石風光

（安陽師范學院 經(jīng)濟學院，河南 安陽455000）

一、引言與文獻綜述

轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式和實現(xiàn)經(jīng)濟社會的全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展，是中國當前和今后較長時期內(nèi)的一項重要戰(zhàn)略任務(wù)。為實現(xiàn)這一目標，在考慮環(huán)境污染的條件下，對中國各地區(qū)經(jīng)濟增長進行綠色核算和分解，繼而分析各分解成分對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響及作用機制，并有針對性地提出相關(guān)對策建議，則顯得十分必要。

在進行綠色經(jīng)濟增長核算時，必須首先測算出考慮環(huán)境污染因素的綠色全要素生產(chǎn)率。Pittman在測度威斯康辛州造紙廠的效率時，第一次嘗試著在模型中引入環(huán)境污染變量［1］。此后，大量的學者開始紛紛效仿，在測度綠色全要素生產(chǎn)率時傳統(tǒng)的Shepard距離函數(shù)已無能為力。Chung等人在測度瑞典紙漿廠的生產(chǎn)率時引入了一個新的函數(shù)，即方向性距離函數(shù)，這種方法不僅允許在減少環(huán)境污染的同時增加期望產(chǎn)出，還繼承了傳統(tǒng)距離函數(shù)方法不需要價格信息的優(yōu)點，比傳統(tǒng)的TFP測算方法具有明顯的優(yōu)勢［2］。同時，Chung等人還在方向性距離函數(shù)基礎(chǔ)上構(gòu)建了ML（Malmquist－Luenberger，ML）生產(chǎn)率指數(shù)，該指數(shù)可以分解為技術(shù)進步和技術(shù)效率變化。近年來，運用考慮了環(huán)境污染的ML生產(chǎn)率指數(shù)實證分析全要素生產(chǎn)率的研究逐漸增多［3－9］。上述優(yōu)秀成果雖然豐富了生產(chǎn)效率和全要素生產(chǎn)率的研究內(nèi)容，但大都運用的是當期DEA，這種方法僅以當期的觀測值來構(gòu)造生產(chǎn)邊界，產(chǎn)出的短期波動會對生產(chǎn)邊界造成影響，從而在生產(chǎn)率分析中可能會得到技術(shù)退步的結(jié)論，而采用序列DEA則能夠克服這一問題。

近年來，伴隨著經(jīng)濟的持續(xù)高速增長，中國地區(qū)經(jīng)濟差距也日益凸顯，通過經(jīng)濟增長核算來探尋地區(qū)差距的來源已成為近年來的研究熱點［10］188－194［11－18］。上述文獻從經(jīng)濟增長核算角度對中國地區(qū)差距問題進行了有益探討，但仍存在兩方面不足：一是測算全要素生產(chǎn)率時沒有考慮環(huán)境因素，環(huán)境污染對經(jīng)濟社會發(fā)展具有重大影響，不考慮環(huán)境因素就不能客觀反映地區(qū)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展能力和水平；二是在分析全要素生產(chǎn)率對地區(qū)差距的影響時主要采用了收斂分析法，盡管這種方法應(yīng)用比較普遍，但也存在諸多缺陷，如該方法是基于橫截面數(shù)據(jù)的，并且沒有考慮相關(guān)變量的平穩(wěn)性和地區(qū)經(jīng)濟的異質(zhì)性問題，容易造成虛假回歸。

為了彌補上述研究的不足，本文擬利用考慮環(huán)境污染因素的序列DEA方法及經(jīng)濟增長的4重分解法，構(gòu)造一個綠色經(jīng)濟增長核算模型，并對中國大陸省區(qū)1985—2010年的經(jīng)濟增長源泉進行核算和分解。在對各分解成分進行直觀的虛擬增長分布分析的基礎(chǔ)上，進一步利用基于時間序列數(shù)據(jù)的狀態(tài)空間模型分析各增長源泉對中國省際經(jīng)濟差距的影響程度及作用機制，以探尋中國地區(qū)經(jīng)濟差距的來源，從而為中國區(qū)域協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展政策的制定提供一些實證支持。

二、綠色經(jīng)濟增長核算模型及數(shù)據(jù)說明

（一）ML生產(chǎn)率指數(shù)及分解

Fare等人構(gòu)造了如下形式的方向性距離函數(shù)［3］：

其中g(shù)＝（y，－b）為產(chǎn)出水平擴張的方向向量，表示在給定投入x的情況下，好產(chǎn)出y成比例地擴大和“壞”產(chǎn)出b成比例地收縮；β為方向性距離函數(shù)值，即好產(chǎn)出y增長、“壞”產(chǎn)出b減少的最大可能數(shù)量；P（x）表示生產(chǎn)可能性集合。在構(gòu)造出方向性距離函數(shù)的基礎(chǔ)上，考慮環(huán)境的全要素生產(chǎn)率指數(shù)可用ML生產(chǎn)率指數(shù)來表示。為了排除時期選擇的隨意性，通常使用兩個ML生產(chǎn)率指數(shù)的幾何平均值得到的以t期為基期到t＋1期的全要素生產(chǎn)率的變化，即：

這樣，ML生產(chǎn)率指數(shù)就被拆分為綠色技術(shù)進步指數(shù)MLTC和綠色技術(shù)效率指數(shù)MLEC兩部分。

在規(guī)模報酬可變（VRS）的假設(shè)條件下，綠色技術(shù)效率指數(shù)MLEC又可被分解為綠色純技術(shù)效率指數(shù)（PCH）和綠色規(guī)模效率指數(shù)（SCH）：

這樣，ML生產(chǎn)率指數(shù)就可以進行如下分解：

（二）序列DEA方法

要計算出上述ML生產(chǎn)率指數(shù)及其分解成分，必須利用DEA方法測算相應(yīng)的方向性距離函數(shù)值，而傳統(tǒng)DEA方法容易導致技術(shù)倒退現(xiàn)象的出現(xiàn)，為避免出現(xiàn)這一問題，將利用序列DEA方法進行ML生產(chǎn)率指數(shù)及其分解的計算。序列DEA方法使每一年的參考技術(shù)由當期及其以前所有可得到的投入產(chǎn)出值決定，這樣在分析中能夠避免技術(shù)退步或生產(chǎn)邊界“凹陷”的狀況。若每一個時期t＝1，2，…，T，第k＝1，2，…，K 個省份的投入和產(chǎn)出值為（xt，k，yt，k，bt，k），式（7）、（8）分別表示在序列 DEA下對當期方向性距離函數(shù)和混合方向性距離函數(shù)的線性規(guī)劃：

（三）經(jīng)濟增長的四重分解模型

利用基于序列DEA方法的ML生產(chǎn)率指數(shù)及其分解結(jié)果，可繼續(xù)使用如下經(jīng)濟增長4重分解模型，將中國省區(qū)勞均產(chǎn)出分解為綠色技術(shù)進步、綠色技術(shù)效率改善、資本深化及人力資本積累4個部分，以便在此基礎(chǔ)上進行后續(xù)的相關(guān)研究，具體分解方法為：

若產(chǎn)出為Y，投入為物質(zhì)資本K、勞動力L、人力資本H3種，則可以將勞動生產(chǎn)率增長進行如下4重分解：

其中t和t＋1分別代表時期；y代表勞動生產(chǎn)率，等于產(chǎn)出Y與勞動力L之間的比率；等式左邊表示在時期t和t＋1之間勞動生產(chǎn)率的變化；MLEC、MLTC、KC和HC分別代表在時期t和t＋1之間，考慮多投入、多產(chǎn)出和技術(shù)效率差異情況下，源于綠色技術(shù)效率改善、綠色技術(shù)進步、資本深化和人力資本積累的勞動生產(chǎn)率變化，MLEC和MLTC的乘積為源于綠色全要素生產(chǎn)率變化的勞動生產(chǎn)率變化。

（四）數(shù)據(jù)來源與處理

本文分析時段為1985—2010年，分析樣本為除海南和西藏外的中國大陸28個省、自治區(qū)和直轄市①①本文采用三大區(qū)域劃分方法：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東；中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，仿照多數(shù)文獻的做法，將重慶相關(guān)數(shù)據(jù)與四川合并計算。對相關(guān)變量及數(shù)據(jù)來源說明如下：

省區(qū)產(chǎn)出水平用GDP數(shù)據(jù)表示；物質(zhì)資本存量K采用永續(xù)盤存法進行估算，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，并以1978年為基期進行相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的平減；勞動力L為各省區(qū)全社會從業(yè)人員數(shù)，數(shù)據(jù)來源于各省區(qū)相應(yīng)年份的統(tǒng)計年鑒；人力資本h用人均受教育年限表示，采用陳釗等人的方法計算得來，計算所用數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》［19］。由于工業(yè)廢氣中的SO2和工業(yè)廢水中的COD是中國環(huán)境管制中的典型污染物和主要控制對象，所以在本文中選擇SO2和COD作為非期望產(chǎn)出指標，相應(yīng)數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

三、中國省際經(jīng)濟差距來源的虛擬增長分布分析

利用上述模型及相應(yīng)數(shù)據(jù)，得出了中國省區(qū)1985－2010年的ML指數(shù)及其構(gòu)成以及經(jīng)濟增長的4重分解結(jié)果，限于篇幅這里不再給出相關(guān)計算結(jié)果。下面將利用這些結(jié)果進行中國省際經(jīng)濟差距來源的虛擬增長分布分析。

經(jīng)濟增長4重分解模型，即公式（9）兩邊同時取對數(shù)就可以得到經(jīng)濟增長率計算公式：

其中為末期產(chǎn)出水平為初期產(chǎn)出水平，令作為投入因素對經(jīng)濟增長的貢獻，這樣式（11）就可以簡化為：）

圖1 綠色全要素生產(chǎn)率和要素投入所貢獻產(chǎn)出的分布圖

由圖1可以看出，與1985年勞均產(chǎn)出分布曲線相比，綠色全要素生產(chǎn)率與要素投入所貢獻產(chǎn)出的分布曲線都有所右移，其中綠色全要素生產(chǎn)率分布曲線右移幅度稍大，這說明綠色全要素生產(chǎn)率與要素投入對經(jīng)濟增長都起到了拉動作用；由圖1還可以看到，綠色全要素生產(chǎn)率與要素投入分布曲線右移的同時，峰體變寬，波峰均顯著下降，而綠色全要素生產(chǎn)率分布曲線的波峰比要素投入曲線更低，這說明綠色全要素生產(chǎn)率和要素投入均造成了地區(qū)經(jīng)濟差距的擴大，其中綠色全要素生產(chǎn)率在拉動經(jīng)濟增長方面造成的差距更大；由圖1可知，綠色全要素生產(chǎn)率分布曲線的跨度也大于要素投入，這也說明了綠色全要素生產(chǎn)率造成的省際經(jīng)濟差距要大于要素投入。另外，圖1中的y1985、y2010分別表示1985年和2010年中國勞均產(chǎn)出的分布曲線；yTFP、yX分別表示綠色TFP和要素投入所貢獻產(chǎn)出的分布曲線?？捎猛瑯拥姆椒ǚ治鼍G色全要素生產(chǎn)率構(gòu)成及各種投入因素對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響，見圖2。

圖2 綠色全要素生產(chǎn)率構(gòu)成和各種投入因素所貢獻產(chǎn)出的分布圖

由圖2可以看到，綠色技術(shù)效率貢獻產(chǎn)出的分布曲線在四種增長源泉分布曲線中峰體最寬，波峰最低，且與2010年勞均產(chǎn)出的分布曲線較為相似，據(jù)此推斷，綠色技術(shù)效率是致使中國省際經(jīng)濟差距擴大的重要原因。市場化程度和對外開放度是推動地區(qū)經(jīng)濟增長的重要力量，而且均屬于技術(shù)效率類因素。中國改革開放以來，省際市場化程度和對外開放度差距在不斷擴大，因而會總體表現(xiàn)為技術(shù)效率對地區(qū)差距的影響在不斷增強。由圖2可知，資本深化和綠色技術(shù)進步貢獻產(chǎn)出的分布曲線與1985年產(chǎn)出分布相比均有所不同，二者主峰峰體比1985年產(chǎn)出分布主峰峰體更寬，且主峰高度也比1985年產(chǎn)出分布要低，其中資本深化產(chǎn)出分布的波峰更低，據(jù)此也可以推斷得出資本深化對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響要大于綠色技術(shù)進步的初步結(jié)論。通過計算還發(fā)現(xiàn)，資本深化貢獻產(chǎn)出的極差為1．23，而綠色技術(shù)進步貢獻產(chǎn)出的極差僅為0．24，這也從另外一個角度佐證了這一判斷。針對這一判斷的解釋是，中國當前粗放型的增長方式?jīng)Q定了投入因素將對地區(qū)差距產(chǎn)生重要影響，而綠色技術(shù)進步則可以防止和治理污染，改善生態(tài)，實現(xiàn)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展，但近年來各地區(qū)頻發(fā)的霧霾事件則說明中國地區(qū)綠色技術(shù)對經(jīng)濟增長和地區(qū)差距沒有產(chǎn)生明顯作用，綠色技術(shù)提升任重道遠。由圖2可以看到，人力資本貢獻產(chǎn)出分布曲線的波峰要高于1985年的產(chǎn)出分布波峰，其峰體也窄于1985年的產(chǎn)出分布峰體，這說明人力資本貢獻產(chǎn)出分布的省際經(jīng)濟差距較小，即人力資本對省際經(jīng)濟差距的影響較小，這主要是因為中國粗放型的經(jīng)濟增長方式使人力資本對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻有限，而對地區(qū)差距的影響也較為有限。另外，圖2中的yTE、yTP、yK、yH分別表示綠色技術(shù)效率、綠色技術(shù)進步、資本深化和人力資本積累所貢獻產(chǎn)出的分布曲線。

四、中國省際經(jīng)濟差距來源的時變參數(shù)分析

虛擬增長分布只是直觀反映了各種因素對省際經(jīng)濟差距的影響，為了更準確地度量這些因素對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響程度，同時也是為了進一步印證上述的一些判斷，下面將通過建立狀態(tài)空間模型進行各經(jīng)濟增長源泉對地區(qū)經(jīng)濟差距影響的時變參數(shù)分析。

利用勞均產(chǎn)出增長率標準差、綠色技術(shù)進步、綠色技術(shù)效率、資本深化、人力資本所貢獻的增長率的標準差，即SY、STP、STE、SK、SH 作為分析變量，采用基于卡爾曼濾波方法的狀態(tài)空間模型來分析它們對中國省際經(jīng)濟差距影響的動態(tài)路徑。狀態(tài)空間模型要求方程中的變量是平穩(wěn)的，或具有相同的單整階數(shù)并存在協(xié)整關(guān)系，否則將會造成偽回歸，因而在建模之前有必要檢驗相關(guān)變量的平穩(wěn)性。

采用ADF單位根檢驗方法檢驗了上述變量的平穩(wěn)性，結(jié)果如表1所示。由表1可知，變量SY、STP、STE、SK、SH原序列是不平穩(wěn)的，但其1階差分序列是平穩(wěn)的，因而它們是一個單整序列，即I（1）序列。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗表

由于上述變量是一個I（1）序列，所以有必要對變量之間的協(xié)整關(guān)系作進一步檢驗，這里采用JJ方法進行協(xié)整檢驗，結(jié)果見表2和表3。由結(jié)果可以看到，跡統(tǒng)計量和最大特征值協(xié)整檢驗結(jié)果是一致的，即均在5%的顯著性水平上拒絕沒有協(xié)整向量的零假設(shè)，4個變量至少存在2個協(xié)整關(guān)系即長期均衡關(guān)系，因而利用這5個變量建立狀態(tài)空間模型不會存在偽回歸問題。

表2 跡統(tǒng)計量協(xié)整檢驗結(jié)果表

表3 最大特征值協(xié)整檢驗結(jié)果表

由于已經(jīng)通過相關(guān)檢驗，利用上述變量可建立以下形式的狀態(tài)空間模型：

量測方程：

狀態(tài)方程：

其中α、β、γ、λ為模型的狀態(tài)向量，即變量 STP、STE、SK、SH的時變參數(shù)，它們反映了各變量對地區(qū)經(jīng)濟差距影響的動態(tài)過程。由于受初始值的影響，早期的時變參數(shù)不能真實地反映變量之間的動態(tài)關(guān)系，因此將從1990年開始討論各變量對省際經(jīng)濟差距的動態(tài)影響。

圖3顯示了綠色技術(shù)進步對省際經(jīng)濟差距的時變影響，盡管有個別年份α取值為負，但多數(shù)時期其取值還是正的，即總的來看，綠色技術(shù)進步的省際差異對省際經(jīng)濟增長差距有正向影響。α的取值在1990年到2000年間不斷起伏波動，其中1993年達到最大值1．075，而到1996年則降至最小值－0．8，1997年以后α值又呈現(xiàn)出小幅上升態(tài)勢。就綠色技術(shù)效率對省際經(jīng)濟差距的影響來看，圖4中的時變參數(shù)β的取值始終為正值，這說明綠色技術(shù)效率的地區(qū)差異對省際經(jīng)濟增長差距也具有正向影響，并且隨著時間的推移這種影響在不斷發(fā)生變化，這表現(xiàn)為參數(shù)β的波動上。具體看，1990年β的取值為5．345，為歷年最高水平，1991年略有下降，而到1992年則陡然下降到1．562，在經(jīng)歷了1992年到1997年的小幅起伏后，β的數(shù)值又呈現(xiàn)上升的趨勢。

圖3 綠色技術(shù)進步時變參數(shù)α變動圖

圖4 綠色技術(shù)效率時變參數(shù)β變動圖

由圖5中時變參數(shù)γ的變化情況可知，其取值在1990年為負值，之后歷年均為正值，這說明資本深化的地區(qū)差異與省際經(jīng)濟增長差距具有同向變化的關(guān)系。這種變化的具體過程是，資本深化對省際經(jīng)濟差距的影響從1990年到1996年總體呈上升趨勢，在參數(shù)γ達到1996年的最大值0．948后，又一直小幅下降至2010年的0．346。

圖5 資本深化時變參數(shù)γ變動圖

圖6反映了人力資本積累的地區(qū)差異對省際經(jīng)濟增長差距的動態(tài)影響過程。由圖6可以看到，參數(shù)λ盡管有個別年份為負值，但其歷年均值達到了0．037?？偟膩砜矗@意味著人力資本積累的地區(qū)差異對省際經(jīng)濟差距同樣有正向影響，只不過它的影響與其他變量相比較小，這表現(xiàn)為圖6中的λ值在1990－2010年間的變化較小，其濾波曲線幾乎成了一條水平線。

圖6 人力資本時變參數(shù)λ變動圖

下面總體比較一下綠色技術(shù)進步、綠色技術(shù)效率、資本深化及人力資本積累對省際經(jīng)濟差距的影響效應(yīng)。通過上述分析可知，綠色技術(shù)進步、綠色技術(shù)效率、資本深化及人力資本積累對省際經(jīng)濟差距均有正向影響，其時變參數(shù)的年均值分別為0．216、1．780、0．501、0．037。由此可知，綠色技術(shù)效率對省際經(jīng)濟差距的影響最大，其次是資本深化的影響，再次是綠色技術(shù)進步的作用，而人力資本對省際經(jīng)濟差距的影響最小，這與用虛擬增長分布法所得到的結(jié)論基本上是一致的。由上述分析可知，綠色全要素生產(chǎn)率（包括綠色技術(shù)進步和綠色技術(shù)效率）對省際經(jīng)濟差距的影響在1997年以后逐漸增強，而資本因素（主要是資本深化）的作用則在1997年之后穩(wěn)步下降。對這一狀況的解釋是，1997年香港回歸以后，中國由內(nèi)陸型封閉經(jīng)濟向沿海型外向經(jīng)濟轉(zhuǎn)變，而2001年中國加入世貿(mào)組織更是使中國東部地區(qū)在更多領(lǐng)域更高層次上參與到國際經(jīng)濟技術(shù)合作與競爭中來，從而使東部地區(qū)在利用外國的先進技術(shù)、資金和管理經(jīng)驗推動經(jīng)濟發(fā)展方面比中西部地區(qū)先行一步。近年來，中國又提出了加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的戰(zhàn)略任務(wù)，使各地區(qū)特別是東部地區(qū)經(jīng)濟增長更多地依靠技術(shù)和管理水平的提高，而不是資本的投入。因而，相比資本而言，技術(shù)和管理因素對經(jīng)濟增長的貢獻逐漸增加，而中國東西部的技術(shù)、管理水平的差距也日益擴大，從而使綠色全要素生產(chǎn)率對地區(qū)差距的影響也不斷增強，而資本因素對地區(qū)差距的影響則相對減弱。

五、結(jié)論與建議

本文利用經(jīng)濟增長的四重分解模型、虛擬增長分布法以及狀態(tài)空間模型分析了要素投入、綠色全要素生產(chǎn)率及構(gòu)成對中國省際經(jīng)濟差距的影響效應(yīng)，研究結(jié)論如下：

第一，通過比較分析各增長源泉所貢獻產(chǎn)出的分布曲線特征發(fā)現(xiàn)，綠色全要素生產(chǎn)率對省際經(jīng)濟差距的影響比要素投入大。進一步深入分析發(fā)現(xiàn)，綠色技術(shù)效率所貢獻產(chǎn)出的分布曲線與2010年勞均產(chǎn)出的分布曲線最為相似，它是造成中國省際經(jīng)濟差距最主要的原因，其次是資本深化和綠色技術(shù)進步的影響，而人力資本積累對中國省際經(jīng)濟差距擴大的影響較小。

第二，通過利用狀態(tài)空間模型的定量分析發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)綠色技術(shù)效率對省際經(jīng)濟差距影響的時變參數(shù)平均值為1．780，綠色技術(shù)進步的時變參數(shù)平均值為0．216，資本深化和人力資本積累的時變參數(shù)平均值分別為0．501和0．037。由此可見，4種經(jīng)濟增長源泉對省際經(jīng)濟差距的影響大小依次是綠色技術(shù)效率、資本深化、綠色技術(shù)進步和人力資本積累，這進一步驗證了虛擬增長分布分析的結(jié)論。

上述研究結(jié)論蘊含著重要的政策涵義：一是要在科學發(fā)展觀的指導下樹立綠色發(fā)展理念，進一步加強生態(tài)環(huán)境建設(shè)，促進環(huán)境與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展；二是要建立綠色經(jīng)濟核算體系和以此為基礎(chǔ)的地方政府政績考核制度，促使政府轉(zhuǎn)變政績觀，實現(xiàn)地方經(jīng)濟的綠色發(fā)展和可持續(xù)發(fā)展；三是要通過加大投入、建設(shè)平臺、建立機制來促進節(jié)能減排生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)與應(yīng)用，充分發(fā)揮綠色技術(shù)拉動經(jīng)濟增長的作用；四是中國省區(qū)特別是中西部省區(qū)要注重地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，大力發(fā)展節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)，同時也要積極向國外和發(fā)達地區(qū)學習先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，引進節(jié)能環(huán)保設(shè)備，實現(xiàn)生產(chǎn)的適度規(guī)?；l(fā)展，促進地區(qū)綠色技術(shù)效率的提升和地區(qū)經(jīng)濟差距的縮?。晃迨锹浜笫^(qū)在加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的基礎(chǔ)上，還要進一步加快改革開放的步伐，革除各種體制和機制上的弊端，多渠道地吸收外來資金，并提高其配置效率，以充分發(fā)揮資本拉動地區(qū)經(jīng)濟增長的作用。

［1］ Pittman R W．Multilateral Productivity Comparisions with Undesirable Outputs［J］．Economic Journal，1983，93（12）．

［2］ Chung Y，F(xiàn) re R，Grosskopf S．Productivity and Unde－Sirable Outputs：A Directional Distance Function Approach［J］．Journal of Environmental Management，1997，51（3）．

［3］ Fare R，Grosskopf，Shawna，Pasurka，Carl．Accounting for Air Pollution Emissions in Measuring State Manufacturing Productivity Growth［J］．Journal of Regional Science，2001，41（3）．

［4］ Jeon B M，Sickles R C．The Role of Environmental Factors in Growth Accounting［J］．Journal of Applied Econometrics，2004，19（5）．

［5］ Yoruk B，Zaim O．Productivity Growth in OECD Countries：A Comparison With Malmquist Indices［J］．Journal of Comparative Economics，2005，33（2）．

［6］ Kumar S．Environmentally Sensitive Productivity Growth：A Global Analysis Using Malmquist－Luenberger Index［J］．Ecological Economics，2006，56（4）．

［7］ 楊俊，邵漢華．環(huán)境約束下的中國工業(yè)增長狀況研究——基于Malmquist－Luenberger指數(shù)的實證分析［J］．數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009（9）．

［8］ 葉祥松，彭良燕．中國環(huán)境規(guī)制下的規(guī)制效率與全要素生產(chǎn)率研究：1999－2008［J］．財貿(mào)經(jīng)濟，2011（2）．

［9］ 沈可挺，龔健?。h(huán)境污染技術(shù)進步與中國高耗能產(chǎn)業(yè)——基于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的實證分析［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2011（12）．

［10］李京文，鐘學義．中國生產(chǎn)率分析前沿［M］．北京：社會科學文獻出版社，1998．

［11］ Chow G C，Lin A．Accounting for Economic Growth in Taiwan and Mainland China［J］．Journal of Comparative Economics，2002，30（3）．

［12］彭國華．中國地區(qū)收入差距、全要素生產(chǎn)率及其收斂分析［J］．經(jīng)濟研究，2005（9）．

［13］李靜，孟令杰，吳福象．中國地區(qū)發(fā)展差異的再檢驗：要素積累抑或TFP［J］．世界經(jīng)濟，2006（1）．

［14］傅曉霞，吳利學．全要素生產(chǎn)率在中國地區(qū)差異中的貢獻［J］．世界經(jīng)濟，2006（9）．

［15］郝睿．經(jīng)濟效率與地區(qū)平等：中國省際經(jīng)濟增長與差距的實證分析（1978－2003）［J］．世界經(jīng)濟文匯，2006（2）．

［16］唐杰，孟亞強．效率改善、經(jīng)濟發(fā)展和地區(qū)差異［J］．數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008（3）．

［17］張唯實，李國璋．中國區(qū)域生產(chǎn)效率與經(jīng)濟發(fā)展差距研究［J］．統(tǒng)計與信息論壇，2010（8）．

［18］史修松，趙曙東．中國經(jīng)濟增長的地區(qū)差異及其收斂機制（1978－2009）［J］．數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2011（1）．

［19］陳釗，陸銘，金煜．中國人力資本和教育發(fā)展的區(qū)域差異：對于面板數(shù)據(jù)的估算［J］．世界經(jīng)濟，2004（12）．

［20］Jorgenson D，Nishimizu M．U S and Japanese Economic Growth，1952－1974：An International Comparison［J］．Economic Journal，1978，88（2）．

［21］傅曉霞，吳利學．中國地區(qū)差異的動態(tài)演進及其決定機制：基于隨機前沿模型和反事實收入分布方法的分析［J］．世界經(jīng)濟，2009（5）．