胡曉珍

（廣東省社會科學(xué)院 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究所，廣州 510635）

0 引言

伴隨著海洋的過度開發(fā)和環(huán)境污染問題，導(dǎo)致我國海洋生態(tài)系統(tǒng)嚴(yán)重受損，海洋經(jīng)濟增長的質(zhì)量不高?！度珖鷳B(tài)保護(hù)“十二五”規(guī)劃》中對改善生態(tài)環(huán)境、規(guī)范海洋資源開發(fā)提出硬性要求，環(huán)境問題被提升到國家戰(zhàn)略高度。因此，將海洋經(jīng)濟增長的環(huán)境代價納入?yún)^(qū)域海洋經(jīng)濟增長研究框架，探討環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)、長三角經(jīng)濟區(qū)以及泛珠三角經(jīng)濟區(qū)三大沿海區(qū)域在環(huán)境約束下生產(chǎn)率增長差異與收斂具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

通過分析全要素生產(chǎn)率增速的變動來解釋區(qū)域間技術(shù)水平、技術(shù)使用效率的增長差異是20世紀(jì)90年代中期以來我國學(xué)者常用的方法。其中，部分學(xué)者運用隨機前沿模型（SFA）分析了我國各地區(qū)全要素生產(chǎn)率的變動趨勢，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步率是全要素生產(chǎn)率增長率的主要決定因素[1，2]；還有學(xué)者運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）對20世紀(jì)90年代以來區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長差異問題進(jìn)行了研究，指出技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步率的差異是造成地區(qū)生產(chǎn)率差異的主要原因[3-5]。我國學(xué)者對海洋經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的研究相對起步較晚[6,7]。而且，以單一的GDP為產(chǎn)出指標(biāo)所計算得到的經(jīng)濟效率是有偏差的，上述研究均未考慮環(huán)境污染所帶來的經(jīng)濟效率損失，對經(jīng)濟體可持續(xù)發(fā)展水平的判斷失真。

本文將各地區(qū)直接入海廢水排放量作為海洋環(huán)境污染的測度指標(biāo)，利用在數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）基礎(chǔ)上發(fā)展起來的Malmquist指數(shù)模型估算2006—2014年我國11個沿海省份的海洋綠色Malmquist指數(shù)、海洋綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)與海洋綠色技術(shù)效率指數(shù)。為準(zhǔn)確描述我國海洋經(jīng)濟增長的區(qū)域差距隨時間演進(jìn)的趨勢，本文還利用σ檢驗、絕對β檢驗及條件β檢驗三種方法測算了海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率的收斂性。

1 研究方法

DEA-Malmquist指數(shù)模型是目前較為常用的測算全要素生產(chǎn)率增長率的非參數(shù)模型。DEA模型能夠根據(jù)既定的投入、產(chǎn)出指標(biāo)，利用線性規(guī)劃的方法計算出效率前沿面，每個待考察的生產(chǎn)決策單位與效率前沿面之間的差距即被認(rèn)定為該生產(chǎn)決策單位的相對效率，在此基礎(chǔ)上，再運用Malmquist指數(shù)模型將此差距拆分為技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步率。假設(shè)在t時刻(t=1,...,T)，決策單位將投入要素所使用的生產(chǎn)技術(shù)St即為t時刻的技術(shù)可能集：

其中，St滿足固定規(guī)模報酬與要素可強處置的假設(shè)條件，t時刻的產(chǎn)出距離函數(shù)定義為在給定投入xt下，生產(chǎn)向產(chǎn)出yt方向擴張的最大比例的倒數(shù)，即Farrell所測算的產(chǎn)出技術(shù)效率的倒數(shù)[8]：

若 (xt，yt)∈St，則；當(dāng)且僅當(dāng)時，(xt，yt)處于技術(shù)前沿面或“最優(yōu)生產(chǎn)實踐面”上，在既定投入下實現(xiàn)最大產(chǎn)出。而則表示維持t時刻的技術(shù)水平不變，(xt+1，yt+1)所能達(dá)到的最大可能產(chǎn)出與實際產(chǎn)出之比：

為準(zhǔn)確測算出以時刻t為基期的條件下t+1時刻的Malmquist指數(shù)，本文用（4）式與（5）式的幾何平均值來測算全要素生產(chǎn)率增長率的變化，即：=技術(shù)效率變化指數(shù)（EFF）×技術(shù)進(jìn)步率指數(shù)（TECH）（6）

其中，技術(shù)效率變化指數(shù)（EFF）大于1表明從t到t+1期技術(shù)效率有所提高，反之則意味著技術(shù)效率下降；同理，技術(shù)進(jìn)步率指數(shù)（TECH）大于1則表明從t到t+1期技術(shù)水平有所進(jìn)步，反之則意味著出現(xiàn)了技術(shù)退步。

假定有k=1，...，K個省份在時刻t=1，...，T使用n=1，表示每一個橫截面觀測值的權(quán)重，t時刻生產(chǎn)技術(shù)前沿St的計算公式為：

對于k（k=1，...，K）省份 ，t（t=1，...，T）時刻的計算公式為：

2 數(shù)據(jù)說明與Malmquist指數(shù)測算結(jié)果

2.1 數(shù)據(jù)收集與指標(biāo)選取

本文選取2006—2014年我國沿海11個省市區(qū)為樣本，并參照國家對沿海經(jīng)濟帶的劃分方法，將11個省市區(qū)劃分為環(huán)渤海、長三角和泛珠三角經(jīng)濟區(qū)①環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)包括：遼寧、河北、天津和山東；長三角經(jīng)濟區(qū)包括：江蘇、上海和浙江；泛珠三角經(jīng)濟區(qū)包括：廣東、海南、福建和廣西。，將海洋環(huán)境污染納入模型，對各省份的海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率增長差異及收斂趨勢進(jìn)行測算與分析。數(shù)據(jù)主要來源于《中國海洋統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

本文將各地區(qū)海洋生產(chǎn)總值與環(huán)境污染共同作為產(chǎn)出的度量指標(biāo)，以各地區(qū)直接入海廢水排放量作為環(huán)境污染衡量指標(biāo)，取其倒數(shù)引入DEA模型。選取各地區(qū)勞動、資本以及技術(shù)投入共同作為投入的度量指標(biāo)，其中勞動投入為年末各地區(qū)涉海就業(yè)人員數(shù)量，技術(shù)投入為年末各地區(qū)海洋專利授權(quán)數(shù)量；由于各地區(qū)海洋資本存量數(shù)據(jù)難以直接獲取，本文按照張軍等（2004）[9]的估計方法，估算2006年11個沿海省份資本存量數(shù)據(jù)作為基年資本存量，在基準(zhǔn)年資本存量基礎(chǔ)上，利用永續(xù)盤存法估算出各省市區(qū)各年度資本存量，具體計算方法為：

其中，Ki，t和Ki，t-1分別為t和t-1期第i個省市區(qū)資本存量；δi，t、Ii，t和Pi，t分別為t期第i個省市區(qū)折舊率、當(dāng)年投資總額和投資價格指數(shù)。本文按照式（9）估算了2006—2014年各省份資本存量，并用地區(qū)海洋生產(chǎn)總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比例進(jìn)行折算，以此作為各省份海洋資本投入數(shù)據(jù)。

2.2 Malmquist指數(shù)測算結(jié)果與分析

本文利用DEAP2.1軟件，對我國11個沿海省市區(qū)2006—2014年納入海洋環(huán)境污染因素前后的海洋Malmquist指數(shù)、技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)進(jìn)行測算，估算結(jié)果如表1所示。

表1 我國海洋平均Malmquist指數(shù)估算結(jié)果（2006—2014年）

總體來看，2006年以來，在技術(shù)進(jìn)步率的主導(dǎo)下，我國海洋經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率增速呈緩慢上升趨勢，技術(shù)效率變動不大，即我國海洋經(jīng)濟具有“增長效應(yīng)”，缺乏“水平效應(yīng)”。納入環(huán)境污染變量后，我國海洋經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的增長率、技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步率均顯著下調(diào)，表明傳統(tǒng)的海洋全要素生產(chǎn)率測算高估了海洋經(jīng)濟實際效率。根據(jù)表1，2006—2009年我國海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率增速的下降趨勢較為明顯，海洋綠色技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均下降，其中海洋綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的下降是導(dǎo)致海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率增速下降的主要原因；2010年至今為我國海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率呈低速增長，海洋綠色技術(shù)效率指數(shù)波動不大，持續(xù)上升的海洋綠色技術(shù)進(jìn)步水平成為海洋經(jīng)濟增長的主要動力。實證研究表明，我國海洋經(jīng)濟的技術(shù)后發(fā)優(yōu)勢還存在較大發(fā)展?jié)摿ΓＱ蠹夹g(shù)進(jìn)步依舊是我國海洋經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率變動與海洋經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力，但我國海洋環(huán)境污染造成了極大的效率損失。為細(xì)化比較我國11個沿海省市區(qū)海洋經(jīng)濟的增長差異，本文給出了2006—2014年各省市區(qū)海洋平均Malmquist指數(shù)估算結(jié)果，如表2所示。

表2 我國各沿海省市區(qū)海洋平均Malmquist指數(shù)估算結(jié)果（2006—2014年）

由表2可知，2006—2014年，我國沿海省份均表現(xiàn)為海洋全要素生產(chǎn)率增長率的下降，納入海洋環(huán)境污染指標(biāo)后，環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)的天津市表現(xiàn)出海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率增長率的上升。2006—2014年間，環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)的天津市為海洋全要素生產(chǎn)率增長最快的省份，泛珠三角經(jīng)濟區(qū)的廣西省為海洋全要素生產(chǎn)率增長最慢省份，海洋全要素生產(chǎn)率增長率、海洋技術(shù)進(jìn)步指數(shù)由高到低依次為長三角經(jīng)濟區(qū)、環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)和泛珠三角經(jīng)濟區(qū)，而海洋技術(shù)效率指數(shù)由高到低依次為長三角經(jīng)濟區(qū)、泛珠三角經(jīng)濟區(qū)和環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)，表明海洋技術(shù)進(jìn)步是長三角經(jīng)濟區(qū)海洋高生產(chǎn)率的源泉?？紤]海洋環(huán)境污染因素后，各地區(qū)海洋全要素生產(chǎn)率增長率顯著下調(diào)，但長三角經(jīng)濟區(qū)、環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)和泛珠三角經(jīng)濟區(qū)的排序并未發(fā)生變化，再次表明長三角經(jīng)濟區(qū)出現(xiàn)了海洋綠色技術(shù)前沿面的外移。可以推斷，長三角經(jīng)濟區(qū)2006—2014年間在發(fā)展海洋經(jīng)濟的同時較為注重海洋環(huán)境污染的防治，對海洋環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)使用較多且使用效率較高；而泛珠三角經(jīng)濟區(qū)、環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)由于在海岸帶大量布局重化工業(yè)，形成“工業(yè)濱?；I海重化化”趨勢，但泛珠三角地區(qū)自2008年以來大范圍內(nèi)推廣產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，與香港、澳門及國外發(fā)達(dá)海洋經(jīng)濟國家與地區(qū)廣泛合作，充分利用海洋高新技術(shù)，海洋技術(shù)效率指數(shù)顯著高于環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)。

3 海洋綠色Malmquist指數(shù)的收斂性分析

3.1 檢驗方法說明

絕對收斂性檢驗與條件收斂性檢驗是現(xiàn)有文獻(xiàn)中常用的兩種檢驗收斂性的方法。絕對收斂性檢驗包括σ收斂和絕對β收斂，其中，σ收斂對變量的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行分析，若標(biāo)準(zhǔn)差存在隨時間衰減的趨勢，則認(rèn)為存在σ收斂；絕對β收斂目前普遍利用Martin所提出的回歸方程g=c+βlny0+ε，自變量y0為各地區(qū)的初始人均收入水平，因變量g為各地區(qū)的經(jīng)濟增長率，如果β＜0，則認(rèn)為存在絕對b收斂，即各地區(qū)向著同一個穩(wěn)態(tài)水平趨近，最終落后地區(qū)與先進(jìn)地區(qū)之間的收入差距消失。條件收斂性檢驗常用的方法為動態(tài)Panel Data一階差分GMM估計法，認(rèn)為各地區(qū)具有不同的經(jīng)濟基礎(chǔ)條件，其自身的結(jié)構(gòu)性因素決定了其各自達(dá)到穩(wěn)態(tài)時的增速與增長水平，各地區(qū)并不會趨向同一個穩(wěn)態(tài)水平，區(qū)域間的收入差距將永久存在。

3.2 σ收斂與絕對β收斂檢驗

σ收斂與絕對β收斂是用于絕對收斂性檢驗的常用方法，本文使用這兩種方法對我國海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行檢驗，以判斷區(qū)域間海洋經(jīng)濟的發(fā)展是否會趨向同一個穩(wěn)態(tài)的增長水平。

圖1 海洋綠色Malmquist指數(shù)對數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差（2007—2014年）

根據(jù)σ收斂檢驗方法，本文計算了研究樣本期內(nèi)我國總體和三大海洋經(jīng)濟區(qū)的海洋綠色Malmquist指數(shù)對數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差（見圖1）。就全國而言，海洋綠色Malmquist指數(shù)對數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差演進(jìn)趨勢呈現(xiàn)“倒V形”，我國海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率的增長率存在σ收斂。其中，2007—2012年間呈發(fā)散趨勢，我國海洋綠色Malmquist指數(shù)的差距水平長期存在，2012年開始，我國海洋綠色Malmquist指數(shù)收斂趨勢明顯。分區(qū)域來看，環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)海洋綠色Malmquist指數(shù)對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差變化趨勢相對陡峭，內(nèi)部差距呈快速擴大再緩慢收斂趨勢；長三角與泛珠三角地區(qū)海洋綠色Malmquist指數(shù)對數(shù)的的標(biāo)準(zhǔn)差變化趨勢相對平穩(wěn)，內(nèi)部差距呈緩慢發(fā)散態(tài)勢。由圖1還可以看到，環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)海洋綠色Malmquist指數(shù)對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差顯著高于長三角和泛珠三角經(jīng)濟區(qū)，表明環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部海洋綠色全要素生產(chǎn)率的增長差距遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于長三角和泛珠三角經(jīng)濟區(qū)。在本文所選取的樣本期內(nèi)，環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)雖然內(nèi)部差距較大，但這種差距近年來有日益收斂的趨勢，這是一個值得重點關(guān)注的現(xiàn)象。

根據(jù)絕對β收斂檢驗方法，本文構(gòu)建如下的面板數(shù)據(jù)回歸模型：

lnMi0為i地區(qū)在樣本期初的海洋綠色Malmquist指數(shù)，ΔMit為i地區(qū)從0期到t期海洋綠色全要素生產(chǎn)率平均增長率。若β為負(fù)值，且在統(tǒng)計上顯著，則表明存在絕對收斂，我國各沿海省市區(qū)海洋經(jīng)濟最終會沿著同一條穩(wěn)態(tài)的增長路徑發(fā)展，區(qū)域間海洋經(jīng)濟增長差距長期內(nèi)將趨于消失。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果（隨機效應(yīng)被拒絕），本文采用固定效應(yīng)模型對11個沿海省市的海洋綠色Malmquist指數(shù)進(jìn)行收斂性檢驗，估計結(jié)果如表3所示。從絕對β收斂檢驗的結(jié)果來看，全國層面的檢驗回歸系數(shù)β在統(tǒng)計上顯著為正，表明海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率的增長差距在全國范圍內(nèi)日益擴大，不存在絕對收斂趨勢。分區(qū)域來看，環(huán)渤海、長三角經(jīng)濟區(qū)的回歸系數(shù)

表3 海洋綠色Malmquist指數(shù)絕對β收斂檢驗結(jié)果

β值均顯著為正，表明樣本期內(nèi)這兩大區(qū)域內(nèi)海洋經(jīng)濟的內(nèi)部差距日益擴大；泛珠三角經(jīng)濟區(qū)回歸系數(shù)β值雖為負(fù)值，但在統(tǒng)計上并不顯著，表明海洋經(jīng)濟的內(nèi)部差距尚不存在明顯的收斂趨勢。兩種絕對收斂性檢驗的結(jié)論相互驗證，可以認(rèn)為三大海洋經(jīng)濟區(qū)均未出現(xiàn)絕對收斂特征，沿海各省市區(qū)間海洋經(jīng)濟的發(fā)展不會趨向于同一個穩(wěn)態(tài)增長路徑，海洋經(jīng)濟的區(qū)域增長差距將繼續(xù)擴大。

3.3 條件β收斂檢驗（動態(tài)PanelData一階差分GMM估計）

本文借鑒Minkiw等[8]對索洛增長模型的修正方法，在絕對β收斂檢驗?zāi)Ｐ椭屑尤攵鄠€控制變量，得到條件收斂模型如下：

其中，由于缺乏各沿海地區(qū)海洋投資率統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文以地區(qū)投資率替代，投資率sit反映了各沿海地區(qū)的投資能力，以（資本形成+凈出口）/GDP表示；g+d（外生技術(shù)進(jìn)步率+折舊率）按照一般做法設(shè)定為0.05，nit是各沿海地區(qū)海洋從業(yè)人員增長率；Eit為i地區(qū)的海洋環(huán)境保護(hù)度，用各沿海地區(qū)每年的海洋污染治理投資額占GDP比重表示。

表4 海洋綠色Malmquist指數(shù)條件β收斂檢驗結(jié)果

表4為利用動態(tài)Panel Data一階差分GMM方法對我國海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率的增長率進(jìn)行條件β收斂檢驗的結(jié)果。在研究樣本期內(nèi)，全國各沿海地區(qū)以及環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)、長三角經(jīng)濟區(qū)、泛珠三角經(jīng)濟區(qū)三大區(qū)域均未呈現(xiàn)明顯的條件收斂趨勢，β值為正，表明海洋經(jīng)濟區(qū)域平衡發(fā)展的目標(biāo)在較長時期內(nèi)都難以實現(xiàn)。

4 結(jié)論

（1）海洋環(huán)境污染成本的存在對海洋綜合經(jīng)濟效率的影響較為明顯，考慮環(huán)境污染因素后，海洋全要素生產(chǎn)率增長率顯著下調(diào)?？傮w而言，2006—2009年我國海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率增速的下降趨勢較為明顯，海洋綠色技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均下降，其中海洋綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的下降是導(dǎo)致海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率增速下降的主要原因；2010年至今為海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率低增長期，海洋綠色技術(shù)效率指數(shù)波動不大，持續(xù)上升的海洋綠色技術(shù)進(jìn)步水平成為海洋經(jīng)濟增長的主要動力。

（2）區(qū)域?qū)用嫔希Ｑ缶G色Malmquist指數(shù)水平由長三角經(jīng)濟區(qū)、環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)和泛珠三角經(jīng)濟區(qū)依次遞減；長三角經(jīng)濟區(qū)在發(fā)展海洋經(jīng)濟的同時較為注重海洋環(huán)境污染的防治，對海洋環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)使用較多且使用效率較高；泛珠三角經(jīng)濟區(qū)、環(huán)渤海經(jīng)濟區(qū)由于在海岸帶大量布局重化工業(yè)，形成“工業(yè)濱?；I海重化化”趨勢，海洋經(jīng)濟增長主要依賴自然資源、能源的大量投入而非技術(shù)投入。

（3）全國11個沿海省市和環(huán)渤海、長三角、泛珠三角經(jīng)濟區(qū)的海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率增長率均未呈現(xiàn)明顯的絕對收斂和條件收斂趨勢。