徐 曄，胡志芳

(江西財經(jīng)大學信息管理學院，江西南昌330032)

0 引言

伴隨著我國工業(yè)經(jīng)濟的迅猛發(fā)展，環(huán)境污染、資源短缺等生態(tài)環(huán)境問題日漸嚴重，并且成為制約我國經(jīng)濟發(fā)展的重要因素.在此背景下，大力發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，促進經(jīng)濟轉型，逐步成為理論界與實踐界的共識.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在起步階段存在技術不成熟的特點，發(fā)展中又不可避免要面臨資源環(huán)境約束.因此，對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的環(huán)境技術效率進行測度并對其影響因素進行分析，對提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的競爭力具有重要的意義.

國外研究學者給出了環(huán)境技術效率的定義，并提出了環(huán)境技術效率的幾種測算方法.R.Luenberger等［1］將排放的污染物看作非期望產(chǎn)出，采用方向性距離函數(shù)(SBM)和數(shù)據(jù)包絡分析(DEA)方法對環(huán)境技術效率進行了測度.S.Reinhard等［2］指出數(shù)據(jù)包絡分析與隨機前沿分析是最常用的測算環(huán)境技術效率的方法.R.Fare等［3］利用方向性距離函數(shù)測度了1985—1998年美國燃煤發(fā)電企業(yè)污染排放物的影子價格，發(fā)現(xiàn)了發(fā)電企業(yè)SO2的排放與NOx的排放存在相互替代的關系.在國外學者的研究基礎上，國內學者也對環(huán)境技術效率及其影響因素進行了研究.但國內學者更側重于對環(huán)境技術效率或環(huán)境全要素生產(chǎn)率進行實證分析.胡鞍鋼等［4］以方向性距離函數(shù)構建全要素生產(chǎn)率模型，在考慮環(huán)境因素的情況下對1978—2005年中國省級生產(chǎn)率中的技術效率進行了排名.吳軍等［5-6］采用方向性距離函數(shù)在環(huán)境約束條件下測算了我國各省市環(huán)境技術效率，并分析了全要素生產(chǎn)率指數(shù)的變動狀況及其收斂性.龐瑞芝等［7］利用SBM方向性距離函數(shù)分析了中國工業(yè)企業(yè)的內涵型增長效率.齊亞偉等［8］運用方向性距離函數(shù)和GML指數(shù)測算了中國各省市的環(huán)境效率.石風光［9］采用DEA模型測算了中國各省市的環(huán)境技術效率，同時對各地區(qū)環(huán)境技術效率的隨機收斂性進行了檢驗.

不同的學者從不同的視角對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)做了不同的界定.歸結起來，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)是以高新技術和長遠的發(fā)展?jié)摿榛A，對國家經(jīng)濟具有全局影響和強大的帶動作用的產(chǎn)業(yè).戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)應具備全局性與戰(zhàn)略性，前瞻性與新興性，帶動力強、滲透力高，具有良好的綜合效益和增長潛力，經(jīng)濟增長速度快等特點［10］.當前，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)主要以政策性研究居多，將戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與技術效率相結合開展研究還不多見.

本文將GML指數(shù)和方向性距離函數(shù)相結合，對2009—2012年鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)十大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率進行測度，同時對環(huán)境全要素的變動情況進行分解，最后運用面板Tobit模型對影響鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的因素進行分析.

1 研究方法

環(huán)境技術效率相比于傳統(tǒng)技術效率增加了環(huán)境方面的變量，考慮了生產(chǎn)過程中的污染物排放狀況，反映了投入、產(chǎn)出和排放的污染物之間的關系，體現(xiàn)了實際產(chǎn)出與理想產(chǎn)出之間的差距.因此，首先構造1個生產(chǎn)可能性集，它包含期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出.

假設戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)各行業(yè)投入N種要素，用x=(x1，…，xN)∈RN+代表投入向量，得到M種期望產(chǎn)出，用y=(y1，…，yM)∈RM+表示，以及 J種非期望產(chǎn)出，用 b=(b1，…，bJ)∈RJ+表示，則N種投入要素x所產(chǎn)生的期望產(chǎn)品及非期望產(chǎn)品的組合為

1.1 方向性距離函數(shù)

方向性距離函數(shù)能夠測算出決策單元相對于前沿技術面的距離，能夠解決包含非期望產(chǎn)出的效率評價問題.根據(jù) R.Luenberger等［1］提出的短缺函數(shù)，建立方向性距離函數(shù):

其中g=(gy，-gb)為方向性向量，β為方向性距離函數(shù)，以設定的方向向量為權數(shù)，同時尋找期望產(chǎn)出最大化以及非期望產(chǎn)出最小化，以實現(xiàn)最優(yōu)產(chǎn)出.

1.2 Global Malmquist-Luenberger(GML)指數(shù)模型

采用Malmquist-Luenberger指數(shù)只能測算相鄰期間的環(huán)境全要素生產(chǎn)率，無法觀測環(huán)境生產(chǎn)率的長期變動情況，而且可能會導致方向性距離函數(shù)線性規(guī)劃無解.而基于全局生產(chǎn)技術集構建的Global Malmquist-Luenberger指數(shù)，既能分析環(huán)境全要素生產(chǎn)率的長期變動情況又能有效避免線性規(guī)劃無解的問題，同時還能避免“技術倒退”現(xiàn)象的發(fā)生.因此，本文依照文獻［11］，在不變規(guī)模報酬約束下將環(huán)境全要素生產(chǎn)率分解為技術進步和效率改進2個部分:

技術進步指數(shù)(E)衡量了生產(chǎn)技術的變化程度，效率改進指數(shù)(B)衡量了效率的變化程度.G、E和B大于1(小于1)分別表示全局全要素生產(chǎn)率增長(下降)、技術進步(倒退)和效率改善(倒退).S→(x，y，b;g)=1+D→(x，y，b;g)，D→G0(xt，yt，bt，gt)=max{β:(yt，bt)+ βgt∈pG(xt)}是全局方向性距離函數(shù).

為了對Global Malmquist-Luenberger指數(shù)進行測算和分解，在規(guī)模報酬可變和不可變的情況下，采用線性規(guī)劃方法分別計算4個方向性距離函數(shù).在觀測值方面，全局方向性距離函數(shù)和當期方向性距離函數(shù)一樣，使用t或t+1期的觀測值，不同于當期方向性距離函數(shù)使用t或t+1期的生產(chǎn)前沿面，全局方向性距離函數(shù)利用整個時間段的生產(chǎn)函數(shù)，因此，t期的全局方向性距離函數(shù)求解模型如下:

2 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的實證分析

2.1 數(shù)據(jù)的選取與處理

本文選取了鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)2009—2012年十大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)對鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境效率進行測度.數(shù)據(jù)來源于《江西省統(tǒng)計年鑒》以及江西省工業(yè)與信息部發(fā)布的鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)十大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營情況.假定戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過程中有3種投入變量:資本投入、勞動投入和技術投入，其中，資本投入采用各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值表示，折算成以2000年為基期的不變價格;勞動投入選取各行業(yè)從業(yè)人數(shù)總和進行表示;技術投入選取各行業(yè)R＆D經(jīng)費內部支出進行表示，折算成以2000年為基期的不變價格.產(chǎn)出包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，其中期望產(chǎn)出變量包括產(chǎn)出增長和技術增長.產(chǎn)出增長以各行業(yè)總產(chǎn)值表示，折算成以2000年為基期的不變價格;技術增長以各產(chǎn)業(yè)擁有發(fā)明專利數(shù)表示［12］.非期望產(chǎn)出變量為環(huán)境污染變量，采用各產(chǎn)業(yè)工業(yè)SO2排放量表示［13］.

2.2 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率測度結果

利用2009—2012年的投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)，求解線性規(guī)劃模型，算出方向性距離矩陣函數(shù)值，然后算出鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)十大戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)每年的環(huán)境技術效率值，計算結果如表1所示.

由表1可知，鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)十大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的均值從2009年的0.68緩慢上升到2011年的0.75，再下降到2012年的0.73，呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，但是總體有所上升.環(huán)境技術效率逐漸上升，說明鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)對資源的利用率越來越高，各產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境越來越協(xié)調.

鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的環(huán)境技術效率總體水平較低，產(chǎn)業(yè)之間的環(huán)境技術效率差異較大，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與社會環(huán)境保護處于失衡狀態(tài)，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)仍處于粗放式發(fā)展階段，環(huán)境技術效率有很大地提高空間，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與環(huán)境和諧發(fā)展的潛力較大.這與鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)處于發(fā)展初期，技術發(fā)展不成熟，主要依靠資源消耗增加產(chǎn)能的發(fā)展現(xiàn)狀相符.

表1 十大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的環(huán)境技術效率(ETE)

2.3 環(huán)境技術效率指數(shù)的變動及其分解

根據(jù)所得環(huán)境技術效率結果，利用G指數(shù)，在考慮和不考慮非期望產(chǎn)出弱可處置的情況下，對2009—2012年鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率進行測算和分解，將G指數(shù)分解為技術進步指數(shù)(E)和效率改進指數(shù)(B).具體結果如表2所示.

表2 各產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率指數(shù)的變動及其分解

表2中的G指數(shù)、技術進步指數(shù)和效率改進指數(shù)實際上為各產(chǎn)業(yè)在2009—2012年間的累積變化值，體現(xiàn)了鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上述3個指標的累積變化狀況.

由表2可知，在考慮非期望產(chǎn)出的情況下，2009—2012年間各戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率均有所提高，整個地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率總體上呈現(xiàn)上升的趨勢.在非期望產(chǎn)出弱可處置的情況下，鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境生產(chǎn)率增長了25.4%.技術進步率增長了18.1%，效率改進程度增長了8%，因此，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境生產(chǎn)率的增長主要源于技術進步.當非期望產(chǎn)出是自由或強可處置性時，平均環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)為1.440，比考慮非期望產(chǎn)出的情況高出0.186，所有產(chǎn)業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率都有顯著的上升，這表明不考慮環(huán)境規(guī)制時明顯高估了全要素生產(chǎn)率的增長.各產(chǎn)業(yè)的平均技術進步率為1.162，比環(huán)境約束下的技術進步率低0.019，效率改進程度為1.272，比環(huán)境約束下的效率改進程度高0.192.當非期望產(chǎn)出是自由或者弱可處置時，各產(chǎn)業(yè)的技術進步程度被低估，而效率改進程度被高估.說明在未考慮非期望產(chǎn)出弱可處置的情況下，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)將主要精力和資源放在對環(huán)境污染的治理上而忽視了生產(chǎn)技術的提高.

3 環(huán)境技術效率的影響因素分析

在測算鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的基礎上，為明晰戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的影響因素;本文進一步對影響因素進行實證分析.

3.1 影響因素指標的選取

綜合考慮戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率影響因素，選取以下指標進行實證分析:戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出(GDP)、外商直接投資(FDI)、技術創(chuàng)新(R＆D)、環(huán)境管制力度(SO2)、規(guī)模效應(Scale).其中產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出采用各產(chǎn)業(yè)的工業(yè)增加值來衡量，外商直接投資采用各產(chǎn)業(yè)外商直接投資來表示，技術創(chuàng)新采用各產(chǎn)業(yè)R＆D內部總支出來衡量，環(huán)境管制力度采用各產(chǎn)業(yè)SO2排放量占工業(yè)SO2排放量的比重來衡量，規(guī)模效應用各產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)凈值來表示.所用數(shù)據(jù)根據(jù)2009—2012年《江西省統(tǒng)計年鑒》以及江西省工業(yè)與信息部發(fā)布的鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)十大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營情況整理而得到.

3.2 環(huán)境技術效率影響因素的面板Tobit回歸分析

由于環(huán)境技術效率值是介于0和1之間的值，所以解釋變量是一種受限變量，因此選擇Tobit模型對鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的影響因素進行回歸，回歸方程如下:

其中，i=1，2，3，…，10，t=1，2，3，4(2009 年為第 1年，2010 年為第 2 年，依此類推);Eit、Git、Fit、Kit、Rit以及Sit分別表示產(chǎn)業(yè)i在時間t的環(huán)境技術效率值、產(chǎn)出、外商直接投資、固定資產(chǎn)投資、技術創(chuàng)新以及環(huán)境管制力度;εit表示方程的隨機誤差項;C表示方程的待定常數(shù)項.本文采用軟件Stata12進行回歸分析，結果如表3所示.

表3 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率影響因素Tobit回歸結果

本文運用Hausman檢驗方法檢驗，結果發(fā)現(xiàn)模型拒絕了原假設.這說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)適合固定效應模型(FE).

根據(jù)Tobit模型回歸結果可以看出，技術創(chuàng)新的估計值大于0，說明技術創(chuàng)新能夠促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的提高，這與實際相吻合.創(chuàng)新生產(chǎn)技術可以提高要素的利用率，增加戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)期望產(chǎn)出，減少非期望產(chǎn)出，從而提高環(huán)境技術效率.

外商直接投資的估計值大于0，說明提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的外商直接投資會提高環(huán)境技術效率.外商直接投資的增加使企業(yè)有更多的資本和機會引進國內外先進技術，提高資源利用率，增加企業(yè)的產(chǎn)出，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，從而提高環(huán)境技術效率.

環(huán)境管制力度的估計值小于0，說明環(huán)境管制越嚴厲，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率水平越高.政府加大環(huán)境管制力度將有效督促企業(yè)減少污染物的排放，提高居民的環(huán)境保護意識，使政府、企業(yè)和民眾都投身到環(huán)境的保護和監(jiān)管中去，提高環(huán)境質量.

規(guī)模效應(固定資產(chǎn)投資)的估計值大于0，說明規(guī)模效應對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的提高具有促進作用.由于規(guī)模大的企業(yè)相對于小企業(yè)而言生產(chǎn)技術更成熟，生產(chǎn)效率更高，技術更新速度更快，對資源的利用率更高，所以其環(huán)境技術效率水平相對較高.

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的估計值小于0，說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出對環(huán)境技術效率有負作用.產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出越高，伴隨的污染物的排放也越大，環(huán)境技術效率越低.

4 結語

本文運用方向性距離函數(shù)和GML指數(shù)系統(tǒng)地評價了2009—2012年鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)十大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的環(huán)境技術效率，測算和分解了十大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境全要素的變動狀況，將環(huán)境全要素生產(chǎn)率分解為技術進步和效率改進2個方面，并與未考慮非期望產(chǎn)出的環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動狀況進行了對比.最后分析了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率的影響因素，得出的主要結論如下:

(i)鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率整體水平偏低，各產(chǎn)業(yè)之間的環(huán)境技術效率差異較大，說明鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)對資源的利用率較低，產(chǎn)業(yè)之間發(fā)展不協(xié)調.環(huán)境技術效率在2009—2012年表現(xiàn)為先上升再下降的狀態(tài)，但是總體有所上升，說明鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調程度越來越好.

(ii)環(huán)境全要素的增長源于技術進步和效率改進，但是技術進步起主要作用.不考慮非期望產(chǎn)出時，環(huán)境全要素的增長高于考慮非期望產(chǎn)出時的環(huán)境全要素增長.這說明不考慮非期望產(chǎn)出會夸大環(huán)境技術效率的增長.

(iii)技術創(chuàng)新能夠促進環(huán)境技術效率的提高;外商直接投資對技術效率有促進作用;規(guī)模效應對環(huán)境技術效率有正效應;環(huán)境管制力度越大，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率越高;戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出對于環(huán)境技術效率有負作用，但是影響不顯著.

［1］ Luenberger R，Maxfield R.Computing economic equilibria using benefit and surplus function［J］.Computational Economics，1995，8(1):47-64.

［2］Reinhard S，Lovell C，ThijssenA K.Environmental efficiency withmultiple environmentally detrimental variables:Estimated with SAF and DEA［J］.European Journal of Operational Research，2000，121(2):287-303.

［3］Fare R，Grosskopf S，CarlA P J，et al.Substitutability among undesirable outputs［J］.Applied Economics，2012，44(1):39-47.

［4］胡鞍鋼，鄭京海，高宇寧，張寧，許海萍.考慮環(huán)境因素的省級技術效率排名(1999—2005)［J］.經(jīng)濟學(季刊)，2008(3):933-960.

［5］吳軍.環(huán)境約束下中國地區(qū)工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長及收斂分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2009(11):17-27.

［6］王兵，吳延瑞，顏鵬飛.中國區(qū)域環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長［J］.經(jīng)濟研究，2010(5):95-109.

［7］龐瑞芝，李鵬.中國工業(yè)增長模式轉型績效研究:基于1998-2009年省際工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證考察［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2011(9):34-46.

［8］齊亞偉，陶長琪.我國區(qū)域環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的測度與分解［J］.上海經(jīng)濟研究，2012(10):3-13.

［9］石風光.中國地區(qū)環(huán)境技術效率的測算及隨機收斂性檢驗［J］.系統(tǒng)工程，2013(1):61-67.

［10］李金華.中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的若干思辨［J］.財經(jīng)問題研究，2011(5):4-10.

［11］Oh D H.A Global Malmquist-Luenberger productivity index［J］.Journal of ProductivityAnalysis，2010，34(3):183-197.

［12］徐曄，周才華.我國生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)環(huán)境技術效率測度區(qū)域比較研究［J］.江西財經(jīng)大學學報，2013(5):24-34.

［13］徐曄.中國制造業(yè)環(huán)境技術效率的測度及其影響因素研究［J］.東岳論叢，2012(11):128-135.