區(qū)域市場(chǎng)整合下的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式：基于環(huán)境DEA方法的經(jīng)驗(yàn)分析

查建平，舒皓羽，簡(jiǎn)思?jí)?/p>

(四川大學(xué)旅游學(xué)院，四川 成都 610064)

區(qū)域市場(chǎng)整合下的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式：基于環(huán)境DEA方法的經(jīng)驗(yàn)分析

查建平，舒皓羽，簡(jiǎn)思?jí)?/p>

(四川大學(xué)旅游學(xué)院，四川 成都 610064)

本研究以環(huán)境全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)比作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式度量指標(biāo)，對(duì)1995—2012年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的現(xiàn)狀及變化特征進(jìn)行了分析，并基于區(qū)域市場(chǎng)整合的視角檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的影響因素。結(jié)論表明：1995—2012年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比經(jīng)歷了“先上升，后下降”的過(guò)程，但要素投入、生態(tài)環(huán)境破壞型粗放增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主旋律，東部、中部及西部三大地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的趨勢(shì)有所交叉與重疊，各地區(qū)之間的差距整體上呈現(xiàn)收斂態(tài)勢(shì)；區(qū)域市場(chǎng)整合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)產(chǎn)生顯著正向影響，且與對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放形成“替代效應(yīng)”，促進(jìn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式趨于收斂。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)起到正向影響，而資本強(qiáng)度、能源強(qiáng)度則起到顯著的負(fù)向影響，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)具有一定的滯后效應(yīng)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式；區(qū)域市場(chǎng)整合；面板數(shù)據(jù)；動(dòng)態(tài)模型

1 引言

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)歷經(jīng)了年均GDP增長(zhǎng)率約合9%以上的快速、平穩(wěn)增長(zhǎng)，GDP總量現(xiàn)已位居世界前列。而隨著出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)受挫、人口紅利衰減以及環(huán)境污染問(wèn)題的愈發(fā)凸顯，傳統(tǒng)資源消耗高、經(jīng)濟(jì)效益低的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式已難以為繼[1]，有必要提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)涵與質(zhì)量，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的集約化、質(zhì)量化。傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)唯有兩種來(lái)源，即生產(chǎn)率提高與要素積累，據(jù)此可將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式劃分為以生產(chǎn)率提高為主動(dòng)力的集約型增長(zhǎng)模式與以要素積累為主動(dòng)力的粗放型增長(zhǎng)模式。粗放型增長(zhǎng)模式不重視市場(chǎng)需求與資源稟賦條件，片面追求產(chǎn)值與產(chǎn)量，忽略技術(shù)水平、產(chǎn)品質(zhì)量、節(jié)能環(huán)保等方面，而集約型增長(zhǎng)模式則以市場(chǎng)需求與經(jīng)濟(jì)效益為導(dǎo)向，強(qiáng)調(diào)從結(jié)構(gòu)優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、科技進(jìn)步及科學(xué)管理中要效益，不斷提高經(jīng)濟(jì)質(zhì)量與內(nèi)涵，提升生產(chǎn)效率，因而推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式由“產(chǎn)值型、速度型及數(shù)量型”增長(zhǎng)向“效益型、結(jié)構(gòu)優(yōu)化型及質(zhì)量型”增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變，集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式是必然選擇[2]。

關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式現(xiàn)狀測(cè)度研究方面，多數(shù)學(xué)者主要以全要素生產(chǎn)率指標(biāo)或者經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中生產(chǎn)率(要素投入)貢獻(xiàn)比為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式測(cè)度指標(biāo)[3-5]。亦有學(xué)者構(gòu)造了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如集約化指數(shù)構(gòu)造思路[6]、消費(fèi)主導(dǎo)型指標(biāo)體系思路[7]，等等。而關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式?jīng)Q定因素，相關(guān)研究主要經(jīng)歷了從考察勞動(dòng)、資本等投入要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)[8-9]到越來(lái)越重視考察人力資本、技術(shù)創(chuàng)新等要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)[10-11]，部分學(xué)者研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、制度安排及地方政府競(jìng)爭(zhēng)等因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的影響[12-13]。此外，亦有學(xué)者從信息化、對(duì)外貿(mào)易及政府規(guī)模等角度出發(fā)，探討了推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型的可能方法[4,14-15]。

上述研究主要存在兩大局限：一是在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式現(xiàn)狀測(cè)度研究中多是以全要素生產(chǎn)率指標(biāo)或者生產(chǎn)率(要素投入)貢獻(xiàn)比為測(cè)度指標(biāo)，并未將環(huán)境因素納入其中，有悖于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)涵；二是在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式?jīng)Q定因素研究中并未考慮區(qū)域市場(chǎng)整合，大量的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)與研究表明中國(guó)的市場(chǎng)分割狀態(tài)逐步下滑，對(duì)內(nèi)開(kāi)放水平不斷提高，區(qū)域市場(chǎng)整合趨勢(shì)明顯，市場(chǎng)分割狀態(tài)所造成各類(lèi)資源要素配置扭曲亦得到緩解[16-17]。鑒于此，本研究選擇以環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式測(cè)度指標(biāo)，對(duì)1995—2012年各省市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式進(jìn)行測(cè)度研究，并基于區(qū)域市場(chǎng)整合的視角借助面板數(shù)據(jù)估計(jì)模型檢驗(yàn)關(guān)鍵因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的影響，以期為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)提供啟示。

2 基于環(huán)境DEA的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式測(cè)度

2.1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式測(cè)度方法

(1)

式中，生產(chǎn)技術(shù)Tt(xt)作為一個(gè)封閉、有界及凸性的產(chǎn)出集，具有零結(jié)合性、期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的聯(lián)合弱可處置性以及投入要素(期望產(chǎn)出)的自由(強(qiáng))可處置性[18]；zi表示第i受評(píng)省區(qū)對(duì)應(yīng)觀察值的權(quán)重。

(2)方向性環(huán)境距離函數(shù)與環(huán)境技術(shù)效率?；谏鲜錾a(chǎn)技術(shù)，為了測(cè)度期望產(chǎn)出(非期望產(chǎn)出)的最大擴(kuò)增(縮減)程度，方向性距離函數(shù)構(gòu)建如下：

(2)

(3)方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式測(cè)度指標(biāo)。依據(jù)潛在產(chǎn)出、實(shí)際產(chǎn)出及方向性環(huán)境距離函數(shù)之間的內(nèi)在關(guān)系，方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建如下：

(3)

(4)

(5)

對(duì)應(yīng)EIM指標(biāo)值越大，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨于集約型、質(zhì)量型、生態(tài)型，而若EIM指標(biāo)值下降，則說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)要素投入式與環(huán)境污染式增長(zhǎng)路徑的依賴(lài)加重，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨向于粗放型、數(shù)量型、污染型。

2.2 投入、產(chǎn)出及污染排放變量說(shuō)明

本文以1995—2012年29省區(qū)為決策單元(受囿于數(shù)據(jù)完備度，在此西藏、香港、澳門(mén)及臺(tái)灣等地區(qū)不予考慮，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)連貫性，本文將重慶與四川兩省市數(shù)據(jù)合并)。在具體指標(biāo)選擇上，本研究以資本存量、勞動(dòng)、能源及知識(shí)資本為投入指標(biāo)，以地區(qū)生產(chǎn)總值為期望產(chǎn)出指標(biāo)，以碳排放量為非期望產(chǎn)出指標(biāo)。在資本存量數(shù)據(jù)方面，本文選擇以永續(xù)盤(pán)存法(PerpetualInventoryMethod，PIM)估算出各省區(qū)資本存量，具體計(jì)算過(guò)程參照張軍的思路[20]。在勞動(dòng)力數(shù)據(jù)方面，擬選擇以29個(gè)省區(qū)年底從業(yè)人員數(shù)作為勞動(dòng)力投入指標(biāo)；在能源數(shù)據(jù)方面，依據(jù)能源熱值標(biāo)準(zhǔn)將各個(gè)省區(qū)的不同類(lèi)型能源統(tǒng)一折算成標(biāo)準(zhǔn)煤；在知識(shí)資本數(shù)據(jù)方面，參照Gardner和Joutz的思路，本研究以專(zhuān)利授權(quán)數(shù)存量作為知識(shí)資本的代理變量，即St=St+(1-d)St-1，St為第t期的知識(shí)存量，S為知識(shí)流量，以新增專(zhuān)利授權(quán)數(shù)表示，d為知識(shí)的折舊率，對(duì)應(yīng)賦值為0.15，以1987年專(zhuān)利授予數(shù)作為基期知識(shí)資本存量，進(jìn)而計(jì)算得到各省市知識(shí)資本存量[21]。

在產(chǎn)出數(shù)據(jù)方面，擬選擇以地區(qū)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出指標(biāo)，利用GDP平減指數(shù)對(duì)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格平減，得到1994年不變價(jià)格換算的地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)；由于碳排放與各類(lèi)型污染排放密切相關(guān)，能夠很好地表征人類(lèi)生產(chǎn)與生活活動(dòng)對(duì)生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)所造成的壓力，故而本研究擬以碳排放量作為非期望產(chǎn)出指標(biāo)，參照查建平等[22]的折算思路，采用各類(lèi)型能源消費(fèi)量、水泥生產(chǎn)量與相應(yīng)碳排放系數(shù)的乘積和的方法計(jì)算得到29個(gè)省區(qū)的碳排放數(shù)據(jù)。以上折算所需基礎(chǔ)數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式測(cè)度結(jié)果的分析與解讀

依據(jù)已構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式度量指標(biāo)EIM，結(jié)合投入與產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)，本研究運(yùn)用Matlab分析軟件對(duì)1995—2012年29個(gè)省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式做出測(cè)算與分析。

(1)全國(guó)層面上，1995—2012年，環(huán)境全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)比在整體上經(jīng)歷了“先上升，后下滑”的趨勢(shì)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率的平均貢獻(xiàn)比從1995/1996年的-40.2%上升到2004/2005年的29.6%，而2005年以后，相應(yīng)貢獻(xiàn)比在波動(dòng)狀態(tài)中逐步下滑，到2009/2010年相應(yīng)貢獻(xiàn)比已下滑至12.93%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)資本、勞動(dòng)及資源環(huán)境等要素投入的依賴(lài)性逐步增強(qiáng)，而2008年世界金融危機(jī)的爆發(fā)更是使得這一貢獻(xiàn)比在急劇波動(dòng)中下滑，到2011/2012年已下滑至-15.4%，環(huán)境全要素生產(chǎn)率逐步成為阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的桎梏，資源與環(huán)境要素投入成為驅(qū)動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主動(dòng)力。

(2)區(qū)域?qū)用嫔希?996—2000年(即“九五”計(jì)劃期間)除北京、天津、上海、浙江、福建、廣東、海南及青海8省市外，其他省區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)比均值為負(fù)數(shù)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)整體上起到負(fù)面影響，但這一負(fù)面效應(yīng)呈現(xiàn)縮減態(tài)勢(shì)。進(jìn)入2001—2005年后(即“十五”計(jì)劃期間)，除遼寧、湖南、四川、貴州及云南等省區(qū)外，其他省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比均值為正，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用，但除青海、海南兩省份外，多數(shù)省區(qū)相應(yīng)貢獻(xiàn)比均值小于50%，說(shuō)明在整個(gè)“十五”計(jì)劃期間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以要素投入、生態(tài)環(huán)境破壞式增長(zhǎng)路徑為主。而在“十一五”計(jì)劃期間，除北京、天津、遼寧、吉林、福建、江西、廣東、廣西、四川及貴州10省市外，其他省區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率相應(yīng)貢獻(xiàn)比逐步下滑，2008年世界金融危機(jī)的爆發(fā)更是使得這一下滑趨勢(shì)更為明顯。在跨入2011年以后(即進(jìn)入“十二五”計(jì)劃期間)，幾乎所有省區(qū)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比皆呈現(xiàn)出下滑趨勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)資源與環(huán)境要素投入的依賴(lài)逐步強(qiáng)化，進(jìn)一步趨向于粗放型、數(shù)量型及污染型。此外，東部、中部以及西部三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式指標(biāo)的演化趨勢(shì)有所交叉與重疊，并未呈現(xiàn)出明顯的階梯性層次差異，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比具有一定收斂性特征(見(jiàn)圖1)。

圖1 環(huán)境全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的區(qū)域分布

4 區(qū)域市場(chǎng)整合下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式?jīng)Q定因素分析

4.1 模型設(shè)定與變量選取

新古典增長(zhǎng)理論認(rèn)為，生產(chǎn)率趨同只存在于通過(guò)要素流動(dòng)而聯(lián)系緊密的經(jīng)濟(jì)體之間，區(qū)域市場(chǎng)整合有利于地區(qū)企業(yè)之間的合作與交流，引導(dǎo)生產(chǎn)要素與產(chǎn)品按照市場(chǎng)信號(hào)配置到邊際產(chǎn)出最高的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，推進(jìn)信息、知識(shí)及技術(shù)的擴(kuò)散與傳播，促進(jìn)各地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步及趨同，因而各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比收斂的現(xiàn)實(shí)說(shuō)明有必要就區(qū)域市場(chǎng)整合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的影響做出分析。相關(guān)研究表明，在全要素生產(chǎn)率的影響因素中區(qū)域市場(chǎng)整合與對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放往往存在“替代效應(yīng)”現(xiàn)象，因而有必要將對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度及其與區(qū)域市場(chǎng)整合因素的交互項(xiàng)引入面板數(shù)據(jù)模型[23]。相應(yīng)理論模型表達(dá)式構(gòu)建如下：

EIMit=α+χ1MSEGit+χ2OPENit+χ3MSEGit×OPENit+μi+εit

(6)

式中，EIMit表示第i省區(qū)第t年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比；α為常數(shù)項(xiàng)；MSEGit、OPENit為核心解釋變量，分別表示區(qū)域市場(chǎng)整合與對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放，其中MSEGit以經(jīng)營(yíng)單位所在地計(jì)算而來(lái)的各地區(qū)進(jìn)出口總額與以商品目的地進(jìn)口額、商品貨源地出口額計(jì)算而來(lái)的各地區(qū)進(jìn)出口總額兩套貿(mào)易數(shù)據(jù)之差的絕對(duì)值，再除以?xún)商踪Q(mào)易數(shù)據(jù)的均值表示[24]，OPENit則通過(guò)主成分分析將外資依存度(外商直接投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重)和外貿(mào)依存度(經(jīng)營(yíng)單位所在地計(jì)算而來(lái)的進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重)兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)計(jì)算得到[25]；χ1、χ2分別為兩變量對(duì)應(yīng)回歸系數(shù)；MSEGit×OPENit為區(qū)域市場(chǎng)整合與對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的交叉項(xiàng)，若這一交叉項(xiàng)對(duì)應(yīng)回歸系數(shù)χ3小于0，則表示區(qū)域市場(chǎng)整合與對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的影響中存在“替代效應(yīng)”，反之則為“互補(bǔ)效應(yīng)”；μi為非觀察個(gè)體固定效應(yīng)，以控制各省市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式特有性質(zhì)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。同時(shí)，為了剔除其他因素對(duì)被解釋變量的干擾，參照已有相關(guān)文獻(xiàn)的變量篩選及量化思路[4,26-28]，本研究擬將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ISUit,以各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示)、技術(shù)進(jìn)步(TPSit，將環(huán)境全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步兩部分，進(jìn)而得到技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)數(shù)據(jù))、資本強(qiáng)度(CIYit，以各地區(qū)人均資本存量表示)、能源強(qiáng)度(EIYit，以各地區(qū)能源消費(fèi)總量與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示)納入模型(6)中。此外，引入EIMit的一期滯后項(xiàng)(EIMit-1)，以捕捉經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的慣性特征，將模型(6)擴(kuò)展為如下形式的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

EIMit=α+λEIMit-1+χ1MSEGit+χ2OPENit+χ3MSEGit×OPENit+χ4ISUit+χ5TPSit+χ6CIYit+χ7EIYit+μi+εit

(7)

4.2 經(jīng)驗(yàn)結(jié)果分析

如表1所示，F(xiàn)檢驗(yàn)與Breusch-PaganLM檢驗(yàn)說(shuō)明，選擇面板數(shù)據(jù)估計(jì)模型更為合適，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果則在1%的顯著水平上拒絕“隨機(jī)效應(yīng)模式與固定效應(yīng)模式系數(shù)無(wú)系統(tǒng)性差異”的原假設(shè)，說(shuō)明應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。而Wooldridge自相關(guān)檢驗(yàn)和修正的Wald檢驗(yàn)結(jié)果顯示，靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型存在較為嚴(yán)重的自相關(guān)與異方差問(wèn)題，故進(jìn)一步采用可行最小廣義二乘法(FGLS)對(duì)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行矯正。表1中模型1、模型2、模型3分別列示了隨機(jī)效應(yīng)、固定效應(yīng)及FGLS的估計(jì)結(jié)果，其中以FGLS估計(jì)結(jié)果為主要說(shuō)明對(duì)象。

MSEGit估計(jì)系數(shù)顯著為正，驗(yàn)證了市場(chǎng)分割所導(dǎo)致的資源配置扭曲對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比的負(fù)面影響，亦說(shuō)明區(qū)域市場(chǎng)整合度的提升有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)。OPENit在1%的顯著性水平上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式產(chǎn)生正向影響，與趙文軍與于津平(2012)的研究結(jié)論較為相似，對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放主要通過(guò)國(guó)際貿(mào)易與外商直接投資兩個(gè)渠道影響到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，即通過(guò)國(guó)際貿(mào)易中的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、“干中學(xué)”效應(yīng)與外商直接投資中的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)、演示模仿效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)聯(lián)效應(yīng)等推動(dòng)環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比上升[29]。MSEGit×OPENit估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明區(qū)域市場(chǎng)整合與對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放之間存在“替代效應(yīng)”，在對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度較高的地區(qū)，區(qū)域市場(chǎng)整合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響較小，而在對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度較低的地區(qū)，區(qū)域市場(chǎng)整合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響較大，兩大區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式在區(qū)域市場(chǎng)整合作用下趨于收斂。其可能的原因是，在對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平較高地區(qū)，大量的跨國(guó)企業(yè)與外商投資企業(yè)所引致的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)有助于技術(shù)水平提升，且這些地區(qū)往往傾向于通過(guò)與國(guó)外交流而非國(guó)內(nèi)市場(chǎng)開(kāi)拓實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，故而對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的影響占主導(dǎo)，區(qū)域市場(chǎng)整合的影響相對(duì)較弱，反之，受外部市場(chǎng)交流限制，對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平較低地區(qū)則傾向于通過(guò)區(qū)域市場(chǎng)整合促進(jìn)不同地區(qū)之間的要素資源流動(dòng)，推動(dòng)知識(shí)、信息及技術(shù)的擴(kuò)散與傳播，以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，因而對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平較低地區(qū)的區(qū)域市場(chǎng)整合影響較強(qiáng)。在控制變量方面，ISUit、TPSit對(duì)應(yīng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中第三產(chǎn)業(yè)比重上升所形成的資源再配置效應(yīng)有助于提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)比，助推經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)，技術(shù)進(jìn)步則通過(guò)開(kāi)發(fā)新市場(chǎng)、新產(chǎn)品來(lái)創(chuàng)造新的消費(fèi)需求，仰或改進(jìn)已有生產(chǎn)方式與技術(shù)聯(lián)系提高生產(chǎn)效率，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)。CIYit、EIYit對(duì)應(yīng)估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，資本強(qiáng)度提升所帶來(lái)的“資源投入沖動(dòng)”型增長(zhǎng)比內(nèi)含技術(shù)進(jìn)步所激發(fā)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更強(qiáng)，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)產(chǎn)生負(fù)面影響，而作為節(jié)能減排能力表征的能源強(qiáng)度上升則說(shuō)明其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)陷入高投入、高污染的粗放模式，反之，其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)趨向于生態(tài)化、集約化。

動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1模型4。為了解決被解釋變量的引入所產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，本研究選擇運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)法對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型做出估計(jì)，將EIMit-1、MSEGit、OPENit作為內(nèi)生變量，并將三項(xiàng)內(nèi)生變量的二期及更高期滯后項(xiàng)作為工具變量。各檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量表明：聯(lián)合顯著性Wald檢驗(yàn)表明模型整體上非常顯著；Sargan檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不能拒絕所選工具變量為過(guò)度識(shí)別的原假設(shè)，因此工具變量的選擇是有效的；殘差序列相關(guān)性檢驗(yàn)表明，無(wú)法拒絕不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)，因而模型誤差項(xiàng)沒(méi)有序列相關(guān)性。EIMit-1對(duì)應(yīng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，上期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式對(duì)本期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式形成正向影響，其可能的原因在于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)過(guò)程中相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)因素的調(diào)整存在一定的滯后性，而市場(chǎng)分割狀態(tài)的存在更是對(duì)知識(shí)、技術(shù)及信息的傳播與擴(kuò)散形成阻滯。

表1 計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差，***、**、*分別表示1%、5%及10%的水平顯著。

5 總結(jié)性評(píng)論

(1)自1995年以來(lái)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比經(jīng)歷了“先上升后下降”的過(guò)程，但要素投入、生態(tài)環(huán)境破壞式增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主旋律，因而隨著資源與環(huán)境壓力愈發(fā)凸顯，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式向生態(tài)化、集約化轉(zhuǎn)型，具有很大挑戰(zhàn)。在“九五”“十五”計(jì)劃期間，多數(shù)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比較小，部分省區(qū)甚至產(chǎn)生負(fù)面阻礙效應(yīng)，但整體而言環(huán)境全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)比逐步攀升，而在“十一五”“十二五”計(jì)劃期間，多數(shù)省區(qū)呈現(xiàn)逐步下滑態(tài)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)要素投入式與環(huán)境污染式增長(zhǎng)路徑的依賴(lài)逐步強(qiáng)化。從區(qū)域視角上看，東部、中部及西部三大地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式在整體上呈現(xiàn)收斂態(tài)勢(shì)，并未呈現(xiàn)明顯的階梯形層次差異，因而有必要從三大區(qū)域?qū)用嫒胧帧岸嘀行?、多層次”推?dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型工作。

(2)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式?jīng)Q定因素分析結(jié)果顯示，區(qū)域市場(chǎng)整合與對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比起到正向影響。同時(shí)，區(qū)域市場(chǎng)整合與對(duì)外開(kāi)放之間存在一定的“替代效應(yīng)”，不同的對(duì)外開(kāi)放水平?jīng)Q定了區(qū)域市場(chǎng)整合的正向作用力度。因而，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)工作中推動(dòng)區(qū)域市場(chǎng)整合，進(jìn)一步提高對(duì)外開(kāi)放水平，具有十分重要的意義。此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)起到積極促進(jìn)作用，而資本強(qiáng)度與能源強(qiáng)度則產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，這就要求在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)工作中應(yīng)以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為契機(jī)，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，調(diào)節(jié)資本投入向中高端產(chǎn)業(yè)流向，強(qiáng)化節(jié)能減排工作。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)具有一定的滯后效應(yīng)，上一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中環(huán)境全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)比對(duì)當(dāng)期貢獻(xiàn)比具有正向影響，因而，有必要強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型政策工具的靈活性，縮短政策工具效力發(fā)揮的時(shí)滯性，強(qiáng)化區(qū)域市場(chǎng)整合，推動(dòng)知識(shí)、技術(shù)及信息的傳播與擴(kuò)散。

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(責(zé)任編輯 沈蓉)

China’s Economic Growth Pattern Under RegionalMarket Integration Based on Environmental DEA

Zha Jianping，Shu Haoyu，Jian Simeng

(College of Tourism，Sichuan University，Chengdu 610064，China)

Taking the contribution of environmental total factor productivity as the index of the economic growth pattern，and based on nonparameter DEA-Malmquist index methods，the paper investigated status quo and characteristics of the economic growth pattern of China from 1995 to 2012.At the same time，it examined the factors of economic growth pattern from the perspective of regional market integration.The results show that the contribution ratio of ETFP experiences a process of “first increasing and then decreasing”，but economic growth is closely along with factor inputs and ecological damage.The trend of contribution ratio of ETFP has cross and overlap in eastern，central and western China，and the overall trend of three regions converges.About the determinants of economic growth patterns，regional market integration and economic opening have significantly positive effects on the transformation and upgrading of economic growth pattern.And there is a substitution relationship between regional market integration and economic opening.Industrial structure and technological progress has played a positive impact on economic growth pattern，while capital intensity and energy intensity play significant negative impact.And the transformation and upgrading of economic growth pattern has lag effect.

Economic growth pattern；Regional market integration；Panel data；Dynamic model

2016-07-07

查建平(1986-)，男，安徽安慶人，管理學(xué)博士，旅游管理學(xué)博士后，四川大學(xué)旅游學(xué)院副教授；研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)、旅游經(jīng)濟(jì)管理及能源經(jīng)濟(jì)。

F124

A