資源環(huán)境約束下中國TFP增長的空間差異和影響因素

劉華軍，楊 騫

1 山東財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，濟南250014

2 山東財經(jīng)大學 公共管理學院，濟南250014

1 引言

促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展是中國的一項長期戰(zhàn)略。隨著資源消耗和環(huán)境污染與經(jīng)濟發(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方式難以為繼，不斷提升全要素生產(chǎn)率(total factor productivity，TFP)對經(jīng)濟增長的貢獻逐漸成為加快轉變區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展方式的必然選擇。當前，中國已提出能源消費強度和消費總量雙控制的節(jié)能目標以及CO2和SO2等主要污染物減排目標，并將其作為約束性指標分解到地方政府。隨著區(qū)域開放程度的不斷深化，區(qū)域間的相互聯(lián)系不斷增強，空間溢出效應已經(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 增長的空間差異問題，對于促進區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

2 相關研究評述

2.1 資源環(huán)境約束下的TFP 測度

與傳統(tǒng)的TFP 測度不同，資源環(huán)境約束下的TFP測度在考慮資本、勞動和能源等諸多投入變量以及GDP等好產(chǎn)出的同時，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)通過方向向量的設置成功地將環(huán)境污染作為非期望產(chǎn)出進行處理，DDF 逐漸成為考慮非期望產(chǎn)出效率測度的重要工具［5］。同時，由于數(shù)據(jù)包絡分析(data envelopment analysis，DEA)的諸多優(yōu)勢，成為計算方向性距離函數(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)測度資源環(huán)境約束下中國分省工業(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題，但是在線性規(guī)劃求解的過程中，相對于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，進而影響了測度結果的準確性［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)的時間跨度為1995年至2010年，由于環(huán)境污染物統(tǒng)計口徑的問題，在2000年之前環(huán)境污染排放量僅有工業(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 增長的空間差異和影響因素研究

目前對資源環(huán)境約束下TFP 增長的空間差異研究主要包括兩個方面，即對不同區(qū)域TFP 增長的比較［6，18，19］和區(qū)域TFP增長趨同［20-24］。在區(qū)域TFP增長的比較研究中，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，同時這些研究也沒有進一步揭示資源環(huán)境約束下TFP 增長的區(qū)域差異程度及來源。與資源環(huán)境約束下TFP的測度及區(qū)域差異研究相比，對資源環(huán)境約束下TFP 增長影響因素的研究較少。已有少量實證研究表明，經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、技術進步、要素稟賦、產(chǎn)業(yè)結構、能源結構、政府干預、環(huán)境管理能力、公眾環(huán)保意識等因素對資源環(huán)境約束下TFP增長有影響［6，12］，但由于在指標測度和計量模型設定等方面的差異而導致研究結論存在不一致，甚至互相矛盾。此外，已有研究均忽視了空間溢出效應，導致實證結果有偏，影響了政策建議的有效性。

本研究在已有研究基礎上，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、勞動和能源作為投入，以地區(qū)實際生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出，以CO2、SO2、化學需氧量(COD)和煙塵4種污染物作為非期望產(chǎn)出，對資源環(huán)境約束下中國的區(qū)域TFP 進行測度，采用Theil 指數(shù)對其空間差異程度進行測度，分別按兩大區(qū)域、三大區(qū)域、四大區(qū)域和八大區(qū)域等進行空間分解，以揭示資源環(huán)境約束下TFP 增長空間差異的來源。同時，以鄰接空間權重矩陣、地理距離空間權重矩陣和經(jīng)濟空間權重矩陣表示TFP 增長的空間關聯(lián)模式，構建廣義空間計量模型，采用廣義空間面板自回歸兩階段最小二乘法對資源環(huán)境約束下區(qū)域TFP 增長的影響因素進行實證分析，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的測度

(1)環(huán)境技術。假設生產(chǎn)過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)境技術分析框架，本研究構造包含期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集合，并將中國每個省作為一個決策單元(DMU)來構造最優(yōu)的生產(chǎn)前沿面。假設有K個DUM，xk為第k個N 維投入向量，yk為第k個M維期望產(chǎn)出向量，bk為第k個L 維非期望產(chǎn)出向量，k=1，2，…，K。在時期t(t =1，2，…，J)3個向量滿足xt，k=在投入x 和期望產(chǎn)出y 滿足強可處置以及非期望產(chǎn)出b 僅滿足弱可處置時，時期t的生產(chǎn)技術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DMU 在時期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 可以通過構造ML 生產(chǎn)率指數(shù)進行測度。時期t 與(t+1)之間的ML 生產(chǎn)率指數(shù)可表示為

3.2 區(qū)域差異測度

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

其中，T 為Theil 指數(shù);K 為樣本個數(shù)，即所有省份的個數(shù)，k=1，2…，K;MLk為第k個樣本的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個子群，h=1，2，…，H;Kh為第h個子群包含的樣本數(shù);μh為第h個子群TFP的算術平均數(shù);Th為第h個子群的Theil 指數(shù)。

3.3 TFP 空間相關性檢驗和空間計量模型設定

(1)Moran 指數(shù)和Moran 散點圖。為了明確資源環(huán)境約束下區(qū)域TFP 增長的空間相關性及其相關程度，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］對其進行檢驗。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為空間權重矩陣元素;MLi為第i個空間單元的TFP 增長;MLj為第j個空間單元的TFP增長;ML為K個空間單元平均的TFP增長。Moran′s I的取值范圍為［-1，1］，其絕對值表征了空間相關程度的大小，絕對值越大表明空間相關程度越大，反之則越小。

(2)計量模型設定。面板空間計量模型通常有空間滯后模型和空間誤差模型，這兩類模型分別針對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)可能同時存在兩種類型的空間依賴，因此構建廣義空間面板計量模型［27］，具體模型為

其中，Yk，t為第k個省份時期t資源環(huán)境約束下的TFP指數(shù);W 為空間權重矩陣;X為解釋變量;α、η、γ、λ為回歸系數(shù);u 和ε 為擾動項，滿足獨立同分布，期望為0，方差為Sigma2。廣義空間面板計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，該方法可以用來同時處理空間滯后和空間誤差兩種類型的空間相關性。

3.4 數(shù)據(jù)和處理

(1)數(shù)據(jù)來源和處理。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、勞動和能源3種，分省資本存量的估算參考單豪杰［28］的方法進行拓展，并以2000年為基期進行平減處理;勞動投入采用分省就業(yè)人數(shù);能源投入采用一次能源消費量。②期望產(chǎn)出。采用分省地區(qū)生產(chǎn)總值，以2000年為基期進行平減處理。③非期望產(chǎn)出。根據(jù)國家十二·五規(guī)劃的減排任務，選擇CO2、SO2、COD 和煙塵4種。

(2)空間尺度和區(qū)域劃分標準。TFP 增長的空間差異與地域單元的劃分密切相關，由于區(qū)域經(jīng)濟差異在不同的空間層次和空間格局上、在不同的時段上所表現(xiàn)出的特征不同，不同的空間尺度選擇標準下的區(qū)域TFP 測度結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 增長及其演變趨勢分析中，除考慮全國層面外，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層面全面審視資源環(huán)境約束下中國區(qū)域TFP 增長的空間特征。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)空間權重設置。本研究分別構建鄰接空間權重矩陣、地理距離空間權重矩陣和經(jīng)濟空間權重矩陣表示資源環(huán)境約束下區(qū)域TFP 增長之間不同的空間關聯(lián)模式。

①鄰接空間權重矩陣。所謂鄰接空間權重矩陣是指如果兩個空間單元之間相鄰，認為二者存在空間相關;反之，不相鄰則不相關。二進制的鄰接空間權重矩陣W1的矩陣元素滿足

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

其中，d 為兩省的省會城市之間的球面距離。

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

4 資源環(huán)境約束下中國全要素生產(chǎn)率增長的空間差異

4.1 資源環(huán)境約束下分省TFP 測度結果和空間分布特征

在運用DEA 對資源環(huán)境約束下分省TFP 進行測度之前，需要對投入、產(chǎn)出之間的相關關系進行檢驗。表1 給出投入、產(chǎn)出變量之間的相關系數(shù)矩陣，相關系數(shù)均通過5%的顯著性水平檢驗，說明投入、產(chǎn)出之間滿足DEA的等張性要求。換言之，當投入增長時產(chǎn)出也同時增加，表明前文所構建的方向性距離函數(shù)模型對于效率測度是合適的。表2 給出基于DDF模型和ML 生產(chǎn)率指數(shù)(累積形式)的分省測度結果。

由表2 可知，在樣本考察期內(nèi)，北京的累積TFP 指數(shù)增長率最大，累積增長超過1.658，而廣西最小，為-0.280;上海的累積TFP 指數(shù)增長達1.299，而海南、廣東、天津、浙江和山東的累積TFP 指數(shù)增長均在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)均呈增長態(tài)勢，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)增長為負值。由此可以初步判斷資源環(huán)境約束下中國分省TFP 呈現(xiàn)出明顯的空間非均衡性。同時，TFP 增長的空間分布呈現(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。此外，TFP 增長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增長率要高于沿海地區(qū)的某些TFP 增長率較低的省份。

表1 投入、產(chǎn)出的相關矩陣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 增長及其演變趨勢

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，從全國層面看，樣本考察期內(nèi)全國的TFP 增長整體上呈現(xiàn)遞增態(tài)勢，年均增長2.062%。從區(qū)域層面看，①在兩大區(qū)域中，東部沿海的TFP 在樣本考察期內(nèi)實現(xiàn)了持續(xù)增長，TFP 累積增長指數(shù)達到1.647，年均TFP 增長率達到5.881%，明顯高于全國平均水平;內(nèi)陸地區(qū)的TFP 在2004年之前呈增長態(tài)勢，此后則呈快速下降態(tài)勢，樣本考察期內(nèi)的累積TFP 指數(shù)為0.984，年均增長為-0.148%。②在三大區(qū)域中，東部地區(qū)的TFP 呈快速增長態(tài)勢，累積TFP指數(shù)達到1.570，TFP年均增長達到5.178%，超過全國平均水平;西部地區(qū)TFP 增長盡管大大低于全國平均水平，但其TFP 也表現(xiàn)為增長，只是增長幅度非常有限，年均增長僅為0.107%;中部地區(qū)的TFP 在2005年之前呈低增長態(tài)勢，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-0.137%。③在四大區(qū)域中，東部地區(qū)的TFP 呈快速增長趨勢，樣本考察期內(nèi)累積TFP 指數(shù)達到1.692，年均增長率高達6.290%;東北地區(qū)在2007年之前其TFP 呈現(xiàn)小幅增長趨勢，此后則不斷衰退，整個樣本考察期內(nèi)累積TFP指數(shù)僅為1.091，年均增長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，它們的累積TFP 指數(shù)均小于1，表現(xiàn)為負增長，年均增長分別為-0.181%和-0.221%。④在八大區(qū)域中，沿海地區(qū)的TFP 增長占據(jù)絕對優(yōu)勢，北部沿海的TFP 呈快速增長態(tài)勢，累積TFP 增長最大，年均增長達到6.658%;東部沿海和南部沿海的TFP 也均保持了較高增長趨勢，年均增長分別為6.252%和5.839%;東北地區(qū)、西北地區(qū)和長江中游的累積TFP 盡管實現(xiàn)了增長，但增長率相對低迷，年均增長分別為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，年均增長分別為- 0.728% 和-0.437%。

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

為了考察資源環(huán)境約束對TFP 增長測度結果的影響，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)對中國分省TFP 進行測度(限于篇幅，沒有報告結果，有需要的讀者可以向作者索取)。測度結果表明，在樣本考察期內(nèi)，只有5個省的TFP年均增長率低于資源環(huán)境約束下的TFP年均增長率，分別是吉林、黑龍江、江蘇、青海和寧夏，而其他25個省的TFP年均增長率均高于考慮資源環(huán)境約束下的TFP年均增長率。此外，從全國層面看，不考慮資源環(huán)境約束下的TFP年均增長率為0.434%，遠低于資源環(huán)境約束下的TFP年均增長率;從區(qū)域層面看，在不同的空間尺度標準下，不考慮資源環(huán)境約束下的TFP年均增長率低于資源環(huán)境約束下的TFP年均增長率的區(qū)域只有東北地區(qū)。出現(xiàn)這一結果的原因在于，2000年以來中國采取節(jié)能減排措施，對于多數(shù)地區(qū)的TFP 增長產(chǎn)生了促進作用，但對個別地區(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)的測度及分解結果，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。由表4 和圖1 可知，①總體上，資源環(huán)境約束下TFP 增長的空間差異在2010年之前處于下降態(tài)勢，而2011年從下降迅速轉為上升，達到2.965，這也成為整個樣本考察期內(nèi)Theil 指數(shù)的最大值。②從資源環(huán)境約束下TFP 增長空間差異的地區(qū)分解結果看，兩大區(qū)域、三大區(qū)域和四大區(qū)域劃分標準下，地區(qū)內(nèi)差距是造成總體空間差異的主要來源，而且地區(qū)內(nèi)差距對總體空間差異的貢獻率也遠遠大于地區(qū)間差距，盡管地區(qū)內(nèi)差距的貢獻率總體呈下降趨勢。而在八大區(qū)域的空間劃分標準下，除2001年、2004年、2009年和2011年外，其他年份的地區(qū)內(nèi)差距對總體空間差異的貢獻均大于地區(qū)間差距。

5 資源環(huán)境約束下中國全要素生產(chǎn)率增長的影響因素

5.1 資源環(huán)境約束下TFP 增長的空間相關性檢驗

在進行影響因素分析之前，需要明確資源環(huán)境約束下TFP 增長的空間相關性。采用探索性空間數(shù)據(jù)分析的Moran 指數(shù)進行全局性空間相關性檢驗，表5 給出3種空間關聯(lián)模式下Moran 指數(shù)的檢驗結果。根據(jù)這一結果，在3種空間關聯(lián)模式下TFP 增長的Moran 指數(shù)基本上都通過了1%的顯著性水平檢驗，說明資源環(huán)境約束下TFP 增長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 增長影響因素時不能忽視TFP 增長在不同區(qū)域之間的空間溢出效應。此外，3種空間關聯(lián)模式下TFP 增長的空間相關性的演變趨勢大致保持一致，經(jīng)濟空間權重下TFP 增長的空間相關性大于另外兩種空間權重，說明經(jīng)濟空間關聯(lián)模式下TFP 增長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 增長的影響因素如下。①經(jīng)濟發(fā)展水平(LN(GRPPC))。用2000年不變價的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)表示經(jīng)濟發(fā)展水平，人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)的平方項LN2(GRPPC)也納入回歸模型，以檢驗環(huán)境庫茲涅茨假說，即環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展之間是否存在倒U 形關系。②結構因素。結構因素主要考察能源結構(ES)、產(chǎn)業(yè)結構(IS)和要素稟賦結構(FS)，用煤炭消費量占能源消費總量的比重表示能源結構，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)結構，用資本勞動比的對數(shù)表示要素稟賦結構。③經(jīng)濟開放因素。經(jīng)濟開放因素包括外商直接投資(FDI)和貿(mào)易開放度(TOD)，外商直接投資用各省外商直接投資額占當年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，貿(mào)易開放度用各省當年進出口總額占當年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，引入經(jīng)濟開放因素是為了檢驗污染天堂假說。④科技創(chuàng)新水平(R＆D)。用各省R＆D 經(jīng)費內(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)來源外，產(chǎn)業(yè)結構、要素稟賦結構、貿(mào)易開放度涉及的相關數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，外商直接投資額來源于商務部網(wǎng)站統(tǒng)計資料，R＆D 經(jīng)費內(nèi)部支出數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》，排污費收入數(shù)據(jù)來源于歷年《中國環(huán)境年鑒》。

圖1 資源環(huán)境約束下TFP 增長的總體空間差異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)驗估計結果及分析

本研究采用廣義空間面板自回歸兩階段最小二乘法對廣義空間面板數(shù)據(jù)模型進行經(jīng)驗估計，同時為了便于對比，采用面板數(shù)據(jù)估計方法對不考慮空間變量的情況進行回歸，表6 給出所有估計結果。根據(jù)估計結果，在不考慮空間變量的情況下，Hausman檢驗支持固定效應。根據(jù)固定效應的回歸結果，僅有人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)及其平方項、要素稟賦結構通過了顯著性水平檢驗，其他影響因素在統(tǒng)計上并不顯著。而考慮TFP 增長的空間溢出效應后，各影響因素回歸系數(shù)的顯著性水平明顯提高，各種檢驗結果良好。下面根據(jù)估計結果依次探討資源環(huán)境約束下TFP 增長的各種影響因素及其效應。

表6 經(jīng)驗估計結果Table 6 Empirical Estimation Results

(1)空間變量。觀察空間變量(WLNTFP)的系數(shù)，在3種空間關聯(lián)模式下回歸系數(shù)均顯著為正。觀察不同空間權重矩陣下空間變量回歸系數(shù)的大小，地理距離空間權重和經(jīng)濟空間權重下空間變量的系數(shù)分別為0.513 和0.493，鄰接空間權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重和經(jīng)濟空間權重。

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

(3)結構因素。①能源結構。在所有回歸模型中能源結構的回歸系數(shù)均為負值，但在固定效應回歸中能源結構的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，加入空間變量后，提升了能源結構回歸系數(shù)的顯著性水平。同時，考慮空間溢出效應后，加大了能源結構對TFP增長的負面影響。該結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，對以煤炭為主的能源結構進行不斷改善，進一步優(yōu)化能源結構;另一方面也表明，若考慮空間溢出效應，通過改善能源結構提升TFP 增長的任務更為艱巨。②產(chǎn)業(yè)結構。在固定效應回歸模型中產(chǎn)業(yè)結構的回歸系數(shù)為正值，但是在統(tǒng)計上并不顯著。加入空間變量后，在3種空間關聯(lián)模式下產(chǎn)業(yè)結構的回歸系數(shù)均顯著為負，由此表明，隨著中國工業(yè)化程度的提高，資源環(huán)境約束下的TFP 增長趨于下降。因此一方面需要各地區(qū)加快產(chǎn)業(yè)結構升級，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)部結構，減少高污染、高排放和高耗能產(chǎn)業(yè)的比重，堅持走新型工業(yè)化道路。③要素稟賦結構。在所有的回歸模型中要素稟賦結構的系數(shù)均顯著為負，這與王兵等［12］的結論相反。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)資本勞動比的上升，經(jīng)濟結構將逐步從重污染向輕污染轉變，降低了資源環(huán)境約束下的TFP 增長。同時對比固定效應回歸和空間面板回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，引入空間變量后，減弱了要素稟賦結構對資源環(huán)境約束下TFP 增長的負面效應。④對比空間面板回歸中3個結構因素的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構對資源環(huán)境約束下TFP 增長的負面效應最大，能源結構和要素稟賦結構對TFP 增長的負面影響則相對較小。由此表明，不斷調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構是提升資源環(huán)境約束下TFP 增長的關鍵。

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

(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，但固定效應回歸中的回歸系數(shù)沒有通過顯著性水平檢驗，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，同時考慮TFP 空間溢出效應后，科技創(chuàng)新水平對TFP 增長的提升效應更為顯著。

(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)均沒有通過顯著性檢驗，這表明提高排污費收入占工業(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，但是回歸系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著也說明以排污費收入占工業(yè)增加值的比重來衡量環(huán)境規(guī)制水平可能不夠恰當。因此，未來研究可以考慮環(huán)境規(guī)制的多種指標和代理變量，全面檢驗環(huán)境規(guī)制手段和規(guī)制強度對資源環(huán)境約束下TFP 增長的影響。

6 結論

本研究將資源環(huán)境約束納入DEA 分析框架，構建方向性距離函數(shù)模型，并在該模型基礎上利用ML 生產(chǎn)率指數(shù)測度資源環(huán)境約束下中國分省及區(qū)域TFP增長，利用Theil 指數(shù)對資源環(huán)境約束下中國TFP 增長的空間差異進行測度，并按照多種空間尺度進行分解，利用空間面板計量模型和估計技術實證考察資源環(huán)境約束下中國TFP 增長的影響因素，得到以下研究結論。

(1)資源環(huán)境約束下中國分省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。在樣本考察期內(nèi)，TFP 累積增長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)率增長的空間差異總體上呈下降態(tài)勢，但2011年出現(xiàn)了迅速擴大態(tài)勢;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)差距對總體空間差異的貢獻均大于地區(qū)間差距。

(3)在3種空間關聯(lián)模式下，資源環(huán)境約束下區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長之間均存在顯著的空間相關性。采用廣義空間面板自回歸最小二乘法對資源環(huán)境約束下TFP 增長影響因素的經(jīng)驗估計結果表明，資源環(huán)境約束下TFP 增長存在顯著的正向空間溢出效應，經(jīng)濟發(fā)展水平、貿(mào)易開放度和科技創(chuàng)新水平對資源環(huán)境約束下TFP 增長存在顯著的促進作用，產(chǎn)業(yè)結構、能源結構、要素稟賦結構等結構因素對資源環(huán)境約束下TFP 增長存在顯著的負向影響，外商直接投資和環(huán)境規(guī)制力度對資源環(huán)境約束下TFP 增長的影響在統(tǒng)計上并不顯著。

在資源消耗和環(huán)境污染對經(jīng)濟發(fā)展約束日益嚴峻的形勢下，不斷提升TFP 對經(jīng)濟增長的貢獻成為加快轉變區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展方式的必然選擇，因此未來區(qū)域經(jīng)濟發(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 增長在區(qū)域之間的不協(xié)調(diào)和不均衡。根據(jù)本研究結論，未來的區(qū)域協(xié)調(diào)可以著重考慮以下幾個方面。①進一步開放地區(qū)經(jīng)濟，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，增強地區(qū)之間的交流，加快推進區(qū)域經(jīng)濟一體化進程，以最大限度地發(fā)揮地區(qū)之間的空間溢出效應對資源環(huán)境約束下TFP 增長的促進作用。②加快對高污染、高排放和高耗能行業(yè)的治理力度，加快產(chǎn)業(yè)結構和工業(yè)內(nèi)部結構調(diào)整的步伐，通過結構調(diào)整降低“三高”行業(yè)在地區(qū)生產(chǎn)總值中的比重，進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，堅持走新型工業(yè)化道路。同時，在發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)的過程中，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)化能源結構，加快提高新型清潔能源在能源消費中的比重，當然也可以通過引導綠色消費倒逼能源結構的調(diào)整。③提升科技創(chuàng)新水平，加大科技創(chuàng)新投入，尤其是通過技術創(chuàng)新對傳統(tǒng)行業(yè)進行改造和升級，充分發(fā)揮科技創(chuàng)新對提升資源環(huán)境約束下TFP 增長的促進作用。④調(diào)整環(huán)境規(guī)制手段和規(guī)制強度，針對不同區(qū)域、不同部門和不同行業(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 增長的積極作用。⑤進一步擴大并深化國際貿(mào)易，避免在國際貿(mào)易中增加本地環(huán)境污染，同時在吸引外商直接投資過程中避免高污染產(chǎn)業(yè)進入本地區(qū)，力爭使對外因素對資源環(huán)境約束下的TFP 提升產(chǎn)生良好的促進作用。

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

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