城鎮(zhèn)化、公共支出與中國環(huán)境全要素生產(chǎn)率*——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

胡建輝 李 博 馮春陽

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城鎮(zhèn)化、公共支出與中國環(huán)境全要素生產(chǎn)率*——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

胡建輝1李 博2馮春陽1

（1．中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院 北京 100081）（2．中國農(nóng)業(yè)大學人文與發(fā)展學院 北京 100094）

本文運用考慮非期望產(chǎn)出的SBM方向性距離函數(shù)與Luenberger生產(chǎn)率指標方法測度了資源環(huán)境約束下中國30個省份2005—2013年的環(huán)境全要素生產(chǎn)率，并就公共支出政策在城鎮(zhèn)化作用于環(huán)境全要素生產(chǎn)率過程中的影響效應與機制進行了實證研究。結(jié)果表明：單純依靠規(guī)?；问降某擎?zhèn)化發(fā)展對增進東西部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的作用效果不明顯，但對中部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高卻有積極作用；僅僅依靠擴大政府干預程度和規(guī)模對三大區(qū)域環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高并無益處，而從結(jié)構(gòu)安排上看，提高福利性公共支出占比對增進東部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響不明顯，但卻明顯有利于西部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的改進，增加投資性領(lǐng)域的公共支出對增進中部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的效果更為顯著；在城鎮(zhèn)化作用于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的過程中，東西部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了顯著的“援助”效應，而中部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)卻扮演了不明顯的“攫取”角色；除中部地區(qū)以外，東西部地區(qū)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長并不支持“環(huán)境庫茲涅茨曲線”假說，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和人口年齡結(jié)構(gòu)對三大區(qū)域的環(huán)境全要素生產(chǎn)率均有不同程度的影響。

城鎮(zhèn)化 公共支出 環(huán)境全要素生產(chǎn)率 Luenberger生產(chǎn)率指標

一、引 言

改革開放以來，我國經(jīng)濟保持了年均9%以上的快速增長，GDP總量已躍居世界第二位，但隨著經(jīng)濟發(fā)展逐步進入新常態(tài)，經(jīng)濟增長的原動力，諸如政府主導的投資和人口紅利等已逐步減弱?；谶@一背景，作為一種重要的改革紅利——以“人”為核心的新型城鎮(zhèn)化逐步成為推動我國未來經(jīng)濟增長的新型動力之一。新型城鎮(zhèn)化固然是一個由市場內(nèi)在動力不斷推動發(fā)展的過程，但也是一個需要政府做好引導和服務的過程。全要素生產(chǎn)率作為一種衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展績效的重要指標，有效的考慮了勞動和資本等生產(chǎn)要素的投入約束，但遺憾的是其并沒有將資源和環(huán)境的約束納入分析框架。資源和環(huán)境在可持續(xù)發(fā)展中不僅是經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生變量，而且是經(jīng)濟發(fā)展速度與規(guī)模的硬性約束，如果不考慮因經(jīng)濟發(fā)展而可能帶來的環(huán)境影響，則會扭曲對社會福利變化和經(jīng)濟發(fā)展績效的評價，進而會誤導政策建議（Hailu e tal.，2000）。

在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略實施過程中，城鎮(zhèn)化的規(guī)模經(jīng)濟效應和社會福利效應的充分發(fā)揮離不開公共支出政策的作用。以市場有效邊界理論為基礎(chǔ)，政府公共支出對市場失靈領(lǐng)域的干預在多大程度上為宜？在城鎮(zhèn)化作用于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的過程中，公共支出政策到底扮演怎樣的角色以及具有怎樣的區(qū)域特征？為保證在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中順利實現(xiàn)城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施一體化和社會公共服務均等化，公共支出的規(guī)模和結(jié)構(gòu)應該做出怎樣的優(yōu)化調(diào)整？這些問題的解答對于以“人”為核心的新型城鎮(zhèn)化的有序推進具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧

在轉(zhuǎn)型發(fā)展新階段，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)日益成為增進我國社會全要素生產(chǎn)率的重要推動力，公共支出在其中的重要作用也日益受到人們的廣泛關(guān)注。關(guān)于城鎮(zhèn)化、公共支出和全要素生產(chǎn)率三者之間關(guān)系的研究，國內(nèi)外學者均取得了豐碩的研究成果。

在城鎮(zhèn)化與公共支出關(guān)系方面，國外學者關(guān)注的重點在于城市蔓延對公共支出的影響，得出三種結(jié)論：一是城市蔓延對公共支出成本具有正效應，城市中某些區(qū)域的低密度居住特征會導致公共服務供給的不經(jīng)濟性，由此造成公共支出的浪費（Carruthers，2002）。二是城市蔓延對公共支出成本具有負效應，隨著人口居住密度的不斷增高，公共服務的成本將出現(xiàn)上升（Ladd，1994）。三是城市蔓延與公共支出之間的關(guān)系仍無定論，仍存在一定的含糊性和爭議（Hortas-Rico et al.，2010）。而國內(nèi)學者在這方面的研究主要集中于兩點：一是城市蔓延與公共支出的關(guān)系（牛煜虹等，2013）。二是城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)民工市民化的成本問題（丁萌萌等，2014）。

在城鎮(zhèn)化與全要素生產(chǎn)率關(guān)系方面，國外學者的研究側(cè)重于產(chǎn)業(yè)集聚、人口集聚以及基于技術(shù)創(chuàng)新角度的城鎮(zhèn)化對生產(chǎn)率的影響。對產(chǎn)業(yè)集聚與生產(chǎn)率關(guān)系的研究存在兩種觀點：一是產(chǎn)業(yè)的空間集聚對生產(chǎn)率有促進作用（Brulhart et al.，2007）。二是產(chǎn)業(yè)集聚與生產(chǎn)率增長之間沒有顯著關(guān)系（Rice et al.，2006）。對人口集聚與生產(chǎn)率關(guān)系的研究，認為人口集聚程度對經(jīng)濟增長具有門檻效應（Brülhart et al.，2009）。對基于技術(shù)創(chuàng)新視角的城鎮(zhèn)化與生產(chǎn)率關(guān)系的研究，認為城鎮(zhèn)化是推動經(jīng)濟增長的重要因子（Henderson，2000）。與此相似，國內(nèi)學者的研究也主要集中于這三個方面。對產(chǎn)業(yè)集聚與生產(chǎn)率關(guān)系的研究，支持派認為集聚經(jīng)濟對勞動生產(chǎn)率有促進作用（朱英明，2009），條件派認為在某些條件下集聚經(jīng)濟與勞動生產(chǎn)率有正相關(guān)關(guān)系（高麗娜，2012）。對人口集聚與生產(chǎn)率關(guān)系的研究，認為人口聚集度的上升能夠提高勞動生產(chǎn)率，但存在地區(qū)差異（陳心穎，2015）。對基于技術(shù)創(chuàng)新視角的城鎮(zhèn)化與生產(chǎn)率關(guān)系的研究，認為城市化通過創(chuàng)新中介效應可以顯著提高全要素生產(chǎn)率（魏下海等，2010）。

在公共支出與全要素生產(chǎn)率關(guān)系方面，國外學者較多的關(guān)注了公共投資和公共教育支出等財政性支出的經(jīng)濟增長效應，共有兩種觀點：一是認為政府公共支出的擴大能夠促進經(jīng)濟增長（Aurora，2004）。二是認為政府公共支出對經(jīng)濟增長有負向效應（Pritchett，2001）。國內(nèi)學者對公共支出與全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的研究也存在較大分歧，有的認為政府公共支出對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變或是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展等有正向效應（唐穎等，2014）；有的認為公共支出經(jīng)濟增長效應的發(fā)揮是有條件的，這取決于公共支出規(guī)模的大?。钣巡诺龋?009）；有的認為政府公共支出不是經(jīng)濟增長的原因（鐘正生等，2006）。

從以上研究來看，國內(nèi)外學者更多的是對城鎮(zhèn)化、公共支出與全要素生產(chǎn)率兩兩之間關(guān)系展開的分析，而對三者之間關(guān)系的綜合研究，尤其是對公共支出在城鎮(zhèn)化作用于全要素生產(chǎn)率過程中的影響效應與機制的考察卻鮮有人涉及。雖然薛鋼等（2015）在這方面做了開創(chuàng)性的工作，但仍存在兩點不足之處：一是所做考察只是一種整體層面的探究，在城鎮(zhèn)化對全要素生產(chǎn)率的影響中缺乏對公共支出政策作用的區(qū)域特征分析。二是城鎮(zhèn)化對全要素生產(chǎn)率的影響并沒有考慮資源環(huán)境的約束。因此，本文基于已有研究的不足，采用2005-2013年的省際面板數(shù)據(jù)對資源環(huán)境約束下的全要素生產(chǎn)率進行測度，并就公共支出在城鎮(zhèn)化作用于環(huán)境全要素生產(chǎn)率過程中的影響效應與機制以及區(qū)域特征進行實證分析。①

三、研究方法

（一）環(huán)境技術(shù)及其邊界的構(gòu)建

由于傳統(tǒng)的投入產(chǎn)出分析沒有將污染排放對生產(chǎn)率的影響納入考慮范圍，而在資源環(huán)境約束日益緊迫的背景下，污染排放勢必會對生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響?；谶@一事實，F(xiàn)are et al.（2007）把期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出同時納入生產(chǎn)可能性集當中，提出了一種叫環(huán)境技術(shù)的概念。假設(shè)每一個決策單元使用種投入，生產(chǎn)出種期望產(chǎn)出，并排放種非期望產(chǎn)出。在生產(chǎn)可能性集的一系列假設(shè)條件，比如投入與期望產(chǎn)出為可自由處置，聯(lián)合弱可處置性和零結(jié)合公理等得到滿足的情況下，可運用數(shù)據(jù)包絡分析方法將環(huán)境技術(shù)模型化為：

在（1）式中，、和分別為在構(gòu)建生產(chǎn)可能性邊界過程中需要的期望產(chǎn)出數(shù)據(jù)、非期望產(chǎn)出數(shù)據(jù)和投入數(shù)據(jù)；為權(quán)重向量。此外，若上式中加入（表示元素全為1的向量）的約束條件，那么該生產(chǎn)技術(shù)為規(guī)模報酬可變（VRS），否則為規(guī)模報酬不變（CRS）。

（二）環(huán)境全要素生產(chǎn)率的測度

傳統(tǒng)DEA模型從徑向和角度兩方面對效率進行度量，但沒有將投入產(chǎn)出變量的松弛性納入考慮范圍，導致效率值不夠準確。Fukuyama et al.（2009）為得到更為準確的效率測度結(jié)果，將Tone于2004年提出的能夠處理非期望產(chǎn)出的SBM模型與方向性距離函數(shù)相結(jié)合，得到如下考慮資源環(huán)境約束的SBM方向性距離函數(shù)：

按照Grosskopf（2003）和王兵等（2011）的分析思路，根據(jù)研究需要我們還可以把Luenberger生產(chǎn)率指標進一步分解為純效率變化（）、規(guī)模效率變化（）、純技術(shù)變化（）和技術(shù)規(guī)模變化（）。①

在式（4）中，當五種指標值均大于（小于）0時，分別表示生產(chǎn)率提高（下降）、純效率改進（惡化）、規(guī)模效率改進（惡化）、技術(shù)進步（退步）和技術(shù)偏離規(guī)模報酬不變路徑（向規(guī)模報酬不變路徑移動）。Luenberger生產(chǎn)率指標的計算需要在CRS和VRS兩種假設(shè)下分別求解四個線性規(guī)劃，得到八個方向性距離函數(shù)。為了盡可能減少Luenberger生產(chǎn)率指標不可行解的數(shù)量，本文使用序列DEA方法對Luenberger生產(chǎn)率指標進行計算，該種方法即指每一年的參考技術(shù)均由當期和其前期所有可利用的投入產(chǎn)出值決定。

四、中國環(huán)境全要素生產(chǎn)率的測度與評價

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文使用省際面板數(shù)據(jù)對中國環(huán)境全要素生產(chǎn)率進行測算與評價，時間跨度為2005-2013年，所用基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》和各地方統(tǒng)計年鑒。②考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文的研究對象確定為剔除香港、澳門、臺灣和西藏后的30個省市，同時為了確保數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性，將重慶市相關(guān)數(shù)據(jù)并入四川省。此外，構(gòu)建科學合理的投入和產(chǎn)出指標體系是運用Luenberger生產(chǎn)率指標對全要素生產(chǎn)率的動態(tài)變化進行準確有效評價的前提，關(guān)于投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的相關(guān)指標及數(shù)據(jù)處理作如下說明：

1、投入變量。本文假定生產(chǎn)過程中需要三種投入要素，分別為：資本存量、勞動力和能源。由于資本存量計算過程較為復雜，本文根據(jù)單豪杰（2008）的資本存量估算方法，用固定資本形成總額構(gòu)造當年資本存量，并以1995年為基期用固定資本形成價格指數(shù)對資本存量進行平減處理。對勞動力投入的衡量，本文選擇年末社會從業(yè)人口數(shù)乘以人口平均受教育年限作為勞動力投入的替代指標。由于各個地區(qū)的要素稟賦不同，使得各個地區(qū)在能源消費規(guī)模和結(jié)構(gòu)方面有較大差異，為了更科學合理的衡量不同地區(qū)的能源投入情況，本文將煤炭、天然氣、電力、石油和熱力等能源消費量統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成以“萬噸標準煤”為單位的最終能源消費量。

2、期望產(chǎn)出變量。作為衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展績效的重要指標，地區(qū)生產(chǎn)總值指標被國內(nèi)外學者廣泛使用。本文參照Ramakrishnan等（2006）的做法，選用“各地區(qū)GDP”作為期望產(chǎn)出的衡量指標用來反映各地區(qū)年度經(jīng)濟發(fā)展狀況，并利用GDP平減指數(shù)以2000年為基期對各年的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值進行平減處理。

3、非期望產(chǎn)出變量。二氧化碳排放總量作為一項使用較為廣泛的產(chǎn)出指標，本文借鑒李斌等（2013）的做法，使用“二氧化碳排放總量”作為非期望產(chǎn)出的衡量指標。出于二氧化碳排放量數(shù)據(jù)獲得性的考慮，本文依據(jù)政府間氣候變化專門委員會（IPCC）提供的碳排放量計算方法，使用煤炭、焦炭、天然氣、燃料油、汽油、煤油和柴油七種化石能源為基準并通過估算加總得到2005-2013年中國各省的二氧化碳排放量。

（二）測度結(jié)果和評價

基于2005-2013年30個省市的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，本文運用考慮非期望產(chǎn)出的SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger生產(chǎn)率指標方法，并基于VRS的假設(shè)前提測算了我國省際層面的環(huán)境全要素生產(chǎn)率。此外，為了便于考察考慮非期望產(chǎn)出和不考慮非期望產(chǎn)出情況下全要素生產(chǎn)率的差異性，表1和表2中同時給出了傳統(tǒng)和環(huán)境兩種全要素生產(chǎn)率的變動指數(shù)，具體測度結(jié)果見表1和表2。

表1 2005-2013年各省份的傳統(tǒng)和環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動指數(shù)

注：表中Malmq代表不考慮環(huán)境因素的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率變動指數(shù)，LTFP代表環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動指數(shù)；由于SBM方向性距離函數(shù)具有可加性，表中數(shù)值為算數(shù)平均值。

如表1所示，從區(qū)域整體看，不管哪個地區(qū)它們的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的平均增長率都要低于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的平均增長率。如就東部地區(qū)而言，其傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率在整個樣本期內(nèi)平均增長了16.5%，而環(huán)境全要素生產(chǎn)率僅平均增長6.0%，顯而易見前者要比后者高出很多，類似的情況從中西部地區(qū)的測算結(jié)果中也可以觀察到。這一現(xiàn)象表明二氧化碳排放等環(huán)境污染對我國的全要素生產(chǎn)率造成了損失，這與匡遠鳳等（2012）對考慮和不考慮非期望產(chǎn)出情形的全要素生產(chǎn)率進行研究后所得出的結(jié)論基本一致。但是，具體來看，三大區(qū)域中各個省份的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率之間的差異并不具有一致性，廣東、河南和四川等省份的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的平均增長率要大于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的平均增長率，這與其它省份的情況截然相反。究其原因，王兵等（2010）認為這一現(xiàn)象很可能與環(huán)境管制促進技術(shù)進步的“波特假說”在這些省份得到初步驗證有關(guān)，但其并沒有給出更進一步的解釋。環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增長速度快于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的增長速度說明這些省份的節(jié)能減排工作取得了實質(zhì)性效果，其在取得經(jīng)濟增長的同時也實現(xiàn)了良好的環(huán)境治理成效，綠色經(jīng)濟增長的影子依稀可見。可是，這種環(huán)境治理成效的取得固然有環(huán)境管制倒逼減排技術(shù)進步在這些省份初步發(fā)生作用的成份，但基于目前我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期的事實，它在更大程度上可能得益于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、現(xiàn)代企業(yè)制度健全以及資源價格的市場化改革等政策措施作用的發(fā)揮。

表2 2005-2013年每年的傳統(tǒng)和環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動指數(shù)

注：表中Malmq代表不考慮環(huán)境因素的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率變動指數(shù)，LTFP代表環(huán)境全要素生產(chǎn)率變動指數(shù)；由于SBM方向性距離函數(shù)具有可加性，表中數(shù)值為算數(shù)平均值。

如表2所示，從時間維度看，整個樣本期內(nèi)，三大區(qū)域年度間的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的平均增長率均不同程度小于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的平均增長率，說明不考慮環(huán)境因素的影響會高估經(jīng)濟發(fā)展的實際表現(xiàn)，進而會扭曲對社會福利變化和經(jīng)濟績效的評價?；谏鲜龇治?，從環(huán)境保護的視角看，應該說環(huán)境全要素生產(chǎn)率是一個比傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率更能合理反映區(qū)域間實際經(jīng)濟發(fā)展績效狀況的指標。由于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的動態(tài)變化與碳排放密切相關(guān)，表明環(huán)境全要素生產(chǎn)率比傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率有著更為豐富的內(nèi)涵，將碳排放作為一種非期望產(chǎn)出能夠比較敏感的反映出因環(huán)境消耗的強弱所造成的經(jīng)濟增長質(zhì)量的差異。

從區(qū)域差異視角看，整個樣本期內(nèi)，西部地區(qū)的傳統(tǒng)和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的平均增長率最高，九年間分別增長27.8%和8.0%，東部地區(qū)次之，九年間分別增長16.5%和6.0%，中部地區(qū)的傳統(tǒng)和環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長最慢，九年間僅分別增長7.7%和1.0%。在西部大開發(fā)戰(zhàn)略深入實施過程中，西部地區(qū)較好的扮演了“追趕者”的角色，在國家傾斜政策的扶持下已充分認識到經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護相互協(xié)調(diào)的重要性，正努力依靠經(jīng)濟轉(zhuǎn)型減少經(jīng)濟增長的代價，通過提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。東部地區(qū)雖然在傳統(tǒng)和環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長指標方面落后于西部地區(qū)，但基于東部率先發(fā)展戰(zhàn)略背景下的經(jīng)濟發(fā)展水平仍遠遠領(lǐng)先于中西部地區(qū)，是中西部地區(qū)追趕的對象。中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度和勢頭不僅慢于東部地區(qū)，也明顯滯后于西部地區(qū)，這種表現(xiàn)有力印證了“中部塌陷”存在的事實，這從側(cè)面也反映出中部地區(qū)調(diào)整經(jīng)濟發(fā)展思路，加快自身改革步伐，實現(xiàn)崛起已迫在眉睫?；谶@種區(qū)域間的對比，可以看出我國的全要素生產(chǎn)率增長等經(jīng)濟發(fā)展表現(xiàn)呈現(xiàn)十分明顯的區(qū)域特征，每個區(qū)域現(xiàn)在都處在特定的發(fā)展階段，這進一步表明從區(qū)域差異角度研究城鎮(zhèn)化、公共支出和環(huán)境全要素生產(chǎn)率三者之間的關(guān)系是十分必要的，具有重要的現(xiàn)實意義。

五、實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說明

鑒于所測得的環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)是一種環(huán)比改進指數(shù)，為保持數(shù)據(jù)的一致性，本文選用2006-2013年30個省市的省際面板數(shù)據(jù)進行城鎮(zhèn)化、公共支出和環(huán)境全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的實證研究。所用數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及各省市所對應的地方統(tǒng)計年鑒。關(guān)于面板數(shù)據(jù)模型指標的選取和數(shù)據(jù)處理作如下說明：

1、被解釋變量

全要素生產(chǎn)率是對社會生產(chǎn)效率總體改進情況進行科學測度的綜合指標，本文選擇上文測得的環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)作為被解釋變量。由于環(huán)境全要素生產(chǎn)率指數(shù)衡量的只是生產(chǎn)效率在各年度間的環(huán)比改進情況，為了全面真實的反映當年的經(jīng)濟發(fā)展狀況，本文以初始年份為基礎(chǔ)，將社會生產(chǎn)效率的環(huán)比改進指數(shù)換算成定比改進指數(shù)。

2、主要解釋變量

作為新常態(tài)背景下制度紅利釋放的一部分，新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展可能會依靠人力資本的優(yōu)化和要素資源配置效率的改進來促進全要素生產(chǎn)率的提高。因此，本文借鑒周澤炯等（2013）的做法，選用“分地區(qū)年末城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎亍眮肀碚鞒擎?zhèn)化水平。

公共支出政策作為政府優(yōu)化公共產(chǎn)品配置結(jié)構(gòu)，矯正市場失靈以補償微觀經(jīng)濟主體活動正外部性的重要手段，對城鎮(zhèn)化的發(fā)展和全要素生產(chǎn)率的提高均有重要影響。結(jié)合經(jīng)濟逐步進入新常態(tài)以及財政收入和簡政放權(quán)擴大的事實，使用公共支出的相對規(guī)模刻畫公共支出行為及其影響更為合適?；诖?，本文參照薛鋼等（2015）的做法，選用“公共支出在地區(qū)GDP中所占比重”來表征公共支出規(guī)模，選用“福利性公共支出在公共支出中所占比重”來表征公共支出結(jié)構(gòu)。為保持數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性，福利性公共支出主要從教育、文化體育與傳媒、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育和環(huán)境保護五個方面進行考慮。

3、控制變量

對控制變量的選擇，本文主要考慮人均收入水平、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和人口年齡結(jié)構(gòu)三種因素。其中，借鑒梁俊等（2015）的做法，選用“消脹后的地區(qū)生產(chǎn)總值除以各地區(qū)年末總?cè)丝凇眮肀碚魅司杖胨?；沿用李小勝等?014）的做法，選用“非農(nóng)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)GDP的比重”來表征經(jīng)濟結(jié)構(gòu)；參照齊明珠（2013）的做法，選用“15-64歲年齡人口在地區(qū)總?cè)丝谥械谋戎亍眮肀碚魅丝谀挲g結(jié)構(gòu)。

（二）模型設(shè)定

根據(jù)上述有關(guān)被解釋變量、主要解釋變量和控制變量的選取情況，并結(jié)合本文研究目的，將實證模型設(shè)定如下：

（三）實證檢驗

1、基準回歸分析

經(jīng)Hausman檢驗后發(fā)現(xiàn)，表3中用于基準回歸的模型（1）-（7）均適宜采用隨機效應方法進行估計，在使用Sosa-Escudero and Bera（SEB）檢驗規(guī)則對隨機效應模型做序列相關(guān)檢驗時，發(fā)現(xiàn)模型（4）和（6）并不存在序列相關(guān)，而其余模型的序列相關(guān)均顯著存在。因此，本文直接選用GLS方法對模型（4）和（6）進行估計，而選用包含AR（1）干擾項的GLS方法對其余模型進行估計。對于使用固定效應方法的模型（8）和（9）而言，運用Wald檢驗和Wooldridge一階自相關(guān)檢驗規(guī)則檢驗后發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)顯著存在異方差和序列相關(guān)，故選用Driscoll-Kraay標準差方法對其進行估計。①

由表3可知，僅考慮城鎮(zhèn)化水平和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的關(guān)系時，東西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，而中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平在5%水平下對環(huán)境全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著正向影響。究其原因，隨著改革開放的深入，三大區(qū)域的改革、人口和資源三種紅利得以逐步釋放，以“制度改革”為顯著特點的城鎮(zhèn)化有效提高了資源配置效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率?？墒牵斀?jīng)濟體制改革逐漸進入深水區(qū)和攻堅期，東西部地區(qū)已有經(jīng)濟體制的深層矛盾逐步凸顯，利益博弈此消彼長，由人口紅利所帶來的經(jīng)濟邊際效應呈下降態(tài)勢。此外，諸如人口老齡化和生態(tài)環(huán)境破壞等社會問題集中顯現(xiàn)，進一步遏制了城鎮(zhèn)化對提升經(jīng)濟增長質(zhì)量和效益的積極作用。而中部地區(qū)已有經(jīng)濟體制的深層矛盾雖已顯現(xiàn)，但其對經(jīng)濟發(fā)展績效提升的阻礙作用仍小于制度改革的促進作用，使得城鎮(zhèn)化發(fā)展對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的改進繼續(xù)保持正向影響。

在就公共支出政策對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響進行分析時發(fā)現(xiàn)，在其它條件不變的情形下，東部地區(qū)的公共支出規(guī)模對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的作用系數(shù)為正，且在5%水平下顯著，而中西部地區(qū)的公共支出規(guī)模對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)均為負，且至少通過了5%的顯著性檢驗。由此看出，就東部地區(qū)而言，公共支出規(guī)模顯著促進了環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高，但對中西部地區(qū)來說，公共支出規(guī)模對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了明顯的抑制作用。因此，對東部地區(qū)來說，政府可以適當增加對經(jīng)濟的干預程度，但不能取代市場對資源配置的決定性作用，對中西部地區(qū)來講，政府干預則應讓位于市場機制，充分發(fā)揮市場在促進科技進步和經(jīng)濟發(fā)展過程中的巨大作用，加快中西部地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展步伐。東西部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)均為正，但并不顯著，說明對東西部地區(qū)而言，公共支出結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響不明顯。中部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的作用系數(shù)為負，且在1%水平下顯著，說明公共支出結(jié)構(gòu)對中部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高存在顯著負向效應，中部地區(qū)可以適當提高投資性公共支出的比重，充分發(fā)揮投資性公共支出對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提升效應。

表3 城鎮(zhèn)化與環(huán)境全要素生產(chǎn)率：基準回歸

注：表中，*、**和***分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著；表中第2列至第8列各參數(shù)估計值下的括號中為Z統(tǒng)計量值，第9列和第10列各參數(shù)估計值下的括號中為T統(tǒng)計量值。

從其它控制變量看，就人均收入水平而言，在考慮公共支出政策的作用時，中部地區(qū)人均收入水平的估計系數(shù)至少在10%水平下顯著為正，而其平方項的系數(shù)顯著為負，說明中部地區(qū)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長與人均收入水平之間存在倒U型關(guān)系，符合“環(huán)境庫茲涅茨曲線”假說，這與楊俊等（2009）對中國地區(qū)工業(yè)TFP增長進行研究時得到的結(jié)論相一致。但在此情形下，東西部地區(qū)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長并不支持環(huán)境庫茲涅茨曲線”假說。

就經(jīng)濟結(jié)構(gòu)而言，東部地區(qū)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的作用系數(shù)至少在10%水平下顯著為負，說明經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對東部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高有明顯負向影響，東部地區(qū)應對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化調(diào)整，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，尤其是現(xiàn)代服務業(yè)，依靠技術(shù)創(chuàng)新促進高污染、高能耗的“高碳型”工業(yè)實現(xiàn)清潔化轉(zhuǎn)型。而中西部地區(qū)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著。

就人口年齡結(jié)構(gòu)而言，東部地區(qū)的人口年齡結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為正，但不顯著。中部地區(qū)的人口年齡結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的作用系數(shù)至少在5%水平下顯著為負，說明人口年齡結(jié)構(gòu)對中部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的改進有顯著負面影響，其原因可能是中部地區(qū)作為我國勞動力輸出的重要區(qū)域，大部分中青年均選擇到經(jīng)濟發(fā)達的東部沿海地區(qū)工作，在家留守的多是少年和老年人口，使得人力資本存量大為降低，限制了人力資本外溢作用的發(fā)揮。西部地區(qū)的人口年齡結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)至少在5%水平下顯著為正，說明人口年齡結(jié)構(gòu)對西部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了顯著的促進作用，這些年中央和地方兩級政府對西部地區(qū)人口教育的重視和大量財政資金的投入大大提高了該地區(qū)的人力資本水平，使得人力資本對經(jīng)濟增長和全要素生產(chǎn)率提高的外溢作用得到有效發(fā)揮。

2、公共支出政策的作用分析

通過加入公共支出規(guī)模和公共支出結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化水平的交乘項，可以就公共支出政策在城鎮(zhèn)化作用于環(huán)境全要素生產(chǎn)率過程中的影響效應和機制作進一步考察，具體結(jié)果如表 4所示。

表4 城鎮(zhèn)化與環(huán)境全要素生產(chǎn)率：公共支出的作用

注：表中，*、**和***分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著；表中第3列各參數(shù)估計值下的括號中為Z統(tǒng)計量值，第2列和第4列至第10列各參數(shù)估計值下的括號中為T統(tǒng)計量值。

由表4可知，僅就公共支出規(guī)模對城鎮(zhèn)化的“援助”或“攫取”效應進行分析時，東西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)在1%水平下顯著為負，說明城鎮(zhèn)化的規(guī)?；问桨l(fā)展對東西部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的改進有顯著抑制作用，在追求經(jīng)濟發(fā)展績效時，東西部地區(qū)應當調(diào)整城鎮(zhèn)化的發(fā)展思路，適當控制城鎮(zhèn)化的發(fā)展速度，不斷提高城鎮(zhèn)化的發(fā)展質(zhì)量。中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)在10%水平下顯著為正，說明中部地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展對該地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高擁有顯著的正向效應，現(xiàn)有城鎮(zhèn)化的發(fā)展進程應當保持?？刂屏斯仓С鲆?guī)模與城鎮(zhèn)化水平的交乘影響后，東部地區(qū)公共支出規(guī)模對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響由正向變?yōu)樨撓?，且依然顯著，說明在公共支出政策與城鎮(zhèn)化水平交乘影響的作用下，公共支出規(guī)模對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增進產(chǎn)生了負面影響。中西部地區(qū)公共支出規(guī)模對環(huán)境全要素生產(chǎn)率仍然保持負向效應。此外，三大區(qū)域的公共支出規(guī)模與城鎮(zhèn)化水平的交乘項至少在5%水平下顯著為負，說明在城鎮(zhèn)化影響環(huán)境全要素生產(chǎn)率的過程中，公共支出規(guī)模扮演了“攫取之手”的角色，在城鎮(zhèn)化的發(fā)展進程中要想提高資源環(huán)境約束下的全要素生產(chǎn)率，單純依靠擴大政府干預程度的做法并不可取，必須對公共支出規(guī)模做出相應動態(tài)調(diào)整，城鎮(zhèn)化進程需要合理有效的公共支出政策予以配套才能實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

將公共支出結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)化的“援助”或“攫取”效應納入考慮范圍，控制了公共支出結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化水平的交乘影響后，東西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高仍然保持顯著負向影響，而中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對提高環(huán)境全要素生產(chǎn)率仍然保持明顯正向效應。就公共支出結(jié)構(gòu)本身看，東部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)對增進環(huán)境全要素生產(chǎn)率有不顯著的正向作用，說明提高福利性公共支出占比對東部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的積極影響并不明顯。中部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高至少在10%的水平下有顯著負向效應，說明增加投資性領(lǐng)域公共支出對促進中部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高更為有利。西部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)對提高環(huán)境全要素生產(chǎn)率至少在10%水平下有顯著正向效應，說明增加福利性領(lǐng)域公共支出對西部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增進會產(chǎn)生明顯促進作用。就公共支出結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化水平交乘項看，東西部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)在城鎮(zhèn)化對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響作用中扮演了“援助之手”的角色，提高福利性公共支出比重可以協(xié)助城鎮(zhèn)化更好的發(fā)揮增進環(huán)境全要素生產(chǎn)率的積極效用，而中部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)在城鎮(zhèn)化作用于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的過程中產(chǎn)生了不顯著的“攫取”效應。

（四）穩(wěn)健性檢驗

基于確保估計結(jié)果有效性的考慮，文中不僅采取變量控制和面板模型設(shè)定形式檢驗措施，還對城鎮(zhèn)化水平這一主要解釋變量進行重新選取——用“各地區(qū)城鎮(zhèn)戶籍人口占總?cè)丝诒戎亍北碚鳎源诉M一步檢驗模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果表明，絕大多數(shù)解釋變量的符號、系數(shù)和顯著性與文中所得結(jié)果都非常接近，并無較大變化，文中所得結(jié)論基本穩(wěn)健。

六、基本結(jié)論與政策建議

本文在資源環(huán)境約束條件下，運用考慮非期望產(chǎn)出的SBM方向性距離函數(shù)與Luenberger生產(chǎn)率指標相結(jié)合的方法測算了我國省際層面的環(huán)境全要素生產(chǎn)率，并基于面板數(shù)據(jù)模型就公共支出政策在城鎮(zhèn)化作用于環(huán)境全要素生產(chǎn)率過程中的影響效應與機制進行了探究。本文的主要結(jié)論及隱含的政策含義如下：

（1）對東西部地區(qū)來說，單純依靠規(guī)?；问降某擎?zhèn)化發(fā)展對增進環(huán)境全要素生產(chǎn)率的作用效果不明顯，但對中部地區(qū)來說，城鎮(zhèn)化發(fā)展對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高擁有正向影響。除中部地區(qū)以外，東西部地區(qū)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長并不支持“環(huán)境庫茲涅茨曲線”假說。東部地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著負向影響，而中西部地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響并不明顯。東西部地區(qū)的人口年齡結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的改進分別表現(xiàn)出不顯著和顯著的促進作用，與此相反，中部地區(qū)的人口年齡結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高具有明顯的負面效應。

（2）考慮到公共支出政策的“援助”和“攫取”效應，僅僅依靠擴大政府干預程度和規(guī)模對三大區(qū)域環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高并沒有益處。從結(jié)構(gòu)安排上看，東西部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的增進分別表現(xiàn)出不顯著和顯著的促進作用，而中部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的負向效應，提高福利性公共支出占比對增進東部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響不明顯，但卻明顯有利于西部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的改進，增加投資性領(lǐng)域的公共支出對中部地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率提高的影響更為顯著。從側(cè)面表明，城鎮(zhèn)化發(fā)展對環(huán)境全要素生產(chǎn)率正向作用的有效發(fā)揮離不開公共支出政策的優(yōu)化調(diào)整。

（3）東西部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)在城鎮(zhèn)化對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響作用中扮演了“援助之手”的角色，提高福利性公共支出比重可以協(xié)助城鎮(zhèn)化更好的發(fā)揮增進環(huán)境全要素生產(chǎn)率的積極效用，而中部地區(qū)的公共支出結(jié)構(gòu)在城鎮(zhèn)化作用于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的過程中產(chǎn)生了不顯著的“攫取”效應。

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（HT）

① 本文參照匡遠鳳等（2012）和李小勝等（2012）的定義，把不考慮環(huán)境因素下的全要素生產(chǎn)率稱為傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率，而把考慮環(huán)境因素下的稱為環(huán)境全要素生產(chǎn)率。

①鑒于本文研究目的在于測度環(huán)境全要素生產(chǎn)率用來進行后續(xù)實證分析，而非在于探究環(huán)境全要素生產(chǎn)率的來源分解，故文中未將Luenberger生產(chǎn)率指標進行分解。

②限于篇幅，文中并未給出相關(guān)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計。

①受篇幅所限，表3和表4并未給出模型設(shè)定形式的詳細檢驗結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索取。

* 本文是國家社會科學基金重大項目“轉(zhuǎn)型發(fā)展新階段中國經(jīng)濟增長動力研究”（批準號：14ZDB120）的階段性成果。