环境约束下中国地区工业全要素生产率增长：2000—2012年
2015-11-13梁俊龙少波
梁俊 龙少波
[内容摘要]本文对一个非径向非角度的方向性距离函数进行了拓展，使其能兼顾投入过量松弛和投入不足松弛。通过该模型和Luenberger生产率指标，分析了中国2000-2012年环境约束下30个省市工业全要素生产率的增长，并对其收敛和影响因素进行了分析。研究发现：中国工业全要素生产率增速较低，增长粗放的特点依然非常明显；工业技术效率改善缓慢，技术进步是工业全要素生产率增长的主要源泉；各省市工业全要素生产率增长的差异扩大了；如果忽视环境约束，会导致工业全要素生产率增速的高估；人均收入水平、资本积累、对外开放程度和能源消费结构对工业全要素生产率的增长都有不同程度的影响。
[关键词]环境约束；工业全要素生产率；工业增长方式
[中图分类号]F403 [文献标识码]A [文章编号]1000-8306（2015）06-0084-13
一、引言
工业是中国经济增长的重要引擎。1992-2012年，工业年均拉动中国GDP增长5.25个百分点，远高于第三产业对GDP的贡献。然而，目前中国工业粗放型增长特征依然没有改变，增长过度依赖要素投入。随着中国低劳动力成本优势的流失、资本边际报酬的递减以及全球资源产品价格的高企和能源供应的紧张，这种粗放型的增长方式显然是不可持续的，尤其它还加剧了经济发展与生态环境之间的矛盾。如何在促进工业增长方式转型的同时改善环境，也成为近年来政府和学者高度关注的问题。
一些研究工业TFP增长的文献开始将环境污染纳入分析框架，根据污染物“处理”方式的不同，这些文献可分为两类：第一类文献将污染物视为投入变量，使用生产函数回归模型进行分析，如陈诗一。第二类文献将污染物视为具有非合意性质的坏产出，在非参数的DEA模型框架内分析工业TFP的变化。根据使用的DEA模型的不同，第二类文献又可分为两个分支：第一个分支使用的是径向的和角度的DEA模型，如杨俊和邵汉华；第二个分支使用的是非径向和非角度的DEA模型，如庞瑞芝等和董敏杰等。
尽管以上两类文献考虑了环境约束，但都存在不足。具体来说，第一类文献将污染物视为投入的假设并不合理。另外，该类文献需要对生产函数的形式进行预先设定，具有一定先验性。第二类文献的两个分支也都存在各自的不足。径向的和角度的DEA模型在理论上存在衡量偏差。Fukuyama and Weber指出，当存在非零松弛时，径向的DEA模型会高估生产单位的效率；而角度的DEA模型会忽视投入、产出中的一个方面。非径向非角度的模型虽然没有以上问题，但其忽视了一种投入松弛：该类模型认为投入无效率等同于投入过量，只有消除这些过量投入（松弛）才能回到生产前沿上。但事实上投入无效率还包括投入不足。在这种情况下只有增加投入（另一种松弛），才能达到更有效率的生产水平。因此，要对投入无效率的生产结构进行合理地模拟，需要同时考虑两种投入松弛。Sueyoshi and Goto创造性地将两种投入松弛纳入一个DEA模型，为合理模拟生产结构提供了有价值的参考，这也是对现有DEA模型的重要补充。
本文拟对研究环境约束下工业生产率增长的文献做了如下拓展：借鉴Sueyoshi and Goto的思路，对Zhou et al.提出的非径向非角度的方向性距离函数进行拓展，构建一个使生产单位能在两个方向变动投入来减少无效率的DEA模型。在此基础上估算二氧化碳排放量，结合Luenberger生产率指标计算环境约束下中国工业的TFP增长，并对其收敛和影响因素进行分析。
二、分析方法
（一）环境生产技术
首先对包含坏产出的环境生产技术进行定义。假定有N个生产单位，λj≥0（j=1，…，N）是各个生产单位的权重，X表示投入向量，Y表示好产出向量，B表示坏产出向量。Sueyoshi and Goto定义了以下环境技术。自然可处置性：一个生产单位为了减少坏产出而减少投入（存在投入过量松弛），在减少了坏产出和投入的基础上，尽量增加好产出。目前大部分DEA模型都是基于这种技术，本文称其为传统技术。管理可处置性：一个生产单位通过增加投入（存在投入不足松弛）来增加好产出，同时减少坏产出。由于这种技术符合Porter假说中经济与环境双赢的内涵，本文称其为Porter技术。传统技术和Porter技术的生产集可以分别表示为：
三、变量与数据说明
本文的研究对象是2000-2012年除西藏外的中国30个省级行政区的工业生产率。根据数据可得性和现有研究，本文选取了如下投入、产出变量。
投入变量：（1）劳动力：工业企业全部从业人员年平均人数。（2）资本存量：工业固定资产净值年均余额。为了剔除价格变化的影响，数据通过固定资产投资价格指数平减为以2000年价格表示的数据。（3）能源消耗总量。
好产出变量选取的是工业总产值（单位：亿元）。为了剔除价格变化的影响，本文用工业品出厂价格指数将各年的名义总产值转化为以2000年价格表示的实际总产值。坏产出变量选取的是二氧化碳（单位：万吨），由于年鉴中并没有该数据，本文根据陈诗一的方法对其进行了估算。陈诗一估算得到的原煤、石油和天然气三种一次能源折算标准煤系数分别为0.7143千克标准煤/千克、1.4286千克标准煤/千克和1.3300千克标准煤/立方米；三种能源的二氧化碳排放系数分别为2.763千克/千克标准煤、2.145千克/千克标准煤和1.642立方米/千克标准煤。用每种能源的消费量乘以各自的折算标准煤系数和二氧化碳排放系数就能得到其二氧化碳排放量的估算值，将三组数据加总即可得到各行业的二氧化碳排放数据。
四、基于中国30个省市的经验分析：2000-2012年
（一）环境约束下中国地区工业TFP增长
2000-2012年，中国工业TFP年均增长2.12%，该增速明显低于同类研究中吴军估计的8.5%（1998-2007年），而与陈诗一估计的3.56%（2001-2008年）较为接近。这一TFP增速并不高，然而这是考虑了环境约束下的增长，反映了经济绩效和环境绩效的全面提升。
从增长源泉来看，中国工业TFP的增长几乎全由工业技术进步驱动，而工业技术效率改善的贡献甚微。这个结论与Zheng et al.、涂正革和肖耿、陈诗一的结论一致。工业年均技术进步率为1.78%。从图2也可以看出，其累积变化曲线和工业TFP累积变化曲线几乎重合。工业技术效率年均仅增长0.34%，在2001—2005年甚至出现了恶化，其累积变化趋势几乎是一条直线。
从增长趋势来看，中国工业TFP的增长大致可分为两个阶段：第一个阶段是2000-2007年。这个阶段是工业TFP的稳定增长期，TFP增速从2001年的1.97%稳定上升到2007年的2.71%。自加入WTO以来，中国的工业企业更广泛和深入地参与了国际分工和国际竞争，加之国内外的宏观经济形势稳定趋好，企业的研发和技术引进力度明显增加，工业TFP提高显著。第二个阶段是2008—2012年。这个阶段是工业TFP的调整期。2008年全球金融危机波及实体经济，工业TFP增速从2007年的2.71%下降到2008年的2.09%，并于2009年进一步跌至谷底的0.71%。然而，随着去产能、调结构、稳增长措施的政策效果开始体现，工业TFP增速在低谷徘徊2年后开始显著回升，从2011年的1.24%上升到2012年的4.55%。
分区域来看（表1），TFP年均增速从高到低依次是：东北（3.48%）、中部（2.83%）、东部（2.39%）和西部（0.74%）。东北地区TFP增速最高的原因在于其技术效率改善较其他地区要快得多，达到了年均0.91%；而东、中、西部地区则分别只有0.38%、0.36%和0.11%。从技术进步来看，增速从高到低依次是：东北（2.57%）、中部（2.47%）、东部（2.01%）和西部（0.63%）。一般来说，东部地区工业化程度较高，有更多的资本和技术积累以及更利于创新的环境，因而工业技术进步会更快。然而，本文却发现东北和中部的技术进步比东部更快。笔者认为原因可能在于东部地区的工业部门比其他地区的工业部门更依赖外部市场，在金融危机中受到的冲击更大，因而技术进步率下降更多以至低于其他地区。
从各省市的情况来看，TFP增长较快（增速>5%）的省市包括河北、江苏、山西、河南和辽宁，多分布在中、东部地区；TFP增长较慢（增速<1%）的省市包括天津、福建、广东、海南、广西、重庆、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆，多分布在西部地区。值得指出的是，海南、广西和宁夏的TFP增速出现了负值，原因在于这些地区的技术效率恶化程度超过了技术进步带来的生产率改善程度。
表1还给出了TFP贡献的工业总产出增长份额。从该指标可以看出，中国工业粗放型增长的特点依然非常明显，增长主要靠要素投入来驱动。中国的工业TFP每年仅贡献了工业产出增长的10.29%。东北地区TFP贡献的增长份额最高，但也只有20.17%，离质量驱动型增长的要求还有相当距离；东部和中部地区次之，TFP贡献份额分别为12.44%和11.59%；西部地区最低，该指标仅为3.45%。
为了与无环境约束的情况进行对比，本文还基于DEA-Malmquist指数计算了相应指标。表1的后四列给出了无环境约束情况下的计算结果，在该情况下工业年均TFP增速为12.78%，对工业增长的贡献为64.63%，明显高于考虑了环境约束的情况，而北京的TFP产出贡献份额甚至超过了100%。可见，如果忽视了工业发展过程中的环境成本，很可能导致增长质量评估过于乐观。
（二）中国地区工业TFP增长的差异
以上分析表明，不同地区工业TFP增长、技术效率变化和技术进步都存在显著差异，那么这些差异具有怎样的动态特点呢？本文将通过核密度图来分析中国地区工业TFP增长差异的动态分布演进。借鉴郭庆旺等和田银华等的思路，计算各省市环境约束下的累积相对TFP指数CLPI、累积相对技术效率指数CEFFCH和累积相对技术进步指数CTECHCH，并利用核密度估计其分布的动态变化情况。
从图3（a）可以看出，在2001年累积相对TFP的密度分布呈现明显的“单峰”状，但到了2012年密度曲线变成了显著右偏的单尾分布，且“峰值”比原来要低。这说明累积相对TFP原来集中在较窄数值范围内的省市，开始向更广泛的数值范围分布，即各省市的累积相对TFP差距扩大了。
从图3（b）可以看出，累积相对技术效率的密度分布有向右漂移的趋势，在2001年累积相对技术效率的分布呈现标准的“单峰”状，但在接下来的时间内密度曲线左侧不断向右下方偏移，而右侧则不断向右上方偏移。2012年的曲线“重心”相对于2001年已经明显右移，且新的“峰值”明显高于前几条曲线的“峰值”。然而2012年曲线的分布范围相对2001年几乎没有变化，且总体依然是“单峰”分布，因而无法判断累积相对技术效率差异的变化。
从图3（c）可以看出，各省市工业累积相对技术进步密度分布的动态演进与图3（a）中的情况类似，曲线也是从明显的单峰状演化成了右偏的单侧分布曲线，表明累积相对技术进步的省际差异也扩大了。
（三）中国地区工业TFP增长的影响因素分析
通过以上分析，本文发现各地区环境约束下的TFP增长存在显著差异，那么影响各地区TFP增长的原因是什么？本文通过面板数据模型的分析来回答这个问题。回归中使用的被解释变量是各省市的累积TFP指数，同时参考现有研究和相关理论，选取的解释变量包括：各省市的人均收入水平及其平方项、人均资本存量、经济开放度、产业结构、所有制结构和能源结构。
各解释变量定义如下：人均收入水平（pergdp）：用各省市的实际人均地区生产总值表示，本文基于各年的名义GDP和GDP指数计算得到以2000年为基期的GDP缩减指数，进而将所有名义人均地区生产总值转换为2000年价格表示的数据。人均资本存量（percapital）：用人均实际工业固定资产净值年均余额表示。由于本文研究对象的是工业TFP，故在此考虑的是工业部门资本。经济开放度（open）：用各省市各年FDI与地区生产总值的比值表示。产业结构（indusstr）：用各省市第二产业增加值与地区生产总值的比值表示。所有制结构（ratio-SOE）：用国有及国有控股企业工业总产值占规模以上工业企业总产值的比重表示。能源消费结构（energystr）：用转化为标准煤的煤炭消费量与能源消费总量（标准煤）的比值表示。
回归模型设定如下：CLPIi，t=β0+∑jβjXj1，t+Dt+εi，t
本文分别建立了固定效应模型和随机效应模型，Hausman检验的X2统计量为82.20，对应p值为0，故拒绝原假设，使用固定效应模型，随机效应模型的估计结果仅供参考（结果见表2）。
总体来看，方程的拟合效果良好，估计结果通过了方程的显著性检验，且大部分参数在统计意义上显著。
人均收入水平对工业TFP增长的影响呈现明显的“倒U型”趋势。回归结果中，人均收入项的回归系数显著为正，而其平方项的系数显著为负。这说明工业TFP增长与人均收入之间存在二次项关系：较低的人均收入水平会促进工业TFP的增长，当人均收入水平越过一定拐点之后则会阻碍工业TFP的增长。该结论与王兵等使用ML指数研究APEC国家TFP增长时得到的结论，以及杨俊和邵汉华使用ML指数研究中国地区工业TFP增长时得到的结论一致。
资本深化阻碍了工业TFP增速的提高。回归结果中，人均资本存量的系数显著为负，表明资本深化不但没有促进TFP增速的提高，反而使其降低。笔者认为原因有二：首先，过早的资本深化并不利于生产率的增长；其次，投资结构存在问题。本文的人均资本存量是指工业资本，在一定程度上反映了该阶段工业部门的投资水平，而该阶段工业投资多是在现有技术水平下的扩大产能投资，在研发和技术改造上的投资相对较少，因而抑制了工业TFP的增长。
对外开放显著促进了工业TFP增长，该结论并没有支持“污染天堂”假说。“污染天堂”假说认为，自由贸易可能导致发达国家将高污染、高能耗的夕阳产业转移到其他国家，使投资接受国环境恶化，这会阻碍环境约束下的工业TFP增长。回归结果中，对外开放程度的系数显著为正，表明对外开放促进了工业TFP增速的提高。其原因可能正如李小平和卢现祥所说：发达国家向中国转移的产业并不仅是污染产业，同时也向中国转移了“干净”产业。该结论与田银华等、庞瑞芝等的研究结论一致，但与于峰和齐建国、杨俊和邵汉华的结论相反。结论出现分歧的原因可能在于研究对象和污染物的选择不同。
能源消费中煤炭比重越高，TFP增速越低。回归结果中能源消费结构的系数显著为负，表明能源消费结构阻碍了工业TFP增速的提高。其原因可能在于，能源消费结构中煤炭的比重越高污染往往越严重，若计算工业TFP增速时考虑了环境绩效，得到的结果自然也较低。
五、结语
本文分析了2000-2012年环境约束下中国30个省市工业TFP的增长，并对其收敛和影响因素进行了分析，得到的主要结论如下：中国工业TFP增速较低，增长粗放的特点依然非常明显；工业技术效率改善缓慢，技术进步是工业TFP增长的主要源泉；分区域来看，东北地区由于技术效率改善显著，工业TFP增速明显高于其他地区，而西部地区则由于工业化起步较晚，技术储备不足，工业TFP增速低于其他地区；若忽视环境约束，将导致工业TFP增速的明显高估；中国各省市工业TFP增长的差异出现了扩大；回归结果显示，人均收入与工业TFP增长率存在“倒U型”关系，对外开放对TFP增长有正向影响，而资本深化和能源结构对工业TFP的增长有负向影响。
基于分析结论，本文提出四点政策建议：
第一，优化工业投资结构，加大人力资本和技术投资。中国过去的工业投资结构过于偏向传统行业。在内需、外需都不足的情况下，产能过剩严重，导致资本有效利用率低，工业TFP提升缓慢。未来政府应引导企业加大节能环保、新材料、新能源汽车和高端装备制造等战略性新兴产业的投资，支持企业的研发活动和人才的培养，促进产、学、研结合，科技创新以及科技成果转化。
第二，对工业生产率较低地区的工业发展给予更多支持和引导。目前中国各地区工业增长质量有分化的趋势，西部很多省市工业TFP增长非常缓慢。政府在大力推进“西部大开发”战略的同时，也应结合西部各省市自身的禀赋和特点，出台具体的产业发展目录，鼓励有实力的企业和人才去西部发展。
第三，在官员政绩考核中，增大环境保护的权重。目前，我国的环境保护形势非常严峻。《中国环境经济核算报告2010》显示，2010年全国因环境污染造成的损失为11032.8亿元，占GDP的3.5%。只有让环境保护成为各级政府发展工业的制度化刚性约束，改变官员以环境为代价片面追求高增速的激励，才能使工业发展进入可持续的轨道。
第四，加大对外开放力度，积极引进外资。引进外资一直是我国对外开放的重要内容，外资的引入促进了经济增长，拉动了就业，优化了产业结构。本文研究发现，2000年以来中国的对外开放显著促进了工业TFP的提高。然而对外开放也存在一些风险，除了上文提到的可能成为“污染天堂”，引进外资还可能造成区域经济和产业结构发展不平衡、地方政府在引资上的恶性竞争所导致的税收和土地收益损失以及劳动者权益损害等问题。
责任编辑：张友树
