中國工業環境技術效率的空間收斂分析

汪 成，高紅貴

（中南財經政法大學 經濟學院，武漢 430073）

0 引言

目前，我國正處于加快推進城鎮化建設構建生態文明社會的關鍵時期，工業環境技術效率的提高，對提高區域經濟增長質量，推進生態文明建設具有重要的意義。公眾對環境污染的關注度越來越高，中國政府部門也充分認識到了經濟增長與環境保護之間問題的復雜性，提出了“兩型社會”、“美麗中國”等發展理念。2015年全國兩會也明確提出要加強節能減排，鐵腕治理環境。結合當前國內經濟社會發展的形勢，把工業環境技術效率研究納入區域經濟增長分析框架內尤為重要。Ramsey（1928）在新古典經濟學框架下對區域經濟如何實現均衡增長的研究中提出了“收斂”的概念，認為長期的經濟增長會趨同。20世紀90年代以后，新古典經濟增長理論的研究者提出了α收斂，β收斂，條件β收斂等概念。最近，雖然有極少數學者將空間因素引入我國工業環境技術效率的研究中，但都集中在傳統的截面模型中加入空間效應，沒有采用空間面板模型來分析，或者只是分析其空間分布狀況，基于以上兩點不足，本文嘗試以提高環境技術效率的角度，從宏觀的城鎮化發展戰略、產業結構調整和對外開放度到企業的節能減排，構建一個分析框架，對中國工業環境技術效率采用空間面板收斂模型檢驗各省域環境技術效率的收斂特征。

1 研究方法與數據

1.1 超效率DEA模型

為了防止采用傳統DEA模型的測算偏差，打破了傳統的效率評估瓶頸，因此本文選擇超效率DEA模型來測算環境技術效率。

式（1）中θ表示決策單元的效率值；x，y分別表示輸入和輸出變量；λ表示有效DMU中的組合比例，且 ∑λ＞1、∑λ=1、∑λ＜1分別表示規模效益遞減、不變和遞增；S-，S+均為松弛變量，分別為輸入超量和輸出虧量。當θ＜1時，如果S-≠0和S+≠0中至少一個滿足，則表明決策單元無效，需改進。當θ≥1，且S-≠0和S+≠0同時滿足，說明該決策單元的投入產出水平達到效率最佳。

1.2 β收斂面板模型

β收斂分析運用到經濟領域很重要的一個概念，其核心思想是基于新古典經濟增長理論的趨同假說，在經濟增長研究的范圍內，隨著時間的推移將會出現β收斂。借鑒其他學者的研究思路，若用省域環境技術效率水平代替經典方差中的人均GDP指標并進行簡化，則可以對區域環境技術效率收斂性進行檢驗，本文采用如下的面板收斂模型

式（2）中，[ln(yi，t+T/yi，t)]/T 表示地區i在時期T內城鎮化水平，產業結構水平、對外開放度以及使用外資水平隨時間的變化率，本文以T=1年作為分析區間。ln(yi，t)表示第t期i地區環境技術效率的對數值。研究中若β顯著小于0，則存在收斂，若β大于0，則不存在收斂。在上面的收斂模型中加入一些對環境技術水平變化率有影響的變量，考察在加入這些控制變量后是否存在收斂的模型為條件β收斂模，模型形式如下：

式（3）為面板條件收斂模型。其中X為控制變量，若β顯著小于0，則存在條件β收斂，若β大于0，則不存在條件β收斂。另外如果系數δ顯著為正，說明所考察的控制變量對效率值變化有正的影響，反之則為負的影響。

1.3 β收斂的空間面板模型

上述β收斂分析是基于傳統的計量方法進行測算的，本文還將在空間分析框架下進行收斂檢驗。引入空間自回歸模型（SEM）和空間誤差模型（SLM）進行收斂分析，空間面板自回歸和空間面板誤差收斂模型分別如下：

其中ρ、λ分別為空間自回歸系數和空間誤差系數，W為空間權重矩陣，如果在上式中加入控制變量，對應的模型即為條件收斂模型。模型形式如下：

1.4 指標的選取與數據來源

（1）區域工業環境技術效率測算的研究指標和數據選取要遵循是以最小的環境污染程度和最少的資源投入獲得最大效益的原則，這與超效率DEA模型對投入和產出的指標的要求一致。主要選取了工業從業人員年平均人數、終端能源消耗量、固定資產凈值、工業廢氣治理設施數為投入指標，工業二氧化硫為“壞”產出指標，工業總產值為“好”的產出指標。在數據選取方面充分考慮了指標與數據的匹配性。（2）在實證分析中，本文以1998～2011年為分析區間，中國30個省、自治區、直轄市為分析單位，數據來源以《中國統計年鑒》的數據為準，有些缺失的數據通過《新中國60年統計資料匯編》上的數據進行收集。根據當前我國城鎮化發展水平和經濟社會發展對環境技術效率影響的主要因素，將區域工業環境技術效率作為被解釋變量，以各區域工業環境技術效率的空間集聚的相關變量作為引入的控制變量，經濟活動對環境技術效率的空間集聚的影響主要是產業結構和人口的空間集聚，用城市化率和產業結構來反映。各區域環境技術效率的空間溢出的影響主要是用區域經濟貿易的開放程度和區域實際利用外資水平來反映。

2 省域環境技術效率的測算結果

表1 2000年和2010年省域環境技術效率值

基于超效率DEA模型計算得到中國30個省份（不包括西藏）1998～2011年環境技術效率值。從表1測算結果中可以看出，我國地區環境技術效率存在發展不平衡，整體上看，全國區域的環境技術效率有所提高，東部、中部、西部發展不平衡，由于篇幅有限，本文只給出2000年和2010年的工業環境技術效率值。

3 實證分析

3.1 絕對收斂分析

本文通過普通面板和空間面板的收斂模型對省域工業環境技術效率進行收斂檢驗，普通面板模型需要采用Hausman檢驗對其固定效應和隨機效應進行檢驗，在空間面板模型的空間收斂性檢驗過程中，由于分析了全國30個省域地區的數據，借用于永澤（2013）的研究方法，僅采用固定效應模型來分析空間收斂性。在絕對收斂模型中不引入控制變量進行分析。從表2中模型的收斂結果來看，模型之間收斂結果的差異性不大，在得到的結果的正負關系上也并沒有出現太大的差異。由此可以看出，所選擇的模型比較適應問題的分析。同時由模型中的系數的正負關系可以判斷地區工業環境技術效率存在絕對收斂。模型中的空間滯后系數和空間誤差系數高度顯著，說明本文在普通面板的基礎上引入空間要素是有必要的。

表2 環境技術效率的絕對β收斂結果

3.2 條件收斂分析

根據上面的分析可以看出，省域環境技術效率存在絕對收斂趨勢，但收斂速度，收斂趨勢變化還不夠明顯，下面對環境技術效率的條件β收斂進行檢驗，分析哪些因素影響對我國環境技術效率變動以及收斂有影響。

表3 環境技術效率條件β收斂結果

采用Anselin等（2004）的判斷規則，自然對數函數值、綜合擬合優度檢驗對工業環境技術效率水平的收斂結果進行分析。

從表3整體結果上看，（1）各個面板模型的估計結果的穩健性較強，正負關系和顯著性水平表現出來的差異不太大，在一定程度上體現出模型的運用較為恰當。（2）從具體的估計結果來看，在考慮了空間因素后，面板整體的分析結果更為客觀，表現為R2更大。由此可以說明考慮了空間因素后，來擬合環境技術效率的收斂特征擬合的效果更好。從空間滯后模型和空間誤差模型的高度顯著性也可以看出，研究我國工業環境技術效率時空布局應該考慮空間效應。（3）在絕對β收斂模型中加入四個影響工業環境技術效率水平的變量后，工業環境技術效率水平都是收斂的，說明我國工業環境技術效率存著條件β收斂。當控制了這些變量之后，β系數由-0.1267變到-0.5387，收斂速度提高4倍多。

4 結論及政策建議

本文基于環境技術效率提升的視角，采用空間面板收斂模型對對中國工業環境技術效率水平進行收斂檢驗，主要結論如下：（1）空間自回歸系數和空間滯后系數都顯著為正，表明工業環境技術水平在地區間具有顯著的正向空間影響，存在外生沖擊傳遞效應和空間示范效應。空間面板的擬合效果優于普通面板，說明在對我國工業環境技術效率進行收斂檢驗時，不能忽視空間要素，采用普通面板模型進行估計可能結果有一定的偏差。（2）結果表明城鎮化水平、對外貿易程度、對外開放度和產業結構對地區環境技術效率存在不同的顯著影響。在普通面板模型的影響因素分析中，城鎮化水平、對外開放度、區域實際利用外資水平和產業結構四種影響因素都通過了10%的顯著水平，在空間面板模型的影響因素分析中，只有城鎮化水平、和產業結構兩種影響因素通過了10%的顯著水平。

政策建議如下：（1）采取宏觀的環境政策來協調省域工業環境技術效率的均衡發展。如政府應提高經濟欠發達地區的城鎮化水平，對外開放度，優化產業結構，促進科技創新等。（2）充分重視工業環境技術效率的空間效應，促進東部地區與中西部地區進行技術創新和交流，加強區域政策的協調發展。促進地區的工業環境技術的擴散和溢出。（3）工業環境高技術水平存在“馬太效應”以及非收斂的趨勢，應加強資本、工業環境技術創新立項的科研活動，積極探索地區環境技術效率提高的潛力，促進地區環境技術效率的協調。

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