中國區(qū)域環(huán)境績效及波特假說的再檢驗

范 丹,王維國 (1.東北財經(jīng)大學數(shù)學與數(shù)量經(jīng)濟學院,遼寧 大連 116025；2.中國科學院預測科學研究中心東北分中心,遼寧 大連 116025)

中國區(qū)域環(huán)境績效及波特假說的再檢驗

范 丹1,2*,王維國1,2(1.東北財經(jīng)大學數(shù)學與數(shù)量經(jīng)濟學院,遼寧 大連 116025；2.中國科學院預測科學研究中心東北分中心,遼寧 大連 116025)

以二氧化碳為非期望產(chǎn)出,基于序列DEA的方向性距離函數(shù)、環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)、Malmqulist-Luenberger指數(shù),測度了1999～2010年中國30個省、市、自治區(qū)及東、中、西、東北四大區(qū)域的環(huán)境技術效率、環(huán)境規(guī)制成本及全要素生產(chǎn)率,并對四大區(qū)域的全要素生產(chǎn)率進行了波特假說的再檢驗.研究結果表明:區(qū)域間的環(huán)境技術效率呈現(xiàn)東-東北-中-西依次遞減的演變格局;東北老工業(yè)基地的環(huán)境規(guī)制成本最高、西部地區(qū)最低;環(huán)境規(guī)制強度與全國及四大區(qū)域全要素生產(chǎn)率有顯著的正相關性,這支持了波特假說的存在;技術進步效應的檢驗結果顯示,只有中部區(qū)域支持波特假說的存在,西部區(qū)域檢驗結果表明碳排放的規(guī)制過高會對技術進步帶來消極影響;環(huán)境技術效率變化效應的檢驗結果顯示,全國及四大區(qū)域均支持波特假說的存在,碳排放規(guī)制強度的加強,會推動各地區(qū)在不同時期追趕最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的程度.

環(huán)境技術效率；環(huán)境規(guī)制成本；全要素生產(chǎn)率；波特假說

改革開放以來,我國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就,國內生產(chǎn)總值由1978年的3624.1億元增加到2011年的471564億元,年平均增長率在9%以上,而這種高速增長依賴于高投資、高能耗和高排放[1].目前,我國正處于工業(yè)化、城市化快速發(fā)展階段,能源需求的快速增長一時難以改變 ,在“十五”、“十一五”期間,我國一次能源的消費70%左右仍以為煤炭為主[2].這種粗放式的經(jīng)濟增長后果是:能源浪費嚴重,環(huán)境污染惡化,能源對外依存度加大.這對我國經(jīng)濟與社會的可持續(xù)發(fā)展構成了嚴重威脅.一次能源的燃燒是溫室氣體的主要來源.2007年中國成為世界第二大溫室氣體排放國[3],在2009年哥本哈根世界氣候大會上,中國向世界承諾加強節(jié)能、提高能效工作,爭取到2020年中國單位 GDP二氧化碳排放將比2005年下降40%～45%.世界銀行在2007年指出室外空氣和水污染給中國經(jīng)濟造成的損失相當于GDP的5.8%.而當今世界上污染最嚴重的20個城市,中國占了13個[4].由此可見,節(jié)能減排、實現(xiàn)環(huán)境友好型的綠色經(jīng)濟增長方式已經(jīng)迫在眉睫.

近年來,國內外學者從不同角度研究了環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響.主要存在兩種觀點:一是傳統(tǒng)新古典經(jīng)濟學認為,環(huán)境規(guī)制所產(chǎn)生的社會收益會降低其生產(chǎn)單位的競爭力,增加生產(chǎn)單位的私人成本,其中隱含的抵消關系會對經(jīng)濟發(fā)展帶來負面影響,即較高的環(huán)境規(guī)制成本對生產(chǎn)單位提高生產(chǎn)率和國際競爭力將產(chǎn)生消極影響.二是由麥可·波特提出良好的環(huán)境規(guī)制將刺激生產(chǎn)單位的技術革新,從而減少成本費用,提高產(chǎn)品質量,這樣能夠使生產(chǎn)單位在國際市場上獲得競爭優(yōu)勢,從而提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率,并稱之為“波特假說”[5].大量學者對波特假說進行了再檢驗.有些經(jīng)濟學家認為波特假說缺乏理論依據(jù),認為環(huán)境規(guī)制成本會促使生產(chǎn)單位增加創(chuàng)新研發(fā)投入,但研發(fā)帶來的收益有限,其隱含的抵消關系反而不利于生產(chǎn)率的提高[6-7].但是,也有一些學者的研究支持了波特假說[8-11].通過研究驗證了環(huán)境規(guī)制成本與生產(chǎn)單位的技術創(chuàng)新存在著密切關系,長期來看環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新存在著一定的激勵作用,環(huán)境規(guī)制可以使生產(chǎn)單位實現(xiàn)“節(jié)能、增產(chǎn)、環(huán)?！本G色生產(chǎn)率的增長.此外,利用非參數(shù)方法(DEA)測度全要素生產(chǎn)率研究主要集中在兩個方面:一是部分文獻主要考慮以資本、勞動力、能源為投入要素,以GDP為產(chǎn)出,利用傳統(tǒng)的生產(chǎn)率指數(shù)(Malmquist生產(chǎn)率指數(shù))測度全要素能源效率及生產(chǎn)率,但無法考慮非期望產(chǎn)出(如 CO2)存在下的全要素生產(chǎn)率[12-14].二是部分學者利用 Chung等[15]在測度瑞典紙漿廠生產(chǎn)率時提出的方向距離函數(shù)及 Malmquist-Luenberger (ML)生產(chǎn)率指數(shù)測度環(huán)境技術效率與全要素生產(chǎn)率,這種測量方法綜合考慮了產(chǎn)出增加和污染減少[4,16-23].

上述研究很好地考察了非期望產(chǎn)出條件下的環(huán)境效率評價問題,但多數(shù)文獻考慮以傳統(tǒng)污染物作為非期望產(chǎn)出,基于當期 DEA且以投入為導向的分析框架.本文在已有研究的基礎上進行以下三個方面拓展:(1)在研究對象上以產(chǎn)出為導向,同時考慮期望產(chǎn)出增加(GDP)和非期望產(chǎn)出(二氧化碳)減少的環(huán)境效率評價問題,這也符合目前中央政府提出實現(xiàn)綠色GDP持續(xù)增長的發(fā)展目標,兼顧溫室氣體減少同時提高環(huán)境技術效率對經(jīng)濟增長的貢獻.(2)Shestalova[24]指出,當期DEA僅以當期的觀察值來構造最佳實踐邊界,從而在動態(tài)的分析中有可能出現(xiàn)技術退步的情況.序列 DEA不僅考慮當期觀察值,而且還要考慮以前所有的觀察值來構造最佳實踐邊界,在動態(tài)分析中避免了技術退步的情況[25].因此本文選擇基于序列 DEA來構造環(huán)境最佳實踐前沿.(3)在研究方法上,本文采用方向性距離函數(shù)、環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)、Malmqulist-Luenberger(ML)指數(shù),以二氧化碳為非期望產(chǎn)出,測度了我國 30個省市及東、中、西、東北四大區(qū)域的環(huán)境技術效率、環(huán)境規(guī)制成本及全要素生產(chǎn)率,并利用面板數(shù)據(jù)模型對我國四大區(qū)域的全要素生產(chǎn)率進行了波特假說的再檢驗.希望能為我國政府針對不同區(qū)域制定相關環(huán)境政策提供科學的理論參考.

1 研究方法

1.1 環(huán)境技術集與方向性距離函數(shù)(DDF)

根據(jù)Chung等[15]和Fare等[25]對環(huán)境技術集的定義,假設k=1,…,K個生產(chǎn)單位使用N種投入要素,生產(chǎn)出M種期望產(chǎn)出和I種非期望產(chǎn)出.環(huán)境技術集能生產(chǎn)為由界閉集.需滿足3個公理(1)非期望產(chǎn)出的弱處置性;(2)期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的零結合性;(3)投入要素和期望產(chǎn)出的自由可處置性.

基于環(huán)境技術集,Chung等[15]提出的方向距離函數(shù)(DDF),定義為:

式(1)中,g=（gy,gb),為期望產(chǎn)出擴張及非期望產(chǎn)出壓縮的方向向量.此時非期望產(chǎn)出在技術上具有弱可處置性.這表明能夠實現(xiàn)在提高期望產(chǎn)出的同時可以同比例降低非期望產(chǎn)出.這時方向距離函數(shù)變?yōu)?

式中:β為距離函數(shù)值,描述在產(chǎn)出水平上,按照方向運動到生產(chǎn)前沿面時,期望產(chǎn)出的提高和非期望產(chǎn)出同比例降低的最大倍數(shù).β值越小,表明生產(chǎn)單位越接近生產(chǎn)的前沿面,效率越高,當β=0時生產(chǎn)單位位于生產(chǎn)的前沿面上,這時生產(chǎn)是完全有效率的.

1.2 環(huán)境規(guī)制下的環(huán)境技術效率模型及環(huán)境規(guī)制成本

環(huán)境技術集規(guī)定非期望產(chǎn)出在環(huán)境規(guī)制下是非自由處置的,期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出滿足零結合性,減少非期望產(chǎn)出意味著要付出經(jīng)濟成本,即導致期望產(chǎn)出減少,因此,Picazo-Tadeo(2005)[26]提出環(huán)境規(guī)制下的方向距離函數(shù)的線型規(guī)劃模型如式(3):

式中:是第'k個決策單位在t時期的投入和產(chǎn)出向量;為權重;β為有環(huán)境規(guī)制下的方向距離函數(shù)值.式(3)投入變量和期望產(chǎn)出的不等式約束表示投入和期望產(chǎn)出是強可處置的,非期望產(chǎn)出的等式約束則表示期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出聯(lián)合弱可處置,因此非期望產(chǎn)出的減少是以期望產(chǎn)出的減少為代價的.

在無環(huán)境規(guī)制的情況下(即式(3)中的非期望產(chǎn)出等式約束變?yōu)椴坏仁郊s束),意味著期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出是自由可處置的,期望產(chǎn)出可以最大化,而非期望產(chǎn)出是無成本處理的.則無環(huán)境規(guī)制下的線性規(guī)劃模型如式(4)所示:

在能源利用過程中,會產(chǎn)生如二氧化碳及環(huán)境污染物等副產(chǎn)品.決策單位需要投入一些資源來控制污染并在環(huán)境規(guī)制的條件下達到最小損失.然而,若沒有環(huán)境規(guī)制,這些資源應該用于經(jīng)濟產(chǎn)出的生產(chǎn),由環(huán)境規(guī)制所導致的好產(chǎn)出的損失稱之為環(huán)境規(guī)制成本.Domazlicky等[11]提出利用方向距離函數(shù)的不同處置性條件來構造規(guī)制強度指數(shù):

1.3 Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù)

在方向距離函數(shù)的基礎上,根據(jù)Chung 等[15]提出的 Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù)來測度碳排放約束下的全要素生產(chǎn)率,以t期為基期的 1+t期的ML生產(chǎn)率指數(shù)為:

當 ML＞1 時,認為生產(chǎn)率增長,ML＜1 時,則表示生產(chǎn)率下降.通過計算四個方向上的方向距離函數(shù),可將 ML生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術進步變化指數(shù)(TECH)和效率變化指數(shù)(EFFCH):

2 數(shù)據(jù)處理與實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源與計算

數(shù)據(jù)選取以1999～2010年我國30個省、自治區(qū)和直轄市的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)為樣本(西藏因部分數(shù)據(jù)缺失沒有包括在內;香港、澳門、臺灣地區(qū)不在分析范圍之內).所有數(shù)據(jù)均由歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國經(jīng)濟普查年鑒》及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒整理獲得[2].

(1)投入

資本存量:資本存量采用“永續(xù)盤存法”進行估算.根據(jù)單豪杰[28]的估算方法:,其中Kit為第i個省份當年的資本存量,1itK-為第i個省份上一年的資本存量,δ固定資產(chǎn)折舊率,itI為第i個省份當年的實際固定資產(chǎn)投資.在此基礎上補充測算了 2008～2010年的資本存量數(shù)據(jù),并轉化為2000年不變價,單位為億元.

勞動力:當年就業(yè)人數(shù)=(當年年末就業(yè)人數(shù)+上一年年末就業(yè)人數(shù))/2,單位為萬人.

能源:采用各地區(qū)的能源消耗為基礎折算成標準煤,單位為萬t標準煤.

(2)產(chǎn)出

期望產(chǎn)出:用各地區(qū)的實際 GDP來表示,考慮到資本存量是以2000年不變價測算,為了保持指標統(tǒng)計口徑的一致,本文將 1999～2010年名義GDP折算為以2000年不變價GDP,單位為億元.

非期望產(chǎn)出(CO2):以往多數(shù)文獻以煤炭、石油、天然氣3種一次能源消耗為基準來測算我國各地區(qū)碳排放,但多數(shù)學者認為樣本量較少導致測算結果不夠準確.因此,本文以6種能源(煤炭、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣)消耗為基準來測算各地區(qū)的碳排放量.根據(jù)《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》提供的計算方法,采用下面公式來測算二氧化碳的排放量:

式中:Ei表示第i種能源消耗量,折算成統(tǒng)一的單位萬 t標準煤; N VCi為第i種能源凈發(fā)熱值;C EFi為IPCC(2006)提供的第i種能源的碳排放系數(shù), COF為碳氧化因子.本文測算煤炭、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣的碳排放系數(shù)分別為:0.7552kgC/kgce; 0.5532kgC/kgce; 0.5737 kgC/kgce; 0.5913kgC/kgce; 0.6176kgC/kgce; 0.4479kgC/kgce.

DEA模型各投入項與產(chǎn)出項之間必須符合同向性假設,即當投入量增加時,產(chǎn)出量不得減少,常用的方法是采用spearman相關性檢驗方法對其進行檢測.利用該方法對上述投入產(chǎn)出項進行檢驗,檢驗結果如表1示.由表1可以看出,各省市投入變量與產(chǎn)出變量之間的相關系數(shù)均為正,并且均能在1%顯著性水平下通過雙尾檢驗,說明該投入產(chǎn)出指標符合模型所要求的同向性的原則,具有合理性.

表1 投入產(chǎn)出的spearman相關性檢驗Table 1 Input-output spearman correlation test

2.2 環(huán)境規(guī)制下的環(huán)境技術效率及環(huán)境規(guī)制成本分析

本文以資本、勞動力、能源為投入指標;以GDP、二氧化碳為產(chǎn)出指標,基于序列DEA的方向性距離函數(shù)測度環(huán)境技術效率與全要素生產(chǎn)率.根據(jù)式(3)與式(4),利用 MAXDEA6.0可測算出全國及各區(qū)域的環(huán)境技術效率、環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)及環(huán)境規(guī)制成本,測算結果如表2所示.

表2 1999～2010年中國各省份環(huán)境技術效率及環(huán)境規(guī)制成本Table 2 Environmental technical efficiency and environmental regulatory cost of various provinces in China from 1999 to 2010

由表 2可知,所有地區(qū)的弱可處置條件下的環(huán)境技術效率均大于等于強可處置條件下的環(huán)境技術效率(即.這與王兵等[22]、Li等[23]研究結果相同.從區(qū)域的比較分析來看,兩種技術條件下西部區(qū)域的無效率水平最高,其次是中部區(qū)域、東北區(qū)域,東部區(qū)域的無效率水平最低,區(qū)域間的環(huán)境技術效率呈現(xiàn)東-東北-中-西依次遞減的演變格局.其中東北區(qū)域略低于東部沿海經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域,這意味著考察期內東北區(qū)域實現(xiàn)了資源型城市經(jīng)濟轉型試點,節(jié)能減排取得積極成效.此外,從不同環(huán)境規(guī)制條件下的環(huán)境技術效率的差異來看,東部、中部、西部及東北部區(qū)域的在兩種技術下的環(huán)境技術效率的差異分別為 0.0121、0.0393、0.0097、0.0327,而環(huán)境技術效率在不同管制條件下的差異體現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)力的影響程度.研究結果表明,在“十五”、“十一五”期間國家加大區(qū)域間的經(jīng)濟技術合作和交流,“技術外溢”體現(xiàn)在中部區(qū)域對東部區(qū)域不斷的“追趕效應”,但環(huán)境規(guī)制對中部區(qū)域的經(jīng)濟產(chǎn)出造成較大的負擔.

從各省份的環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)來看,環(huán)境技術效率較高的省份其環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)較低,其中北京、上海、廣東、海南、四川、青海、寧夏、新疆這幾省份的環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)為零,這說明環(huán)境規(guī)制的標準對這幾省份的環(huán)境影響不大,意外地是青海、寧夏、新疆相對全國其他省份的環(huán)境技術效率偏低,但環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)卻很低.葉祥松等[4]在討論我國環(huán)境規(guī)制下的環(huán)境技術效率時,關于這3個省份也得到類似的結論.這說明環(huán)境規(guī)制成本較低并不意味著環(huán)境技術效率較高.從區(qū)域的環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)來看,中部最高,西部最低這與王兵等[22]研究結果不同,主要原因應該是研究的樣本區(qū)間不同及投入產(chǎn)出指標的差異.從環(huán)境規(guī)制的成本測算來看,山西的環(huán)境規(guī)制成本最高,主要原因是山西的環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)全國最高,這與山西省以煤炭為主的重工業(yè)特點相符合的.從區(qū)域來看,東北老工業(yè)基地的環(huán)境規(guī)制成本最高,這意味著環(huán)境規(guī)制對東北三省所造成的經(jīng)濟產(chǎn)出的損失較大.西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制成本最低,主要原因是西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制的強度指數(shù)較低,這說明環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟產(chǎn)出的影響不大.在國家實施“西部大開發(fā)戰(zhàn)略”以來,加快了中、西部地區(qū)的發(fā)展.產(chǎn)業(yè)結構的調整取得了顯著成效,經(jīng)濟發(fā)展步伐明顯加快,但中、西部地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)結構的特點,其經(jīng)濟增長模式仍以高能耗、高排放的“粗放型”為主,是環(huán)境規(guī)制的重點區(qū)域. 從上述分析來看,政府亦切忌走入盲目提高環(huán)境規(guī)制強度的誤區(qū),應當根據(jù)各個地區(qū)現(xiàn)實特點,對不同的地區(qū)因地制宜的制定環(huán)境規(guī)制政策或激勵手段,不能搞“一刀切”,并注重動態(tài)修訂環(huán)境規(guī)制標準,根據(jù)不同時期各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平及時調整規(guī)制標準到合理水平,使環(huán)境規(guī)制能夠起到持續(xù)不斷的刺激作用.

2.3 全要素生產(chǎn)率與波特假說的再檢驗

基于前文測度的環(huán)境規(guī)制指數(shù),對全國及四大區(qū)域的全要素生產(chǎn)率及其分解變量進行波特假說再檢驗.根據(jù)式(8)測算四個方向距離函數(shù)可得中國四大區(qū)域ML生產(chǎn)率指數(shù)如表3所示.

表3 1999～2010全國及四大區(qū)域環(huán)境生產(chǎn)率Table 3 Environmental productivity of nationwide and four main regions from 1999 to 2010

由于面板數(shù)據(jù)既包含了截面數(shù)據(jù)也包含了時間數(shù)據(jù),在進行模型估計時參數(shù)的估計值均通過顯著性檢驗,但DW值很低說明殘差序列存在序列相關.因此,可以在模型中采用 Cochrance－Orcutt迭代法修正模型存在的序列相關或加入AR項,這里根據(jù)全國和四大區(qū)域樣本數(shù)據(jù)的不同,分別加入不同的AR滯后項,則檢驗模型為:

式中:tkY,表示t時期k地區(qū)ML指數(shù)(TECH指數(shù)、EFFCH指數(shù));C為截距項;kν為k地區(qū)個體因素對ML指數(shù)(TECH指數(shù)、EFFCH指數(shù))的影響;tη為時間因素對ML指數(shù)(TECH指數(shù)、EFFCH指數(shù))的影響;tk,ε為回歸模型式(11)的隨機擾動項;tku,為回歸模型式(10)的隨機擾動項.根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的Hausman檢驗及最大似然比檢驗結果都表明固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型,故采用固定效應模型進行估計,檢驗結果見表4.

表4 全要素生產(chǎn)率及其分解變量的波特假說檢驗結果Table 4 The tests of total factor productivity and its decomposition variables on Potter hypothesis

由表 4可知,AR項的回歸參數(shù)顯著不為零,DW 的值說明模型已消除了殘差序列的自相關.由估計結果可知,環(huán)境規(guī)制強度對全國的全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為正,這說明環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)越高,對全要素生產(chǎn)率影響越大.這支持了波特假說的存在,意味著我國制定良好的環(huán)境規(guī)制制度對我國的全要素生產(chǎn)率提高起到了積極的作用.從ML指數(shù)的各區(qū)域的檢驗結果來看,環(huán)境規(guī)制強度對東部、中部、西部、東北區(qū)域的ML指數(shù)均有顯著影響,其中對中部區(qū)域的全要素生產(chǎn)率影響最大,這說明加強對中部區(qū)域的碳排放規(guī)制會有益于中部區(qū)域的全要素能源生產(chǎn)率的提高;對技術進步效應的檢驗結果來看,只有中部區(qū)域支持波特假說的存在,而西部區(qū)域檢驗結果表明碳排放的規(guī)制過高會對全要素生產(chǎn)率帶來消極影響,即過度的環(huán)境規(guī)制反而使西部地區(qū)失去創(chuàng)新的動力,從而不能推進生產(chǎn)前沿面的外移.同樣在全國、東部、東北區(qū)域的檢驗結果也與波特假說相反,但統(tǒng)計上并不顯著.這與李靜[29]研究結果類似.對環(huán)境技術效率變化效應的檢驗來看,與ML指數(shù)的檢驗結果類似,全國及四大區(qū)域均支持波特假說的存在,也就是說碳排放規(guī)制強度的加強,會推動各地區(qū)在不同時期追趕最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的程度.從以上分析來看,本研究支持加強碳排放的環(huán)境規(guī)制將有利于我國全要素生產(chǎn)率的提高及競爭力的提升.

3 結論

3.1 從環(huán)境規(guī)制的區(qū)域差異來看,區(qū)域間的環(huán)境技術效率呈現(xiàn)東-東北-中-西依次遞減的演變格局.東部、中部、西部及東北部區(qū)域的在兩種技術下的環(huán)境技術效率的差異分別為 0.0121、0.0393、0.0097、0.0327,而環(huán)境技術效率在不同管制條件下的差異體現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)力的影響程度.

3.2 從區(qū)域的環(huán)境規(guī)制成本來看,東北老工業(yè)基地的環(huán)境規(guī)制成本最高,過度環(huán)境規(guī)制會對東北區(qū)域的經(jīng)濟產(chǎn)出的造成較大損失.西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制成本最低,主要原因是西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的強度指數(shù)較低,環(huán)境規(guī)制對西部區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)出影響不大. 但中、西部地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)結構的特點,其經(jīng)濟增長模式仍以高能耗、高排放的“粗放型”為主,是環(huán)境規(guī)制的重點區(qū)域.

3.3 以碳排放為非期望產(chǎn)出的環(huán)境規(guī)制強度與全國及四大區(qū)域全要素生產(chǎn)率有顯著的相關性,這支持了波特假說的存在;對技術進步效應的檢驗結果來看,只有中部區(qū)域支持波特假說的存在,西部區(qū)域檢驗結果表明碳排放的規(guī)制過高會對全要素生產(chǎn)率帶來消極影響;對環(huán)境技術效率變化效應的檢驗來看,全國及四大區(qū)域均支持波特假說的存在,碳排放規(guī)制強度的加強,會推動各地區(qū)在不同時期追趕最優(yōu)生產(chǎn)前沿面的程度.

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Environmental performance in China’s regional economies and re-testing the Porter Hypothesis.

FAN Dan1,2*,WANG Wei-guo1,2(1.Department of Mathematics and Quantitative Economics, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China；2.Center for Econometric Analysis and Forecasting, Northeastern Branch Liaoning,Chinese Academy of Sciences, Dalian 116025, China).China Environmental Science, 2013,33(5)：952～959

Based on the sequence DEA-DDF, regulation index, Malmquist-Luenberger (ML) productivity index,environmental technical efficiency, cost of environmental regulation and total factor productivity in eastern, central, western,northeast regions, 30 provinces of china from 1999 to 2010 were measured, and re-testing the Porter hypothesis were taken.The results showed that, the structure of environmental technical efficiency presented the highest in eastern, a little bit lower in northeast, lower in Central and the lowest in western regions. The cost of environmental regulation was the highest in the old industrial base of the northeast , the lowest in the western regions; environmental regulation intensity and total factor productivity of nationwide and four main regions had significant positive correlations, which supported the existence of the Porter hypothesis.The tests on the effect of technological progress showed that , only the central region supported the existence of the Porter hypothesis, the tests of the western regions showed that the higher regulation of carbon emissions would have a negative impact to technological advances. The inspection of the technical efficiency effect of changes in nationwide and four main regions supported the Porter hypothesis, the strengthening of the regulation of carbon emissions intensity would promote the various regions to catch up with the optimal production frontiers at different time.

environmental technical efficiency；cost of environmental regulation；total factor productivity；Porter hypothesis

X321

A

1000-6923(2013)05-0952-08

2012-09-12

國家自然科學基金資助項目 (71171035);遼寧省高校創(chuàng)新團隊支持計劃資助(WT2011004)

* 責任作者, 講師, fandanrx@163.com

范 丹(1978-),女,遼寧海城人,講師,東北財經(jīng)大學博士研究生,主要從事資源與環(huán)境經(jīng)濟學研究.發(fā)表論文10余篇.