環(huán)境效率、環(huán)境全要素生產(chǎn)率與環(huán)境效率中國(guó)區(qū)域環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)

環(huán)境效率、環(huán)境全要素生產(chǎn)率與環(huán)境效率中國(guó)區(qū)域環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)

一、環(huán)境因素與全要素生產(chǎn)率改革開放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，取得了顯著成效。同時(shí)，它也集中在發(fā)達(dá)國(guó)家工業(yè)化進(jìn)程中的不同環(huán)境問題上。經(jīng)濟(jì)快速的增長(zhǎng)伴隨著自然資源利用效率較低、環(huán)境質(zhì)量持續(xù)下降,以及環(huán)境健康損失不斷增加等問題(世界銀行,2009)。環(huán)境污染的損失估計(jì)大約每年540億美元,接近中國(guó)GDP的8%(WorldBank,1997)。Economy(2004)報(bào)告的2000年世界上污染最嚴(yán)重的20個(gè)城市中,中國(guó)有16個(gè)城市?！吨袊?guó)環(huán)境經(jīng)濟(jì)核算報(bào)告2004》顯示,2004年全國(guó)因環(huán)境污染造成的經(jīng)濟(jì)損失為5118億元,占當(dāng)年GDP的3.5%。在2010年世界環(huán)境績(jī)效指數(shù)(EPI,EnvironmentalPerformanceIndex)的排名中,中國(guó)得到了49分,在所有163個(gè)國(guó)家和地區(qū)中排在第121位,環(huán)境情況不容樂觀。中國(guó)社會(huì)科學(xué)院社會(huì)所和中國(guó)環(huán)境意識(shí)項(xiàng)目組公布的《2007年全國(guó)公眾環(huán)境意識(shí)調(diào)查報(bào)告》顯示,公眾對(duì)環(huán)境污染的關(guān)注度僅次于醫(yī)療、就業(yè)、收入差距問題之后,居第四位。中國(guó)政府充分認(rèn)識(shí)到這種趨勢(shì)的不可持續(xù)性,提出了“和諧社會(huì)”和“科學(xué)發(fā)展觀”的理念,把建設(shè)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會(huì)作為一項(xiàng)基本國(guó)策。所以,中國(guó)的政策制定者面臨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和節(jié)能減排的權(quán)衡。在可持續(xù)發(fā)展中,資源和環(huán)境不僅是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生變量,而且是經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模和速度的剛性約束。我國(guó)一些地區(qū)走上了追求高投入、高產(chǎn)出的粗放、不可持續(xù)的發(fā)展道路的主要原因之一,就是傳統(tǒng)評(píng)價(jià)一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的主要指標(biāo)是地區(qū)生產(chǎn)總值,它僅僅考慮產(chǎn)出,并沒有考慮投入的約束。作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要引擎,生產(chǎn)率增長(zhǎng)使得整個(gè)世界的生活水平在20世紀(jì)有了迅速的提高。為了將投入約束納入考核經(jīng)濟(jì)績(jī)效的框架中,經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了以全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)績(jī)效。但是傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率僅僅考慮勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)要素的投入約束,并沒有考慮資源環(huán)境的約束,扭曲了對(duì)社會(huì)福利變化和經(jīng)濟(jì)績(jī)效的評(píng)價(jià),從而誤導(dǎo)政策建議(Hailuetal.,2000)。由于無(wú)法得到資源和環(huán)境因素的價(jià)格信息,傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率測(cè)度(如Tornqvist指數(shù)和Fischer指數(shù))便不能夠核算資源環(huán)境約束下的生產(chǎn)率?；趥鹘y(tǒng)距離函數(shù)(DistanceFunction)的Malmquist(M)生產(chǎn)率指數(shù)雖然不需要價(jià)格信息,但是卻無(wú)法計(jì)算考慮“壞”產(chǎn)出(如SO2排放)存在下的全要素生產(chǎn)率。在測(cè)度瑞典紙漿廠的全要素生產(chǎn)率時(shí),Chungetal.(1997)在介紹一種新函數(shù)——方向性距離函數(shù)(DirectionalDistanceFunction)的基礎(chǔ)上,提出了Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù),這個(gè)指數(shù)可以測(cè)度存在“壞”產(chǎn)出時(shí)的全要素生產(chǎn)率。近年來(lái),一些學(xué)者已經(jīng)嘗試將環(huán)境因素納入到效率和生產(chǎn)率的分析框架中對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)進(jìn)行實(shí)證研究(如,ManagiandKaneko,2004;KanekoandManagi,2004;LiandZheng,2004;Huetal.,2005;ManagiandKaneko,2006;WatanabeandTanaka,2007;Wu,2007;涂正革,2008;胡鞍鋼等,2008;程丹潤(rùn)、李靜,2009;陳詩(shī)一,2009;岳書敬、劉富華,2009;楊文舉,2009;吳軍,2009;涂正革,2009;涂正革、肖耿,2009;陳茹等,2010等)。我們發(fā)現(xiàn),上述大多數(shù)文獻(xiàn)主要是關(guān)于中國(guó)省際工業(yè)的環(huán)境效率和生產(chǎn)率的研究,僅僅Wu(2007)、胡鞍鋼等(2008)及程丹潤(rùn)、李靜(2009)研究了中國(guó)省際區(qū)域的環(huán)境效率,但他們的研究沒有涉及到全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。由于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DataEnvelopmentAnalysis,DEA)具有不需要假設(shè)函數(shù)形式、可以對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)行分解等優(yōu)點(diǎn),上述許多文獻(xiàn)基本上都運(yùn)用了徑向的(Radial)、角度的(Oriented)DEA來(lái)計(jì)算方向性距離函數(shù)。1當(dāng)存在投入過(guò)度或產(chǎn)出不足,即存在投入或產(chǎn)出的非零松弛(Slack)時(shí),徑向的DEA效率測(cè)度會(huì)高估評(píng)價(jià)對(duì)象的效率;而角度的DEA效率測(cè)度由于忽視了投入或產(chǎn)出的某一個(gè)方面,計(jì)算的效率結(jié)果并不準(zhǔn)確。為了克服這兩個(gè)缺陷,F?re&Grosskopf(2009)和Fukuyama&Weber(2009)在Tone(2001)非徑向、非角度的基于松弛的(Slack-basedmeasure,SBM)效率測(cè)度的基礎(chǔ)上發(fā)展出了更加一般化的非徑向、非角度的方向性距離函數(shù)。為了與非角度的、具有相加結(jié)構(gòu)方向性距離函數(shù)相適應(yīng),Chambersetal.(1996)提出了具有相加結(jié)構(gòu)的生產(chǎn)率測(cè)度方法——盧恩伯格生產(chǎn)率指標(biāo)(Luenbergerproductivityindicator)。2本文試圖從以下幾個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展:(1)運(yùn)用SBM方向性距離函數(shù)測(cè)度資源環(huán)境約束下中國(guó)30個(gè)省份1998—2007年的環(huán)境效率,并對(duì)環(huán)境無(wú)效率的來(lái)源進(jìn)行分解;(2)運(yùn)用Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)測(cè)度中國(guó)30個(gè)省份1998—2007年的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)及其成分;(3)對(duì)影響環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的因素進(jìn)行實(shí)證研究。本文下面的安排是:第二部分是研究方法的介紹;第三部分是數(shù)據(jù)處理及實(shí)證結(jié)果的分析;第四部分是對(duì)影響環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)因素進(jìn)行實(shí)證分析;第五部分是結(jié)論。二、“壞”產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集在本文中,我們把每一個(gè)省份看作一個(gè)生產(chǎn)決策單位來(lái)構(gòu)造每一個(gè)時(shí)期中國(guó)生產(chǎn)的最佳實(shí)踐邊界。由于資源可以像傳統(tǒng)的投入一樣納入到生產(chǎn)邊界的構(gòu)造中,因而構(gòu)造生產(chǎn)邊界的難點(diǎn)在于將環(huán)境因素考慮進(jìn)來(lái)。為了將資源環(huán)境納入到生產(chǎn)率分析框架中,我們首先根據(jù)F?reetal.(2007)構(gòu)造一個(gè)既包含“好”產(chǎn)出,又包含“壞”產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集,即環(huán)境技術(shù)。假設(shè)每一個(gè)省份使用N種投入x=(x1,…,xN)∈R+N,生產(chǎn)出M種“好”產(chǎn)出y=(y1,…,yM)∈R+M,以及排放I種“壞”產(chǎn)出b=(b1,…,bI)∈R+I;在每一個(gè)時(shí)期t=1,…,T,第k=1,…,K個(gè)省份的投入和產(chǎn)出值為(xk,t,yk,t,bk,t)。3生產(chǎn)可行性集在滿足閉集和有界集、“好”產(chǎn)出和投入是可自由處置、零結(jié)合公理和產(chǎn)出弱可處置性公理的假設(shè)下,4運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)可以將環(huán)境技術(shù)模型化為:Ρt(xt)={(yt,bt):Κ∑k=1ztkytkm≥ytkm,?m;Κ∑k=1ztkbtki=btki,?i;Κ∑k=1ztkxtkn≤xtkn,?n;Κ∑k=1ztk=1?ztk≥0,?k}(1)ztk表示每一個(gè)橫截面觀察值的權(quán)重,權(quán)重變量的和為1與非負(fù)的權(quán)重變量?jī)蓚€(gè)約束條件表示生產(chǎn)技術(shù)為可變規(guī)模報(bào)酬(VRS);若去掉權(quán)重變量的和為1的約束,則表示規(guī)模報(bào)酬可變(CRS)。(一)投入、產(chǎn)出約束根據(jù)Tone(2003)和Fukuyama&Weber(2009),我們定義考慮資源環(huán)境下的SBM方向性距離函數(shù)為:→StV(xt,k′,yt,k′,bt,k′,gx,gy,gb)=maxsx,sy,sb1ΝΝ∑n=1sxngxn+1Μ+Ι(Μ∑m=1symgym+Ι∑i=1sbigbi)2(2)s.t.Κ∑k=1ztkxtkn+sxn=xtk′n,?n;Κ∑k=1ztkytkm-sym=ytk′m,?m;Κ∑k=1ztkbtki+sbi=btk′i,?i;Κ∑k=1ztk=1,ztk≥0,?k;sxn≥0,?n;sym≥0,?m;sbi≥0,?i(xt,k′,yt,k′,bt,k′)是省份k′的投入和產(chǎn)出向量,(gx,gy,gb)是表示好產(chǎn)出擴(kuò)張、壞產(chǎn)出和投入壓縮的取值為正的方向向量,(sxn,sym,sbi)是表示投入和產(chǎn)出松弛的向量。由于線性規(guī)劃的約束條件為等式,以及松弛變量前的不同符號(hào),當(dāng)(sxn,sym,sbi)均大于零時(shí),表示實(shí)際的投入和污染大于邊界的投入和產(chǎn)出,而實(shí)際產(chǎn)出則小于邊界的產(chǎn)出。5因此,(sxn,sym,sbi)表示投入過(guò)度使用、污染過(guò)度排放及好產(chǎn)出生產(chǎn)不足的量。當(dāng)方向向量和松弛向量有相同的測(cè)度單位時(shí),可以將標(biāo)準(zhǔn)化的松弛比率加起來(lái)。目標(biāo)函數(shù)將投入無(wú)效率和產(chǎn)出無(wú)效率平均值的和最大化。6按照Cooperetal.(2007)的思路可以將無(wú)效率分解為:投入無(wú)效率:ΙEx=12ΝΝ∑n=1sxngxn(3)好產(chǎn)出無(wú)效率:ΙEy=12(Μ+Ι)Μ∑m=1symgym(4)壞產(chǎn)出無(wú)效率:ΙEb=12(Μ+Ι)Ι∑i=1sbigbi(5)(二)c1c,yt,bt自從F?reetal.(1994)將Cavesetal.(1982)提出的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行了發(fā)展之后,Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)便被廣泛的應(yīng)用到多種研究領(lǐng)域,并且由Chungetal.(1997)將其擴(kuò)展為可以測(cè)度包含環(huán)境因素的ML指數(shù)。無(wú)論是M指數(shù)還是ML指數(shù),均需要在成本最小化或者收益最大化的假設(shè)下對(duì)測(cè)度的角度進(jìn)行選擇,即基于投入的測(cè)度方法還是基于產(chǎn)出的測(cè)度方法。Chambersetal.(1996)發(fā)展了一種新的生產(chǎn)率測(cè)度方法即Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)。這個(gè)指標(biāo)不需要對(duì)測(cè)度角度的選擇,可以同時(shí)考慮投入的減少和產(chǎn)出的增加,與利潤(rùn)最大化的假設(shè)相對(duì)應(yīng),并且也可以考慮成本最小化和收益最大化的情況。因此,Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)是M和ML指數(shù)的一般化(Boussemartetal.,2003)。根據(jù)Chambersetal.(1996)t期和t+1期之間的Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)為:LΤFΡt+1t=12{[→StC(xt,yt,bt;g)-→StC(xt+1,yt+1,bt+1;g)]+[→St+1C(xt,yt,bt;g)-→St+1C(xt+1,yt+1,bt+1;g)]}(6)在目前的文獻(xiàn)中對(duì)于生產(chǎn)率的分解主要有兩個(gè)思路:一是根據(jù)F?reetal.(1994),在規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)下測(cè)度全要素生產(chǎn)率,將生產(chǎn)率的增長(zhǎng)分解為:技術(shù)進(jìn)步、純效率變化和規(guī)模效率變化;二是根據(jù)Ray&Desli(1997),在可變規(guī)模報(bào)酬的假設(shè)下測(cè)度全要素生產(chǎn)率,同樣將生產(chǎn)率的增長(zhǎng)分解為:技術(shù)進(jìn)步、純效率變化和規(guī)模效率變化。這兩種分解除了純效率變化相同外,技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率變化均不同。7Grifell-Tatj′e&Lovell(1999)認(rèn)為F?reetal.(1994)對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的測(cè)度是準(zhǔn)確的,但是其分解并不準(zhǔn)確;而Ray&Desli(1997)的分解思路準(zhǔn)確,但其生產(chǎn)率增長(zhǎng)的測(cè)度并不準(zhǔn)確。我們根據(jù)Grosskopf(2003)的建議,將F?reetal.(1994)和Ray&Desli(1997)的分解整合到一個(gè)統(tǒng)一的分析框架中。Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)可以分解為純效率變化(LPEC)、純技術(shù)進(jìn)步(LPTP)、規(guī)模效率變化(LSEC)和技術(shù)規(guī)模變化(LTPSC)。8LΤFΡ=LΡEC+LΡΤΡ+LSEC+LΤΡSC(7)LΡECt+1t=→StV(xt,yt,bt;g)-→St+1V(xt+1,yt+1,bt+1;g)(8)LΡΤΡt+1t=12{[→St+1V(xt,yt,bt;g)-→StV(xt,yt,bt;g)]+[→St+1V(xt+1,yt+1,bt+1;g)-→StV(xt+1,yt+1,bt+1;g)]}(9)LSECt+1t=[→StC(xt,yt,bt;g)-→StV(xt,yt,bt;g)]-[→St+1C(xt+1,yt+1,bt+1;g)-→St+1V(xt+1,yt+1,bt+1;g)](10)LΤΡSCt+1t=12{[(→St+1C(xt,yt,bt;g)-→St+1V(xt,yt,bt;g))-(→StC(xt,yt,bt;g)-→StV(xt,yt,bt;g))]+[(→St+1C(xt+1,yt+1,bt+1;g)-→St+1V(xt+1,yt+1,bt+1;g))-(→StC(xt+1,yt+1,bt+1;g)-→StV(xt+1,yt+1,bt+1;g))]}(11)LTFP,LPEC、LPTP、LSEC和LTPSC大于(小于)0分別表明生產(chǎn)率增長(zhǎng)(下降),效率改善(惡化),技術(shù)進(jìn)步(退步),規(guī)模效率提高(下降),技術(shù)偏離CRS(向CRS移動(dòng))。Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)的計(jì)算需要分別在CRS和VRS兩種假設(shè)下解四個(gè)線性規(guī)劃,從而求八個(gè)SBM方向性距離函數(shù)。在每一種假設(shè)下,其中兩個(gè)線性規(guī)劃求解當(dāng)期方向性距離函數(shù)(如,利用t期的技術(shù)和t期的投入產(chǎn)出值),另外兩個(gè)線性規(guī)劃求解混合方向性距離函數(shù)(如,利用t期的技術(shù)和t+1期的投入產(chǎn)出值)。在計(jì)算混合方向性距離函數(shù)時(shí),如果t+1期的投入產(chǎn)出值在t期的技術(shù)下是不可行的,則線性規(guī)劃無(wú)解。為了減少計(jì)算Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)不可行解的數(shù)量,本文運(yùn)用序列DEA的方法,即每一年的參考技術(shù)由當(dāng)期及其前所有可得到的投入產(chǎn)出值決定。根據(jù)上述方法,本文測(cè)度了資源環(huán)境約束下中國(guó)30個(gè)省份1998—2007年的環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其成分。三、數(shù)據(jù)處理與證明結(jié)果的分析(一)省份范圍的確定按照上述理論方法,我們需要中國(guó)各個(gè)省份1998—2007年的“好”產(chǎn)出、“壞”產(chǎn)出和投入數(shù)據(jù)。9關(guān)于省份范圍的確定,我們沒有包括高度自治的香港和澳門地區(qū),由于制度方面的差異,引入這兩個(gè)地區(qū)沒有太大的意義,同樣的原因,我們也沒有包括臺(tái)灣省。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性,我們主要選擇除西藏外的30個(gè)省份?！昂谩碑a(chǎn)出、“壞”產(chǎn)出和投入的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境年鑒》和《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。1.“好”是由“好”生產(chǎn)的“好”產(chǎn)出選用各個(gè)省份以2000年為基期的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值(GRP)。2.污染物排放量的影響關(guān)于壞產(chǎn)出的選擇,具有較大的彈性。Li&Zheng(2004)、Kaneko&Managi(2004)、Managi&Kaneko(2004)、Wu(2007),程丹潤(rùn)、李靜(2009)選擇了廢水、廢氣和固體廢物作為壞產(chǎn)出;Watanabe&Tanaka(2007)和涂正革(2008)選擇了二氧化硫(SO2)作為壞產(chǎn)出;胡鞍鋼等(2008)選取了廢水、工業(yè)固體廢棄物排放總量、化學(xué)需氧量(ChemicalOxygenDemand,COD)、SO2、CO2排放總量五個(gè)指標(biāo)作為壞產(chǎn)出,并分別考察了單環(huán)境因素(只考慮一種壞產(chǎn)出)和雙環(huán)境因素(考慮兩種壞產(chǎn)出)各種組合下的技術(shù)效率;Managi&Kaneko(2006)除了選擇“三廢”排放量之外,還考慮了工業(yè)廢水中的COD六價(jià)鉻、鉛,以及工業(yè)廢氣中的SO2、工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵的排放量。由于我國(guó)“十一五規(guī)劃綱要”將主要污染物排放量降低10%作為主要的節(jié)能減排目標(biāo)之一,而主要污染物指的就是SO2和COD。所以,在本文的研究中我們選擇SO2和COD作為壞產(chǎn)出指標(biāo)。3.產(chǎn)率頻率的測(cè)度由于GRP是一個(gè)增加值指標(biāo),資源作為一種中間投入,傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率的測(cè)度一般都不將其考慮在內(nèi)?？紤]了環(huán)境因素之后,一些學(xué)者將能源等資源投入納入到生產(chǎn)率的測(cè)度中,主要是假設(shè)其作為“壞”產(chǎn)出的主要來(lái)源。如Watanabe&Tanaka(2007)考慮了煤炭消費(fèi)量。4.勞動(dòng)力人數(shù)和勞動(dòng)力量在衡量勞動(dòng)力投入作用時(shí),勞動(dòng)時(shí)間可能是比勞動(dòng)力人數(shù)更好的度量,但是在中國(guó)很難獲得這方面的數(shù)據(jù)。本文采用各省歷年從業(yè)人員數(shù)作為勞動(dòng)投入量指標(biāo)。5.研究基本信息估算按可比價(jià)格計(jì)算的資本存量最常用的方法是所謂的“永續(xù)盤存法”。在使用永續(xù)盤存法時(shí)主要涉及當(dāng)期投資指標(biāo)的選擇,基期資本數(shù)量的計(jì)算,折舊率的選擇和投資平減四個(gè)問題。根據(jù)張軍等(2004),我們選擇固定資本形成總額作為當(dāng)年投資指標(biāo),并利用他們的方法構(gòu)造了1952—2007年的投資品價(jià)格指數(shù),從而得到以2000年為不變價(jià)格的各省的實(shí)際投資序列數(shù)據(jù)。我們按照王兵、顏鵬飛(2007)的方法得到了1952年的資本存量。關(guān)于折舊率的選擇,相關(guān)研究文獻(xiàn)有較大出入。在最新的研究中,吳延瑞(2008)首次使用各個(gè)地區(qū)不同的折舊率進(jìn)行了研究。所以,本文選擇了吳延瑞(2008)研究中所采用的各個(gè)省份的折舊率。表1是對(duì)根據(jù)上述方法得到的數(shù)據(jù)的一些特性的描述。從三大地區(qū)來(lái)看,東部地區(qū)平均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率最高,伴隨著的是高速的勞動(dòng)增長(zhǎng)率、資本增長(zhǎng)率和能源消費(fèi)增長(zhǎng)率。10從污染物排放量增長(zhǎng)率來(lái)說(shuō),西部地區(qū)高于其他兩個(gè)地區(qū),這可能與近些年來(lái)國(guó)家實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略,推動(dòng)西部經(jīng)濟(jì)加速發(fā)展有關(guān)。從單位GRP污染物排放量的變化率來(lái)看,東部地區(qū)的下降速度最快。但需要注意的是,東部地區(qū)是資源的主要使用者和污染物的主要排放者,能源的使用量的份額達(dá)到了48%,污染物排放總量的份額大約40%左右。(二)全要素生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)變化的源起運(yùn)用第三部分介紹的方法以及得到的樣本數(shù)據(jù),我們構(gòu)造了資源環(huán)境約束下每一年中國(guó)的最佳實(shí)踐邊界,每個(gè)省份的環(huán)境效率和這個(gè)最佳實(shí)踐邊界比較。為了全面地研究各個(gè)省份的環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化,并尋求變化的源泉,我們分析了每一個(gè)省份兩種類型的效率和全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其成分逐年變化的結(jié)果:(1)環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其成分:將能源的使用及SO2和COD的排放都考慮進(jìn)去;(2)市場(chǎng)效率和市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率及其成分:僅僅考慮勞動(dòng)和資本投入及GRP的產(chǎn)出。11由于篇幅所限,為了較為清晰地分析環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的變化,將分析的樣本時(shí)間劃分為兩個(gè)子時(shí)期:1998—2002年和2003—2007年;12在空間上,我們按照東部、中部和西部的劃分進(jìn)行研究,從而研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的不同模式。1.中國(guó)省份的初始效率為了計(jì)算SBM方向性距離函數(shù),需要選擇恰當(dāng)?shù)姆较蛳蛄繉⑼度牒彤a(chǎn)出的松弛量標(biāo)準(zhǔn)化,從而得到環(huán)境效率的值。我們選擇g=(x,y,b),即每一個(gè)被評(píng)價(jià)省份各變量的觀測(cè)值作為方向向量13。根據(jù)前面對(duì)SBM方向性距離函數(shù)的介紹,我們得到的結(jié)果表示每一個(gè)省份環(huán)境無(wú)效率的水平,結(jié)果值越大表示環(huán)境效率水平越低。當(dāng)結(jié)果為零時(shí),表示該省份在生產(chǎn)邊界上,并且不存在投入使用過(guò)多、污染排放過(guò)度和好產(chǎn)出生產(chǎn)不足。根據(jù)前面所述的方法,我們計(jì)算了CRS和VRS兩種假設(shè)下的環(huán)境無(wú)效率,并對(duì)環(huán)境無(wú)效率的來(lái)源也進(jìn)行了分解。各省份的市場(chǎng)無(wú)效率和環(huán)境無(wú)效率及其來(lái)源的分解在附表1和2。14表2是中國(guó)及三大區(qū)域CRS和VRS下1998—2007年市場(chǎng)無(wú)效率和環(huán)境無(wú)效率及其來(lái)源的平均值。我們發(fā)現(xiàn),CRS和VRS下的值是非常不同的。Zhengetal.(1998)建議,當(dāng)兩種技術(shù)假設(shè)下得到不同的結(jié)果時(shí),應(yīng)當(dāng)運(yùn)用VRS下得到的結(jié)果。因此,在后面對(duì)環(huán)境無(wú)效率的分析主要是基于VRS假設(shè)下的結(jié)果。通過(guò)表2,我們發(fā)現(xiàn),1998—2007年VRS下全國(guó)市場(chǎng)無(wú)效率的平均值為0.238,全國(guó)環(huán)境無(wú)效率的平均值為0.288。15考慮資源環(huán)境后效率水平下降,說(shuō)明資源的過(guò)度使用和環(huán)境污染對(duì)中國(guó)的效率造成了損失。如果按照傳統(tǒng)的各變量同比例變化的假設(shè)來(lái)解釋,意味著平均意義上中國(guó)各省應(yīng)該減少各項(xiàng)投入的23.8%,GRP增加23.8%,才能達(dá)到市場(chǎng)完全有效率;中國(guó)各省應(yīng)該減少各項(xiàng)投入的28.8%,減少污染排放量的28.8%,GRP增加28.8%,才能達(dá)到環(huán)境完全有效率。但是,在SBM方向性距離函數(shù)下,我們發(fā)現(xiàn)中國(guó)可以通過(guò)降低4.6%的勞動(dòng)投入和0.2%的資本投入,增加19%的GRP生產(chǎn)可以達(dá)到市場(chǎng)的完全有效率;中國(guó)可以通過(guò)降低5.8%的勞動(dòng)投入、1.8%的資本投入、5.9%的能源使用量,減少9%的SO2排放量和6.4%的COD排放量,并且不需要增加GRP的生產(chǎn),就可以達(dá)到環(huán)境的完全有效率。在市場(chǎng)無(wú)效率中,勞動(dòng)投入的無(wú)效率貢獻(xiàn)了19.3%,資本投入的無(wú)效率0.6%,GRP生產(chǎn)的無(wú)效率貢獻(xiàn)了79.8%。這和我們的現(xiàn)實(shí)是不符的,在中國(guó)這樣一個(gè)高速增長(zhǎng)的國(guó)家,GRP的生產(chǎn)不足竟然是無(wú)效率的主要源泉,并且資本的無(wú)效率很低。這可能是由于沒有考慮資源環(huán)境因素,所以出現(xiàn)了測(cè)度的偏差。加入了資源環(huán)境因素后,在環(huán)境無(wú)效率中,傳統(tǒng)的投入勞動(dòng)和資本的無(wú)效率分別貢獻(xiàn)了20.1%和6.25%;能源使用的無(wú)效率貢獻(xiàn)了20.5%;污染排放量的無(wú)效率貢獻(xiàn)了53.5%,其中SO2排放量貢獻(xiàn)了31.3%,這是環(huán)境無(wú)效率的主要來(lái)源(正如表1所示,1998—2007年SO2排放量平均增長(zhǎng)率為1.87%,而COD的排放量平均增長(zhǎng)率為-0.86%);GRP生產(chǎn)則沒有出現(xiàn)無(wú)效率。所以,若不考慮資源環(huán)境因素,為了提高效率則需要大幅度的提高GRP;而考慮資源環(huán)境因素后,GRP的增長(zhǎng)并不能夠提高環(huán)境效率。所以,忽視資源和環(huán)境因素的效率評(píng)價(jià)是存在偏差的,并且會(huì)帶來(lái)政策建議上的失誤。中國(guó)一些地方以犧牲環(huán)境換取高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),也正是評(píng)價(jià)體系中忽視資源和環(huán)境的約束造成的。我們也發(fā)現(xiàn),從環(huán)境效率的角度來(lái)講,中國(guó)減排工作的壓力大于節(jié)能工作的壓力。分區(qū)域來(lái)看,在VRS下三大區(qū)域的環(huán)境無(wú)效率均高于市場(chǎng)無(wú)效率;西部地區(qū)的環(huán)境無(wú)效率水平高于其他兩個(gè)區(qū)域。從各區(qū)域環(huán)境無(wú)效率來(lái)源的相對(duì)貢獻(xiàn)度的角度來(lái)看,并沒有發(fā)現(xiàn)統(tǒng)一的規(guī)律。傳統(tǒng)的投入中,勞動(dòng)投入對(duì)中部地區(qū)的環(huán)境無(wú)效率的貢獻(xiàn)最大——為21.8%,東部地區(qū)的資本投入對(duì)環(huán)境無(wú)效率的貢獻(xiàn)最大——為8.94%。勞動(dòng)投入的過(guò)度可以由中部地區(qū)各省份擁有平均最高的勞動(dòng)投入量來(lái)解釋,東部地區(qū)相對(duì)較高的資本過(guò)度投入可以由全國(guó)每年一半以上的固定資產(chǎn)投資在東部地區(qū)來(lái)解釋。中部地區(qū)的能源消費(fèi)對(duì)環(huán)境無(wú)效率的貢獻(xiàn)最大——為21.5%。如表1所示,雖然東部是能源的主要消費(fèi)者,但是在使用效率上,中西部有更大的需要改進(jìn)的余地。污染排放量中,東部地區(qū)的SO2排放量對(duì)環(huán)境無(wú)效率的貢獻(xiàn)最大——為34.14%,中部地區(qū)的COD排放量對(duì)環(huán)境無(wú)效率的貢獻(xiàn)最大——為24.58%。如果將資源和環(huán)境綜合起來(lái)考慮,則中部地區(qū)資源使用和污染排放量對(duì)環(huán)境無(wú)效率的貢獻(xiàn)最高——為75.14%。因此,通過(guò)對(duì)環(huán)境無(wú)效率的分解,我們可以清楚地了解各個(gè)省份和區(qū)域之間環(huán)境效率水平的絕對(duì)差異,同時(shí)也可以知道各省和區(qū)域內(nèi)部環(huán)境無(wú)效率來(lái)源的相對(duì)差異,從而為提高環(huán)境效率制定有針對(duì)性的政策。從各個(gè)省份來(lái)看,僅僅有上海、廣東每一年都處在市場(chǎng)效率的生產(chǎn)邊界上,其他省份均不在邊界上。考慮資源環(huán)境因素后,北京、上海、廣東和海南每一年均處在環(huán)境效率生產(chǎn)邊界上,天津、青海有部分年份在生產(chǎn)邊界上,環(huán)境效率較高的省份均集中在東部地區(qū)。環(huán)境效率較低的省份則為貴州、陜西、廣西、山西和四川,全部為西部省份。需要注意的是,我們不能得到這些在生產(chǎn)邊界上的東部省份就具有絕對(duì)好的環(huán)境條件的結(jié)論,但是這些省份具有更好的環(huán)境績(jī)效(Huetal.,2005)。在胡鞍鋼等(2008)考慮SO2和COD兩種環(huán)境因素的模型中,有遼寧、上海、江蘇、安徽、湖北、海南、貴州、云南、西藏九個(gè)省份每一年均在生產(chǎn)邊界上。結(jié)果的差異除了數(shù)據(jù)的處理、考察的樣本時(shí)間不同外,一個(gè)主要的原因是本文采取了SBM方向性距離函數(shù),增強(qiáng)了模型的識(shí)別力,從而降低了每一年均在生產(chǎn)邊界上省份的數(shù)量。圖1是VRS下對(duì)兩個(gè)子時(shí)期全國(guó)及三大區(qū)域市場(chǎng)無(wú)效率和環(huán)境無(wú)效率及其來(lái)源的分解,左半部分是市場(chǎng)無(wú)效率及其分解,右半部分是環(huán)境無(wú)效率及其分解。161998—2002年全國(guó)市場(chǎng)無(wú)效率的平均值為0.264,2003—2007年全國(guó)市場(chǎng)無(wú)效率的平均值為0.290,市場(chǎng)無(wú)效率增加了0.026,好產(chǎn)出生產(chǎn)的不足是無(wú)效率水平提高的主要原因。1998—2002年全國(guó)環(huán)境無(wú)效率的平均值為0.366,2003—2007年全國(guó)環(huán)境無(wú)效率的平均值為0.343,環(huán)境無(wú)效率降低了0.023。勞動(dòng)投入、GRP生產(chǎn)、SO2和COD的排放過(guò)量是無(wú)效率水平降低的主要原因。無(wú)論是哪個(gè)時(shí)期,西部地區(qū)環(huán)境無(wú)效率水平均是最高的,并且其環(huán)境無(wú)效率水平出現(xiàn)了提高趨勢(shì)。東部和中部地區(qū)的環(huán)境無(wú)效率水平則出現(xiàn)了下降,東部地區(qū)的環(huán)境無(wú)效率水平降低的幅度最大。2.節(jié)能減排的艱巨性環(huán)境效率測(cè)度了既定時(shí)期各省份與生產(chǎn)邊界的相對(duì)關(guān)系,是一種靜態(tài)的分析。環(huán)境全要素生產(chǎn)率是一種動(dòng)態(tài)分析,它可以分析每個(gè)省份與生產(chǎn)邊界的相對(duì)位置變化(效率變化),以及生產(chǎn)邊界的移動(dòng)(技術(shù)進(jìn)步)。17表3是1998—2007年中國(guó)各省份市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其成分的平均增長(zhǎng)率,圖2是中國(guó)分區(qū)域兩個(gè)子時(shí)期市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其來(lái)源分解(左半部分為市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率及其分解)。中國(guó)1998—2007年的市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率為1.14%,低于環(huán)境全要素生產(chǎn)率1.8%的平均增長(zhǎng)率。主要是由于考慮資源環(huán)境因素后,純技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率大幅度提高。一個(gè)可能的解釋就是,環(huán)境管制促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的“波特假說(shuō)”在中國(guó)得到了初步驗(yàn)證,當(dāng)然這還需要進(jìn)行專門的研究。與Kaneko&Managi(2004)和Managi&Kaneko(2004)的研究結(jié)果并不相同,他們?cè)趦蓚€(gè)研究中均發(fā)現(xiàn)考慮環(huán)境因素后的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率均要低于傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率,說(shuō)明了環(huán)境管理的無(wú)效率。結(jié)果差異的主要原因,可能是由于使用的“壞產(chǎn)出”指標(biāo)及考察的時(shí)期不同。純技術(shù)進(jìn)步是市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要因素。技術(shù)進(jìn)步可以直接通過(guò)污染處理技術(shù)的改進(jìn)、生產(chǎn)技術(shù)的改進(jìn),或者間接的通過(guò)降低單位GRP的污染強(qiáng)度或能源消耗,從而降低污染排放、降低能源使用,最終提高環(huán)境全要素生產(chǎn)率(F?reetal.,2001)?？傮w上來(lái)看,無(wú)論是市場(chǎng)技術(shù)規(guī)模變化率還是環(huán)境技術(shù)規(guī)模變化率均是負(fù)值,這意味著市場(chǎng)技術(shù)邊界和環(huán)境技術(shù)邊界均向不變規(guī)模報(bào)酬技術(shù)變動(dòng)。分階段來(lái)看,市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)速度增加,主要原因是技術(shù)進(jìn)步;環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)速度減緩,主要原因就是純技術(shù)進(jìn)步速度放緩以及規(guī)模效率惡化。環(huán)境全要素生率與市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率變化趨勢(shì)的背離,說(shuō)明我國(guó)節(jié)能減排任務(wù)的艱巨性。按照2005年不變價(jià)格計(jì)算,1998—2002年我國(guó)每萬(wàn)元GDP能耗從1.33噸標(biāo)準(zhǔn)煤下降到1.108噸標(biāo)準(zhǔn)煤,2003—2007年我國(guó)每萬(wàn)元GDP能耗從1.161噸標(biāo)準(zhǔn)煤下降到1.159噸標(biāo)準(zhǔn)煤;1998—2002年我國(guó)SO2排放量從2090萬(wàn)噸下降到1926.6萬(wàn)噸,COD排放量從1499萬(wàn)噸下降到1366萬(wàn)噸;2003—2007年我國(guó)SO2排放量從2158.5萬(wàn)噸上升到2468.1萬(wàn)噸,COD排放量從1333.9萬(wàn)噸上升到1381.8萬(wàn)噸。能耗和排放量的變化趨勢(shì)進(jìn)一步說(shuō)明了節(jié)能減排的艱巨性,也說(shuō)明我國(guó)節(jié)能減排政策的脆弱性。之所以相對(duì)來(lái)說(shuō),第一階段的環(huán)境全要素生產(chǎn)率較高,可能是由于在節(jié)能減排初期,邊際節(jié)能減排成本較低,采取一些成本較小的措施就可以取得一定的節(jié)能減排成果,但隨著“低懸的果實(shí)”逐漸被采摘殆盡,邊際節(jié)能減排成本逐漸升高,要繼續(xù)節(jié)能減排必然要付出更大代價(jià)(朱松麗,2006)。當(dāng)然也需要注意,2003—2007年的市場(chǎng)和環(huán)境技術(shù)規(guī)模變化均為正,這意味著市場(chǎng)和環(huán)境技術(shù)邊界越來(lái)越偏離規(guī)模報(bào)酬不變技術(shù)。東部地區(qū)1998—2007年市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率均高于中西部地區(qū)。借鑒Huetal.(2005)的術(shù)語(yǔ),我們將這種現(xiàn)象稱為中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的“雙重惡化”,即中西部?jī)纱髢?nèi)陸地區(qū)無(wú)論是市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率還是環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率均低于東部沿海地區(qū)。涂正革(2008)發(fā)現(xiàn),1998—2005年,無(wú)論從靜態(tài)還是動(dòng)態(tài)指標(biāo)觀察,我國(guó)中西部地區(qū)的環(huán)境保護(hù)與工業(yè)增長(zhǎng)都處于失衡狀況,而東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的工業(yè)發(fā)展與環(huán)境關(guān)系較為和諧,也支持了我們的實(shí)證結(jié)果。這種“雙重惡化”主要是由于技術(shù)規(guī)模變化的差距引起的,一個(gè)可能的原因就是中西部地區(qū)由于缺乏資金改造高污染生產(chǎn)設(shè)備,工業(yè)集中在污染程度較大的行業(yè),并且治理污染的技術(shù)水平較低(Huetal.,2005)。如果分階段看,三大區(qū)域的市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率均出現(xiàn)了提高,主要是由于純效率變化率、規(guī)模效率變化和技術(shù)規(guī)模變化提高的結(jié)果;三大區(qū)域的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率則均出現(xiàn)了下降,主要是由于純技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率變化降低的結(jié)果。從各個(gè)省份來(lái)看,1998—2007年,73.3%(22/30)的省份表現(xiàn)出了市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng),增長(zhǎng)最快的三個(gè)省份是青海(4.53%)、寧夏(4.17%)、海南(3.96%);青海、寧夏的市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)由純技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率變化推動(dòng),海南的生產(chǎn)率增長(zhǎng)由純技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模效率變化和技術(shù)規(guī)模變化三重推動(dòng)。除了福建、海南和青海外,其他省份的環(huán)境全要素生產(chǎn)率均為正增長(zhǎng),增長(zhǎng)最快的三個(gè)省份是天津(7.29%)、江蘇(4.79%)、山東(4.59%);天津和山東的環(huán)境全要素生產(chǎn)率由純效率變化、純技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模效率變化和技術(shù)規(guī)模變化四重推動(dòng),純效率變化沒有促進(jìn)江蘇環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高?？紤]資源環(huán)境因素后,各省全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的排名發(fā)生了顯著的變化。其中排名進(jìn)步較大的省份有安徽、四川、山東,而排名退步較大的省份有海南、青海、寧夏、福建和新疆。我們也進(jìn)行了非參數(shù)的Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn),檢驗(yàn)是否排名發(fā)生了顯著性變化。檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn),在83%的水平上市場(chǎng)全要素生產(chǎn)率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率相關(guān)系數(shù)為-0.18。這種排名的變化反映出各地區(qū)資源環(huán)境因素對(duì)產(chǎn)出影響的強(qiáng)弱,即排名進(jìn)步的地區(qū)受資源環(huán)境因素的影響相對(duì)較小,而排名退步的地區(qū)受到的影響相對(duì)較大(胡鞍鋼等,2008)。四、環(huán)境全要素生產(chǎn)率與環(huán)境效益上一部分分析了中國(guó)各省份節(jié)能減排約束下的環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率績(jī)效,這一部分將分析影響環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的因素。本文的研究主要是根據(jù)生產(chǎn)率相關(guān)的決定理論、前人的研究以及自己的思考來(lái)確定這些因素。18在某些情況下,這些因素的選擇還要受到數(shù)據(jù)可得性的限制。為了檢驗(yàn)環(huán)境效率和影響其因素的關(guān)系,我們運(yùn)用Tobit模型進(jìn)行分析。19環(huán)境全要素生產(chǎn)率和影響其因素的關(guān)系,我們利用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸。影響因素包括:(1)發(fā)展水平:用不變價(jià)格的人均GRP(GRPPC)的對(duì)數(shù)表示,人均GRP對(duì)數(shù)的平方也包含在回歸方程中,主要是考察環(huán)境效率、環(huán)境生產(chǎn)率和人均GRP之間的二次型關(guān)系;(2)外商直接投資:用外商直接投資占GRP的比重(FDI)表示,主要為了檢驗(yàn)“污染天堂”假說(shuō);(3)結(jié)構(gòu)因素:資本—?jiǎng)趧?dòng)比的對(duì)數(shù)(LN(K/L))表示稟賦結(jié)構(gòu),工業(yè)增加值占GRP的份額(GYH)表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比重(GYHBZ)表示所有制結(jié)構(gòu),折合為標(biāo)準(zhǔn)煤以后的煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)量的比重(NYJG)表示能源結(jié)構(gòu);(4)政府的環(huán)境管理能力:用排污費(fèi)收入占工業(yè)增加值的比重(LEVY),和頒布環(huán)境地方法規(guī)數(shù)(DFFG)表示;(5)企業(yè)的環(huán)境管理能力:用工業(yè)SO2去除率(工業(yè)SO2去除量比上去除量與排放量之和,SQCL)和工業(yè)COD去除率(工業(yè)COD去除量比上去除量與排放量之和,CQCL)表示;(6)公眾的環(huán)保意識(shí):由教育程度(6歲及以上人口中高中以上學(xué)歷人口的比重,JYCD)代理。表4給出了回歸結(jié)果,Hausman檢驗(yàn)表明對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的回歸分析應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。20在CRS和VRS兩種假設(shè)下,各因素對(duì)于環(huán)境效率的影響方向是一致的。我們首先關(guān)注經(jīng)濟(jì)發(fā)展和FDI對(duì)于環(huán)境無(wú)效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響,這將涉及到“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”和“污染天堂”假說(shuō)。環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率均支持“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”假說(shuō),這與Li&Zheng(2004)和Wu(2007)的研究結(jié)果是一致的。“污染天堂”假說(shuō)認(rèn)為,發(fā)達(dá)國(guó)家的環(huán)境規(guī)制水平較高,發(fā)展中國(guó)家的環(huán)境規(guī)制水平較低,因此必然有大量FDI流入發(fā)展中國(guó)家的污染密集型部門。但也有一些學(xué)者認(rèn)為,東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政治穩(wěn)定性和法律完備程度是決定一國(guó)FDI水平的關(guān)鍵因素,而環(huán)境規(guī)制政策對(duì)FDI的區(qū)位水平幾乎沒有任何影響。我們的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),FDI對(duì)環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向作用,這個(gè)結(jié)論與涂正革(2008)并不一致。他發(fā)現(xiàn),FDI企業(yè)投資規(guī)模的增長(zhǎng)并沒有帶來(lái)環(huán)境效率的整體水平提高,FDI規(guī)模每增長(zhǎng)1%,環(huán)境技術(shù)效率反而下降3.2個(gè)百分點(diǎn)。而Li&Zheng(2004)的研究發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)環(huán)境效率的影響并不顯著,所以不支持“污染天堂假說(shuō)”。研究結(jié)果的主要差異可能是由于研究對(duì)象以及污染物的選擇不同。結(jié)構(gòu)因素中,反映稟賦結(jié)構(gòu)的資本—?jiǎng)趧?dòng)比對(duì)環(huán)境效率有顯著的負(fù)作用,這和我們的預(yù)期是一致的。若地區(qū)資本—?jiǎng)趧?dòng)比上升,說(shuō)明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)正從勞動(dòng)密集型向資本密集型轉(zhuǎn)化,而資本密集型產(chǎn)業(yè)和勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)分別傾向于重污染產(chǎn)業(yè)和輕污染產(chǎn)業(yè)(涂正革,2008)。資本—?jiǎng)趧?dòng)比與環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有顯著的正相關(guān)關(guān)系,可能的原因主要是資本密集型企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步抵消了其對(duì)環(huán)境效率的負(fù)面影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率有顯著的負(fù)影響。這說(shuō)明,目前我國(guó)隨著工業(yè)化程度的提高,環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)將下降。因此,一方面需要我國(guó)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí),大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè);另一方面,要進(jìn)一步強(qiáng)化走新型工業(yè)化道路,優(yōu)先發(fā)展先進(jìn)制造業(yè),降低工業(yè)化程度提高對(duì)環(huán)境的影響。所有制結(jié)構(gòu)對(duì)于環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率有顯著的正影響。所有制結(jié)構(gòu)影響環(huán)境業(yè)績(jī)的方向和程度依賴各方面的綜合影響,它們之間的差異是不易預(yù)期的(彭海珍、任榮明,2004)。所以,我們的研究結(jié)論發(fā)現(xiàn),用國(guó)有化程度表示的所有制結(jié)構(gòu)對(duì)于環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率有顯著的正面影響,這不同于一些相關(guān)的研究(如WangandWheeler,2000)。能源結(jié)構(gòu)對(duì)于環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有顯著的負(fù)影響。在今后的發(fā)展中,我國(guó)需要大力發(fā)展新型能源,不斷改善以煤炭為主的能源結(jié)構(gòu),從而優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)對(duì)于節(jié)能減排的影響。最后,政府環(huán)境管理能力與環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān)。排污費(fèi)收入占工業(yè)增加值對(duì)環(huán)境效率有顯著的負(fù)影響,而對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響為負(fù)但不顯著。這一方面說(shuō)明污染控制政策對(duì)僅僅具有短期的水平效應(yīng),沒有長(zhǎng)期的增長(zhǎng)效應(yīng);另一方面也意味著政府