吳敏潔 ,程中華 ,徐常萍
(1.東南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,南京 211102;2.南京信息工程大學(xué) 中國(guó)制造業(yè)發(fā)展研究院,南京 210044)
在人口紅利下降,能源約束和環(huán)境污染壓力下,如何提高全要素生產(chǎn)率引起了政府和學(xué)界的重點(diǎn)關(guān)注。R&D、FDI和出口是帶動(dòng)技術(shù)進(jìn)步,提高全要素生產(chǎn)率的重要方式,新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為以R&D投入為代表的知識(shí)投資,具有規(guī)模報(bào)酬收益遞增的特征,是促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的決定性因素[1,2],中國(guó)工業(yè)部門(mén)的證據(jù)顯示:在一些因素影響下,R&D存在制約作用。諸如,技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)薄弱、知識(shí)積累不足、投入產(chǎn)出效率低等原因,R&D強(qiáng)度的提高一定程度抑制了工業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[3]。
FDI和出口可以通過(guò)技術(shù)外溢促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高,Mello(1999)[4]指出FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(全要素生產(chǎn)率)的作用取決于國(guó)家的具體情況——投資國(guó)與東道國(guó)的技術(shù)差距影響FDI的溢出程度。對(duì)出口而言,出口方式和出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)主要決定了技術(shù)溢出獲益[5]。大部分學(xué)者認(rèn)為FDI和出口對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在正向影響[6,7],還有一些學(xué)者從“污染轉(zhuǎn)移”和“技術(shù)依賴(lài)”角度提出了不同看法[8,9]。文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn),以環(huán)境全要素生產(chǎn)率為觀察對(duì)象的研究較少,離開(kāi)資源和環(huán)境約束的研究存在一定的片面性。當(dāng)前,我國(guó)制造業(yè)部門(mén)環(huán)境全要素生產(chǎn)率處于什么水平?多種機(jī)制交織下R&D、FDI和出口對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的凈效應(yīng)如何?本文對(duì)上述問(wèn)題進(jìn)行探討,在此基礎(chǔ)上提出建議,以期為政府相關(guān)部門(mén)政策制定提供參考。
本文以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的理論模型為框架,觀察增加R&D投入和獲得技術(shù)溢出(FDI和出口)兩大途徑對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響。借鑒Nadiri(1993)[10]基礎(chǔ)模型,擴(kuò)展后得到式(1):
其中,下標(biāo)i表示省份,t表示時(shí)間,LTF表示制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù),由于相鄰年份的生產(chǎn)率指數(shù)為0值附近的微小量值,回歸時(shí)不易識(shí)別。這里采用以1996年為固定基期,2002—2016期間各年份相對(duì)于基期的環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)作為L(zhǎng)TF,具體計(jì)算方法見(jiàn)后文;RD、FDI、Exp分別代表本文考察的三個(gè)核心變量RD、FDI和出口,x為控制變量,包括環(huán)境規(guī)制(Reg)、企業(yè)規(guī)模(Sca)、教育環(huán)境(Edu)和國(guó)有經(jīng)濟(jì)(Sta);λ、μ、ε分別表示地區(qū)、時(shí)間雙向固定效應(yīng)和隨機(jī)誤差。
模型(1)聚焦于RD投入、FDI和出口對(duì)低碳發(fā)展的單獨(dú)效應(yīng),實(shí)際上技術(shù)創(chuàng)新低碳發(fā)展的作用機(jī)制常常是多因素作用的結(jié)果,RD受轉(zhuǎn)化效果的制約,外商投資亦在出口經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮重要作用,為了進(jìn)一步考察這些關(guān)系,本文將模型進(jìn)一步完善,得到模型(2)和模型(3):
模型(2)和模型(3)在模型(1)的基礎(chǔ)上添加了交互項(xiàng),分別增加了R&D和教育支持、FDI和出口交互作用的觀察。
本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2002—2017年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》,選取了全國(guó)30個(gè)省份2002—2017年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行整理(西藏由于能源、科技等數(shù)據(jù)的缺失,未列入考察)。由于各區(qū)域能源和R&D數(shù)據(jù)僅細(xì)化至工業(yè)口徑,考慮數(shù)據(jù)口徑的一致性,本文以制造業(yè)各數(shù)據(jù)指標(biāo)為工業(yè)口徑。
(1)被解釋變量,環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。全要素生產(chǎn)率是總產(chǎn)出與所有投入之比,反映生產(chǎn)活動(dòng)的綜合效率,全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)意味著可以在不增加投入的情況下獲得額外產(chǎn)出,因此被視為可持續(xù)增長(zhǎng)的表征。傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率僅考慮資本、勞動(dòng)力和期望產(chǎn)出,能源和環(huán)境公共物品的“價(jià)格失靈”使得傳統(tǒng)方法對(duì)全要素生產(chǎn)率的測(cè)量存在失真。本文將包含資本、勞動(dòng)力、能源、產(chǎn)值和二氧化碳排放五個(gè)方面的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)作為被解釋變量,為了區(qū)別于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率,稱(chēng)其為環(huán)境全要素生產(chǎn)率。
(2)解釋變量,R&D,FDI和出口。本文的核心解釋變量是R&D、FDI與出口。將R&D強(qiáng)度(R&D經(jīng)費(fèi)與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比值)、外商資本金占比、和工業(yè)出口交貨值作為上述解釋變量的代表指標(biāo),各指標(biāo)變量口徑為規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)。2001—2016年,北京、上海、廣東、陜西、重慶、天津、浙江、江蘇是R&D投入強(qiáng)度(均值)最高的區(qū)域,2016年,上海、浙江、北京、廣東、天津和江蘇R&D強(qiáng)度更是達(dá)到了10%以上,這些省份也是外商投資和出口最多的區(qū)域。
(3)控制變量。除了上述變量,政策與教育、市場(chǎng)等環(huán)境因素也影響著環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng),本文選取環(huán)境規(guī)制、制造業(yè)廠商規(guī)模、教育和國(guó)有經(jīng)濟(jì)為控制變量。根據(jù)波特假說(shuō),適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以提高企業(yè)生產(chǎn)力,抵消環(huán)境保護(hù)帶來(lái)的成本,提升企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。以環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)為關(guān)注重心,選取治理廢氣完成投資作為環(huán)境規(guī)制指標(biāo);制造業(yè)廠商規(guī)模大,行業(yè)集中度高,技術(shù)創(chuàng)新也容易形成規(guī)模效應(yīng),本文采用地區(qū)制造業(yè)單位企業(yè)產(chǎn)值反映區(qū)域制造業(yè)廠商規(guī)模情況;良好的教育支持有助于提升區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力,選取各區(qū)域高等學(xué)校數(shù)量作為代表指標(biāo);國(guó)有經(jīng)濟(jì)中特殊的產(chǎn)權(quán)制度對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)和效率有著重要影響,這里采用國(guó)有資本占比代表。
上述解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析見(jiàn)表1,由于教育支持以高等學(xué)校數(shù)量為代表,是絕對(duì)數(shù),因此,均值肯標(biāo)準(zhǔn)差較大。
表1 解釋變量描述性統(tǒng)計(jì)分析
對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的測(cè)算,本文首先采用SBM方向距離函數(shù)[11],計(jì)算得到綜合效率(即全要素生產(chǎn)率,為了區(qū)別于全要素生產(chǎn)率指數(shù),下文統(tǒng)稱(chēng)綜合效率),在此基礎(chǔ)上構(gòu)建環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)指數(shù)——Luenberger指數(shù)。不同于傳統(tǒng)距離函數(shù),SBM方向性距離函數(shù)將污染排放(非期望產(chǎn)出)納入效率測(cè)度,可以更為全面地反映經(jīng)濟(jì)、能源、環(huán)境統(tǒng)一下的增長(zhǎng)。
將K個(gè)制造業(yè)區(qū)域視為相應(yīng)決策單元,構(gòu)造生產(chǎn)前沿面,假設(shè)每個(gè)區(qū)域使用N種投入x=x1,…,xN∈,生產(chǎn)出M 種期望產(chǎn)出 y=y1,…,yM∈,同時(shí)排放I種非期望(“壞”)產(chǎn)出 b=b1,…,bI∈,每一時(shí)期t=1,…,T ,第K個(gè)區(qū)域的投入產(chǎn)出值為生產(chǎn)可行性集在滿足閉集和有界集、“好”產(chǎn)出和投入滿足可自由處置、零結(jié)合公理和產(chǎn)出弱可處置性公理的假設(shè)。運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析,可以將環(huán)境技術(shù)模型化為:
投入無(wú)效率:
期望產(chǎn)出無(wú)效率:
全要素生產(chǎn)率指數(shù)采用具有相加結(jié)構(gòu)的Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)測(cè)度,t期和t+1期間Luenberger指數(shù)具體形式如下:
非期望產(chǎn)出無(wú)效率:
由式(9)可得到各區(qū)域制造業(yè)相鄰年份全要素生產(chǎn)率指數(shù),測(cè)算中能源數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒各區(qū)域工業(yè)終端能源消耗量,勞動(dòng)力投入為從業(yè)人員數(shù)平均數(shù)。資本存量無(wú)法直接獲取,采用戈登斯密的永續(xù)盤(pán)存法,折舊率借鑒張軍(2003)[12]中9.6%的估計(jì)值,得到資本存量估計(jì)值。產(chǎn)值數(shù)據(jù)以1990年為基期進(jìn)行價(jià)格平減。二氧化碳排放由終端各類(lèi)能源消耗乘以排放系數(shù)得到,折算系數(shù)來(lái)自IPCC指南和OECD報(bào)告。
由SBM方向性距離函數(shù)(式(5)至式(8))得到規(guī)模報(bào)酬可變下各省份綜合效率以及分解后資本、勞動(dòng)力、能源、產(chǎn)出和二氧化碳(非期望產(chǎn)出)效率,SBM方向距離函數(shù)得到的效率水平以無(wú)效率值表示,無(wú)效率值越大,效率水平越低。它們反映各省份靜態(tài)的效率狀況,結(jié)合式(9)可進(jìn)一步得到各省全要素生產(chǎn)率指數(shù),反映各省生產(chǎn)率的效率狀況。由于篇幅限制,同時(shí)也為了更為清晰地分析區(qū)域效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率變化中的共性和個(gè)性特征,本文將30個(gè)省份按照東部、中部與西部劃分進(jìn)行研究,觀察區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)過(guò)程(見(jiàn)表2)。
表2 2002—2016區(qū)域效率水平與全要素生產(chǎn)率指數(shù)平均值
2002—2016年全國(guó)綜合效率平均值0.2715,說(shuō)明存在27.15%的平均投入冗余、排放過(guò)量和產(chǎn)出不足。結(jié)合各項(xiàng)投入和產(chǎn)出效率可以發(fā)現(xiàn),減少2.38%資本投入、2.96%勞動(dòng)力投入、7.31%能源投入、11.53%二氧化碳排放,增加2.98%期望產(chǎn)出可以達(dá)到生產(chǎn)前沿面。二氧化碳排放效率和能源效率的過(guò)低是無(wú)效率的主要源泉,分別貢獻(xiàn)了42.47%和26.92%。一定程度反映了中國(guó)能源資源和環(huán)境資源市場(chǎng)價(jià)格信號(hào)的失真造成資源的過(guò)度使用、污染的過(guò)度排放。從區(qū)域角度看,東部地區(qū)制造業(yè)綜合效率的無(wú)效率值僅0.0921,效率水平最高。中部和西部效率水平相當(dāng),無(wú)效率值約四倍于東部,區(qū)域制造業(yè)存在較大的效率梯度差。
面板數(shù)據(jù)回歸模型一般需要在固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和混合回歸間進(jìn)行選擇,首先,在固定效應(yīng)分析中P>F=0,即拒絕混合回歸假設(shè);其次,通過(guò)LM檢驗(yàn)拒絕了“不存在隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè);最后,考慮固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng),從抽樣數(shù)據(jù)看,30個(gè)省份對(duì)象并非隨機(jī)選取,應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型,Hausman檢驗(yàn)P值為0,亦拒絕了隨機(jī)效應(yīng)假設(shè),因此,本文選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸,并從省份和時(shí)間兩個(gè)維度均進(jìn)行了固定,它的優(yōu)點(diǎn)是可以控制住所有不隨時(shí)間變化但對(duì)每個(gè)區(qū)域是特定的變量(區(qū)域固定效應(yīng))和所有不隨區(qū)域變化但對(duì)每個(gè)時(shí)期都是特定的變量(時(shí)間固定效應(yīng)),而不需要任何與這些變量相關(guān)的數(shù)據(jù)?;貧w結(jié)果見(jiàn)表3。
表3 全國(guó)各區(qū)域回歸結(jié)果
模型(1)考察了全國(guó)范圍的R&D、FDI和出口三大核心變量對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響,從回歸系數(shù)看,在其他變量不變的情況下,我國(guó)R&D每提高1個(gè)單位強(qiáng)度,環(huán)境全要素生產(chǎn)率減少11.2988個(gè)單位;外商資本比重每提高1個(gè)單位,環(huán)境全要素生產(chǎn)率減少0.3670個(gè)單位;出口交貨值每增加1個(gè)單位,環(huán)境全要素生產(chǎn)率減少0.0913個(gè)單位。R&D、FDI和出口的系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),對(duì)交互項(xiàng)的觀察發(fā)現(xiàn),教育和研發(fā)的交互作用對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響并不顯著,F(xiàn)DI和出口的交互影響顯著制約了制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)??刂谱兞恐薪逃蛧?guó)有經(jīng)濟(jì)估計(jì)系數(shù)顯著,但方向相反,前者促進(jìn)后者抑制。環(huán)境規(guī)制和廠商規(guī)模的作用不顯著??傮w而言,全國(guó)范圍內(nèi)三核心變量與交互項(xiàng)對(duì)制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響或?yàn)樨?fù)向或不顯著。我國(guó)區(qū)域差異大,上述影響對(duì)不同區(qū)域是否一致?又或者由于區(qū)域差異使得部分變量的整體效應(yīng)缺乏顯著?本文接著將觀察對(duì)象劃分為東部和中西部進(jìn)行分析。
繼續(xù)采用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型分區(qū)域回歸,結(jié)果見(jiàn)表4。對(duì)東部地區(qū)來(lái)說(shuō)R&D、FDI和出口均顯著抑制了制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng),東部地區(qū)R&D的抑制效應(yīng)較全國(guó)范圍更強(qiáng),但R&D和教育的交互作用對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著。FDI作用下的出口也顯著不利于東部地區(qū)制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng),除國(guó)有經(jīng)濟(jì)外,其余控制變量——環(huán)境規(guī)制、廠商規(guī)模和教育都顯著促進(jìn)影響;中西部FDI和出口交互項(xiàng)系數(shù)高達(dá)7.3580,并在10%水平顯著,說(shuō)明不同于東部地區(qū),中西部出口導(dǎo)向型外商投資大大促進(jìn)了區(qū)域環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高。R&D與教育的交互同樣正向作用于制造業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng),但R&D和FDI的單項(xiàng)作用不顯著,此外,各控制變量在中西部地區(qū)未現(xiàn)顯著作用,中西部區(qū)域落后的市場(chǎng)化進(jìn)程和教育資源的匱乏或?yàn)橹饕颉?/p>
核心變量的作用存在較大的區(qū)域差異:
(1)R&D的負(fù)向作用在東部區(qū)域顯著,中西部不顯著。R&D的負(fù)向影響又稱(chēng)為R&D悖論,主要有三個(gè)方面原因:一是國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)失靈;二是邊際收益遞減;三是前兩種原因共同作用。中國(guó)制造業(yè)部門(mén)R&D負(fù)向影響的原因,從東部與中西部的差異可見(jiàn)一斑。僅僅是收益遞減規(guī)律或國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)的失靈的作用,那么東部和中西部的回歸系數(shù)應(yīng)同為負(fù)或皆不顯著,因此,可推論我國(guó)現(xiàn)階段R&D悖論受技術(shù)創(chuàng)新系統(tǒng)R&D收益遞減和國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)失靈的共同影響。前者屬于經(jīng)濟(jì)規(guī)律作用,后者則需要政策修正,國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)失靈則可能存在多方面表現(xiàn):首先,環(huán)境因其公共性存在價(jià)格信號(hào)失真,當(dāng)國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)政府干預(yù)不夠時(shí),無(wú)法引導(dǎo)R&D資源向低碳節(jié)能領(lǐng)域有效配置;其次,激勵(lì)政策失效。賈根良(2009)[13]發(fā)現(xiàn)中國(guó)政府通常以政策優(yōu)惠鼓勵(lì)跨國(guó)公司在中國(guó)從事R&D活動(dòng),這些公司一方面享受中國(guó)政府給予的政策優(yōu)惠,聲稱(chēng)加大在中國(guó)的研發(fā)力度,另一方面將核心技術(shù)環(huán)節(jié)嚴(yán)格保密控制,研發(fā)成果也以母國(guó)戰(zhàn)略為核心,新技術(shù)開(kāi)發(fā)出來(lái)即被投入國(guó)外市場(chǎng),看似不斷擴(kuò)大的R&D投入并沒(méi)有轉(zhuǎn)化為中國(guó)的生產(chǎn)力。最后,中國(guó)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度還不完善,發(fā)明方專(zhuān)利有時(shí)不能得到有效保護(hù),東部區(qū)域的某項(xiàng)技術(shù)剛出現(xiàn),即被中、西部企業(yè)模仿,憑借低廉的比較優(yōu)勢(shì)擠占市場(chǎng),東部的高R&D投入無(wú)法獲得有效產(chǎn)出。此外,良好的教育環(huán)境有助于R&D及其吸收轉(zhuǎn)化,改善中西部高等教育基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)了R&D對(duì)低碳增長(zhǎng)的正向貢獻(xiàn),東部地區(qū)R&D在更為完善的教育基礎(chǔ)設(shè)施作用下未現(xiàn)正向影響,政府部門(mén)需促進(jìn)發(fā)達(dá)區(qū)域高等教育研究成果的加速轉(zhuǎn)化。
表4 分區(qū)域回歸結(jié)果
(2)FDI的作用同樣是東部顯著抑制,中西部未現(xiàn)顯著性。FDI對(duì)東部區(qū)域制造業(yè)低碳發(fā)展在總體上呈抑制效應(yīng),結(jié)果與魏后凱(2002)[14]FDI促進(jìn)東部區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論看似矛盾,實(shí)際上兩者研究的時(shí)期不同,魏后凱研究的是1985—1999期間,本文的觀察時(shí)間是2002-2016年,改革開(kāi)放初期,東部區(qū)域內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)差距大,產(chǎn)生足夠溢出,F(xiàn)DI帶動(dòng)了東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,內(nèi)資企業(yè)快速成長(zhǎng),隨著國(guó)內(nèi)外企業(yè)技術(shù)差距的不斷縮小,F(xiàn)DI溢出效應(yīng)減弱,負(fù)向效應(yīng)突顯。中西部技術(shù)基礎(chǔ)薄弱,技術(shù)溢出的梯度差足夠,然而地理位置和自然環(huán)境的局限,使得中西部地區(qū)對(duì)外商投資吸引力不夠,2016年新疆外商資本比重不足1%,寧夏、青海、甘肅、云南、貴州等也僅在1%~2%之間,過(guò)少的FDI使其系統(tǒng)作用得不到發(fā)揮,也因此,中西部FDI作用效果并不顯著。
(3)出口是區(qū)域差異最大的影響因素(東部和中西部出口系數(shù)均在5%的水平顯著,兩者符號(hào)相反),貿(mào)易是獲得技術(shù)溢出的又一途徑,東部沿海地區(qū)是我國(guó)開(kāi)放最早的區(qū)域,期初,憑借比較優(yōu)勢(shì),出口低技術(shù)勞動(dòng)密集型或污染密集型產(chǎn)品成為地方經(jīng)濟(jì)的特色和優(yōu)勢(shì),也因此帶動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平的提升,東部地區(qū)和出口國(guó)的技術(shù)勢(shì)差不斷縮小,技術(shù)溢出獲益減少,將有限資源集中于低端勞動(dòng)密集型或污染密集型產(chǎn)業(yè)已不適應(yīng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的要求,開(kāi)始抑制區(qū)域制造業(yè)低碳發(fā)展。而處于經(jīng)濟(jì)低洼的中西部還存在相當(dāng)數(shù)量的閑置的土地和勞動(dòng)力,擴(kuò)大出口、充分利用這些資源有助于獲得規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)溢出。值得注意的是,我國(guó)相當(dāng)部分的出口由外商直接投資主導(dǎo),這反映了經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程下跨國(guó)公司全球區(qū)位布局的統(tǒng)籌安排——將制造安置在生產(chǎn)成本最低的區(qū)位,再將產(chǎn)品銷(xiāo)往全球,同理,東部和中西部不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、與出口國(guó)的技術(shù)勢(shì)差等使外商投資主導(dǎo)型出口形成了對(duì)區(qū)域不同程度和不同方向的作用。
本文采用SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger指數(shù)構(gòu)建并測(cè)算了考慮資本、勞動(dòng)力、能源、產(chǎn)出和二氧化碳排放五個(gè)方面的效率水平和環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)。并采用雙向固定效應(yīng)模型對(duì)R&D、FDI和出口對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明:(1)我國(guó)2001-2016期間制造業(yè)部門(mén)全要素生產(chǎn)率平均每年增長(zhǎng)1.01%,東部效率最高;(2)出口導(dǎo)向和利用外商投資的發(fā)展戰(zhàn)略使東部地區(qū)效率過(guò)多地受到國(guó)外市場(chǎng)的影響。中西部和東部生產(chǎn)率整體差距有所減小,能源和環(huán)境效率差距未見(jiàn)改善,產(chǎn)出不足限制了中西部產(chǎn)出效率的提高;(3)R&D、FDI和出口對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著區(qū)域差異,R&D、FDI和出口抑制了中國(guó)東部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。相反,出口顯著促進(jìn)了中西部環(huán)境全要素生產(chǎn)率,R&D和FDI的單獨(dú)作用不顯著,但在良好的教育環(huán)境作用下R&D現(xiàn)促進(jìn)影響,而出口導(dǎo)向的FDI也成為推動(dòng)中西部環(huán)境全要素生產(chǎn)率的重要?jiǎng)恿Α?/p>
綜上所述分析,本文給出如下建議:首先,由于國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)失靈和邊際收益遞減共同影響,R&D抑制了我國(guó)東部區(qū)域低碳增長(zhǎng),政府部門(mén)有必要調(diào)整當(dāng)前創(chuàng)新激勵(lì)政策,如,為內(nèi)資企業(yè)R&D活動(dòng)提供更多支持,完善能源定價(jià)機(jī)制和產(chǎn)權(quán)保護(hù)系統(tǒng)。其次,F(xiàn)DI和出口戰(zhàn)略下,東部制造業(yè)低端鎖定和技術(shù)依賴(lài)效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo),起阻礙作用。東部制造業(yè)亟需轉(zhuǎn)型升級(jí)。最后,對(duì)中西部來(lái)說(shuō),吸引外商投資,擴(kuò)充出口市場(chǎng)更有助于低碳增長(zhǎng)。