中國(guó)省區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉及其收斂性的空間計(jì)量

石風(fēng)光

（安陽(yáng)師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 安陽(yáng) 455000）

中國(guó)省區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉及其收斂性的空間計(jì)量

石風(fēng)光

（安陽(yáng)師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 安陽(yáng) 455000）

文章利用基于方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算框架，將中國(guó)省區(qū)2000-2015年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解為環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）、環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）、環(huán)境管制（EPC）、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)（IES）和要素投入（INP）五個(gè)部分，進(jìn)而對(duì)各增長(zhǎng)源泉進(jìn)行了空間σ和空間β收斂檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境全要素生產(chǎn)率雖是拉動(dòng)中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量，但總體來(lái)看，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要小于要素投入，而環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響相對(duì)較小。研究還表明，中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉具有顯著的空間相關(guān)性，通過(guò)空間σ和空間β收斂檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)所貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在不同程度的空間發(fā)散趨勢(shì)，而要素投入所貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則存在顯著的空間收斂趨勢(shì)。進(jìn)一步的分析發(fā)現(xiàn)，要素投入是縮小我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)差距的主要力量。

環(huán)境全要素生產(chǎn)率；環(huán)境管制；產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)；綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉；空間收斂性

一、引言及文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式正從追求規(guī)模速度的粗放型增長(zhǎng)向注重質(zhì)量和效率的集約型增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力也正從資本、勞動(dòng)、資源等要素向技術(shù)創(chuàng)新、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和改革紅利轉(zhuǎn)變。在當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要轉(zhuǎn)型時(shí)期，通過(guò)考慮資源環(huán)境因素來(lái)研究地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉，分析其對(duì)地區(qū)差距的影響，對(duì)于研判地區(qū)發(fā)展模式，尋求地區(qū)轉(zhuǎn)型發(fā)展路徑，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)我國(guó)總體經(jīng)濟(jì)的全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展意義重大。

探究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉必須要對(duì)全要素生產(chǎn)率（TFP）進(jìn)行估算。最初的全要素生產(chǎn)率測(cè)算采用的是索洛余值法，相關(guān)研究如Chow（1993）［1］、Zheng et al（2009）［2］、王小魯?shù)龋?009）［3］。而索洛余值法也有一些缺陷，如測(cè)算全要素生產(chǎn)率時(shí)無(wú)視環(huán)境污染，同時(shí)又假定生產(chǎn)者的技術(shù)都是有效的，這都會(huì)造成估計(jì)結(jié)果的偏差。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（data envelopment analysis，DEA）和隨機(jī)前沿分析法（stochastic frontier approach，SFA）等生產(chǎn)率測(cè)算方法的產(chǎn)生克服了索洛余值法的缺陷，同時(shí)，它們還可以將全要素生產(chǎn)率作進(jìn)一步的分解，因而被廣泛應(yīng)用。相關(guān)研究如顏鵬飛等（2004）［4］、鄭京海和胡鞍鋼（2005）［5］、岳書(shū)敬等（2006）［6］、王志平（2010）［7］等，但上述研究在測(cè)算全要素生產(chǎn)率時(shí)仍然沒(méi)有考慮到環(huán)境污染這種“壞”產(chǎn)出。Pittman（1983）第一次通過(guò)引入“壞”產(chǎn)出測(cè)算出生產(chǎn)效率后，眾多學(xué)者紛紛效仿，相關(guān)研究如涂正革、肖耿（2009）［8］、王兵等（2010）［9］、劉瑞翔和安同良（2012）［10］、王恕立（2015）［11］等。傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算采用的是Shepard距離函數(shù)，而測(cè)算包含“壞”產(chǎn)出的全要素生產(chǎn)率時(shí)，它卻無(wú)能為力。為解決這一問(wèn)題，Chung 等（1997）［12］提出了方向性距離函數(shù)這一新的函數(shù)形式。它不但不需要價(jià)格信息，同時(shí)可以實(shí)現(xiàn)增加“好”產(chǎn)出時(shí)減少“壞”產(chǎn)出，并且還可以將利用其構(gòu)造的ML生產(chǎn)率指數(shù)作進(jìn)一步的分解。

要客觀準(zhǔn)確地測(cè)算地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉，就必須在考慮能源投入和環(huán)境污染的條件下進(jìn)行環(huán)境全要素生產(chǎn)率的估算，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分解，但相關(guān)研究文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，僅有涂正革和肖耿（2009）［8］、劉瑞翔（2013）［13］等。上述文獻(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算問(wèn)題進(jìn)行了有價(jià)值的探索，然而相關(guān)研究仍有進(jìn)一步改進(jìn)的空間。如上述研究的非期望產(chǎn)出均沒(méi)有包括固體廢棄物，另外，上述文獻(xiàn)主要分析了各增長(zhǎng)源泉對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或工業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)和影響，方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)由期望產(chǎn)出y、非期望產(chǎn)出b、要素投入x及方向性距離函數(shù)xt,yt,bt;yt,-bt)構(gòu)造而成，它們共同決定了生產(chǎn)者的前沿產(chǎn)出。而沒(méi)有基于空間視角檢驗(yàn)各增長(zhǎng)源泉的收斂性及其對(duì)中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)差距的影響。

本文在借鑒相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，試圖在以下方面開(kāi)展探索性研究：（1）在考慮資本、勞動(dòng)和能源投入以及期望產(chǎn)出GDP和非期望產(chǎn)出“三廢”的條件下，利用方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)及綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算方法，將中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解為環(huán)境技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)及要素投入五個(gè)部分并進(jìn)行相關(guān)分析。（2）在選定適當(dāng)?shù)目臻g權(quán)重矩陣對(duì)各經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，利用空間σ和空間β收斂檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)各增長(zhǎng)源泉的空間收斂性，并分析它們對(duì)中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)差距的影響。

二、中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的分解

（一）研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的分解

在參考技術(shù)P(x)下，生產(chǎn)者的方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

利用方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)，并借鑒Kumar和Rus?sell（2002）提出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解思路［14］，可將產(chǎn)出作如下分解：

（2）式把前沿產(chǎn)出分解為環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）、環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）、環(huán)境管制（EPC）、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)（IES）以及要素投入（INP）等5個(gè)部分的貢獻(xiàn)。其中，環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）與環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）乘積為ML生產(chǎn)率指數(shù)。其中，環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）改善表示生產(chǎn)者加快了對(duì)環(huán)境生產(chǎn)前沿的追趕速度，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）則意味著環(huán)境生產(chǎn)前沿的上移。環(huán)境管制（EPC）體現(xiàn)了環(huán)境約束對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的效應(yīng)，即Ft+1(xt+1,yt+1,bt+1;g）與Ft+1(xt+1,yt,bt;g)的差異。產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)（IES）的產(chǎn)出效應(yīng)是指在方向向量和“壞”產(chǎn)出不變，“好”產(chǎn)出提高，或“壞”產(chǎn)出與“好”產(chǎn)出的比例不變，而方向向量?jī)?yōu)化這兩種條件下的環(huán)境生產(chǎn)前沿的不下降［8］，即Ft+1(xt+1,yt+1,bt;g）與Ft+1(xt+1,yt,bt;g)之差。INP反映了在固定的技術(shù)結(jié)構(gòu)和技術(shù)效率條件下，要素投入發(fā)生變化時(shí)對(duì)前沿產(chǎn)出所產(chǎn)生的影響。

2.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究對(duì)象為中國(guó)大陸的30個(gè)省區(qū)（未包括西藏），同時(shí)，將其分為東部、中部、西部和東北四大區(qū)域。本文的考察時(shí)段為2000-2015年，模型所使用的變量及數(shù)據(jù)來(lái)源介紹如下：

本文的期望產(chǎn)出用GDP數(shù)據(jù)表示，并以2000年為基期進(jìn)行了折算，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。胡曉珍等（2011）［15］以環(huán)境污染綜合指數(shù)作為非期望產(chǎn)出，我們也借鑒該方法，選擇SO2、COD和固體廢棄物等污染變量計(jì)算出的環(huán)境污染綜合指數(shù)作為非期望產(chǎn)出，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文的投入因素為物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力和能源消耗量。其中，物質(zhì)資本存量用永續(xù)盤(pán)存法測(cè)算，數(shù)據(jù)來(lái)自相應(yīng)年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并且以2000年為基期進(jìn)行了平減。勞動(dòng)力為各省區(qū)全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。能源消費(fèi)總量用萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）計(jì)算結(jié)果分析

采用基于方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算模型，本文對(duì)中國(guó)省區(qū)2000-2015年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行分解，以探尋省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力和源泉，并分析各種源泉對(duì)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)。計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表1所列。

表1數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)范圍看，與環(huán)境全要素生產(chǎn)率相關(guān)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為4.86%，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)份額為40.42%。根據(jù)計(jì)算結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境全要素生產(chǎn)率構(gòu)成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)差異較大，其中由環(huán)境技術(shù)進(jìn)步引致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為6.21%，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度為51.72%，而由環(huán)境技術(shù)效率引致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為-1.36%，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度為-11.32%。這一結(jié)果說(shuō)明，技術(shù)進(jìn)步是中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力，而全國(guó)省區(qū)環(huán)境技術(shù)效率的普遍下滑則拉低了環(huán)境全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)額。通過(guò)計(jì)算還發(fā)現(xiàn)，就全國(guó)而言，與環(huán)境管制相關(guān)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為0.74%，其占經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量的比重為6.16%。當(dāng)前我國(guó)的節(jié)能環(huán)保技術(shù)水平和污染治理水平都比較低，而且各地區(qū)的環(huán)境污染治理管理體制和協(xié)調(diào)機(jī)制還不健全，加強(qiáng)環(huán)境管制，加大污染治理力度是有一定難度的，需要投入大量的人力、物力和財(cái)力，這至少會(huì)在短期內(nèi)抑制地區(qū)產(chǎn)出，這即環(huán)境管制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束效應(yīng)，這實(shí)際上也反映出了環(huán)境污染治理效率的高低。在未來(lái)，我國(guó)的污染治理能力提高了，相關(guān)管理體制完善了，治污對(duì)產(chǎn)出的負(fù)效應(yīng)就會(huì)減少、消失，甚至變?yōu)檎?yīng)，但在當(dāng)前還不會(huì)大面積出現(xiàn)這種情況。表1數(shù)據(jù)表明，我國(guó)環(huán)境管制總體上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在我國(guó)當(dāng)前的現(xiàn)實(shí)情況下，這意味著污染物的排放也增加了，我國(guó)的環(huán)境管制總體上講并不嚴(yán)厲。由表1可以看到，產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)所引致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為-1.04%，其對(duì)總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度為-8.66%。產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)的優(yōu)化意味著節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)比重的提高，或者污染產(chǎn)業(yè)比重下降，這都會(huì)使有效產(chǎn)出增加，污染排放減少。因此，根據(jù)以上分析可以知道，我國(guó)當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)狀況不容樂(lè)觀，高污染產(chǎn)業(yè)比重較高，以至妨礙了產(chǎn)出的有效增長(zhǎng)。本文研究結(jié)果還顯示，要素投入所引致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為7.46%，其貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)比重為62.09%。通過(guò)與環(huán)境全要素生產(chǎn)率、環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)所貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)份額的比較，可以發(fā)現(xiàn)，要素投入是推動(dòng)中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的首要力量，其次是反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的環(huán)境全要素生產(chǎn)率的作用，而環(huán)境管制和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響相對(duì)較小。因此，可以得出這樣的結(jié)論，即中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然是粗放型的要素驅(qū)動(dòng)型增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的任務(wù)依然艱巨。

表1數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度最快，年平均增長(zhǎng)率為12.28%，然后是東部，年平均增長(zhǎng)率為11.87%，接著是中部，年平均增長(zhǎng)率為11.85%，增長(zhǎng)最慢的是東北，年平均增長(zhǎng)率為11.83%。從環(huán)境全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的地區(qū)比較來(lái)看，東部地區(qū)最高，為75.16%，其次是東北地區(qū)，為35.25%，再次是西部地區(qū)，為21.48%，最低的是中部地區(qū)，為21.00%。而四大地區(qū)中要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率最大的是中部，為94.33%，然后是東北和西部，分別為71.30%和65.83%，最后是東部，為35.84%。由此可見(jiàn)，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要靠環(huán)境全要素生產(chǎn)率推動(dòng)，其采取的是一種可持續(xù)的增長(zhǎng)模式。表1數(shù)據(jù)顯示，中部、西部和東北三個(gè)地區(qū)的要素投入對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度均在65%以上，說(shuō)明這三大地區(qū)采取了不可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式。

就環(huán)境管制效應(yīng)來(lái)看，其對(duì)東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度最高，為16.74%，其次是西部地區(qū)，為11.10%，而東部地區(qū)和中部地區(qū)相差不大，分別為0.63%和0.58%。這說(shuō)明東北和西部地區(qū)的環(huán)境管制較為寬松，以環(huán)境污染為代價(jià)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快，而東部和中部的環(huán)境管制較為嚴(yán)格，其引致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非常有限。

表1 2000-2015年我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及增長(zhǎng)源泉的分解 %

由表1可以看到，僅有西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到正向效應(yīng)，但這種效應(yīng)很小，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率僅為1.59%，相對(duì)于其他因素的貢獻(xiàn)是微不足道的。但這說(shuō)明西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在趨于優(yōu)化，地區(qū)發(fā)展更注意環(huán)保和可持續(xù)性。就其他三個(gè)地區(qū)來(lái)看，東北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降最多，為2.76個(gè)百分點(diǎn)，這主要是遼寧的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)效應(yīng)太大所致，其次是中部地區(qū)，下降1.89個(gè)百分點(diǎn)，最后是東部地區(qū)，下降1.38個(gè)百分點(diǎn)。可見(jiàn)，東北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)已成為一個(gè)不可忽視的阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素，而中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)所產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)與其在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時(shí)的短視性、盲目性有關(guān)。東部雖是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高的地區(qū)，但其高耗能、高污染、低效率的產(chǎn)業(yè)仍在一定范圍內(nèi)存在。

三、中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的空間收斂性分析

（一）空間σ收斂分析

1.空間σ收斂分析方法

空間σ收斂是將每一地區(qū)某時(shí)段的GDP增長(zhǎng)（取對(duì)數(shù)形式）進(jìn)行如下回歸：

在公式（3）中引入標(biāo)準(zhǔn)空間權(quán)重矩陣W可得到如下一階空間滯后面板數(shù)據(jù)模型：

其中，yt=[y1t,y2t,…,yNt]′，β為自相關(guān)系數(shù)，上述一階空間滯后模型殘差項(xiàng)εit的標(biāo)準(zhǔn)差即為σ，也即所謂的空間標(biāo)準(zhǔn)差，可通過(guò)觀察其數(shù)值的變化情況來(lái)判斷地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的斂散性。

2.經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣

空間權(quán)重矩陣的計(jì)算是空間計(jì)量的關(guān)鍵步驟。當(dāng)前，許多研究所采用的空間權(quán)重矩陣為地理空間權(quán)重矩陣或經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣。其中，地理空間權(quán)重矩陣又主要包括空間鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣，而經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣則為地理空間權(quán)重矩陣與以考察期內(nèi)每個(gè)地區(qū)產(chǎn)出均值在所有地區(qū)產(chǎn)出均值之和中所占比重為對(duì)角元的矩陣的乘積。這兩類(lèi)矩陣都考慮了地理因素，但地理因素是事先確定的，是不隨時(shí)間變化的，從而忽略了權(quán)重矩陣的內(nèi)生性問(wèn)題。同時(shí)，由于當(dāng)前信息經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展以及交通運(yùn)輸?shù)谋憬莞咝В沟玫乩硪蛩貙?duì)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的影響越來(lái)越小。為此，我們將摒棄傳統(tǒng)的包含地理因素的矩陣，通過(guò)考慮地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)動(dòng)性來(lái)設(shè)計(jì)一種新型的具有內(nèi)生性特征的空間權(quán)重矩陣—經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣。其思想是將所有地區(qū)的產(chǎn)出與其他地區(qū)的產(chǎn)出進(jìn)行回歸，那么每個(gè)地區(qū)的產(chǎn)出都會(huì)作為內(nèi)生變量而存在，那么來(lái)自該內(nèi)生變量的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)就會(huì)對(duì)其他地區(qū)產(chǎn)出產(chǎn)生沖擊。將每次回歸的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)差取倒數(shù)作為元素形成協(xié)動(dòng)矩陣，然后將其與地區(qū)產(chǎn)出比重為對(duì)角元的矩陣相乘，得到的結(jié)果就是經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣。具體計(jì)算過(guò)程如下：

不同的權(quán)重矩陣意味著不同的空間關(guān)聯(lián)范圍和空間關(guān)聯(lián)強(qiáng)度，從而也會(huì)有不同的估計(jì)結(jié)果。如何設(shè)計(jì)出具有內(nèi)生性的，并且能夠體現(xiàn)區(qū)域之間作用的非對(duì)稱(chēng)性的科學(xué)合理的空間權(quán)重矩陣將是空間計(jì)量所面臨的一個(gè)挑戰(zhàn)。在現(xiàn)有的技術(shù)條件下，為了保證所選擇的空間權(quán)重矩陣能夠較好地反映地區(qū)間的空間聯(lián)系，從而盡可能避免在后續(xù)研究中出現(xiàn)偽回歸，本文同時(shí)利用地理權(quán)重矩陣（空間鄰接矩陣）、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣、協(xié)動(dòng)權(quán)重矩陣以及經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)權(quán)重矩陣對(duì)相關(guān)變量的Moran指數(shù)進(jìn)行測(cè)算，通過(guò)比較Moran指數(shù)大小及其顯著性來(lái)驗(yàn)證所選擇的矩陣的可靠性。由于環(huán)境技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)及要素投入都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的分解結(jié)果，同時(shí)由于版面有限，因而不再分別測(cè)算這些分解成分的Moran指數(shù)，而僅選取2001年、2007年和2015年三個(gè)時(shí)期測(cè)算中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的Moran指數(shù)值，本文運(yùn)用Matlab7.10軟件中的Spatial econometric模塊進(jìn)行相關(guān)空間計(jì)量分析，結(jié)果見(jiàn)表2所列。

表2 不同權(quán)重矩陣下的中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的Moran指數(shù)

由表2結(jié)果可以看到，利用協(xié)動(dòng)權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)權(quán)重矩陣所計(jì)算出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的Moran指數(shù)值，要比利用地理權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣計(jì)算所得到的值總體上大，并且更為顯著，這一特點(diǎn)在經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)權(quán)重矩陣計(jì)算結(jié)果上更為突出。這說(shuō)明，和其他權(quán)重矩陣相比，經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)權(quán)重矩陣能更好地反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)內(nèi)在的空間聯(lián)系，因而用它進(jìn)行相關(guān)空間計(jì)量分析可以較大程度地避免偽回歸。

3.變量的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的空間收斂性檢驗(yàn)之前，我們先利用上述經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣來(lái)檢驗(yàn)相關(guān)變量的空間相關(guān)性。

圖1給出了2001-2015年中國(guó)30個(gè)省區(qū)相關(guān)變量的Moran’I檢驗(yàn)結(jié)果。圖1結(jié)果表明，2001-2015年中國(guó)30個(gè)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及各經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的Moran’I均為正值，且都通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明各省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及增長(zhǎng)源泉的變化并非表現(xiàn)出完全隨機(jī)的狀態(tài)，而是表現(xiàn)出很強(qiáng)的空間相關(guān)性。進(jìn)一步的局部空間相關(guān)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各變量的高值集聚區(qū)分布在東部發(fā)達(dá)地區(qū)，而低值集聚區(qū)則主要集中于中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)。這從另外一個(gè)角度說(shuō)明了我國(guó)省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間集聚效應(yīng)。因而，在研究我國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性問(wèn)題時(shí)，考慮空間因素的影響是十分必要的。

圖1 GDP增長(zhǎng)率及分解成分的Moran指數(shù)

4.變量的空間σ收斂檢驗(yàn)結(jié)果分析

利用空間σ收斂檢驗(yàn)方法以及經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣，本文計(jì)算出了GDP增長(zhǎng)率及各經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的空間標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行空間σ收斂檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果如圖2所示。

圖2 GDP增長(zhǎng)率及分解成分的空間σ收斂

由圖2可以看到，2001-2015年，中國(guó)省區(qū)GDP增長(zhǎng)的空間標(biāo)準(zhǔn)差盡管在有些年份出現(xiàn)了波動(dòng)，但總體來(lái)說(shuō)，中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)差距呈現(xiàn)縮小趨勢(shì)，空間標(biāo)準(zhǔn)差由2001年的0.033下降到2015年的0.010。由圖2可知，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境技術(shù)效率的空間標(biāo)準(zhǔn)差均呈現(xiàn)波浪式上升的變化態(tài)勢(shì)，這說(shuō)明，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境技術(shù)效率引致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總體上都是呈現(xiàn)發(fā)散趨勢(shì)的。通過(guò)進(jìn)一步觀察可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境技術(shù)效率的空間標(biāo)準(zhǔn)差除2006-2008年外，在其他年份均表現(xiàn)出相同的波動(dòng)趨勢(shì)，并且除2008年外，環(huán)境技術(shù)效率空間標(biāo)準(zhǔn)差均低于相應(yīng)年份的環(huán)境技術(shù)進(jìn)步標(biāo)準(zhǔn)差。這說(shuō)明，各省區(qū)技術(shù)前沿外移的差異必然會(huì)反映到省區(qū)實(shí)際產(chǎn)出與理想產(chǎn)出比率差異對(duì)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響上，從而使得環(huán)境技術(shù)效率對(duì)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距的影響緊隨環(huán)境技術(shù)進(jìn)步的變化。從圖2還可以看到，環(huán)境管制的空間標(biāo)準(zhǔn)差呈現(xiàn)穩(wěn)步上升態(tài)勢(shì)，由2001年的0.067上升至2015年的0.152，這意味著由該因素引致的省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異在逐步擴(kuò)大。產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)的空間標(biāo)準(zhǔn)差波動(dòng)幅度較大，2003-2009年總體呈波動(dòng)式下降態(tài)勢(shì)，2009年以后則又出現(xiàn)大幅的起落，該因素引致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的省際差異變化趨勢(shì)并不明朗。圖2顯示，要素投入的空間標(biāo)準(zhǔn)差總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，由2001年的0.060下降為2015年的0.019，下降幅度較大，這說(shuō)明要素投入貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總體上是收斂的。通過(guò)比較可以發(fā)現(xiàn)，要素投入空間標(biāo)準(zhǔn)差的變化趨勢(shì)和GDP增長(zhǎng)空間標(biāo)準(zhǔn)差的變化趨勢(shì)非常接近。這一結(jié)果并非是偶然的，通過(guò)前面的分析可以知道，中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要靠要素投入驅(qū)動(dòng)，要素投入引致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異必然會(huì)主導(dǎo)總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異，所以二者必然會(huì)有相近的變化趨勢(shì)。以上只是從σ收斂檢驗(yàn)的角度對(duì)各經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的收斂性進(jìn)行初步分析，上述結(jié)論是否可靠還需要進(jìn)一步通過(guò)相關(guān)變量的空間β收斂分析進(jìn)行檢驗(yàn)。

（二）空間β收斂分析

1.空間β收斂分析方法

本文將利用動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型來(lái)研究中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的收斂性。動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型能夠反映滯后的被解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，使得相關(guān)計(jì)量結(jié)果更為客觀可靠。根據(jù)空間自相關(guān)形式，動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模又可分為動(dòng)態(tài)空間滯后（DSAR）面板數(shù)據(jù)模型和動(dòng)態(tài)空間誤差（DSEM）面板數(shù)據(jù)模型，其具體形式如下：

其中，Yt為各空間單元的被解釋變量在第t時(shí)期的觀測(cè)值組成的N×1向量；Xt為解釋變量觀測(cè)值所構(gòu)成的 N×K矩陣。 δ和 β為模型的參數(shù)，μ=(μ1,…,μN(yùn))′、ψt=(ψ1t,…,ψNt)′和 εt=(ε1t,…,εNt)為隨機(jī)干擾項(xiàng)。ρ、λ為空間自相關(guān)系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣。

Maudos等人（2000）建立了基于截面回歸的絕對(duì)β收斂模型進(jìn)行實(shí)證分析［16］，本文借鑒這種思路，利用經(jīng)濟(jì)協(xié)動(dòng)空間權(quán)重矩陣W*建立基于面板數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)空間滯后和動(dòng)態(tài)空間誤差β收斂模型，其形式如下：

其中，gt為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉所貢獻(xiàn)的增長(zhǎng)率，lnyi0為初始產(chǎn)出對(duì)數(shù)值，α為常數(shù)項(xiàng)，β為回歸參數(shù)。利用公式（10）和（11）就可以檢驗(yàn)各種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉空間收斂性。

2.β收斂模型的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的β收斂檢驗(yàn)究竟是選擇動(dòng)態(tài)空間滯后模型還是選擇動(dòng)態(tài)空間誤差模型，這個(gè)問(wèn)題必須要考慮。這個(gè)問(wèn)題的解決可以通過(guò)模型的Moran’I檢驗(yàn)、拉格朗日乘數(shù)形式LMerr、LMlag以及R-LMerr（穩(wěn)健的LMerr）和R-LMlag（穩(wěn)健的LM?lag）檢驗(yàn)來(lái)實(shí)現(xiàn)。利用上述檢驗(yàn)方法，本文對(duì)中國(guó)省區(qū)的GDP增長(zhǎng)收斂模型以及各經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的收斂模型進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 模型的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

由表3結(jié)果可以看到，六個(gè)模型的Moran’I均為正數(shù)，并且均通過(guò)了顯著性水平為5%的顯著性檢驗(yàn)，這意味著以上模型均存在顯著的空間相關(guān)性。進(jìn)一步的LM檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，GDP、IES收斂模型的LMerr（RLMerr）在1%的水平上均比LMlag（R-LMlag）顯著，這說(shuō)明GDP、IES的收斂性采用動(dòng)態(tài)空間誤差模型進(jìn)行檢驗(yàn)比較好。表3還顯示，MLTC、MLEC、INP收斂模型的LMerr和LMlag均在1%的水平上顯著，但其RLMerr在1%的水平上均比R-LMlag顯著，這意味著在進(jìn)行MLTC、MLEC、INP收斂性檢驗(yàn)時(shí)，選擇動(dòng)態(tài)空間誤差模型是比較合適的。由表3還可以發(fā)現(xiàn)，EPC收斂模型的LMlag（R-LMlag）在10%的水平上均比LMerr（R-LMerr）顯著，說(shuō)明EPC的收斂性采用動(dòng)態(tài)空間滯后模型進(jìn)行檢驗(yàn)比較恰當(dāng)。

3.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的空間β收斂結(jié)果分析

根據(jù)模型的Moran’I和LM檢驗(yàn)結(jié)果，本文除對(duì)環(huán)境管制（EPC）貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)采用空間滯后模型進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)外，其他變量貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)全部采用空間誤差模型進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)，所采用的回歸方法為無(wú)條件極大似然估計(jì)法，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表4所列。

表4 中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的空間β收斂檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表4

由表4可知，各模型的空間自相關(guān)系數(shù)（ρ和λ）至少通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明我國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的空間依賴(lài)性和集聚效應(yīng)，包含空間因素的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性研究才能真實(shí)反映各增長(zhǎng)源泉對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的影響效應(yīng)。表4顯示，除環(huán)境技術(shù)效率收斂模型外，其他模型四種回歸的β參數(shù)符號(hào)均有差異。這主要是因?yàn)槊姘鍞?shù)據(jù)是二維數(shù)據(jù)，樣本在不同維度的相關(guān)性是有差異的，不同的固定效應(yīng)決定著變量之間不同的相關(guān)性，從而導(dǎo)致了回歸參數(shù)大小以及符號(hào)的差異?；貧w結(jié)果中的無(wú)固定效應(yīng)意味著所有省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度都是相同的，并且不隨時(shí)空變化發(fā)生改變，顯然這有悖于現(xiàn)實(shí)。通過(guò)比較另外三種固定效應(yīng)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，各模型在時(shí)間空間雙向固定條件下的R2、log-likelihood都是最大的，σ2是最小的，δ均是顯著的，這說(shuō)明雙向固定效應(yīng)的回歸結(jié)果是最好的。在進(jìn)行空間計(jì)量時(shí)還必須要考慮遺漏變量檢驗(yàn)問(wèn)題。遺漏變量是空間計(jì)量較為棘手的問(wèn)題，而空間滯后被解釋變量的引入則使這一問(wèn)題得到了一定程度的緩解。為了進(jìn)一步解決遺漏變量問(wèn)題，需要對(duì)每個(gè)模型的殘差進(jìn)行Moran’I檢驗(yàn)。這種檢驗(yàn)基于這一思想，即如若模型遺漏了重要解釋變量，則模型殘差必然會(huì)產(chǎn)生顯著的空間自相關(guān)性。反過(guò)來(lái)，如若模型殘差沒(méi)有顯著的空間自相關(guān)性，則意味著模型沒(méi)有重要變量遺漏。由表4結(jié)果可以看到，無(wú)固定效應(yīng)模型、空間固定效應(yīng)模型和時(shí)間固定性效應(yīng)模型的殘差都存在一些Moran值較大，同時(shí)p值又均小于0.05的情況，這說(shuō)明這些模型在回歸時(shí)存在一定程度的變量遺漏問(wèn)題。由表4結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，所有的時(shí)空固定效應(yīng)模型殘差的Moran值均沒(méi)有超過(guò)0.1，同時(shí)其相應(yīng)的p值均大于0.2，這說(shuō)明模型回歸殘差不存在顯著的空間自相關(guān)性，因而該類(lèi)模型不存在重要變量遺漏問(wèn)題。綜上所述可以看出，在四類(lèi)回歸模型中，雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果是最為可靠和穩(wěn)健的。這同時(shí)也意味著在進(jìn)行空間面板回歸時(shí)，需要同時(shí)考慮個(gè)體差異和時(shí)間變化對(duì)個(gè)體異質(zhì)性的影響，僅考慮任何一個(gè)方面都會(huì)造成估計(jì)結(jié)果的偏差。進(jìn)一步比較R2、log-likelihood、σ2可以發(fā)現(xiàn)，以省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）、環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）、環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）以及要素投入（INP）四個(gè)變量作為被解釋變量的收斂模型的時(shí)間固定效應(yīng)回歸結(jié)果總體上要優(yōu)于空間固定效應(yīng)結(jié)果，而環(huán)境管制（EPC）和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)（IES）的空間固定效應(yīng)結(jié)果則優(yōu)于時(shí)間固定效應(yīng)結(jié)果。這說(shuō)明時(shí)間因素對(duì)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）、環(huán)境技術(shù)進(jìn)步（MLTC）、環(huán)境技術(shù)效率（MLEC）以及要素投入（INP）收斂性的影響較大，而個(gè)體差異對(duì)環(huán)境管制（EPC）和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)（IES）收斂性的影響較大。

下面本文將根據(jù)雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果進(jìn)行中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的收斂性分析。由表4結(jié)果可以看到，2000-2015年中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂系數(shù)為-0.092，并且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明在此期間中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距總體上是趨于縮小的，這一結(jié)論和前面GDP的空間σ收斂分析結(jié)果基本上是一致的。這一結(jié)論說(shuō)明，我國(guó)自2000年以來(lái)實(shí)施的西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略和中部崛起計(jì)劃，在加快我國(guó)中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小省際差距方面已發(fā)揮顯著作用，我國(guó)地區(qū)差距擴(kuò)大的勢(shì)頭得到有效遏制。由表4還可知，我國(guó)省區(qū)環(huán)境技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境技術(shù)效率所貢獻(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂系數(shù)分別為0.166和0.189，并且均通過(guò)了至少10%的顯著性檢驗(yàn)，這意味著我國(guó)環(huán)境全要素生產(chǎn)率所貢獻(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的省際差距是趨于擴(kuò)大的，環(huán)境全要素生產(chǎn)率差異是導(dǎo)致省際經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大的一個(gè)重要因素。這也與前面相應(yīng)變量的空間σ收斂分析結(jié)論是一致的。對(duì)這一結(jié)論的解釋是，科技和管理是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿Γ覈?guó)東部發(fā)達(dá)地區(qū)又是技術(shù)創(chuàng)新的活躍地區(qū)和“人才洼地”，由于各種技術(shù)壁壘和體制障礙，東部先進(jìn)的節(jié)能環(huán)保技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)較難擴(kuò)散到中西部落后地區(qū)并有效發(fā)揮作用，從而使得地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距持續(xù)擴(kuò)大。表4結(jié)果顯示，環(huán)境管制的收斂系數(shù)為0.287，且在10%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，這說(shuō)明其對(duì)中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大有較顯著的促進(jìn)作用，這和其空間標(biāo)準(zhǔn)差的變動(dòng)趨勢(shì)大體一致。這一結(jié)果主要是由我國(guó)各地區(qū)的環(huán)境污染管制的嚴(yán)厲程度差異較大所導(dǎo)致，這種差異可以從環(huán)境管制在四大地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)中看出。從表4還可以觀察到，產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)差距具有不顯著的擴(kuò)散效應(yīng)，這恰恰也是其空間標(biāo)準(zhǔn)差具有不明確變化趨勢(shì)的另一種反映。由上文分析已經(jīng)知道，總的來(lái)看，產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較小的負(fù)向影響，而我國(guó)多數(shù)省區(qū)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)狀況又較為相似，即高耗能高污染產(chǎn)業(yè)比重高，節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)比重低，這樣產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)差異對(duì)我國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距的影響就會(huì)十分有限。由表4還可以看出，要素投入的收斂系數(shù)為-1.828，并通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明要素投入對(duì)中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性具有很強(qiáng)的促進(jìn)作用，這同時(shí)也進(jìn)一步印證了中國(guó)省區(qū)GDP和要素投入都具有空間σ收斂趨勢(shì)的結(jié)論。對(duì)這一結(jié)果的解釋是，為了促進(jìn)我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展，國(guó)家改變了“東部偏向”的投資策略，不斷加大對(duì)中西部地區(qū)的投資和政策傾斜，使得中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，產(chǎn)業(yè)技術(shù)改造不斷加強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)逐步優(yōu)化，從而增強(qiáng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活力和后勁，使得我國(guó)東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距日趨縮小。由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是要素驅(qū)動(dòng)型的，要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)額最大，所以其產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)要遠(yuǎn)大于其他經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉所產(chǎn)生的擴(kuò)散效應(yīng)，從而決定了整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)收斂效應(yīng)。

四、研究結(jié)論與政策建議

本文利用基于方向性環(huán)境生產(chǎn)函數(shù)的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算模型，將中國(guó)省區(qū)2000-2015年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解為環(huán)境技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境技術(shù)效率、環(huán)境管制、產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)和要素投入等五個(gè)部分，并進(jìn)行相關(guān)分析。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步利用空間σ和空間β收斂檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)了各經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的空間收斂性及其對(duì)我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)差距的影響，研究發(fā)現(xiàn)：

（1）總的來(lái)看，要素投入是中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要源泉，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為62.09%，其次是環(huán)境全要素生產(chǎn)率的拉動(dòng)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為40.42%，而環(huán)境管制和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較小，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率分別為6.16%和-8.66%。因而，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然是粗放的要素驅(qū)動(dòng)型增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展任重道遠(yuǎn)。

（2）我國(guó)四大區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉存在較大差異。東部省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要靠環(huán)境全要素生產(chǎn)率拉動(dòng)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率高達(dá)75.16%，是集約型的增長(zhǎng)模式。而中部、西部和東北省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則主要依靠要素投入來(lái)維持，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度分別為94.33%、65.83%和71.30%，屬于粗放式的增長(zhǎng)模式。另外，環(huán)境管制對(duì)東部和中部省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率均沒(méi)有超過(guò)1%，而對(duì)西部和東北省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率則分別高達(dá)11.10%和16.74%，這說(shuō)明我國(guó)不少省區(qū)還存在以污染換增長(zhǎng)的情況。就與產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)有關(guān)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)看，除西部省區(qū)略有提高外，東部、中部和東北省區(qū)均下降1.3個(gè)百分點(diǎn)以上，這說(shuō)明我國(guó)多數(shù)省區(qū)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)還不合理，仍需要進(jìn)一步優(yōu)化升級(jí)。

（3）通過(guò)對(duì)中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的Moran’I檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)省區(qū)各經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的變化具有很強(qiáng)的空間相關(guān)性。進(jìn)一步的空間σ和空間β收斂檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間標(biāo)準(zhǔn)差由2001年的0.033下降為2015年的0.010，其相應(yīng)的 β收斂系數(shù)為-0.092，這意味著中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的空間收斂性。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉的空間收斂檢驗(yàn)表明，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步與環(huán)境技術(shù)效率所貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈現(xiàn)較顯著的空間發(fā)散趨勢(shì)；環(huán)境管制和產(chǎn)業(yè)環(huán)境結(jié)構(gòu)所貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也均具有空間發(fā)散趨勢(shì)，但前者顯著，后者不顯著；要素投入所貢獻(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著的空間收斂趨勢(shì)，因其是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的首要因素，所以其給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的收斂效應(yīng)超過(guò)了其他增長(zhǎng)源泉帶來(lái)的發(fā)散效應(yīng)，從而使總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨向收斂。

以上結(jié)論有很重要的政策含義。一是國(guó)家為了縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距，在增加中西部省區(qū)要素投入的量，實(shí)現(xiàn)“投入平衡”的同時(shí)，還應(yīng)注重提高要素投入效率，特別是要著力提高環(huán)境全要素生產(chǎn)率，縮小省際環(huán)境全要素生產(chǎn)率差距。從本文分析可以看出，近年來(lái)，中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及省際經(jīng)濟(jì)差距的縮小，“投入平衡”功不可沒(méi)。但隨著社會(huì)的發(fā)展科技的進(jìn)步，要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)必定會(huì)讓位于全要素生產(chǎn)率，到那時(shí)，靠“投入平衡”縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距將不會(huì)再有太大實(shí)效，省際間的環(huán)境全要素生產(chǎn)率差異將決定著省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距。為此，為了實(shí)現(xiàn)中國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展，各省特別是落后省區(qū)必須要進(jìn)一步深化改革，破除經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的各種體制機(jī)制障礙，堅(jiān)持創(chuàng)新發(fā)展，綠色發(fā)展，協(xié)調(diào)發(fā)展，著力提高地區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率，為地區(qū)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提供持久動(dòng)力。二是各地區(qū)要立足本地實(shí)際，不斷調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極培育戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，尋求地區(qū)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的突破口。同時(shí)也要注意加強(qiáng)生態(tài)環(huán)境保護(hù)，不斷健全生態(tài)環(huán)境的管理制度，將生態(tài)環(huán)境改善情況納入企業(yè)考核和政府政績(jī)?cè)u(píng)價(jià)中。本文分析表明，我國(guó)不少省區(qū)甚至包括一些東部省區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)緩慢，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出效率低下，部分省區(qū)甚至為了追求眼前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放松了對(duì)環(huán)境的管制，只要GDP，不要綠色GDP。這種短視行為或可以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的一時(shí)增長(zhǎng)，但在當(dāng)前資源、環(huán)境壓力日益加大，國(guó)家強(qiáng)調(diào)“供給側(cè)改革”，并越來(lái)越重視提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和效益的大背景下，這一行為將難以為繼，未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最終還是要回歸到發(fā)展新技術(shù)，發(fā)展新產(chǎn)業(yè)，全面提高環(huán)境全要素生產(chǎn)率上來(lái)。

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Source of Green Economic Growth and Spatial Measurement of Its Convergence in Chinese Provincial-level Administrative Areas

SHI Feng-guang
（School of Economics,Anyang Normal University,Anyang 455000,China）

By using the green economic growth accounting framework based on the directional environmental production function,this pa?per decomposes the economic growth of Chinese provincial-level administrative areas from 2000 to 2015 into environmental technology progress(MLTC),environmental technology efficiency(MLEC),environmental regulation(EPC),industrial environment structure(IES)and factor input(INP),and then tests the spatial σ ce convergence and the spatial β convergence of each growth source.The study finds that al?though environmental TFP is an important force to drive economic growth at provincial-level in China,on the whole,its contribution to eco?nomic growth is less than factor input,whereas environmental regulation and industrial environment structure have less impacts on the eco?nomic growth at provincial-level in China.The study also shows that the sources of economic growth at provincial-level in China have a significant spatial correlation.Through the spatial σ convergence test and the spatial β convergence test,the paper finds that there are dif?ferent degrees of spatial divergent trend of economic growth contributed by environmental technology progress,environmental technology efficiency,environmental regulation and industrial environment structure,whereas economic growth contributed by factor input has a sig?nificant spatial convergence trend,which is the main force to narrow the economic gap between provinces in China by further analysis.

environmental TFP;environmental regulation;industrial environment structure;sources of green economic growth;spatial con?vergence

F061.5；F062.2

A

1007-5097（2017）12-0091-09

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.12.012

2017-03-07

河南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（2015BJJ037）；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（U1304708）；河南省高等學(xué)校青年骨干教師資助計(jì)劃項(xiàng)目（2015GGJS-005）；教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目（16JJD790063）

石風(fēng)光（1975-），男，江蘇沛縣人，副教授，管理學(xué)博士，副院長(zhǎng)，研究方向：經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)管理。

［責(zé)任編輯：張 兵］