一 引 言

工業(yè)是國民經(jīng)濟的主導產(chǎn)業(yè)，在經(jīng)濟運行中起著重要作用。改革開放四十多年來，中國實現(xiàn)了持續(xù)高速的經(jīng)濟增長和工業(yè)發(fā)展，工業(yè)化水平大幅提升。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，1978-2017年我國工業(yè)增加值從1622億元增長至247860億元，按不變價格計算，年均實際增長率為10.9%。然而，粗放型的工業(yè)增長模式受到日益嚴峻的資源環(huán)境約束，中國工業(yè)面臨可持續(xù)發(fā)展問題。傳統(tǒng)經(jīng)濟增長分析只考慮產(chǎn)值的變化，后來相關(guān)學者則更多地采用同時考慮投入和產(chǎn)出的全要素生產(chǎn)率以衡量經(jīng)濟績效的增長情況(王志剛等，2006[1]；王兵等，2010[2])。2015年，李克強總理首次在政府工作報告中提出要“增加研發(fā)投入，提高全要素生產(chǎn)率”。中共十九大指出，堅持質(zhì)量第一，效益優(yōu)先，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率。由此可見，推動中國經(jīng)濟由投入型增長轉(zhuǎn)向效率型增長，追求綠色發(fā)展的過程中，科學地評價資源環(huán)境約束下中國工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率對創(chuàng)新驅(qū)動和綠色發(fā)展具有重要作用。

二 文獻綜述與理論分析

(一)全要素生產(chǎn)率的測算研究

測算中國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率主要有參數(shù)估計法和非參數(shù)估計法。參數(shù)估計法包括索洛余值法、CD生產(chǎn)函數(shù)(或超越對數(shù)函數(shù)法)回歸法、隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法(Stochastic Frontier Approach，以下簡稱SFA)(范丹，2015)[3]，其中以SFA法應(yīng)用較為廣泛。涂正革和肖耿(2005)[4]使用隨機前沿生產(chǎn)模型分解及分析中國大中型工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長。張建波和張麗(2012)[5]基于隨機前沿分析方法和2001-2007年中國省域外資工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù),實證測算和具體分析中國外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長。但這種方法估計結(jié)果精確性隨著樣本期變長而下降，嚴重依賴于對全要素生產(chǎn)率分布的假定(張?zhí)烊A和張少華，2016)[6]。

非參數(shù)估計法主要是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(Data Envelopment Analysis，以下簡稱DEA)，相比于參數(shù)估計法，非參數(shù)方法DEA不需要預先估計參數(shù)，在避免主觀因素、簡化運算、減少誤差等方面有著明顯的優(yōu)越性(曾賢剛，2011)[7]，無須假設(shè)函數(shù)形式、可以對生產(chǎn)率進行分解使其廣泛應(yīng)用在經(jīng)濟績效評價等方面。工業(yè)行業(yè)的非參數(shù)DEA方法早期研究中，沒有考慮污染物，宮俊濤等(2008)[8]以工業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標，運用Malmquist指數(shù)方法研究了1987-2005年中國28個省級區(qū)域制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率及其增長來源、差異與變化趨勢；劉忠生和李東(2009)[9]以工業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標，使用CCR模型和Malmquist指數(shù)模型分析1999-2007年我國各省份內(nèi)外資的全要素生產(chǎn)率。然而，沒有把資源環(huán)境納入研究框架會扭曲對社會福利和經(jīng)濟績效表現(xiàn)的評價，從而產(chǎn)生結(jié)論偏誤(Hailu和Veeman, 2000)[10]。

隨著綠色工業(yè)革命的興起，針對早期研究存在的不足，近期國內(nèi)外學者將資源環(huán)境因素納入到工業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算中(Chen和Golley，2014[11]；Zhao et al.,2015[12])。對于污染物等生產(chǎn)副產(chǎn)物，主要有以下幾個處理方法：投入要素處理法、數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換函數(shù)處理法、距離函數(shù)法，其中以距離函數(shù)法應(yīng)用較為科學與廣泛。Chambers et al.(1996)[13]和Chung et al.(1997)[14]創(chuàng)新性地提出了方向性距離函數(shù)來將污染物作為非期望產(chǎn)出處理。Chung et al.(1997)[14]研究了瑞典造紙和紙漿廠的環(huán)境全要素生產(chǎn)率，基于方向性產(chǎn)出距離函數(shù)，結(jié)合Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的優(yōu)點和污染物分析，提出了Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)，使得全要素生產(chǎn)率結(jié)果分析更加精確。在Chung et al.(1997)[14]的方法基礎(chǔ)上，相關(guān)學者對工業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算以 Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)為主，吳軍(2009)[15]使用Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)對1998-2007年中國31個省市區(qū)工業(yè)TFP增長及其成分、收斂性進行了檢驗。李斌等(2013)[16]將能源消費量作為投入，二氧化碳和環(huán)境污染排放作為非期望產(chǎn)出，采用考慮非期望產(chǎn)出的非徑向非角度SBM效率測度模型和Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)來測算分行業(yè)的綠色技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率。Li和Lin(2015)[17]運用超效率和序列DEA模型構(gòu)造方向性距離函數(shù)的生產(chǎn)可能性集合，并將此融合到Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)中，測算1998-2011年中國36個工業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率增長。Du et al.(2018)[18]針對不可行解的問題，基于新的方向性距離函數(shù)提出了修正的Malmquist-Luenberger指數(shù)，測算了1999-2012年中國全要素生產(chǎn)率的增長。除此之外，針對污染物的處理，還有Luenberger生產(chǎn)率指標、全局Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)、共同邊界Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)等方法，如李玲和陶鋒(2011)[19]運用SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger生產(chǎn)率指標,測度了2004-2008年中國工業(yè)部門中19個污染密集型產(chǎn)業(yè)，考慮了4種非期望產(chǎn)出的全要素生產(chǎn)率。

然而，現(xiàn)有文獻多從傳統(tǒng)角度將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進步與效率變化(田銀華等，2011)[20]，或是按純效率變化、規(guī)模效率、純技術(shù)進步和技術(shù)規(guī)模效率分解(齊亞偉，2013)[21]，而從投入產(chǎn)出分解(王兵和劉光天，2015)[22]，考慮投入產(chǎn)出利用效率和污染排放效率的文獻相對較少。Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標相比以往的全要素生產(chǎn)率指標更加科學和全面，不僅能把全要素生產(chǎn)率分解為規(guī)模效率、技術(shù)效率和技術(shù)進步，也能從另一個角度分解為投入指標和產(chǎn)出指標，因此，本文使用Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標分析全要素生產(chǎn)率。

(二)環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響

環(huán)境規(guī)制是為解決外部性問題，實現(xiàn)社會福利最大化和財稅目標最大化，而對經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量的權(quán)衡(張紅鳳等，2012)[23]?！安ㄌ丶僬f”是環(huán)境規(guī)制的經(jīng)典理論，其認為設(shè)計良好的環(huán)境規(guī)制可以促使企業(yè)創(chuàng)新，從而建立起競爭優(yōu)勢。合理的環(huán)境規(guī)制政策通過創(chuàng)新補償效應(yīng)，能彌補增加的環(huán)境成本，同時給企業(yè)帶來更多的競爭優(yōu)勢、創(chuàng)新優(yōu)勢、效率優(yōu)勢與整合優(yōu)勢等。補償?shù)木唧w方式包括“產(chǎn)品補償”和“過程補償”(Jaffe和Palmer,1997)[24]。進一步將“波特假說”分為“弱波特假說”、“強波特假說”和“狹義波特假說”?！叭醪ㄌ丶僬f”認為，環(huán)境規(guī)制會激勵企業(yè)進行環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新；“強波特假說”認為，精心設(shè)計的環(huán)境政策能激勵企業(yè)進行成本節(jié)約型的技術(shù)創(chuàng)新，拓展了“波特假說”的內(nèi)容；而“狹義波特假說”則認為，靈活的環(huán)境規(guī)制政策相比于固定的政策更能誘導企業(yè)實施創(chuàng)新(Jaffe et al.,1995[25]；Jaffe和Palmer，1997[24])。Gray和Shadbegian(2003)[26]研究發(fā)現(xiàn)污染消除成本會降低一些污染行業(yè)的生產(chǎn)率。Cerin(2006)[27]研究表明，獲得較大公眾支持的個人動機會促進環(huán)境規(guī)制政策的制定和實施，進而實現(xiàn)經(jīng)濟和環(huán)境的雙贏。Zhu et al.(2014)[28]分析表明，技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級、工廠關(guān)閉等影響企業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)重造的因素是實施環(huán)境規(guī)制的措施。大多數(shù)文獻證明了“弱波特假說”的存在(Hamamoto，2006[29]；Carrión-Flores和Innes, 2010[30]；Yang et al.，2012[31]),但一些研究指出“弱波特假說”具有條件性，不一定顯著促進研發(fā)活動(謝榮輝，2017[32]；葉琴等，2018[33])。還有文獻指出，環(huán)境規(guī)制的加強對于創(chuàng)新產(chǎn)出的增加沒有促進作用(Brunnermeier和Cohen，2003)[34]。對于“強波特假說”，則觀點不一。有學者認為，環(huán)境規(guī)制能促進生產(chǎn)率的提高(Berman和Bui，2001)[35]；也有研究認為，環(huán)境規(guī)制抑制了生產(chǎn)率的發(fā)展(Yuan和Xiang，2018)[36]；還有一些研究認為，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的影響不確定，“強波特假說”是否成立取決于環(huán)境規(guī)制強度的大小(何玉梅和羅巧，2018)[37]。

本文試圖從以下方面拓展現(xiàn)有文獻：(1)區(qū)別于已有文獻將全要素生產(chǎn)率僅分解為技術(shù)進步、技術(shù)效率、規(guī)模效率，且為克服Luenberger生產(chǎn)率指標不可加性的缺點，本文運用Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標，將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進步、技術(shù)效率、規(guī)模效率、產(chǎn)出指標與投入指標五個成分，從更全面維度(產(chǎn)出指標和投入指標)分析1981-2015年中國35個工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率變化；(2)驗證 “強波特假說”與“弱波特假說”，對環(huán)境規(guī)制、研發(fā)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行實證分析。下文內(nèi)容結(jié)構(gòu)安排是：第二部分為理論基礎(chǔ)，第三部分為研究方法介紹，第四部分為變量選取與數(shù)據(jù)說明，第五部分為全要素生產(chǎn)率實證結(jié)果的分析，第六部分為“波特假說”的驗證，第七部分為結(jié)論及政策建議。

三 研究方法

(一)環(huán)境技術(shù)

(1)

(二)LHM生產(chǎn)率指標

自從Chambers(2002)[39]將Chambers et al.(1996)[13]提出的Luenberger生產(chǎn)率指標發(fā)展成可以分解為技術(shù)進步和效率變化的基于差異的生產(chǎn)率指標后，Luenberger生產(chǎn)率指標便得到廣泛的應(yīng)用。然而，Luenberger生產(chǎn)率指標并不是完全可加的，不能分解為產(chǎn)出和投入增長。因此，Briec和Kerstens(2004)[40]提出了具有完全可加性的Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標。本文結(jié)合Ang和Kerstens(2017)[41]對Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標的新分解開展研究。

(2)

式(2)方向距離函數(shù)是Luenberger短函數(shù)，是本文基本的方向距離函數(shù)。

用時間(a,b)∈{t,t+1}×{t,t+1}的方向距離函數(shù)表示為：

(3)

根據(jù)Ang和Kerstens(2017)[41]的研究，t期和t+1期之間的Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標為：

LHMt, t+1=LOt, t+1-LIt, t+1

(4)

Ang和Kerstens(2017)[41]把Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標分解為投入與產(chǎn)出方向。本文采用產(chǎn)出方向的分解方法。Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標可分解為技術(shù)進步TC、技術(shù)效率TEC、規(guī)模效率SEC，產(chǎn)出指標LO和投入指標LI按照式(6)和式(7)進行計算。

(5)

(6)

(7)

因此，Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標可以通過式(8)線性規(guī)劃來求解。

(8)

根據(jù)不同方向向量的選擇，代入式(8)，求得不同的方向性距離函數(shù)。LHM、LO、LI、TC、TEC、SEC大于(小于)0分別表示生產(chǎn)率增長(下降)、產(chǎn)出增長(下降)、投入增長(下降)、技術(shù)改善(惡化)、技術(shù)效率進步(退步)、規(guī)模效率提高(下降)。本文設(shè)定在VRS(規(guī)模報酬可變)的情形下計算Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標，以貼近生產(chǎn)的實際情況。同時運用序列DEA的方法，即每一年的參考技術(shù)由當期及其前所有可得到的投入產(chǎn)出值決定。

(三)驗證環(huán)境規(guī)制波特假說的模型設(shè)定

1.環(huán)境規(guī)制對研發(fā)活動的影響

根據(jù)現(xiàn)有研究，本文設(shè)定環(huán)境規(guī)制對研發(fā)活動產(chǎn)生影響的模型如下：

lnRdi, t=βEnveregi, t-1+gXi, t-1+μi+?i+εi, t

(9)

被解釋變量lnRdi, t為第i個工業(yè)行業(yè)第t年的研發(fā)內(nèi)部經(jīng)費支出的對數(shù)，解釋變量中，Envergi, t-1是主要關(guān)注的環(huán)境規(guī)制因素?？刂谱兞縓i, t-1包括：人力資本(Hc)，專利申請數(shù)量(Patent)，出口外銷比(Export)，國有企業(yè)比重(Soc)，外資企業(yè)比重(Fdi)，要素稟賦(Cpr)，勞動生產(chǎn)率(Lp)。Srnp代表穩(wěn)健性檢驗中研發(fā)內(nèi)部經(jīng)費支出的替代性指標新產(chǎn)品銷售收入。

根據(jù)李小平和李小克(2017)[42]關(guān)于環(huán)境規(guī)制強度的定義，采用無量綱化的處理方法解決不同污染物計量單位差異導致的不可加性，公式如下：

(10)

其中，i、j、t分別表示行業(yè)、污染物和時間，Costijt、Dischargeijt分別代表工業(yè)行業(yè)的污染治理支出和污染排放量，Envregijt表示行業(yè)某種污染物的環(huán)境規(guī)制強度。

無量綱化的處理方法如下：

(11)

式(11)中，取t時期i行業(yè)j污染物的環(huán)境規(guī)制強度對同期全部行業(yè)同類污染物環(huán)境規(guī)制強度的相對水平，無量綱化的處理使得不同污染物即便單位不同也可以進行比較，且運用綜合的環(huán)境規(guī)制強度進行分析更具有合理性。本文使用工業(yè)分行業(yè)的廢氣、廢水設(shè)施運行費用衡量污染治理支出。按照理論預期，該變量會對研發(fā)產(chǎn)生正向的推動作用。

參考已有研究，本文還考慮以下影響研發(fā)活動的控制變量：人力資本水平，用工業(yè)行業(yè)研發(fā)人員數(shù)占該工業(yè)行業(yè)就業(yè)人數(shù)的比重表示；專利申請數(shù)量；出口外銷比，用工業(yè)行業(yè)出口貿(mào)易額與該工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值的比值表示；所有制結(jié)構(gòu)，用國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占該工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值的比重表示；外商直接投資，用外商投資和港澳臺商投資企業(yè)(2007年前用三資企業(yè))工業(yè)總產(chǎn)值占該工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值的比重表示；要素稟賦，用資本存量與勞動人數(shù)的比值表示；勞動生產(chǎn)率，用工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值與勞動人數(shù)的比值表示。由于研發(fā)活動具有時滯性，因此，本文將控制變量滯后一期來解釋研發(fā)活動的差異(Jaffe和Palmer，1997[24];Hamamoto，2006[29])。參數(shù)μi、?t和εi, t分別表示個體效應(yīng)、時間效應(yīng)以及隨機擾動項。

2.環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響

設(shè)定如下模型考察環(huán)境規(guī)制對工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響：

lnTfpi, t=θlnRdi, t+τEnvregi, t-1+φXi, t+ψi+υt+ξi, t

(12)

Tfp(或Lo,Li,Tc,Tec,Sec)表示本文測算的全要素生產(chǎn)率及其各個成分，解釋變量Xi, t與式(9)中的定義相同，環(huán)境規(guī)制變量同樣采用一階滯后項Envregi, t-1，ψi、υt和ξi, t也是分別表示個體效應(yīng)、時間效應(yīng)以及隨機擾動項。

四 數(shù)據(jù)處理及變量說明

(一)投入產(chǎn)出變量

依據(jù)上述分析，本文先處理1981-2015年中國35個工業(yè)行業(yè)的好產(chǎn)出、壞產(chǎn)出和投入數(shù)據(jù)。

1.好產(chǎn)出。好產(chǎn)出選擇各個工業(yè)行業(yè)以1990年為基期的工業(yè)增加值表示，根據(jù)歷年各個工業(yè)行業(yè)工業(yè)品出廠價格指數(shù)將其平減至1990年的價格水平。由于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》沒有統(tǒng)計2008年及其以后分行業(yè)工業(yè)增加值數(shù)據(jù)，因此，2010年及以后的工業(yè)增加值參照高越和李榮林(2011)[43]的做法，依據(jù)中國國家統(tǒng)計局公布的歷年年末工業(yè)分大類行業(yè)增加值指數(shù)與前一年的增加值數(shù)據(jù)計算而得。

2.壞產(chǎn)出。壞產(chǎn)出以二氧化碳排放量為指標。依據(jù)陳詩一(2010)[44]的方法，選取中國工業(yè)的最主要能源(煤炭、石油、天然氣)計算：CO2排放量(萬噸)=煤炭消費量(萬噸)*1.973+石油消費量(萬噸)*3.065+天然氣消費量(億立方米)*2.184*10。

3.資本投入：依據(jù)“永續(xù)盤存法”計算資本存量用以衡量資本投入，具體計算方法參考陳詩一(2010)[44]的研究，先利用本年折舊和固定資產(chǎn)原值計算得出折舊率，接著利用固定資產(chǎn)原值之差構(gòu)造的投資額序列得出當年價投資額，結(jié)合固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)得出可比價投資額，最后按照“資本存量t=可比價全部口徑投資額t+(1-折舊率t)×資本存量t-1”估算得出各工業(yè)行業(yè)的資本存量。

4.勞動投入：使用各工業(yè)行業(yè)的全部從業(yè)人員年平均人數(shù)作為勞動投入指標。

5.能源投入：采用各工業(yè)行業(yè)歷年能源消費量作為能源投入的數(shù)據(jù)。

參考陳詩一(2010)[44]的研究，按照2010年35個工業(yè)行業(yè)能源消費總量由低到高的排序?qū)⑺械男袠I(yè)劃分成低能耗(17個)和高能耗(18個)兩組，以作為輕重工業(yè)的代表，原因是通常認為重工業(yè)與高能耗和高排放更直接相關(guān)(1)低能耗組由低到高分別是(含行業(yè)代碼)：S14.家具制造業(yè)，S17.文教體育用品制造業(yè)，S09.煙草制品業(yè)，S32.儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)，S16.印刷業(yè)，S12.皮革、毛皮、羽毛(絨)及其制品業(yè)，S34.燃氣生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，S11.紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)，S04.有色金屬礦采選業(yè)，S35.水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，S03.黑色金屬礦采選業(yè)，S13.木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)，S05.非金屬礦采選業(yè)，S08.飲料制造業(yè)，S20.醫(yī)藥制造業(yè)，S21.化學纖維制造業(yè)，S07.食品制造業(yè)；高能耗組從低到高分別是(含行業(yè)代碼)：S28.專用設(shè)備制造業(yè)，S30.電氣機械及器材制造業(yè)，S31.通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)，S06.農(nóng)副食品加工業(yè)，S26.金屬制品業(yè)，S27.通用設(shè)備制造業(yè)，S22.橡膠和塑料制品業(yè)，S29.交通運輸設(shè)備制造業(yè)，S02.石油和天然氣開采業(yè)，S15.造紙及紙制品業(yè)，S10.紡織業(yè)，S01.煤炭開采和洗選業(yè)，S25.有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，S18.石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，S33.電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，S23.非金屬礦物制品業(yè)，S19.化學原料及化學制品制造業(yè)，S24.黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)。。

表1 投入產(chǎn)出變量描述性統(tǒng)計

表1為分組別后的投入產(chǎn)出變量描述性統(tǒng)計。表1結(jié)果顯示，重工業(yè)和輕工業(yè)組別的資本存量和能源消費量的均值相差較大，前者分別是后者的5.85倍、11.71倍；而它們的工業(yè)增加值和勞動力差異則相對較小，重工業(yè)分別是輕工業(yè)的3.72倍和3.24倍；值得注意的是，二氧化碳排放量重工業(yè)卻是輕工業(yè)的29.07倍，遠遠高于輕工業(yè)的排放水平?？梢钥闯觯咄顿Y高消耗的重工業(yè)并沒有帶來顯著的高增長，勞動力的吸納能力也不夠強，反而是污染排放水平顯著較高。從標準差觀察兩者的變動情況，重工業(yè)的內(nèi)部變動情況相比于輕工業(yè)更為明顯，尤其是二氧化碳的排放量前者是后者的57.36倍，由此可以推測，重工業(yè)的生產(chǎn)率相比于輕工業(yè)相對優(yōu)勢不足。

(二)環(huán)境規(guī)制、研發(fā)的相關(guān)變量

受《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)可得性的影響，本文分析環(huán)境規(guī)制與研發(fā)等因素的數(shù)據(jù)期間為2001-2015年。并主要考慮以下因素對工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響：

1.研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出(Rd)：研發(fā)衡量指標的選擇有多種方式，李長青等(2014)[45]使用投入類指標、產(chǎn)出類指標和技術(shù)效率類指標綜合衡量中國污染密集型產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新；王孟欣等(2017)[46]使用創(chuàng)新的產(chǎn)出指標新產(chǎn)品銷售收入作為工業(yè)創(chuàng)新能力的反映。本文從研發(fā)投入的角度考慮，采用工業(yè)行業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出作為研發(fā)因素的主要衡量指標，以2001年工業(yè)行業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出作為基期，使用價格指數(shù)將各年的研發(fā)經(jīng)費支出進行平減，轉(zhuǎn)化為2001年不變價格并取對數(shù)后進行回歸分析。

2.環(huán)境規(guī)制強度(Envreg)：對于環(huán)境規(guī)制的衡量，已有研究分別從成本、效益、強度等多方面考慮。李鋼等(2010)[47]采用虛擬治理成本、污染物的環(huán)境損失價值化、具體規(guī)制指標等三個維度評價中國工業(yè)環(huán)境規(guī)制。景維民和張璐(2014)[48]使用污染排放治理費率和污染排放強度作為環(huán)境規(guī)制的指標。李小平和李小克(2017)[42]認為以單位污染排放的治理投入進行環(huán)境規(guī)制評價會更加科學，因此，本文參照李小平和李小克(2017)[42]的計算方法，以單位污染排放的治理支出作為工業(yè)行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度的代理變量。

3.人力資本(Hc)：科技研發(fā)的投入不僅限于R&D經(jīng)費內(nèi)部支出，還包括了人力資本的投入，本文以工業(yè)行業(yè)研發(fā)人員人數(shù)占該行業(yè)勞動人數(shù)比重衡量。

4.專利申請數(shù)量(Patent)：為了從多方面分析工業(yè)研發(fā)與工業(yè)效率和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，創(chuàng)新能力測度指標也涵蓋專利指標。專利是工業(yè)行業(yè)研究開發(fā)知識的主要產(chǎn)出，專利授權(quán)數(shù)量相比于專利申請數(shù)量受政府審查等外部因素影響波動較大，因此，本文選擇專利申請數(shù)量，更能反映專利的真實水平(馮志軍等，2013)[49]。

5.出口外銷比(Export)：以出口貿(mào)易額與工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值的比值衡量。參照盛斌(2002)[50]附錄表5的SITC Rev3三位編碼產(chǎn)品代碼與我國工業(yè)行業(yè)對應(yīng)表，結(jié)合UN Comtrade數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計工業(yè)行業(yè)的出口貿(mào)易額。

6.國有企業(yè)比重(Soc)：以國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占該工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值的比重作為所有制結(jié)構(gòu)的代理變量，以考察工業(yè)結(jié)構(gòu)與工業(yè)效率和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。

7.外資企業(yè)比重(Fdi)：以外資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占該工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量。外商直接投資帶來的溢出效應(yīng)會對工業(yè)行業(yè)的研發(fā)、生產(chǎn)率和效率產(chǎn)生影響。本文考慮外資流入是否為正向的激勵作用。

8.要素稟賦(Cpr)：以資本存量與勞動人數(shù)的比值衡量，考慮工業(yè)行業(yè)要素結(jié)構(gòu)變化對工業(yè)效率和生產(chǎn)率的影響。

9.勞動生產(chǎn)率(Lp)：勞動生產(chǎn)率水平代表產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。本文用工業(yè)行業(yè)增加值/全部從業(yè)人員人數(shù)表示勞動生產(chǎn)率。

10.新產(chǎn)品銷售收入(Srnp):新產(chǎn)品銷售收入是研發(fā)創(chuàng)新的產(chǎn)出指標之一，相比于專利申請數(shù)量，反映了創(chuàng)新的經(jīng)濟效益情況。本文將新產(chǎn)品銷售收入作為研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗，數(shù)據(jù)均轉(zhuǎn)化為2001年不變價格(單位萬元)并取對數(shù)進行回歸分析。

表2 影響因素變量描述性統(tǒng)計

表2為影響因素變量的描述性統(tǒng)計。從表2可知，研發(fā)活動的支出相對較多，然而在工業(yè)各行業(yè)之間的變動幅度也較大，作為研發(fā)活動支出的替代性指標新產(chǎn)品銷售收入的均值與標準差情況也類似。重工業(yè)的研發(fā)投入相對于輕工業(yè)更多，重工業(yè)的專利數(shù)量和新產(chǎn)品銷售收入也更多。輕工業(yè)的出口外銷比大于重工業(yè)。輕工業(yè)與重工業(yè)的國有企業(yè)比重與外資企業(yè)比重較為接近。重工業(yè)的要素稟賦高于輕工業(yè)，這也說明重工業(yè)是高投入類型的行業(yè)。環(huán)境規(guī)制強度標準差說明行業(yè)之間的規(guī)制強度差異不是十分明顯。

五 全要素生產(chǎn)率實證分析

(一)中國工業(yè)整體全要素生產(chǎn)率及其主要成分變化

為了更好地反映全部工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動，采用累積生產(chǎn)率的形式呈現(xiàn)整體情況。圖1是1981-2015年中國35個工業(yè)行業(yè)整體的累積生產(chǎn)率及驅(qū)動成分。從圖中發(fā)現(xiàn)，1981-2015年間，工業(yè)行業(yè)累積生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)上升趨勢，在2015年累積生產(chǎn)率為159.19%，1981-2015年年均增長率1.38%。全要素生產(chǎn)率的增長主要來自產(chǎn)出指標LO5.21%的年均增長，而投入指標LI年均增長速度則相對較低，為3.65%。

1981-2015年間，中國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的較大改善主要是由于技術(shù)進步的提升，這一結(jié)論與孫早和劉李華(2016)[51]、陳超凡等(2018)[52]研究相一致。技術(shù)進步可以通過研發(fā)投入，實施環(huán)境規(guī)制措施，以減少污染物排放，提高全要素生產(chǎn)率(F?re et al.，2001[53]，2016[54])。相比而言，技術(shù)效率和規(guī)模效率則出現(xiàn)負增長，年均分別下降1.52%和2.64%，其中以規(guī)模效率下降幅度更大。規(guī)模效率下降的原因在于：雖然在改革開放后，國家壓縮工業(yè)基本建設(shè)規(guī)模，但傳統(tǒng)工業(yè)化道路的體制基礎(chǔ)仍未消除，把數(shù)量擴張作為主要目標的舊思想和方法并未徹底改變，各級政府對資源配置的干預較強，過度投資工業(yè)項目營建“形象工程”，要素價格的嚴重扭曲激發(fā)了高資源投入、低經(jīng)濟效率項目的擴張，從而導致了規(guī)模效率惡化(吳敬璉，2017)[55]。

圖1 1981-2015年工業(yè)行業(yè)整體累積生產(chǎn)率及其成分變動趨勢

表3 1981-2015年工業(yè)全要素生產(chǎn)率及其成分年平均增長率(%)

根據(jù)改革開放后中國經(jīng)濟發(fā)展的歷程特征將1981-2015年工業(yè)全要素生產(chǎn)率變動劃分為四個階段：1981-1991年改革開放的初始階段，1992-2000年市場化階段，2001-2007年全球化階段以及2008-2015年新常態(tài)階段。結(jié)合圖2發(fā)現(xiàn)，重工業(yè)的整體累積生產(chǎn)率增長高于輕工業(yè)，這與Nelson和Pack(1999)[56]、張軍等(2009)[57]的研究結(jié)論不同，他們認為工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長更多地受到輕工業(yè)的影響。這可能由選用的生產(chǎn)率測算方法不同引起，張軍等(2009)[57]使用SFA測算工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率，SFA模型中包含隨機干擾項，且測算結(jié)果精確性隨著樣本期變長而下降，因而可能造成結(jié)果不同。重工業(yè)累積生產(chǎn)率高于輕工業(yè)累積生產(chǎn)率主要有以下原因：首先，我國實施優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的戰(zhàn)略，對重工業(yè)的投入、產(chǎn)出的利用及重視程度高于輕工業(yè)；其次，在市場機制的推動下，重工業(yè)在輕工業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)上有了新發(fā)展，這使得重工業(yè)的累積生產(chǎn)率增長優(yōu)勢日益顯著。

2006年開始重工業(yè)的累積生產(chǎn)率開始回落并低于全部工業(yè)行業(yè)的累積生產(chǎn)率，可能是因為這一年工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整緩慢，重工業(yè)特別是高耗能、高污染行業(yè)增長仍然偏快，不少應(yīng)該淘汰的落后產(chǎn)能還沒有退出市場，導致重工業(yè)整體的累積生產(chǎn)率表現(xiàn)不佳。2011年中央預算安排150億元投資，支持4000多個項目，帶動總投資3000億元，一系列加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的舉措，對重點產(chǎn)業(yè)進行了改造，推動該產(chǎn)業(yè)的增長，過程中的外部溢出效應(yīng)促使2011年工業(yè)整體累積生產(chǎn)率的上升。

圖2 中國工業(yè)全行業(yè)以及分組別累積全要素生產(chǎn)率變化趨勢

然而，若根據(jù)分階段的特點展開分析，重工業(yè)的全要素生產(chǎn)率并非一直優(yōu)于輕工業(yè)，如圖3所示。本文試圖從以下方面進行闡釋。

1.改革開放初始階段：1981-1991年

1981-1991年結(jié)果顯示，輕工業(yè)的產(chǎn)出指標年均增長率顯著低于重工業(yè)，而投入指標年均增長高于重工業(yè)，產(chǎn)出不足與投入冗余削弱了輕工業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長潛力。以國有企業(yè)為主體的重工業(yè)大大領(lǐng)先于以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為主體的輕工業(yè)，在國民經(jīng)濟總產(chǎn)值中占主要比重。1981-1991年期間重工業(yè)在調(diào)整中抓緊能源增產(chǎn)和節(jié)約，實現(xiàn)了生產(chǎn)回升。同時，國家把投資向能源、原材料和水利等基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)傾斜，宏觀上使得重工業(yè)的全要素生產(chǎn)率明顯高于輕工業(yè)。

2.市場化階段：1992-2000年

此時，中國改革開放和社會主義現(xiàn)代化建設(shè)進入新的階段，工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略從優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)到輕重工業(yè)協(xié)調(diào)并重發(fā)展。輕工業(yè)的生產(chǎn)率從上一時期明顯落后于重工業(yè)的發(fā)展，到這一階段與重工業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長率只相差0.1%左右。說明在市場化的影響下，輕工業(yè)投入產(chǎn)出比例進一步協(xié)調(diào)。從全要素生產(chǎn)率的各個成分來看，重工業(yè)的技術(shù)進步仍明顯領(lǐng)先于輕工業(yè)，但在技術(shù)效率及規(guī)模效率這兩個方面，輕工業(yè)的表現(xiàn)優(yōu)于重工業(yè)。這可能與工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整時，輕工業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)高級化趨勢，積極提升輕工紡織、其他加工工業(yè)的檔次水平和振興機械電子產(chǎn)業(yè)的國家政策等相關(guān)。

3.全球化階段：2001-2007年

該階段，輕工業(yè)全要素生產(chǎn)率年均增長顯著優(yōu)于重工業(yè)，輕工業(yè)的技術(shù)進步年均增長率在這一階段首次超過了重工業(yè)。說明進入全球化階段，我國注重加快工業(yè)改組和轉(zhuǎn)變工業(yè)增長方式，通過增加品種、節(jié)能降耗、防治污染等方式提升全要素生產(chǎn)率。重工業(yè)雖然在這一時期消費結(jié)構(gòu)升級和城市化快速發(fā)展帶動下需求高漲，但是固定資產(chǎn)的投資規(guī)模過大，投資效益不高，導致規(guī)模效率低于輕工業(yè)；并且重工業(yè)面臨能源瓶頸的制約，在傳統(tǒng)工業(yè)改造與落后產(chǎn)能淘汰上有較大的包袱，綜合整個宏觀環(huán)境及政策，其發(fā)展增速顯著低于輕工業(yè)，整體全要素生產(chǎn)率落后于輕工業(yè)。

4.新常態(tài)階段：2008-2015年

這一階段工業(yè)行業(yè)整體全要素生產(chǎn)率的年均增長相對下降，從高速到中高速增長，體現(xiàn)了新常態(tài)經(jīng)濟的特征。重工業(yè)的全要素生產(chǎn)率年均增長率高于輕工業(yè)，表明進入了重工業(yè)重新大發(fā)展階段。國家在這一時期實施汽車、鋼鐵、造船、石化、紡織、裝備制造、電子信息等重點產(chǎn)業(yè)調(diào)整和振興規(guī)劃，對重工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行進一步的戰(zhàn)略調(diào)整，在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、社會與制度環(huán)境的扶持、基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善、信息技術(shù)研發(fā)等宏微觀因素的共同帶動下，重工業(yè)的產(chǎn)出指標和投入指標增速均明顯高于輕工業(yè)，技術(shù)效率亦優(yōu)于輕工業(yè)。

從以上工業(yè)分時期分析可知，重工業(yè)與輕工業(yè)的發(fā)展在各個時期各有特點，重工業(yè)與輕工業(yè)的共同發(fā)展，對帶動改革開放后工業(yè)整體發(fā)展和經(jīng)濟全面發(fā)展起著重要作用。

(二)各個工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率及其主要成分變化

表4為1981-2015年中國各個工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率及其成分的年均增長率。從表4可以看到，分行業(yè)的結(jié)果差異很大。全要素生產(chǎn)率年均增長率從石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)的-9.88%到交通運輸設(shè)備制造業(yè)的7.54%，負值有18個，正值有17個。負值的行業(yè)中，大多因為規(guī)模效率和產(chǎn)出指標較低。最高的行業(yè)是交通運輸設(shè)備制造業(yè)，其產(chǎn)出指標居于行業(yè)首位，技術(shù)進步位于前列；最低的是石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，其產(chǎn)出指標與規(guī)模效率均處于行業(yè)的落后位置。產(chǎn)出指標年均增長率從石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)的-2.41%到通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)的11.88%不等。投入指標的年均增長率則從有色金屬礦采選業(yè)的0.42%到通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)的8.22%不等。技術(shù)進步年均增長率處于化學纖維制造業(yè)的0.67%和電氣機械及器材制造業(yè)的10.45%之間。技術(shù)效率負增長幅度最大的是電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，為-16.17%，年均增長最快的是通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)，為1.84%。規(guī)模效率方面，雖然各個行業(yè)均出現(xiàn)負增長，但有色金屬礦采選業(yè)表現(xiàn)最為良好，變化率為-0.60%，而通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)負增長達-8.91%?？梢钥闯?，技術(shù)效率和規(guī)模效率的增長幅度不如技術(shù)進步，在這兩個方面各工業(yè)行業(yè)均需要從制度環(huán)境、社會環(huán)境、市場化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等維度發(fā)揮資源配置效應(yīng)的作用。

表4 各工業(yè)行業(yè)1981-2015全要素生產(chǎn)率及其成分年均增長率(%)

(續(xù)上表)

注：最后一列貢獻比例定義為分行業(yè)全要素生產(chǎn)率增長占工業(yè)增加值增長的比重。

從全要素生產(chǎn)率的成分可知，儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)，煙草制品業(yè)和醫(yī)藥制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率主要成分增長較快。全要素生產(chǎn)率增長、技術(shù)進步、產(chǎn)出增長相對落后、表現(xiàn)不佳的行業(yè)中，重工業(yè)占了一定的比重且變動幅度較大，其中以石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)最為明顯，其全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)出指標均表現(xiàn)最差，而技術(shù)進步的年均增長也處于落后位置。所以，在工業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的過程中，應(yīng)該加強重工業(yè)的高污染高排放治理，進行產(chǎn)業(yè)調(diào)整，促進節(jié)能減排，實施重點領(lǐng)域產(chǎn)業(yè)鏈改造升級，完善產(chǎn)業(yè)鏈條，發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，形成新的經(jīng)濟增長點。

從表4可知，貢獻比例較大的行業(yè)以重工業(yè)為主，交通運輸設(shè)備制造業(yè)，電氣機械及器材制造業(yè)，通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)屬于貢獻比重較高的行業(yè)，說明了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、信息行業(yè)對整體工業(yè)持續(xù)快速發(fā)展具有重要作用，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中應(yīng)給予足夠的支撐以使其更好地發(fā)揮帶動作用。

六 “波特假說”的驗證

(一)環(huán)境規(guī)制與研發(fā)之間的關(guān)系

基于模型(9)，表5列(1)-列(4)顯示了2001-2015年、2001-2005年“十五”期間、2006-2010年“十一五”期間、2011-2015年“十二五”期間環(huán)境規(guī)制及各個要素對研發(fā)活動支出的影響。Hausman檢驗表明，固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型?？梢园l(fā)現(xiàn)，在控制了行業(yè)個體效應(yīng)和時間效應(yīng)后，環(huán)境規(guī)制強度Envreg對研發(fā)活動具有正向的促進作用，盡管作用并不顯著，但部分證實了環(huán)境規(guī)制“弱波特假說”理論的觀點，說明了“弱波特假說”具有條件性。提升環(huán)境規(guī)制強度，能誘發(fā)更多的研發(fā)活動，就2001-2015年來看，環(huán)境規(guī)制強度每提升1個百分點，對研發(fā)活動有2.29%的促進影響。

在其他控制變量對研發(fā)活動的影響方面，人力資本水平雖然對研發(fā)支出具有正向作用，但是效果并不顯著，這可能是因為人力資本本身對研發(fā)支出影響不強；專利申請數(shù)量對研發(fā)支出具有顯著的正向作用，這是因為在衡量工業(yè)行業(yè)的研發(fā)水平時，研發(fā)支出與專利申請數(shù)量兩者分別是技術(shù)創(chuàng)新的投入與產(chǎn)出，具有密切相關(guān)性，專利申請數(shù)量的提升，對當期的研發(fā)支出具有促進作用；出口比重(出口外銷比)對工業(yè)行業(yè)的研發(fā)支出水平具有顯著負向作用，說明出口越多的工業(yè)行業(yè)，對研發(fā)活動的投入越小，這與孫曉華和王昀(2015)[58]的研究結(jié)果一致；國有企業(yè)比重對研發(fā)支出具有顯著的負向作用，原因可能在于國有企業(yè)相對于其他所有制企業(yè)雖然具有資源的優(yōu)勢，國家科技政策也相對傾斜，但是其存在的委托代理問題導致研發(fā)活動高投入低效率(張海洋，2010)[59]；外資活動對研發(fā)支出具有顯著的負向影響，這說明外資對研發(fā)活動具有一定的阻礙作用，可能與外資加劇工業(yè)行業(yè)競爭有關(guān)(Shi和Wu,2017)[60]；由于資本勞動率的上升，要素稟賦顯著促進研發(fā)支出，說明工業(yè)結(jié)構(gòu)從勞動密集型向資本密集型的轉(zhuǎn)變，不僅帶來工業(yè)行業(yè)產(chǎn)出的增加，而且促使工業(yè)行業(yè)改進技術(shù)水平，有利于研發(fā)活動(張海洋，2010)[59]；勞動生產(chǎn)率也對研發(fā)支出具有明顯的促進作用，資源觀理論認為，高的勞動生產(chǎn)率能為研發(fā)活動提供充足的內(nèi)部資源和能力。

分時期來看，“十五”期間，順利實現(xiàn)主要污染物排放減少10%，研究與試驗發(fā)展經(jīng)費占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重在2005年達到1.3%，重視技術(shù)創(chuàng)新等優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)的措施使得2001-2005年環(huán)境規(guī)制相比其余時期對工業(yè)研發(fā)支出有更顯著的促進作用。“十一五”期間高耗能、高排放行業(yè)增長較快，節(jié)能準入和落后產(chǎn)能退出機制尚未完全建立，導致這一時期環(huán)境規(guī)制對研發(fā)支出的促進作用在2001-2015年全階段內(nèi)最小?！笆濉逼陂g產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級進展緩慢，在傳統(tǒng)煤煙型大氣污染依然嚴峻的同時，以細顆粒物、臭氧為特征的復合型污染物日益嚴重，經(jīng)濟增長、資源能源消耗進一步加大環(huán)境壓力，為此，實施了更為嚴格的資源節(jié)約和生態(tài)環(huán)境保護制度，強力推進節(jié)能降耗，實行能源消費總量和能耗強度雙控考核。綜合來看，環(huán)境規(guī)制強度對研發(fā)支出的作用相比“十一五”有進一步提升。

表5 環(huán)境規(guī)制及各要素對研發(fā)活動支出的影響(2001-2015年)

注：括號中報告的是標準誤；***、**、*分別表示通過顯著水平為1%、5%、10%的統(tǒng)計檢驗。

(二)環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率

以下對模型(12)中的“強波特假說”進行驗證。2001-2015年整個時間段內(nèi)以全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量時，表6列(1)的結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強度呈正向作用，說明環(huán)境規(guī)制有一定的積極效果。人力資本水平對于全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯的促進作用，研發(fā)人員比重上升，能為工業(yè)行業(yè)發(fā)展提供技術(shù)上的實質(zhì)支持，從而帶動全要素生產(chǎn)率的全面提升。出口外銷比對于全要素生產(chǎn)率具有顯著正向作用，說明工業(yè)行業(yè)具有“出口學習效應(yīng)”，出口后由于規(guī)模經(jīng)濟、出口市場上的激烈競爭而獲得全要素生產(chǎn)率的進步(郭琪和賀燦飛，2014)[61]。外資水平與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，說明外資帶來國外先進技術(shù)、管理知識，其溢出效應(yīng)為工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率提升做出一定貢獻。而要素稟賦水平則與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)顯著負向聯(lián)系，這與涂正革(2008)[62]、鄭麗琳和朱啟貴(2013)[63]的研究結(jié)論相同，工業(yè)行業(yè)的資本勞動比率上升，說明工業(yè)行業(yè)從勞動密集型向資本密集型轉(zhuǎn)變，然而資本密集型行業(yè)大多為重污染行業(yè)，這對全要素生產(chǎn)率有不利影響。

表6 環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率(2001-2015年)

注：括號中報告的是標準誤；***、**、*分別表示通過顯著水平為1%、5%、10%的統(tǒng)計檢驗。

以全要素生產(chǎn)率的其他成分作為被解釋變量時，環(huán)境規(guī)制與投入指標、技術(shù)進步具有負向關(guān)系，與產(chǎn)出指標、技術(shù)效率和規(guī)模效率具有正向聯(lián)系，可能的解釋是全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)出指標、技術(shù)效率和規(guī)模效率是研發(fā)活動的一個直接反映，環(huán)境規(guī)制對研發(fā)相關(guān)因素具有更明顯的助增長作用。

其它變量方面，研發(fā)支出與全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)出指標、技術(shù)效率和規(guī)模效率呈現(xiàn)正向關(guān)系，說明科技含量提高對其具有提升作用。與之相反，專利申請數(shù)量對全要素生產(chǎn)率子成分更多為顯著阻礙作用，原因可能是專利申請數(shù)量從某個角度來說是數(shù)量，對于全要素生產(chǎn)率主要為短期的水平效應(yīng)而不具備長期的增長效應(yīng)。出口因素對投入指標和技術(shù)進步有負向影響，而對其他因素有顯著積極作用，這可能是因為出口減少了一部分優(yōu)勢資源，相對削弱投入質(zhì)量，使投入指標的生產(chǎn)率和技術(shù)進步下降，對于其余要素，則是“出口學習效應(yīng)”發(fā)揮了作用。外資對投入指標也產(chǎn)生負面影響，原因可能在于外資對工業(yè)行業(yè)具有負向的競爭效應(yīng)，擠占了市場資源和份額，進而抑制了投入指標生產(chǎn)率的增長。衡量要素稟賦的資本勞動率對產(chǎn)出指標和技術(shù)進步產(chǎn)生顯著的阻礙作用，這可能與資本密集度提高而產(chǎn)生高污染、低效率的工業(yè)化現(xiàn)象有關(guān)。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫿Y(jié)果的穩(wěn)健性，采用新產(chǎn)品銷售收入作為研發(fā)支出的替代指標衡量研發(fā)活動，再次進行回歸。列(1)是滯后一期因變量回歸的結(jié)果。由于篇幅的限制，本文僅報告2001-2015年穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，如表7所示。

表7 基于“波特假說”的穩(wěn)健性檢驗

(續(xù)上表)

注：括號中報告的是標準誤；***、**、*分別表示通過顯著水平為1%、5%、10%的統(tǒng)計檢驗。

對比表5-表7的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)主要解釋變量的參數(shù)估計和顯著性水平基本一致，這表明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

七 結(jié)論及建議

本文運用Luenberger-Hicks-Moorsteen生產(chǎn)率指標，測算1981-2015年中國35個工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率及其成分，分析了不同時期和不同類型工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率指標及其各個成分的分布差異性，最后，檢驗環(huán)境規(guī)制與研發(fā)和全要素生產(chǎn)率及其各個成分之間的關(guān)系。得到如下結(jié)論：

(1)1981-2015年間，工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)上升態(tài)勢，年均增長率為1.42%，全要素生產(chǎn)率增長主要由技術(shù)進步貢獻。全階段看，重工業(yè)的累積全要素生產(chǎn)率高于輕工業(yè)，但就分時期而言，重工業(yè)與輕工業(yè)則呈現(xiàn)先后促進帶動并先后占優(yōu)的特點。分行業(yè)角度看，重工業(yè)表現(xiàn)整體不如輕工業(yè)；分析各個行業(yè)對全要素生產(chǎn)率的貢獻度發(fā)現(xiàn)，高科技產(chǎn)業(yè)和信息技術(shù)工業(yè)貢獻最大。

(2)從“波特假說”的角度驗證環(huán)境規(guī)制與研發(fā)和全要素生產(chǎn)率及其成分的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對研發(fā)具有顯著的促進作用，對全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)出指標、技術(shù)效率和規(guī)模效率具有明顯的促進作用，而對其他成分則作用為負或不明顯。

基于此，提出以下建議：

(1)注重工業(yè)行業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級與可持續(xù)發(fā)展。本文研究發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)落后的行業(yè)以重工業(yè)為主，這說明我國促進工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率提升需要充分平衡各個要素之間的配置，使重工業(yè)能夠長期持續(xù)發(fā)展。改進工業(yè)設(shè)備，實施節(jié)能減排新技術(shù)。由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)對全要素生產(chǎn)率貢獻最大，因此，在工業(yè)發(fā)展進程中，我國應(yīng)鼓勵高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)技術(shù)產(chǎn)業(yè)化，將其培育為工業(yè)發(fā)展的重要支撐行業(yè)，突破重點領(lǐng)域發(fā)展瓶頸。

(2)加快技術(shù)進步。技術(shù)進步是提升全要素生產(chǎn)率的主要動力源泉，因此，國家應(yīng)該持續(xù)推進行業(yè)技術(shù)改造和創(chuàng)新，通過貼息等方式，建立激勵工業(yè)行業(yè)技術(shù)進步的長效機制，推廣應(yīng)用新技術(shù)、新產(chǎn)品、新裝備、新材料，提高工業(yè)行業(yè)的技術(shù)水平和整體效益。

(3)實施適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制，從而發(fā)揮其對研發(fā)與全要素生產(chǎn)率的提升作用。環(huán)境規(guī)制可以為產(chǎn)業(yè)研發(fā)與提升全要素生產(chǎn)率創(chuàng)造良好條件。因此，國家應(yīng)制定合理的環(huán)境政策，對工業(yè)行業(yè)實施差異化的污染治理措施，強化綠色監(jiān)管，健全節(jié)能環(huán)保法規(guī)、標準體系，推行工業(yè)行業(yè)的社會責任報告制度，開展綠色評價。

本文運用改進的全要素生產(chǎn)率指標評價中國工業(yè)行業(yè)績效發(fā)展具有一定的科學性，但仍存在一定的問題，如考慮的污染物種類較少、選取的分析指標具有局限性等，這些也是進一步研究的方向。