地區(qū)發(fā)展不平衡對(duì)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響——基于三階段DEA調(diào)整測(cè)度效率的新視角

張純洪，劉海英，b

（吉林大學(xué)a.商學(xué)院；b.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，長(zhǎng)春130012）

地區(qū)發(fā)展不平衡對(duì)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響——基于三階段DEA調(diào)整測(cè)度效率的新視角

張純洪a，劉海英a，b

（吉林大學(xué)a.商學(xué)院；b.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，長(zhǎng)春130012）

摘要：將地區(qū)發(fā)展不平衡因素作為不可控變量，并將其納入三階段DEA調(diào)整模型，可測(cè)得不包含地區(qū)發(fā)展不平衡因素的工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。對(duì)計(jì)算結(jié)果進(jìn)行分析，結(jié)果表明，地區(qū)發(fā)展不平衡因素帶來了地區(qū)工業(yè)的“追趕效應(yīng)”和綠色技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)了工業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，但這種增長(zhǎng)是以地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率差距擴(kuò)大為代價(jià)。從長(zhǎng)期發(fā)展來看，如果放任地區(qū)工業(yè)不平衡發(fā)展，并以此形成路徑依賴，則地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的差距會(huì)持續(xù)擴(kuò)大。

關(guān)鍵詞：綠色全要素生產(chǎn)率；地區(qū)發(fā)展不平衡；收斂

一、引　言

改革開放以來，中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)在大規(guī)模投資驅(qū)動(dòng)下獲得了高速增長(zhǎng)，同時(shí)也使得環(huán)境污染問題愈發(fā)突出。國(guó)內(nèi)外一些學(xué)者在分析我國(guó)全要素生產(chǎn)率時(shí)，已經(jīng)開始把環(huán)境因素納入到全要素生產(chǎn)率的測(cè)算中，有些研究也將其稱之為綠色全要素生產(chǎn)率或環(huán)境全要素生產(chǎn)率。［1］［2］［3］［4］這些研究都得到了相同的結(jié)果，即傳統(tǒng)不考慮環(huán)境因素的中國(guó)經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率被高估。綠色全要素生產(chǎn)率作為環(huán)境績(jī)效的表征，是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要訴求指標(biāo)，對(duì)其影響因素的考察無疑也是研究的熱點(diǎn)。包括上述文獻(xiàn)在內(nèi)，近年來對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素的研究，大多是通過傳統(tǒng)計(jì)量模型分析而展開。這類研究設(shè)計(jì)大體遵循如下步驟：首先測(cè)度綠色全要素生產(chǎn)率，然后將其作為被解釋變量，將區(qū)位因素、結(jié)構(gòu)差異、貿(mào)易依存度等地區(qū)發(fā)展不平衡因素作為解釋變量，通過計(jì)量模型分析，最后得到某種單一發(fā)展不平衡因素對(duì)環(huán)境績(jī)效產(chǎn)生的影響。但是應(yīng)該注意到，對(duì)于地區(qū)發(fā)展不平衡的全部綜合因素究竟會(huì)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生何種影響，這類研究顯然缺乏一致性判斷。基于此，本文擬基于方向性距離函數(shù)方法，在測(cè)度中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，將地區(qū)發(fā)展不平衡因素納入到三階段DEA模型中，來揭示地區(qū)發(fā)展不平衡因素對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率及其收斂性所產(chǎn)生的影響。

定稿日期：2014－07－11

二、研究方法論

1.綠色全要素生產(chǎn)率曼奎斯特－盧恩伯格（ML）指數(shù)構(gòu)建

在傳統(tǒng)DEA模型方法的基礎(chǔ)上，將污染排放作為非合意產(chǎn)出因素，可以構(gòu)造一個(gè)同時(shí)包含合意產(chǎn)出和非合意產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集，即環(huán)境技術(shù)。［5］在此理論范疇下，我們引入方向性距離函數(shù)測(cè)度考慮非合意產(chǎn)出因素下的技術(shù)效率，在此基礎(chǔ)上，構(gòu)造到期間表征綠色全要素生產(chǎn)率的ML指數(shù)，公式如下：

進(jìn)一步，ML指數(shù)同樣也可以分解為效率變化指數(shù)（EFFCH）和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（TECH）兩部分：

在上式中，EFFCH測(cè)度時(shí)期t到t＋1每個(gè)觀察對(duì)象到最佳邊界的追趕（catching－up）程度，TECH衡量了技術(shù)邊界從時(shí)期t到t＋1之間的移動(dòng)。ML、EFFCH和TECH大于（小于）1，分別表示綠色全要素增長(zhǎng)率增長(zhǎng)（下降）、技術(shù)效率改善（惡化）和技術(shù)進(jìn)步（退步）。

2.三階段DEA模型

三階段DEA模型是由Fried等提出的一種新的效率評(píng)價(jià)模型。［6］該方法最大的特點(diǎn)是將非經(jīng)營(yíng)因素對(duì)效率的影響過濾去除，使得測(cè)得的效率值能更加真實(shí)地反映決策評(píng)價(jià)單元的效率水平。

三階段DEA模型中，第一階段運(yùn)用環(huán)境約束下的DEA模型，把非合意產(chǎn)出納入。第一階段得出每個(gè)DMU效率的同時(shí)，也得到每個(gè)DMU各個(gè)投入的差額值（slacks），即投入的冗余。該投入冗余同時(shí)受到內(nèi)部管理、外部環(huán)境和隨機(jī)誤差的影響。

第二階段運(yùn)用隨機(jī)前沿分析方法（SFA）把地區(qū)發(fā)展不平衡因素納入到基于投入冗余的隨機(jī)前沿分析模型。假設(shè)模型中有多個(gè)地區(qū)發(fā)展不平衡因素。則SFA回歸模型表示為：

其中，Smj＝xmj－Xmλ，表示第一階段中第j個(gè)DMU的第m個(gè)投入變量的冗余值。Zj表示第j個(gè)DMU的地區(qū)發(fā)展不平衡因素。βm為地區(qū)發(fā)展不平衡變量的參數(shù)估計(jì)值。umj表示隨機(jī)干擾，表示管理無效率。

第三階段，將第二階段得到的調(diào)整后的投入值和原始產(chǎn)出值再次帶入方向性距離函數(shù)評(píng)價(jià)效率模型，獲得剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素后的效率，然后構(gòu)建基于綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)。

三、變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

鑒于2008年以后地區(qū)工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)質(zhì)量問題，本文選取了1993～2008年我國(guó)29個(gè)省、市、自治區(qū)的工業(yè)投入、產(chǎn)出和反映地區(qū)發(fā)展不平衡的變量，具體如下：

1.投入變量

（1）資本投入（K）。本文選取“固定資產(chǎn)凈值年平均余額”作為資本投入，根據(jù)各年度各地區(qū)的“固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)”把相應(yīng)的資本投入調(diào)整至以1993年為基期的水平。

（2）勞動(dòng)投入（L）。勞動(dòng)以“年平均就業(yè)人數(shù)”作為勞動(dòng)投入指標(biāo)，單位為萬人。

2.產(chǎn)出變量

（1）合意產(chǎn)出（Y）。本文以各地區(qū)的“工業(yè)增加值”作為合意產(chǎn)出，并以各地區(qū)相應(yīng)年度的“工業(yè)產(chǎn)品出廠價(jià)格指數(shù)”平減至1993年不變價(jià)格。

（2）非合意產(chǎn)出（環(huán)境因素）。本文以工業(yè)廢水排放中化學(xué)需氧量（COD）和工業(yè)廢氣中的二氧化硫（SO2）代表工業(yè)非合意產(chǎn)出，單位為萬噸。我國(guó)水體中有100多種污染物，從目前水體中污染現(xiàn)狀看，最主要的代表物就是COD。我國(guó)空氣中SO2污染也較為嚴(yán)重，空氣SO2二級(jí)濃度標(biāo)準(zhǔn)為每立方米60微克，是國(guó)家要求城市必須達(dá)到的標(biāo)準(zhǔn)，也是保護(hù)人體健康的最低標(biāo)準(zhǔn)，但我國(guó)有40%以上的城市達(dá)不到國(guó)家的二級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，是國(guó)家空氣污染最需要解決的問題之一。并且工業(yè)廢水排放中COD和工業(yè)廢氣中的SO2是我國(guó)環(huán)境規(guī)制中主要的污染物和控制對(duì)象。鑒于此，文章選取有代表性的工業(yè)廢水排放中COD和工業(yè)廢氣中SO2作為工業(yè)非合意產(chǎn)出。

3.地區(qū)發(fā)展不平衡變量

（1）區(qū)位因素。本文將我國(guó)29個(gè)省、市、自治區(qū)按傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)地理劃分方法劃分為東、中、西三個(gè)地區(qū)。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南；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)包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏。

（2）各地區(qū)國(guó)有工業(yè)生產(chǎn)總值比例。該指標(biāo)代表了國(guó)有工業(yè)在各個(gè)地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值中所占的比例，以此來反應(yīng)每個(gè)地區(qū)的市場(chǎng)化程度。國(guó)有工業(yè)生產(chǎn)總值所占比例越小，則表示當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)化程度越高。

（3）各地區(qū)進(jìn)出口總額與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值比值。該指標(biāo)代表了不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放程度的差異。

（4）各地區(qū)財(cái)政預(yù)算支出與地區(qū)工業(yè)增加值之比。該指標(biāo)既反映了不同地區(qū)政府介入經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的程度，又反映了各個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不平衡程度，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的政府具有更大的財(cái)政預(yù)算支出能力。

從表1可以看出，中國(guó)東、中、西部都表現(xiàn)出較高的工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。具體而言，東部地區(qū)達(dá)到平均水平14.32%的高增長(zhǎng)率；中部次之；西部地區(qū)因國(guó)家政策和地理位置因素的影響稍微落后，但平均也達(dá)到11.70%的水平。從圖1也可以看出全國(guó)工業(yè)平均增長(zhǎng)率不斷增長(zhǎng)，2007年工業(yè)增加值平均增長(zhǎng)率達(dá)到25%，雖然在2008年有所降低，但也在15%以上。

表1　投入產(chǎn)出變量及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)增長(zhǎng)率的描述性統(tǒng)計(jì)

中國(guó)工業(yè)高速發(fā)展的同時(shí)也伴隨著環(huán)境污染問題的不斷惡化。隨著工業(yè)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，我國(guó)工業(yè)廢氣中SO2的排放量也在較高的水平?！熬盼濉焙汀笆濉逼陂g，SO2排放量一直在較高的增長(zhǎng)水平，從“十一五”規(guī)劃以來，SO2排放量有所降低。盡管SO2排放量在1999年出現(xiàn)短暫的拐點(diǎn)，但是從2000年開始又出現(xiàn)較高的增長(zhǎng)率?！笆晃濉币?guī)劃實(shí)施的第一年，SO2排放量首次出現(xiàn)持續(xù)負(fù)增長(zhǎng)，節(jié)能減排政策已經(jīng)初見成效。工業(yè)COD盡管波動(dòng)較大，但是近年來也可以看出其增長(zhǎng)率呈下降趨勢(shì)。盡管如此，中國(guó)的污染排放依然沒有達(dá)到環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線理論的拐點(diǎn)，［8］環(huán)境問題已經(jīng)成為一個(gè)重要的民生問題，直接影響到中國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.三種不同情形下的地區(qū)工業(yè)全要素生產(chǎn)率的測(cè)度及對(duì)比

情形1：不考慮環(huán)境污染非合意產(chǎn)出因素條件下，應(yīng)用Onfront軟件，首先計(jì)算基于傳統(tǒng)投入產(chǎn)出變量下各年度的地區(qū)工業(yè)相對(duì)技術(shù)效率，然后構(gòu)建曼奎斯特全要素生產(chǎn)率指數(shù)并進(jìn)行分解。

情形2：考慮二氧化硫和工業(yè)COD兩種合意產(chǎn)出因素，采用方向性距離函數(shù)方法，運(yùn)行DEA－solver軟件計(jì)算環(huán)境技術(shù)效率，然后構(gòu)建曼奎斯特－盧恩伯格綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)并進(jìn)行分解。

情形3：將地區(qū)發(fā)展不平衡因素作為影響地區(qū)環(huán)境技術(shù)效率的不可控因素，運(yùn)用三階段DEA方法，剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素對(duì)投入產(chǎn)出績(jī)效的影響。具體采用Frontier Version 4.1軟件，在方向性距離函數(shù)測(cè)度環(huán)境技術(shù)效率基礎(chǔ)上，分別在各年度對(duì)投入冗余進(jìn)行隨機(jī)前沿分析，地區(qū)發(fā)展不平衡變量的系數(shù)為負(fù)時(shí)，表示增加該地區(qū)發(fā)展不平衡變量的值，有利于減少投入冗余，更有利于個(gè)體決策單元效率的提高。反之，則不利于減少投入冗余。表2列出了2008年地區(qū)發(fā)展不平衡因素對(duì)投入松弛變量的回歸結(jié)果。

表2　2008年投入松弛變量的隨機(jī)前沿分析（SFA）估計(jì)結(jié)果

表2中的區(qū)位因素對(duì)資本和勞動(dòng)松弛的影響系數(shù)都為正。對(duì)于勞動(dòng)松弛而言，A1系數(shù)小于A2系數(shù)，且都小于A1和A2系數(shù)之和，這樣相比較而言，中部比東部更不利于勞動(dòng)投入冗余的減少，西部最差。而對(duì)于資本松弛變量而言，則發(fā)現(xiàn)東部比中部更不利于減少投入冗余。2008年國(guó)有工業(yè)生產(chǎn)總值比例的SFA回歸系數(shù)為負(fù)值，表明非市場(chǎng)化程度更容易促使投入冗余減少，但從1993～2008年總體上看，不同的年份國(guó)有工業(yè)生產(chǎn)總值比例對(duì)當(dāng)年的勞動(dòng)和資本投入的影響并不相同，也有相當(dāng)?shù)哪攴莸南禂?shù)為正。進(jìn)出口總額占比大小反映了一個(gè)地區(qū)對(duì)外開放程度，在2008年的SFA回歸模型中，進(jìn)出口總額占比對(duì)勞動(dòng)和資本投入松弛的回歸系數(shù)都為負(fù)值，可見較高的對(duì)外開放程度有利于投入冗余的減少。而財(cái)政預(yù)算支出比例的回歸系數(shù)都為正值，說明政府直接或間接過度介入經(jīng)濟(jì)并不利于投入產(chǎn)出績(jī)效的提高，而且其他大部分年份進(jìn)出口總額占比和財(cái)政預(yù)算支出比例對(duì)投入松弛的影響與2008年結(jié)果相同，即較高的對(duì)外開放程度有利于投入冗余的減少，而較強(qiáng)的政府介入不利于投入冗余的減少。

根據(jù)公式（3）重新調(diào)整投入變量，重復(fù)情形2中環(huán)境技術(shù)效率測(cè)度的步驟，構(gòu)建曼奎斯特－盧恩伯格綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)并進(jìn)行分解。上述三種情形下全要素生產(chǎn)率的最終測(cè)度及其成分分解結(jié)果見表3。

表3　1993－2008年各地區(qū)全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其成分的平均增長(zhǎng)率

從情形1可以看出，全國(guó)總體平均全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.0793，表明各個(gè)地區(qū)全要素生產(chǎn)率平均每年的增長(zhǎng)率為7.93%。東、中、西部的工業(yè)全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率分別為8.08%、6.50%、9.33%。其中西部地區(qū)工業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)水平最快，其次為東部，中部最慢。從全要素生產(chǎn)率分解結(jié)果來看，全國(guó)和東、中、西部地區(qū)的工業(yè)全要素增長(zhǎng)率主要來源于技術(shù)進(jìn)步，各地區(qū)技術(shù)效率僅呈現(xiàn)出一點(diǎn)點(diǎn)改善。

在情形2中，考慮環(huán)境約束后，全國(guó)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.066，低于情形1下的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，這說明傳統(tǒng)不考慮環(huán)境因素的中國(guó)工業(yè)全要素生產(chǎn)率被高估。造成這一結(jié)果的可能原因在于中國(guó)工業(yè)增長(zhǎng)引致了環(huán)境污染問題。自1998年以來，中國(guó)工業(yè)化結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了重化工業(yè)化趨勢(shì)，而且我國(guó)在推進(jìn)重化工業(yè)化進(jìn)程中具有明顯的粗放型特點(diǎn)，使得工業(yè)增長(zhǎng)模式很難擺脫對(duì)高能耗、高污染的路徑依賴。也正是因?yàn)榄h(huán)境污染問題的存在，使得情形2中環(huán)境約束條件下各地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長(zhǎng)率相對(duì)較低。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，東、中、西部各地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)也低于情形1情況，但與情形1下計(jì)算結(jié)果有所不同，東部工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)最快，其次為中部和西部。

在情形3中，剔除了地區(qū)發(fā)展不平衡因素對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)績(jī)效的影響，測(cè)得的全國(guó)平均綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.0454，比情形2下降2.06個(gè)百分點(diǎn)，東、中、西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率分別為6.41%、5.24%、0.95%，同樣比情形2分別下降0.54，1.13和5.33個(gè)百分點(diǎn)。這一方面說明，剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素的影響后，工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了下降，另一方面說明，地區(qū)發(fā)展不平衡因素在一定意義上促進(jìn)了中國(guó)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高，而且西部地區(qū)提高幅度最為明顯，說明地區(qū)差距確實(shí)能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

2.綠色全要素生產(chǎn)率的收斂性分析

全要素生產(chǎn)率的收斂分析一般涉及到σ收斂、絕對(duì)β收斂和條件β收斂三種類型，其中σ收斂在于分析全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差分布狀況，當(dāng)標(biāo)準(zhǔn)差隨時(shí)間逐漸減小則說明經(jīng)濟(jì)體存在σ收斂，各經(jīng)濟(jì)體的全要素生產(chǎn)率越來越接近，差距逐漸減少。

絕對(duì)β收斂指每一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的全要素生產(chǎn)率會(huì)達(dá)到完全相同的增長(zhǎng)速度和增長(zhǎng)水平。條件β收斂考慮了經(jīng)濟(jì)體各自的不同特征和條件，各個(gè)經(jīng)濟(jì)體會(huì)向自己的穩(wěn)態(tài)水平趨近。絕對(duì)β收斂和條件收β斂都向穩(wěn)態(tài)水平趨近，但絕對(duì)β收斂中所有的經(jīng)濟(jì)體的穩(wěn)態(tài)水平是相同的，而條件β收斂具有各自的穩(wěn)態(tài)水平。兩種收斂的檢驗(yàn)方程形式分別為：

其中，（7）式中TFPi，l和TFPi，T分別表示第i個(gè)經(jīng)濟(jì)體基期和末期的全要素生產(chǎn)率。式中的β值為負(fù)值，表示存在絕對(duì)β收斂，各經(jīng)濟(jì)體向相同的穩(wěn)態(tài)趨近。（8）式中，TFPi，t和TFPi，t＋1分別為第i個(gè)經(jīng)濟(jì)體t期和t＋1期的全要素生產(chǎn)率。式中的β值若為負(fù)值，則表示存在條件β收斂，各經(jīng)濟(jì)體向各自的穩(wěn)態(tài)趨近。

情形2和情形3中綠色全要素生產(chǎn)率的對(duì)比分析顯示，地區(qū)發(fā)展不平衡相對(duì)來說更有利于落后地區(qū)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，這說明地區(qū)發(fā)展不平衡確實(shí)是全要素生產(chǎn)率收斂的重要外因。然而，在目前收斂分析研究文獻(xiàn)中，全要素生產(chǎn)率指標(biāo)均采用情形1或情形2的計(jì)算結(jié)果，這類研究其實(shí)并沒有剝離出地區(qū)發(fā)展不平衡因素對(duì)全要素生產(chǎn)率收斂性的影響，其研究結(jié)論并不能真實(shí)反映地區(qū)工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)本身的內(nèi)在收斂性。基于此，本文擬對(duì)剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素影響的地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的收斂性進(jìn)行分析。具體依次對(duì)情形3的地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行各類收斂性分析，實(shí)證結(jié)果如圖1和表4。

圖1顯示了全國(guó)和東、中、西部地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的σ收斂情況。從各地區(qū)的工業(yè)綠色全要素標(biāo)準(zhǔn)差來看，全國(guó)、東部和西部地區(qū)都出現(xiàn)比較大的波動(dòng)，而中部則波動(dòng)較小。尤其是在2005年，全國(guó)、東部和西部出現(xiàn)比較大的波動(dòng)。以2001年為界，1994～2001年全國(guó)表現(xiàn)出收斂的趨勢(shì)，但從2001年以后則波動(dòng)比較劇烈。東部地區(qū)在2004年之前表現(xiàn)出先發(fā)散后收斂的趨勢(shì)，除去2005年極值的影響之后又出現(xiàn)收斂特征。中部綠色全要素生產(chǎn)率波動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差不大，沒有明顯的發(fā)散和收斂的特征。在1994～2001年期間，西部地區(qū)出現(xiàn)收斂的趨勢(shì)，但之后全要素生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)差波動(dòng)較大，直到2005年以后才又出現(xiàn)收斂的趨勢(shì)。

圖1　全國(guó)和東、中、西部工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差

表4　絕對(duì)收斂和條件收斂分析結(jié)果

表4描述了絕對(duì)β收斂和條件β收斂的分析結(jié)果。從表4中可以看出全國(guó)及三大地區(qū)工業(yè)全要素生產(chǎn)率都表現(xiàn)出絕對(duì)收斂的趨勢(shì)，而且全國(guó)及三大地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均出現(xiàn)條件β收斂的現(xiàn)象，且各地區(qū)的估計(jì)系數(shù)均在1%水平顯著，表明東、中、西部地區(qū)中的各省份都朝著自己的穩(wěn)態(tài)水平趨近。

五、研究結(jié)論和啟示

本文首先將地區(qū)工業(yè)中的二氧化硫和工業(yè)COD作為非合意產(chǎn)出因素，運(yùn)用方向性距離函數(shù)方法，測(cè)算了地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，然后運(yùn)用三階段DEA模型，獲得了地區(qū)發(fā)展不平衡因素對(duì)地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率及其分解成分的影響。測(cè)度結(jié)果表明，和傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率相比，考慮污染排放的工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率相對(duì)更低，說明傳統(tǒng)不考率環(huán)境因素的工業(yè)經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率被高估。此外，當(dāng)剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素影響后，我們發(fā)現(xiàn)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在不同地區(qū)均發(fā)生了不同程度下降，這從另一個(gè)側(cè)面證明，地區(qū)發(fā)展不平衡因素確實(shí)會(huì)促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。從全要素生產(chǎn)率變化的構(gòu)成來看，無論基于哪一種情形，其增長(zhǎng)均主要來自于技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)效率變化對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)并不明顯，尤其是剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素影響后發(fā)現(xiàn)，中部和西部地區(qū)的技術(shù)效率竟然出現(xiàn)了下降，這也從側(cè)面說明，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展越不平衡，越容易出現(xiàn)“追趕效應(yīng)”。本文的研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，地區(qū)發(fā)展不平衡會(huì)促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步，或者說地區(qū)工業(yè)相對(duì)越落后，其綠色技術(shù)進(jìn)步的潛力也越大。進(jìn)一步的收斂性分析也表明，剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素影響后的綠色全要素生產(chǎn)率，在全國(guó)三大地區(qū)均表現(xiàn)出絕對(duì)收斂的趨勢(shì)，這與其他學(xué)者認(rèn)為西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率不存在收斂的研究結(jié)論相互矛盾，而這一矛盾的結(jié)果恰恰說明，地區(qū)發(fā)展越不平衡，綠色全要素生產(chǎn)率越不易出現(xiàn)收斂特征。

基于此，我們認(rèn)為，地區(qū)發(fā)展不平衡因素確實(shí)在一定意義上促進(jìn)地區(qū)出現(xiàn)“追趕效應(yīng)”和綠色技術(shù)進(jìn)步，帶來工業(yè)經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的總量增長(zhǎng)，然而，這種增長(zhǎng)是以地區(qū)差距越來越大為代價(jià)的，顯然是不可持續(xù)的，這可以從剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素的西部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率絕對(duì)收斂這一研究結(jié)果得到證實(shí)。而且，無論剔除地區(qū)發(fā)展不平衡因素與否，中國(guó)各個(gè)地區(qū)均出現(xiàn)條件收斂的研究結(jié)論也表明，無論是否存在地區(qū)差距，每個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)在發(fā)展都有趨于自身穩(wěn)態(tài)的趨勢(shì)。但是也應(yīng)當(dāng)看到，條件收斂不僅不意味著地區(qū)差距消除，反倒是意味著差距進(jìn)一步趨于“穩(wěn)定”，因?yàn)榈貐^(qū)經(jīng)濟(jì)只有絕對(duì)收斂才能縮小地區(qū)差距，從這個(gè)意義上看，地區(qū)發(fā)展不平衡確實(shí)會(huì)對(duì)中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生潛在的不利影響。

由于綠色全要素生產(chǎn)率是在傳統(tǒng)投入產(chǎn)出效率基礎(chǔ)上施加了環(huán)境約束，落后地區(qū)如若具有相對(duì)更高的綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，意味著其不僅具有較高的傳統(tǒng)投入產(chǎn)出效率，而且也必然在踐行節(jié)能減排的工業(yè)增長(zhǎng)模式。地區(qū)發(fā)展不平衡易于產(chǎn)生“追趕效應(yīng)”，會(huì)帶來技術(shù)效率的提升從而帶動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，這說明“追趕效應(yīng)”能夠縮小地區(qū)間差距。盡管如此，如果這種“追趕效應(yīng)”不具有絕對(duì)收斂的長(zhǎng)期性質(zhì)，則地區(qū)發(fā)展不平衡因素所導(dǎo)致的綠色全要素生產(chǎn)率提升只會(huì)在短時(shí)期內(nèi)掩蓋地區(qū)間差距；而從長(zhǎng)期來看，如果放任地區(qū)不平衡發(fā)展模式，并以此形成地區(qū)工業(yè)增長(zhǎng)的路徑依賴，則地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的差距將會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大，不發(fā)達(dá)地區(qū)將會(huì)被進(jìn)一步鎖定在高污染和高耗能增長(zhǎng)模式的“穩(wěn)態(tài)”，而這并不利于工業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)。

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責(zé)任編輯：黎貴才

作者簡(jiǎn)介：張純洪（1978－），女，吉林九臺(tái)人，吉林大學(xué)商學(xué)院副教授，管理學(xué)博士，主要從事環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新研究；劉海英（1972－），男，吉林松原人，吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心教授，博士生導(dǎo)師，主要從事可持續(xù)發(fā)展研究。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71373101）；國(guó)家社科基金項(xiàng)目（12CJL057）；教育部重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目（13JJD790010）；吉林省高校優(yōu)秀青年科研人才“春苗培育計(jì)劃（科學(xué)前沿2012QY093）”

收稿日期：2014－06－03

中圖分類號(hào)：F404.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005－2674（2014）09－039－07