楊向陽(yáng)，周佳慧，童馨樂(lè)

（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)a．國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院；b．金融學(xué)院，江蘇 南京 210046）

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展舉世矚目，經(jīng)濟(jì)總量目前已躍居世界第二位，這與快速推進(jìn)的工業(yè)化進(jìn)程密不可分，但由此引發(fā)的資源和環(huán)境問(wèn)題也已成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的焦點(diǎn)之一。在此背景下，有關(guān)環(huán)境約束對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響逐漸成為學(xué)術(shù)界討 論 的 重 要 主 題［1－3］，而 全 要 素 生 產(chǎn) 率 （Total Factor Productivity，TFP）作為決定一個(gè)國(guó)家和地區(qū)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，無(wú)疑是研究者考察的重點(diǎn)內(nèi)容，這在許旭等人、王兵等人、王姍姍等人的研究中得到了充分體現(xiàn)［4－6］。通過(guò)梳理現(xiàn)有研究環(huán)境約束對(duì)中國(guó)全要素生產(chǎn)率影響的文獻(xiàn)，筆者發(fā)現(xiàn)盡管在時(shí)期跨度和研究對(duì)象、內(nèi)容、結(jié)果等方面存在一定分歧，但對(duì)研究方法的使用卻相對(duì)集中，特別是以Malmquist指數(shù)為基礎(chǔ)的分析方法，是相當(dāng)部分研究者的選擇。

測(cè)度全要素生產(chǎn)率的基本方法大致可分為兩類，即以隨機(jī)前沿分析為代表的參數(shù)方法與以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析為代表的非參數(shù)方法。在具體的方法選擇和應(yīng)用方面，這兩類方法并無(wú)絕對(duì)的優(yōu)劣之分，基本選擇主要決定于基本假設(shè)、分析對(duì)象和數(shù)據(jù)可得性［7］；就非參數(shù)方法而言，盡管Fare等人提出的Malmquist指數(shù)方法應(yīng)用非常廣泛［8］，但對(duì)技術(shù)規(guī)模報(bào)酬（這一性質(zhì)的界定非常重要）的處理問(wèn)題，學(xué)術(shù)界仍存在著分歧［9］；Grifell－Tatje等人指出非固定規(guī)模報(bào)酬的存在，導(dǎo)致Malmquist指數(shù)難以精確測(cè)度生產(chǎn)率變化，且這種偏差具有系統(tǒng)性，主要取決于測(cè)算中所使用的距離函數(shù)［10］；Wheelock等人認(rèn)為，當(dāng)不同時(shí)期一個(gè)廠商的位置不變時(shí)，規(guī)模效率變化將完全取決于可變規(guī)模報(bào)酬估計(jì)下的技術(shù)移動(dòng)，而在固定規(guī)模報(bào)酬條件之下并不會(huì)發(fā)生技術(shù)變化，相應(yīng)的估計(jì)技術(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不一致［11］；Coelli等人則強(qiáng)調(diào)了對(duì)任何技術(shù)施加固定規(guī)模報(bào)酬的重要性，在計(jì)算Malmquist指數(shù)時(shí)，無(wú)論是微觀數(shù)據(jù)還是總量數(shù)據(jù)，就估計(jì)距離函數(shù)而言都是適用的，如果沒(méi)有固定規(guī)模報(bào)酬的假定，所得出的估計(jì)結(jié)果可能無(wú)法正確測(cè)度由規(guī)模經(jīng)濟(jì)引起的 TFP變化［12］。事實(shí)上，如果規(guī)模效率變化存在，實(shí)際生產(chǎn)技術(shù)必須是可變規(guī)模報(bào)酬技術(shù)，而Fare等人對(duì)技術(shù)變化測(cè)算反映的則是固定規(guī)模報(bào)酬前沿面［8］。理論上，衡量總產(chǎn)出和總投入比率的任何全要素生產(chǎn)率指數(shù)都應(yīng)是一種理想化指數(shù)，這意味著不僅在數(shù)學(xué)形式上是完美的，而且在分解全要素生產(chǎn)率時(shí)也具有對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)含義。在最近的研究中，O’Donnell指出理想化全要素生產(chǎn)率指數(shù)包括：Fisher指數(shù)、Konus指數(shù)、Tornqvist指數(shù)和 Hicks－Moorsteen指數(shù)，但不包括 Malmquist指數(shù)［13］；盡管Caves等人首先倡導(dǎo)了Malmquist指數(shù)的應(yīng)用［14］，但并沒(méi)有構(gòu)建理想化的TFP指數(shù)，除固定規(guī)模報(bào)酬等特定情形外，Malmquist指數(shù)在估計(jì)全要素生產(chǎn)率變化時(shí)是有偏差的，且所分解的技術(shù)變化和效率變化也有偏差［12］。為了避免非參數(shù) Malmquist指數(shù)中的不足，O’Donnell提出了新的TFP分析方法，構(gòu)造出具有乘積特征的理想化的Hicks－Moorsteen指數(shù)，即給定一個(gè)多投入與多產(chǎn)出情形，該方法既可度量TFP變化，也將其進(jìn)一步分解為技術(shù)變化和不同種類的效率變化，且沒(méi)有任何關(guān)于廠商行為最優(yōu)化、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)或規(guī)模報(bào)酬等方面的限制性假設(shè)條件［13］。本質(zhì)上，Hicks－Moorsteen指數(shù)是Malmquist產(chǎn)出量和投入量指數(shù)的比值［15－17］，目前在實(shí)證分析中的應(yīng)用還很少。

綜上所述，重新估算基于環(huán)境約束的中國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率，具有重要的學(xué)術(shù)價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義，這也是筆者研究的基本出發(fā)點(diǎn)。本文對(duì)已有文獻(xiàn)的延伸和拓展主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是研究方法的改進(jìn)。與現(xiàn)有研究較多采用Malmquist指數(shù)方法估計(jì)全要素生產(chǎn)率的做法不同，本文采用理想化的Hicks－Moorsteen指數(shù)方法，重新估算和分解考慮環(huán)境約束后的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)情況；二是研究視角的聚焦。將區(qū)域因素放在更為突出的位置，同時(shí)采用三大區(qū)域和八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)兩種區(qū)域劃分方式，更為深入地考察中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的區(qū)域特征，為政府政策調(diào)整和優(yōu)化提供依據(jù)。

二、研究方法

（一）Hicks－Moorsteen指數(shù)的構(gòu)建

度量TFP的Hicks－Moorsteen指數(shù)為：

其中DO（x，y）和DI（x，y）分別表示產(chǎn)出距離函數(shù)和投入距離函數(shù)。根據(jù)Shephard可以得到：DTO（x，y）＝ min ｛δ＞0：（x，y／δ）∈P｝，DIT（x，y）＝max｛ρ＞0：（x／ρ，y）∈P｝，P表示時(shí)期T的生產(chǎn)可能性集合［18］。運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（Data Envelop A-nalysis，DEA），根據(jù) O’Donnell的線性規(guī)劃求解思路，可以計(jì)算出上述距離函數(shù)［19－20］。為了說(shuō)明任一理想化的TFP指數(shù)都可分解為技術(shù)進(jìn)步和不同種類的效率，假定在二維坐標(biāo)系里，以多投入與多產(chǎn)出廠商為例說(shuō)明（見(jiàn)圖1）。

圖1 理想化的全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解圖

根據(jù)圖1，射線OA的斜率等于TFPnt，且廠商m在時(shí)期s的TFPms等于射線OZ的斜率，則TFPnt＝Y(jié)nt／Xnt＝tana和TFPms＝Y(jié)ms／Xms＝tanz，而TFPms，nt＝tana／tanz是反映廠商n和廠商m在時(shí)期s和時(shí)期t的TFP指數(shù)。這樣，任一具有乘積特征的理想化TFP指數(shù)均可表示為正切三角函數(shù)的比值。假設(shè)e表示任一射線OE（E點(diǎn)為非負(fù)）與橫軸形成的角度，則廠商m和廠商n間的TFP變化可 分 解 為：TFPms，nt＝tana／tanz＝ （tana／tane）（tane／tanz）。按照這一思路，借助任一非負(fù)點(diǎn)形成的直線（如E點(diǎn)），可進(jìn)一步分解具有乘積特征的理想化TFP指數(shù)。

（二）Hicks－Moorsteen指數(shù)的分解

在以上分析思路的基礎(chǔ)上，O’Donnell將Hicks－Moorsteen指數(shù)分解為技術(shù)進(jìn)步和不同種類的效率［10］，具體分解思路和過(guò)程，結(jié)合圖2詳細(xì)說(shuō)明。

圖2 基于產(chǎn)出的Hicks－Moorsteen全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解圖

產(chǎn)出技術(shù)效率（OTE）：圖2中A、C和V點(diǎn)為投入產(chǎn)出組合，曲線DC表示其中一個(gè)受到生產(chǎn)可能性集合約束的邊界。廠商將產(chǎn)出從A點(diǎn)擴(kuò)大到C點(diǎn)，總產(chǎn)出和TFP水平提高，垂直距離AC為產(chǎn)出技術(shù)效率：OTEt＝Y(jié)t／＝tana／tanc表示現(xiàn)有技術(shù)約束下給定投入xt和產(chǎn)出yt時(shí)的最大總產(chǎn)出；相應(yīng)地，廠商A的TFP和最大TFP可分別定義為Yt／Xt＝tana和／Xt＝tanc。

產(chǎn)出規(guī)模效率（OSE）：改善技術(shù)效率可提高TFP，廠商A在技術(shù)上有效的C點(diǎn)時(shí)TFP并非最大；若投入產(chǎn)出比例固定，廠商A移動(dòng)到D點(diǎn)時(shí)（射線OS與曲線DC的切點(diǎn)，即組合不變最優(yōu)規(guī)模點(diǎn)）TFP最大。垂直距離CS為產(chǎn)出規(guī)模效率：OSEt＝／Xt）／（Y／）＝tanc／tand，Y槇 和X槇 分別表示在組合不變最優(yōu)規(guī)模點(diǎn)的總產(chǎn)出和總投入。

外加水分通常以游離水的形式存在，水分活度高，在后續(xù)的飼料加工如加熱、擠壓制粒、冷卻、輸送、儲(chǔ)存中容易揮發(fā)損失，同時(shí)也容易引起飼料霉變。因此通過(guò)添加水分活度降低劑（保濕劑）來(lái)降低水分活度，有利于改善調(diào)質(zhì)效果，減少水分在后續(xù)加工過(guò)程的損失，同時(shí)有利于提高生產(chǎn)效率，獲得高質(zhì)量的顆粒飼料，還有利于顆粒成品的儲(chǔ)存。然而，有關(guān)水分活度降低劑在食品加工中應(yīng)用研究較多，而在飼料加工中的應(yīng)用國(guó)內(nèi)研究報(bào)道甚少。國(guó)外有一定數(shù)量的在寵物飼料生產(chǎn)中應(yīng)用的研究文獻(xiàn)。

純產(chǎn)出組合效率（OME）：如果放松廠商生產(chǎn)可能性邊界受到限制的假設(shè)，廠商生產(chǎn)可能性邊界可向外移動(dòng)，取消產(chǎn)出組合限制后，廠商A可將總產(chǎn)出從C點(diǎn)提高到V點(diǎn)。純產(chǎn)出組合效率OMEt＝／）＝／Xt）／／Xt）＝tanc／tanv，＾Y表示使用投入xt獲得的最大總產(chǎn)出。

殘余產(chǎn)出規(guī)模效率（ROSE）：改善技術(shù)效率和組合效率可提高TFP。在技術(shù)效率和組合效率均有效的V點(diǎn)，廠商TFP并非最大，圖2中只有E點(diǎn)TFP最大。垂直距離VH表示殘余產(chǎn)出規(guī)模效率：ROSEt＝ （＾Yt／Xt）／（Y＊t／X＊t）＝tanv／tane，Y＊t和X＊t分別為E點(diǎn)的總產(chǎn)出和總投入。

殘余組合效率（RME）：記 TFP＊t＝Y(jié)＊t／X＊t＝tane為技術(shù)可變下投入組合中的最大TFP，垂直距離SH表示殘余組合效率：RMEt＝（槇Yt／槇Xt）／（Y＊t／X＊t）＝tand／tane，衡量的是組合不變最優(yōu)規(guī)模點(diǎn)的TFP與最大生產(chǎn)率點(diǎn)的TFP之間的差異。

TFP效率（TFPE）：綜上所述，廠商從 A點(diǎn)移動(dòng)到E點(diǎn)的TFP變化，表示基于產(chǎn)出的TFP效率：TFPEt＝TFPt／TFP＊t＝tana／tane＝（tana／tanc）×（tanc／tanv）×（tanv／tane）。與以上所討論和定義的效率測(cè)度方法相對(duì)應(yīng)，可以得到：

全要素生產(chǎn)率（TFP）：進(jìn)一步分解TFP可得到TFPt＝TFP＊t×（OTEt×OMEt×ROSEt）和TFPt＝TFP＊t×（OTEt×OSEt×RMEt）。比較時(shí)期s廠商m與時(shí)期t廠商n的TFP指數(shù)值，則：

式（4）、（5）等式右邊第一項(xiàng)表示技術(shù)進(jìn)步變化，度量的是在技術(shù)可得情況下，時(shí)期t與時(shí)期s的最大TFP之間的差異。TFP＊t／TFP＊s大于1表示技術(shù)進(jìn)步水平提高，衡量的是通過(guò)E點(diǎn)的射線斜率的變化。相比之下，F(xiàn)are等人在分解 Malmquist TFP指數(shù)時(shí)，計(jì)算的是通過(guò)D點(diǎn)的射線斜率變化。因此，這里的技術(shù)進(jìn)步包括組合效應(yīng)，且不同廠商之間存在顯著個(gè)體差異。相應(yīng)地，等式右邊第二項(xiàng)表示技術(shù)效率變化、（殘余）組合效率變化和（殘余）規(guī)模效率變化。

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文的分析樣本期為2000—2008年，以中國(guó)大陸地區(qū)31個(gè)行政省為基本分析單位，具體產(chǎn)出投入變量數(shù)據(jù)的選取和處理情況如下：

產(chǎn)出：“好”產(chǎn)出用各省的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值表示，并按1978年不變價(jià)格指數(shù)進(jìn)行縮減；“壞”產(chǎn)出方面參照胡鞍鋼等人的研究［21］，結(jié)合分析樣本時(shí)期的選擇及數(shù)據(jù)可得性，最終選取工業(yè)廢水排放總量和工業(yè)SO2排放量作為替代。

資本投入：各省資本投入用資本存量來(lái)衡量。一般地，該數(shù)據(jù)可根據(jù)有關(guān)資本形成以及每年固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)推算而得，這里根據(jù)國(guó)際通用的永續(xù)盤存法進(jìn)行估計(jì)。定義本期資本存量為上一期資本存量加上當(dāng)年投資再減去折舊，即Kit＝Iit＋（1－δi）Kit－1，其中Kit是i省t年資本存量，Iit是i省t年投資額，δi是i省折舊率。關(guān)于基期資本存量，以1978年基期，采用Hall等人的折舊—貼現(xiàn)法來(lái)估算［22］，具體估算方法如下：K1978＝I1978／（g＋δ），其中投資用1978年固定資本形成總額來(lái)替代，g表示1978—2008年投資幾何平均增長(zhǎng)率，δ表示資本折舊率，這里取值為6%。在估計(jì)上面的各省資本存量之前，用分省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算實(shí)際資本形成總額，該指數(shù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局從1991年開(kāi)始公布，可以滿足分析的需要。

以上分析所需數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999—2009）、《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料（1952—1995）》、《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料（1996—2002）》。結(jié)合分析目標(biāo)，對(duì)中國(guó)區(qū)域差異的考察主要借助兩種劃分方式來(lái)展開(kāi)：第一，按傳統(tǒng)的東中西部地區(qū)劃分方式，其中東部地區(qū)包括11個(gè)省份（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南），中部地區(qū)包括8個(gè)省份（山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南）；西部地區(qū)包括12個(gè)省份（內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）；第二，按國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心提出的八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)劃分方式，具體包括北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（北京、天津、河北、山東）、東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（上海、江蘇、浙江）、南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（福建、廣東、海南）、黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（陜西、山西、河南、內(nèi)蒙古）、長(zhǎng)江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（湖北、湖南、江西、安徽）、東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（遼寧、吉林、黑龍江）、大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（云南、貴州、四川、重慶、廣西）、大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆）。

四、實(shí)證結(jié)果分析

綜合上述分析，根據(jù)式（4），在可變規(guī)模報(bào)酬條件下，使用中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，具體估算了基于產(chǎn)出的各省2000—2008年逐年的Hicks－Moorsteen全要素生產(chǎn)率指數(shù)，并做了進(jìn)一步分解。在此基礎(chǔ)上，將各省的估算結(jié)果進(jìn)行匯總平均，由此得到全國(guó)總體、三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域、八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)情況①為簡(jiǎn)便之，表1直接報(bào)告了匯總以后基于產(chǎn)出的估計(jì)結(jié)果，而殘余組合效率和殘余規(guī)模效率在現(xiàn)有技術(shù)條件下無(wú)法估計(jì)，因此這里也沒(méi)有報(bào)告這兩個(gè)指標(biāo)的結(jié)果。如有需要詳細(xì)估計(jì)結(jié)果者，可與作者聯(lián)系。。

（一）總體結(jié)果分析

表1是2000—2008年中國(guó)Hicks－Moorsteen全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解結(jié)果。

表1 中國(guó)Hicks－Moorsteen全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解結(jié)果表

根據(jù)表1可看出：

第一，從總體看，在考慮了環(huán)境約束的影響后，2000—2008年中國(guó)全要素生產(chǎn)率的平均增長(zhǎng)率為1．69%，這主要得益于技術(shù)效率的改善，平均增長(zhǎng)率為2．43%；技術(shù)進(jìn)步水平的提高，平均增長(zhǎng)率為1．26%，但二者的增長(zhǎng)率均具有明顯的波動(dòng)性，并呈現(xiàn)出明顯的反向變化態(tài)勢(shì)。

第二，從動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)看，中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)基本呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)，2006年達(dá)到21．67%的最高水平，盡管2007年和2008年的增長(zhǎng)率為負(fù)值，但考慮到Hicks－Moorsteen全要素生產(chǎn)率指數(shù)的測(cè)算以上一年為基準(zhǔn)，因此這兩個(gè)年份全要素生產(chǎn)率的絕對(duì)水平仍然是比較高的。中國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)之所以呈上述變化特征，與環(huán)境政策變化密切相關(guān)：一方面，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的持續(xù)上升，工業(yè)化進(jìn)程中的環(huán)境污染問(wèn)題逐漸得到中央政府的重視，并開(kāi)始納入地方政府的政績(jī)考核范圍，由此在一定程度上緩解了環(huán)境約束；另一方面，重要環(huán)境監(jiān)管政策的制定和實(shí)施，直接促進(jìn)了環(huán)境污染問(wèn)題的解決，這突出體現(xiàn)在《關(guān)于落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)的決定》（國(guó)發(fā)〔2005〕39號(hào)）的頒布，隨之出現(xiàn)了2006年全國(guó)范圍內(nèi)工業(yè)污染物排放量的顯著下降，因而帶來(lái)了全要素生產(chǎn)率的超快增長(zhǎng)。但是，目前中國(guó)環(huán)境問(wèn)題的解決具有復(fù)雜性、艱巨性和長(zhǎng)期性，仍缺少長(zhǎng)效治理機(jī)制，這勢(shì)必會(huì)影響全要素生產(chǎn)率水平，并降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。

第三，從區(qū)域情況看，由于工業(yè)化進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，不同省份環(huán)境約束程度明顯不同，且在區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)出現(xiàn)了進(jìn)一步的分化，特別是區(qū)域內(nèi)差異日益突顯，對(duì)環(huán)境監(jiān)管政策提出了新的挑戰(zhàn)。因此，如何統(tǒng)籌中央政府統(tǒng)一政策和地方政府區(qū)域政策的制定、實(shí)施及評(píng)估，激發(fā)地方政府治理環(huán)境問(wèn)題的內(nèi)在動(dòng)力，促進(jìn)企業(yè)節(jié)能減排，將是從根本上緩解環(huán)境約束的核心內(nèi)容。

（二）三大區(qū)域結(jié)果分析

表2為主要年份三大區(qū)域Hicks－Moorsteen全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解結(jié)果。

表2 中國(guó)三大區(qū)域Hicks－Moorsteen全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解結(jié)果表

根據(jù)表2的估計(jì)結(jié)果，當(dāng)考慮了環(huán)境約束的影響之后，2000—2008年中國(guó)三大區(qū)域全要素生產(chǎn)率均保持增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，其平均增長(zhǎng)率由高到低依次為：東部地區(qū)（3．07%）＞西部地區(qū)（1．29%）＞中部地區(qū)（0．41%）。上述排序結(jié)果表明：一方面，由于全要素生產(chǎn)率水平的不同，就經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量而言，東部地區(qū)要顯著優(yōu)于中部地區(qū)和西部地區(qū)，繼續(xù)保持在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上的絕對(duì)優(yōu)勢(shì)；另一方面，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量明顯高于中部地區(qū)，與現(xiàn)實(shí)中這兩大區(qū)域的常規(guī)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)并不完全相同，這可能是環(huán)境約束發(fā)揮作用的結(jié)果。從地區(qū)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，西部地區(qū)工業(yè)總體上要落后于中部地區(qū)，更多的是資源型和勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，所受環(huán)境約束明顯小于中部地區(qū)。

分析三大區(qū)域的情況：第一，東部地區(qū)全要素生產(chǎn)率主要得益于技術(shù)效率的改善，平均增長(zhǎng)率為4．39%，其次是技術(shù)進(jìn)步水平的提高，平均增長(zhǎng)率為1．26%。東部地區(qū)全要素生產(chǎn)率大致呈緩慢增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，自2005年起增長(zhǎng)速度有所加快，考慮到近年來(lái)的現(xiàn)實(shí)情況，中國(guó)環(huán)境監(jiān)管政策確實(shí)起到了積極作用，特別是工業(yè)化水平較高的東部地區(qū)受到了更多關(guān)注。第二，中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率基本呈緩慢增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，從增長(zhǎng)來(lái)源看，技術(shù)效率的貢獻(xiàn)略高于技術(shù)進(jìn)步，平均增長(zhǎng)率分別為1．66%和1．26%。就演進(jìn)特征而言，技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)均具有明顯的波動(dòng)性，且二者呈顯著的反方向變化。第三，西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率總體上呈穩(wěn)步增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，這主要是受到技術(shù)進(jìn)步的影響，二者的增長(zhǎng)率具有較高的一致性。在增長(zhǎng)動(dòng)力構(gòu)成方面，技術(shù)進(jìn)步的作用略大于技術(shù)效率，平均增長(zhǎng)率分別為1．26%和1．14%。

（三）八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)結(jié)果分析

表3是八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)Hicks－Moorsteen生產(chǎn)率指數(shù)及其分解結(jié)果。

表3 中國(guó)八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)Hicks－Moorsteen全要素生產(chǎn)率及其分解結(jié)果表

根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果，把環(huán)境約束的影響納入分析框架之后，黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)和大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的全要素生產(chǎn)率為負(fù)增長(zhǎng)，其他六個(gè)綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)為正增長(zhǎng)，按全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率從高到低排序：南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（5．01%）＞北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（4．06%）＞大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（3．61%）＞東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（2．66%）＞長(zhǎng)江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（0．83%）＞東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（0．46%）＞黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（－0．17%）＞大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（－1．77%）。考慮環(huán)境約束后，中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的區(qū)域差異特征非常明顯，意味著在制定和執(zhí)行有關(guān)旨在解決環(huán)境污染問(wèn)題的政策、制度及措施時(shí)，應(yīng)當(dāng)充分考慮不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的具體情況，采取差異化的解決思路，以有效緩解環(huán)境約束的影響。

分析各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)：第一，北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)先上升后下降，總體上保持較快增長(zhǎng)，主要是技術(shù)效率的改善，平均增長(zhǎng)率為5．25%，技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)相對(duì)較小，平均增長(zhǎng)率為1．26%；第二，東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。全要素生產(chǎn)率總體上增長(zhǎng)緩慢，并具有一定的波動(dòng)性特征。技術(shù)效率的貢獻(xiàn)大于技術(shù)進(jìn)步，平均增長(zhǎng)率分別為2．57%和1．26%；第三，南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。全要素生產(chǎn)率總體上保持快速增長(zhǎng)，在八個(gè)綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)中增長(zhǎng)最快，主要得益于技術(shù)效率的顯著改善，平均增長(zhǎng)率為5．66%，技術(shù)進(jìn)步也起到了積極作用，平均增長(zhǎng)率為1．26%；第四，黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。全要素生產(chǎn)率為負(fù)增長(zhǎng)，主要因2007年和2008年的迅速下降，技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的波動(dòng)性非常明顯，穩(wěn)定性較差；第五，長(zhǎng)江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。全要素生產(chǎn)率總體上呈緩慢增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，技術(shù)效率的貢獻(xiàn)大于技術(shù)進(jìn)步，平均增長(zhǎng)率分別為2．41%和1．26%，但二者的增長(zhǎng)率均表現(xiàn)出明顯的波動(dòng)性特征，穩(wěn)定性不強(qiáng)；第六，東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。全要素生產(chǎn)率總體上保持了一定的增長(zhǎng)速度，并有逐漸加快趨勢(shì)，主要是技術(shù)效率發(fā)揮作用的結(jié)果，平均增長(zhǎng)率為3．99%，同期技術(shù)進(jìn)步也起到了積極作用，平均增長(zhǎng)率為1．26%；第七，大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。全要素生產(chǎn)率的平均增長(zhǎng)率為負(fù)，主要因技術(shù)效率在部分年份的迅速下降，在很大程度上抵消了技術(shù)進(jìn)步的拉動(dòng)作用，二者的平均增長(zhǎng)率分別為－2．06%和1．26%；第八，大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。全要素生產(chǎn)率總體上保持較快增長(zhǎng)，主要受益于技術(shù)效率的改善，平均增長(zhǎng)率為3．46%，同時(shí)技術(shù)進(jìn)步也起到了積極作用，平均增長(zhǎng)率為1．26%。

五、結(jié) 論

積極借鑒國(guó)際經(jīng)驗(yàn)、緊密圍繞所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、探索適合基本國(guó)情的經(jīng)濟(jì)改革與發(fā)展之路、實(shí)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展，是中國(guó)經(jīng)濟(jì)需要長(zhǎng)期面對(duì)的重大問(wèn)題。在研究和解決這一問(wèn)題的過(guò)程中，全要素生產(chǎn)率始終是重要觀測(cè)指標(biāo)。因此，在考慮環(huán)境約束的基礎(chǔ)上，采用Hicks－Moorsteen指數(shù)方法，運(yùn)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)具體考察了中國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)情況，并根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果得到以下基本結(jié)論：環(huán)境約束對(duì)中國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有顯著影響，并在一定程度上加速了不同區(qū)域和各省之間的差異化；2000—2008年中國(guó)全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率為1．69%，其中技術(shù)效率平均增長(zhǎng)率為2．43%，技術(shù)進(jìn)步平均增長(zhǎng)率為1．26%；從不同區(qū)域來(lái)看，2000—2008年三大區(qū)域全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率由高到低依次為：東部地區(qū)（3．07%）＞西部地區(qū)（1．29%）＞中部地區(qū)（0．41%）；八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率由高到低依次為：南部沿海（5．01%）＞北部沿海（4．06%）＞大西北（3．61%）＞東北（2．66%）＞長(zhǎng)江中游（0．83%）＞東部沿海（0．46%）＞黃河中游（－0．17%）＞大西南（－1．77%）。

根據(jù)以上結(jié)論可得到如下政策啟示：

第一，應(yīng)積極采取措施，強(qiáng)化環(huán)境保護(hù)意識(shí)和可持續(xù)發(fā)展理念，創(chuàng)新環(huán)保模式，鼓勵(lì)和引導(dǎo)企業(yè)采用先進(jìn)可行的環(huán)保型生產(chǎn)技術(shù)，加大對(duì)產(chǎn)中和產(chǎn)后主要污染物排放的處理力度，有計(jì)劃有步驟地?cái)U(kuò)大地區(qū)和企業(yè)覆蓋范圍，分階段分層次地緩解環(huán)境約束問(wèn)題；第二，應(yīng)充分考慮中國(guó)不同區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)環(huán)境約束的差異性，注重堅(jiān)持因地制宜這一基本原則，提高已有環(huán)境監(jiān)管制度和政策的實(shí)施效果；第三，應(yīng)逐步構(gòu)建解決環(huán)境問(wèn)題的長(zhǎng)效機(jī)制，特別是中央政府，有必要進(jìn)一步調(diào)整和優(yōu)化中國(guó)有關(guān)環(huán)境監(jiān)管方面的制度設(shè)計(jì)及政策制定，促進(jìn)地方政府和企業(yè)積極參與環(huán)境治理的全過(guò)程，為從根本上促進(jìn)環(huán)境污染問(wèn)題的解決奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

長(zhǎng)期以來(lái)，對(duì)全要素生產(chǎn)率的估算是研究者關(guān)注的重要主題，這里有必要強(qiáng)調(diào)的是，上述實(shí)證分析結(jié)果和基本結(jié)論仍是初步的，可靠性和嚴(yán)謹(jǐn)性還有待深入研究和論證，這將是筆者今后的研究方向。為進(jìn)一步檢驗(yàn)上述研究結(jié)果的可靠性和嚴(yán)謹(jǐn)性，以下研究工作將是必要的：首先，擴(kuò)大研究樣本的時(shí)期跨度，更為系統(tǒng)地探討中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的環(huán)境約束問(wèn)題以及全要素生產(chǎn)率區(qū)域差異的影響；其次，運(yùn)用同一組分析樣本，具體比較Malmquist指數(shù)方法和Hicks－Moorsteen指數(shù)方法的估計(jì)結(jié)果，分析可能的差異，為理論檢驗(yàn)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；最后，從理論上研究環(huán)境約束的中國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響因素，分析發(fā)生作用的內(nèi)在機(jī)理，并進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)，為政策研究提供依據(jù)。

［1］ 周茜．中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響——基于東、中、西部地區(qū)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的實(shí)證研究［J］．統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2011（10）．

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