區(qū)域市場整合下的中國經(jīng)濟增長模式：基于環(huán)境DEA方法的經(jīng)驗分析

查建平，舒皓羽，簡思夢

(四川大學旅游學院，四川 成都 610064)

區(qū)域市場整合下的中國經(jīng)濟增長模式：基于環(huán)境DEA方法的經(jīng)驗分析

查建平，舒皓羽，簡思夢

(四川大學旅游學院，四川 成都 610064)

本研究以環(huán)境全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻比作為經(jīng)濟增長模式度量指標，對1995—2012年中國經(jīng)濟增長模式的現(xiàn)狀及變化特征進行了分析，并基于區(qū)域市場整合的視角檢驗了經(jīng)濟增長模式的影響因素。結(jié)論表明：1995—2012年經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比經(jīng)歷了“先上升，后下降”的過程，但要素投入、生態(tài)環(huán)境破壞型粗放增長是經(jīng)濟增長的主旋律，東部、中部及西部三大地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動對經(jīng)濟增長貢獻的趨勢有所交叉與重疊，各地區(qū)之間的差距整體上呈現(xiàn)收斂態(tài)勢；區(qū)域市場整合對經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生顯著正向影響，且與對外經(jīng)濟開放形成“替代效應(yīng)”，促進各地區(qū)經(jīng)濟增長模式趨于收斂。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步對經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級起到正向影響，而資本強度、能源強度則起到顯著的負向影響，且經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級具有一定的滯后效應(yīng)。

經(jīng)濟增長模式；區(qū)域市場整合；面板數(shù)據(jù)；動態(tài)模型

1 引言

自改革開放以來，中國歷經(jīng)了年均GDP增長率約合9%以上的快速、平穩(wěn)增長，GDP總量現(xiàn)已位居世界前列。而隨著出口導向型經(jīng)濟受挫、人口紅利衰減以及環(huán)境污染問題的愈發(fā)凸顯，傳統(tǒng)資源消耗高、經(jīng)濟效益低的粗放型經(jīng)濟增長模式已難以為繼[1]，有必要提高經(jīng)濟增長的內(nèi)涵與質(zhì)量，推動經(jīng)濟增長模式的集約化、質(zhì)量化。傳統(tǒng)觀點認為，經(jīng)濟增長唯有兩種來源，即生產(chǎn)率提高與要素積累，據(jù)此可將經(jīng)濟增長模式劃分為以生產(chǎn)率提高為主動力的集約型增長模式與以要素積累為主動力的粗放型增長模式。粗放型增長模式不重視市場需求與資源稟賦條件，片面追求產(chǎn)值與產(chǎn)量，忽略技術(shù)水平、產(chǎn)品質(zhì)量、節(jié)能環(huán)保等方面，而集約型增長模式則以市場需求與經(jīng)濟效益為導向，強調(diào)從結(jié)構(gòu)優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟、科技進步及科學管理中要效益，不斷提高經(jīng)濟質(zhì)量與內(nèi)涵，提升生產(chǎn)效率，因而推進經(jīng)濟增長模式由“產(chǎn)值型、速度型及數(shù)量型”增長向“效益型、結(jié)構(gòu)優(yōu)化型及質(zhì)量型”增長轉(zhuǎn)變，集約型經(jīng)濟增長模式是必然選擇[2]。

關(guān)于中國經(jīng)濟增長模式現(xiàn)狀測度研究方面，多數(shù)學者主要以全要素生產(chǎn)率指標或者經(jīng)濟增長中生產(chǎn)率(要素投入)貢獻比為經(jīng)濟增長模式測度指標[3-5]。亦有學者構(gòu)造了經(jīng)濟增長模式評價指標體系，如集約化指數(shù)構(gòu)造思路[6]、消費主導型指標體系思路[7]，等等。而關(guān)于中國經(jīng)濟增長模式?jīng)Q定因素，相關(guān)研究主要經(jīng)歷了從考察勞動、資本等投入要素對經(jīng)濟增長的貢獻[8-9]到越來越重視考察人力資本、技術(shù)創(chuàng)新等要素對經(jīng)濟增長的貢獻[10-11]，部分學者研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、制度安排及地方政府競爭等因素對經(jīng)濟增長模式的影響[12-13]。此外，亦有學者從信息化、對外貿(mào)易及政府規(guī)模等角度出發(fā)，探討了推進經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型的可能方法[4,14-15]。

上述研究主要存在兩大局限：一是在經(jīng)濟增長模式現(xiàn)狀測度研究中多是以全要素生產(chǎn)率指標或者生產(chǎn)率(要素投入)貢獻比為測度指標，并未將環(huán)境因素納入其中，有悖于經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)涵；二是在經(jīng)濟增長模式?jīng)Q定因素研究中并未考慮區(qū)域市場整合，大量的經(jīng)驗事實與研究表明中國的市場分割狀態(tài)逐步下滑，對內(nèi)開放水平不斷提高，區(qū)域市場整合趨勢明顯，市場分割狀態(tài)所造成各類資源要素配置扭曲亦得到緩解[16-17]。鑒于此，本研究選擇以環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動對經(jīng)濟增長的貢獻作為經(jīng)濟增長模式測度指標，對1995—2012年各省市經(jīng)濟增長模式進行測度研究，并基于區(qū)域市場整合的視角借助面板數(shù)據(jù)估計模型檢驗關(guān)鍵因素對經(jīng)濟增長模式的影響，以期為經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級提供啟示。

2 基于環(huán)境DEA的經(jīng)濟增長模式測度

2.1 經(jīng)濟增長模式測度方法

(1)

式中，生產(chǎn)技術(shù)Tt(xt)作為一個封閉、有界及凸性的產(chǎn)出集，具有零結(jié)合性、期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的聯(lián)合弱可處置性以及投入要素(期望產(chǎn)出)的自由(強)可處置性[18]；zi表示第i受評省區(qū)對應(yīng)觀察值的權(quán)重。

(2)方向性環(huán)境距離函數(shù)與環(huán)境技術(shù)效率。基于上述生產(chǎn)技術(shù)，為了測度期望產(chǎn)出(非期望產(chǎn)出)的最大擴增(縮減)程度，方向性距離函數(shù)構(gòu)建如下：

(2)

(3)方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)與經(jīng)濟增長模式測度指標。依據(jù)潛在產(chǎn)出、實際產(chǎn)出及方向性環(huán)境距離函數(shù)之間的內(nèi)在關(guān)系，方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建如下：

(3)

(4)

(5)

對應(yīng)EIM指標值越大，說明經(jīng)濟增長趨于集約型、質(zhì)量型、生態(tài)型，而若EIM指標值下降，則說明經(jīng)濟增長對要素投入式與環(huán)境污染式增長路徑的依賴加重，經(jīng)濟增長趨向于粗放型、數(shù)量型、污染型。

2.2 投入、產(chǎn)出及污染排放變量說明

本文以1995—2012年29省區(qū)為決策單元(受囿于數(shù)據(jù)完備度，在此西藏、香港、澳門及臺灣等地區(qū)不予考慮，為了保持數(shù)據(jù)連貫性，本文將重慶與四川兩省市數(shù)據(jù)合并)。在具體指標選擇上，本研究以資本存量、勞動、能源及知識資本為投入指標，以地區(qū)生產(chǎn)總值為期望產(chǎn)出指標，以碳排放量為非期望產(chǎn)出指標。在資本存量數(shù)據(jù)方面，本文選擇以永續(xù)盤存法(PerpetualInventoryMethod，PIM)估算出各省區(qū)資本存量，具體計算過程參照張軍的思路[20]。在勞動力數(shù)據(jù)方面，擬選擇以29個省區(qū)年底從業(yè)人員數(shù)作為勞動力投入指標；在能源數(shù)據(jù)方面，依據(jù)能源熱值標準將各個省區(qū)的不同類型能源統(tǒng)一折算成標準煤；在知識資本數(shù)據(jù)方面，參照Gardner和Joutz的思路，本研究以專利授權(quán)數(shù)存量作為知識資本的代理變量，即St=St+(1-d)St-1，St為第t期的知識存量，S為知識流量，以新增專利授權(quán)數(shù)表示，d為知識的折舊率，對應(yīng)賦值為0.15，以1987年專利授予數(shù)作為基期知識資本存量，進而計算得到各省市知識資本存量[21]。

在產(chǎn)出數(shù)據(jù)方面，擬選擇以地區(qū)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出指標，利用GDP平減指數(shù)對生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)進行價格平減，得到1994年不變價格換算的地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)；由于碳排放與各類型污染排放密切相關(guān)，能夠很好地表征人類生產(chǎn)與生活活動對生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)所造成的壓力，故而本研究擬以碳排放量作為非期望產(chǎn)出指標，參照查建平等[22]的折算思路，采用各類型能源消費量、水泥生產(chǎn)量與相應(yīng)碳排放系數(shù)的乘積和的方法計算得到29個省區(qū)的碳排放數(shù)據(jù)。以上折算所需基礎(chǔ)數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》以及《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

3 經(jīng)濟增長模式測度結(jié)果的分析與解讀

依據(jù)已構(gòu)建的經(jīng)濟增長模式度量指標EIM，結(jié)合投入與產(chǎn)出指標數(shù)據(jù)，本研究運用Matlab分析軟件對1995—2012年29個省區(qū)的經(jīng)濟增長模式做出測算與分析。

(1)全國層面上，1995—2012年，環(huán)境全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻比在整體上經(jīng)歷了“先上升，后下滑”的趨勢。經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率的平均貢獻比從1995/1996年的-40.2%上升到2004/2005年的29.6%，而2005年以后，相應(yīng)貢獻比在波動狀態(tài)中逐步下滑，到2009/2010年相應(yīng)貢獻比已下滑至12.93%，經(jīng)濟增長對資本、勞動及資源環(huán)境等要素投入的依賴性逐步增強，而2008年世界金融危機的爆發(fā)更是使得這一貢獻比在急劇波動中下滑，到2011/2012年已下滑至-15.4%，環(huán)境全要素生產(chǎn)率逐步成為阻礙經(jīng)濟增長的桎梏，資源與環(huán)境要素投入成為驅(qū)動中國經(jīng)濟增長的主動力。

(2)區(qū)域?qū)用嫔希?996—2000年(即“九五”計劃期間)除北京、天津、上海、浙江、福建、廣東、海南及青海8省市外，其他省區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻比均值為負數(shù)，對經(jīng)濟增長整體上起到負面影響，但這一負面效應(yīng)呈現(xiàn)縮減態(tài)勢。進入2001—2005年后(即“十五”計劃期間)，除遼寧、湖南、四川、貴州及云南等省區(qū)外，其他省區(qū)經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比均值為正，對經(jīng)濟增長起到促進作用，但除青海、海南兩省份外，多數(shù)省區(qū)相應(yīng)貢獻比均值小于50%，說明在整個“十五”計劃期間經(jīng)濟增長以要素投入、生態(tài)環(huán)境破壞式增長路徑為主。而在“十一五”計劃期間，除北京、天津、遼寧、吉林、福建、江西、廣東、廣西、四川及貴州10省市外，其他省區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率相應(yīng)貢獻比逐步下滑，2008年世界金融危機的爆發(fā)更是使得這一下滑趨勢更為明顯。在跨入2011年以后(即進入“十二五”計劃期間)，幾乎所有省區(qū)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比皆呈現(xiàn)出下滑趨勢，經(jīng)濟增長對資源與環(huán)境要素投入的依賴逐步強化，進一步趨向于粗放型、數(shù)量型及污染型。此外，東部、中部以及西部三大區(qū)域經(jīng)濟增長模式指標的演化趨勢有所交叉與重疊，并未呈現(xiàn)出明顯的階梯性層次差異，經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比具有一定收斂性特征(見圖1)。

圖1 環(huán)境全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長貢獻的區(qū)域分布

4 區(qū)域市場整合下的經(jīng)濟增長模式?jīng)Q定因素分析

4.1 模型設(shè)定與變量選取

新古典增長理論認為，生產(chǎn)率趨同只存在于通過要素流動而聯(lián)系緊密的經(jīng)濟體之間，區(qū)域市場整合有利于地區(qū)企業(yè)之間的合作與交流，引導生產(chǎn)要素與產(chǎn)品按照市場信號配置到邊際產(chǎn)出最高的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，推進信息、知識及技術(shù)的擴散與傳播，促進各地區(qū)的技術(shù)進步及趨同，因而各地區(qū)經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比收斂的現(xiàn)實說明有必要就區(qū)域市場整合對經(jīng)濟增長模式的影響做出分析。相關(guān)研究表明，在全要素生產(chǎn)率的影響因素中區(qū)域市場整合與對外經(jīng)濟開放往往存在“替代效應(yīng)”現(xiàn)象，因而有必要將對外經(jīng)濟開放程度及其與區(qū)域市場整合因素的交互項引入面板數(shù)據(jù)模型[23]。相應(yīng)理論模型表達式構(gòu)建如下：

EIMit=α+χ1MSEGit+χ2OPENit+χ3MSEGit×OPENit+μi+εit

(6)

式中，EIMit表示第i省區(qū)第t年的經(jīng)濟增長模式，即經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比；α為常數(shù)項；MSEGit、OPENit為核心解釋變量，分別表示區(qū)域市場整合與對外經(jīng)濟開放，其中MSEGit以經(jīng)營單位所在地計算而來的各地區(qū)進出口總額與以商品目的地進口額、商品貨源地出口額計算而來的各地區(qū)進出口總額兩套貿(mào)易數(shù)據(jù)之差的絕對值，再除以兩套貿(mào)易數(shù)據(jù)的均值表示[24]，OPENit則通過主成分分析將外資依存度(外商直接投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重)和外貿(mào)依存度(經(jīng)營單位所在地計算而來的進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重)兩個指標進行加權(quán)計算得到[25]；χ1、χ2分別為兩變量對應(yīng)回歸系數(shù)；MSEGit×OPENit為區(qū)域市場整合與對外經(jīng)濟開放的交叉項，若這一交叉項對應(yīng)回歸系數(shù)χ3小于0，則表示區(qū)域市場整合與對外經(jīng)濟開放在對經(jīng)濟增長模式的影響中存在“替代效應(yīng)”，反之則為“互補效應(yīng)”；μi為非觀察個體固定效應(yīng)，以控制各省市經(jīng)濟增長模式特有性質(zhì)；εit為隨機擾動項。同時，為了剔除其他因素對被解釋變量的干擾，參照已有相關(guān)文獻的變量篩選及量化思路[4,26-28]，本研究擬將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ISUit,以各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示)、技術(shù)進步(TPSit，將環(huán)境全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)效率與技術(shù)進步兩部分，進而得到技術(shù)進步指標數(shù)據(jù))、資本強度(CIYit，以各地區(qū)人均資本存量表示)、能源強度(EIYit，以各地區(qū)能源消費總量與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示)納入模型(6)中。此外，引入EIMit的一期滯后項(EIMit-1)，以捕捉經(jīng)濟增長模式的慣性特征，將模型(6)擴展為如下形式的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

EIMit=α+λEIMit-1+χ1MSEGit+χ2OPENit+χ3MSEGit×OPENit+χ4ISUit+χ5TPSit+χ6CIYit+χ7EIYit+μi+εit

(7)

4.2 經(jīng)驗結(jié)果分析

如表1所示，F(xiàn)檢驗與Breusch-PaganLM檢驗說明，選擇面板數(shù)據(jù)估計模型更為合適，Hausman檢驗結(jié)果則在1%的顯著水平上拒絕“隨機效應(yīng)模式與固定效應(yīng)模式系數(shù)無系統(tǒng)性差異”的原假設(shè)，說明應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。而Wooldridge自相關(guān)檢驗和修正的Wald檢驗結(jié)果顯示，靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型存在較為嚴重的自相關(guān)與異方差問題，故進一步采用可行最小廣義二乘法(FGLS)對靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行矯正。表1中模型1、模型2、模型3分別列示了隨機效應(yīng)、固定效應(yīng)及FGLS的估計結(jié)果，其中以FGLS估計結(jié)果為主要說明對象。

MSEGit估計系數(shù)顯著為正，驗證了市場分割所導致的資源配置扭曲對經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比的負面影響，亦說明區(qū)域市場整合度的提升有利于經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級。OPENit在1%的顯著性水平上對經(jīng)濟增長模式產(chǎn)生正向影響，與趙文軍與于津平(2012)的研究結(jié)論較為相似，對外經(jīng)濟開放主要通過國際貿(mào)易與外商直接投資兩個渠道影響到經(jīng)濟增長模式，即通過國際貿(mào)易中的市場競爭效應(yīng)、“干中學”效應(yīng)與外商直接投資中的技術(shù)擴散效應(yīng)、演示模仿效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)聯(lián)效應(yīng)等推動環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比上升[29]。MSEGit×OPENit估計系數(shù)顯著為負，說明區(qū)域市場整合與對外經(jīng)濟開放之間存在“替代效應(yīng)”，在對外經(jīng)濟開放度較高的地區(qū)，區(qū)域市場整合對經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級的影響較小，而在對外經(jīng)濟開放度較低的地區(qū)，區(qū)域市場整合對經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級的影響較大，兩大區(qū)域之間的經(jīng)濟增長模式在區(qū)域市場整合作用下趨于收斂。其可能的原因是，在對外經(jīng)濟開放水平較高地區(qū)，大量的跨國企業(yè)與外商投資企業(yè)所引致的技術(shù)擴散效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)有助于技術(shù)水平提升，且這些地區(qū)往往傾向于通過與國外交流而非國內(nèi)市場開拓實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，故而對外經(jīng)濟開放的影響占主導，區(qū)域市場整合的影響相對較弱，反之，受外部市場交流限制，對外經(jīng)濟開放水平較低地區(qū)則傾向于通過區(qū)域市場整合促進不同地區(qū)之間的要素資源流動，推動知識、信息及技術(shù)的擴散與傳播，以實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，因而對外經(jīng)濟開放水平較低地區(qū)的區(qū)域市場整合影響較強。在控制變量方面，ISUit、TPSit對應(yīng)估計系數(shù)顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中第三產(chǎn)業(yè)比重上升所形成的資源再配置效應(yīng)有助于提升經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率的貢獻比，助推經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級，技術(shù)進步則通過開發(fā)新市場、新產(chǎn)品來創(chuàng)造新的消費需求，仰或改進已有生產(chǎn)方式與技術(shù)聯(lián)系提高生產(chǎn)效率，推動經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級。CIYit、EIYit對應(yīng)估計系數(shù)顯著為負，資本強度提升所帶來的“資源投入沖動”型增長比內(nèi)含技術(shù)進步所激發(fā)的經(jīng)濟增長更強，進而對經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生負面影響，而作為節(jié)能減排能力表征的能源強度上升則說明其經(jīng)濟結(jié)構(gòu)陷入高投入、高污染的粗放模式，反之，其經(jīng)濟結(jié)構(gòu)趨向于生態(tài)化、集約化。

動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果見表1模型4。為了解決被解釋變量的引入所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本研究選擇運用系統(tǒng)GMM估計法對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型做出估計，將EIMit-1、MSEGit、OPENit作為內(nèi)生變量，并將三項內(nèi)生變量的二期及更高期滯后項作為工具變量。各檢驗統(tǒng)計量表明：聯(lián)合顯著性Wald檢驗表明模型整體上非常顯著；Sargan檢驗結(jié)果顯示，不能拒絕所選工具變量為過度識別的原假設(shè)，因此工具變量的選擇是有效的；殘差序列相關(guān)性檢驗表明，無法拒絕不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)，因而模型誤差項沒有序列相關(guān)性。EIMit-1對應(yīng)估計系數(shù)顯著為正，上期經(jīng)濟增長模式對本期經(jīng)濟增長模式形成正向影響，其可能的原因在于經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級過程中相關(guān)宏觀經(jīng)濟因素的調(diào)整存在一定的滯后性，而市場分割狀態(tài)的存在更是對知識、技術(shù)及信息的傳播與擴散形成阻滯。

表1 計量模型估計結(jié)果

注：括號內(nèi)為對應(yīng)標準差，***、**、*分別表示1%、5%及10%的水平顯著。

5 總結(jié)性評論

(1)自1995年以來，經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比經(jīng)歷了“先上升后下降”的過程，但要素投入、生態(tài)環(huán)境破壞式增長是經(jīng)濟增長的主旋律，因而隨著資源與環(huán)境壓力愈發(fā)凸顯，推動經(jīng)濟增長模式向生態(tài)化、集約化轉(zhuǎn)型，具有很大挑戰(zhàn)。在“九五”“十五”計劃期間，多數(shù)省區(qū)經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比較小，部分省區(qū)甚至產(chǎn)生負面阻礙效應(yīng)，但整體而言環(huán)境全要素生產(chǎn)率的貢獻比逐步攀升，而在“十一五”“十二五”計劃期間，多數(shù)省區(qū)呈現(xiàn)逐步下滑態(tài)勢，經(jīng)濟增長對要素投入式與環(huán)境污染式增長路徑的依賴逐步強化。從區(qū)域視角上看，東部、中部及西部三大地區(qū)經(jīng)濟增長模式在整體上呈現(xiàn)收斂態(tài)勢，并未呈現(xiàn)明顯的階梯形層次差異，因而有必要從三大區(qū)域?qū)用嫒胧帧岸嘀行摹⒍鄬哟巍蓖苿咏?jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型工作。

(2)經(jīng)濟增長模式?jīng)Q定因素分析結(jié)果顯示，區(qū)域市場整合與對外經(jīng)濟開放對經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比起到正向影響。同時，區(qū)域市場整合與對外開放之間存在一定的“替代效應(yīng)”，不同的對外開放水平?jīng)Q定了區(qū)域市場整合的正向作用力度。因而，在經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級工作中推動區(qū)域市場整合，進一步提高對外開放水平，具有十分重要的意義。此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步對經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級起到積極促進作用，而資本強度與能源強度則產(chǎn)生顯著的負面影響，這就要求在經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級工作中應(yīng)以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級為契機，推動技術(shù)進步，調(diào)節(jié)資本投入向中高端產(chǎn)業(yè)流向，強化節(jié)能減排工作。經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級具有一定的滯后效應(yīng)，上一期經(jīng)濟增長中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻比對當期貢獻比具有正向影響，因而，有必要強調(diào)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型政策工具的靈活性，縮短政策工具效力發(fā)揮的時滯性，強化區(qū)域市場整合，推動知識、技術(shù)及信息的傳播與擴散。

[1]衛(wèi)興華，侯為民.中國經(jīng)濟增長方式的選擇與轉(zhuǎn)換途徑[J].經(jīng)濟研究，2007(7):15-22.

[2]吳敬璉.中國增長模式抉擇[M].上海：上海遠東出版社，2005.

[3]林毅夫，蘇劍.論我國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)換[J].管理世界，2007(11):5-13.

[4]杜傳忠，曹艷喬.中國經(jīng)濟增長方式的實證分析——基于28個省市1990—2007年的面板數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟科學，2010(2):29-41.

[5]鄭京海，胡鞍鋼，Arne Bigsten.中國的經(jīng)濟增長能否持續(xù)?——一個生產(chǎn)率視角[J].經(jīng)濟學:季刊，2008， 7(3):118-118.

[6]肖紅葉，李臘生.我國經(jīng)濟增長質(zhì)量的實證分析[J].統(tǒng)計研究，1998(4):8-14.

[7]毛中根，孫豪.中國省域經(jīng)濟增長模式評價:基于消費主導型指標體系的分析[J].統(tǒng)計研究，2015， 32(9):68-75.

[8]蔡晳，王德文.中國經(jīng)濟增長可持續(xù)性與勞動貢獻[J].經(jīng)濟研究，1999(10):62-68.

[9]張軍.資本形成、工業(yè)化與經(jīng)濟增長:中國的轉(zhuǎn)軌特征[J].經(jīng)濟研究，2002(6):3-13.

[10]胡永遠.人力資本與經(jīng)濟增長:一個實證分析[J].經(jīng)濟科學，2003，25(01):88-90.

[11]劉偉，張輝.中國經(jīng)濟增長中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進步[J].經(jīng)濟研究，2008(11):4-15.

[12]劉國光，李京文.中國經(jīng)濟大轉(zhuǎn)變：經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的綜合研究[M].廣州：廣東人民出版社，2001.

[13]吳振球，王建軍.地方政府競爭與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變:1998—2010：基于中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].經(jīng)濟學家，2013(1):38-47.

[14]徐輝，余森平，邱淑芳.信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的倍增效應(yīng)[J].上海企業(yè)， 2003(4):10-12.

[15]郭熙保，羅知.外資特征對中國經(jīng)濟增長的影響[J].經(jīng)濟研究，2009(5):52-65.

[16]YOUNG A.The Razor’s edge：distortions and incremental reform in the people’s republic of China[J].Quarterly journal of economics，2000，115(4):1091-1135.

[17]陳敏，桂琦寒，陸銘,等.中國經(jīng)濟增長如何持續(xù)發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)?——經(jīng)濟開放與國內(nèi)商品市場分割的實證研究[J].經(jīng)濟學:季刊，2008(1):125-150.

[19]CHUNG Y H，F(xiàn)RE R，GROSSKOPF S.Productivity and undesirable outputs：a directional distance function approach[J].Microeconomics，1995，51(3):229-240.

[20]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算:1952—2000[J].經(jīng)濟研究，2004(10):35-44.

[21]GARDNER T A，JOUTZ F L.Economic growth，energy prices and technological innovation[J].Southern economic journal，1996，62(3):653-666.

[22]查建平，唐方方，別念民.結(jié)構(gòu)性調(diào)整能否改善碳排放績效?——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012(11):18-33.

[23]黃玖立，李坤望，曉鷗.出口開放、地區(qū)市場規(guī)模和經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究，2006(6):27-38.

[24]徐振輝.中國地區(qū)和省級對外貿(mào)易差異的經(jīng)濟分析[M].北京：人民出版社，2006.

[25]汪鋒，張宗益，康繼軍.企業(yè)市場化、對外開放與中國經(jīng)濟增長條件收斂[J].世界經(jīng)濟，2006(6):48-60.

[26]呂鐵，周叔蓮.中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變[J].管理世界，1999(1):113-125.

[27]康志勇.出口與全要素生產(chǎn)率——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟研究,2009(12):50-57.

[28]涂正革.環(huán)境、資源與工業(yè)增長的協(xié)調(diào)性[J].經(jīng)濟研究，2008(2):93-105.

[29]趙文軍，于津平.貿(mào)易開放、FDI與中國工業(yè)經(jīng)濟增長方式——基于30個工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2012(8):18-31.

(責任編輯 沈蓉)

China’s Economic Growth Pattern Under RegionalMarket Integration Based on Environmental DEA

Zha Jianping，Shu Haoyu，Jian Simeng

(College of Tourism，Sichuan University，Chengdu 610064，China)

Taking the contribution of environmental total factor productivity as the index of the economic growth pattern，and based on nonparameter DEA-Malmquist index methods，the paper investigated status quo and characteristics of the economic growth pattern of China from 1995 to 2012.At the same time，it examined the factors of economic growth pattern from the perspective of regional market integration.The results show that the contribution ratio of ETFP experiences a process of “first increasing and then decreasing”，but economic growth is closely along with factor inputs and ecological damage.The trend of contribution ratio of ETFP has cross and overlap in eastern，central and western China，and the overall trend of three regions converges.About the determinants of economic growth patterns，regional market integration and economic opening have significantly positive effects on the transformation and upgrading of economic growth pattern.And there is a substitution relationship between regional market integration and economic opening.Industrial structure and technological progress has played a positive impact on economic growth pattern，while capital intensity and energy intensity play significant negative impact.And the transformation and upgrading of economic growth pattern has lag effect.

Economic growth pattern；Regional market integration；Panel data；Dynamic model

2016-07-07

查建平(1986-)，男，安徽安慶人，管理學博士，旅游管理學博士后，四川大學旅游學院副教授；研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、旅游經(jīng)濟管理及能源經(jīng)濟。

F124

A