財政分權(quán)體制下中國兩類全要素生產(chǎn)率變化的比較研究

肖挺 戴偉

（1.江西財經(jīng)大學(xué) 國際貿(mào)易學(xué)院，江西 南昌330013；2.湖北理工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 黃石435003）

一、引言與文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)是當(dāng)今世界各國所面臨的兩個重要的命題，中國也概莫能外。在2013年全球環(huán)境績效指標(biāo)中，中國在132個成員國內(nèi)排名111位。新世紀(jì)以來的十余年中，我國盡管在兩類主要化石能源煤炭以及石油消費(fèi)量上有所下滑，卻仍然保持著“領(lǐng)跑”世界的態(tài)勢，單位GDP的能耗大大高于世界主要發(fā)達(dá)國家，也高于世界的平均水平。從民生的角度講，我國的情況更加不容樂觀，沿海大中城市在建立起以信息技術(shù)、餐飲旅游、金融服務(wù)、文化教育等為核心產(chǎn)業(yè)的同時，PM2.5卻頻頻爆表，環(huán)境質(zhì)量亮起了紅燈，“北京咳”等現(xiàn)象讓大家談污色變。“先污染后治理”所付出的代價是中國社會所難以承受的，這也使得人們對于央省多級政府既往的治理模式產(chǎn)生了一定的質(zhì)疑。國內(nèi)學(xué)者們認(rèn)為造成環(huán)境問題的主要原因之一是粗放的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，有學(xué)者認(rèn)為這種發(fā)展模式的根源之一在于中國“分灶吃飯”式的財政分權(quán)模式［1］，這主要是因為中央及地方政府所制定的相關(guān)政策法規(guī)能否落到實處實際上取決于地方政府對于激勵機(jī)制的認(rèn)可程度［2］，是否與其自身利益最大化達(dá)成一定的“妥協(xié)”，如若不然，地方政府不但可以選擇不作為，甚至可能為當(dāng)?shù)匚廴酒髽I(yè)“保駕護(hù)航”，這樣的現(xiàn)象近年來也屢屢見諸報端，意味著地方政府行為存在明顯的短期化特征［3］。與此同時，由于環(huán)境污染存在外部性的問題，也不排除地方政府有“以鄰為壑”的想法。在目前的財政分權(quán)制度下，地方政府官員為了進(jìn)行所謂的“晉升錦標(biāo)賽”［4，5］，醉心于在財政收入上進(jìn)行過度競爭，而不顧及周邊地區(qū)環(huán)境承載的能力進(jìn)行污染的惡意排放，進(jìn)一步加劇了節(jié)能減排工作的難度。本文試圖在分析框架中將財政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及環(huán)境治理節(jié)能減排等問題納入同一體系進(jìn)行研究，計算加入污染排放因素前后兩類全要素生產(chǎn)率，分析財政分權(quán)對這兩類全要素生產(chǎn)效率變化影響的差異，從而揭示出央省財政結(jié)構(gòu)對于環(huán)境及經(jīng)濟(jì)增長的綜合影響。

傳統(tǒng)的財政分權(quán)理論以是Tiebout研究［6］為起點的，其最核心的觀點認(rèn)為如果資源配置主要由地方政府來進(jìn)行，那么通過地方政府之間的合理競爭，能夠使地方政府更好地反映納稅人的偏好，從而加強(qiáng)對政府行為的預(yù)算約束，這在一定程度上杜絕了中央對地方經(jīng)濟(jì)生活干預(yù)的盲目性，所謂“山高皇帝遠(yuǎn)”的現(xiàn)象得以避免。自此之后，對財政分權(quán)理論的研究不斷深化發(fā)展，當(dāng)代財政分權(quán)理論在分權(quán)框架上融入了激勵相容與制度設(shè)計的思想［2，7］，第二代財政聯(lián)邦主義理論研究者們致力于在財政分權(quán)問題上更關(guān)注的是怎樣實現(xiàn)對公共政策制定者激勵的制度設(shè)計。從學(xué)術(shù)的前沿面來看，權(quán)力下放已逐漸成為了大的趨勢；而值得注意的是，除了對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的大命題之外，目前對于分權(quán)理論的研究明顯已超出了財政的范疇，較多的關(guān)注于權(quán)力分配對社會經(jīng)濟(jì)生活中的多重問題的影響，如制度創(chuàng)新、權(quán)力腐敗以及本文將要關(guān)注到的環(huán)境質(zhì)量等方面。對于財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長問題研究的文獻(xiàn)可謂汗牛充棟了，但從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，學(xué)者們對此有著分歧較大的研究結(jié)論，這一點，早在上世紀(jì)九十年代就已得到研驗。Bird等就通過東歐國家樣本的研究發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的影響方向遠(yuǎn)比想象中要復(fù)雜，因此難以做出一致性的結(jié)論［8］；比如針對美國的研究，Xie等的檢驗發(fā)現(xiàn)兩者的負(fù)相關(guān)關(guān)系［9］。但同樣針對美國所進(jìn)行的實證分析，Akai和Sakata的研究則支持財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長正效應(yīng)作用的觀點［10］。從廣義上講，中國的財政分權(quán)與世界其它地方的財政分權(quán)沒有什么差別［11］，因此可以想象利用我國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究得出的結(jié)論只可能進(jìn)一步驗證這種矛盾的認(rèn)知，如沈坤榮和付文林利用省際面板數(shù)據(jù)的研究表明財政分權(quán)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，并計算出“人均GDP-地方政府預(yù)算內(nèi)收支占比彈性”值大約為0.07-0.3［12］，張曙霄和戴永安的研究也證實了這種正相關(guān)性的存在［13］，但同時對該結(jié)論存在的質(zhì)疑聲也不絕于耳，Jin等使用我國內(nèi)地分省區(qū)數(shù)據(jù)則發(fā)現(xiàn)1994年分稅制改革之后財政支出分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間沒有顯著的相關(guān)性，但財政收入分權(quán)則明顯阻礙了經(jīng)濟(jì)增長［14］。殷德生研究也發(fā)現(xiàn)1994-2001年期間財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)并未產(chǎn)生實質(zhì)性的影響［15］。王文劍與覃成林的分地區(qū)研究則表明財政分權(quán)有利于東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但在基礎(chǔ)設(shè)施不夠完備的中西部地區(qū)則截然相反［16］。

對于上述研究所出現(xiàn)的矛盾，學(xué)者們也給出了各自對該問題的理解，但無外乎數(shù)據(jù)樣本采集的時間段以及所在省市地級數(shù)據(jù)層面的不同，而且一些研究中也存在對于諸如工業(yè)化程度、市場成熟度等指標(biāo)變量的忽略，由此帶來了結(jié)論上的偏差也就不足為奇了。更進(jìn)一步來講，對于經(jīng)濟(jì)增長本身的衡量，同樣也是可以有所解讀的，目前多數(shù)的文獻(xiàn)采納的是地區(qū)GDP及其所衍生出的指標(biāo)（如人均年GDP，GDP增速等），這一類指標(biāo)沒有反映出財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量即考慮了環(huán)境問題的綠色GDP的影響，如果在研究中加入環(huán)境的變量那么詳細(xì)研究結(jié)論將更具說服力。近年來對于財政分權(quán)與環(huán)境保護(hù)問題研究的文獻(xiàn)也是呈幾何級數(shù)上升，一些文獻(xiàn)通過實證方法從不同角度與層面論證財政分權(quán)與排放問題之間的相關(guān)性，其結(jié)論同樣了存在相互矛盾的問題，有正向［17］，亦有負(fù)向［18］，多數(shù)文獻(xiàn)的視野滯留于分析環(huán)境保護(hù)的問題，卻沒有回歸到對于產(chǎn)業(yè)發(fā)展這一主題的研究，換言之，財政分權(quán)對于經(jīng)濟(jì)增長以及節(jié)能減排工作都可能存在一定的影響，但學(xué)者們少有將兩者結(jié)合后分析問題。本文將運(yùn)用廣義Malmquist指數(shù)計算我國分省區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率（TFP）以及未考慮污染排放問題的傳統(tǒng)意義上的TFP，進(jìn)而實證分析財政分權(quán)對兩類TFP變化的影響差異，藉此對兩種影響效應(yīng)的差異進(jìn)行比較分析從而析出本文的結(jié)論以及建議。

二、理論與計量模型

（一）理論分析框架

TFP的測算手段有多種方法，最古典的技術(shù)手段是索洛提出將TFP表示為產(chǎn)出經(jīng)濟(jì)增長率扣除勞動和資本貢獻(xiàn)之后的索洛余值，反映的是TFP中用于衡量物質(zhì)資本和勞動力以外的技術(shù)進(jìn)步對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)。結(jié)合Barro［19］提出的政府支出內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論模型，參考趙德昭和許和連［20］的手法，拓展一個引入分級政府支出的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，分析央省之間財政分權(quán)程度對TFP的影響機(jī)理。

假設(shè)某地級城市的產(chǎn)出水平為GDP，那么地市級政府產(chǎn)出的函數(shù)形式如下

其中，A代表技術(shù)進(jìn)步等影響產(chǎn)出水平的因素，i為省區(qū)編號，t為時間截面，K與L分別表示各省區(qū)資本存量以及勞動力人數(shù)，LG與CG則表示各省區(qū)地方政府支出與中央政府支出，α、β、χ以及δ均在［0，1］區(qū)間內(nèi)，實質(zhì)上表示的是以上幾個指標(biāo)對產(chǎn)出水平的彈性系數(shù)，e為自然對數(shù)，ε為殘差，意為取自然對數(shù)展開后構(gòu)建擾動項。如設(shè)所述，設(shè)TFP為除勞動與資本投入之外其他所有因素對于產(chǎn)出增長的影響

則全要素生產(chǎn)率

式（3）右側(cè)變形后為：

對兩邊取自然對數(shù)，則展開后函數(shù)式為

此處采用財政自主度（Fiscal Autonomy Index，F(xiàn)AI）來刻畫財政分權(quán)程度，在上式中FAI＝LG/CG，必須指出的是，后文將詳述該指標(biāo)，其具體計算手段與模型中所采納的口徑存在一定的差別。

（二）實證模型設(shè)定

根據(jù)以上推導(dǎo)出的式（5），在引入若干控制變量基礎(chǔ)上利用1994-2012年全國省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，提出以下實證模型用以驗證財政分權(quán)程度對生產(chǎn)率變化的影響

式（6）中Mqit表示i省區(qū)在t時期的生產(chǎn)率的變化水平，在后續(xù)統(tǒng)計中，將分別計算考慮與不考慮污染排放的Malmquist指數(shù)，Controlv為諸控制變量，ε為殘差項，運(yùn)用簡單的回歸發(fā)現(xiàn)式（5）中的中央政府財政支出部分與FAI并沒有表現(xiàn)出顯著的相關(guān)性，因此在數(shù)學(xué)上看沒有體現(xiàn)出內(nèi)生性（限于篇幅回歸結(jié)果此處未列示，可向作者索取），因此將其置于ε內(nèi)。

（三）變量定義與數(shù)據(jù)來源

本文所涉有關(guān)生產(chǎn)率的計算部分將在后文詳述，本部分主要關(guān)注于財政分權(quán)指標(biāo)的選取以及諸控制變量的設(shè)計。

財政分權(quán)方面，如何進(jìn)行科學(xué)的度量眾說紛紜，學(xué)術(shù)界所構(gòu)建的指標(biāo)體系主要包含了三類，即（1）從收入角度測量央省財權(quán)關(guān)系的“收入指標(biāo)”（Expenditure Index），即用地方財政收入除以中央本級或全國財政預(yù)算內(nèi)收入；（2）從支出角度測量的“支出指標(biāo)”（Revenue Index），用地方財政支出除以中央本級或全國財政預(yù)算內(nèi)支出；（3）“財政自主程度”（Fiscal Autonomy Index，F(xiàn)ai），表示地方政府自有收入占本級支出的比重，這個指標(biāo)是用預(yù)算內(nèi)財政收入除以預(yù)算內(nèi)財政總支出。從不同的角度來分析，三類指標(biāo)各有特點，目前前兩類指標(biāo)用得比較多［20-24］。從概念上說，財政分權(quán)實質(zhì)是中央政府向地方政府下放一部分財政管理與決策權(quán)的過程［25］，陳碩和高琳［26］認(rèn)為一個合適的財政分權(quán)度量指標(biāo)需要在事實上能夠反映出地方關(guān)系的跨時期變化，同時也要能夠描述出該關(guān)系的跨地區(qū)差異。如果使用的是考慮了地區(qū)差異的面板數(shù)據(jù)時，較之前兩類指標(biāo)，用“財政自主度”來衡量會更為合理一些［27］。這個指標(biāo)大于或等于1，表明地方政府收大于支，有足夠的財力滿足地方公共基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，甚至還有剩余財力。如果小于1，地方“入不敷出”，部分依賴于上級政府的轉(zhuǎn)移支付。本文在圖1繪制了各省區(qū)Fai指標(biāo)在幾個樣本年份的核密度分布圖。從數(shù)據(jù)分布來看，上世紀(jì)末期我國地方政府財政自主度大約集中于0.5～0.7這一較長的區(qū)間內(nèi)，也表明地方政府之間財政能力差異度還是比較大，但總體還是保持了較為理想的收入支出結(jié)構(gòu)，到了2005年后Fai指標(biāo)就基本只能集中在0.4左右的水平上，表明地方政府的財政自主能力明顯出現(xiàn)了下滑，該水平到2012年也還有不太明顯的小幅度下降，折射出我國地方政府“入不敷出”的現(xiàn)狀。

圖1 我國地方政府財政自主程度核密度分布圖

本文估計模型中的控制變量對我國污染氣體排放以及生產(chǎn)效率都會產(chǎn)生影響，而這將導(dǎo)致環(huán)境全要素生產(chǎn)效率產(chǎn)生波動，具體包括：地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的服務(wù)化程度（Ser），所謂經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)服務(wù)化大體指的是地區(qū)經(jīng)濟(jì)對于服務(wù)業(yè)的依賴程度，服務(wù)業(yè)作為無煙工業(yè)其發(fā)展必然對于環(huán)境質(zhì)量的好轉(zhuǎn)有所裨益，此處采用各省區(qū)服務(wù)業(yè)與工農(nóng)業(yè)之和的比值來表征該指標(biāo)。研發(fā)強(qiáng)度（Rd），張克忠等［17］認(rèn)為如果某地區(qū)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，則同等產(chǎn)出所需要的耗費(fèi)會越少，由此碳排放量會隨之減少，所以研發(fā)水平與能源的消耗之間存在穩(wěn)定的邏輯相關(guān)性，研發(fā)的原始數(shù)據(jù)來自于各地區(qū)歷年統(tǒng)計年鑒中“地區(qū)科技事業(yè)發(fā)展情況”表的“研究與試驗發(fā)展經(jīng)費(fèi)支出”欄目，參考王恕立和胡宗彪［28］的技術(shù)手段，此處用該數(shù)據(jù)與各省區(qū)產(chǎn)值之比來表征研發(fā)投入的強(qiáng)度水平。外國直接投資強(qiáng)度（Fdi），在主要發(fā)達(dá)國家面臨著節(jié)能減排約束的公約性承諾背景下，世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一種趨勢體現(xiàn)為污染產(chǎn)業(yè)的跨國或本國內(nèi)跨地區(qū)投資性轉(zhuǎn)移，這一現(xiàn)象在環(huán)境管制較松的發(fā)展中國家顯得愈為明顯，因此國際性投資對于能耗以及環(huán)境污染的影響已經(jīng)不容忽視，該數(shù)據(jù)采集自樣本年份對應(yīng)的《中國統(tǒng)計年鑒》，同研發(fā)數(shù)據(jù)一樣，以數(shù)據(jù)與地區(qū)產(chǎn)值之比來表征強(qiáng)度水平。收入水平（Lwa），高收入地區(qū)對于能源的消費(fèi)需求也相應(yīng)更高，從而導(dǎo)致污染氣體排放尤其是生活類排放（如汽車尾氣，住房裝修及廚房油煙等）成為主要的污染源，為平滑數(shù)據(jù)，取各省區(qū)人均收入水平的自然對數(shù)加以表征。表1反映了前因及結(jié)果變量的描述性統(tǒng)計（生產(chǎn)率指標(biāo)的數(shù)據(jù)報告將在后文中介紹）。數(shù)據(jù)印證了圖2中我國地方政府財政自主度偏低的事實，此外樣本年份內(nèi)我國的研發(fā)投入比重均值為8.2%，其中2012年為11.9%，這與世界主要發(fā)達(dá)國家差距還是很明顯的①根據(jù)2008年經(jīng)合組織《Main Science＆Technology Indicators》的統(tǒng)計，發(fā)達(dá)國家平均研發(fā)投入占國內(nèi)產(chǎn)出值比重約在30%左右，其中美國該指標(biāo)為34.4%，歐盟國家平均值為26%，澳大利亞39.9%，亞洲的日本為32.1%，韓國25.3%。，可以說我國研發(fā)科技創(chuàng)新投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展依存度之間的矛盾是非常尖銳的。同樣FDI在我國總體經(jīng)濟(jì)中的比重也不高，這也一定程度上反映出了我國經(jīng)濟(jì)對于外資依賴程度的降低。

表1 變量的描述性統(tǒng)計（不含結(jié)果變量）

三、兩類全要素生產(chǎn)率的測算

本文所研究的時段為1998-2012年，由于Malmquist是一種動態(tài)的序列DEA技術(shù)，計算的是相鄰年份之間生產(chǎn)率的變化水平，由此計算出的第一個年份值為1998-1999年之間的TFP變化率，西藏的數(shù)據(jù)存在大量缺失，樣本中沒有加以考慮，所以本文采用的是30個省區(qū)的數(shù)據(jù)。

（一）Malmquist值計算相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)

計算Malmquist值需要對投入產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行設(shè)定，產(chǎn)出值包含兩類，其一是各省區(qū)的歷年生產(chǎn)總值（GRP），各年數(shù)據(jù)以1995年價格指數(shù)進(jìn)行了平減；其二為能源消耗量（energy），該指標(biāo)反映的是各地區(qū)能源消費(fèi)水平，陳詩一［29］以及匡遠(yuǎn)鳳和彭代彥［30］指出污染排放物作為投入要素，與資本和勞動投入一樣是一種投入，只不過它是一種未支付的投入。因此可以將污染排放作為投入要素進(jìn)行處理，由于我國目前工業(yè)與生活消費(fèi)主要的化石能源是石油與煤炭，因此本文采用各省區(qū)歷年煤與石油消費(fèi)量的幾何平均值來表征該指標(biāo)。

投入指標(biāo)包含三類，其一是勞動投入（lab），該變量衡量的是各省區(qū)的人力資本存量，現(xiàn)有文獻(xiàn)采用的大多是當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)從業(yè)人員數(shù)量，但顯然勞動力質(zhì)量在生產(chǎn)效率中起的作用更為突出。因此本文借鑒Barro等［31］的做法，使用各地區(qū)從業(yè)人員平均受教育水平（即受教育的年限）和就業(yè)人數(shù)的乘積作為人力資本存量的表征，相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國教育統(tǒng)計年鑒》，平均受教育年限則是借鑒陳釗等［32］的方法進(jìn)行處理獲得的；其二是資本存量（cap），該指標(biāo)目前還缺乏官方數(shù)據(jù)，學(xué)者大多采用較為獨立的手段進(jìn)行核算，現(xiàn)下最為常見的是永續(xù)存盤法，該手段要求對固定資產(chǎn)平減指數(shù)、基期資本存量以及資本折舊率三個問題進(jìn)行科學(xué)的設(shè)計［33］。資產(chǎn)價格指數(shù)可以從《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計數(shù)典》中獲取，可以直接對變量的各年數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整。至于初始資本存量，本文參照Chou［34］的算法。假設(shè)基期資本存量是過往投資的加總值，那么投資時間序列可以近似用下式表示

取對數(shù)后為

通過回歸分析，同時對序列相關(guān)進(jìn)行處理，即可得到I（0）和λ。于是基期的資本存量為

之后各年的資本存量則為

δ為折舊率，由于缺乏統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，學(xué)者們對于該比率值的選取存在極大的爭議，本文參考單豪杰［33］的闡述，在分省級資本存量的估算中統(tǒng)一取10.96%。

其三為各地區(qū)硫排放量（S），王兵等［35］將污染排放視作為非期望性產(chǎn)出，可以與期望性產(chǎn)出（即產(chǎn)值、GDP等）一道引入生產(chǎn)過程。需要指出的是，《中國統(tǒng)計年鑒》中對于廢氣主要污染物分為二氧化硫、氮氧化合物以及煙（粉）塵三類，但只有二氧化硫的數(shù)據(jù)相對較為齊全，國內(nèi)學(xué)者也經(jīng)常選擇二氧化硫排放來構(gòu)建面板數(shù)據(jù)分析問題［36，37］。將近年來我國二氧化硫與其它幾類污染氣體的排放總量有限的數(shù)據(jù)樣本①《中國統(tǒng)計年鑒》中有這些污染物部分年份的全國性數(shù)據(jù)，但沒有分省級的排放數(shù)據(jù)。進(jìn)行了相關(guān)性檢驗，結(jié)果顯示二氧化硫排放量與它們之間存在顯著的正相關(guān)性，因此可以用二氧化硫作為污染氣體排放的“壞產(chǎn)出”代表進(jìn)行針對性的研究和分析。

需要特別指出的是，由于本文需要對傳統(tǒng)及環(huán)境兩類生產(chǎn)效率進(jìn)行核算，因此只有當(dāng)計算環(huán)境全要素生產(chǎn)率時S以及energy兩指標(biāo)才會予以考慮，在計算傳統(tǒng)Malmquist（即不考慮環(huán)境問題時的TFP變化率）時是不將其納入投入產(chǎn)出指標(biāo)體系的。另外現(xiàn)有的文獻(xiàn)多數(shù)是在上述兩類指標(biāo)中做取舍，或是在投入或是在產(chǎn)出中增加污染排放指標(biāo)，而很少在投入與產(chǎn)出兩端都添加這一類指標(biāo)系數(shù)，而且基本上用的也是污染排放值作為投入指標(biāo)，比較而言，本文所倡導(dǎo)的“能源消費(fèi)-污染排放”序列DEA計算方式從邏輯上闡述顯得更為合理，相信這樣計算出來的Malmquist指數(shù)進(jìn)行的比較更有參考價值。此外必須指出的是，事實上如果從“投入-產(chǎn)出”的角度來說，能源消費(fèi)是投入，排放是產(chǎn)出，但是為了能用正向來表明投入效率，本文的處理方式是將兩者的邏輯倒置。這樣如果計算出來的環(huán)境TFP值大于傳統(tǒng)TFP，就表明該地區(qū)對于環(huán)境保護(hù)的效果高于一般的產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率，反之則表明環(huán)境質(zhì)量沒有跟上生產(chǎn)力的發(fā)展。

（二）Malmquist指數(shù)動態(tài)效率評價

表2是對1998—2012年期間逐年各省區(qū)的傳統(tǒng)及環(huán)境兩類Malmquist進(jìn)行計算的結(jié)果，展示了全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步及技術(shù)效率值，從對兩類技術(shù)指標(biāo)的對比來看，即便在計算Malmquist指數(shù)時，不同于單邊增加變量的處理手段，本文在投入與產(chǎn)出的兩端考慮了能源消費(fèi)以及污染排放的問題，但是仍然得出了與之前研究較為一致的結(jié)論（王兵，2010；匡遠(yuǎn)鳳，2012）：即在多數(shù)年份里，在考慮了環(huán)境問題的情況下，可以很明顯地發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)意義上所計算出來的全要素生產(chǎn)率變化速度都存在明顯的被高估問題（僅在02-04期間，傳統(tǒng)生產(chǎn)率略低于環(huán)境生產(chǎn)率值）。在分地區(qū)的生產(chǎn)率變化走勢中也得到了基本一致的結(jié)論，這在根據(jù)表1所繪制的圖3中得到了明顯的體現(xiàn)，也意味著如果考慮環(huán)境破壞所付出的代價，國民經(jīng)濟(jì)實際的發(fā)展質(zhì)量是大打折扣的。從表1末端的指標(biāo)值來分析，可以發(fā)現(xiàn)無論是在全國范圍還是某一地區(qū)內(nèi)，造成環(huán)境TFP低于傳統(tǒng)TFP的主要原因是源自于環(huán)境技術(shù)進(jìn)步水平被明顯削弱，而環(huán)境技術(shù)效率反倒略高于傳統(tǒng)技術(shù)效率，技術(shù)進(jìn)步指的是生產(chǎn)的最佳狀態(tài)邊界的提升，是一種“增長效應(yīng)”，環(huán)境TFP低于傳統(tǒng)TFP則表明我國的工業(yè)技術(shù)水平并沒有能夠在限制污染排放的同時實現(xiàn)較有質(zhì)量的推進(jìn)。進(jìn)一步，我們在圖3中繪制了全國及分地區(qū)環(huán)境TFP及技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率變化核密度分布圖，本文將樣本期分割為1999-2003年、2004-2008年以及2009-2012年三個時段，縱向的實現(xiàn)三組指標(biāo)的跨期比較，從而判斷樣本期內(nèi)指標(biāo)均值及分布離散程度的變化趨勢。其中生產(chǎn)率與技術(shù)進(jìn)步水平呈現(xiàn)出較為一致的態(tài)勢，即均值小幅度的先抑后揚(yáng)，離散程度則呈現(xiàn)收縮的狀態(tài)（2009-2012年核密度線峰值較高且跨度較狹）；而在三個時段內(nèi)技術(shù)效率水平均值沒有太明顯的變化，但離散程度也明顯降低了。圖2的結(jié)果再次證明我國生產(chǎn)率變遷主要是由技術(shù)水平變遷所導(dǎo)致，但各地區(qū)在生產(chǎn)率的三組指標(biāo)上則實現(xiàn)了“趨同”。此外，表1的末端數(shù)據(jù)還顯示出傳統(tǒng)生產(chǎn)率中東中西部地區(qū)相差不大，但如果考慮了環(huán)境問題，東部地區(qū)的環(huán)境生產(chǎn)效率增長相比于中西部則有著明顯的優(yōu)勢，中西部地區(qū)甚至在樣本年份內(nèi)環(huán)境全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了細(xì)微的衰退（0.999）。換言之，相比于污染防控基礎(chǔ)設(shè)施規(guī)制相對更為健全的東部沿海省份，中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式更為粗放，產(chǎn)能效率提升過程中環(huán)境所做出的犧牲代價更大。

表2 1998-2012年中國各地區(qū)傳統(tǒng)及環(huán)境全要素生產(chǎn)率水平狀況（平均值）

注：每年的平均值是我國各省區(qū)該指數(shù)的幾何平均值。同樣，表中的總平均值也是1999-2009年期間對應(yīng)指數(shù)的集合平均值。

圖3 不同時段內(nèi)全國環(huán)境全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步及技術(shù)效率核密度分布圖

四、實證結(jié)果與分析

本文選用LLC檢驗、Breitung檢驗和IPS檢驗三種方法對各變量及其查分序列進(jìn)行檢驗，結(jié)果現(xiàn)實所有變量均為一階單整序列。從Kao檢驗的結(jié)果來看，檢驗結(jié)果在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明變量間存在著協(xié)整關(guān)系，因此可以進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析①由于篇幅限制，面板數(shù)據(jù)單位根及協(xié)整檢驗的結(jié)果并未在文中列出，有興趣的讀者可向作者索取。。表3報告了全國總體樣本的估計結(jié)果，值得特別指出的是，由于我們相信生產(chǎn)率以及技術(shù)進(jìn)步效率等結(jié)果變量在一定時期內(nèi)對地方財政分權(quán)程度應(yīng)該是沒有反向影響的，地方政府的財政自主能力一般而言是外生的，也很難說有哪些未被關(guān)注的因素能決定地方政府的財政自主度，所以沒有采用GMM等手段來處理回歸估計中的內(nèi)生性問題。而是運(yùn)用面板固定效應(yīng)及隨機(jī)效應(yīng)模型來進(jìn)行估計，通過豪斯曼檢驗來區(qū)分效應(yīng)的類型，考慮到財政分權(quán)結(jié)構(gòu)對于行業(yè)生產(chǎn)發(fā)展所引發(fā)的效應(yīng)有可能存在一定的滯后性，此處我們在前因變量中置入了財政自主度指標(biāo)的滯后一期值（Fai（-1））。在控制了年份效應(yīng)以及通過豪斯曼檢驗的基礎(chǔ)上，從估計結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)若干問題，省級地方政府較高的財政分權(quán)（即財政自主）程度對本年度省區(qū)兩類TFP的提升都有著顯著的促進(jìn)作用，但與下一年度TFP變化率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。該邏輯其實很好理解，由于Malmquist指數(shù)實際上衡量的是兩個相鄰年份中TFP的動態(tài)變化水平，如果財政分權(quán)有利于地區(qū)本年度生產(chǎn)率水平的提升，那么在本年度高生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，下一年度生產(chǎn)率水平獲得提升的難度就相應(yīng)會加大。從表3的Fai幾組系數(shù)絕對值來看，環(huán)境TFP要大于傳統(tǒng)TFP，無論本期還是滯后期，這也就意味著地方財政的自主能力對于環(huán)境全要素生產(chǎn)率影響更大，換言之至少在當(dāng)年內(nèi)，地方政府會因為財權(quán)下放而更有動力采取一定措施對當(dāng)?shù)匚廴九欧艈栴}進(jìn)行治理，使得生產(chǎn)率提升的同時環(huán)境污染現(xiàn)象也有所緩解。但從一個較長的時間段內(nèi)來審視這一問題，結(jié)論則有可能出現(xiàn)變化，事實上，從回歸（2）與（4）來看，財政自主在當(dāng)年內(nèi)對于兩類TFP變化影響幾乎相同，而對于后一年的環(huán)境TFP負(fù)向影響要比傳統(tǒng)TFP大得多，長久來看財權(quán)下放對于產(chǎn)業(yè)發(fā)展和節(jié)能減排的協(xié)同性影響似乎是不利的，這與王兵等［35］的研究結(jié)論相吻合。在控制變量中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化對與環(huán)境TFP的影響正向系數(shù)更大，服務(wù)業(yè)作為“無煙工業(yè)”在環(huán)境治理以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用明顯；各省區(qū)的收入水平則負(fù)相關(guān)與兩類生產(chǎn)率，其中對于環(huán)境TFP影響也更大，高收入地區(qū)工業(yè)及生活類排放（汽車尾氣、廚房油煙等）量更大，很大程度上拉低了實際的產(chǎn)業(yè)效率，節(jié)能減排的工作更為任重道遠(yuǎn)；相比于這兩組控制變量，研發(fā)水平以及FDI對于兩類TFP影響是比較接近的，這也表明研發(fā)及投資對于產(chǎn)業(yè)效率提升以及節(jié)能減排效果兩項工作的影響程度是大體相當(dāng)?shù)?，該問題有進(jìn)一步后續(xù)分析的價值。

表3 以全國為樣本的兩類TFP估計結(jié)果

在完成了以全國為樣本的面板分析基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步細(xì)分了東部地區(qū)以及中西部地區(qū)兩組子樣本進(jìn)行估計分析。表4的估計結(jié)果顯示，財政自主度對于本期以及前期不同地區(qū)兩類生產(chǎn)率影響與表3的結(jié)論是一致的，即本年促進(jìn)下一年抑制。但很明顯，財權(quán)下放對于東部地區(qū)兩類生產(chǎn)率的影響要更大一些，如果想給這個問題全面綜合的解釋有一定的困難，可能是由于東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更具有“后工業(yè)化”時代的特征，由于擁有相對更為完善的基礎(chǔ)設(shè)施，因此，財權(quán)下放后東部地區(qū)的地方政府有能力通過發(fā)展金融服務(wù)、網(wǎng)絡(luò)電商等現(xiàn)代服務(wù)產(chǎn)業(yè)來拉動生產(chǎn)率的提升，這樣一些產(chǎn)業(yè)也為節(jié)能減排的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式作出了一定的貢獻(xiàn)。正如肖挺和劉華［38］指出的那樣，很多時候我們會關(guān)注于東部大城市霧霾所造成的惡劣社會影響，但事實上，其實中西部地區(qū)很多城市的環(huán)境污染破壞問題也很突出，只不過由于“黑河-騰沖線”以東占我國陸地領(lǐng)土面積43%的地區(qū)集中了大量人口①一種說法稱該線右側(cè)集中了我國人口的94%。，媒體的關(guān)注度更高，才顯得東部地區(qū)的環(huán)境問題似乎更為嚴(yán)重。但事實上從表4的數(shù)據(jù)結(jié)果來看，如果考慮了減排問題，中西部地區(qū)的環(huán)境生產(chǎn)率比傳統(tǒng)生產(chǎn)年率還低，可以說至少在中西部的一些中心城市，環(huán)境問題可能顯得比東部地區(qū)的局面更為棘手。但Ser系數(shù)進(jìn)一步表明，中西部地區(qū)如果改善其發(fā)展模式，積極推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，那么對于該地區(qū)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用比東部還大，結(jié)合表3與表4控制變量系數(shù)中，唯一值得注意的問題是Fdi的系數(shù)，外來投資只對東部地區(qū)生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，而對中西部地區(qū)沒有顯著影響。這就說明“騰籠換鳥”式的發(fā)展模式下，東中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移其實伴隨著的很可能是污染源的轉(zhuǎn)移（蔡昉等，2008），而且這些產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移也未必就有效地和當(dāng)?shù)刭Y源發(fā)生了良好的“化學(xué)反應(yīng)”，因此生產(chǎn)率以及節(jié)能減排問題都并沒有因此得到改善。當(dāng)然這是筆者一家之言，需要在后續(xù)研究中找到更多的經(jīng)驗證據(jù)加以佐證。

表4 分地區(qū)的兩類TFP估計結(jié)果

注：表中的東部地區(qū)包括了北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東以及海南等省份，我國其它省區(qū)（由于數(shù)據(jù)缺失不含西藏）劃入中西部省區(qū)。

本文進(jìn)行了兩項穩(wěn)健性檢驗，其目的是為了避免出現(xiàn)有目的選擇樣本控制實證結(jié)果的問題。首先本文在計算Malmquist指數(shù)的過程中，改變衡量資本存量的折舊率水平，參考大量文獻(xiàn)，將δ設(shè)置為8%與5%，分別計算并進(jìn)行重新估計，結(jié)果顯示結(jié)論沒有變化。此外，在財政分權(quán)度指標(biāo)問題上，本文放棄Fai，轉(zhuǎn)而用收入指標(biāo)以及支出指標(biāo)的幾何平均值來替代并重新估計，結(jié)果仍然沒有變化，這些技術(shù)手段變化后的估計運(yùn)算結(jié)果也證明了本文結(jié)論的穩(wěn)健度。

五、結(jié)論與啟示

本文通過對內(nèi)生經(jīng)濟(jì)理論模型的簡單拓展，析出各省區(qū)級地方政府與中央財權(quán)分配對于各地全要素生產(chǎn)率的影響，并將生產(chǎn)率劃分為傳統(tǒng)以及環(huán)境TFP兩類，通過構(gòu)建1998-2012年期間中國30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)分別考察地方政府財權(quán)獨立對兩類全要素生產(chǎn)率的差別性影響，在控制了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、研發(fā)能力、外商投資以及地方經(jīng)濟(jì)水平等因素指標(biāo)的基礎(chǔ)下，定量的分析地方財權(quán)獨立與生產(chǎn)效率乃至環(huán)境保護(hù)問題。進(jìn)一步深化對兩類全要素生產(chǎn)率變化規(guī)律的認(rèn)知，此處本文的主要研究結(jié)論及隱含的政策含義如下。

第一，我國各省區(qū)表現(xiàn)出環(huán)境TFP普遍低于傳統(tǒng)TFP的態(tài)勢，造成這一現(xiàn)象的主要原因是在于環(huán)境技術(shù)進(jìn)步水平低于傳統(tǒng)技術(shù)進(jìn)步水平，說明我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展技術(shù)水平未能與節(jié)能減排協(xié)同發(fā)展。從分地區(qū)來看，東部地區(qū)的環(huán)境生產(chǎn)效率明顯高于中西部地區(qū)的水平，后者在部分年份環(huán)境全要素生產(chǎn)率甚至出現(xiàn)了小幅度的衰退，相信這主要是由于中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的粗放對環(huán)境破壞更為嚴(yán)重所導(dǎo)致。這就要求戰(zhàn)略決策層應(yīng)當(dāng)對落后的中西部省份在政策技術(shù)乃至資金上的提供扶持，這樣才有可能增強(qiáng)自身的資源利用和環(huán)境保護(hù)能力并最終縮小區(qū)域間的生產(chǎn)率水平差異。

第二，實證結(jié)果表明，地方政府財權(quán)自主能力的提升對本年度兩類TFP提升有促進(jìn)作用，但對產(chǎn)業(yè)長期的全要素生產(chǎn)率持續(xù)發(fā)展提升是不利的。此外財政分權(quán)對于各地環(huán)境TFP的影響要明顯大于傳統(tǒng)TFP，地方政府會由于中央財權(quán)的下放而更有動力采取一定措施對當(dāng)?shù)匚廴九欧艈栴}進(jìn)行治理，使得環(huán)境全要素生產(chǎn)率提升，但在長期內(nèi)單純依靠地方政府的自覺性來解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及環(huán)境保護(hù)的矛盾問題可能只會適得其反。財權(quán)的下放只能在使得地方產(chǎn)業(yè)獲得短期的生產(chǎn)率提升，但并不利于地方產(chǎn)業(yè)與環(huán)境在長期內(nèi)保持可持續(xù)性的協(xié)調(diào)發(fā)展，因此從本文結(jié)論來看，地方政府財權(quán)“抬頭”似乎具有“雙棱劍”的效應(yīng)。從本文的分地區(qū)情況來看，財權(quán)下放對于東部地區(qū)生產(chǎn)率的影響要更大一些，那么可以得出的結(jié)論就是，沿海省份在財權(quán)自主程度提升的過程中更需警惕經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“短期化”行為，而西部地區(qū)則還是應(yīng)當(dāng)以加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)為重，完善地方財權(quán)向環(huán)境生產(chǎn)率轉(zhuǎn)化的內(nèi)在機(jī)制。

第三，相比于傳統(tǒng)TFP，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對于提升環(huán)境TFP的效果更為明顯，這也突顯出服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展及改善環(huán)境中“排頭兵”的作用，其中非沿海地區(qū)的兩類生產(chǎn)率可以從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級中獲得更大的收益；各省區(qū)經(jīng)濟(jì)水平則與兩類生產(chǎn)率負(fù)相關(guān)，其中對于環(huán)境TFP影響也更大；研發(fā)及投資則對兩類生產(chǎn)率有著較為接近的正向影響能力。外來投資只對東部地區(qū)兩類生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，而對中西部地區(qū)沒有產(chǎn)生顯著的影響。從全國范圍來看，可以說經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)之間的矛盾是非常尖銳的，對于各地尤其是我國內(nèi)陸地區(qū)的省份而言，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加大研發(fā)投入是處理好經(jīng)濟(jì)發(fā)展節(jié)能減排矛盾的“鑰匙”，而盲目的招商引資則不應(yīng)當(dāng)成為當(dāng)下地方政府工作的重心。

當(dāng)然，本文的研究還存諸多不足之處，比如，對于財政分權(quán)的指標(biāo)選擇，目前來看，諸多指標(biāo)之間都存在這樣那樣的不足，本文的選擇的指標(biāo)仍有一些問題，存在進(jìn)一步調(diào)整的空間；此外對于污染排放指標(biāo)的選取也存在一定的片面性，沒有考慮其他污染排放物，這些不足都可能影響到計算各省份環(huán)境全要素生產(chǎn)率的準(zhǔn)確性，這當(dāng)然會對結(jié)論的說服力產(chǎn)生影響，凡此種種都有賴于后續(xù)的深入研究。

［1］蔡昉，都陽，王美艷.經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變與節(jié)能減排內(nèi)在動力［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008（6）：4-11，36.

［2］Qian Yingyi，Gerard Roland.Federalism and Soft Budget Constraint［J］.American Economic Review，1998，88（5）：1143-1162.

［3］傅勇.財政分權(quán)、政府治理與非經(jīng)濟(jì)性公共物品供給［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010（8）：4-15，65.

［4］周黎安，中國地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007（7）：36-50

［5］盛丹，王永進(jìn).地方政府周期性財政收支、融資依賴與地區(qū)出口結(jié)構(gòu)［J］.金融研究，2010（11）：1-18.

［6］Tiebout C.A Pure Theory of Local Expenditures［J］.Journal of Political Economy，1956，64（5）：416-424.

［7］Weingast B R.The Economic Role of Political Institutions：Market-Preserving Federalism and Economic Development ［J］.Journal of Law，Economics＆ Organization，1995，11（1）：1-31.

［8］Bird R，Wallich C.Local Finance and Economic Reform in Eastern Europe［J］.Environment and Planning C ：Government and Policy，1994，12（3）：263-276.

［9］Xie D，Zou H F，Davoodi H.Fiscal Decentralization and Economic Growth in the United States［J］.Journal of Urban Economics，1999，45（2）：228-239.

［10］Akai N，Sakata M.Fiscal Decentralization Contributes to Economic Growth：Evidence from State-Level Cross-Section Data for the United States［J］.Journal of Urban Economics，2002，52（1）：93-108.

［11］林毅夫，劉志強(qiáng).中國的財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長［J］.北京大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2000（4）：5-17.

［12］沈坤榮，付文林.中國的財政分權(quán)制度與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長［J］.管理世界，2005（1）：31-39.

［13］張曙宵，戴永安.異質(zhì)性、財政分權(quán)與城市經(jīng)濟(jì)增長-基于面板誒書回歸模型的研究［J］.金融研究，2012（1）：103-115.

［14］Jin H，Qian H，Weignast B.Regional Decentralization and Fiscal Incentives：Federalism，Chinese Style［J］.Journal of Public Economics，2005，89（9-10）：1719-1742.

［15］殷德生.最有財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2004（11）：62-71.

［16］王文劍，覃成林.增長效應(yīng)的地區(qū)性差異-基于經(jīng)驗分析的判斷、假說及檢驗［J］.管理世界，2008（1）：9-21.

［17］張克中，王娟，崔小勇.財政分權(quán)與環(huán)境污染：碳排放的視角［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011（11）：65-75.

［18］薛剛，潘孝珍.財政分權(quán)對中國環(huán)境污染影響程度的實證分析［J］.中國人口、資源與環(huán)境，2012（1）：77-83.

［19］Barro R.Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth［J］.Journal of Political E-conomy，1990，98（S5）：103-125.

［20］趙德昭，許和連.外商直接投資、適度財政分權(quán)與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移-基于經(jīng)濟(jì)因素和體制變革的雙重合力視角［J］.金融研究，2013（5）：194-206.

［21］Zhang T，H Zou.Fiscal Decentralization，Public Spending and Economic Growth in China［J］，Journal of Public Economics，1998，67（2）：221-240.

［22］Chen C.Fiscal Decentralization，Collusion and Government Size in China’s Transitional Economy［J］，Applied Economics Letters，2004，11（11）：699-705.

［23］賈俊雪，郭慶旺.政府間財政收支責(zé)任安排的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008（6）：37-49.

［24］吳木鑾，林謐.政府規(guī)模擴(kuò)張：成因及啟示［J］.公共管理學(xué)報，2010（4）：1-11.

［25］Feltenstein A，S Iwata.Decentralization and Macroeconomic Performance in China：Regional Autonomy Has Its Costs［J］.Journal of Development E-conomics，2005，76（2）：481-501.

［26］陳碩，高琳.央省關(guān)系：財政分權(quán)度量及作用機(jī)制再評估［J］.管理世界，2012（6）：43-59.

［27］周亞虹，宗慶慶，陳曦明.財政分權(quán)體制下地市級政府教育支出的標(biāo)尺競爭［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2013（11）：127-139，160.

［28］王恕立，胡宗彪.中國服務(wù)業(yè)分行業(yè)生產(chǎn)率變遷及異質(zhì)性考察［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012（4）：15-27.

［29］陳詩一.能源消耗_二氧化碳排放與中國工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展［J］.2009（4）：41-55.

［30］匡遠(yuǎn)鳳，彭代彥.中國環(huán)境生產(chǎn)效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012，（7）：98-110.

［31］Barro R J，Lee J W.International Data on Educational Attainment：Updates and Implications［R］.NBER Working Paper，2000：7911.

［32］陳釗，陸銘，金煜.中國人力資本和教育發(fā)展的區(qū)域差異：對于面板數(shù)據(jù)的估算［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2004（12）：25-31＋77.

［33］單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952-2006年［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008（10）：17-31.

［34］Chou J.Old and New Development Model：The Taiwanese Experience［R］.Growth Theories in Light of the East Asian Experience.Chicago：University of Chicago Press，1995：105-128.

［35］王兵，吳延瑞，顏鵬飛.中國區(qū)域環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010（5）：95-109.

［36］馬士國.征收硫稅對中國二氧化硫排放和能源消費(fèi)的影響［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008（2）：20-30.

［37］涂正革.工業(yè)二氧化硫排放的影子價格：一個新的分析框架［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2010（1）：259-282.

［38］肖挺，劉華.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與節(jié)能減排問題的實證研究［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2014（9）：589-68.