一、引言

經(jīng)濟(jì)增長和減少污染是當(dāng)今人們關(guān)注的重點(diǎn)。在改革開放的過程中，中國經(jīng)濟(jì)在取得快速增長的同時(shí)，也帶來了較為嚴(yán)重的環(huán)境污染問題?！?010年中國環(huán)境狀況公報(bào)》顯示中國地表水污染較重，七大水系都出現(xiàn)了一定程度的污染，特別是氣溫不斷升高，自1997年以來已經(jīng)連續(xù)出現(xiàn)了14個(gè)氣溫偏高年份，彰顯了溫室氣體排放過多所產(chǎn)生的不良后果。而在最新出爐的2012年全球環(huán)境績效指數(shù)(EPI，Environmental Performance Index)排名中，中國在132個(gè)國家中名列第116位，環(huán)境情況顯然不容樂觀。但是，不管怎樣，中國的工業(yè)化和城市化步伐不會(huì)停止，因?yàn)楫吘拱l(fā)展是第一要?jiǎng)?wù)，以上出現(xiàn)的環(huán)境問題只有在發(fā)展的過程中才能得到徹底地解決。重要的是我們應(yīng)該盡早地把對(duì)環(huán)境的消耗納入到我們經(jīng)濟(jì)增長核算的范疇，讓人們充分認(rèn)識(shí)到環(huán)境的消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長績效的影響，進(jìn)而促使人們?cè)诎l(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)關(guān)注和重視環(huán)境問題。

中國經(jīng)濟(jì)的快速增長已引起了眾多學(xué)者對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長績效的關(guān)注。在已有的文獻(xiàn)中，大量關(guān)于中國經(jīng)濟(jì)增長績效問題的研究主要是在沒有考慮經(jīng)濟(jì)增長可能對(duì)環(huán)境產(chǎn)生較大損耗的情況下進(jìn)行的，即他們主要是從基于沒有考慮環(huán)境因素的傳統(tǒng)效率和生產(chǎn)率角度來考察中國經(jīng)濟(jì)增長的績效和可持續(xù)性的。在這些研究中，從方法上來看主要分為Solow的增長核算法(如Chow，1993;Borensztein & Ostry，1996;Wang & Yao，2003;Zheng et al.，2009;王小魯?shù)龋?009)和包括DEA與SFA的生產(chǎn)前沿分析方法(如顏鵬飛等，2004;鄭京海和胡鞍鋼，2005;岳書敬等，2006;王志剛等，2006;吳延瑞，2008;王志平，2010)。近年來，才出現(xiàn)了一些在考慮環(huán)境因素下的對(duì)我國生產(chǎn)效率和全要素生產(chǎn)率進(jìn)行研究的文獻(xiàn)，比如胡鞍鋼等(2008)和李靜(2009)在考慮環(huán)境因素的情況下基于當(dāng)期DEA的方法對(duì)我國區(qū)域的生產(chǎn)效率狀況進(jìn)行了探討，王兵等(2010)和田銀華等(2011)則運(yùn)用序列DEA方法對(duì)在環(huán)境約束下的我國區(qū)域全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了進(jìn)一步的研究，而陳詩一(2009)在考慮排放的情況下對(duì)我國工業(yè)分行業(yè)進(jìn)行了綠色經(jīng)濟(jì)增長核算。

從以上可見，對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長中的生產(chǎn)效率和全要素生產(chǎn)率進(jìn)行研究的成果是豐富的。但在以上研究中，大部分是在沒有考慮經(jīng)濟(jì)增長對(duì)環(huán)境產(chǎn)生損耗的情況下進(jìn)行的，即他們并沒有考慮經(jīng)濟(jì)增長所可能帶來的環(huán)境影響，因而會(huì)扭曲對(duì)社會(huì)福利變化和經(jīng)濟(jì)績效的評(píng)價(jià)，并可能在政策建議上產(chǎn)生誤導(dǎo)(Hailu et al.，2000)。而在以上對(duì)環(huán)境影響加以考慮的文獻(xiàn)中，除了陳詩一(2009)是利用基于擴(kuò)展新古典增長模型的Solow余值法對(duì)我國工業(yè)分行業(yè)的綠色經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了研究之外，其他對(duì)我國綠色經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行研究的文獻(xiàn)基本上都是基于DEA方法而展開的，采用SFA方法進(jìn)行的相關(guān)研究似乎還很少出現(xiàn)。另外，從方法論的角度來看，上述基于Solow余值的增長核算法，由于不能考慮生產(chǎn)過程中的無效率以及它的準(zhǔn)確性，得建立在一些很強(qiáng)的假設(shè)條件之上(如完全競爭和利潤最大化等)，這些不足之處都可能使其結(jié)論有偏(鄭京海等，2005)。而對(duì)于DEA方法，其不但具有對(duì)測量誤差和極端值特別敏感的缺陷之外，另外的一個(gè)重要問題是以上用DEA方法進(jìn)行分析的文獻(xiàn)(包括當(dāng)期DEA及序列DEA)中，他們對(duì)省際生產(chǎn)率的分解基本上都是建立在Fre et al. (1994)的方法之上的。然而該文對(duì)生產(chǎn)率的分解方法由于其對(duì)技術(shù)進(jìn)步的測算是基于虛擬的規(guī)模報(bào)酬不變(CRS)前沿，而不是實(shí)際的規(guī)模報(bào)酬可變(VRS)前沿面的移動(dòng)得到的，通常會(huì)產(chǎn)生一向上偏誤的技術(shù)變化值和向下偏誤的規(guī)模效率變化值(Grifell-Tatje et al.，1999);而一些試圖擺脫上述分解有偏的研究(如王兵等，2010)在基于VRS前沿來測算技術(shù)進(jìn)步時(shí)，又遇到了很多的“不可行解”問題，即在該方法下不能求出技術(shù)進(jìn)步的值。對(duì)于以上兩難困境，Ray et al. (1997)認(rèn)為基于顯性的超越對(duì)數(shù)距離函數(shù)方法可以很好地解決。對(duì)于傳統(tǒng)的SFA方法，其對(duì)于生產(chǎn)率的分解因子——技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模變化也因不滿足“費(fèi)雪理想指數(shù)”(Fisher Ideal Index)的特點(diǎn)，從而也可能在分解中會(huì)帶來潛在的有偏誤的結(jié)論(Orea，2002)。另外以上所有文獻(xiàn)的樣本期都為2008年之前，缺乏對(duì)2009年全球性的金融危機(jī)對(duì)我國產(chǎn)出及生產(chǎn)率影響方面的研究。

有鑒于以上情況，本文準(zhǔn)備在以下幾個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展：(1)嘗試在SFA的框架下納入環(huán)境因素來對(duì)我國的綠色經(jīng)濟(jì)增長狀況進(jìn)行分析;(2)在廣義馬姆奎斯特指數(shù)與隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)相結(jié)合的模型框架下，放松規(guī)模報(bào)酬不變假定，對(duì)我國區(qū)域的生產(chǎn)率及其各成分進(jìn)行研究;在此框架下，能有效克服DEA對(duì)全要素生產(chǎn)率分解的偏誤或無可行解問題，同時(shí)也能避免傳統(tǒng)SFA分解中的非“費(fèi)雪理想指數(shù)”問題，從而有利于對(duì)樣本期內(nèi)我國的生產(chǎn)率及其各成分形成更準(zhǔn)確的認(rèn)識(shí);(3)把樣本期延展到2009年，由此可以對(duì)全球性的金融危機(jī)對(duì)我國生產(chǎn)率的影響進(jìn)行判斷。

本文下面的安排是：第二部分是研究方法和模型介紹;第三部分是對(duì)本文所用數(shù)據(jù)和變量的說明及處理;第四部分是對(duì)納入環(huán)境因素后我國的環(huán)境生產(chǎn)效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率進(jìn)行實(shí)證分析，并對(duì)一些相關(guān)問題展開討論;第五部分是文章結(jié)論與政策含義。

二、研究方法和模型

在本文中，為了實(shí)現(xiàn)在SFA分析框架下納入環(huán)境因素來比較精確地對(duì)我國的生產(chǎn)效率及其全要素生產(chǎn)率進(jìn)行研究，我們引入Balk(2001)和Orea(2002)對(duì)生產(chǎn)率的分解方法，即在生產(chǎn)技術(shù)呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬可變的情形下，就產(chǎn)出導(dǎo)向角度而言，根據(jù)生產(chǎn)率變化的不同來源，可以把全要素生產(chǎn)率(TFP)從時(shí)期t到時(shí)期t+1的變化分解為四個(gè)部分，即：

TFP變化=生產(chǎn)效率變化×技術(shù)變化×規(guī)模效率變化×產(chǎn)出組合效應(yīng)

(Wang & Schmidt,2002)。在本文中我們主要關(guān)注具有代表性的反映地區(qū)稟賦特征和體制發(fā)展?fàn)顩r的基礎(chǔ)設(shè)施與市場化程度這兩個(gè)外生變量對(duì)中國省份生產(chǎn)效率的影響，而δ為非效率方程中的系數(shù)待估計(jì)值。

在(2)式參數(shù)技術(shù)情況下，我們可以計(jì)算各DMU的生產(chǎn)效率、效率變化、技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模效率變化和產(chǎn)出組合效應(yīng)等數(shù)值，即可求得(1)式中的TEC、TC、SEC和OME等分解因子的值。首先對(duì)于形如(2)式所示的單產(chǎn)出情形，Balk(2001)和Orea(2002)等的研究表明它的產(chǎn)出組合效應(yīng)的值等于1，即其對(duì)TFP的變化沒有影響。此時(shí)計(jì)算(1)式中的前三個(gè)因子可

以包含TFP的總變化情況，在本文中我們的研究就是這種情形。再是對(duì)于每個(gè)DMU的生產(chǎn)效率，我們可以用其在t時(shí)期存在生產(chǎn)非效率時(shí)實(shí)際產(chǎn)出的期望值與其同期完全生產(chǎn)有效時(shí)產(chǎn)出的期望值之間的比率來確定，即第i個(gè)DMU在t時(shí)期的生產(chǎn)效率可以被定義為：

另外，對(duì)于第i個(gè)DMU從時(shí)期t到時(shí)期t+1的技術(shù)變化指數(shù)，根據(jù)Fuentes et al.(2001)、Orea(2002)和科埃利等(2008)等人的研究，在非中性技術(shù)變化的情況下，技術(shù)變化值會(huì)隨著投入向量的不同而發(fā)生變化，因而需取相鄰時(shí)期t和t+1的技術(shù)變化指數(shù)的幾何均值。在此考慮下，我們可以依據(jù)以下式子計(jì)算得到技術(shù)變化指數(shù)(TC)的值：

值得說明的是，根據(jù)Fuentes et al.(2001)、Orea(2002)和科埃利等(2008)的方法，上面的(4)式、(5)式和(6)式都可以由隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)(2)式通過構(gòu)造超越對(duì)數(shù)形式的距離函數(shù)方法推導(dǎo)得出，同時(shí)也可得到它們分別對(duì)應(yīng)著(1)式中的全要素生產(chǎn)率變化(TFPC)的三個(gè)分解因子TEC、TC和SEC的值。②顯然，由(5)式和(6)式所得到的分解因子都是滿足“費(fèi)雪理想指數(shù)”要求的，并且它們都是建立在VRS基礎(chǔ)上得出的值，即是基于實(shí)際而非虛擬前沿面得到的，所以其對(duì)技術(shù)變化與規(guī)模效率變化等的分解是準(zhǔn)確的。同時(shí)我們的研究也表明其沒有出現(xiàn)“不可行解”的問題，這些都說明我們的方法具有較大的優(yōu)勢。這樣，我們就可以在放松規(guī)模報(bào)酬不變的假定下，采用上述廣義馬姆奎斯特指數(shù)與超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)相結(jié)合的方法，以對(duì)我國在考慮環(huán)境因素下的生產(chǎn)效率及其全要素生產(chǎn)率的變化狀況進(jìn)行探究和分析。

三、數(shù)據(jù)和變量

根據(jù)我們的研究目的和數(shù)據(jù)的可獲得性，在本文中用到包括1995-2009年的除西藏以外的中國大陸30個(gè)省區(qū)市(后文統(tǒng)稱為省份)的有關(guān)他們各自產(chǎn)出、投入以及反映其地區(qū)稟賦特征和體制狀況等變量的數(shù)據(jù)，其中重慶按照大多數(shù)人的做法，我們也把它合并到四川省進(jìn)行分析。有關(guān)上述所有變量的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于以上變量的處理及解釋如下：

產(chǎn)出使用各省份以2000年為基期的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值(GRP)。勞動(dòng)投入我們使用有效勞動(dòng)的形式，即用各省份歷年的一、二、三產(chǎn)業(yè)的總就業(yè)人數(shù)與各省份就業(yè)人員的平均受教育年限的乘積來表示勞動(dòng)的投入數(shù)量，對(duì)于缺失年份的就業(yè)人員平均受教育年限數(shù)據(jù)，則根據(jù)陳釗等(2004)的方法進(jìn)行了補(bǔ)齊。資本投入沒有現(xiàn)存的數(shù)據(jù)資料可以使用，需要進(jìn)行估算，在本文中我們使用大多數(shù)學(xué)者所采用的“永續(xù)盤存法”來進(jìn)行估算。具體來說，我們利用了張軍等(2004)的研究成果得到1995-2000年各省份的資本存量數(shù)據(jù)，然后我們按照其同樣的方法延展得到2001-2009年各省份的資本存量數(shù)據(jù)，再把得到的數(shù)據(jù)都統(tǒng)一調(diào)整為以2000年為基期的相應(yīng)值。而對(duì)于反映地區(qū)稟賦特征的基礎(chǔ)設(shè)施狀況，我們借鑒吳延瑞(2008)的做法，用各省份每十平方千米土地上的公路長度與鐵路長度的幾何平均值來表征;對(duì)于反映體制發(fā)展?fàn)顩r的市場化指數(shù)，我們采用了樊綱等(2010)年提供的數(shù)據(jù)，但對(duì)于1995-1996年和2008-2009年四年的未可得數(shù)據(jù)我們同樣依據(jù)陳釗等(2004)的方法進(jìn)行了補(bǔ)充。而環(huán)境投入是本文引入的新變量，下面著重說明。

本文還引入環(huán)境變量這一投入類型，用以考察在考慮環(huán)境因素的情況下對(duì)我國省份生產(chǎn)效率及其全要素生產(chǎn)率增長所可能產(chǎn)生的影響。當(dāng)前，對(duì)環(huán)境因素的考慮主要有兩種方式：一是將對(duì)環(huán)境造成影響的污染排放物作為投入要素，與資本和勞動(dòng)投入一樣一起引入生產(chǎn)函數(shù)，只不過是一種未支付的投入，這方面的代表文獻(xiàn)比如有Koop(1998)、Ramanathan(2005)、陳詩一(2009)等;二是把污染排放看作非期望產(chǎn)出，和期望產(chǎn)出(好產(chǎn)出)一道引入生產(chǎn)過程，利用方向性距離函數(shù)來對(duì)其進(jìn)行分析，比如有Watanabe et al.(2007)、王兵等(2010)、陳詩一(2010)等。在本文中，我們采取第一種把污染排放物看作投入要素的處理方法，并且考慮到排放作為“溫室效應(yīng)”的主要誘因，其排放量已經(jīng)成為世人對(duì)環(huán)境問題關(guān)注的重點(diǎn)。由此，在本研究中我們把這一污染排放作為環(huán)境投入要素納入到我們的分析模型當(dāng)中，以此來進(jìn)行我國的綠色經(jīng)濟(jì)增長分析。而對(duì)于我國各省份的排放數(shù)據(jù)，因?yàn)槠洳荒苤苯訌母鞣N統(tǒng)計(jì)資料中獲得，所以必須進(jìn)行估算。本文中對(duì)排放的估算參照了陳詩一(2009)的方法，以各省份歷年所消耗的煤炭、石油和天然氣三種消耗量較大的一次能源為基準(zhǔn)來估算其各自的排放量。③

四、模型估計(jì)和經(jīng)驗(yàn)分析

(一)模型估計(jì)結(jié)果

表1報(bào)告了運(yùn)用Frontier 4.1計(jì)量軟件用極大似然法估計(jì)得出的在考慮環(huán)境因素下的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果(模型2)，同時(shí)為了較為全面地研究在考慮環(huán)境因素下的綠色經(jīng)濟(jì)增長與不考慮環(huán)境因素的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長下的我國經(jīng)濟(jì)增長績效的差別，在本文中我們也對(duì)不考慮環(huán)境因素的沒有包含排放這一環(huán)境投入要素的兩投入模型進(jìn)行了估計(jì)(模型1)。

從表1中兩模型的估計(jì)結(jié)果可以看出本文所選擇的超越對(duì)數(shù)形式的隨機(jī)前沿模型表現(xiàn)良好。對(duì)模型1和模型2所對(duì)應(yīng)的柯布—道格拉斯(CD)生產(chǎn)函數(shù)模型適用性檢驗(yàn)的似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR的值分別高達(dá)61.32和99.32，表明我們所選擇的超越對(duì)數(shù)形式的生產(chǎn)函數(shù)是比CD生產(chǎn)函數(shù)更適合的模型。兩個(gè)模型的共35個(gè)回歸系數(shù)中，只有5個(gè)在10%的顯著性水平下不顯著(其中有一個(gè)在15%的水平下顯著)，而其他解釋變量的說明能力都極強(qiáng)(基本上都在1%水平下顯著)。同時(shí)它們的單邊偏誤似然比都較大，表明兩模型的隨機(jī)誤差部分都符合混合卡方分布，而由它們的方差參數(shù)γ的值都接近于1，且非常顯著表明，無論是在考慮還是不考慮環(huán)境因素下我國的省份經(jīng)濟(jì)中都存在著普遍的生產(chǎn)無效現(xiàn)象。所有這些說明了，我們運(yùn)用能夠考慮生產(chǎn)無效應(yīng)的超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿分析方法，來對(duì)我國的綠色生產(chǎn)率變動(dòng)狀況進(jìn)行研究是必要的和可靠的。

另外，從以上估計(jì)結(jié)果中，我們可以看出在兩個(gè)模型里，非效率方程中表征省份市場化發(fā)展程度的市場化指數(shù)(z2)的系數(shù)估計(jì)值都顯著為負(fù)，表明市場經(jīng)濟(jì)體制的推進(jìn)有著明顯地促進(jìn)省份生產(chǎn)效率提高的作用，并且在考慮環(huán)境因素的情況下這種作用似乎更明顯(模型2中該估計(jì)值的絕對(duì)值更大)。這些說明我國的落后省份要想提高生產(chǎn)效率以及改進(jìn)環(huán)境質(zhì)量，下大力氣推動(dòng)市場經(jīng)濟(jì)體制的健全是很

有必要的。但基礎(chǔ)設(shè)施(z1)在兩個(gè)模型中的系數(shù)估計(jì)值都表現(xiàn)為正(盡管模型2中的不太顯著)，即以公路和鐵路為代表的基礎(chǔ)設(shè)施的增多還在某種程度上加重了非效率的存在。對(duì)于這種現(xiàn)象，可能表明基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)由于是大量投資所形成的，其效能將在未來很長的時(shí)期內(nèi)存在，短期內(nèi)則由于占用投資太多等原因而表現(xiàn)出對(duì)生產(chǎn)效率提高的阻礙作用，但在經(jīng)過較長時(shí)間后，其應(yīng)該是有利于提高生產(chǎn)效率和改善環(huán)境的。④

(二)經(jīng)驗(yàn)結(jié)果分析

根據(jù)第二部分介紹的方法和前面的模型估計(jì)結(jié)果，我們可以對(duì)我國的環(huán)境生產(chǎn)效率及環(huán)境全要素生產(chǎn)率進(jìn)行比較全面的分析。⑤同時(shí)為了更為清晰地了解在考慮環(huán)境因素下的我國綠色經(jīng)濟(jì)增長的績效，我們把不考慮與考慮環(huán)境因素的兩種不同情況結(jié)合起來進(jìn)行分析。再者也依照部分學(xué)者(如王兵等，2010)的劃分方法，把考察的樣本時(shí)間劃分為兩個(gè)不同的子時(shí)期：1995-2002年和2003-2009年。⑥在空間上，則按照大多數(shù)學(xué)者的劃分方法也把我國分為東、中、西三大區(qū)域(見圖1)進(jìn)行研究，以便于發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中的不同模式。

1.環(huán)境生產(chǎn)效率分析

表2報(bào)告了分時(shí)期的中國三大區(qū)域與全國省份的兩種平均生產(chǎn)效率水平以及省際效率差異狀況。從整體上來看，不管在哪個(gè)時(shí)期及哪個(gè)區(qū)域在考慮環(huán)境因素的情況下它們的平均生產(chǎn)效率都要低于在不考慮環(huán)境因素下的平均生產(chǎn)效率。如就全國而言，其傳統(tǒng)生產(chǎn)效率在整個(gè)樣本期內(nèi)平均為0.7041，而環(huán)境生產(chǎn)效率為0.6454，顯然前者比后者高出很多，東、中、西部地區(qū)也有類似情況。這一現(xiàn)象表明排放等環(huán)境污染對(duì)我國的效率造成了損失，這與一些已有的不考慮與考慮非期望產(chǎn)出的DEA方法得出的結(jié)論是相似的(如Watanabe et al.，2007;王兵等，2010)。同時(shí)由各時(shí)期變異系數(shù)可以看出，盡管環(huán)境生產(chǎn)效率小于傳統(tǒng)生產(chǎn)效率，但省際之間的效率差異在通常情況下卻是前者大于后者(中部有些例外)，表明在考慮環(huán)境因素的情況下，我國省份間因?yàn)樵谂欧派系妮^大差異而表現(xiàn)出了更大程度上的生產(chǎn)效率差別。以上情況說明從保護(hù)環(huán)境的層面上來看環(huán)境生產(chǎn)效率，應(yīng)該說是一個(gè)比傳統(tǒng)生產(chǎn)效率更能合理反映省份實(shí)際生產(chǎn)效率水平狀況的指標(biāo)。

從區(qū)域比較的角度來看，在整個(gè)樣本期及分時(shí)期中，都有東部的平均傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和環(huán)境生產(chǎn)效率大于中、西部的相應(yīng)值，而中部又大于西部的值，說明西部地區(qū)無論是在何種生產(chǎn)效率下，其都處于落后地位，而且中、西部與東部的差距還有不斷拉大的趨勢。比如就環(huán)境生產(chǎn)效率而言，在1995年，東、西部平均值的差距為0.1099，2003年為0.1426，到2009年則已擴(kuò)大到了0.2073;同樣1995年東、中部平均值的差距僅為0.0516，到2009年也擴(kuò)大到了0.1065。另外經(jīng)我們進(jìn)一步的比較發(fā)現(xiàn)，就這些地區(qū)的傳統(tǒng)生產(chǎn)效率與環(huán)境生產(chǎn)效率而言，整個(gè)分析時(shí)期中東部地區(qū)的環(huán)境生產(chǎn)效率平均比其傳統(tǒng)生產(chǎn)效率低出0.0522，而中、西部地區(qū)的這一差距分別為0.0746和0.0574。這表明中、西部地區(qū)因?yàn)榕欧艈栴}而帶來了更大的效率水平的下降，這似乎表明屬于我國落后地區(qū)的中、西部可能存在著更為嚴(yán)重的環(huán)境問題。事實(shí)上經(jīng)計(jì)算發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)在1995-2009年間的碳強(qiáng)度分別為每萬元GDP平均排放2.85噸、4.59噸和5.08噸，顯然中、西部地區(qū)的排放強(qiáng)度要明顯大于東部地區(qū)的排放強(qiáng)度，因而在考慮生產(chǎn)對(duì)環(huán)境造成不良影響的情況下，這兩地區(qū)與東部地區(qū)的環(huán)境生產(chǎn)效率差距相比傳統(tǒng)生產(chǎn)效率差距更大。

最后，有必要說明的是，我國各省份在不考慮與考慮環(huán)境因素下的兩種效率水平中的表現(xiàn)如何?他們的排序是否發(fā)生了變化?對(duì)于這些問題的回答有助于我們了解各地區(qū)環(huán)境因素對(duì)產(chǎn)出影響的強(qiáng)弱(胡鞍鋼等，2008)。為此，我們作出了1995-2009年間我國29個(gè)省份歷年傳統(tǒng)生產(chǎn)效率平均值與歷年環(huán)境生產(chǎn)效率平均值的柱形圖(見圖1)，從左至右分別是東部、中部和西部省份。從圖中可以直觀地看出我國省份兩種生產(chǎn)效率的梯次變化狀況，東部最高，西部最低，同時(shí)每一省份的環(huán)境生產(chǎn)效率通常都要低出其傳統(tǒng)生產(chǎn)效率較多，而省際之間的差異則更是相當(dāng)明顯。環(huán)境生產(chǎn)效率中排在前面的省份為福建、廣東、上海、江蘇和天津，都為東部省份。環(huán)境生產(chǎn)效率靠后的省份為貴州、陜西、云南、寧夏和新疆，全部為西部省份。相比傳統(tǒng)生產(chǎn)效率，環(huán)境生產(chǎn)效率排名提前的省份主要有江蘇、浙江、內(nèi)蒙古和甘肅，而環(huán)境生產(chǎn)效率排名落后的省份有湖北、黑龍江、遼寧和河南等。為了進(jìn)一步確定各省份在兩種生產(chǎn)效率中的排序是否發(fā)生了較大的變化，我們對(duì)省份兩種生產(chǎn)效率值進(jìn)行了Kendallτ相關(guān)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Kendallτ相關(guān)系數(shù)為0.833且在0.05的水平下顯著，表明排序發(fā)生了一定的變化但總體上兩者呈較強(qiáng)的正相關(guān)性，這或許表明那些具有較高傳統(tǒng)生產(chǎn)效率的省份也可能有著更強(qiáng)的治理污染排放的能力。

2.環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其分解

環(huán)境生產(chǎn)效率度量的是在既定的時(shí)期中各省份與相應(yīng)前沿生產(chǎn)邊界的距離關(guān)系，表明了各省份對(duì)已有資源的利用程度，是一種靜態(tài)的分析，其并不能體現(xiàn)生產(chǎn)率在經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)增長中的作用大小。而環(huán)境全要素生產(chǎn)率是一種動(dòng)態(tài)分析，對(duì)之進(jìn)行考察可以把握環(huán)境全要素生產(chǎn)率本身的變動(dòng)狀況及其來源以及它們對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)增長的貢獻(xiàn)大小等。表3報(bào)告了分時(shí)期的中國不同區(qū)域傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其各來源的平均變化指數(shù)情況，由表中數(shù)據(jù)可以看出：

首先，在1995-2009年的整個(gè)樣本時(shí)期內(nèi)，全國傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率年均增長率為0.22%，低于環(huán)境全要素生產(chǎn)率年均增長率0.85%，它們分別只占同期實(shí)際GDP年均增長率11.39%的1.92%和7.43%，反映了近些年來我國經(jīng)濟(jì)粗放型增長的現(xiàn)實(shí)。以上估計(jì)的年均生產(chǎn)率的增長率與一些已有的類似文獻(xiàn)的度量值也是相近的(如岳書敬等，2006;王兵等，2010;田銀華等，2011),只是本文相比前述文獻(xiàn)其估計(jì)值相對(duì)還要稍低一些，原因應(yīng)主要在于本文把研究的時(shí)間延展到了2009年(前面幾篇文獻(xiàn)都沒有納入)，而2008年、2009年由于受到國際金融危機(jī)的強(qiáng)烈沖擊，我國的生產(chǎn)率出現(xiàn)了劇烈的下跌(見圖2)，這是本文的發(fā)現(xiàn)之一。另外值得一提的是，本文估算的環(huán)境全要素生產(chǎn)率要大于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率，這與王兵等(2010)用DEA方法對(duì)我國的研究得到的結(jié)論相似;對(duì)于這一現(xiàn)象，王兵等(2010)認(rèn)為這可能與環(huán)境管制促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的“波特假說”在中國得到初步驗(yàn)證有關(guān)，

我們認(rèn)為除此之外應(yīng)該還有一些其它原因，下文對(duì)此將作出進(jìn)一步的討論。

其次，就全要素生產(chǎn)率增長的來源而言，一個(gè)可能與直覺相反的是，在我們的研究中得到了我國三大區(qū)域都出現(xiàn)了普遍的技術(shù)倒退現(xiàn)象，這與已有的大部分相關(guān)研究是不同的。但是我們認(rèn)為就省級(jí)層面的DMU而言，在它們普遍存在著資本過快深化的過程中，這一現(xiàn)象的出現(xiàn)是難免的(后文也將對(duì)此作出專門的討論)。本研究的又一個(gè)發(fā)現(xiàn)是可能由于前述的所謂前沿技術(shù)的倒退，我國三大區(qū)域的省份都發(fā)生了明顯的“追趕效應(yīng)”，即到傳統(tǒng)或環(huán)境前沿技術(shù)邊界的距離都越來越小(效率變化指數(shù)大于1)，其成為了推動(dòng)我國傳統(tǒng)或環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的最主要源泉，這與許多已有的研究也是不同的。許多基于產(chǎn)出導(dǎo)向的DEA方法(如鄭京海等，2005;王兵等，2010;田銀華等，2011)和SFA方法(如王志剛等，2006;王志平，2010)都得到技術(shù)進(jìn)步是生產(chǎn)率增長的最主要源泉，而生產(chǎn)效率變化的貢獻(xiàn)很小甚至為負(fù);出現(xiàn)這種較大差異的原因，我們認(rèn)為主要是由于上述DEA方法是基于虛擬的CRS前沿而不是實(shí)際的VRS前沿面，來確定技術(shù)進(jìn)步從而高估技術(shù)變化指數(shù)所造成的(Grifell-Tatje et al.，1999);⑦而上述基于SFA方法的技術(shù)進(jìn)步值又不符合“費(fèi)雪理想指數(shù)”的原則，因而也可能會(huì)產(chǎn)生有偏的結(jié)論(Orea，2002)，當(dāng)然我們的樣本期不同可能也是原因之一。另外本研究的一個(gè)很重要發(fā)現(xiàn)是規(guī)模效應(yīng)在我國的三大區(qū)域中呈現(xiàn)出了顯明的區(qū)域特征，東部在兩種生產(chǎn)率情形中的兩個(gè)子時(shí)期中其規(guī)模變化指數(shù)都小于1，表明該區(qū)域省份的生產(chǎn)規(guī)模已普遍處于了規(guī)模不經(jīng)濟(jì)的階段，因而東部省份在今后尋求減排以及其他前沿技術(shù)的進(jìn)步比追求通過大量增加投入而帶來規(guī)模的擴(kuò)大更顯得尤為重要;而中、西部地區(qū)的規(guī)模效應(yīng)都顯著為正，表明這兩個(gè)區(qū)域都還處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)階段，而西部地區(qū)的規(guī)模變化指數(shù)又普遍大于中部地區(qū)，表明西部地區(qū)比中部地區(qū)可能又處于更為明顯的規(guī)模經(jīng)濟(jì)階段。

圖2是1995-2009年間我國的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化曲線。從圖2可以看出，在一般的年份中都是環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長高于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率增長，并且它們的差距經(jīng)歷了一個(gè)由大變小再變大的過程，而其中的2004年和2005年出現(xiàn)了傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率增長大于環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的相反情況，2003年則兩者相當(dāng)接近。對(duì)于以上情況，經(jīng)我們進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，2003-2005年之所以出現(xiàn)彼此相當(dāng)接近或相反的情形，與排放在這三年中出現(xiàn)了急劇的上升態(tài)勢是緊密相連的。經(jīng)計(jì)算發(fā)現(xiàn)以上三年的排放增速，全國平均分別為14.67%、15.93%和16.24%，都大于相應(yīng)年份的GDP增長速度(依次為12.11%、13.41%和13.10%)，而其他年份都是排放增速小于GDP增速，這些情況表明我國環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增減情況與表明環(huán)境污染程度的排放強(qiáng)度是密切相關(guān)的。

在1995-2002年間，隨著我國政府對(duì)環(huán)境問題的重視，期間關(guān)閉了大量小煤礦、小火電等企業(yè)，同時(shí)現(xiàn)代企業(yè)制度的引入以及煤炭等資源價(jià)格的市場化改革和非國有工業(yè)的快速發(fā)展提高了能源等稀缺資源在行業(yè)間的配置效率，這些都有力地促進(jìn)了這一時(shí)期的節(jié)能減排工作，使的排放增長減速甚至下降(陳詩一，2009)，正是由于以上原因使得這一時(shí)期的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長明顯大于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率。而在2003年后，由于我國的重化工業(yè)化趨勢再度顯現(xiàn)，房地產(chǎn)和汽車等工業(yè)的快速發(fā)展以及基礎(chǔ)設(shè)施投資力度的持續(xù)加大等都極大地帶動(dòng)了采掘業(yè)、石油、建材和機(jī)械設(shè)備制造等重化工業(yè)行業(yè)的急劇膨脹，使得中國的排放再次大幅增長，這就出現(xiàn)了最初幾年的排放增速甚至大于GDP增速的情況，結(jié)果是導(dǎo)致了我國的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長小于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的出現(xiàn)。2006年后，隨著我國“十一五”規(guī)劃提出把能源強(qiáng)度降低20%和主要污染排放物總量減少10%的節(jié)能減排約束性指標(biāo)，以及2007年《中國應(yīng)對(duì)氣候變化國家方案》等政策的出臺(tái)以來，我國的排放又出現(xiàn)了一定的增速放緩趨勢(比如2009年增速下降到5.60%，但仍處于相對(duì)較高的水平)，而環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長也回到了較高于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率增長的狀態(tài)。

以上情況一方面說明了前述環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的變動(dòng)與排放密切關(guān)系，表明環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有比傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率更為豐富的內(nèi)涵，把排放作為投入要素來進(jìn)行綠色經(jīng)濟(jì)增長分析與把其作為非期望產(chǎn)出一樣具有可行性，其能夠比較敏感地反映出對(duì)環(huán)境的消耗強(qiáng)弱所帶來的在經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量上的差異。另一方面也在某種程度上表明了，之所以在第一個(gè)子時(shí)期以及2006年以來都有環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長大于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的現(xiàn)象發(fā)生，其與這些時(shí)期里節(jié)能減排工作的大力推進(jìn)密不可分，表明在這些時(shí)期里，我國在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)也帶來了一定的環(huán)境治理成效，這種成效的取得從社會(huì)的角度來說便是增進(jìn)了人們的福利(Hailu et al.，2000)。由此可以得到環(huán)境全要素生產(chǎn)率在更大程度上體現(xiàn)出的是綠色經(jīng)濟(jì)增長的績效，而且其增長率越大于傳統(tǒng)生產(chǎn)率增長，則表明綠色經(jīng)濟(jì)增長的績效越明顯，這應(yīng)該可以作為我們衡量經(jīng)濟(jì)增長中環(huán)境保護(hù)程度的一條重要標(biāo)準(zhǔn)。據(jù)此從圖2可以看出，盡管2006年以來我國已拉開了新一輪綠色經(jīng)濟(jì)增長的序幕，但相比第一子時(shí)期其效果相對(duì)來說還要差許多，這與陳詩一(2010)對(duì)我國工業(yè)行業(yè)的研究具有相似的結(jié)論。當(dāng)然從上面也可以看出上述環(huán)境治理成效的取得，既有環(huán)境管制促進(jìn)減排技術(shù)進(jìn)步的“波特假說”在我國初步發(fā)生作用的成分，但在中國這樣一個(gè)處在轉(zhuǎn)型中的國家它可能在更大程度上受到了現(xiàn)代企業(yè)制度的健全、資源價(jià)格的市場化改革以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變等重大事項(xiàng)的影響，而當(dāng)前減排難度的加大，應(yīng)該說在很大程度上與上述我國還在延續(xù)的以大量投資驅(qū)動(dòng)的重化工業(yè)化現(xiàn)象有關(guān)。

圖2　中國傳統(tǒng)與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化趨勢(1995-2009)

圖3　中國環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的分解(1995-2009)

圖3是整個(gè)樣本時(shí)期中我國環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長的來源分解情況，其表明了我國的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長可以分解為技術(shù)變化、效率變化和規(guī)模變化等幾個(gè)來源。從總體上來看，正如前文所看到的表示前沿技術(shù)變動(dòng)的技術(shù)變化在整個(gè)樣本時(shí)期內(nèi)呈現(xiàn)出了較為平緩的下降趨勢，而環(huán)境生產(chǎn)效率變化則表現(xiàn)出較為明顯的對(duì)生產(chǎn)率增長的正效應(yīng)，規(guī)模變化在總體上對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)

率的影響為正但很微弱。但如前文所言，規(guī)模效應(yīng)在我國的三大區(qū)域中呈現(xiàn)出了較為明顯的區(qū)域特征，其在中、西部對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長表現(xiàn)出較強(qiáng)的正效應(yīng)。

最后，值得說明的是，本研究中得出我國省級(jí)層面的所謂前沿技術(shù)出現(xiàn)了較為平緩的倒退現(xiàn)象，這和已有的大部分相關(guān)研究(包括DEA和SFA方法)是相異的，僅有顏鵬飛等(2004)基于投入導(dǎo)向的當(dāng)期DEA方法得到了和我們有些相似的結(jié)論。關(guān)于前沿技術(shù)，一些學(xué)者(如林毅夫等，2003;Henderson et al.，2005)認(rèn)為從理論上來說，由于依據(jù)“過去掌握的技術(shù)不會(huì)遺忘”的假定，現(xiàn)實(shí)中也就不可能出現(xiàn)技術(shù)倒退的現(xiàn)象。對(duì)于這一認(rèn)識(shí)，我們認(rèn)為從微觀層面(比如公司、企業(yè))來說，或許其具有較強(qiáng)的合理性，但在以省份或國家作為DMU的宏觀層面上，其就不再是那么絕對(duì)了。因?yàn)橐罁?jù)前沿分析方法的思想，前沿技術(shù)的進(jìn)步與否是由DMU(本文中為省份)中的最佳實(shí)踐者的投入—產(chǎn)出數(shù)據(jù)所構(gòu)建的最佳實(shí)踐面的外移還是內(nèi)陷所決定的，只有當(dāng)最佳實(shí)踐者的產(chǎn)出—投入比有所增大的情況下，最佳實(shí)踐面才會(huì)外移，進(jìn)而引致技術(shù)進(jìn)步的出現(xiàn)，相反則是技術(shù)的倒退。而在我們的分析時(shí)期內(nèi)，如表4所示是我國部分年份各省份平均意義上的各投入與產(chǎn)出的增長變化情況，以及根據(jù)我們的模型估計(jì)得到的在不考慮與考慮環(huán)境因素下的各投入要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)分配情況。由表4可以看出，我國的資本增長率在所有的年份都要高出GDP增長率幾個(gè)百分點(diǎn)，且到近期這一勢頭更加明顯，這一情況表明我國存在著明顯的資本過度深化現(xiàn)象(張軍，2002)，在資本占支配地位的情況下(由表中資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)可以看出)，資本投入的過快增長，必然會(huì)帶來省級(jí)層面的產(chǎn)出—投入比普遍下降的結(jié)果。事實(shí)上，經(jīng)我們計(jì)算發(fā)現(xiàn)，包括我國東部省份在內(nèi)的所有省份都無一例外地在1995-2009年間出現(xiàn)了產(chǎn)出—資本比逐年以較快速度下降的情形(僅上海等極少數(shù)省份的少許年份例外)。在這種情況下，以最佳實(shí)踐者的產(chǎn)出—投入比所支撐的最佳實(shí)踐面的外移已然不可能，而由它的逐年內(nèi)陷所導(dǎo)致的所謂前沿技術(shù)的倒退則就不可避免了。

五、結(jié)論與政策含義

本文在引入二氧化碳()排放這一環(huán)境投入要素的情況下，利用廣義馬姆奎斯特指數(shù)與隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)相結(jié)合的模型方法，在放松規(guī)模報(bào)酬不變假定的情況下，對(duì)我國在考慮環(huán)境因素下的生產(chǎn)效率及其全要素生產(chǎn)率的增長與分解進(jìn)行了研究。本文的主要結(jié)論及隱含的政策含義為：

(1)我國省份環(huán)境生產(chǎn)效率普遍低于傳統(tǒng)生產(chǎn)效率并且效率水平省際差異增大，同時(shí)省份間兩種生產(chǎn)效率下的排序有一定的差異但總體上呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，而中、西部與東部區(qū)域間的兩種效率水平差距都有所拉大。實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境質(zhì)量的“雙贏”是綠色經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在要求，通過省份的環(huán)境生產(chǎn)效率來衡量其資源環(huán)境的利用水平更能合理地反映省份經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。當(dāng)前我國區(qū)域間兩種生產(chǎn)效率水平差距的拉大反映了不同區(qū)域省份在可持續(xù)發(fā)展能力上所存在的較大差異，同時(shí)省份間兩種生產(chǎn)效率水平的排序所具有的較強(qiáng)正相關(guān)性也要求我們必須對(duì)屬于我國落后地區(qū)的中、西部省份給予更多政策、技術(shù)與資金上的扶持，它們才有可能增強(qiáng)自身的資源利用和環(huán)境保護(hù)能力并最終縮小區(qū)域間的生產(chǎn)效率水平差異。

(2)通常年份中環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長要高于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率增長，表明這些年份中我國以經(jīng)濟(jì)增長和節(jié)能減排為雙重目標(biāo)的綠色經(jīng)濟(jì)增長取得了一定的成效，但近年來的增長績效相比1995-2002年時(shí)期還有較大差距，說明提高我國當(dāng)前及今后的綠色經(jīng)濟(jì)增長績效還有很多事情要做;兩種生產(chǎn)率對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率在樣本時(shí)期內(nèi)總體上都不超過10%且后一時(shí)期有所下降，表明我國經(jīng)濟(jì)的增長在近些年來主要是以要素的積累特別是以資本的快速深化所帶動(dòng)的事實(shí)。因此今后具有挑戰(zhàn)性的問題將是如何在使節(jié)能減排加快推進(jìn)的同時(shí)又能夠跳出經(jīng)濟(jì)增長過度依賴于資本快速深化的圈子，以真正實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的又好又快增長。

(3)我國各區(qū)域兩種生產(chǎn)率增長的主要來源都是由生產(chǎn)效率的提高而不是由所謂的前沿技術(shù)進(jìn)步所引致的，這一結(jié)論雖與已有研究存在較大差異但其同樣能夠由我國省份普遍存在的資本過快深化現(xiàn)象得到解釋，同時(shí)由資本的過快深化所可能帶來的工業(yè)重型化傾向也是排放增加的重要源頭，因而從前沿技術(shù)進(jìn)步以及環(huán)境質(zhì)量改善的角度也要求我們改變主要以資本為驅(qū)動(dòng)力的經(jīng)濟(jì)增長方式。同時(shí)我國三大區(qū)域分別處在規(guī)模經(jīng)濟(jì)的不同階段，呈現(xiàn)出了明顯的區(qū)域特征，其中東部省份大多已處在了規(guī)模不經(jīng)濟(jì)的階段，因而對(duì)于這些省份來說，通過資源利用效率的提高以及先進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)、開發(fā)和使用從而帶動(dòng)全國前沿技術(shù)的進(jìn)步比增加投入擴(kuò)大規(guī)模顯得更為重要。

作者感謝匿名審稿人的寶貴意見。文責(zé)自負(fù)。

注釋：

①關(guān)于(1)式中的符號(hào)及其含義和表達(dá)式的更多說明可參見Orea(2002)和科埃利等(2008)。

②有關(guān)(4)、(5)、(6)三式的來源以及它們與(1)式中相應(yīng)部分關(guān)系的數(shù)學(xué)推導(dǎo)較為繁瑣，限于篇幅沒有列出，若有需要可向作者索取。

③有關(guān)本文中變量數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述，由于篇幅限制略去，讀者若有需要，可向作者索要全套數(shù)據(jù)。

④感謝審稿人對(duì)此提出的解釋，由于生產(chǎn)效率是一種年度(短期)分析，考慮到基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)揮作用的長期性和滯后性，所以在短期的分析中，出現(xiàn)其不利于改善生產(chǎn)效率的情況是符合邏輯的。

⑤在本文中，我們把不考慮環(huán)境因素下的生產(chǎn)效率與全要素生產(chǎn)率分別稱為傳統(tǒng)生產(chǎn)效率和傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率，而把考慮環(huán)境因素下的則分別稱為環(huán)境生產(chǎn)效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率。

⑥這樣劃分子時(shí)期除了如王兵等(2010)所依據(jù)的2003年以來我國經(jīng)濟(jì)開始了新一輪的高速增長之外，還在于2003年也是我國的排放在經(jīng)歷一個(gè)增長停頓期后轉(zhuǎn)而進(jìn)入一個(gè)新的快速增長期的轉(zhuǎn)折點(diǎn)(見陳詩一，2009)。

⑦王兵等(2010)雖然是通過VRS前沿面來確定技術(shù)進(jìn)步的，但他們把較多的無可行解視為0的處理方式以及基于序列DEA的方法，都有可能高估技術(shù)進(jìn)步對(duì)生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)而壓低生產(chǎn)效率變化的貢獻(xiàn)。

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