(遼寧師范大學(xué) 海洋經(jīng)濟與可持續(xù)發(fā)展中心,遼寧 大連 116000)

1　引言

改革開放以來,我國經(jīng)濟發(fā)展取得了前所未有的成就,但對我國經(jīng)濟增長的動力卻存在很大爭議。Krugman[1]指出,我國經(jīng)濟增長主要依靠生產(chǎn)要素投入驅(qū)動,全要素生產(chǎn)率(TFP)沒有貢獻,因此經(jīng)濟增長是不可持續(xù)的;董敏杰等[2]的研究顯示,自改革開放到20世紀初，TFP對我國經(jīng)濟增長的貢獻率達到30%左右。為了具體研究我國經(jīng)濟增長的奇跡,必須回答三個問題:①不同地區(qū)的經(jīng)濟增長源泉有何不同？②地區(qū)增長之間有何種相互作用？③各地區(qū)全要素生產(chǎn)率有何差異？這些問題都要求模型既能計算全要素生產(chǎn)率,又能考慮到各地區(qū)之間的相互作用和各自的生產(chǎn)前沿。

吳詣民、張凌翔[3]、李國璋[4]等使用隨機前沿模型對我國區(qū)域要素回報和全要素生產(chǎn)率的分析表明,全要素生產(chǎn)率是造成地區(qū)差異的主要原因,人力資本對西部地區(qū)發(fā)展有著不可忽視的阻礙作用,但該方法忽視了各地區(qū)生產(chǎn)前沿的差異性,導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率測度誤差偏大。如對落后地區(qū),因為高估了它們的生產(chǎn)前沿,低估了TFP[5],分地區(qū)測度會忽視地區(qū)間的溢出效應(yīng)。眾多學(xué)者采用非參數(shù)方法研究全要素生產(chǎn)率,如嚴鵬飛、王兵[5]、楊文舉等[7]對我國不同時期的全要素生產(chǎn)率展開了定量研究,做出了卓有成效的貢獻。李蘭冰等[8]在此基礎(chǔ)上將資源和環(huán)境因素納入測算框架,并將總體績效向要素績效延伸,得出勞動生產(chǎn)率、資本生產(chǎn)率、生態(tài)要素生產(chǎn)率增速全面放緩的結(jié)論。但由于非參數(shù)方法的局限性,沒有考慮要素投入和隨機因素對增長的作用,而隨機因素對我國經(jīng)濟增長的影響不能忽略[8],因此這些結(jié)論的說服力有所下降。

由于當前的研究不足,本文對現(xiàn)有文獻進行了拓展:①將已有的截面數(shù)據(jù)GWR模型拓展到面板數(shù)據(jù)的GWR模型,改進后的空間隨機前沿模型將面板數(shù)據(jù)的地理加權(quán)回歸模型、空間誤差模型、隨機前沿模型三者結(jié)合起來,并給出新模型的計算方法;②將生產(chǎn)前沿、地理相關(guān)性和全要素生產(chǎn)率納入同一框架中考慮,在此基礎(chǔ)上計算出各要素和全要素生產(chǎn)率對我國各省域經(jīng)濟增長的貢獻率,揭示我國經(jīng)濟增長的要素源泉、時空規(guī)律和分布特征。

2　研究方法

2.1　模型設(shè)定

改進后的空間隨機前沿模型描述為:

yi=β0(i)+Xiβ(i)+vi-ui

(1)

vt=ρWvt+ηt

(2)

式中,yi=[yi1,yi2,…,yiT]′表示第i個生產(chǎn)單位在1到T時段的T×1維產(chǎn)出(取對數(shù));Xi表示第i個生產(chǎn)單位在1到T時段的T×K維投入(取對數(shù))矩陣,i=1,2,3,…,N;β0(i)表示第i個生產(chǎn)單位的截距;β(i)表示待估計的第i個生產(chǎn)單位的K×1維參數(shù)向量;ui=[ui1,ui2,…,uiT]′≥0為T×1維技術(shù)無效率項向量,代表第i個生產(chǎn)單位1到T時段的技術(shù)無效率程度;vi=[vi1,vi2,…,viT]′為T×1維的雙邊誤差項向量,表示不可控的經(jīng)濟系統(tǒng)外部影響因素和數(shù)據(jù)測度誤差等;ηt=[ηit,η3t,…,ηNt]′為N×1維的隨機干擾向量。

(3)

(4)

(5)

其中:

εt=vt-ut

(6)

(7)

(8)

Φ(·)是多元標準正態(tài)分布函數(shù):

(9)

基于此,可得模型的對數(shù)似然函數(shù):

(10)

如果εit已知,則可通過最大化似然函數(shù)式(10)來解得參數(shù)σu,σv,ρ。

(11)

ei=vi-ui+E(ui),易證E(ei)=E(vi)=0。

可見式(11)即為一個面板數(shù)據(jù)的地理加權(quán)回歸模型(vi有自相關(guān)性,導(dǎo)致ei也有自相關(guān)性,故計算時采用穩(wěn)健標準差)。地理加權(quán)回歸(GWR)[10]擴展了傳統(tǒng)的回歸框架,允許局部而不是全局的參數(shù)估計,該模型應(yīng)對研究區(qū)域內(nèi)的每一點i,指定相應(yīng)的一組權(quán)wij。傳統(tǒng)的GWR模型只適用于截面數(shù)據(jù),本文將其拓展之后也適用于面板數(shù)據(jù)(計算過程可向作者索要)。

給定研究區(qū)域內(nèi)的一點i,其權(quán)重定義為:

(12)

式中,d(i,j)為i,j兩點之間的距離;θ>0為窗寬或光滑參數(shù);θ的大小決定了擬合曲面的光滑性。在給定θ時,i,j兩點之間的距離越大,權(quán)重就越小。光滑參數(shù)θ一般用交叉證實法[10]確定,即令:

(13)

CV(θ0)=minCV(θ)

(14)

(15)

式中,yit表示i地區(qū)t時期的產(chǎn)出;Xit表示投入要素向量;A為線性函數(shù)中的常數(shù)項,定義全要素生產(chǎn)率為:

TFPit=exp(A-uit)

(16)

基于上式,對某地區(qū)的產(chǎn)出增長可分解為要素貢獻和全要素生產(chǎn)率差異兩部分。

2.2　Solow增長核算法

根據(jù)本文的思路,參考Brock[11]、Xepapadeas[12]的C-D生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定形式,將TFP看作投入要素,則有:

Y=F(KG,KF,L,Z,T,P)

(17)

式中,KG為國內(nèi)資本存量;KF為FDI存量;L為勞動力投入;Z為環(huán)境消耗;T為技術(shù)進步；P為全要素生產(chǎn)率。對上式的時間求導(dǎo),并做相應(yīng)的處理,可得:

(18)

上式右端即為各部分對經(jīng)濟增長的貢獻率。

3　指標選取

本文涉及2000—2014年的產(chǎn)出、國內(nèi)資本存量、FDI存量、勞動投入、環(huán)境消耗和技術(shù)進步6個指標的省際面板數(shù)據(jù)(未包括香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、臺灣地區(qū)和西藏自治區(qū),下同)。其來源為:①產(chǎn)出。以2000年為基期的實際地區(qū)生產(chǎn)總值,數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。②資本存量、FDI存量。Borensztein等[13]的研究表明,FDI與國內(nèi)投資對經(jīng)濟增長的影響彈性存在顯著差異,因此有必要將國外資本與國內(nèi)資本分離。國內(nèi)資本存量采用總的資本存量減去FDI存量得到,總的資本存量采用永續(xù)盤存法[14]估算。其中,單豪杰并未估算重慶的資本存量,參考孫輝等[15]估算的數(shù)據(jù)計算出重慶和四川的資本存量之比,并基于此對采用單豪杰方法估算出重慶與四川資本存量之和進行比例分配,總資本存量以2000年為基期。③勞動力投入。在勞動投入對經(jīng)濟增長的貢獻分析中,投入數(shù)據(jù)不僅取決于勞動要素的投入量,還與勞動要素質(zhì)量、勞動使用時間等因素有關(guān)。我國市場機制不夠完善,勞動報酬不能合理地反應(yīng)出勞動投入。因此,與多數(shù)國內(nèi)文獻一樣,采用勞動者人數(shù)取代勞動投入,數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)相關(guān)年份的統(tǒng)計年鑒。④環(huán)境消耗。部分學(xué)者認為,環(huán)境消耗對我國經(jīng)濟增長貢獻不可忽視,如劉瑞翔[16]測算出環(huán)境消耗對經(jīng)濟增長的貢獻率為9.25%,因此有必要將環(huán)境消耗納入測算框架。本文將污水(億t)排放量、廢氣(億t)排放量之和作為環(huán)境消耗指標,數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份的《中國能源統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。⑤技術(shù)進步。由于我國的法制系統(tǒng)并不健全,專利能否有效地轉(zhuǎn)化為技術(shù)進步、推動經(jīng)濟增長問題一直備受爭議。但自2001年我國加入世界貿(mào)易組織以來,我國隨之采用了“與貿(mào)易有關(guān)的知識產(chǎn)權(quán)協(xié)定”(TRIPs),并將國內(nèi)的知識產(chǎn)權(quán)保護系統(tǒng)與國際進行接軌,我國的專利數(shù)量也在2000年之后大幅增加,因此本文采用專利數(shù)作為指標衡量技術(shù)進步。

4　計算結(jié)果與實證分析

4.1　空間相關(guān)性檢驗

為了考察數(shù)據(jù)是否存在空間依賴性,首先以各省GDP數(shù)據(jù)計算Moran′s I[17],考慮到GDP數(shù)據(jù)未必服從漸近的正態(tài)分布,因此以本文上述變量作為協(xié)變量,對GDP數(shù)據(jù)進行回歸后,使用標準化處理后的殘差項和行標準化的權(quán)重矩陣進行全局莫蘭指數(shù)檢驗,計算結(jié)果見表1。

表1　莫蘭指數(shù)I

從表1可見，所有年份的莫蘭指數(shù)均大于0且通過了5%顯著性水平檢驗,GDP水平顯示出強烈的空間正相關(guān),說明高水平省份傾向于與其他高水平省份臨近,低水平省份同樣在空間上集聚,需要在模型中考慮地理相關(guān)性。從動態(tài)演進看,莫蘭指數(shù)有輕微的波動下降現(xiàn)象,說明省域GDP在空間集聚上有弱化趨勢。

全局莫蘭指數(shù)反映了空間變量的整體空間相關(guān)狀況,但可能忽略局部地區(qū)的非典型性特征[17],因此還需進行局域空間相關(guān)性分析。我國30個省域2002年、2006年、2010年、2014年在LISA空間集聚(圖1),且均通過了5%顯著性水平檢驗。

圖1　局域空間自相關(guān)LISA集群圖

由圖1可見,山東、江蘇、安徽等東部沿海地區(qū)處于高—高(H-H)型集聚區(qū),新疆、青海、云南等西部地區(qū)分布于低—低(L-L)型集聚區(qū);四川經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)于周邊地區(qū),分布于高—低(H-L)型集聚區(qū);海南落后于相鄰的廣東,分布于低—高(L-H)型集聚區(qū)。正負局域相關(guān)省份數(shù)量和分布穩(wěn)定,但仍有個別省存在類型遷移:福建由集聚不顯著地區(qū)遷躍為H-H型集聚區(qū),受益于周邊發(fā)達地區(qū),福建發(fā)展速度提升,統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示自2010年之后福建年均GDP增速達10%以上;云南由集聚不顯著地區(qū)躍遷為L-L型集聚區(qū),發(fā)展速度放緩。

4.2　模型參數(shù)估計結(jié)果

模型計算結(jié)果見表2。模型的擬合優(yōu)度為0.987、空間誤差自回歸系數(shù)為-12.42,說明擾動項之間存在著顯著的空間相關(guān)性。本文將國內(nèi)資本存量縮寫為GK(對應(yīng)數(shù)據(jù)第一行為模型系數(shù),第二行為貢獻率),FDI存量縮寫為FDI,勞動力投入縮寫為Labor,環(huán)境消耗縮寫為Env,技術(shù)進步縮寫為Tec,全要素生產(chǎn)率TFP和各要素貢獻率只列出了均值。從計算結(jié)果看,模型擬合度達到要求,對單個系數(shù)的顯著性檢驗也基本通過。由表2可見,除新疆地區(qū)的環(huán)境消耗和技術(shù)進步外,其他要素投入對經(jīng)濟的增長都有正向作用,而新疆的這兩個指標并未通過顯著性檢驗。

表2　要素系數(shù)及貢獻率

注:1.***、**、*分別表示在5%、10%、20%水平上顯著;2.TFP項無顯著性檢驗。

自1979年改革開放至今,我國經(jīng)濟的年均增長率高達9.6%,GDP和國民收入每七到八年就能翻一番。我國經(jīng)濟的高速增長引發(fā)了經(jīng)濟學(xué)界的爭論,但幾乎沒有學(xué)者否認資本投入對我國經(jīng)濟增長的貢獻。如Chow、Lin[18]的研究顯示,1978—1998年我國GDP的增長有62%歸功于資本投資。大部分相關(guān)文獻表明,我國的全要素生產(chǎn)率增速在20世紀90年代中期開始減緩,如Zheng、Hu[19]估計,1995—2001年我國全要素生產(chǎn)率每年上升0.6%—2.8%,而在1995年之前僅為3.2%—4.5%,此后我國資本投入增速開始顯著超過GDP增速,資本對我國經(jīng)濟高速增長的貢獻不可忽視。就資本貢獻而言,本文結(jié)論與主流觀念無顯著性差異。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,2000—2014年我國的資本存量增速高達15%。由表2可知,多數(shù)地區(qū)資本存量的系數(shù)與貢獻率均顯著超過其他要素,GDP增長主要歸功于資本存量增加,國內(nèi)資本存量貢獻比FDI存量貢獻份額更大;FDI存量對經(jīng)濟增長的貢獻率普遍在20%左右,對我國經(jīng)濟增長已起到了相當大的推動作用。甘肅、青海、新疆等省份地理位置偏遠,難以吸引外商投資,FDI貢獻率顯著偏低。此外,FDI存量彈性在空間上由東到西呈現(xiàn)下降趨勢,說明西部地區(qū)不僅外商投資少,對外商投資的利用率有待提升;廣東等發(fā)達沿海地區(qū)FDI存量貢獻率較低,但FDI存量彈性與多數(shù)東南地區(qū)沒有顯著差異,貢獻被其他要素所掩蓋。有學(xué)者認為,外商投資能帶來以勞動者為載體的軟技術(shù)流入,推動經(jīng)濟發(fā)展。如Cheung、Lin[20]的研究表明,外商直接投資較多的省份收到的專利申請數(shù)目也較大,本文也有類似的結(jié)果:FDI存量貢獻率超過20%的地區(qū),多數(shù)為發(fā)達或高速發(fā)展中的地區(qū),如北京、浙江、重慶等地。

在20世紀末,為了緩解國有企業(yè)效率低下的問題,創(chuàng)造了更為市場化的工資薪酬結(jié)構(gòu)。我國進行了三次工資改革,國有企業(yè)大規(guī)模裁員,勞動力市場從集中管制走向市場,企業(yè)工資預(yù)算與企業(yè)效益掛鉤。勞動力市場的改革和人口紅利為我國經(jīng)濟的增長做出了巨大貢獻。例如，Wang、Yao[21]的研究發(fā)現(xiàn),1978—1999年勞動力可解釋我國經(jīng)濟增長的16%;Arayama、Miyoshi[22]也認為,人力資本可解釋我國15%的GDP增長。但步入21世紀后,情況有所改變。生產(chǎn)要素的再分配具有局限性,不管是更高效地利用資本還是更高效地利用勞動力,都不能維持經(jīng)濟長期增長。從表2可見,步入新世紀后我國各省勞動投入的貢獻率普遍不大,我國的勞動力參與率一直很高,并且長期的計劃生育政策拉低了人口增長速度,所以勞動力投入的增加對經(jīng)濟增長的貢獻有限。此外,我國勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)性矛盾依然突出,人才結(jié)構(gòu)失衡,供求矛盾巨大。廣西、河南、重慶、四川、貴州、陜西等省市的勞動力貢獻較低,這些地區(qū)或地理位置偏遠、交通不便,或發(fā)展落后、勞動力流失。其中,貴州、云南兩地由于勞動力投入出現(xiàn)負增長,勞動力貢獻率為負;勞動力投入系數(shù)由東到西呈現(xiàn)上升的趨勢,表明西部內(nèi)陸地區(qū)勞動力投入的邊際收益更高,進一步驗證了勞動力由西向東遷移的觀點。

2003—2013年我國廢水排放量年均復(fù)合增長率達到4.22%,廢氣年排放量大體不變,約為388169億m3,排放量巨大。劉瑞祥[15]認為,21世紀后環(huán)境消耗對我國經(jīng)濟增長的貢獻率達9.25%,本文的計算結(jié)果多數(shù)地區(qū)與該數(shù)據(jù)相近,北京、天津、河北、山西等地更是達到20%左右,表明資源環(huán)境為我國經(jīng)濟高速增長付出了巨大代價。20世紀末期,重化工業(yè)特征和化石能源占比過高問題再次凸顯,協(xié)調(diào)結(jié)構(gòu)和集約型經(jīng)濟增長模式有待推進。近幾年日益嚴重的霧霾問題佐證了這一點。新疆、青海、海南等地環(huán)境消耗貢獻率較低,且相關(guān)系數(shù)未通過顯著性檢驗,說明這些地區(qū)在發(fā)展過程中并未過度消耗自然資源。

學(xué)界普遍認為,創(chuàng)新所帶來的技術(shù)進步是一個國家長期經(jīng)濟增長潛力的重要影響因素。作為高校和各種高科技企業(yè)集中地的北京,技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻率最高,其余地區(qū)相對較低,主要原因是這些地區(qū)技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)率需要的時間過長,在技術(shù)能創(chuàng)造財富之前,持續(xù)性的投入使其貢獻率低下[23];另一個原因是提高普通勞動者的知識和技能水平,才能使新技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力[7]。此外,技術(shù)進步系數(shù)也普遍較低,且相當一部分地區(qū)技術(shù)進步系數(shù)不顯著,如河北、山西、內(nèi)蒙、云南、山西、青海等內(nèi)陸或落后省份,不但再次說明技術(shù)進步對這些地區(qū)經(jīng)濟增長的推動作用有限,而且能推斷我國多數(shù)地區(qū)的技術(shù)進步可能并非來自內(nèi)生的技術(shù)創(chuàng)新,而是來自對外來技術(shù)的模仿。

從圖1可見,我國30個省份2002年、2006年、2010年、2014年全要素生產(chǎn)率變化的地理空間上的四分位圖,使用自然斷點法將全要素生產(chǎn)率從低到高分為四個等級,全要素生產(chǎn)率的平均貢獻率見圖2。從圖2可見,部分省份的全要素生產(chǎn)率在空間上是集聚的。即高全要素生產(chǎn)率和高全要素生產(chǎn)率地區(qū),低全要素生產(chǎn)率和低全要素生產(chǎn)率的地區(qū)在空間上呈現(xiàn)相鄰或集聚特性,且隨著時間的推進,俱樂部趨從現(xiàn)象越發(fā)顯著,而不同俱樂部之間差距持續(xù)擴大。此外,許多地區(qū)全要素生產(chǎn)率有著由低到高再降低的趨勢,提高的原因在于21世紀初全球科技進步和信息化革命帶來的整體技術(shù)水平上升,而下降則是因為隨著市場化和國際化程度的提高,要素在不同領(lǐng)域轉(zhuǎn)移產(chǎn)生的邊際報酬遞減。全要素生產(chǎn)率的提升為經(jīng)濟增長帶來的貢獻各省份相差較大,除黑龍江、吉林、天津、山東、江蘇、廣東等東部地區(qū)較高外,四川等中部地區(qū)也較高。李勝文、李大勝[5]等研究表明,中部效率并不比東部低,而全要素生產(chǎn)率的變化是由技術(shù)效率變化決定的,與本文結(jié)果無顯著差異。作為發(fā)達地區(qū)的北京等地全要素生產(chǎn)率貢獻率并不高,甚至為負值,這些地區(qū)有著長期大量的要素投入,使經(jīng)濟運行時的效率有所下降,劉亞軍[25]等對浙江的研究有著近似的結(jié)果。

圖2　全要素生產(chǎn)率貢獻率分布

5　結(jié)論與政策含義

本文提出了一個基于改進的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的地區(qū)增長分析框架,創(chuàng)建性地將空間相關(guān)性納入其中,從空間和動態(tài)視角測算了各要素和全要素生產(chǎn)率在我國地區(qū)經(jīng)濟增長中的貢獻。研究發(fā)現(xiàn):①步入新世紀后,資本投入仍是我國經(jīng)濟增長的主要源泉,尤其是部分落后地區(qū)更依賴資本投入。國外投資的重要性日益突顯,在東部、東南部等對外交流頻繁地區(qū),外商投資對經(jīng)濟增長的貢獻已僅次于國內(nèi)資本的貢獻。②勞動力投入對各省經(jīng)濟增長的貢獻遠低于資本存量的貢獻,同時東部勞動力投入彈性低于中西部,意味著中部和西部勞動力流失現(xiàn)象顯著,而東部勞動力投入超過了帕累托最優(yōu),經(jīng)濟運行處于不均衡狀態(tài)。③多數(shù)地區(qū)經(jīng)濟增長對環(huán)境資源依賴程度較大,環(huán)境消耗已是我國經(jīng)濟增長的主要因素之一。海南、青海、廣西等少數(shù)地區(qū)或是以旅游業(yè)為主,或是地處偏僻人煙稀少,環(huán)境消耗對經(jīng)濟增長的貢獻率較低。④技術(shù)進步的貢獻率普遍較低,說明我國對新技術(shù)的開發(fā)利用程度仍不夠;相當多的地區(qū)技術(shù)進步系數(shù)不顯著,這類地區(qū)主要集中在西部、北部地區(qū),如云南、陜西、新疆、內(nèi)蒙、吉林等,反映出這些地區(qū)的技術(shù)較落后。⑤中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率與貢獻率并不比東部低,原因是本文考慮了各地區(qū)生產(chǎn)前沿的差異。各省份全要素生產(chǎn)率的貢獻率差異巨大,同一俱樂部內(nèi)收斂趨勢顯著,然而不同俱樂部之間差距持續(xù)擴大,表明我國地區(qū)間存在較強的技術(shù)壁壘,只有少數(shù)發(fā)達地區(qū)從技術(shù)進步和全要素生產(chǎn)率改善中受益較大;近年來全要素生產(chǎn)率來整體呈下降趨勢,表明多數(shù)地區(qū)存在著要素投入比例不均衡、部分要素邊際產(chǎn)出下降。

上述研究結(jié)論可引申以下政策含義:①西部地區(qū)加快完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),招商引資,進一步增加資本供給,并提高投資效率,是今后縮小與東部地區(qū)差異的有效途徑;東部地區(qū)則需要在保持自身優(yōu)勢的同時尋找新的經(jīng)濟增長點,改善投資扭曲引起的資本配置結(jié)構(gòu)性障礙。②中西部地區(qū)需要完善人才引進策略,增加高端人力資源累積,同時提升勞動者知識技能水平,提高對新工藝、新方法的吸收和適應(yīng)能力,加強就業(yè)政策制定、就業(yè)環(huán)境創(chuàng)造;東部地區(qū)則需進一步擴大人力資本在經(jīng)濟增長中的作用,改善就業(yè)結(jié)構(gòu)配置,增加人力資本收益。③京津冀、長三角等東部和東南沿海地區(qū)需要限制污染排放,加強環(huán)境治理。山西等煤和礦石產(chǎn)地則需按計劃、有限度地開采,積極尋找經(jīng)濟轉(zhuǎn)型方向,實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。為了推動經(jīng)濟增長,部分地區(qū)可能會默許環(huán)境標準降低。此外,環(huán)境污染具有外部性,即使當?shù)卣畤栏窆苤埔埠茈y降低環(huán)境污染帶來的危害。因此,只有我國各地積極合作,才能從根本上控制污染。④我國各地區(qū)應(yīng)鼓勵技術(shù)創(chuàng)新,提升人力資本水平,加快人力資本在地區(qū)間的流動,有利于加速技術(shù)模仿、追趕和擴散,推動技術(shù)進步轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。⑤中部地區(qū)可通過增加研發(fā)投入、引進先進技術(shù)等手段,提高技術(shù)水平;東部可憑借充裕的資金優(yōu)勢,在提高自主創(chuàng)新活躍度的同時,強調(diào)利用新技術(shù)溢出效應(yīng)加快先進技術(shù)的擴散,以便在提高生產(chǎn)力的同時能保持全要素生產(chǎn)率具有較高的水平,避免過多要素投入產(chǎn)生的資源浪費;西部則需要雙管齊下,提高管理和技術(shù)水平。政府應(yīng)對地區(qū)發(fā)展進行調(diào)節(jié),尤其要促進地區(qū)間技術(shù)擴散,使各地區(qū)更好地分享技術(shù)創(chuàng)新和體制創(chuàng)新的成果。