環(huán)境視角下的中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源分析

石風(fēng)光

●區(qū)域發(fā)展

環(huán)境視角下的中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源分析

石風(fēng)光

（安陽師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南安陽 455000）

文章用考慮能源環(huán)境因素的綠色經(jīng)濟(jì)增長核算模型，將中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長分解為環(huán)境技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)和要素投入等五個(gè)部分，進(jìn)一步利用核密度方法、時(shí)變參數(shù)方法、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析了五種增長源泉對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響效應(yīng)及作用機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)：要素投入是拉動(dòng)中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要力量，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境管制對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較低，而環(huán)境技術(shù)效率和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)的總體惡化則阻礙了中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長；2000年以來，中國省際經(jīng)濟(jì)差距總體呈現(xiàn)縮小趨勢，要素投入是促使中國省際經(jīng)濟(jì)差距趨于縮小的唯一因素，而其他因素都在不同程度上拉大了中國省際經(jīng)濟(jì)差距。其中，環(huán)境管制對省際經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大作用最顯著，其次是環(huán)境技術(shù)效率和環(huán)境技術(shù)進(jìn)步的作用，而產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)對地區(qū)差距的擴(kuò)大作用最小。

方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)；環(huán)境全要素生產(chǎn)率；環(huán)境管制；產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)；省際經(jīng)濟(jì)差距

一、引言及文獻(xiàn)綜述

改革開放30多年來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長，創(chuàng)造了世界經(jīng)濟(jì)增長的奇跡。然而在這種高速增長的背后，我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距問題也非常突出。盡管2000年以來國家實(shí)施的“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略、“中部崛起”計(jì)劃在一定程度上扭轉(zhuǎn)了我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距持續(xù)擴(kuò)大的態(tài)勢，但地區(qū)差距問題并沒有得到根本解決。地區(qū)差距過大會影響總體經(jīng)濟(jì)效率，同時(shí)也會引發(fā)一系列的社會問題，而要解決地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距問題，就必須從經(jīng)濟(jì)增長核算入手，搞清楚地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的源泉是什么？經(jīng)濟(jì)增長源泉對地區(qū)差距的影響有多大？這樣才能夠有的放矢，制定實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展的政策措施。

按照新古典經(jīng)濟(jì)增長理論的思想，經(jīng)濟(jì)增長源泉大體可分為兩類：要素投入和全要素生產(chǎn)率，其中全要素生產(chǎn)率的估計(jì)是經(jīng)濟(jì)增長核算的重要環(huán)節(jié)，同時(shí)也是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注和研究的熱點(diǎn)。全要素生產(chǎn)率的估計(jì)方法大致可分為參數(shù)方法（如索洛余值法和隨機(jī)前沿分析方法）和非參數(shù)方法（如DEA方法）。參數(shù)方法需要對生產(chǎn)函數(shù)及誤差分布函數(shù)做出先驗(yàn)性假定，這可能會因?yàn)槟Ｐ驮O(shè)定的偏誤而導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)果。而非參數(shù)方法則避免了函數(shù)設(shè)定偏誤問題，同時(shí)又可以對全要素生產(chǎn)率作進(jìn)一步的分解，便于探尋其增長來源，因而這種方法在測算全要素生產(chǎn)率和進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長核算時(shí)更具優(yōu)勢（Kumar和Russell，2002）［1］，采用這一方法的相關(guān)研究較多，如顏鵬飛和王兵（2004）［2］、鄭京海和胡鞍鋼（2005）［3］、岳書敬和劉朝明［4］（2006）、郭玉清和姜磊（2010）［5］、史修松和趙曙東（2011）［6］、吳振球（2014）［7］、羅良文等（2016）［8］、王惠和王樹喬（2016）［9］等。上述文獻(xiàn)對全要素生產(chǎn)率測算和經(jīng)濟(jì)增長源泉分解進(jìn)行了一些有益的探索，但他們均沒有考慮資源環(huán)境約束對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。我國近些年來在取得舉世矚目的經(jīng)濟(jì)發(fā)展成就的同時(shí)，也付出了巨大的資源環(huán)境代價(jià)。在當(dāng)前國家大力倡導(dǎo)建設(shè)資源節(jié)約型環(huán)境友好型社會、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的大背景下，從資源環(huán)境視角研究全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長源泉問題具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。Shepard距離函數(shù)常用于測度傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率，但它無法解決包含環(huán)境污染這種“壞”產(chǎn)出的全要素生產(chǎn)率測算問題。Chung等（1997）在測算全要素生產(chǎn)率時(shí)首次引入了方向性距離函數(shù)這種新的函數(shù)形式［10］，這種方法不但可以允許增加期望產(chǎn)出的同時(shí)減少環(huán)境污染，而且堅(jiān)持了不需要價(jià)格信息這個(gè)傳統(tǒng)距離函數(shù)方法的優(yōu)點(diǎn)。他們還利用方向性距離函數(shù)構(gòu)建了Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)（ML生產(chǎn)率指數(shù)），該指數(shù)可以進(jìn)一步被分解為技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率變化兩個(gè)部分。在方向性距離函數(shù)基礎(chǔ)上，將環(huán)境污染作為非期望產(chǎn)出測算全要素生產(chǎn)率的研究比較多，相關(guān)研究如王兵等（2008）［11］、楊俊和邵漢華（2009）［12］、葉祥松和彭良燕（2011）［13］、李小勝和安慶賢（2012）［14］、朱承亮（2014）［15］、李小勝和張煥明（2016）［16］、陳超凡（2016）［17］等。

在資源環(huán)境約束條件下，進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長核算，并探究各經(jīng)濟(jì)增長源泉對地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距影響效應(yīng)的相關(guān)研究較為罕見，當(dāng)前僅有朱承亮（2014）［15］、石風(fēng)光（2014）［18］等為數(shù)不多的文獻(xiàn)。朱承亮（2014）［15］運(yùn)用基于方向性距離函數(shù)的ML生產(chǎn)率指數(shù)估算了資源環(huán)境約束下的中國全要素生產(chǎn)率，同時(shí)分析了地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的演變軌跡及來源。研究發(fā)現(xiàn)，要素投入是造成地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的主要原因，但其作用在不斷下降，而全要素生產(chǎn)率在地區(qū)差距中的作用在不斷增強(qiáng)。石風(fēng)光（2014）［18］利用綠色經(jīng)濟(jì)增長核算模型測算了中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長源泉，并分析了各增長源泉對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響。研究發(fā)現(xiàn)，綠色技術(shù)效率是中國省際經(jīng)濟(jì)差距主要影響因素，其次為資本深化和綠色技術(shù)進(jìn)步的作用，而人力資本對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響最小。上述文獻(xiàn)為探究中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的來源提供了很好的借鑒，但相關(guān)研究仍可以進(jìn)一步拓展。朱承亮（2014）［15］用方差分解法研究了要素投入及綠色全要素生產(chǎn)率構(gòu)成對中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的貢獻(xiàn)，其分解成分中沒有包含環(huán)境管制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等重要因素。同時(shí)，其研究方法也僅計(jì)算出了各因素對地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的貢獻(xiàn)額，而沒有給出各增長源泉對地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的作用機(jī)制和具體動(dòng)態(tài)過程。石風(fēng)光（2014）［18］的研究沒有考慮能源消耗這種重要的投入因素，“壞”產(chǎn)出也沒有包含固體廢棄物這種污染物，同時(shí)，其增長源泉也同樣沒有包含環(huán)境管制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素。另外，朱承亮（2014）［15］、石風(fēng)光（2014）［18］的研究均沒有考慮相關(guān)變量的空間相關(guān)性，在當(dāng)前地區(qū)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益密切的情況下，利用空間計(jì)量方法從空間視角來研究中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源問題將具有十分重要的意義。

鑒于以上研究不足，本文擬在能源環(huán)境約束條件下，構(gòu)建一個(gè)基于方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的綠色經(jīng)濟(jì)增長核算框架，利用其將省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長分解為環(huán)境全要素生產(chǎn)率（包括環(huán)境技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境技術(shù)效率）、環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)和要素投入等幾個(gè)部分，然后采用空間計(jì)量方法建立相關(guān)變量的空間標(biāo)準(zhǔn)差，利用其進(jìn)行中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源的狀態(tài)空間模型分析、脈沖響應(yīng)和方差分解分析，以探索各經(jīng)濟(jì)增長源泉對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響機(jī)制及作用過程，從而為縮小中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距，實(shí)現(xiàn)區(qū)域的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展提供一些政策層面的借鑒和思路。

二、中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長源泉的分解

（一）研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.環(huán)境技術(shù)與方向性距離函數(shù)

經(jīng)濟(jì)活動(dòng)通常會伴有污染物的產(chǎn)生，環(huán)境技術(shù)是一種既包括“好”產(chǎn)出，又包括“壞”產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集合：

P(x)為決策單元（省份）使用N種投入x=(x1,…,xN)所得到的M種“好”產(chǎn)出以及I種“壞”產(chǎn)出b=(b1,…,bI)∈RI+的生產(chǎn)可能性集合。環(huán)境技術(shù)在既定條件下給出了環(huán)境產(chǎn)出的可能前沿，但傳統(tǒng)的Shephard距離函數(shù)無法計(jì)算生產(chǎn)可能性集合P(x)。Fare等（2001）借鑒Luenberger（1992、1995）的短缺函數(shù)思想，通過構(gòu)造方向性距離函數(shù)解決了這一問題［19］：

其中，g=(y,-b)是產(chǎn)出擴(kuò)張方向向量，其含義是在給定投入x的條件下，好產(chǎn)出y和“壞”產(chǎn)出b分別成比例地?cái)U(kuò)大和收縮，β為方向性距離函數(shù)值，表示好產(chǎn)出y增長、“壞”產(chǎn)出b減少的最大可能數(shù)量。

2.Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)及分解

Chung等（1997）基于方向性距離函數(shù)提出了考慮非期望產(chǎn)出的Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)（即環(huán)境全要素生產(chǎn)率）［10］?？梢酝ㄟ^使用兩個(gè)時(shí)期的ML生產(chǎn)率指數(shù)的幾何平均值消除時(shí)期選擇的隨意性，從而得到全要素生產(chǎn)率的變化，即：

通過這種方法，環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)ML就可以被分解為環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）和環(huán)境技術(shù)效率變化（MLEC）兩個(gè)部分。

3.環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長源泉的分解

生產(chǎn)者在參考技術(shù)P(x)下的方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)為：

方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)造出了由期望產(chǎn)出y、非期望產(chǎn)出b、要素投入x、環(huán)境技術(shù)P(x)以及方向向量g所決定的前沿產(chǎn)出。

根據(jù)方向性距離函數(shù)與環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的關(guān)系并借鑒Kumar和Russell（2002）的經(jīng)濟(jì)增長源泉分解思路［1］，可以將產(chǎn)出進(jìn)行如下五重分解：

式（5）把前沿產(chǎn)出分解為環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）的貢獻(xiàn)、環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）的貢獻(xiàn)、環(huán)境管制（EPC）的貢獻(xiàn)、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)（IES）的貢獻(xiàn)以及要素投入（INP）的貢獻(xiàn)等5個(gè)部分。其中，環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）與環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）乘積為環(huán)境全要素生產(chǎn)率，即ML生產(chǎn)率指數(shù)。在考慮環(huán)境因素后，傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率被分解為MLEC、MLTC、EPC和IES四個(gè)部分。

在上述產(chǎn)出的分解結(jié)果中，環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）改善意味著生產(chǎn)者對環(huán)境生產(chǎn)前沿的追趕速度加快，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）則表現(xiàn)為環(huán)境生產(chǎn)前沿的向上移動(dòng)。EPC反映了環(huán)境管制對經(jīng)濟(jì)增長的約束效應(yīng)，即在環(huán)境技術(shù)結(jié)構(gòu)、要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不變時(shí)，污染物的排放對前沿產(chǎn)出的影響，實(shí)際上也就是Ft+1(xt+1,yt+1,bt+1;g）與Ft+1(xt+1,yt,bt;g)的差異。產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)（IES）反映了產(chǎn)出結(jié)構(gòu)（“好”與“壞”產(chǎn)出的比例）變化對前沿產(chǎn)出的影響，即Ft+1(xt+1,yt+1,bt;g）與Ft+1(xt+1,yt,bt;g)之差。INP反映了在技術(shù)結(jié)構(gòu)和技術(shù)效率不變條件下，要素投入變化對前沿產(chǎn)出的效應(yīng)。

4.數(shù)據(jù)來源

本文研究范圍為中國大陸除西藏之外的30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市。同時(shí)，還將這30個(gè)地區(qū)劃分為東部、中部、西部和東北四大區(qū)域。為了便于行文，將這些省、自治區(qū)和直轄市統(tǒng)稱為省區(qū)。本文研究時(shí)期為2000-2014年，計(jì)量模型所使用的變量及數(shù)據(jù)來源介紹如下：

本文用GDP數(shù)據(jù)表示期望產(chǎn)出，并以2000年為基期進(jìn)行了折算，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。借鑒胡曉珍等（2011）的方法［20］，選擇利用SO2、COD和固體廢棄物產(chǎn)生量計(jì)算出的環(huán)境污染綜合指數(shù)作為非期望產(chǎn)出，相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。本研究所使用的投入變量為物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力和能源消耗量。其中，物質(zhì)資本存量利用永續(xù)盤存法進(jìn)行測算，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，并且也均以2000年為基期進(jìn)行了平減。勞動(dòng)力為各省區(qū)全社會從業(yè)人員數(shù)，數(shù)據(jù)來自《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。各省區(qū)能源消費(fèi)總量用萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤衡量，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長源泉分解結(jié)果分析

利用經(jīng)濟(jì)增長源泉的分解方法，對中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了五重分解，結(jié)果見表1所列。

表1 2001-2014年中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長分解結(jié)果

由表1結(jié)果可以看出，2001-2014年我國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率平均為29.3%，其中東北三省增長最快，平均增長率為33.8%，其次是西部和中部省區(qū)，平均增長率分別為30.6%和27.9%，增長最慢的是東部省區(qū)，平均增長27.5%。中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長并超過東部，使得我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距總體呈現(xiàn)縮小趨勢。從經(jīng)濟(jì)增長的來源來看，無論是在全國范圍，還是在四大區(qū)域中，要素投入和環(huán)境技術(shù)進(jìn)步都是主要的增長源泉。其中，東部省區(qū)要素投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在四大區(qū)域中是最小的，其相應(yīng)的環(huán)境技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)卻是最大的，這說明我國東部省區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力較強(qiáng)，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)效應(yīng)日益凸顯。我國中西部省區(qū)要素投入和環(huán)境技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率基本持平，但它們的環(huán)境技術(shù)進(jìn)步的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率在四大區(qū)域中處于最低水平，這說明我國中西部省區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新緩慢，其對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用非常有限。由表1結(jié)果可知，我國東北地區(qū)的要素投入和環(huán)境技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在四大地區(qū)中均比較高，這說明東北三省的經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型發(fā)展的過渡時(shí)期，傳統(tǒng)的粗放式增長已難以為繼。從表1結(jié)果還可以看到，環(huán)境管制也是促進(jìn)我國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)因素，但其貢獻(xiàn)率比較低，平均增長率為0.8%。通過比較可知，東部和中部省區(qū)環(huán)境管制的產(chǎn)出水平相同且處于最低水平，而西部省區(qū)和東北三省環(huán)境管制的產(chǎn)出水平則相對較高，這說明我國西部和東北省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的環(huán)境約束效應(yīng)較小。表1結(jié)果顯示，無論在全國還是四大區(qū)域，環(huán)境技術(shù)效率均呈現(xiàn)惡化態(tài)勢，其已成為妨礙我國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。就產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)而言，除西部省區(qū)外，其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)均導(dǎo)致了省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的下降。這說明我國多數(shù)省區(qū)甚至包括東部的一些省區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還不合理，高污染、高耗能的產(chǎn)業(yè)比重大，產(chǎn)業(yè)亟待轉(zhuǎn)型升級。

三、中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長源泉貢獻(xiàn)產(chǎn)出的分布分析

β收斂分析是當(dāng)前進(jìn)行地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長收斂性檢驗(yàn)較常使用的方法，但該方法無法反映經(jīng)濟(jì)增長的多重穩(wěn)態(tài)和多峰收斂，而核密度方法則能很好地彌補(bǔ)β收斂分析的這一不足。核密度方法使用核密度估計(jì)量來估計(jì)橫截面的分布，其原理如下：

設(shè)p維隨機(jī)向量X的密度函數(shù)為f(x)=f(x1,???,xn), X1,X2,???,Xn為它的一個(gè)獨(dú)立同分布的樣本，則f(x)的核估計(jì)為：

其中K（·）為核函數(shù)，h為帶寬。核函數(shù)的形式很多，其中Epanechnikov核函數(shù)比較常用：

其中Sp=2πp2Γ(p/2)。當(dāng)p=1時(shí)，K(u)=0.75(1-u2)I(|u|≤1)，其中I（·）為顯性函數(shù)，若括號內(nèi)的不等式成立，取值為1，否則取值為0。其樣本形式為：

為了真實(shí)刻畫經(jīng)濟(jì)增長的收斂狀況，采用上述核密度方法估計(jì)期初和期末的產(chǎn)出分布，同時(shí)用期初產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)增長的五個(gè)分解成分分別相乘，得到各增長源泉貢獻(xiàn)產(chǎn)出的分布，通過產(chǎn)出分布形態(tài)的變化來分析各經(jīng)濟(jì)增長源泉對地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的影響效應(yīng)，相關(guān)結(jié)果如圖1所示。

圖1 2000-2014年中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長源泉貢獻(xiàn)產(chǎn)出的核密度分布

由圖1可以看到，與2000年中國省區(qū)的產(chǎn)出分布（Y2000）相比，2014年的產(chǎn)出分布（Y2014）有所收斂，產(chǎn)出分布的主峰有所提高并向高產(chǎn)出方向大幅移動(dòng)，這說明2000-2014年中國各省區(qū)的產(chǎn)出都實(shí)現(xiàn)了增長，并且省區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長差距也有所縮小。圖1顯示，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步所貢獻(xiàn)產(chǎn)出的分布（Y2000× MLTC）分散程度較大，但其主峰卻位于較高產(chǎn)出水平上，這說明環(huán)境技術(shù)進(jìn)步雖是拉動(dòng)中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要力量，但其省際差距也是較大的。環(huán)境技術(shù)效率所貢獻(xiàn)產(chǎn)出的分布（Y2000×MLEC）主峰與2000年中國省區(qū)的產(chǎn)出分布（Y2000）主峰相比左移并有所下降，同時(shí)峰體也有所變寬，這意味著中國省區(qū)環(huán)境技術(shù)效率的普遍惡化拉低了中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，同時(shí)還導(dǎo)致了中國省際經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大。環(huán)境管制所貢獻(xiàn)產(chǎn)出分布（Y2000×EPC）的主峰與2000年中國省區(qū)的產(chǎn)出分布（Y2000）主峰相比有所下降和右移，同時(shí)整個(gè)分布的跨距也有所擴(kuò)大，這說明環(huán)境管制在促進(jìn)中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，還會拉大省際經(jīng)濟(jì)差距。進(jìn)一步觀察可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)所貢獻(xiàn)產(chǎn)出的分布（Y2000×IES）形態(tài)與2000年中國省區(qū)的產(chǎn)出分布（Y2000）基本相同，只是主峰出現(xiàn)了左移和下降，這意味著中國省區(qū)當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)阻礙了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，但這一因素對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響不大。由圖1還可以看到，要素投入所貢獻(xiàn)產(chǎn)出的分布（Y2000×INP）出現(xiàn)了非常顯著的收斂，其分布的主峰高度和右移幅度在所有的產(chǎn)出分布中是最大的。這意味著在所有的分解成分中，要素投入對中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大，同時(shí)也是促使中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長趨向收斂的唯一力量。

四、中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源的時(shí)變參數(shù)分析

（一）經(jīng)濟(jì)增長源泉空間標(biāo)準(zhǔn)差的度量

將地區(qū)某時(shí)段的GDP增長（取對數(shù)形式）進(jìn)行如下回歸：

在公式（9）中引入標(biāo)準(zhǔn)空間權(quán)重矩陣W可得到如下一階空間滯后面板數(shù)據(jù)模型：

其中，yt=[y1t,y2t,…,yNt]'，β為自相關(guān)系數(shù)，上述一階空間滯后模型殘差項(xiàng)εit的標(biāo)準(zhǔn)差即所謂的空間標(biāo)準(zhǔn)差，可通過觀察其數(shù)值的變化情況來判斷地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的斂散性?？臻g權(quán)重矩陣的計(jì)算是空間計(jì)量的重要環(huán)節(jié)，本文擬采用一種新型的空間權(quán)重矩陣—經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣進(jìn)行空間標(biāo)準(zhǔn)差的運(yùn)算，其具體計(jì)算過程如下：

其中，變量Yi,t，Yj,t分別為i地區(qū)和j地區(qū)的GDP，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，，n為地區(qū)總數(shù)，W和W*分別為協(xié)動(dòng)矩陣和經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣。

通過利用上述經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣計(jì)算發(fā)現(xiàn)，2001-2014年中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率及各經(jīng)濟(jì)增長源泉的Moran’I均為正值，且都通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。這說明各省區(qū)的相關(guān)指標(biāo)的變化并非處于隨機(jī)狀態(tài)，而是表現(xiàn)出一定程度的空間相關(guān)性。為此，用各增長源泉考慮空間相關(guān)性的標(biāo)準(zhǔn)差來研究其對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響顯得十分必要。

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

利用一階空間滯后面板數(shù)據(jù)模型和經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣計(jì)算出了中國省區(qū)GDP增長及其五個(gè)分解成分的空間標(biāo)準(zhǔn)差，分別用dY（GDP增長率空間標(biāo)準(zhǔn)差）、SMLTC（環(huán)境技術(shù)進(jìn)步空間標(biāo)準(zhǔn)差）、SMLEC（環(huán)境技術(shù)效率空間標(biāo)準(zhǔn)差）、SEPC（環(huán)境管制空間標(biāo)準(zhǔn)差）、SIES（產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)空間標(biāo)準(zhǔn)差）和SINP（要素投入空間標(biāo)準(zhǔn)差）來表示，限于篇幅，本文不再給出相關(guān)計(jì)算數(shù)值。在利用上述空間標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源的計(jì)量分析之前，需要對相關(guān)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以防止出現(xiàn)偽回歸，結(jié)果見表2。表2結(jié)果表明，6個(gè)變量的原序列是不平穩(wěn)的，但它們的一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值至少在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，這說明它們的一階差分序列是平穩(wěn)的，從而6個(gè)變量均是I（1）序列，因而可以對這些變量進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表3、表4所列。

表2 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表3和表4結(jié)果表明，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)均在5%顯著性水平上拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，6個(gè)變量至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。由上述檢驗(yàn)可以看出，盡管6個(gè)變量是不平穩(wěn)的，但它們都是一階單整的，并且存在協(xié)整關(guān)系，因而可以利用狀態(tài)空間模型和脈沖響應(yīng)及方差分解方法研究中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長源泉對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響。

表3 跡統(tǒng)計(jì)量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4 最大特征值協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（三）回歸參數(shù)的濾波序列分析

利用相關(guān)變量，我們建立如下形式的狀態(tài)空間模型：

量測方程：

狀態(tài)方程：

SV1、SV2、SV3、SV4和SV5分別為變量SMLTC、SMLEC、SEPC、SIES和SINP的時(shí)變參數(shù)，它們的值能夠反映出各增長源泉對省際經(jīng)濟(jì)差距的影響隨著時(shí)間的推移所發(fā)生的變化。在初始值的影響下，前幾期的時(shí)變參數(shù)往往難以客觀反映變量之間的互動(dòng)關(guān)系，為此，從2006年開始分析各增長源泉對省際經(jīng)濟(jì)差距的動(dòng)態(tài)影響，結(jié)果如圖2所示。

圖2 經(jīng)濟(jì)增長源泉回歸參數(shù)的濾波序列

由圖2可以看到，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步時(shí)變參數(shù)SV1由2006年的最高值0.832陡然下降至2007年的0.135，然后總體保持這一水平至2009年，而2010年又下降至接近0的水平后保持穩(wěn)定。環(huán)境技術(shù)效率時(shí)變參數(shù)SV2的變化和環(huán)境技術(shù)進(jìn)步時(shí)變參數(shù)SV1的變化過程非常相似，由2006年的最高值1.842下降至0.280左右的水平。環(huán)境管制時(shí)變參數(shù)SV3的變化趨勢和SV1、SV2基本一致，只是其最大值與最小值的差距達(dá)到了3.50。產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)時(shí)變參數(shù)SV4的變化情況與前三者均不相同，其值由2006年的-0.351上升至2007年的0.430，然后連續(xù)下降至2010年的0.093后基本保持穩(wěn)定。由圖2可知，要素投入時(shí)變參數(shù)SV5在整個(gè)考察期內(nèi)均為負(fù)值且總體呈上升趨勢，其值由2006年的最低值-3.844上升至2010年以后的-0.310左右的水平?？傮w比較5種經(jīng)濟(jì)增長源泉的時(shí)變參數(shù)大小及變化趨勢可以發(fā)現(xiàn)，要素投入是縮小中國省際經(jīng)濟(jì)差距的唯一因素，其他增長源泉總體上都導(dǎo)致了中國省際經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大，可以通過其時(shí)變參數(shù)平均值的比較來判斷它們對中國省際經(jīng)濟(jì)差距影響的大小。環(huán)境技術(shù)進(jìn)步時(shí)變參數(shù)SV1、環(huán)境技術(shù)效率時(shí)變參數(shù)SV2、環(huán)境管制時(shí)變參數(shù)SV3、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)時(shí)變參數(shù)SV4、要素投入時(shí)變參數(shù)SV5的平均值為分別為0.176、0.323、0.646、0.075、-0.791，因而可知，要素投入對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響最大（縮小作用），其次按大小分別是環(huán)境管制、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)的影響（擴(kuò)大作用），并且這些影響都會隨著時(shí)間的推移逐漸變小。由上述分析可以看到，經(jīng)濟(jì)增長源泉對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響和前面的核密度分析結(jié)論基本上是一致的。

五、中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源的脈沖響應(yīng)和方差分解分析

為進(jìn)一步印證核密度和時(shí)變參數(shù)分析結(jié)果并確保研究結(jié)論的可靠性，本文繼續(xù)進(jìn)行中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源的脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

（一）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function，IRF）用來研究系統(tǒng)中某個(gè)變量對其他變量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑。用此方法，得到了中國省際經(jīng)濟(jì)差距對經(jīng)濟(jì)增長源泉的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)果如圖3所示。由圖3可以看到，來自環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（SMLTC）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊使省際經(jīng)濟(jì)差距的脈沖響應(yīng)值持續(xù)擴(kuò)大至第4期的0.001 8，此后連續(xù)下降至第11期接近0的水平。這一結(jié)果說明，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步的地區(qū)差距在前期會對省際經(jīng)濟(jì)增長差距的擴(kuò)大起到促進(jìn)作用，隨著時(shí)間的推移，這種效應(yīng)會有所減弱。對這一現(xiàn)象的解釋是，技術(shù)創(chuàng)新往往在一些發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)生，技術(shù)創(chuàng)新在應(yīng)用于生產(chǎn)之后，會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生巨大的推動(dòng)力，從而拉大了與缺乏技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)創(chuàng)新不活躍地區(qū)的發(fā)展差距。隨著時(shí)間的推移，技術(shù)會產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)，原來的先進(jìn)技術(shù)已逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)槠毡榧夹g(shù)，其對地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大作用會趨于減弱。來自環(huán)境技術(shù)效率（SMLEC）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊使省際經(jīng)濟(jì)差距的脈沖響應(yīng)值持續(xù)擴(kuò)大至第5期的0.003 6，此后，也逐漸減弱至接近0的水平。

圖3 省際經(jīng)濟(jì)差距對經(jīng)濟(jì)增長源泉的脈沖響應(yīng)

這意味著，環(huán)境技術(shù)效率的地區(qū)差異也會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距產(chǎn)生正向影響，這種影響效應(yīng)也經(jīng)歷了先強(qiáng)后弱的變化過程。環(huán)境技術(shù)效率反映了生產(chǎn)單位對現(xiàn)有環(huán)境技術(shù)的利用程度，其主要受管理水平、管理方法、經(jīng)濟(jì)體制、市場結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)制度等因素的影響。發(fā)達(dá)地區(qū)之所以具有很高的生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，除其技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)外，能夠與技術(shù)創(chuàng)新相適應(yīng)并能充分釋放技術(shù)潛能的先進(jìn)制度、體制和管理因素也功不可沒，在某些時(shí)候其對地區(qū)發(fā)展的影響甚至?xí)^技術(shù)水平。當(dāng)前，我國各領(lǐng)域的制度體制改革在全面深入開展，再加上管理的擴(kuò)散效應(yīng)，環(huán)境技術(shù)效率對我國省際經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大作用必然會先強(qiáng)后弱。

由表3還可以看到，省際經(jīng)濟(jì)差距對環(huán)境管制（SEPC）沖擊的響應(yīng)也經(jīng)歷了由小到大的過程。這是因?yàn)槲覈鴸|部地區(qū)的環(huán)境管制較為嚴(yán)厲，環(huán)境約束可能會在短期內(nèi)造成地區(qū)個(gè)別部門產(chǎn)出的下降，但這種約束也會迫使企業(yè)不斷采用更為先進(jìn)高效的節(jié)能環(huán)保技術(shù)發(fā)展生產(chǎn)，同時(shí)良好的生態(tài)環(huán)境也會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生良好的外部效應(yīng)，從而加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。而落后省區(qū)為了承接發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，可能會放松對環(huán)境管制的要求，但這也會使地區(qū)發(fā)展背負(fù)更大的資源環(huán)境壓力，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)低速低效甚至難以為繼的局面，從而進(jìn)一步拉大了與發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距。當(dāng)前，在國家倡導(dǎo)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的大背景下，我國落后省區(qū)為擺脫這一困局，經(jīng)濟(jì)發(fā)展已逐步走向了創(chuàng)新發(fā)展、綠色發(fā)展之路，從而使環(huán)境管制在拉大省際經(jīng)濟(jì)差距方面的效應(yīng)有所下降，這表現(xiàn)為環(huán)境管制脈沖響應(yīng)值在第4期之后的下降。另外，圖3顯示，我國省際經(jīng)濟(jì)差距對環(huán)境管制（SEPC）沖擊的響應(yīng)值總體上要大于相應(yīng)時(shí)期對環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境技術(shù)效率沖擊的響應(yīng)值。這說明，環(huán)境管制對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響要大于環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境技術(shù)效率。由圖3還可以觀察到，省際經(jīng)濟(jì)差距對產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)（SIES）一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)值由第1期接近0的水平持續(xù)擴(kuò)大至第3期的0.001 7，此后又下降至略低于0的水平。對這一狀況的解釋是，我國東部發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)要優(yōu)于中西部落后地區(qū)，落后地區(qū)在通過承接?xùn)|部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會實(shí)現(xiàn)更加迅速高效的轉(zhuǎn)型升級，從而使東西部地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距進(jìn)一步拉大。隨著時(shí)間的推移，資源環(huán)境的壓力迫使中西部地區(qū)走向轉(zhuǎn)型發(fā)展之路，技術(shù)創(chuàng)新不斷顯現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生動(dòng)力日益增強(qiáng)，地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)差異不斷縮小，甚至成為縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的一支不可忽視的力量。

圖3表明，省際經(jīng)濟(jì)差距對要素投入（SINP）一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)值全部為負(fù)，這說明要素投入對中國省際經(jīng)濟(jì)差距起到縮小作用。具體來看，省際經(jīng)濟(jì)差距對要素投入沖擊的響應(yīng)值在第1期和第2期僅分別為-0.000 4和-0.000 5，此后，響應(yīng)值連續(xù)下降至第6期的-0.003 6，而后又繼續(xù)上升到第11期接近0的水平。要素投入對我國省際經(jīng)濟(jì)差距的這種影響效應(yīng)可以從國家發(fā)展戰(zhàn)略層面進(jìn)行解釋。我國在早期實(shí)行的是“非平衡”發(fā)展戰(zhàn)略，要素投入的“東部偏向”使我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距不斷擴(kuò)大。國家為了縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，又實(shí)施了“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略和“中部崛起”計(jì)劃，加大了對中西部地區(qū)的投資力度。由于要素投入對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)存在滯后效應(yīng)，所以其在第1和第2期產(chǎn)生的縮小省際經(jīng)濟(jì)差距的作用較為有限。從第3期開始，要素投入縮小省際經(jīng)濟(jì)差距的作用開始充分發(fā)揮，到第6期達(dá)到最大，而第6期之后這種作用又逐漸減弱。這主要是因?yàn)槲覈陙泶罅Τ珜?dǎo)注重質(zhì)量和效率的集約型發(fā)展方式，鼓勵(lì)地區(qū)依靠技術(shù)創(chuàng)新、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、改革紅利和提高全要素生產(chǎn)率來激發(fā)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動(dòng)力，而不是主要依靠加大要素投入來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，2011年以來，我國對中西部地區(qū)的固定資產(chǎn)投資增速以較大的幅度放緩就很好地說明了這一點(diǎn)。

（二）方差分解分析

方差分解是描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)變化的一種方法，它表示當(dāng)系統(tǒng)的某個(gè)變量受到不同結(jié)構(gòu)沖擊后，以變量的預(yù)測誤差方差百分比的形式來反映不同內(nèi)生變量沖擊的重要性。由圖4的方差分解結(jié)果可以看到，中國省際經(jīng)濟(jì)差距變化受自身波動(dòng)沖擊的影響，在第1期之后，其貢獻(xiàn)率逐步下降，第8期后基本保持在37%左右的水平。除此之外，各經(jīng)濟(jì)增長源泉波動(dòng)的沖擊對中國省際經(jīng)濟(jì)差距變化也產(chǎn)生不同程度的影響。其中，在第5期之前，環(huán)境管制對省際經(jīng)濟(jì)差距的影響是主要的，第5期之后，要素投入則成為主要影響因素。通過計(jì)算發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管制對省際經(jīng)濟(jì)差距變動(dòng)的平均貢獻(xiàn)率為17.55%，而要素投入的平均貢獻(xiàn)率為19.50%，因而，總的來說，要素投入對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響是最大的。圖4表明，環(huán)境技術(shù)效率變動(dòng)的貢獻(xiàn)率在各個(gè)時(shí)期均大于環(huán)境技術(shù)進(jìn)步，而環(huán)境技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率在第8期之前大于產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)，而在第8期之后，產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)的貢獻(xiàn)率則超過了環(huán)境技術(shù)進(jìn)步。但總的來看，產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)的平均貢獻(xiàn)率為2.78%，而環(huán)境技術(shù)進(jìn)步的平均貢獻(xiàn)率為4.05%，可見環(huán)境技術(shù)進(jìn)步對省際經(jīng)濟(jì)差距的影響大于產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)。環(huán)境技術(shù)效率貢獻(xiàn)率在經(jīng)歷了第2期和第3期兩個(gè)上升階段后，呈現(xiàn)下降趨勢，在第8期之后基本維持在9%左右的水平上。環(huán)境技術(shù)進(jìn)步在上升至第2期的4.5%后，基本保持這一水平。產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)貢獻(xiàn)率總體呈緩慢上升趨勢，在第11期達(dá)到4.72%的最高水平。以上利用脈沖響應(yīng)和方差分解方法得出的研究結(jié)論可以與核密度和時(shí)變參數(shù)的分析結(jié)果相互印證，這表明本文得出的有關(guān)中國省際經(jīng)濟(jì)差距來源的研究結(jié)論是穩(wěn)健的可靠的。

圖4 省際經(jīng)濟(jì)差距的方差分解

六、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文利用基于方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的綠色經(jīng)濟(jì)增長核算方法，將中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長分解為環(huán)境技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)和要素投入等五個(gè)部分，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步利用核密度方法、時(shí)變參數(shù)方法以及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析了五種增長源泉對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響效應(yīng)，研究結(jié)論如下：

（1）要素投入是我國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要源泉，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境管制對我國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長也具有一定的促進(jìn)作用，但貢獻(xiàn)率較低。研究還發(fā)現(xiàn)，我國多數(shù)省區(qū)的環(huán)境技術(shù)效率和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)惡化趨勢，以致妨礙了省區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長。

（2）核密度分析發(fā)現(xiàn)，中國省際經(jīng)濟(jì)差距總體呈現(xiàn)縮小趨勢，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境管制均拉大了中國省際經(jīng)濟(jì)差距，而產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)則對省際經(jīng)濟(jì)差距的影響較小。作為推動(dòng)中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的首要力量，要素投入成為促使中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長趨向收斂的唯一因素。

（3）狀態(tài)空間模型的分析結(jié)果表明，要素投入的時(shí)變參數(shù)始終為負(fù)，說明其對中國省際經(jīng)濟(jì)差距具有縮小作用；其他四種增長源泉的時(shí)變參數(shù)均值為正，說明它們總體上均擴(kuò)大了中國省際經(jīng)濟(jì)差距，其作用的大小順序?yàn)榄h(huán)境管制、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)，上述所有增長源泉對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響會隨著時(shí)間的推移逐漸減弱。

（4）脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，中國省際經(jīng)濟(jì)差距對要素投入沖擊的響應(yīng)值全部為負(fù)，而對其他增長源泉沖擊的響應(yīng)值則基本上為正。方差分析結(jié)果表明，省際經(jīng)濟(jì)差距對來自自身沖擊的影響最大，平均貢獻(xiàn)率為45.89%，其次是要素投入和環(huán)境管制的沖擊，平均貢獻(xiàn)率分別為19.50%和17.55%，接著是環(huán)境技術(shù)效率和環(huán)境技術(shù)進(jìn)步?jīng)_擊的影響，平均貢獻(xiàn)率分別為10.23%和4.05%，而產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)沖擊對省際經(jīng)濟(jì)差距的影響最小，平均貢獻(xiàn)率僅為2.78%。各增長源泉對中國省際經(jīng)濟(jì)差距的影響效應(yīng)與核密度分析、時(shí)變參數(shù)分析結(jié)果基本一致。

（二）政策建議

上述結(jié)論在促進(jìn)我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、縮小省際經(jīng)濟(jì)差距方面蘊(yùn)含著重要的政策含義。

通過分析可知，當(dāng)前要素投入在促進(jìn)我國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、縮小省際經(jīng)濟(jì)差距方面具有較為顯著的成效。為了更好地發(fā)揮要素投入的這一功能，國家在適度增加中西部地區(qū)投資規(guī)模的同時(shí)，應(yīng)更注重投資的方向、質(zhì)量和效益，努力形成市場化、可持續(xù)的投入機(jī)制和運(yùn)營機(jī)制，將有限資本投入發(fā)展前景好、關(guān)聯(lián)性強(qiáng)、帶動(dòng)性強(qiáng)的行業(yè)和領(lǐng)域，以提高投資的精準(zhǔn)性、有效性，從而助推地區(qū)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長和結(jié)構(gòu)的有效調(diào)整。

我國省區(qū)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率差異是導(dǎo)致省際經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大的重要因素，為此，我國省區(qū)特別是落后省區(qū)必須大力倡導(dǎo)技術(shù)創(chuàng)新，加大自主研發(fā)和技術(shù)引進(jìn)的投入力度，建立健全多層次的技術(shù)創(chuàng)新體系，同時(shí)要不斷加強(qiáng)對企業(yè)技術(shù)設(shè)備的改造，以提高生產(chǎn)技術(shù)水平和設(shè)備的性能，減少能源浪費(fèi)和環(huán)境污染。市場化改革有利于打破各種要素和資源的流動(dòng)壁壘，促進(jìn)技術(shù)的擴(kuò)散和資源配置效率的改善，這也有利于環(huán)境全要素生產(chǎn)率水平的提高。因而，要提高環(huán)境全要素生產(chǎn)率就必須繼續(xù)深化改革，完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制，培育市場功能，增強(qiáng)市場在配置資源中的決定性作用，增強(qiáng)市場機(jī)制對技術(shù)進(jìn)步和節(jié)能降耗的激勵(lì)和“倒逼”效應(yīng)，從而為技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新、業(yè)態(tài)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新提供良好的外部環(huán)境和條件。

另外，各省區(qū)還要牢固樹立“綠水青山就是金山銀山”和環(huán)境就是民生的思想，堅(jiān)決摒棄以環(huán)境換發(fā)展的短視行為，加大化解過剩產(chǎn)能、整治環(huán)境污染和構(gòu)建綠色循環(huán)低碳產(chǎn)業(yè)體系的力度，充分發(fā)揮好良好生態(tài)環(huán)境對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外部效應(yīng)，努力實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境改善的雙贏。為此，必須要通過明晰資源產(chǎn)權(quán)，推行排污權(quán)交易制度，并把資源節(jié)約利用與環(huán)境保護(hù)納入企業(yè)評價(jià)與政府政績考核體系等途徑不斷健全資源環(huán)境管理制度，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)、資源、環(huán)境的良性互動(dòng)與協(xié)調(diào)發(fā)展。我國省區(qū)特別是中西部省區(qū)也要進(jìn)一步加大經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的力度，立足本地優(yōu)勢，大力發(fā)展資源消耗低、環(huán)境污染少、附加值高的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)業(yè)和特色旅游產(chǎn)業(yè)，以促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級和持續(xù)改善。

注釋：

①其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南10省市，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南等6省，西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等地區(qū)，東北地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江3省。

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［責(zé)任編輯：歐世平］

An Analysis on the Sources of China’s Inter-provincial Economic Disparity from the Perspective of Environment

SHI Feng-guang

(School of Economics,Anyang Normal University,Anyang 455000,China)

By using the green economic growth accounting model considering energy and environment factors,the paper decomposes the economic growth of Chinese provinces into environmental technology progress,environmental technology efficiency,environmental regulation,industrial environment structure and factor input.The paper further analyzes the effect and mechanism of five kinds of growth sources on regional economic disparities in China by employing the kernel density method, the variable parameter method,the impulse response function and the variance decomposition method.The study finds that: The factor input is the main driving force of the provincial economic growth in China,the contribution rates of environmental technology progress and environmental regulation to economic growth are relatively low,and the overall deterioration of environmental technology efficiency and industrial environment structure hinders Chinese economic growth.Since 2000,the over?all regional economic disparities in China show a narrowing trend,the factor input is the only factor to prompt Chinese provincial economic disparity tending to narrow,while other factors have widened inter-provincial economic disparity in China in different degrees.Among them,the widening effect of environmental regulation on inter-provincial economic disparity is the most significant,followed by environmental technology efficiency and environmental technology progress,and the role of industrial environment structure is the least.

directional environmental production function;environmental TFP;environmental regulation;industrial environment structure;inter-provincial economic disparity

F127；F205

A

1007-5097（2016）12-0053-10

10.3969/j.issn.1007-5097.2016.12.009

2016-06-30

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（U1304708）；河南省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（2015BJJ037）;河南省高等學(xué)校青年骨干教師資助計(jì)劃項(xiàng)目（2015GGJS-005）

石風(fēng)光（1975-），男，江蘇沛縣人，副教授，管理學(xué)博士，副院長，研究方向：經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)管理。