［8］的研究結(jié)果是一致的.這也說明這2個行業(yè)無論在節(jié)能減排，技術(shù)創(chuàng)新等各方面都位于工業(yè)行業(yè)的前列.在污染密集型行業(yè)群組中，“創(chuàng)新者”行業(yè)比較集中在非金屬礦采選業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、燃?xì)馍a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)這6個行業(yè).盡管這幾個行業(yè)在共同前沿技術(shù)條件下表現(xiàn)不佳，但在考慮了行業(yè)間的技術(shù)異質(zhì)性問題后，這幾個行業(yè)在污染密集型行業(yè)群組里表現(xiàn)出色.這意味著雖然這幾個行業(yè)隸屬高能耗、高排放行業(yè)，但在國家“十五”至“十二五”期間連續(xù)出臺一系列節(jié)能減排政策后，節(jié)能減排已初顯成效.如國家逐步完善非金屬礦采選業(yè)重點礦種產(chǎn)業(yè)布局，實行開采和生產(chǎn)總量限制，嚴(yán)格控制新增產(chǎn)能，著力現(xiàn)有產(chǎn)能優(yōu)化，引進先進技術(shù)，完成節(jié)能減排設(shè)施的升級改造.此外，針對造紙工業(yè)已成為我國污染較為嚴(yán)重的行業(yè)之一.國家制定了《造紙化學(xué)品行業(yè)“十二五”發(fā)展規(guī)劃》.部分企業(yè)加大造紙化學(xué)品新產(chǎn)品、新技術(shù)、新工藝的開發(fā)，技術(shù)裝備水平均已達(dá)到國內(nèi)領(lǐng)先水平，部分設(shè)備已達(dá)世界領(lǐng)先水平.在中污染生產(chǎn)行業(yè)群組中，“創(chuàng)新者”行業(yè)主要有農(nóng)副食品加工業(yè)、石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、金屬制品業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)這7個行業(yè).其中農(nóng)副食品加工業(yè)在各時期均推動了中污染生產(chǎn)行業(yè)群組生產(chǎn)前沿面的外移.值得注意的是，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)共10次推動了中污染生產(chǎn)行業(yè)群組的生產(chǎn)前沿面的外移.隨著我國目前對環(huán)境污染治理的力度加強，對油品升級、燃料加工等技術(shù)要求越來越高，這推動了石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)不斷提高創(chuàng)新.在清潔型生產(chǎn)行業(yè)群組中，煙草制品業(yè)、紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)、皮革、毛皮、羽毛（絨）及其制品業(yè)、家具制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)配制造業(yè)這6個行業(yè)不同程度地推動了清潔型生產(chǎn)行業(yè)群組生產(chǎn)前沿面的外移.其中煙草制品業(yè)、通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)仍然保持最佳.綜上分析，在考慮工業(yè)行業(yè)間存在著技術(shù)異質(zhì)性問題后，一些高能耗，高排放行業(yè)推動了群組前沿面的外移，由此也驗證了技術(shù)異質(zhì)性在生產(chǎn)率評估和創(chuàng)新單位識別中的重要作用.

表3 2001～2012各年份“創(chuàng)新者”行業(yè)Table 3 Innovator industry from 2001 to 2012

3.3 環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長動因分析

根據(jù)轉(zhuǎn)型期中國工業(yè)經(jīng)濟的特點，為了進一步揭示在資源和環(huán)境約束下工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的動力源泉，選取以下8個指標(biāo)對工業(yè)行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響因素進行分析，同時對各個解釋變量作用機理進行了預(yù)判，具體指標(biāo)的設(shè)定和說明見表4.

在面板數(shù)據(jù)模型估計中，如果解釋變量具有內(nèi)生性，采取固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型不能保證得出無偏的參數(shù)估計.一些影響全要素生產(chǎn)率的因素，例如經(jīng)濟規(guī)模、能源消費等解釋變量既可能是全要素生產(chǎn)率增長的原因，也可能是全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生的結(jié)果，這些解釋變量存在一定程度的內(nèi)生性.鑒于采用DEA方法測算的全要素生產(chǎn)率具有序列相關(guān)特征［24］，解釋變量的內(nèi)生性問題且具有動態(tài)變化特征，因此，采用動態(tài)GMM估計方法對生產(chǎn)率進行影響因素的分析更為可靠［25］.動態(tài)GMM估計分為差分GMM（DIF-GMM）和系統(tǒng)GMM（SYS-GMM），本文選用差分GMM與系統(tǒng)GMM估計分別對共同前沿和群組前沿條件下的工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響因素進行估計，在模型估計過程中，采用Stata 10.0對模型進行估計，為了捕捉不同群組行業(yè)的技術(shù)異質(zhì)性對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響，在估計過程中引入2個群組虛擬變量D1，D2.估計結(jié)果見表5.

表4 解釋變量的選取與說明Table 4 Selection and explanation of variable

在模型的估計過程中，本文采用了穩(wěn)健的動態(tài)GMM估計，從而使得模型的估計結(jié)果更具有解釋力.從4個模型的總體估計結(jié)果來看，差分GMM和系統(tǒng)GMM通過過度識別檢驗（Sargan Test），驗證了工具變量的選取與估計方法是有效的；由AR檢驗的估計結(jié)果可知，殘差序列存在一階序列相關(guān)，不存在二階序列相關(guān).從模型各系數(shù)的回歸結(jié)果來看，MML生產(chǎn)率指數(shù)與GML生產(chǎn)率指數(shù)的各系數(shù)回歸結(jié)果具有一致性.下面對各影響因素進行分析：（1）4個模型中一階滯后變量所對應(yīng)的系數(shù)均為正，且在1%水平上顯著，與預(yù)期一致.這說明上一年的環(huán)境全要素生產(chǎn)率對下一年的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長具有顯著的促進作用.這與王兵等［11］的研究結(jié)果一致.其中系統(tǒng)GMM估計對2種技術(shù)條件下的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的貢獻比例更為突出.（2）行業(yè)規(guī)模的擴大對工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的水平提高具有一定的促進作用，說明工業(yè)行業(yè)在一定程度上存在投入要素使用的規(guī)模經(jīng)濟.隨著行業(yè)規(guī)模擴大，這時如果企業(yè)科技創(chuàng)新能力也隨規(guī)模擴大而同步提高，則有助于企業(yè)更加集約化地使用各種投入要素，提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率.但從模型的回歸系數(shù)較小來看，行業(yè)規(guī)模的擴大對行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高作用是有限的.（3）在結(jié)構(gòu)因素中，反映稟賦結(jié)構(gòu)的資本與勞動比對工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，但對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的作用微弱.對全行業(yè)而言，資本深化提高1%，可以使全行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率提高0.1%.主要原因是若地區(qū)資本與勞動比上升，說明該地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)正從勞動密集型向資本密集型轉(zhuǎn)化，而資本密集型產(chǎn)業(yè)多數(shù)集中在清潔型生產(chǎn)產(chǎn)業(yè)，其能源利用與污染排放的技術(shù)創(chuàng)新能力較強，從而促進了環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高.（4）行業(yè)集中度對工業(yè)行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率一次項顯著為負(fù)，二次項顯著為正，即馬歇爾外部性與工業(yè)全行業(yè)及制造業(yè)的能源效率提高存在顯著的倒“U”型關(guān)系.這一回歸結(jié)果的經(jīng)濟意義顯而易見：產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)在初期增強了企業(yè)的競爭力度，行業(yè)之間治污成本、勞動力互補、上下游企業(yè)合作等促進了環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高.但隨著行業(yè)集聚程度超過臨界值后，行業(yè)的壟斷程度不斷增強，一些壟斷企業(yè)憑借壟斷地位占有廉價資源和高額利潤，減少了企業(yè)技術(shù)改造的動力，進而導(dǎo)致能源使用的無效，從而阻礙了行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高.（5）產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)均為負(fù)，這也說明進一步降低國有經(jīng)濟比重，深化國有企業(yè)改革，推動國退民進的工業(yè)體制改革，可以從微觀上強化企業(yè)激勵機制，從而推動環(huán)境全要素生產(chǎn)率提高.（6）外資水平對全行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率影響為負(fù).這也與涂正革［26］的研究結(jié)論一致.傳統(tǒng)觀點認(rèn)為通過FDI 通過先進管理和工藝技術(shù)的溢出效應(yīng)可以提高當(dāng)?shù)禺a(chǎn)出水平和環(huán)境技術(shù)效率.但污染轉(zhuǎn)移論認(rèn)為，發(fā)達(dá)國家將高能耗、高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家，給發(fā)展中國家?guī)泶罅康霓D(zhuǎn)移環(huán)境污染，從而FDI的增加抑制了行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提升.因此，本研究框架驗證了FDI的污染轉(zhuǎn)移論假說.（7）能源結(jié)構(gòu)對全行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果都顯著為負(fù)，這與預(yù)期的結(jié)果一致.適當(dāng)降低煤炭消費量所占的比重，提高天然氣、電力等清潔能源所占的比重，可以在一定程度上降低二氧化碳、二氧化硫、COD等污染物的排放水平，從而提高行業(yè)整體的環(huán)境全要素生產(chǎn)率水平.（8）從本文設(shè)置的群組虛擬變量估計結(jié)果來看，污染密集型行業(yè)、中污染生產(chǎn)行業(yè)與行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)非常顯著負(fù)向關(guān)系.這意味著對全行業(yè)整體而言，污染密集型行業(yè)與中污染生產(chǎn)行業(yè)并不利于全行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提升，而清潔型生產(chǎn)行業(yè)相對其他兩大群組行業(yè)有著明顯的技術(shù)優(yōu)勢，從而更有效的提升了全行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率水平.因此，不同群組行業(yè)的技術(shù)差異導(dǎo)致了對環(huán)境全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不同影響，這也進一步驗證了本文考慮行業(yè)間的技術(shù)異質(zhì)性對行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響是十分必要的.

表5 2001～2012年工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率動態(tài)GMM估計結(jié)果Table 5 Dynamic GMM estimation of environmental total factor productivity of industrial from 2001 to 2012

4 結(jié)論

4.1 在資源和環(huán)境的雙重約束下，2001～2012年36個工業(yè)行業(yè)在共同前沿環(huán)境全要素生產(chǎn)率平均值增長率分別為2.3%，其增長主要源于技術(shù)進步與規(guī)模效率提升.考察期內(nèi)，GML生產(chǎn)率指數(shù)高于MML生產(chǎn)率指數(shù)，兩者之間平均技術(shù)缺口率為2.0%.在共同前沿技術(shù)條件下，環(huán)境全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)清潔型生產(chǎn)行業(yè)、中污染行業(yè)、污染密集型行業(yè)依次遞減的不同發(fā)展格局.群組間技術(shù)差異整體上呈現(xiàn)縮減趨勢.

4.2 從工業(yè)行業(yè)“創(chuàng)新者”行業(yè)來看，通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)在各時期都推動了生產(chǎn)前沿面的向外擴張；煙草制品業(yè)次之.一個重要發(fā)現(xiàn)是，盡管非金屬礦采選業(yè)、造紙及紙制品業(yè)等幾個行業(yè)隸屬高能耗、高排放行業(yè)，在考慮了行業(yè)間的技術(shù)異質(zhì)性問題后，這幾個行業(yè)在污染密集型群組里成為推動群組前沿面外移的主力行業(yè)，說明我國對高能耗、高排放產(chǎn)業(yè)的升級改造已初顯成效.

4.3 動態(tài)GMM估計結(jié)果顯示：工業(yè)行業(yè)在一定程度上存在投入要素使用的規(guī)模經(jīng)濟；資本深化對工業(yè)行業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響為正，但影響微弱，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)對全行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有抑制作用；行業(yè)集中度與工業(yè)行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率存在“倒U”型關(guān)系；本研究框架驗證了FDI 的污染轉(zhuǎn)移論假說；不同群組行業(yè)的技術(shù)異質(zhì)性導(dǎo)致了對環(huán)境全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不同影響，清潔型生產(chǎn)行業(yè)性憑借技術(shù)優(yōu)勢有效的提升了全行業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率水平.

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Analysis of industrial environmental productivity and growth dynamic in China from the perspective of economic transformation.

FAN Dan1，2*（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， Dalian， 116025， China）. China Environmental Science， 2015，35（10）：3177～3186

In this paper， based on the global DEA directional distance function and MML productivity index，environmental productivity and decomposition variables were measured by resources and environmental constraints of from 2001 to 2012 in China， and the driving factors of green productivity industries were analyzed by the dynamic GMM estimation methods. The main conclusions were as follows. The average growth rate of green productivity of 36 industrial sectors was 2.3% from 2001 to 2012， environmental total factor productivity was mainly due to the progress of green technology progress and scale efficiency. Environmental total factor productivity showed clean production industry，polluting industries， pollution intensive industries in descending order of the different development pattern. Between the technical differences of groups showed reduction in the overall trend. Communications equipment， computers and other electronic equipment manufacturing industry and Tobacco industry were pushing the outward expansion of the production frontier in each period. Dynamic analysis showed the scale economy of the input factors in the industrial sector. The reforms of Property Rights of industrial privatization and the adjustment of energy structure were conducive to enhancing the environmental productivity， capital deepening impacted on environmental productivity weakly. FDI inhibited the growth of environmental productivity， there was an inverted U - shaped relationship in environmental productivity efficiency and industry concentration. Heterogeneity of the technology of different groups had led to different effects on the environmental productivity.

metafrontier technology；technology heterogeneity；environmental total factor productivity；MML productivity index

X22

A

1000-6923（2015）10-3177-10

范 丹（1978-），女，遼寧海城人，副教授，博士，主要從事資源與環(huán)境經(jīng)濟學(xué)研究.發(fā)表論文10余篇.

2015-03-04

教育部人文社會科學(xué)研究青年項目（13YJC790023）；國家自然科學(xué)基金項目（71171035，71271045，71571035）；遼寧省優(yōu)秀人才支持計劃（WJQ2014031）；遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金項目（L14AJY002）；國家社會科學(xué)基金重大項目（15DZA011）

* 責(zé)任作者， 副教授， fandanrx@163.com