王志平 陶長琪 沈鵬熠
1文獻綜述
20世紀50、60年代,發(fā)達國家發(fā)生多起重大環(huán)境污染事件,政府開始引導開發(fā)解決環(huán)境污染問題的技術。相關技術逐步經(jīng)歷了無廢工藝、清潔生產(chǎn)、污染預防等概念演化。1994年,布郎(E·Brawn)和韋爾德(D·Weld)提出“綠色技術”的概念,獲得學界廣泛關注。綠色技術是指遵循生態(tài)原理和生態(tài)經(jīng)濟規(guī)律,節(jié)約資源和能源,避免、消除或減輕生態(tài)環(huán)境污染和破壞的技術。它承載著一種新型的人與自然的關系,強調(diào)發(fā)展經(jīng)濟的同時,維護自然生態(tài)平衡。綠色技術效率,也即在經(jīng)濟生產(chǎn)過程中,在降低環(huán)境污染與節(jié)約自然資源的前提下,以既定的投入,爭取最大產(chǎn)出;或者在產(chǎn)出既定的條件下,爭取最小的投入。
研究表明:只有效率不斷得到改善的集約型增長才是可持續(xù)的[1]。在對效率的研究中,學者們逐步納入環(huán)境、資源因素。楊龍、胡曉珍[2]通過構建環(huán)境污染指數(shù),測算DEA效率,認為僅東、中部存在綠色經(jīng)濟效率的俱樂部收斂;張江雪、朱磊[3]以非期望的工業(yè)廢氣排放作為投入
變量,測度了基于綠色增長的工業(yè)創(chuàng)新效率,認為東西部分別存在規(guī)模報酬遞減、遞增現(xiàn)象;涂正革[4]以工業(yè)煤炭消耗作為資源投入,以SO2排放作為產(chǎn)出指標,采用SBM方法,對各地區(qū)環(huán)境技術效率進行評價。這些對綠色技術效率的分析,多為單獨從環(huán)境約束或者生態(tài)能源角度進行研究,缺少從資源、環(huán)境角度對綠色技術效率進行整體上的綜合考察。
以能源投入作為資源利用效率考核的主要指標具有積極的現(xiàn)實意義,但衡量經(jīng)濟產(chǎn)出的本質尺度是向消費者提供最終服務的質量和價值,而不簡單局限于生產(chǎn)出的物質數(shù)量。生態(tài)足跡是從消費的角度考察自然資源使用量的簡單指標,受到越來越多的研究關注。以生態(tài)足跡表征自然資源投入,為衡量經(jīng)濟發(fā)展中資源利用效率提供了可能性。對于環(huán)境問題,本文認為,簡單地以單個指標(如:工業(yè)廢氣排放或者SO2排放)來考察環(huán)境治理雖然使用便捷但顯得片面。以綠色GDP核算理論為指導,本文通過構建綠化指數(shù)(ECI)來修正傳統(tǒng)的產(chǎn)出指標。對資源、環(huán)境進行以上綜合處理的基礎上,本文使用效率的前沿方法來進行綠色技術效率測度與分析。
2資源使用與綠化指數(shù)的測度
2.1生態(tài)足跡(Ecological Footprint,簡稱EF)的概念及其測度
生態(tài)足跡概念是由加拿大經(jīng)濟學家William Rees等[5]提出,并由其博士生Wackernagel完善。生態(tài)足跡的測算思路為:①把消費劃分為不同的項目Ci;相對應的生產(chǎn)力為Yi,也即單位生態(tài)生產(chǎn)性土地上生產(chǎn)第i項消費項目的年平均能力;由此得到第i項消費占用的生態(tài)生產(chǎn)性土地的公頃數(shù)Ai(Ai=Ci/Yi)。②生態(tài)生產(chǎn)性土地一般分為可耕地、牧草地、林地、建筑用地、水域、化石能源地六類;對應乘以均衡因子(equivalence factors)后加總得到一個簡單指標。第i類均衡因子由全球i類生態(tài)生產(chǎn)性土地平均生態(tài)生產(chǎn)力除以全球各類平均生態(tài)生產(chǎn)力得到。本文采用的均衡因子源于Wackernagel[5]對中國生態(tài)足跡測算的取值,利用《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》,《中國生態(tài)足跡報告》等資料估算了2001-2010年29個省市區(qū)的人均生態(tài)足跡。
東、中、西部人均生態(tài)足跡分別為:5.92、4.49、4.34公頃/人。這顯然是由我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的梯度格局所決定的:東部地區(qū)較高的經(jīng)濟發(fā)展與消費水平使得生產(chǎn)、生活具有較高的生態(tài)資源占用;而中西部地區(qū)則相反。隨著經(jīng)濟總量的增長,各區(qū)域對生態(tài)影響的深度與廣度都在強化。東、中、西部人均生態(tài)足跡不斷增長,增長率分別為7.39%、7.29%、9.74%。西部較高的增長數(shù)值可解釋為:其一,在“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略影響下,西部經(jīng)濟在快速趕超的同時,對生態(tài)資源的占用也在快速增長;其二,先發(fā)地區(qū)較高的經(jīng)濟發(fā)展水平與社會經(jīng)濟發(fā)展要求會加大西部地區(qū)生態(tài)輸出,這在一定程度上加劇了西部人均生態(tài)足跡的增長。
2.2綠化指數(shù)及相對綠色GRP產(chǎn)出
在國民經(jīng)濟核算理論中,綠色GDP是一個可反映自然資源消耗及生態(tài)環(huán)境破壞的理想產(chǎn)出指標。王金南等[6]認為,由于技術、觀念以及制度方面的障礙,獲取完全意義上的綠色GDP指標只能是一個長期的核算目標。借鑒綠色GDP核算的思想,本文參考國家統(tǒng)計局中國經(jīng)濟景氣監(jiān)測中心[7]、朱承亮、岳宏志等[8]處理方法,以綠化指數(shù)對傳統(tǒng)產(chǎn)出指標進行調(diào)整得到綠色GRP產(chǎn)出。具體做法為:先通過構建出綠化指數(shù)指標體系(X1-X7),采用因子方法提煉出公因子F,再通過公式1轉換為綠化指數(shù)(ECI),來表征各地區(qū)環(huán)境治理水平。再以ECI對GRP進行調(diào)整,得到相對綠色產(chǎn)出。其中,X1為廢水排放達標率;X2為固體廢物處置率;X3為SO2去除率;X4為煙塵去除率;X5為粉塵去除率;X6為三廢綜合利用產(chǎn)品產(chǎn)值占污染投資比重;X7為環(huán)境污染治理投資總額占GRP比重。數(shù)據(jù)來源于2001-2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。
ECI=0.5+0.5×[F-min{F}]/[max{F}-min{F}](1)
測算結果表明,東、中、西部地區(qū)ECI水平分別為0.895、0.817、0.724。這表明經(jīng)濟相對發(fā)達的東中部地區(qū)具有更多的資源和能力進行環(huán)境治理,綠化指數(shù)表現(xiàn)出較高的水平。東、中、西部地區(qū)ECI的年平均變化率分別為-0.014%、0.45%、1.17%,也即ECI水平較低的西部具有趕超特征,而相對發(fā)達的東部地區(qū)ECI水平有相對下降的趨勢。東、中、西部地區(qū)ECI標準差系數(shù)的年平均變化率分別為2.35%、-3.65%、5.05%,西部ECI差異幅度不斷增大,東部地區(qū)ECI差異水平有所增加,而中部各省ECI差異不斷減小。而經(jīng)過ECI調(diào)整的相對綠色GRP,數(shù)值比傳統(tǒng)GRP更小,各地區(qū)差異幅度有所降低。
3基于SFA的綠色技術效率測度模型及其影響因素
3.1技術效率(TE)的測度模型
在測算生態(tài)足跡及綠色GRP的基礎上,采用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型(SFA)測算綠色技術效率。結合本文情況,隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型表達型式見公式2。
其中,Yit為i地區(qū)在t年的相對綠色GRP的對數(shù)值,i取1到29,代表除重慶、西藏以外的29個省級行政單位;t取1到10,代表2001到2010年。Xit為投入向量,包括受教育年數(shù)調(diào)整得到的有效勞動力L,使用永續(xù)盤存法得到的資本存量K[9],以及生態(tài)足跡EF。vit-uit為復合殘差項,vit為第i個省份在第t年生產(chǎn)過程的隨機誤差, 包括測量誤差以及各種不可控的隨機因素,包含于確定性前沿產(chǎn)出,也即前沿產(chǎn)出要受隨機因素影響。uit為第i個省份在第t年生產(chǎn)無效率項,為非負隨機變量,uij和vij的分布是獨立的, 都和回歸的解釋變量無關。γ=σ2u/(σ2u+σ2v),若γ≠0,則說明使用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型是合理的。由于存在復合殘差項,OLS估計失效,使用極大似然法(ML)得到的估計量是有效的,且截距項為一致估計量。生產(chǎn)函數(shù)f采用超越對數(shù)形式,因此公式2具體表現(xiàn)為公式3。
3.2綠色技術效率的影響因素
在文獻中, 有兩種方法經(jīng)常被建議用來對效率的影響因素進行估計。第一種是兩步法, 先估計出隨機前沿的生產(chǎn)函數(shù), 再對無效率項與外生變量建立回歸方程重新估計;第二種方法稱作一步法,將環(huán)境影響直接納入分析框架, 所有的任務可以一步完成。王泓仁[10]利用蒙特卡羅模擬方法證實了一步估計優(yōu)于兩步估計。本文使用一步法,采用Battese & Coelli(1995)的模型[11],對公式3有:
其中,Zit為效率影響因素構成的向量,η為參數(shù)向量。本文從不同層面對區(qū)域綠色技術效率影響因素進行考察,包括技術層面、制度層面、產(chǎn)業(yè)層面。
(1)技術層面。技術研發(fā)(Z11)一般包括人力資本及R&D投入兩方面。基于本文對有效勞動力L作為結構變量已經(jīng)進行了處理,因此僅考察R&D投入影響。R&D經(jīng)費投入有利于微觀企業(yè)技術效率的增進以及區(qū)域資源節(jié)約、環(huán)境保護,本文以R&D經(jīng)費內(nèi)部支出(標準化數(shù)據(jù))作為代理指標;技術引進(Z12)可以避開研發(fā)風險,對提高區(qū)域技術效率和發(fā)展的質量具有更加現(xiàn)實意義,本文以相應年份《中國科技統(tǒng)計年鑒》的各地區(qū)技術市場技術流向金額作為代理指標;技術溢出(Z13)可表現(xiàn)為MAR知識溢出、Jacobs知識溢出、Porter知識溢出,對區(qū)域技術能力具有重要影響[12],本文采用VerspagenCaniёls模型測度結果
作為表征指標。
(2)制度層面。對外開放作為我國一項基本的制度設計,對區(qū)域技術效率具有重大影響。外資給當?shù)貛硐冗M的技術與管理經(jīng)驗的同時,是否存在著產(chǎn)業(yè)轉移導致的環(huán)境、資源問題。張彥博[13]認為,F(xiàn)DI的環(huán)境效應是把“雙刃劍”,對資金引入地區(qū)綠色技術水平的影響具有不確定性。本文對外商直接投資占GRP比重(Z21)對外資影響予以考察;國際經(jīng)濟交流過程中,發(fā)達國家較高的環(huán)境標準到底是產(chǎn)生正向引領作用,還導致后發(fā)地區(qū)變成“污染的天堂”[14]?本文以出口占GRP比重(Z22)表征對外貿(mào)易的影響;“國退民進”有助于全社會經(jīng)濟效率的提高,但市場的非理性、盲目性會導致環(huán)境問題的產(chǎn)生[15],本文以工業(yè)總產(chǎn)值中非國企比重(Z23)反映各地區(qū)民營資本活躍度及市場化程度。
(3)產(chǎn)業(yè)層面?;诠I(yè)在國民經(jīng)濟中的主導作用,工業(yè)也是資源消耗及環(huán)境污染的主要來源,本文以各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值占GRP比重(Z31)表示資源利用強度;產(chǎn)業(yè)污染治理度(Z32):以環(huán)境治理投資總額占GRP比重表示各地區(qū)環(huán)境污染治理力度;產(chǎn)業(yè)結構影響度(Z33):以第三產(chǎn)業(yè)占GRP比重反映服務業(yè)對地區(qū)綠色技術效率可能造成的影響。
4綠色技術效率區(qū)域特征及其影響因素分析
4.1綠色技術效率的估計結果
為了實現(xiàn)相對理想的實證效果,本文進行了比較選擇。模型1采用了各省年生態(tài)足跡總量(單位:萬hm2); 模型2采用每萬人生態(tài)足跡量(單位:hm2/萬人)。使用軟件Frontier4.1,結果見表1。兩個模型的γ值都在0.97以上,因此使用SFA模型是合理的。從變量數(shù)據(jù)的匹配性來說,模型1更吻合一致;但從各個參數(shù)的顯著性與結果的穩(wěn)健性來看,模型2大部分參數(shù)都更顯著,因此模型2相對效果更好。
4.2綠色技術效率的區(qū)域特征
(1)與傳統(tǒng)技術效率的比較。圖1標識了我國各區(qū)域綠色技術效率。為方便對比,本文采用與王志平[9]類似的分析格式。區(qū)域綠色技術效率歷年均值東、中、西部分別為:0.499、0.282、0.191,仍然表現(xiàn)依次遞減格局,但效率值明顯低于傳統(tǒng)技術效率。在資源、環(huán)境因素的作用下,東部效率水平有所下降,而中西部效率水平有明顯提升。這表明東部經(jīng)濟的繁榮是以大量生態(tài)資源占用和消耗為支撐,而中西部地區(qū)則成為發(fā)展經(jīng)驗與成熟技術學習的受益者。尤其是中部地區(qū),雖然ECI水平低于東部,但受生態(tài)資源投入的影響,綠色技術效率比傳統(tǒng)技術效率水平更高,表明中部地區(qū)對資源投入的相對節(jié)約。
(2)區(qū)域綠色技術效率的發(fā)展變化??v向來看,東部地區(qū)綠色技術效率的略微下降趨勢與中西部地區(qū)效率水平的不斷上升形成反差。東、中、西部綠色技術效率年增長率分別為0.036%、0.078%、0.1%。較低的區(qū)域效率增長率,既表明技術效率相對穩(wěn)定的特征;也反映了效率逐步累積的特點。水平較低的中、西部地區(qū)具備相對更高的綠色技術效率增長率,從而逐步實現(xiàn)趕超目標。東、西、中部綠色技術效率標準差系數(shù)分別為0.545、0.512、0.375,這反映了對外開放程度較高的沿海地區(qū)所面臨的
4.3綠色技術效率的影響因素分析
影響因素的估計結果見表1的效率方程。根據(jù)SFA模型,對影響綠色技術效率的變量,負的參數(shù)值表示具有正的邊際效應,而正參數(shù)值則相反。
(1)技術層面影響分析。模型2表明,技術研發(fā)、技術引進、技術溢出對區(qū)域綠色技術效率分別具有顯著的正、負、正的影響。一般而言,引進成熟的技術能夠提升自身的技術水平及生產(chǎn)效率,但這是建立在一定的技術與管理能力基礎上的:既需要克服技術貿(mào)易壁壘的制約,有效引進適宜當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的綠色技術;還需要依托自身的技術儲備和能力,有效地進行技術的消化、吸收和改造,才能為我所用。只有有針對性地引進與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平及資源環(huán)境條件相適應的技術,才能真正起到提升區(qū)域綠色技術效率水平的作用,否則會起到負面的影響。研發(fā)經(jīng)費正的邊際效應表明:我國創(chuàng)新資源投入整體上提高了各地區(qū)技術水平,對節(jié)約生態(tài)資源、保護環(huán)境起到積極的作用。技術溢出一般強調(diào)地理鄰近的影響,但也有研究[16]表明地理鄰近既不是技術溢出的充分條件,也不是必要條件。對我國而言,交通通訊基礎設施的充分發(fā)展大大加速了人員、物質與信息的流動,加速了區(qū)域間多維鄰近下創(chuàng)新互動,這對影響技術溢出的關鍵因素——緘默知識的傳播起到積極的促進作用。
(2)制度及產(chǎn)業(yè)層面影響分析。出口依存度、民營資本活躍度對綠色技術效率都有正向影響,且統(tǒng)計顯著。實證結果不支持“污染避難所”的理論,而是認為:國際環(huán)境標準以及國際市場的競爭壓力有利于我國綠色技術水平提高。雖然生態(tài)輸出會加大地區(qū)生態(tài)足跡,但綜合而言,出口依存度促使地區(qū)綠色技術效率達到更高的水準;民營資本的提升有利于提高市場的運作效率,但在政策監(jiān)管不力的情況下,市場無法有效解決資源環(huán)境外部性問題,這就使得該指標對綠色技術效率僅產(chǎn)生有限的正影響。外資對各地綠色技術效率具有負的影響,但統(tǒng)計上并不顯著。產(chǎn)業(yè)層面,工業(yè)比重對區(qū)域綠色技術效率有負面影響。第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展增加了資源消耗,造成生態(tài)足跡劇烈增加。當?shù)诙a(chǎn)業(yè)內(nèi)部處于產(chǎn)業(yè)鏈高端的部分(如高新技術產(chǎn)業(yè))所占比例增加時,對生態(tài)資源的占用會減小,將有利于綠色技術效率提升,這表明工業(yè)結構有較大的優(yōu)化空間。產(chǎn)業(yè)污染治理對綠色技術效率的負面影響,反映了污染治理未能有效地嵌入經(jīng)濟生產(chǎn),其對生產(chǎn)的約束效應與擠出效應未得到有效克服。與預期相反,服務業(yè)比重具有較大的負的邊際效應,這與生態(tài)足跡投入指標有關:第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城市化作用日益突出,較高的服務業(yè)比重往往意味著較高的城市化水平。這可能導致過度的環(huán)境資源負荷(比如大量的汽車尾氣排放導致較大的碳足跡、高消費水平等),較高的生態(tài)資源占用及較大的生態(tài)足跡投入,降低了綠色技術效率。這解釋了三大直轄市綠色技術效率相對較低的原因。
5結論與啟示
以綠色技術及綠色GDP核算理論為指導,本文把環(huán)境、資源因素納入到SFA模型,利用隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)測算出各地區(qū)2001-2010年綠色技術效率;并從技術、制度、產(chǎn)業(yè)三個層面對綠色技術效率的影響因素進行解析,得到以下結論:
第一,與傳統(tǒng)技術效率比較,我國綠色技術效率整體水平較低,雖然表現(xiàn)出上升的趨勢,但綠色技術效率值變化緩慢、呈現(xiàn)逐步累積的特點;綠色技術效率仍然表現(xiàn)為東高西低的區(qū)域特征;與傳統(tǒng)技術效率比較,東部效率值有所下降,而中西部效率值有所上升;尤其是中部地區(qū),生態(tài)資源投入相對節(jié)約的特征明顯。這表明東部發(fā)達地區(qū)應進一步優(yōu)化結構,加大資源利用效率,引領中西部的學習效應及綠色技術效率的提高。
第二,我國創(chuàng)新資源投入整體上提高了各地區(qū)技術水平,對節(jié)約生態(tài)資源、保護環(huán)境起到積極的作用;技術引進必須以自身的技術儲備和能力為依托,進行消化、吸收和改造,才能真正提升區(qū)域綠色技術效率水平,否則會起到負面的影響;技術溢出對區(qū)域綠色技術效率顯著重要影響,反映了我國便捷高效的交通通訊基礎設施的充分發(fā)展,有效促進了多維鄰近下創(chuàng)新互動。
第三,出口導致的生態(tài)輸出會加大地區(qū)生態(tài)足跡,但國際環(huán)境標準以及國際競爭有利于我國綠色技術水平提高。民營資本的提升有利于提高市場的運作效率,但在制度不嚴、缺乏監(jiān)管的情況下,資源與環(huán)境的外部性使得該指標對綠色技術效率僅產(chǎn)生有限影響,只有嚴格的制度保障才能有效解決“市場失靈”問題。
第四,工業(yè)比重對區(qū)域綠色技術效率的負面影響,說明我國工業(yè)發(fā)展過程中資源的利用效率有待提高。而服務業(yè)比重對區(qū)域綠色技術效率產(chǎn)生的較大負面影響,則可能與城市化過程中過度的環(huán)境資源負荷與較高的生態(tài)資源占用有關。只有堅持結構優(yōu)化、強化環(huán)境資源政策,才能逐步提高各地區(qū)綠色技術效率水平。
(編輯:尹建中)
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