綠色經濟效率轉變下的資源環境論文范文
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(一)資源環境約束下生產可能性邊界的界定圖1資源環境約束下的生產可能性邊界當只有期望產出時，根據產出最大化原理，生產可能性邊界是凸向原點的，而當考慮資源環境約束時，生產可能性邊界應由期望產出與非期望產出共同構成。根據環境庫茲涅茨曲線，環境污染物與經濟發展水平呈“倒U型”關系，因此，假設期望產出與非期望產出構成的生產邊界用函數g=f(b)所示，其中g表示期望產出，b表示非期望產出①，則該生產邊界具有以下特征:(1)當且僅當b=0時，g=f(0)=0。在資源環境約束下，期望產出與非期望產出是相伴共生的，即期望產出的產生伴隨著非期望產出。(2)g''''=f''''(b)0，期望產出對非期望產出是單調不減的。非期望產出的產生歸因于資源投入和環境破壞，而不計資源約束和環境質量的“高投入”型生產能夠提高“好產出”的總量，這也符合希望“好產出”越多越好的經濟學基本假定。
(二)改善綠色經濟效率的理論機制如圖1所示，假設在初期，經濟總體的生產可能性邊界為曲線g=f(b)，某經濟體由于生產要素配置不合理等原因，生產水平處于A點(期望產出水平為g0，非期望產出為b0)。該經濟體為實現利潤最大化，在現有生產要素投入和生產技術條件下，通過改善管理效率、生產技術或排污技術就可使生產規模擴大到A1和A2之間的任一點B上，實現微觀技術效率的提高。宏觀經濟體內部各企業提高微觀經濟效率的同時，也改善了總體的市場環境，使初期的生產可能性邊界向外推移到曲線g=fn(b)，促使企業微觀技術效率得到進一步改善，從而實現總體市場運行效率的不斷提高。值得注意的是，微觀技術效率的改善點B的位置決定了該經濟體的發展模式。若B點接近于A2點，表明經濟發展以盡可能提高經濟總量為主，不顧資源約束和環境質量的改善，而若B點接近于A1點，則表明經濟是在保證總量穩定的前提下盡可能降低對資源和環境的依賴性。但對微觀企業而言，資源和環境的依賴具有很強的外部性。為實現利潤最大化，它們在改善微觀效率時往往傾向于A2點。在資源環境約束條件下，經濟的持續發展需要期望產出盡可能高而非期望產出盡可能少，因此，政府實施有效的資源環境保護政策是必要的。通過環境管制使非期望產出控制在b2水平，企業就會面對經濟增長和實現減排目標的“雙重”壓力，在保持生產要素投入不變的條件下，促使其生產技術和排污技術得到改善，也實現了宏觀資源配置效率的提高。當生產可能性邊界達到曲線g=fn(b)時，通過進一步實施環境管制，控制非期望產出在b4水平，使生產水平由B點提高到C點，從而實現宏觀資源配置效率的持續提高。于是，一個經濟體在技術條件不變時，資源環境約束條件下提高綠色經濟效率取決于微觀技術效率、市場運行效率和宏觀資源配置效率的改善，其增長路徑是由A點向C點的移動。
二、綠色經濟效率的測算方法和區域特征
(一)綠色經濟效率的測算方法其中，EFFCH測度了從t期到t+1期地區i對生產前沿面的追趕程度。TECH測度了生產前沿從t期到t+1期的移動情況，衡量相鄰兩期的生產技術變化程度，代表了生產過程中技術進步或創新的程度。GMI大于1的部分，即為該地區從t期到t+1期的綠色經濟效率增長率。選取除港澳臺及西藏以外的30個省(或自治區、直轄市)作為生產決策單元，以2000—2010年省際年度數據為樣本數據，數據資料來源于歷年《中國統計年鑒》和《新中國六十年統計資料匯編》。投入產出變量如下:1)將資本存量、勞動人口和資源消耗作為投入要素。勞動人口數等于當年和上年年末就業人數的平均。資源消耗量等于折算成標準煤后的能源消耗總量②。資本存量采用永續盤存法計算，以2000年為基期，初始資本存量的計算、折舊率的估計以及固定資本投資價格指數的計算均借鑒張軍等的做法［26］③。2)將地區生產總值作為期望產出，以2000年為基期用各地區的居民消費價格指數進行平減。3)將各地區工業廢氣④、廢水、固體廢棄物的排放量作為污染物，利用熵值法得到污染綜合指標，作為非期望產出。
(二)綠色經濟效率的區域特征表1給出了2000—2010年兩種情形下經濟效率的平均增長率。情形I是考慮資源環境約束下的經濟效率增長率，即綠色經濟效率增長率，全國平均水平為3．47%;而情形II是未考慮資源環境約束的經濟效率增長率，全國平均水平為2．5%，與鄭京海和胡鞍鋼的計算結果［27］類似。顯然，情形I的增長率高于情形II，表明資源環境管制對改善經濟效率有積極作用。表2給出了2000—2010年各地區綠色經濟效率的平均增長率及各項分解。在樣本期間內，全國綠色經濟效率的改善主要是由技術進步推動的，這與董敏杰等的結論［23］一致。從東中西各地區來看，綠色經濟效率增長率東部最高、西部次之、中部最低，且東部地區的增長率顯著高于其他地區，從效率增長的各項來源看，技術進步也是提高各地區綠色經濟效率的源泉。
三、綠色經濟效率的空間演化模式
(一)綠色經濟效率的空間相關性空間計量經濟學中一般采用Moran指數判斷某一屬性是否具有空間相關性，其表達式為:表3給出2000—2010年全國綠色經濟效率的空間相關Moran指數及其檢驗P值。計算時權重矩陣采用簡單的二元相關矩陣，若兩省市相鄰則取值為1，否則取值為0。①由表3可知，綠色經濟效率在區域間呈現顯著的空間正相關，而且相關程度有隨時間遞增的趨勢。受梯度發展模式和空間戰略的影響，各地區經濟效率通過“極化效應”和“涓滴效應”產生空間聯系［13］，而要素、環境污染物也具有很強的空間關聯性［28］，因此，在資源環境約束下，各地區綠色經濟效率具有空間正相關性。
(二)模型設定收斂性分析有助于研究我國綠色經濟效率的空間演化模式。經濟學上的收斂分析一般采用β收斂或σ收斂，前者針對的是總產出增量，后者則是針對總產出存量。本文研究提高綠色經濟效率的問題，因此采用β收斂分析綠色經濟效率增長率的演變情況。結合樣本數據的特點，采用空間面板的滯后固定效應模型和空間面板的誤差固定效應模型。β收斂分為絕對收斂和條件收斂。絕對β收斂假設經濟體初始稟賦僅存在資本水平差異，各地區在收斂后具有相同的穩態條件，即，若存在絕對β收斂，落后地區有追趕發達地區的趨勢。空間絕對β收斂的檢驗模型為:式中，α為常數項，gi，T為地區i從初期到T期的年均綠色經濟效率增長率，β是收斂系數，若β顯著為負，則表示存在空間絕對β收斂，綠色經濟效率低的地區會追趕綠色經濟效率高的地區。條件β收斂認為經濟體存在初始稟賦和社會經濟特征的差異，因此各地區在收斂后的穩態也不同，它們會向各自的穩態收斂。空間條件β收斂的具體表述為:式中，α為常數項，gi．t為地區i從t－1到t期的年均綠色經濟效率增長率，β是收斂系數，若β顯著為負，則表示存在空間條件β收斂，各地區綠色經濟效率會趨向于各自的穩定值。另外，為檢驗資源環境約束下改善綠色經濟效率的理論機制的實際效果，設定模型(6)和模型(7)中的控制變量Dj為:1)反映各地區經濟發展狀況(SCALE)和技術改進狀況(R＆D)的變量，分別由人均GDP和各地區專利授權數量占總人口的比重表示;2)反映市場運行環境的變量，由經濟開放度()和產業結構(HEAVY)作為變量，其中經濟開放度用各地區進出口貿易總額占生產總值的比重表示，產業結構用第二產業對地區生產總值的貢獻度表示;3)反映宏觀環境政策(WRZL)的變量，由各地區污染治理投資占生產總值的比重表示。所需數據來源于歷年《中國統計年鑒》①。
(三)估計結果采用Elhorst提供的空間計量模塊分地區估計模型(4)—(7)，估計結果見表4和表5。本文還將空間模型與OLS模型、普通面板模型進行了對比，發現空間模型的擬合優度和似然比均優于OLS模型和普通面板模型，說明樣本數據更適合于空間模型。由表4和表5可知，在資源環境約束下，無論是空間滯后模型還是空間誤差模型，空間相關系數ρ/φ都顯著為正，說明綠色經濟效率有顯著的空間正相關性，呈現局部集聚特征，這也進一步說明了缺乏考慮空間相關因素的固定效應模型是不可靠的。由于空間滯后模型和空間誤差模型兩類模型對參數的估計較一致，因此下面結合兩個模型進行分析。由表4可知，全國綠色經濟效率的空間絕對β收斂系數顯著為負，表明存在顯著的空間絕對收斂，綠色經濟效率低的地區會追趕綠色經濟效率高的地區，最終會趨向于穩定狀態。而東、中、西三大地區內部的β系數也顯著為負，說明在各個區域內綠色經濟效率存在俱樂部收斂的現象，這與林伯強和黃光曉對區域碳排放的收斂性研究得出的結論［30］一致。由表5可知，空間條件收斂系數β在全國及各地區均顯著為負，表明綠色經濟效率存在空間條件β收斂，各地區綠色經濟效率存在各自的穩定水平，且收斂于相應的穩態。與吳軍的研究［16］相比，考慮空間關聯后，全國、東部和中部地區的綠色經濟效率收斂系數絕對值變大，而西部地區變小，表明空間關聯性促使效率形成集聚，加快了東部和中部地區收斂速度。在控制變量上:1)全國范圍內，經濟發展水平和技術創新的系數均顯著為正，驗證了微觀技術效率改善綠色經濟效率這一機制的存在。經濟增長仍能拉動綠色經濟效率不斷提升，微觀企業擴大生產規模對提高效率具有正向作用，研發創新帶來的技術變革是每個地區提高微觀效率的源泉，尤其對中部地區而言，科技創新具有顯著的推動作用。2)市場開放程度系數為負，但不顯著，而產業結構系數顯著為負，部分驗證了改善市場運行效率對綠色經濟效率的作用機制。根據回歸結果，全國范圍內第二產業比重每降低1個百分點，綠色經濟效率增長率將提高0．4個百分點，但在中西部地區，加大第二產業的比重對提高綠色經濟效率卻有一定的拉動作用，可能原因是中西部地區經濟水平整體較低，第二產業仍是拉動經濟增長的支柱產業。3)污染治理系數在全國范圍內為負，但不顯著，說明政府采取的環境管制措施沒能達到預期的改善效果，陳玉橋也得出了類似結論［9］。宏觀資源配置效率對綠色經濟效率沒有起到預期作用，可能的原因是:一方面各省歷年來的污染治理投資額占地區生產總值的比重都較低(小于0．5%)，且相鄰年份變動較大，環境管制的實施具有一定的政策應對性，即，加強環境管制則增加污染治理投資，放松環境管制則降低污染治理投資;另一方面，傳統觀念認為環境質量和經濟增長是一種此消彼長的關系，而且環境污染對微觀主體具有很強的外部性，因此企業在污染治理、節能減排方面往往處于被動地位，缺乏積極主動性。這就使得環境治理缺乏持續性、連貫性，未能達到預期改善綠色經濟效率的效果。
四、結論
本文結合非參數DEA模型和空間計量模型分析了資源環境約束下改善綠色經濟效率的理論機制、區域特征以及空間收斂模式，得出的主要結論有:1)由期望產出與非期望產出共同構成的生產可能性邊界具有不同于傳統生產可能性邊界的三個特征。2)綠色經濟效率的提高取決于微觀和宏觀兩個層面的改善，即改善微觀技術效率、市場運行效率和宏觀資源配置效率，而實證檢驗顯示微觀技術效率和市場運行效率的作用顯著。3)資源環境約束下全國綠色經濟效率平均增長率為3．47%，高于未考慮非期望產出的情形，資源環境管制對改善綠色經濟效率有積極作用。綠色經濟效率增長率具有區域差異，東部最高、西部次之、中部最低，且東部地區顯著高于其他地區。4)綠色經濟效率具有顯著的空間正相關性，呈現局部集聚，在東中西部分別具有空間絕對β收斂和空間條件β收斂，即低效率省市會追趕高效率省市。但是在中國梯度發展模式下，經濟發展水平存在區域差異，綠色經濟效率會收斂于各自的穩態。在中國改革的新時期，各項經濟改革政策都應重視資源環境因素，在資源環境約束下尋求提高綠色經濟效率的空間。提高綠色經濟效率需從微觀、宏觀兩個層面出發，結合中國的梯度發展模式和區域的空間收斂特征，首先，通過改善微觀企業的生產效率、節能效率、管理效率、排污效率促進地區經濟發展和技術改進;其次，國家應提供良好的市場運行環境，合理吸引外資，扶持新興產業的發展;最后，積極配合實施資源環境政策，保證資源環境管制的連貫性和有效性。
作者：錢爭鳴劉曉晨單位：廈門大學經濟學院教授廈門大學經濟學院博士研究生
