資源環(huán)境約束下區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效率研究

徐小鷹

（中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢430074）

0 引言

中國經(jīng)濟(jì)在經(jīng)歷長達(dá)30多年的高速增長后，近幾年的經(jīng)濟(jì)增速大幅放緩，2015年中國經(jīng)濟(jì)增速降至6.9%，創(chuàng)下了25年以來的新低。經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡是我國基本國情之一。改革開放以來，各區(qū)域經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體水平有了較大幅度的提升，各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長速度呈現(xiàn)出一定的差異性，1995—2006年期間東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度明顯高于中部和西部，2007—2014年間東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速放緩，低于中部和西部，這種增長的差異性源于不同時(shí)期國家的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略有所差異。和全國平均增速變化趨勢相同，從2011年開始，三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增速均呈現(xiàn)下降態(tài)勢，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)特征已然突顯。

2014年12月中央經(jīng)濟(jì)工作會議首次闡述了新常態(tài)的基本特征，明確指出，“過去能源資源和生態(tài)環(huán)境空間相對較大，現(xiàn)在環(huán)境承載能力已經(jīng)達(dá)到或接近上限，必須推動形成綠色低碳循環(huán)發(fā)展新方式”。從目前情況來看，我國能源資源約束日益加劇，生態(tài)環(huán)境問題仍然突出，調(diào)整結(jié)構(gòu)和提高能效的壓力還在不斷加大，提高經(jīng)濟(jì)增長效率已然成為經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下我國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式雙重目標(biāo)的戰(zhàn)略性要求。因此，在這樣的背景下，研究中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效率及影響因素顯得十分重要。

本文將從以下幾個方面展開分析：一是采用非期望產(chǎn)出的SBM方向性距離函數(shù)測算出在資源環(huán)境約束下我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的無效率值，并對無效率值的來源加以分解；二是采用相加結(jié)構(gòu)的生產(chǎn)率指數(shù)測算出資源環(huán)境約束下我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的全要素生產(chǎn)率，并對其成分進(jìn)行分解；三是采用Tobit模型對經(jīng)濟(jì)增長效率的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，并據(jù)此提出相應(yīng)的政策建議。

1 研究方法

在進(jìn)行效率和生產(chǎn)率分析之前，必須要構(gòu)建一個有效的技術(shù)邊界。由于本文是在資源環(huán)境約束下進(jìn)行效率和生產(chǎn)率的分析，故參考Fare等（2007）的方法，構(gòu)造一個包含投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集。假設(shè)每一個省份使用N種投入x=(x1，…，xN)∈RN+，生產(chǎn)出M種期望產(chǎn)出y=(y1，…，yM)∈R+M，同時(shí)排放 I種非期望產(chǎn)出b=(b1，…，bI)∈R+I。 在 每 一 個 時(shí) 期t(t=1，…，T) 第k(k=1，…，K)個省份的投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出值為(xk.t，yk.t，bk.t)。在生產(chǎn)可能性集滿足一系列假設(shè)條件下，運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法構(gòu)造如下模型：

1.1 SBM方向性距離函數(shù)

DEA方法最初是基于徑向和基于角度對效率進(jìn)行測度的?；趶较蚴侵冈谶M(jìn)行效率測度之前要先設(shè)置投入導(dǎo)向（Input-oriented）或者產(chǎn)出導(dǎo)向（Output-oriented），基于角度則強(qiáng)調(diào)只能從產(chǎn)出或投入某一個角度來測算效率。若選擇基于徑向來測算效率，那么投入產(chǎn)出如果出現(xiàn)非零松弛變量時(shí)，則最初的DEA方法由于不能測算出松弛變量導(dǎo)致的影響將會無效。

Tone Karou（2001）率先提出了基于松弛的（Slack-based measure，SBM）非徑向和非角度的效率測算方法，后來Fukuyama和Weber等（2009）將方向性距離函數(shù)和SBM測算方法加以綜合來測度效率，進(jìn)而提高了技術(shù)效率測算的精準(zhǔn)度。

根據(jù)Tone Karou（2001）、Fukuyama和Weber（2009），這里將考慮資源環(huán)境約束下的SBM方向性距離函數(shù)定義為：

其中，(xt，k，yt，k，bt，k)表示第 k 省第 t時(shí)期的投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，(gx，gy，gb)表示取值大于零的方向向量表示投入松弛向量、期望產(chǎn)出松弛向量和非期望產(chǎn)出松弛向量。接下來，通過對上述線性規(guī)劃加以求解，能夠得到t期第i省的無效率值。為了進(jìn)一步得到無效率值的具體成分，這里將借鑒Cooper等（2007）的方法將無效率值進(jìn)行如下分解：

其中，投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的無效率值可進(jìn)一步分解為：

由于投入包含勞動、資本和能源等變量，非期望產(chǎn)出包含CO2、煙塵、SO2和廢水等變量，因此可以將無效率值進(jìn)一步分解：

1.2 Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)

國外學(xué)者往往采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法中的Malmquist指數(shù)（M指數(shù)）來測算生產(chǎn)率，最初測算生產(chǎn)率的方法大都是基于Shepard產(chǎn)出距離函數(shù)。Chung等（1997）在M指數(shù)基礎(chǔ)上考慮到環(huán)境因素進(jìn)行擴(kuò)展得到ML指數(shù)。M指數(shù)和ML指數(shù)都是基于角度和基于徑向的，不能在投入的減少的同時(shí)考慮到產(chǎn)出的增加。之后，Chamber等（1996）為了彌補(bǔ)上述兩種指數(shù)的缺陷，提出了一種新的生產(chǎn)率測算指標(biāo)，即Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)，這個指標(biāo)能夠同時(shí)考慮到投入減少和產(chǎn)出增加，而且不要求投入產(chǎn)出變量等比例變動。本文借鑒Chamber等（1996）的研究方法，將t期到t+1期的Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)定義為：根據(jù)Grosskop（f2003）的分析思路，Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)能夠進(jìn)一步分解為純技術(shù)進(jìn)步（LPTP）、純效率變化（LPEC），技術(shù)規(guī)模變化（LTSC）和規(guī)模效率變化（LSEC）：

上述指數(shù)及其分解值LTFP、LPEC、LPTP、LSEC和LTSC若都小于0，則表示生產(chǎn)率降低，效率降低，技術(shù)降低，規(guī)模效率降低，技術(shù)向CRS靠攏；反之，若都大于0，則表示生活率提高，效率提升，技術(shù)進(jìn)步，規(guī)模效率提高，技術(shù)則偏離CRS。接下來，需要在規(guī)模報(bào)酬不變和規(guī)模報(bào)酬可變兩種不同假設(shè)條件下，分別對Luenberger生產(chǎn)率指標(biāo)加以進(jìn)一步分解。

2 數(shù)據(jù)處理及實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)處理

按照以上實(shí)證研究方法，這里將選取我國東部、中部和西部①各區(qū)域的具體劃分如下：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省市區(qū)；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省區(qū)；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12省市區(qū)。1995—2014年的投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的數(shù)據(jù)?？紤]到西藏地區(qū)眾多變量數(shù)據(jù)的缺失，故這里將西藏排除，以30個省份的數(shù)據(jù)為樣本，并細(xì)分為三大區(qū)域。不同年份的投入和產(chǎn)出變量的數(shù)據(jù)主要來源于歷年的《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.1.1 期望產(chǎn)出變量

本文選取30個省份以2000年為基期的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值。

2.1.2 非期望產(chǎn)出變量

關(guān)于非期望產(chǎn)出變量的選擇，目前學(xué)術(shù)界存在著較大的爭議。本文主要選擇的污染物排放指標(biāo)包含SO2、CO2、廢水排放量和煙塵排放量。由于中國統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有直接給出CO2的排放數(shù)據(jù)，本文將CO2的主要來源界定為石油、煤炭和天然氣這三種能源，借鑒國家發(fā)改委能源研究所（2003）和IPCC（2006）的方法，然后結(jié)合這三種能源的碳排放系數(shù)計(jì)算得出CO2的數(shù)值②參考李鎧、齊紹洲（2011），石油、煤炭和天然氣的CO2排放系數(shù)分別為：2.136、2.741和1.626（萬噸/萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。。

2.1.3 投入變量

（1）勞動投入：選取各省份歷年從業(yè)人員數(shù)量作為勞動投入。

（2）資本投入：資本存量的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒沒有直接給出，通常采用永續(xù)盤存法計(jì)算得出。本文研究所采用的數(shù)據(jù)將借鑒單豪杰（2008）的測算結(jié)果，同時(shí)將30個省份的資本存量數(shù)據(jù)調(diào)整為2000年為基期。

（3）資源投入：將資源等投入納入到效率測算中，主要是作為非期望產(chǎn)出的對應(yīng)來源。本文以各個省的能源消耗總量為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，折算成標(biāo)準(zhǔn)煤計(jì)算，單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。

2.2 實(shí)證分析

根據(jù)上述研究方法，采用Maxdea6.6軟件，首先估算出CRS和VRS兩種不同假設(shè)下各個區(qū)域1995—2014年間資源環(huán)境約束下經(jīng)濟(jì)增長無效率值，并在此基礎(chǔ)上對投入和非期望產(chǎn)出的無效率成分進(jìn)行分解；然后運(yùn)用軟件估算出資源環(huán)境約束下不同區(qū)域的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，并對該指數(shù)進(jìn)行成分分解。

（1）資源環(huán)境約束下經(jīng)濟(jì)增長效率及其分解

根據(jù)上述研究方法，這里將采用Maxdea軟件估算出CRS和VRS兩種不同假設(shè)下各個區(qū)域1995—2014年間資源環(huán)境約束下經(jīng)濟(jì)增長無效率值，并在此基礎(chǔ)上對投入和非期望產(chǎn)出的無效率成分進(jìn)行分解。表1是在CRS和VRS假設(shè)下全國及三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長無效率值及其成分分解。通過觀察發(fā)現(xiàn)，兩種假設(shè)下估算的結(jié)果差異較大，參考Zheng et al.(1998)，接下來的分析主要是基于VRS假設(shè)下的結(jié)果。

表1 1995—2014年我國各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長無效率值及其來源分解

表1結(jié)果表明，在VRS假設(shè)下，1995—2014年間資源環(huán)境約束下我國經(jīng)濟(jì)增長無效率的平均值為0.192。綜合分析投入和產(chǎn)出所導(dǎo)致的無效率具體情況，其中期望產(chǎn)出導(dǎo)致的無效率值最低，僅有0.011；其次是投入導(dǎo)致的無效率，其中三項(xiàng)投入中，勞動投入所導(dǎo)致的無效率值最高，達(dá)到0.036，能源投入次之。與期望產(chǎn)出和投入相比，非期望產(chǎn)出導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長無效率值高達(dá)0.108，約占無效率值總量的56.25%。因此，考慮到資源環(huán)境約束，我國目前經(jīng)濟(jì)增長無效率的主要原因在于污染排放、能效低下和人力資本水平較低。

從各個區(qū)域情況來看，經(jīng)濟(jì)增長無效率值存在明顯差異。三大區(qū)域中東部地區(qū)資源環(huán)境約束下經(jīng)濟(jì)增長無效率值最低，僅有0.101，表明東部經(jīng)濟(jì)增長效率高于全國平均水平，但非期望產(chǎn)出仍然是導(dǎo)致其無效率的主要原因。與東部相比，中部和西部的經(jīng)濟(jì)增長無效率值明顯偏高，分別為0.276和0.325。對于中部地區(qū)而言，經(jīng)濟(jì)增長無效率的來源主要在于非期望產(chǎn)出和投入；而西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長無效值除了投入和非期望產(chǎn)出外，期望產(chǎn)出所導(dǎo)致的無效值也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他地區(qū)和全國平均水平。

（2）資源環(huán)境約束下全要素生產(chǎn)率及其分解

與經(jīng)濟(jì)增長效率不同，全要素生產(chǎn)率是一種動態(tài)分析，它不僅能夠分析效率的變化，還可以分析生產(chǎn)前沿面的移動，即技術(shù)進(jìn)步。根據(jù)上述研究方法，本文將采用Maxdea軟件估算出資源環(huán)境約束下不同區(qū)域的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，然后對該指數(shù)進(jìn)行成分分解。表2是1995—2014年全國及各個區(qū)域資源環(huán)境約束下經(jīng)濟(jì)增長的全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其成分分解。

表2 1995—2014年我國各區(qū)域全要素生產(chǎn)率指數(shù)及指數(shù)分解

表2結(jié)果表明，1995—2014年間全國經(jīng)濟(jì)增長的全要素生產(chǎn)率為0.56%，該數(shù)值比劉瑞翔等（2012）估算的結(jié)果要低一些，究其原因，可能在于變量指標(biāo)的選取和研究所選擇的時(shí)間區(qū)間不同所致。從全國來看，技術(shù)效率變化指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)分別為-0.21%和0.77%，這說明1995—2014年間我國存在技術(shù)進(jìn)步，但是技術(shù)變化效率低下，影響了全要素生產(chǎn)率的提升。

從各個區(qū)域來看，東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率明顯高于其他地區(qū)和全國平均水平，達(dá)到0.71%，其中技術(shù)進(jìn)步較為顯著，LTP為1.05%，但技術(shù)效率低下依然是影響全要素生產(chǎn)率提高的主要原因。中部和西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率低于東部和全國平均水平，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)分別為0.65%和0.47%，雖然中部和西部技術(shù)效率為負(fù)值，但是其規(guī)模效率得到提高，這一點(diǎn)有別于東部和全國平均水平。

3 資源環(huán)境約束下區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效率的影響因素分析

上文分析了資源環(huán)境約束下我國各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效率和全要素生產(chǎn)率，這一部分將對經(jīng)濟(jì)增長效率和全要素生產(chǎn)率的影響因素進(jìn)行詳細(xì)分析。本文借鑒前人研究成果，并結(jié)合我國現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況，將選擇如下影響因素。（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：用工業(yè)增加值占GDP的比重來表示。（2）經(jīng)濟(jì)開放度：用實(shí)際利用外資額占GDP的比重表示外資依存度。用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重表示外貿(mào)依存度。（3）金融發(fā)展水平：用金融相關(guān)率來衡量這一指標(biāo)，即金融機(jī)構(gòu)存貸款總額占GDP的比重來表示。（4）人力資本：用普通高校在校生人數(shù)占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?。?）非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平：用（1-（國有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出/GDP））來表示。（6）市場化程度：用（外資+自籌+其他）占全社會固定資產(chǎn)總投資）來表示。（7）政府干預(yù)程度：用財(cái)政支出占GDP的比重來表示。（8）環(huán)境管制能力：用工業(yè)環(huán)境治理投資額占工業(yè)生產(chǎn)增加值的比重來表示。

本文將采用Tobit模型對經(jīng)濟(jì)增長效率的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，采用面板數(shù)據(jù)模型對經(jīng)濟(jì)增長全要素生產(chǎn)率的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。鑒于此，這里將分別構(gòu)建如下兩個理論模型：

其中，i表示區(qū)域，t表示時(shí)期，E表示經(jīng)處理后的經(jīng)濟(jì)增長效率值，LTFP，表示經(jīng)處理后的全要素生產(chǎn)率；IND代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；FDI代表外資依存度；TRA代表外貿(mào)依存度；FIN代表金融發(fā)展水平；HC代表人力資本；NST代表非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；MAR代表市場化程度；GOV代表政府干預(yù)程度；ER表示環(huán)境管制能力。

表3給出了具體分析結(jié)果。在規(guī)模報(bào)酬可變和不變兩種不同假設(shè)條件下，各個因素對經(jīng)濟(jì)增長效率的影響方向是相同的。在分析經(jīng)濟(jì)增長全要素生產(chǎn)率時(shí)采用的是固定效應(yīng)模型。

表3 經(jīng)濟(jì)增長效率和全要素生產(chǎn)率的影響因素分析

在眾多影響因素中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)程度和環(huán)境管制能力對經(jīng)濟(jì)增長效率和全要素生產(chǎn)率的影響均為負(fù)值，且影響顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的負(fù)面影響表明，我國工業(yè)化程度的不斷加深使得資源環(huán)境約束下的經(jīng)濟(jì)增長效率和全要素生產(chǎn)率下降。所以，在今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展中要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷升級，積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，同時(shí)要鼓勵走新型工業(yè)化道路，降低工業(yè)化對經(jīng)濟(jì)效率的不利影響。政府干預(yù)程度的負(fù)面影響說明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中政府的過多行政干預(yù)會降低經(jīng)濟(jì)增長效率和技術(shù)進(jìn)步，因此，必須逐步完善市場體系，發(fā)揮市場決定性作用。環(huán)境管制能力的低下降低經(jīng)濟(jì)增長效率，而導(dǎo)致管制能力的低下的原因是多方面的，如制定和適時(shí)調(diào)整排污技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)要求政府能夠掌握大量準(zhǔn)確可靠的信息，一旦信息出現(xiàn)差錯都可能降低管制措施的有效性；此外，排污收費(fèi)制度的費(fèi)率太低，這一制度并沒有發(fā)揮通過市場手段來控制污染的作用，同時(shí)導(dǎo)致了市場資源配置的扭曲。

從經(jīng)濟(jì)開放度對二者的影響來看，無論是外資依存度還是外貿(mào)依存度，對經(jīng)濟(jì)增長效率和全要素生產(chǎn)率都有顯著促進(jìn)作用。FDI的積極影響否定了“污染天堂假說”，即：環(huán)境規(guī)制的變化會導(dǎo)致污染密集型產(chǎn)業(yè)從環(huán)境規(guī)則較嚴(yán)的國家逐漸轉(zhuǎn)移到規(guī)制相對寬松的國家。進(jìn)口貿(mào)易通過多種途徑會產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，如進(jìn)口中間產(chǎn)品能夠提高國內(nèi)勞動生產(chǎn)率，促進(jìn)國內(nèi)資源的優(yōu)化配置或新技術(shù)的產(chǎn)生等，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長效率的提高和技術(shù)進(jìn)步。

金融發(fā)展水平對二者的影響最為顯著，這表明，我國金融深化在不斷加強(qiáng)，金融體制改革初見成效，通過建立和完善金融服務(wù)體系、金融市場體系和金融監(jiān)管體系，有效的配置社會經(jīng)濟(jì)資源，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長效率的提升。

人力資本對二者均有顯著的促進(jìn)作用，但與對經(jīng)濟(jì)增長效率的影響相比，這一因素對全要素生產(chǎn)率的影響程度明顯偏低，這表明目前我國人力資本水平偏低，不能有效地促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步。從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長效率的提升將更多依靠人力資本質(zhì)量和技術(shù)進(jìn)步，因此，必須提高人力資本質(zhì)量，培養(yǎng)創(chuàng)新型人力資本。

非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場化程度對二者都產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，相比之下，對全要素生產(chǎn)率的影響程度更為明顯，前者可能源于非國有經(jīng)濟(jì)能夠產(chǎn)生有利的外部性，如民營企業(yè)的發(fā)展會加劇市場上企業(yè)之間的競爭，要求企業(yè)必須提高自身效率，以免被激烈的競爭所淘汰；外資經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會帶來先進(jìn)的生產(chǎn)技能和管理經(jīng)驗(yàn)，并產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)。后者可能是由于我國市場化改革推進(jìn)了資源配置效率的改善，從而提高了全要素生產(chǎn)率。

4 結(jié)論與建議

本文以1995—2014年我國省際數(shù)據(jù)為樣本，采用非期望產(chǎn)出的SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)，測算了資源環(huán)境約束下我國東部、中部和西部三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長效率和全要素生產(chǎn)率，并在此基礎(chǔ)上采用Tobit模型和固定效應(yīng)模型分別對經(jīng)濟(jì)增長效率和全要素生產(chǎn)率的影響因素進(jìn)行了全面分析，得到以下基本結(jié)論：

在資源環(huán)境約束下，我國經(jīng)濟(jì)增長無效率的主要原因在于污染排放嚴(yán)重和能源效率低下。從區(qū)域?qū)用鎭砜?，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長無效率值低于中部和西部，通過無效率成分分解發(fā)現(xiàn)，東部的無效率主要是由非期望產(chǎn)出所致，中部地區(qū)則主要緣于非期望產(chǎn)出、勞動投入和資源投入，西部地區(qū)的增長無效率除了上述原因外，期望產(chǎn)出的無效率也是一個重要原因。

通過對全要素生產(chǎn)率分析，發(fā)現(xiàn)1995—2014年間我國經(jīng)濟(jì)增長的全要素生產(chǎn)率僅為0.56%，其中，技術(shù)進(jìn)步較為明顯，但是由于技術(shù)變化效率低下，最終影響了全要素生產(chǎn)率的提高。從各個區(qū)域來看，東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率明顯高于其他地區(qū)和全國平均水平，其中技術(shù)進(jìn)步較為顯著，但技術(shù)效率低下依然是影響全要素生產(chǎn)率提高的主要原因。中部和西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率低于東部和全國平均水平，雖然中部和西部技術(shù)效率為負(fù)值，但是其規(guī)模效率在此期間有所提高，這一點(diǎn)有別于東部和全國平均水平。

通過對資源環(huán)境約束下區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效率和全要素生產(chǎn)率影響因素的分析，發(fā)現(xiàn)在規(guī)模報(bào)酬可變和規(guī)模報(bào)酬不變兩種不同假設(shè)下，各個因素對經(jīng)濟(jì)增長效率的影響方向是相同的。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)程度和環(huán)境管制能力對二者有顯著的負(fù)面影響，而經(jīng)濟(jì)開放度、金融發(fā)展水平、人力資本、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場化程度對二者有顯著的促進(jìn)作用。

根據(jù)以上結(jié)論，為了提高資源環(huán)境約束下中國經(jīng)濟(jì)的增長效率和全要素生產(chǎn)率，適應(yīng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，我國必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)發(fā)展、能源消耗和環(huán)境保護(hù)之間的相互關(guān)系。不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，同時(shí)要鼓勵走新型工業(yè)化道路，降低工業(yè)化對經(jīng)濟(jì)效率的不利影響；減少經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中政府的過多行政干預(yù)，逐步完善市場體系，發(fā)揮市場決定性作用；逐步改變以GDP作為地方政府主要考核指標(biāo)的政績考核機(jī)制，加大對環(huán)境污染破環(huán)的治理強(qiáng)度，提高環(huán)境管制能力；根據(jù)不同區(qū)域的資源稟賦和發(fā)展特點(diǎn)，制定切實(shí)可行的政策方案，以最大限度的提高區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長效率。