楊文舉

（重慶工商大學 長江上游經(jīng)濟研究中心，重慶 400072）

0 引言

近年來，國內(nèi)外一些研究在經(jīng)濟增長核算分析中，嘗試性地將環(huán)境變量和資源變量與資本、勞動等一起納入了基于索洛擴展型的經(jīng)濟增長框架。這種綠色經(jīng)濟增長核算研究不僅有助于更加真實地識別經(jīng)濟增長的源泉，而且還有助于經(jīng)濟發(fā)展中的相關(guān)決策制定，特別是對我國當前及今后在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式中的路徑選擇具有極大的現(xiàn)實意義。

基于索洛擴展模型的綠色經(jīng)濟增長核算研究，以早期基于索洛模型的新古典經(jīng)濟增長核算模型為基礎，將環(huán)境變量作為一種投入成本（它們代表經(jīng)濟活動對環(huán)境資源的消耗）引入總量生產(chǎn)函數(shù)，進而將經(jīng)濟增長的源泉分解為全要素生產(chǎn)率變化（索洛余值）和各種投入增加（包括勞動力、資本、環(huán)境、中間投入品或能源、土地等）等源泉。迄今為止，國內(nèi)外已有一些研究從以下兩大思路出發(fā)對這種基于索洛擴展模型的綠色經(jīng)濟增長核算進行了嘗試性的經(jīng)驗研究。一是從修正傳統(tǒng)的產(chǎn)出變量出發(fā)，將環(huán)境變量等引入新古典經(jīng)濟增長核算分析框架的綠色經(jīng)濟增長核算研究。二是將各種環(huán)境破壞視為投入變量并引入新古典總量生產(chǎn)函數(shù)，并據(jù)此來進行的綠色經(jīng)濟增長核算研究。

現(xiàn)有的兩組新古典分析框架下的綠色經(jīng)濟增長核算研究在處理環(huán)境變量方面都做出了極具價值的探討，這些各具優(yōu)劣的嘗試性研究對于分析中國經(jīng)濟增長的源泉都具有很好的借鑒作用。目前，國內(nèi)相關(guān)研究中不乏存在這兩種思路下的經(jīng)驗分析，但是相關(guān)研究基本上都是以全國行業(yè)發(fā)展（包括工業(yè)和農(nóng)業(yè)）為分析對象的經(jīng)驗研究，而鮮有研究對中國省份經(jīng)濟或省份行業(yè)進行類似的綠色經(jīng)濟增長核算。另外，從“物質(zhì)平衡原理”角度出發(fā)，生產(chǎn)函數(shù)中一旦引入原材料等中間投入變量，則產(chǎn)出變量就不應該是增加值而應該是總產(chǎn)值。然而，國內(nèi)相關(guān)研究在引入原材料和環(huán)境變量的同時，卻未能用總產(chǎn)出而不是增加值來修正總量生產(chǎn)函數(shù)。因此，本文從彌補國內(nèi)既有研究在上述兩大方面的缺陷出發(fā)，對該領(lǐng)域進行一個補充性研究；同時從經(jīng)驗分析角度進一步驗證環(huán)境變量對經(jīng)濟增長核算結(jié)果的影響。由于第一種思路需要環(huán)境變量的影子價格信息，其獲取難度較大而且采用不同方法得出的差異性結(jié)果還會較大地影響經(jīng)濟增長核算結(jié)果。有鑒于此，本文擬采用第二種思路嘗試性地將原材料、環(huán)境變量、資本、勞動力和總產(chǎn)值同時納入總量生產(chǎn)函數(shù)來構(gòu)建綠色經(jīng)濟增長核算模型，并對中國大陸省份工業(yè)進行經(jīng)驗分析。

1 基于索洛擴展模型的綠色經(jīng)濟增長核算模型

1.1 引入環(huán)境變量的索洛增長核算擴展模型

傳統(tǒng)的索洛增長核算模型沒有將環(huán)境變量納入分析框架，這不利于識別經(jīng)濟增長的真實源泉，從而會影響經(jīng)濟決策的制定。在相關(guān)研究中，代表性的環(huán)境變量如工業(yè)廢氣中的二氧化硫排放量、工業(yè)廢水中的化學需氧量、工業(yè)廢水中的生化需氧量等，所選取的變量都只有其中的1種。本文認為，在數(shù)據(jù)可得的前提下，盡可能多地引入環(huán)境變量有助于更好地反映經(jīng)濟現(xiàn)實情況。在引入原材料的情況下，從“物質(zhì)平衡原理”出發(fā)，總量生產(chǎn)函數(shù)中也應選用總產(chǎn)值而非增加值。因此，本文在借鑒相關(guān)研究的做法基礎上，把工業(yè)廢氣中的二氧化硫排放量（SO2）和工業(yè)廢水中的化學需氧量排放量（COD）作為代表性的環(huán)境變量，與勞動力（L)、資本(K)、中間品度量的原材料(M)和代表技術(shù)進步的時間（T）一起作為投入變量，并以地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值(GCZ)作為產(chǎn)出變量，構(gòu)建總量生產(chǎn)函數(shù)，見式（1）。

在完全競爭假定下，式（1）中的產(chǎn)出增長可被分解為投入變動的貢獻(勞動力、資本和原材料投入）、公共副產(chǎn)品即污染排放的貢獻（SO2和COD)和全要素生產(chǎn)率增長的貢獻（TFP）3大部分。對式（1）兩邊取自然對數(shù)并對時間T求導，省略腳標t和i，得到式（2）。其中，α、β、γ、δ和λ分別代表資本、勞動力、原材料、SO2和COD的產(chǎn)出彈性系數(shù)；g表示增長率；d為求導符號；ln為求自然對數(shù)符號；ε為余值，即全要素生產(chǎn)率。

即：

進一步假定生產(chǎn)中服從規(guī)模報酬不變，即α+β+γ+δ+λ=1，則式（2）可進一步變形為式（3）。

1.2 產(chǎn)出彈性系數(shù)的計量分析模型

為測度式（2）所示的綠色經(jīng)濟增長源泉的相對貢獻大小，除了需要各投入、產(chǎn)出變量的相關(guān)數(shù)據(jù)之外，還需要確定α、β、γ、δ和λ5個產(chǎn)出彈性系數(shù)。目前，產(chǎn)出彈性系數(shù)值的選取主要有3種思路：一是根據(jù)各投入要素的報酬占總收入（總產(chǎn)出）的比重來加以確定；二是根據(jù)前期相關(guān)研究結(jié)論給出相應的經(jīng)驗數(shù)值；三是通過計量分析模型來確定。由于本文的投入變量中選取了原材料和環(huán)境變量，它們的產(chǎn)出彈性系數(shù)值難以從前兩種思路中獲取，因此采用計量分析思路來獲取所有投入變量的產(chǎn)出彈性系數(shù)值。為此，結(jié)合式（3），構(gòu)建式（4）所示的計量分析模型（各變量省略了腳標i和t）。

2 中國地區(qū)工業(yè)綠色經(jīng)濟增長的核算

2.1 變量和樣本的選取

根據(jù)前述綠色經(jīng)濟增長核算分析框架，為探討資源、環(huán)境雙重約束下中國地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟增長源泉的相對貢獻，首先需要確定綠色經(jīng)濟增長核算框架下的投入、產(chǎn)出變量。本研究沿襲相關(guān)研究的做法，在兼顧數(shù)據(jù)可得的情況下，選取省份工業(yè)生產(chǎn)總值為產(chǎn)出變量(GCZ)，省份工業(yè)年均從業(yè)人員數(shù)作為勞動力投入變量（L)，省份工業(yè)固定資產(chǎn)凈值年均余額作為資本投入變量(K)，省份工業(yè)中間品價值作為原材料投入變量（M)，省份工業(yè)廢氣中的二氧化硫排放量（SO2)和省份工業(yè)廢水中的化學需氧量（COD)作為代表性的環(huán)境變量。其中，工業(yè)生產(chǎn)總值、勞動力、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水化學需氧量的數(shù)據(jù)直接來源于中經(jīng)網(wǎng)、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》；工業(yè)中間品價值按照工業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)增加值之差獲得，其中2011年、2012年的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)根據(jù)當年各省的統(tǒng)計公報相關(guān)數(shù)據(jù)推算得出，其余年份的數(shù)值源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

在具體的數(shù)據(jù)選取中，一旦在不同年份公布的統(tǒng)計資料中對同一年份的數(shù)據(jù)統(tǒng)計存在差異時，本文以近期公布的數(shù)據(jù)為準。限于部分數(shù)據(jù)在早期缺乏統(tǒng)計（如二氧化硫排放量、化學需氧量等），本文分析數(shù)據(jù)的時間跨度選取為2003～2012年，研究對象涵蓋大陸31個省市區(qū)。所有數(shù)據(jù)的一般統(tǒng)計描述見表1，其中工業(yè)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)凈值年均余額以2000年為基期進行了相應平減，平減指數(shù)分別為GDP平減指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。

表1的數(shù)據(jù)表明，所有數(shù)據(jù)的最大最小值比都在400以上，而且各變量的標準差均接近（部分變量還大于）相應的中間值和平均值，這充分表明中國各省在2003～2012年間的工業(yè)發(fā)展差異較大。如此巨大的數(shù)值差異不僅表明中國各省的工業(yè)經(jīng)濟規(guī)模和增長速度差異大，而且也表明它們對環(huán)境的影響也具有較大差異。因此，為深入探討中國省份工業(yè)經(jīng)濟增長源泉，將污染排放物引入分析模型中是具有至關(guān)重要意義的。

表1 中國省份工業(yè)投入、產(chǎn)出指標統(tǒng)計描述：2003-2012

2.2 索洛擴展模型的計量分析

以中國大陸除31個省份2003-2012年的面板數(shù)據(jù)為分析樣本，對式（4）進行回歸分析。為合理地對回歸模型進行選擇（混合回歸模型、固定效應模型或隨機效應模型），先對個體隨機效應模型進行估計并作Hausman檢驗，Hausman值為90.02，其對應的P值為0，拒絕了原假設（應建立隨機效應模型），這表明應建立個體固定效應模型。然后在個體固定效應模型的輸出結(jié)果下進行似然比檢驗，F(xiàn)值為5.51，對應的P值為0，拒絕原假設（應建立混合效應模型），應建立個體固定效應模型。根據(jù)上述檢驗結(jié)果，對式（4）進行個體固定效應回歸分析，結(jié)果見表2。

表2 中國省份工業(yè)個體固定效應模型回歸估計結(jié)果

在回歸估計結(jié)果中，回歸方程調(diào)整后的可決系數(shù)高達0.9988，表明該模型整體上較大程度地揭示了被解釋變量的影響因素，擬合優(yōu)度高；F值遠大于臨界值，表明隨機誤差具有同方差性，回歸方程顯著；D.W.值為2.2289，表明回歸估計結(jié)果中不存在殘差序列相關(guān)；而且各解釋變量的待估參數(shù)值至少在10%的顯著性水平上通過了T檢驗。因此，該模型及回歸分析結(jié)果具有較好的解釋力。

從回歸結(jié)果分析中Ln(M/L）、Ln(K/L）、Ln(SO2/L）、Ln(COD/L）的參數(shù)估計值可以得知，在分析期間內(nèi)中國省份工業(yè)經(jīng)濟增長中原材料、資本、勞動力、SO2和COD對工業(yè)總產(chǎn)出的產(chǎn)出彈性值分別為0.7265、0.2356、0.1803、-0.0801和-0.0623。就3個傳統(tǒng)的投入變量而言，它們的產(chǎn)出彈性值均為正數(shù)，這與相關(guān)研究結(jié)論一致。比如，Elsadig（2007）對馬來西亞制造業(yè)1970～2001年間的估計結(jié)果表明，中間品、資本、勞動力對工業(yè)總產(chǎn)值的產(chǎn)出彈性值分別為0.53、0.14和0.13；羅嵐（2012）對中國工業(yè)1990-2010年的估計結(jié)果中能源、資本和勞動力對工業(yè)增加值的產(chǎn)出彈性值分別為0.0290、0.9571和0.2201。而作為環(huán)境變量引入的SO2和COD兩種投入的產(chǎn)出彈性值都為負數(shù)，這與相關(guān)研究結(jié)論具有一定差異性，如Elsadig（2007）對馬來西亞制造業(yè)的研究中BOD對工業(yè)總產(chǎn)值的產(chǎn)出彈性值為0.20，但羅嵐（2012）對中國工業(yè)的研究中SO2對工業(yè)增加值的產(chǎn)出彈性值為-0.2325。本文認為，從“物質(zhì)平衡原理”角度而言，這種環(huán)境變量（副產(chǎn)出或非期望產(chǎn)出）的產(chǎn)出彈性值為負數(shù)時較為合理。因為作為副產(chǎn)出的SO2和COD等污染性排放物，其產(chǎn)生需要消耗掉必要的各種投入資源（包括原材料、勞動力和資本等），在投入給定的前提下，它們的產(chǎn)生量越大，用于生產(chǎn)期望產(chǎn)出的投入資源就越少，從而期望產(chǎn)出增加就越少。

2.3 綠色經(jīng)濟增長核算

結(jié)合式（2）和表2的估計結(jié)果，運用中國大陸31個省份2003～2012年的面板數(shù)據(jù)，對各省工業(yè)進行綠色經(jīng)濟增長核算，結(jié)果見表3。

從表3中顯示的核算結(jié)果中初步可以得出下述兩大結(jié)論：

第一，各種投入（含環(huán)境投入）對中國工業(yè)經(jīng)濟增長的相對貢獻率大小具有較大差異，但各省工業(yè)經(jīng)濟增長的主要源泉都是原材料和資本投入。其中，原材料、資本和勞動力等投入積累和全要素生產(chǎn)率提升都對經(jīng)濟增長做出了不同程度的貢獻，它們對工業(yè)總產(chǎn)出增長率的平均貢獻率分別為75.81%、16.99%、3.65%和3.69%。而二氧化硫排放和化學需氧量對工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率分別為-0.60%和0.47%，這與相關(guān)研究結(jié)論比較一致，如羅嵐（2012）的研究表明，在1990～2010年間工業(yè)二氧化硫排放對中國工業(yè)增加值增長率的貢獻也為負數(shù)，其值為-4.84%；化學需氧量對工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率為0.12%，筆者認為這也是合理的。之所以我國二氧化硫排放量和化學需氧量對工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻具有如此大的差異，其原因在于二氧化硫排放量和化學需氧量的產(chǎn)出彈性都為負數(shù)，但是在分析期間內(nèi)它們的年均增長率卻分別為1.60%和-1.55%，從而其經(jīng)濟增長貢獻率不可避免地出現(xiàn)上述不同取值情況。從綠色全要素生產(chǎn)率提升對工業(yè)增長所起到的較大促進作用來看，最近十年來我國各省在工業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和技術(shù)效率方面取得了較快進步，它們不但推進了工業(yè)期望產(chǎn)出水平的快速提高，而且還對二氧化硫和化學需氧量等工業(yè)非期望產(chǎn)出起到了較好的減排作用。

第二，中國省份工業(yè)經(jīng)濟增長源泉的相對貢獻率具有不同程度的省際差異。其中，原材料和資本投入都無一例外地促進了工業(yè)總產(chǎn)出增長，但具有一定的省際差異，其貢獻率的標準差分別為4.82%、3.66%，最大最小值比分別為1.2923和3.1924。多數(shù)省份（21個）的綠色全要素生產(chǎn)率變化都促進了工業(yè)產(chǎn)出增長，省際差異也較大，其貢獻率的標準差為6.76%，其中貢獻率最大的為青海（27.05%），貢獻率最小的為北京（-6.20%）。省份勞動力投入貢獻率的省際差異也較大，其標準差3.15%接近其平均值3.65%，而且西藏（-7.91%）、甘肅（-3.03%）2省的勞動力投入減少還阻礙了其工業(yè)經(jīng)濟增長，而在勞動力貢獻最大的廣東省，因勞動力大幅增長而引致的增長在總產(chǎn)出增長中占據(jù)了8.78%的比重，其次為江蘇（7.34%）。二氧化硫排放量對工業(yè)經(jīng)濟增長率的貢獻率也具有大的省際差異，標準差為2.25%，其中有21個省份的貢獻率小于0，貢獻率最大的為北京（4.45%），其次為上海（3.88%），貢獻率最小的為新疆（-6.26%），其次為青海（-4.46%）。化學需氧量對工業(yè)經(jīng)濟增長率的貢獻率也具有大的省際差異，標準差為2.85%，其中有10個省份的貢獻率小于0，貢獻率最大的為四川（3.88%），其次為山東（3.43%），貢獻率最小的為青海（-10.74%），其次為貴州（-4.25%）。

表3 中國省份工業(yè)綠色經(jīng)濟增長核算結(jié)果（2003-2012）：平均貢獻率 （%）

3 與傳統(tǒng)增長核算結(jié)果的比較

本文在前面指出，忽略環(huán)境變量的經(jīng)濟增長核算將影響經(jīng)濟增長核算結(jié)果，這無助于識別經(jīng)濟增長的真實源泉，但是相關(guān)經(jīng)驗研究結(jié)論卻未得出一致意見。其中，多數(shù)經(jīng)驗研究結(jié)論與此一致，如Elsadig（2007）、羅嵐（2012）、楊文舉（2011；2012）等發(fā)現(xiàn)不引入環(huán)境變量時的全要素生產(chǎn)率變化要高些，從而會高估其在經(jīng)濟增長中的相對貢獻，但是王奇（2012）對中國農(nóng)業(yè)的分析結(jié)論卻未得出引入環(huán)境變量前后的全要素生產(chǎn)率變化會有顯著差異的結(jié)論。為此，下面先對不引入環(huán)境變量的情形進行經(jīng)驗分析，然后與前面的分析結(jié)果進行對比，經(jīng)濟增長核算及對比結(jié)果見圖1。

圖1 引入環(huán)境變量前后中國省份工業(yè)經(jīng)濟增長核算結(jié)果對比：2003-2012

顯然，圖中的結(jié)果顯示，是否引入環(huán)境變量對經(jīng)濟增長核算結(jié)果具有較大的影響，其中不引入環(huán)境變量時無一例外地低估了（高估）原材料（資本）投入的貢獻，同時還低估（高估）了大多數(shù)省份勞動力投入（全要素生產(chǎn)率變化）的貢獻，總體結(jié)論與Elsadig（2007）、羅嵐（2012）、楊文舉（2011）、楊文舉和龍睿赟（2012）的研究一致。為從統(tǒng)計檢驗的角度對這種差異性結(jié)論進行驗證，我們對是否引入環(huán)境變量的經(jīng)濟增長核算結(jié)果進行配對T檢驗，結(jié)果見表4。檢驗結(jié)果顯示，原材料、資本、勞動力和全要素生產(chǎn)率的貢獻率基本上都至少在1%的顯著性水平上拒絕了兩種思路下測度結(jié)果無差異的原假設，例外的是全要素生產(chǎn)率的貢獻率只是在10%的顯著性水平上拒絕了兩種思路下測度結(jié)果無差異的原假設，這表明是否考慮非期望產(chǎn)出對測度結(jié)果是具有明顯影響的，即在兩種情況下是具有顯著差異的，這與相關(guān)研究結(jié)論一致，如楊文舉（2011）、楊文舉和龍睿赟（2012）。

表4 中國省份工業(yè)經(jīng)濟增長核算結(jié)果配對T檢驗結(jié)果

4 結(jié)語

本文在相關(guān)研究的基礎上，結(jié)合完全競爭和規(guī)模報酬不變的雙重假定，將原材料（用中間品表示）、環(huán)境變量（用二氧化硫和化學需氧量表示）與資本和勞動力一起，引入1個描述工業(yè)總產(chǎn)出的總量生產(chǎn)函數(shù)，在一定程度上擴展了傳統(tǒng)的索洛增長核算模型，將資源和環(huán)境雙重約束下的總產(chǎn)出增長率分解為投入要素積累（包括原材料、資本和勞動力）、全要素生產(chǎn)率增長和環(huán)境投入變化等源泉；并以中國大陸31個省份的工業(yè)為樣本進行了相應的經(jīng)驗分析，擴展了該領(lǐng)域的研究對象。研究結(jié)論表明，2003～2012年間，中國工業(yè)經(jīng)濟增長的主要源泉在于原材料和資本等要素投入而非生產(chǎn)效率提升；各種投入（含環(huán)境投入）對中國工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻作用具有較大差異，這不僅體現(xiàn)為各自的相對貢獻率大小各有不同，而且還體現(xiàn)為所有投入貢獻率的省際差異較大；是否引入環(huán)境變量對經(jīng)濟增長核算結(jié)果具有顯著影響，其中不引入環(huán)境變量時無一例外地低估了（高估）原材料（資本）投入的貢獻，同時低估（高估）了大多數(shù)省份勞動力投入（全要素生產(chǎn)率變化）的貢獻，總體結(jié)論與大多數(shù)相關(guān)研究結(jié)論一致。

顯然，本文的這些結(jié)論不僅表明在經(jīng)驗分析中進行綠色經(jīng)濟增長核算十分必要，而且還意味著我國工業(yè)發(fā)展仍未超越要素積累的粗放型經(jīng)濟增長階段，特別是原材料和物質(zhì)資本投入在工業(yè)總產(chǎn)出增長中占據(jù)了相當大的重要推動作用。與此同時，全要素生產(chǎn)率進步為代表的技術(shù)水平和技術(shù)效率的提升也對我國近年來的工業(yè)發(fā)展做出了較大貢獻，但仍然具有比較大的上升空間。值得一提的是，成功的減排也是有助于經(jīng)濟增長的，其原因在于非期望產(chǎn)出的縮減會變相地增加期望產(chǎn)出的資源投入從而促進經(jīng)濟增長，這從本文的經(jīng)驗研究結(jié)論中環(huán)境污染變量的產(chǎn)出彈性為負數(shù)可以得知。顯然，為促進中國工業(yè)經(jīng)濟科學發(fā)展，我們還有巨大的發(fā)展空間，但是這必須依賴于大幅提升全要素生產(chǎn)率水平，進而促進節(jié)能減排和綠色增長。因此，深入研究工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素及其增長路徑，是該領(lǐng)域值得深入的重要方向。

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