周永文

（暨南大學(xué) 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣東 廣州 510632）

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廣東環(huán)境全要素生產(chǎn)率及影響因素分析——基于環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的實證研究

周永文

（暨南大學(xué) 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣東 廣州 510632）

［摘 要］廣東全要素生產(chǎn)率改善的主要貢獻來源為技術(shù)進步，從總體上看，環(huán)境規(guī)制顯著地促進了廣東全要素生產(chǎn)率的提高且主要表現(xiàn)在環(huán)境技術(shù)效率的改善上；分區(qū)域看，廣東區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展并不均衡，珠三角和西翼地區(qū)的TFP增速明顯超越了東翼地區(qū)和北部山區(qū)；相對于粗放型增長地區(qū)，集約型增長地區(qū)獲得了更快的全要素生產(chǎn)率提升；經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦結(jié)構(gòu)、地方財政支出能力、經(jīng)濟開放度、外資利用強度、人力資本和人口密度是影響廣東全要素生產(chǎn)率增長的主要因素。

［關(guān)鍵詞］環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)；環(huán)境全要素生產(chǎn)率；數(shù)據(jù)包絡(luò)分析

一、引 言

改革開放30多年來，廣東依靠毗鄰港澳的地緣特點和擁有龐大海外華僑群體的優(yōu)勢，運用“招商引資”和“前店后廠”的經(jīng)濟發(fā)展模式，在體制機制上先行一步，依托區(qū)位和要素優(yōu)勢參與國際分工，成就了“廣東制造”，成為全國乃至世界最大的先進制造業(yè)基地之一；1978—2014年間，廣東的地區(qū)生產(chǎn)總值迅速增加，年均GDP增速高達12. 98％，居于全國各省市自治區(qū)前列，經(jīng)濟總量先后超過亞洲“四小龍”，成為推動我國經(jīng)濟社會發(fā)展的強大引擎。然而，廣東的經(jīng)濟發(fā)展在取得巨大成就的同時，也存在著一些突出問題，高物耗、高能耗和高污染等問題日益突出，嚴(yán)重的資源、環(huán)境壓力成為制約廣東經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的瓶頸?！吨榻侵薜貐^(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要》指出，珠三角作為廣東最具有競爭活力的地區(qū)，其經(jīng)濟發(fā)展存在著“土地開發(fā)強度過高，能源資源保障能力較弱，環(huán)境污染問題比較突出，資源環(huán)境約束凸顯，傳統(tǒng)發(fā)展模式難以持續(xù)”等問題。

全要素生產(chǎn)率的增長作為現(xiàn)代經(jīng)濟增長的核心，標(biāo)志著一個國家或地區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的改善和技術(shù)進步及管理效率的提升。然而，傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率測度方法，沒有將污染物等生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的“非合意”產(chǎn)出納入進去，從而使得測算出的全要素生產(chǎn)率增長率偏離了真實的經(jīng)濟發(fā)展水平，由此得出的政策建議顯然達不到預(yù)期的效果。為了將資源和環(huán)境因素納入到全要素生產(chǎn)率的分析框架中，經(jīng)濟學(xué)家和學(xué)者們進行了大量的工作，提出了綠色全要素生產(chǎn)率的概念并探討了大量的測度方法。

目前對廣東以及廣東各地區(qū)進行全要素生產(chǎn)率比較分析的研究文獻并不多見，其中將資源和環(huán)境因素納入全要素生產(chǎn)率的分析框架中的文獻則更少。鄧?yán)健⒂喔Β汆嚴(yán)?、余甫功：《廣東全要素生產(chǎn)率的測算與分析：1980—2004——基于面板數(shù)據(jù)的Malmquist DEA》，載《廣東社會科學(xué)》2006年第5期。利用非參數(shù)DEA和Malmquist指數(shù)方法，估算了1980—2004年廣東省21個地級市的全要素生產(chǎn)率增長、效率變化和技術(shù)進步率，研究結(jié)果表明，廣東的經(jīng)濟增長主要是要素投入增加而非全要素生產(chǎn)率的提高推動的。陳新林②陳新林：《廣東技術(shù)效率、生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長實證分析》，載《科技管理研究》2008年第7期。采用DEA和Malmquist指數(shù)方法分析了廣東經(jīng)濟增長與其技術(shù)效率以及生產(chǎn)率發(fā)展的關(guān)系，分析發(fā)現(xiàn)，GDP總量大、增長快的城市，一般技術(shù)效率較好，經(jīng)濟增長與技術(shù)效率呈發(fā)散趨勢。王曉東③王曉東：《產(chǎn)業(yè)升級和轉(zhuǎn)移背景下廣東工業(yè)行業(yè)效率變化實證研究》，載《預(yù)測》2010年第4期。運用DEA和Malmquist指數(shù)方法，測算了廣東工業(yè)行業(yè)2001—2007年的全要素生產(chǎn)率及其分解項目，結(jié)果表明：廣東省工業(yè)年均技術(shù)效率為0. 59，TFP對工業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻為40％，建議廣東工業(yè)應(yīng)不斷提升精細化管理水平；根據(jù)行業(yè)特征，引導(dǎo)行業(yè)向不同地區(qū)集聚，實現(xiàn)行業(yè)錯位升級。王兵、王昆④王兵、王昆：《環(huán)境規(guī)制下廣東省工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的實證分析》，載《暨南學(xué)報》（哲學(xué)社會科學(xué)版）2010年第6期。運用ML生產(chǎn)率指數(shù)方法測算了廣東21個市1998—2007年工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長及其成分，并對環(huán)境規(guī)制下全要素生產(chǎn)率增長的影響因素進行了實證分析，結(jié)果顯示：考慮環(huán)境規(guī)制后，技術(shù)進步是廣東全要素生產(chǎn)率平均增長水平提高的主要源泉；相對效率變化，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步的影響更為明顯。何傳添、謝璇⑤何傳添、謝璇：《1995—2010年廣東全要素生產(chǎn)率的動態(tài)變化研究——基于DEA模型的Malmquist指數(shù)方法》，載《廣東外語外貿(mào)大學(xué)學(xué)報》2012年第7期。用1995—2010年廣東及其各地區(qū)面板數(shù)據(jù)，采用DEA模型的Malmquist指數(shù)方法，分析了廣東及其各地區(qū)1995—2010年全要素生產(chǎn)率變化的動態(tài)特征，研究發(fā)現(xiàn)，廣東經(jīng)濟增長動力主要來源是技術(shù)改進，而技術(shù)效率變化起著拖累作用；分區(qū)域看，西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率改善程度優(yōu)于東部地區(qū)、北部山區(qū)和珠三角。陳紅蕾、覃偉芳、吳建新⑥陳紅蕾、覃偉芳、吳建新：《考慮碳排放的工業(yè)全要素生產(chǎn)率變動及影響因素研究》，載《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究》2013年第5期。運用Malmquist—Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)，估算并比較了廣東省36個工業(yè)行業(yè)考慮CO2排放的全要素生產(chǎn)率（TFP）和傳統(tǒng)生產(chǎn)率；在此基礎(chǔ)上對影響全要素生產(chǎn)率的因素進行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)：將CO2排放作為非期望產(chǎn)出估算的TFP低于傳統(tǒng)生產(chǎn)率估算結(jié)果，技術(shù)進步是其增長的主要源泉；考慮CO2排放對高能耗、密集排放行業(yè)的TFP沖擊很大，但對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的TFP影響不大。此外，何新安等⑦何新安、熊啟泉：《1992—2005年廣東農(nóng)業(yè)純技術(shù)效率與規(guī)模效率實證研究》，載《華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報》（社會科學(xué)版）2009年第1期。、曹建云⑧曹建云：《廣東現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率研究》，載《特區(qū)經(jīng)濟》2010年第11期。、徐創(chuàng)⑨徐創(chuàng)：《1996—2010年廣東省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增長效率分析——基于Malmquist指數(shù)法研究》，載《時代金融》2012年第5期。借助Malmquist指數(shù)法，分別對廣東省農(nóng)業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率及其分解指標(biāo)進行了測算和分析。

基于以上分析，本文試圖通過刻畫環(huán)境技術(shù)和構(gòu)建環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)，在Solow生產(chǎn)率理論的基礎(chǔ)上，提出綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的測算方法，從而建立綠色全要素生產(chǎn)率與傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率理論之間的聯(lián)系，使得綠色全要素生產(chǎn)率有了堅實的理論基礎(chǔ)。在此基礎(chǔ)上，將環(huán)境因素帶來的影響從中分離出來，進而提出環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)的概念及測算方法。并通過對廣東及其各地市的實證研究，剖析廣東各區(qū)域全要素生產(chǎn)率的變化方向及其影響因素，從而為促進廣東加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式提供理論依據(jù)。

二、研究方法

Shadbegian和Gray認(rèn)為，當(dāng)前測量生產(chǎn)率的方法并沒有對“投入”作“用于傳統(tǒng)產(chǎn)出生產(chǎn)”和“用于環(huán)境保護生產(chǎn)”的區(qū)分，所以投入被高估，而生產(chǎn)率卻被低估了①Shadbegian，Ronald J.，Gray，Wayne B.，“Pollution Abatement Expenditures and Plant-level Productivity：a Production Function Approach”，Ecological Economics，Vol. 54，No. 2 -3，2005，pp. 196 -208.。一般情況下，生產(chǎn)過程中的投入很難區(qū)分哪些部分被用于傳統(tǒng)產(chǎn)出的生產(chǎn)，哪些部分被用于環(huán)境保護的生產(chǎn)，但是在產(chǎn)出中，哪些是我們期望（越多越好）的“好”產(chǎn)出，哪些是我們不期望（越少越好）的“壞”產(chǎn)出卻很容易區(qū)分。F?re et al.提出了一個全新的測量傳統(tǒng)生產(chǎn)率的方法，即聯(lián)合產(chǎn)出模型（JPA）②F?re，Rolf，Grosskopf，S.，Pasurka，C.，“Pollution Abatement Activities and Traditional Productivity”，Ecological Economics，Vol. 62，No. 3 -4，2007，pp. 673 -682.。在此方法中，“好”產(chǎn)出和“壞”產(chǎn)出都是聯(lián)合生產(chǎn)的結(jié)果，只是“壞”產(chǎn)出是副產(chǎn)品而已。在本文的分析中，我們把廣東省的每個地級市作為一個決策單元，運用基于環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的Malmquist指數(shù)方法來測算廣東綠色和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的變化情況。

（一）環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)

在物質(zhì)產(chǎn)品的生產(chǎn)過程中，一些我們不太期望的副產(chǎn)品如廢水、廢氣、廢渣、噪音等總是伴隨著我們期望的“好”產(chǎn)品而同時生產(chǎn)出來，一般我們將這些副產(chǎn)品稱為“非合意”產(chǎn)出或“壞”產(chǎn)出。我們用x =（x1，…，xN）∈RN＋來定義N種投入，用y =（y1，…，yM）∈RM＋來定義M種“好”產(chǎn)出，用b =（b1，…，bJ）∈RJ＋來定義J種“壞”產(chǎn)出，然后我們可以用一個產(chǎn)出可行集來描述環(huán)境技術(shù)：

該環(huán)境技術(shù)需滿足以下兩個假設(shè)：

第一個假設(shè)為“零結(jié)合”假設(shè)，其表明，“壞”產(chǎn)出總是會伴隨著“好”產(chǎn)出的生產(chǎn)過程而產(chǎn)生，即沒有“壞”產(chǎn)出時，也不可能生產(chǎn)出“好”產(chǎn)出，從而將環(huán)境因素納入到生產(chǎn)率的分析框架；第二個假設(shè)為“壞”產(chǎn)出弱可處置性假設(shè)，假定投入不變的情況下，要減少一定數(shù)量的“壞”產(chǎn)出，也需要減少同比例的“好”產(chǎn)出，即“壞”產(chǎn)出的減少是需要成本的，這樣就將環(huán)境規(guī)制的思想納入到了生產(chǎn)率的分析框架中，同時我們一般假定“好”產(chǎn)出具有強可處置性，也就是說我們可以隨意減少“好”產(chǎn)出，而不需要同時減少“壞”產(chǎn)出，通常這是符合企業(yè)的一般運營規(guī)律的。即：

如果（y，b）∈P（x），且y′≤y，那么（y′，b）∈P（x）

為了構(gòu)建環(huán)境技術(shù)生產(chǎn)函數(shù)，我們假定單一的有效產(chǎn)出，即y∈R＋，該環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)為：

顯然，該環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)滿足以下條件：

由于我們假設(shè)，“好”產(chǎn)出具有強可處置性，因此如果y≤F（y，b），那么y就是可行的。在此條件下，我們便可以通過以下定義修復(fù)產(chǎn)出集：

因此，以上環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)是單一產(chǎn)出條件下環(huán)境技術(shù)的一種完整特征描述。

假設(shè)在每一個時期t =1，…，T，第k =1，…，K個地區(qū)的投入和產(chǎn)出值為（xtk；ytk，btk）。對于任意觀察值（xtk′；ytk′，btk′），運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）我們可以將環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)模型化為：

上式中ztk表示第k個決策單元第t期觀察值的權(quán)重，假定該變量大于等于零，說明環(huán)境技術(shù)滿足規(guī)模報酬不變的要求①F?re，R. and Grosskopf，S.，“Intertemporal Production Frontiers：With Dynamic DEA”，Kluwer Academic Publishers，Boston，1996. F?re認(rèn)為，作為結(jié)果的生產(chǎn)率指數(shù)是真正的全要素生產(chǎn)率指數(shù)的必要條件是技術(shù)為規(guī)模報酬不變。，同時“壞”產(chǎn)出約束式中的等號意味著“壞”產(chǎn)出和“好”產(chǎn)出是聯(lián)合弱可處置的，而投入約束式中的不等號則說明投入是自由可處置的；另外，根據(jù)產(chǎn)出的“零結(jié)合”假設(shè)，還需要加上下面的兩個約束條件：

上述第一個條件說明任意一種“壞”產(chǎn)出都至少有一個地區(qū)會生產(chǎn)，第二個條件說明任意一個地區(qū)都至少會生產(chǎn)出一種“壞”產(chǎn)出。

為了確定與污染減排行為相關(guān)的生產(chǎn)率變動，我們引入傳統(tǒng)的或不受管制的技術(shù)要素。如此一來，我們假設(shè)允許每一個生產(chǎn)者可以自由處置其“壞”產(chǎn)出。這種情況可通過假設(shè)所有的產(chǎn)出，無論是“好”產(chǎn)出還是“壞”產(chǎn)出，都是自由可處置的，便可通過剔除無效產(chǎn)出來建模。

相應(yīng)的產(chǎn)出可行集設(shè)為：

生產(chǎn)函數(shù)則為：

因此，參考模型（7），傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)可以模型化為：

模型（9）與（7）唯一的不同就是，模型（9）缺少了“壞”產(chǎn)出的約束式。

（二）環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)

在聯(lián)合產(chǎn)出函數(shù)框架下，索洛剩余②Solow，Robert M.，“Technical Change and the Aggregate Production Function”，Review of Economics and Statistics，Vol. 39，No. 3，1957，pp. 312 -320.可以表示為：

于是有：

根據(jù)F?re et al.，在聯(lián)合產(chǎn)出函數(shù)框架下，測算綠色全要素生產(chǎn)率變化率的Malmquist指數(shù)為①F?re，R.，Grosskopf，S.，Norris，M.，Zhang，Z.，“Productivity Growth，Technical Progress and Efficiency Change in Industrialized Countries”，American Economic Review，Vol. 84，No. 1，1994，pp. 66 -83.：

上述Malmquist指數(shù)可以進一步被分解為效率變化指數(shù)GECtt＋1和技術(shù)變化指數(shù)GTCtt＋1，則：

由圖1可知，給定兩種環(huán)境技術(shù)P（xt，t）、P（xt＋1，t＋1），兩組觀察值（a）∈P（xt，t）、（i）∈P（xt＋1，t＋1），則技術(shù)變化可表示為產(chǎn)出邊界之比（），而效率變化則是兩組觀察值分別到產(chǎn)出邊界距離的比率（），因此：

圖1　生產(chǎn)率的分解

當(dāng)計算混合時期的線性規(guī)劃時，為了計算等式（13），我們分別以t和t＋1時期的技術(shù)為參考，同時分別定義GMCt＋1t為：

為了得到t＋1期相對于t期的綠色全要素生產(chǎn)率變化率，我們根據(jù)F?re，Grosskopf & Norris的思路②F?re，R.，Grosskopf，S.，Norris，M.，“Productivity Growth，Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries：Reply”，American Economic Review，Vol. 87，No. 5，1997，pp. 1040 -1043.，利用兩個時期的Malmquist指數(shù)的幾何平均值來表示全要素生產(chǎn)率的變化：

當(dāng)GMCtt＋1＞1時，表明生產(chǎn)率提高；當(dāng)GMCtt＋1＜1時，表明生產(chǎn)率降低。產(chǎn)出邊界向外變動（表明技術(shù)進步）使得GTCtt＋1＞1；如果GTCtt＋1=1，說明邊界沒有發(fā)生移動；而當(dāng)GTCtt＋1＜1時，邊界向內(nèi)移動（表明技術(shù)退步）。GECtt＋1用于測算兩個時期產(chǎn)出效率的變動，是衡量各自時期觀察值與產(chǎn)出邊界距離遠近的指標(biāo)，以伴隨“壞”產(chǎn)出的“好”產(chǎn)出的增量表示。如果GECtt＋1＞1，表示與t時期相比，觀察值在t＋1時期更加接近邊界；當(dāng)GECtt＋1=1時，表示觀察值與邊界的距離在t時期和t＋1時期是一樣的；最后，當(dāng)GECtt＋1＜1時，表示與t時期相比，觀察值在t＋1時期更加遠離邊界。

根據(jù)模型（14），參考綠色全要素生產(chǎn)率的計算，傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)可定義為：

為了將環(huán)境因素對生產(chǎn)率變化的影響從綠色全要素生產(chǎn)率中分離出來，我們將環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)EMCt＋1t定義為：

根據(jù)EMCtt＋1、EECtt＋1、ETCtt＋1與1的對比關(guān)系（大于1或小于1），我們可以進一步判斷某一地區(qū)的環(huán)境規(guī)制（環(huán)境污染的變化）對該地區(qū)全要素生產(chǎn)率及其分解成分的影響，當(dāng)上述三個指數(shù)大于1時，說明環(huán)境規(guī)制促進了全要素生產(chǎn)率的提升以及效率和技術(shù)進步的改善，反之，則說明環(huán)境規(guī)制沒有帶來全要素生產(chǎn)率的提升以及效率和技術(shù)進步的改善。

三、數(shù)據(jù)處理與變量描述

（一）數(shù)據(jù)處理

在現(xiàn)有的實證研究文獻中，對于數(shù)據(jù)來源的選擇及其處理方法千差萬別，這也導(dǎo)致了針對同一研究對象，不同的文獻得出的研究結(jié)論大不相同。本文擬利用廣東省21個地市1996—2012年投入和產(chǎn)出的樣本數(shù)據(jù)進行實證研究，所需要的原始數(shù)據(jù)主要來源于歷年《廣東統(tǒng)計年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)取自各地市統(tǒng)計年鑒。

1.產(chǎn)出水平

（1）“好”產(chǎn)出。與大多數(shù)研究文獻一樣，本文用廣東各地市不變價的地區(qū)生產(chǎn)總值表示“好”產(chǎn)出。從統(tǒng)計年鑒中可以獲得廣東各地市歷年用不變價表示的地區(qū)生產(chǎn)總值增長速度，再利用1996年各地市的地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)，就可以求得各地市1997—2012年用1996年不變價表示的地區(qū)生產(chǎn)總值。

（2）“壞”產(chǎn)出?！皦摹碑a(chǎn)出主要是伴隨著“好”產(chǎn)品的生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的各種環(huán)境污染物，由于環(huán)境污染物的種類眾多，因此對于“壞”產(chǎn)出指標(biāo)的選擇，不同的研究文獻給出的答案各不相同①②③④⑤⑥Kaneko，S. and Managi，S.，“Environmental Productivity in China”，Economics Bulletin，Vol. 17，No. 2，2004，pp. 1 -10.。我國在“十一五規(guī)劃綱要”中首次將節(jié)能減排作為約束性目標(biāo)，提出“十一五”期間單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能耗降低20％左右，主要污染物排放總量減少10％的約束性指標(biāo)，并將降耗減排指標(biāo)納入政府目標(biāo)責(zé)任和干部考核體系。而上述主要污染物指的就是二氧化硫（SO2）和化學(xué)需氧量（COD），在SO2和COD的排放總量中，工業(yè)生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的排放量占了主要部分。SO2是工業(yè)廢氣的主要成分之一，是導(dǎo)致環(huán)境酸化的重要前驅(qū)物之一，由于廣東各地市統(tǒng)計年鑒中沒有直接的工業(yè)COD排放數(shù)據(jù)，而工業(yè)COD排放量與工業(yè)廢水排放量有直接的因果關(guān)系，廣東工業(yè)廢水排放量占全國的比重呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，與其他污染物相比，廣東這兩種污染物的排放對環(huán)境的破壞要嚴(yán)重得多。因此，從數(shù)據(jù)采集的便利性和本文的研究目的考慮，本文選擇廣東各地市的工業(yè)SO2和工業(yè)廢水的排放量作為“壞”產(chǎn)出指標(biāo)。

2.資本投入

經(jīng)濟學(xué)意義上的資本，通常指的是投入到生產(chǎn)過程中的基本生產(chǎn)要素，包括設(shè)備、廠房、原材料、資金等物質(zhì)資源。在經(jīng)濟學(xué)研究文獻中，資本投入通常用物質(zhì)資本存量來衡量，對物質(zhì)資本存量的估算一般都利用永續(xù)盤存法（PIM）來處理，該方法計算公式如下：

上式中，Kt、Kt -1分別表示第t年、第t -1年的資本存量，It為不變價表示的第t年的新增投資額，δ為折舊率。因此對廣東各地市歷年資本存量的估算涉及以下四個變量的確定，本文說明如下：

（1）基期初始資本存量?，F(xiàn)有研究文獻表明，基期初始資本存量的大小，對以后各年資本存量估算的影響隨時間推移逐漸減弱。本文采用Kohli的方法，利用以下公式確定廣東各地市1996年的資本存量初始值①Kohli Ulirich，“A Cross-National Product Fuction and Derived Demand for Imports and Supply Exports”，Canadian Journal of Economics，No. 18，1982.：

其中r為1996—2012年之間各地市投資額的年平均增長率。

（2）當(dāng)年投資額。現(xiàn)有文獻中，對當(dāng)年投資額序列的設(shè)定可供選擇的指標(biāo)主要有全社會固定資產(chǎn)投資總額、當(dāng)年新增固定資產(chǎn)、資本形成總額以及積累等，限于原始數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇廣東各地市歷年資本形成總額中的固定資本形成總額來構(gòu)建當(dāng)年的投資額序列。

（3）投資品價格指數(shù)。與現(xiàn)有大多數(shù)文獻一樣，本文選擇固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)作為對當(dāng)年價投資額進行價格平減的依據(jù)，由于缺乏分地市的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，因此本文統(tǒng)一使用廣東省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，2000年以前用全國固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)替代。

（4）折舊率。從現(xiàn)有文獻來看，對資本品折舊率的設(shè)定多在7％～12％之間，本文折中處理，將廣東各地市資本品年折舊率設(shè)定為9. 5％。

通過以上方法計算出的是資本存量的年末值，由于產(chǎn)出指標(biāo)都是流量值，為了與產(chǎn)出指標(biāo)對應(yīng)，本文采用本年末和上年末資本存量的平均值作為當(dāng)年資本投入的替代值。

3.勞動投入

從嚴(yán)格意義上講，勞動投入一般是指投入到生產(chǎn)過程中的勞動量，其指標(biāo)的選擇應(yīng)該綜合考慮勞動投入的數(shù)量和質(zhì)量兩個方面，發(fā)達國家一般采用標(biāo)準(zhǔn)勞動強度下的總勞動時間來衡量勞動投入。但是在中國現(xiàn)行的統(tǒng)計體系下，這是一個可望而不可即的目標(biāo)，因此本文采用廣東各地市從業(yè)人員年平均數(shù)來表示勞動投入。

4.能源投入

在傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率測度中，由于產(chǎn)出指標(biāo)一般采用的是增加值指標(biāo)，通常不會考慮作為中間投入的能源指標(biāo)。但在節(jié)能減排的背景下，能源作為環(huán)境污染物的主要來源之一，有必要將其納入全要素生產(chǎn)率的測度中?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文使用廣東省各地市電力消費量作為能源投入指標(biāo)。

（二）變量及數(shù)據(jù)描述

本文研究工業(yè)環(huán)境污染對廣東全要素生產(chǎn)率的影響，以1996—2012年廣東省21個地市為基本研究單元，以地區(qū)生產(chǎn)總值（GRP）為“好”產(chǎn)出指標(biāo)，以工業(yè)SO2和工業(yè)廢水的排放量為“壞”產(chǎn)出指標(biāo)，以資本存量年平均余額、從業(yè)人員年平均數(shù)和電力消費量代表投入指標(biāo)。表1為上述變量的描述性統(tǒng)計。

表1　廣東各地市1996—2012年投入產(chǎn)出指標(biāo)及主要污染物排放量的描述性統(tǒng)計

（三）廣東經(jīng)濟增長與工業(yè)廢水和工業(yè)SO2排放的簡單分析

1.污染物排放增長緩慢與經(jīng)濟快速增長

廣東工業(yè)廢水排放量從1996年的15. 08億噸，增長到2012年的18. 59億噸，16年間增長了23. 25％，年均增長1. 32％，工業(yè)SO2排放量從1996年的73. 05萬噸，增長到2012年的83. 12萬噸，16年間增長了13. 79％，年均增長0. 81％。從污染物排放趨勢圖可以看出，1996—2012年廣東省工業(yè)廢水和工業(yè)SO2的排放均出現(xiàn)了先下降后上升再下降的特征，其中工業(yè)廢水排放在2007年達到峰值，工業(yè)SO2排放在2003年和2007年兩度達到峰值，近四年污染物排放基本保持穩(wěn)定狀態(tài)（見圖2）。

圖2　1996—2012年廣東經(jīng)濟增長與工業(yè)污染物排放趨勢

在工業(yè)污染排放緩慢增長的同時，廣東經(jīng)濟在1996—2012年間高速增長，全省地區(qū)生產(chǎn)總值從1996年的7295. 05億元，增長到2012年的53590. 47億元，16年間增長了634. 61％，年均增長13. 27％。

從工業(yè)污染物排放的地區(qū)分布來看，1996—2012年工業(yè)廢水排放總量下降的有韶關(guān)、汕頭、湛江、廣州、茂名、云浮、清遠、中山8個地市，增長較快的地市有潮州、惠州和梅州。而工業(yè)SO2排放量下降的有廣州、佛山、江門、韶關(guān)、肇慶、揭陽和汕頭7個地市，增長較快的地市有汕尾、河源和珠海。

2.廣東各地市經(jīng)濟增長中的污染物排放彈性分析

為了考察廣東各地市經(jīng)濟增長與主要工業(yè)污染物排放之間的動態(tài)變化關(guān)系，本文計算了1996—2012年廣東各地市地區(qū)生產(chǎn)總值對主要污染物排放的平均彈性值，即地區(qū)生產(chǎn)總值增長1％，工業(yè)廢水和工業(yè)SO2排放量增加的比例。廣東全省21個地市地區(qū)生產(chǎn)總值對工業(yè)廢水的平均彈性值為0. 099，對工業(yè)SO2的平均彈性值為0. 061，以此為標(biāo)準(zhǔn)，將各地市產(chǎn)出對兩種污染物的彈性劃分為較低組和較高組（分組結(jié)果見表2），從表2中各地市產(chǎn)出污染彈性值的高低可以窺見各地區(qū)環(huán)境技術(shù)效率一斑。

表2　地區(qū)生產(chǎn)總值對污染物排放的彈性

四、實證結(jié)果分析

運用GAMS22. 4軟件，本文分三種情形分別測算了廣東省及其21個地級市以及四大區(qū)域1998—2012年的全要素生產(chǎn)率及其分解成分的變化情況①本文運用的是窗式DEA的方法，即每一年的參考技術(shù)由當(dāng)期及其前兩年的投入產(chǎn)出值決定。因此本文利用1996—2012年的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)可以構(gòu)造出1998年至2012年每年的參考技術(shù)，進而可以測算1999年至2012年每年相對前一年的全要素生產(chǎn)率指數(shù)。。情形1為綜合考慮了兩種主要環(huán)境污染物——工業(yè)廢水和工業(yè)SO2的排放量得到的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，即綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)（GMC）；情形2為傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)（TMC），即沒有將工業(yè)廢水和工業(yè)SO2的排放量納入到測算框架中；情形3為環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)（EMC），用以考察環(huán)境因素對廣東全要素生產(chǎn)率變化的影響。

（一）廣東全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解：時間趨勢

表3是計算而得的1998—2012年三種情形下廣東全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解值。

表3　1998—2012年廣東全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解：時間趨勢

在情況1即綜合考慮兩種環(huán)境污染物的情況下，1998—2012年廣東省綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)（GMC）的動態(tài)平均值為1. 0229，年均增長2. 29％，同一期間廣東GDP年均增長速度達到12. 02％，GMC對廣東經(jīng)濟增長的平均貢獻為19. 05％。分年度看，1998—2012年的14年中所有年份的GMC指數(shù)均在1以上，表明每個年度GMC都促進了經(jīng)濟增長。但同時，GMC指數(shù)呈現(xiàn)出較大的波動，從表3和圖3可以看出，GMC指數(shù)在這一期間出現(xiàn)了三個上升波段和兩個下降波段，第一個上升波段出現(xiàn)在1999—2001年，GMC指數(shù)由1999年的1. 0153上升到2001年的1. 0417達到峰值，隨后2002—2003年為下降波段，GMC指數(shù)的谷底為2003年的1. 0025，2004年后又開始了新的上升波段，GMC指數(shù)持續(xù)上升到2008年的1. 0585達到第二個頂點，在經(jīng)歷了2009年和2010年短暫的下降后，GMC指數(shù)從2011年開始又進入到了上升軌道。

廣東GMC指數(shù)的這種變化趨勢是和國際國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境和政策變化緊密相關(guān)的，特別是從2006年開始，我國首次在“十一五規(guī)劃綱要”中將節(jié)能減排作為約束性目標(biāo)，提出了“十一五”期間單位GDP能耗降低20％左右，主要污染物排放總量減少10％，“十二五”期間單位GDP能耗降低16％左右，主要污染物排放總量減少8％～10％的約束性指標(biāo)，并通過層層分解，將降耗減排指標(biāo)納入到各級政府目標(biāo)責(zé)任和干部考核體系。從本文計算的結(jié)果看，節(jié)能減排政策的實施取得了一定的成效。

根據(jù)前文提出的分解模型，綠色全要素生產(chǎn)率變化是技術(shù)進步和效率變化的綜合結(jié)果，從本文計算的GMC指數(shù)的分解成分看，技術(shù)進步（GTC）是廣東綠色全要素生產(chǎn)率提升的主要動力，這與現(xiàn)有大部分生產(chǎn)率研究文獻中的結(jié)論相同。1998—2012年，廣東GTC指數(shù)動態(tài)變化平均值為1. 0245，年均增長2. 45％，而同期效率變化（GEC）則每年平均下降了0. 10％。從時間變化趨勢上看，GTC指數(shù)的變化趨勢與GMC指數(shù)的變化趨勢基本吻合，對比圖3和圖4可以發(fā)現(xiàn)，GTC指數(shù)變化的波峰和波谷出現(xiàn)的時間幾乎和GMC指數(shù)完全一致，這進一步說明廣東綠色全要素生產(chǎn)率的改善主要來源于技術(shù)進步。而GEC指數(shù)的變化趨勢則呈現(xiàn)出與GMC指數(shù)明顯背離的走勢（圖3和圖5），這可能是由于技術(shù)進步和技術(shù)效率改善對全要素生產(chǎn)率的作用機制不同步而造成的。

圖3　三種情形下1998—2012年廣東全要素生產(chǎn)率指數(shù)變化趨勢

圖4　三種情形下1998—2012年廣東技術(shù)效率變化指數(shù)變化趨勢

圖5　三種情形下1998—2012年廣東技術(shù)進步指數(shù)變化趨勢

在情形2即不考慮兩種主要環(huán)境污染物的情況下，1998—2012年廣東省傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)（TMC）的動態(tài)平均值為1. 0181，年均增長1. 81％，分年度看，所有年份中除2003年外其余年份廣東TMC指數(shù)都取得了正的增長。從時間變化趨勢看（圖3），廣東TMC指數(shù)的變化基本與GMC指數(shù)保持同步，但波動幅度比GMC指數(shù)小。從TMC指數(shù)的分解成分中可以看出，其改善的主要貢獻依然來源于技術(shù)進步（TTC），它在1998—2012年期間每年平均改善上升了2. 46％，而同時效率變化（TEC）則平均每年下降了0. 63％。

將上述兩種情形進行對比，我們可以將環(huán)境因素對全要素生產(chǎn)率變化的影響分離出來，從本文的計算結(jié)果看，廣東省在1998—2012年間環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)（EMC）的動態(tài)變化平均值為1. 0047，這表明從總體上看，在樣本期內(nèi)廣東的環(huán)境規(guī)制對其全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了推動作用，這一趨勢在“十一五”期間表現(xiàn)得更加明顯，與節(jié)能減排政策的實施時間是一致的。但值得注意的是，這一指標(biāo)在近兩年出現(xiàn)了惡化的趨勢。從分解成分看，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率提高的促進作用主要表現(xiàn)在環(huán)境技術(shù)效率的改善上。

（二）廣東全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解：區(qū)域和地市差異

表4給出了廣東省21個地市及四大經(jīng)濟區(qū)域三種情形下全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其成分的平均值。

在情形1下，即考慮了兩種污染物工業(yè)廢水和工業(yè)SO2的排放時，1998—2012年全省的平均綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)（GMC）為1. 0229，增長的動力來自于2. 45％的技術(shù)進步（GTC）和0. 10％的技術(shù)效率（GEC）下降。從表4可以看出，在珠三角、東西兩翼和北部山區(qū)這四大經(jīng)濟區(qū)域中，其經(jīng)濟發(fā)展并不均衡，珠三角和西翼地區(qū)的TFP增速明顯超越了其他兩個區(qū)域。

表4　1998—2012年廣東全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解：區(qū)域及地市差異

珠三角地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率增速排名全省第二，其GMC的動態(tài)變化平均值為1. 0242，這意味著綠色全要素生產(chǎn)率平均每年增長了2. 42％，略高于廣東省的整體改善程度（2. 29％），珠三角地區(qū)9個地市中，除潮州的GMC指數(shù)年均下降了1. 47％外，其余8市的綠色全要素生產(chǎn)率全部得到改善，其中廣州GMC指數(shù)年均增速最高，達到4. 18％，其次為肇慶的2. 60％和深圳的2. 52％，上述三市綠色全要素生產(chǎn)率保持較快增長的主要原因是這些地區(qū)的生態(tài)環(huán)境都得到了較好的保護，特別是2010年廣州亞運會、2011年深圳大運會的舉辦促使這兩個地區(qū)加強旅游交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大環(huán)境治理力度，減少了污染物的排放，從而大大改善了環(huán)境質(zhì)量。珠三角地區(qū)GMC指數(shù)上升的來源主要為技術(shù)進步貢獻，樣本期間內(nèi)珠三角GTC指數(shù)平均上升了2. 65％，且所有9市的GTC指數(shù)都保持在1以上，其中廣州最高，上升了4. 18％，中山、深圳、肇慶和珠海的GTC指數(shù)上升幅度也都在2％以上；與此同時，珠三角GEC指數(shù)則出現(xiàn)了平均0. 19％的下降，在珠三角全部9市中，肇慶、江門的技術(shù)效率分別上升了0. 28％、0. 13％，惠州、中山和東莞分別下降了3. 27％、1. 21％ 和0. 82％，而廣州、深圳、珠海和佛山的技術(shù)效率則保持不變，其中廣州和深圳兩市在所有年份中的效率值都為1，也就是說廣州和深圳始終處在生產(chǎn)前沿面上，表明這兩個地區(qū)在現(xiàn)有技術(shù)水平下，要素資源的生產(chǎn)潛力得到了充分的利用。

東翼地區(qū)4市的綠色全要素生產(chǎn)率年均增速為0. 49％，遠低于全省的平均幅度，其中汕頭和揭陽的表現(xiàn)相對較好，GMC指數(shù)分別上升了0. 68％和0. 28％，上升的動力主要來自技術(shù)進步，兩市的GTC指數(shù)分別增長了1. 27％和1. 37％，汕尾和潮州的技術(shù)效率指數(shù)都保持不變，但由于GTC指數(shù)分別下降了0. 15％和0. 14％，使得兩市的GMC指數(shù)均出現(xiàn)了下滑。

西翼地區(qū)3市的綠色全要素生產(chǎn)率平均增速是全省最高的，年平均增速達到3. 69％，主要是受茂名綠色全要素生產(chǎn)率大幅拉升的影響，該市不但在技術(shù)效率上與廣州、深圳一樣，始終處在生產(chǎn)前沿面上，更為突出的是茂名在技術(shù)進步上的表現(xiàn)，其GTC指數(shù)平均每年上升了5. 96％，增速位列廣東各地市之首，這是與茂名始終把發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要途徑來抓分不開的。近年來，茂名通過引導(dǎo)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)積極申報國家級高新技術(shù)企業(yè)及研發(fā)廣東省高新技術(shù)產(chǎn)品，聯(lián)系企業(yè)與高校及其他科研機構(gòu)不斷開展官產(chǎn)學(xué)研合作，促使企業(yè)加大技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)改造力度，積極開拓新的市場、開發(fā)新的產(chǎn)品、新的技術(shù)及新的工藝，使企業(yè)的經(jīng)濟效益和競爭力不斷得到提高，經(jīng)濟運行質(zhì)量明顯提升。

北部山區(qū)5市的綠色全要素生產(chǎn)率年均增速僅為0. 08％，是全省TFP貢獻度最低的地區(qū)，其經(jīng)濟發(fā)展仍主要依賴要素投入。山區(qū)5市中，韶關(guān)和梅州的GMC指數(shù)分別下降了3. 35％和1. 33％，增速分別位列全省各地市倒數(shù)第一和第三。與珠三角和東西兩翼不同的是，效率改善是山區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長的主要原因，GEC指數(shù)年均上升了0. 34％，而同期GTC指數(shù)則平均下降了0. 27％，除云浮的技術(shù)效率和技術(shù)進步均出現(xiàn)上升外，其余4市的兩個分解指數(shù)均出現(xiàn)了明顯的背離，這也顯示出，山區(qū)的經(jīng)濟增長尚處于初級階段。

在不考慮“壞”產(chǎn)出的情形2下，在考察期內(nèi)廣東省整體平均傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)（TMC）為1. 0181，表明廣東省的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率平均每年增長1. 81％。從平均意義來看，傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的增長主要由2. 46％的技術(shù)進步（TTC）推動，而技術(shù)效率（TEC）則出現(xiàn)了退步（-0. 63％）。不考慮“壞”產(chǎn)出的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)低于考慮“壞”產(chǎn)出的環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)，這說明廣東總體上對工業(yè)廢水和工業(yè)SO2的環(huán)境規(guī)制的績效在提高。分區(qū)域的計算結(jié)果與綠色全要素生產(chǎn)率的變化方向基本一致，TMC指數(shù)提升速度從快到慢依次是：西翼（2. 35％）、珠三角（2. 15％）、東翼（0. 15％）和山區(qū)（-0. 95％）。四大經(jīng)濟區(qū)域的TTC指數(shù)均有不同程度的上漲，而技術(shù)效率則同時出現(xiàn)了下滑。從21個地市的具體情況看，傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率增長最快的三個市是茂名（1. 0556）、廣州（1. 0387）和深圳（1. 0263），而下降幅度最大的三個市是惠州、清遠和韶關(guān)。

從環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟績效看，珠三角、東翼、西翼和北部山區(qū)的環(huán)境規(guī)制都改善了所在地區(qū)的經(jīng)濟績效，其中西翼和北部山區(qū)表現(xiàn)得最為明顯，EMC指數(shù)分別為1. 0131和1. 0104，而珠三角地區(qū)的環(huán)境規(guī)制績效排在廣東四大經(jīng)濟區(qū)域最后一位，其EMC指數(shù)只有1. 0026，這說明珠三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的改善主要歸因于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的提高。珠三角地區(qū)經(jīng)過改革開放以來三十多年的快速發(fā)展，面臨著土地資源過度開發(fā)、生態(tài)環(huán)境不斷惡化、企業(yè)生產(chǎn)成本不斷上升等諸多問題，因此，促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，提高環(huán)境規(guī)制績效水平成為珠三角地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。分地市看，各地市的環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)與綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)表現(xiàn)出一定程度的背離走勢，如綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)排在全省前5位的地市分別是茂名、廣州、肇慶、深圳和珠海，其對應(yīng)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)在全省的排位分別是第13、14、11、16和第17位，而環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)排在全省前5位的地市分別是陽江、江門、清遠、云浮和湛江，其對應(yīng)的綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)在全省的排位分別是第6、7、15、12和第9位。

（三）廣東及各地區(qū)經(jīng)濟增長方式與綠色全要素生產(chǎn)率

本文借鑒胡鞍鋼等的研究思路①胡鞍鋼、鄭京海、高宇寧、張寧、許海萍：《考慮環(huán)境因素的中國省級技術(shù)效率排名》，載《經(jīng)濟學(xué)》（季刊）2008年第3期。，用廣東各地市資本存量年均增長率與其地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長率之比來衡量該地區(qū)的經(jīng)濟增長方式（見表5）。如果該比值明顯大于1（大于等于1. 10），則說明該地區(qū)資本投入的增長速度明顯快于地區(qū)生產(chǎn)總值的增長速度，我們將該地區(qū)的經(jīng)濟增長方式定義為粗放型增長；如果該比值明顯小于1（小于等于0. 90），則說明該地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值增速明顯超過了資本投入的增速，我們將該地區(qū)的經(jīng)濟增長方式定義為集約型增長；如果該比值接近于1（介于0. 90到1. 10之間），我們將該地區(qū)的經(jīng)濟增長方式定義為中性增長。從表5可以看出，1998—2012年間，廣東省21個地級市中，只有茂名、廣州、深圳和汕頭4市屬于集約型增長方式，肇慶、揭陽、中山和潮州4市屬于中性增長方式，其余13市則仍處于粗放型增長階段。

表5　1998—2012年廣東各地市經(jīng)濟增長方式分類

進一步將各地市的經(jīng)濟增長方式與該地區(qū)全要素生產(chǎn)率指數(shù)關(guān)聯(lián)起來，從圖6中各地市散點圖可以看出，樣本期間廣東各地市資本存量年均增長率與其地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長率的比值與該地市綠色全要素生產(chǎn)率的變化呈現(xiàn)出比較明顯的負相關(guān)關(guān)系，即相對于粗放型增長地區(qū)，集約型增長地區(qū)取得了更快的綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

圖6　廣東各地區(qū)增長模式與綠色全要素生產(chǎn)率（1998—2012）

五、影響廣東全要素生產(chǎn)率的因素分析

前一部分分析了廣東綠色、傳統(tǒng)和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的時間變化趨勢和地區(qū)差異，研究結(jié)果表明，在三種情形下，廣東各地市及各區(qū)域之間的全要素生產(chǎn)率均表現(xiàn)出較大的波動和差異。那么究竟是什么原因造成了區(qū)域之間全要素生產(chǎn)率增長的差異呢？這一直是全要素生產(chǎn)率研究文獻關(guān)心的問題之一。本部分利用1999—2012年廣東各地市的面板數(shù)據(jù)分析其全要素生產(chǎn)率增長的影響因素。

Hall和Jones認(rèn)為，應(yīng)著重從全要素生產(chǎn)率水平相對差異的角度來比較不同經(jīng)濟主體之間的長期經(jīng)濟表現(xiàn)①Hall，R. E. and Jones，C. I.，“The Productivity of Nations”，NBER Working Paper，No. 5812，1996.②Hall，R. E. and Jones，C. I.，“Levels of Economic Activity across Countries”，American Economic Review，Vol. 87，No. 2，1997，pp. 173 -177.③Hall，R. E. and Jones，C. I.，“Why do Some Countries Produce so Much More Output per Worker than Others”，Quarterly Journal of Economics，Vol. 114，No. 2，1999，pp. 83 -116.。本文參考郭慶旺等的研究思路④郭慶旺、趙志耘、賈俊雪：《中國省份經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率分析》，載《世界經(jīng)濟》2005年第5期。，引入累積相對全要素生產(chǎn)率指數(shù)的概念，并將廣東省第i（i =1，2，…，21）個地市在第t（t =1999，2000，…，2012）年的累積相對綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)CGMCit定義為：

類似的，廣東省第i（i =1，2，…，21）個地市在第t（t =1999，2000，…，2012）年的累積相對傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)CTMCit可以定義為：

本文以累積相對全要素生產(chǎn)率指數(shù)CGMCit、CTMCit作為面板數(shù)據(jù)模型的被解釋變量。與全要素生產(chǎn)率的年度增長指數(shù)相比，累積相對全要素生產(chǎn)率指數(shù)具有以下優(yōu)勢：首先，累積相對指數(shù)既體現(xiàn)了各地市在樣本基期的生產(chǎn)率差別，又考慮了樣本區(qū)間內(nèi)生產(chǎn)率的動態(tài)變化，因而能夠比年度增長指數(shù)更全面地反映各地市全要素生產(chǎn)率增長的實際差異；其次，從計量經(jīng)濟學(xué)的角度看，全要素生產(chǎn)率年度增長指數(shù)的水平值通常會圍繞1. 0上下波動，變化的幅度較小，因此基于年度增長指數(shù)得到的回歸結(jié)果中大部分的參數(shù)統(tǒng)計量不夠顯著，而采用累積相對全要素生產(chǎn)率指數(shù)則可以較好地彌補這個缺陷。

從現(xiàn)有的研究文獻看，學(xué)者們主要從宏觀經(jīng)濟因素、對外開放、科技活動、結(jié)構(gòu)因素、制度因素以及環(huán)境治理等角度研究了全要素生產(chǎn)率增長的各種影響因素。根據(jù)本文的分析目的，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇以下因素作為計量模型的解釋變量：經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦結(jié)構(gòu)、地方財政支出能力、經(jīng)濟開放度、外資利用強度、科技投入強度、人力資本、人口密度，各解釋變量定義如下：

經(jīng)濟發(fā)展水平：用各地市人均不變價地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)（LNPGDP）表示，同時考慮其平方項（SLNPGDP），以此來檢驗全要素生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線是否存在。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：用廣東各地市當(dāng)年價表示的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比（TS）表示，如果TS值處于上升過程中，則說明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化呈現(xiàn)出明顯的服務(wù)化傾向，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)走向高級化。

資源稟賦結(jié)構(gòu)：本文用各地市資本存量年平均余額與全社會就業(yè)年平均人數(shù)的比值的對數(shù)（LNKPL）來反映各地市的資源稟賦結(jié)構(gòu)。

地方財政支出能力：用各地市地方財政預(yù)算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（R_LGE）表示。

經(jīng)濟開放度：用各地市外貿(mào)依存度，即以人民幣表示的海關(guān)進出口貿(mào)易總額占該地市地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（R_EO）表示。

外資利用強度：用各地市以人民幣表示的外商直接投資占該地市地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（R_ FDI）表示，考察外資流入對廣東全要素生產(chǎn)率增長的“溢出效應(yīng)”，同時也可用來驗證“污染避難所假說”是否存在。

科技投入強度：用各地市工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出（2008年以前為大中型工業(yè)企業(yè)科技經(jīng)費內(nèi)部支出）占該地市地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（R_RD）表示。

人力資本：用工業(yè)企業(yè)科技活動人數(shù)占全社會從業(yè)人數(shù)的比重（R_NPST）表示。

人口密度：用各地市單位面積上居住的人口數(shù)的對數(shù)（LNPD）表示。

基于1999—2012年廣東省21個地市的數(shù)據(jù)，本文采用面板數(shù)據(jù)的多元回歸方法，檢驗以上幾種因素對廣東綠色和傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)的影響，建立如下計量模型：

其中，CGMCit、CTMCit分別表示累積相對綠色和傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指數(shù)（因變量），xjit代表影響全要素生產(chǎn)率增長的因素，βj是被估計參數(shù)，εit是殘差項，αi是截距項。數(shù)據(jù)來源于歷年《廣東統(tǒng)計年鑒》，缺失數(shù)據(jù)經(jīng)過了插值法處理。

利用Eviews8. 0軟件，針對上述兩個模型分別建立固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，表6為幾種情形下的回歸結(jié)果，Hausman檢驗和冗余固定效應(yīng)F值檢驗的結(jié)果說明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型和混合面板模型。因此，本文接下來的分析以固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果為主，同時將隨機效應(yīng)模型的回歸結(jié)果作為對比項。

表6顯示在考慮環(huán)境規(guī)制的情況下經(jīng)濟發(fā)展水平（實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)及其平方項，LNPGDP，SLNPGDP）、地方財政支出能力（地方財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，R_LGE）、外資利用強度（外商直接投資與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，R_FDI）、人力資本（工業(yè)企業(yè)科技活動人數(shù)占全社會從業(yè)人數(shù)的比重，R_NPST）的估計系數(shù)在1％的水平上顯著，資源稟賦結(jié)構(gòu)（資本勞動比，LNKPL）的估計系數(shù)在5％的水平上顯著，科技投入強度（大中型工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，R_RD）的估計系數(shù)在20％的水平上顯著，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比，TS）、經(jīng)濟開放度（海關(guān)進出口總額占GDP比重，R_EO）、人口密度（LNPD）的估計系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著。不考慮環(huán)境規(guī)制的情況下，經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦結(jié)構(gòu)、地方財政支出能力、外資利用強度、人力資本、人口密度的估計系數(shù)都在1％的水平上顯著，經(jīng)濟開放度的估計系數(shù)在5％的水平上顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計系數(shù)在20％的水平上顯著，而科技投入強度的估計系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著。對以上結(jié)果具體分析如下：

表6　廣東全要素生產(chǎn)率增長影響因素的回歸結(jié)果

（1）經(jīng)濟發(fā)展水平對廣東全要素生產(chǎn)率的影響在考慮和不考慮環(huán)境規(guī)制的情況下都呈現(xiàn)出“U”形曲線的特征，即其一次項的系數(shù)為負，二次項的系數(shù)為正。這一結(jié)果與田銀華等利用中國省際數(shù)據(jù)估計的結(jié)果相符①田銀華、賀勝兵、胡石其：《環(huán)境約束下地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長的再估算：1998—2008》，載《中國工業(yè)經(jīng)濟》2011年第1期。，同時也印證了廣東經(jīng)濟發(fā)展中環(huán)境庫茲涅茨曲線的存在。Grossman等認(rèn)為，環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關(guān)系受到三方面因素的影響②G. Grossman and A. Krueger，“Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement”，NBER Working Paper，No. 3914，1991.：一是隨著人均收入的增長，經(jīng)濟規(guī)模變得越來越大，而伴隨著產(chǎn)出水平的提高，經(jīng)濟活動的副產(chǎn)品——環(huán)境污染物如廢水、廢氣、廢渣等排放量也在快速地增長，帶來的是環(huán)境質(zhì)量水平的不斷下降，這就是所謂的規(guī)模效應(yīng)；二是隨著經(jīng)濟發(fā)展到一定的水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會不斷地優(yōu)化升級，高物耗、高能耗、高污染的產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，對環(huán)境的污染不斷減少，這就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對環(huán)境質(zhì)量改善所產(chǎn)生的正效應(yīng)；三是清潔能源、清潔技術(shù)的應(yīng)用也使得原來那些污染嚴(yán)重的產(chǎn)業(yè)不斷減少污染物的排放，從而帶來環(huán)境質(zhì)量的改善，這就是所謂的技術(shù)效應(yīng)。正是因為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三者之間的交替影響，環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展水平的關(guān)系呈倒“U”形曲線，而考慮環(huán)境因素的全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟發(fā)展水平的關(guān)系則呈現(xiàn)出正“U”形曲線的特征。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量的回歸系數(shù)在兩種情況下都為正，但在統(tǒng)計上均不太顯著，表明隨著經(jīng)濟“服務(wù)化”程度的提高，全要素生產(chǎn)率將隨之上升，世界銀行的分析表明，中國全要素生產(chǎn)率的增長與勞動力在三次產(chǎn)業(yè)部門之間的轉(zhuǎn)移有關(guān)。

（3）資源稟賦結(jié)構(gòu)對廣東全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的負向影響，這與現(xiàn)有大部分文獻的研究結(jié)論相同①②③涂正革：《環(huán)境、資源與工業(yè)增長的協(xié)調(diào)性》，載《經(jīng)濟研究》2008年第2期。，涂正革認(rèn)為，資本密集型產(chǎn)業(yè)主要是一些高能耗、重污染的產(chǎn)業(yè)，而勞動密集型產(chǎn)業(yè)則對應(yīng)于低能耗、輕污染的產(chǎn)業(yè)，如果一個地區(qū)的資本勞動比不斷上升，則說明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正從以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主的結(jié)構(gòu)向以資本密集型產(chǎn)業(yè)為主的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化④涂正革：《環(huán)境、資源與工業(yè)增長的協(xié)調(diào)性》，載《經(jīng)濟研究》2008年第2期。。因此，過快過早的資本深化不利于廣東全要素生產(chǎn)率的提高。

（4）地方財政支出能力的回歸系數(shù)在兩種情況下都顯著為正。地方政府財政支出占當(dāng)?shù)谿DP的比重反映了一個地區(qū)政府干預(yù)經(jīng)濟活動的能力大小，地方政府經(jīng)常性財政支出項目一般可以劃分為基本建設(shè)支出、科技教育支出、農(nóng)業(yè)財政支出、社會民生保障支出以及行政管理支出等幾個方面，當(dāng)?shù)胤截斦С鲋饕糜诨A(chǔ)設(shè)施建設(shè)和科技與教育投入等方面時，無疑會推動當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)進步和全要素生產(chǎn)率的提升，而當(dāng)政府部門行政管理支出比重過高時，會弱化財政在科教和基礎(chǔ)設(shè)施上的投入，從而不利于全要素生產(chǎn)率的提高⑤毛其淋、盛斌：《對外經(jīng)濟開放、區(qū)域市場整合與全要素生產(chǎn)率》，載《經(jīng)濟學(xué)》（季刊）2011年第10期。。本文的研究結(jié)果證實了廣東各地市政府財政支出在前一方面的正向效應(yīng)超過了后一方面的負向效應(yīng)。

（5）經(jīng)濟開放度對廣東傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生了顯著的正向影響，對其綠色全要素生產(chǎn)率的影響同樣為正，但統(tǒng)計上不太顯著。這表明通過進出口貿(mào)易規(guī)模的擴大，可以加強對外經(jīng)濟聯(lián)系，有利于對國外先進技術(shù)和管理經(jīng)驗的引進吸收，從而可以推動地區(qū)經(jīng)濟增長和全要素生產(chǎn)率水平的提升。

（6）外資利用強度在考慮和不考慮環(huán)境規(guī)制兩種情況下都在1％的水平上促進了廣東全要素生產(chǎn)率的提高。一般認(rèn)為FDI對全要素生產(chǎn)率的影響主要有兩方面：一方面，F(xiàn)DI可能通過知識的溢出、技術(shù)的擴散、先進的生產(chǎn)流程和管理手段的引進等促進東道國全要素生產(chǎn)率的增長⑥Borensztein，E. J.，De Gregorio，J. W. Lee，“How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth？”，Journal of International Economics，Vol. 45，Issue 1，1998，pp. 115 -135.，這就是通常所說的FDI的溢出效應(yīng)；另一方面，發(fā)達國家由于環(huán)境規(guī)制相對于發(fā)展中國家更為嚴(yán)厲，其污染密集產(chǎn)業(yè)通常會利用資本輸出的方式向后者轉(zhuǎn)移，即發(fā)展中國家充當(dāng)了發(fā)達國家的“污染避難所”，這一假說在許多文獻中得到了驗證⑦李國柱：《外商直接投資與環(huán)境污染的因果關(guān)系檢驗》，載《國際貿(mào)易問題》2007年第6期。。本文研究結(jié)果證實了FDI的溢出效應(yīng)而否認(rèn)了“污染避難所”假說。

（7）科技投入強度的邊際效應(yīng)在環(huán)境規(guī)制下為正，不考慮環(huán)境規(guī)制情況下為負，且統(tǒng)計顯著水平都不高，說明研發(fā)投入不是廣東全要素生產(chǎn)率的主要影響因素，這與現(xiàn)有很多文獻中的研究結(jié)論相同，其原因正如陳豐龍所分析的一樣①陳豐龍、徐康寧：《本土市場規(guī)模與中國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率》，載《中國工業(yè)經(jīng)濟》2012年第5期。，可能主要表現(xiàn)在以下兩方面：一是時滯效應(yīng)的存在，研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的影響可能需要滯后兩到三期才能顯現(xiàn)出來；二是廣東企業(yè)在研發(fā)投入的使用上可能存在一定的結(jié)構(gòu)不合理以及效率低下等問題。

（8）人力資本在兩種情況下都表現(xiàn)出顯著的正向影響，這一研究結(jié)果表明人力資本的提高能夠強有力地推動全要素生產(chǎn)率的增長。

（9）人口密度顯著地促進了廣東傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的增長，而對綠色全要素生產(chǎn)率的影響則不確定，這是符合人口增長與經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律的。一般來說，人口密度對經(jīng)濟發(fā)展的影響有其兩面性。一方面人口密度的提高對經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的促進作用，隨著單位面積上人口數(shù)量的增加，勞動力的供給有了充分保證，社會分工成為可能，而社會分工是生產(chǎn)協(xié)作和各種創(chuàng)新活動的前提條件；同時，人口密度的增加伴隨著市場容量的擴大、交通基礎(chǔ)設(shè)施成本的降低、更加頻繁的商品交換，所有這些因素都會推動經(jīng)濟的發(fā)展和全要素生產(chǎn)率的提高。另一方面，我們生存的環(huán)境如果人口密度過大，會導(dǎo)致自然資源被過度開發(fā)，社會管理日益混亂，就業(yè)壓力不斷增大，以及能源消耗過大和環(huán)境污染嚴(yán)重等一系列問題，這些因素?zé)o疑會阻礙全要素生產(chǎn)率的提高。

六、結(jié)論和政策啟示

本文利用Malmquist指數(shù)測算和分析了廣東省及各地市1996—2012年綠色和傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率以及環(huán)境因素對全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，廣東全要素生產(chǎn)率改善的貢獻來源為技術(shù)進步，從總體上看，環(huán)境規(guī)制對廣東全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了推動作用；分區(qū)域看，西翼是全要素生產(chǎn)率提高最快的區(qū)域，其次為珠三角地區(qū)，再次為東翼，北部山區(qū)在全要素生產(chǎn)率的改善上速度最慢，四大經(jīng)濟區(qū)域的環(huán)境規(guī)制績效均顯著為正。對影響全要素生產(chǎn)率因素的實證分析表明：在考慮環(huán)境規(guī)制的情況下，經(jīng)濟發(fā)展水平、地方財政支出、外資的利用和人力資本對全要素生產(chǎn)率增長有顯著的促進作用，不考慮環(huán)境規(guī)制的情況下經(jīng)濟發(fā)展水平、地方財政支出、外資的利用、人力資本和人口密度與TFP存在正相關(guān)關(guān)系，而資本勞動比在兩種情況下都與TFP存在著負相關(guān)關(guān)系。

目前，廣東經(jīng)濟發(fā)展和中國經(jīng)濟發(fā)展同樣面臨著“三期疊加”的挑戰(zhàn)，即增長速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期和前期刺激政策消化期，廣東經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展需要各地市協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護的關(guān)系，走節(jié)能減排的集約式增長之路。首先，促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級是經(jīng)濟發(fā)展的必然要求，是廣東經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的動力，要通過調(diào)整優(yōu)化行業(yè)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間布局、提升產(chǎn)品和技術(shù)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)，形成結(jié)構(gòu)高級化、布局合理化、發(fā)展聚集化、競爭力高端化的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系；其次，要繼續(xù)加大科技投入和成果轉(zhuǎn)化，實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，實現(xiàn)由“廣東制造”向“廣東智造”的轉(zhuǎn)變；再次，進一步促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，發(fā)揮珠三角的輻射帶動功能，加強珠三角和粵東西北地區(qū)之間的要素流動和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，形成梯度分工合理、優(yōu)勢共贏互補的多層次產(chǎn)業(yè)協(xié)作體系；最后，政府嚴(yán)格執(zhí)行節(jié)能減排政策，保障經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性，對于環(huán)境污染已經(jīng)較為嚴(yán)重的地區(qū)，要盡快關(guān)停污染企業(yè)、升級生產(chǎn)技術(shù)、淘汰落后產(chǎn)能，粵東西北地區(qū)作為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的承接地，應(yīng)注重對產(chǎn)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的打造，力求杜絕使承接地區(qū)成為污染企業(yè)避難地的情況發(fā)生。

［責(zé)任編輯 王治國 責(zé)任校對 王景周］

［基金項目］國家自然科學(xué)基金項目《中國城市水務(wù)行業(yè)市場化改革的效率評價及提升路徑研究》（批準(zhǔn)號：71473105）；教育部新世紀(jì)優(yōu)秀人才支持計劃《環(huán)境管制、全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長》（批準(zhǔn)號：NCET -110856）。

［作者簡介］周永文（1973—），男，湖南瀏陽人，暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院講師、博士生，主要從事產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長方面的研究。

［收稿日期］2015 -05 -15

［中圖分類號］F205；F224；F127

［文獻標(biāo)識碼］A

［文章編號］1000 -5072（2016）01 -0096 -17