中國(guó)省際綠色技術(shù)進(jìn)步偏向異質(zhì)性及影響因素研究

丁黎黎 楊穎 鄭慧 王壘

摘要?作為全要素生產(chǎn)率的重要組成，技術(shù)進(jìn)步及其在資源環(huán)境等不同要素間的偏向?qū)ξ覈?guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響。考慮區(qū)域綠色生產(chǎn)技術(shù)差異，論文構(gòu)建了一種新的Malmquist-Luenberger多維分解指數(shù)模型，該模型不僅能夠識(shí)別出綠色技術(shù)進(jìn)步是否存在投入與產(chǎn)出的組間偏向，而且對(duì)投入要素群及產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向具有較好的辨別能力。論文以2005—2017年為時(shí)間跨度，選取我國(guó)30個(gè)省份進(jìn)行綠色技術(shù)進(jìn)步測(cè)度，對(duì)涵蓋勞動(dòng)力、資本、能源的投入要素群與包括污染物排放與GDP的產(chǎn)出要素群的組間及組內(nèi)偏向特征予以分析，并給出引致綠色技術(shù)進(jìn)步及其偏向的作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：①中性綠色技術(shù)進(jìn)步與投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步對(duì)區(qū)域技術(shù)水平提高具有促進(jìn)作用，能夠使技術(shù)水平年均上升0.57%和1.43%，但產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步在一定程度上抑制了區(qū)域技術(shù)水平的進(jìn)一步提升，年均下降0.49%。②從投入要素群組內(nèi)偏向來(lái)看，自西向東，資本密集使用、勞動(dòng)與能源節(jié)約的要素驅(qū)動(dòng)特征逐漸顯著，產(chǎn)出要素群多表現(xiàn)出環(huán)境友好型技術(shù)進(jìn)步特征。③對(duì)綠色偏向性技術(shù)進(jìn)步異質(zhì)性形成機(jī)理的研究發(fā)現(xiàn)，能源結(jié)構(gòu)調(diào)整大幅度改善了中性綠色技術(shù)進(jìn)步而對(duì)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步存在抑制作用，但這一抑制相對(duì)有限，僅為促進(jìn)作用的49.09%;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)趨向于整體性的提高資源配置的高級(jí)化與合理化，即形成中性綠色技術(shù)進(jìn)步而對(duì)投入及產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步存在負(fù)面影響;外貿(mào)依存度對(duì)產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的影響為正;環(huán)境規(guī)制引導(dǎo)了企業(yè)綠色技術(shù)革新，可能對(duì)生產(chǎn)性資本臨時(shí)占用而對(duì)當(dāng)期中性綠色技術(shù)進(jìn)步有抑制作用，但對(duì)投入偏向性技術(shù)進(jìn)步及下一期的中性技術(shù)進(jìn)步具有正向影響。

關(guān)鍵詞?Malmquist-Luenberger指數(shù);綠色偏向性技術(shù)進(jìn)步;要素群組內(nèi)偏向

中圖分類(lèi)號(hào)?F124.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼?A文章編號(hào)?1002-2104（2020）09-0084-09??DOI：10.12062/cpre.20200417

長(zhǎng)期以來(lái)，主流經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的中性假設(shè)已經(jīng)受到了挑戰(zhàn)，由于技術(shù)進(jìn)步能夠?qū)е陆?jīng)濟(jì)系統(tǒng)對(duì)某種要素的依賴(lài)性加強(qiáng)或減弱，使得要素產(chǎn)出彈性或要素邊際產(chǎn)出比發(fā)生變化，從而表現(xiàn)為技術(shù)進(jìn)步的要素偏向性特征[1]，偏向性技術(shù)進(jìn)步逐漸受到關(guān)注。十九大報(bào)告指出 “推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革，提高全要素生產(chǎn)率”，在人口紅利逐漸減退、資源環(huán)境約束日益顯著的背景下，將節(jié)能減排理念引入科技創(chuàng)新活動(dòng)，引導(dǎo)技術(shù)進(jìn)步向綠色創(chuàng)新方向轉(zhuǎn)變成了驅(qū)動(dòng)我國(guó)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。如何構(gòu)建一種綠色技術(shù)進(jìn)步測(cè)度模型，探究綠色技術(shù)進(jìn)步的要素配置偏向特征，來(lái)解釋人才、資本、資源、生態(tài)環(huán)境等政策在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中的真實(shí)作用，以綠色創(chuàng)新推進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展成為學(xué)術(shù)研究的關(guān)鍵問(wèn)題。

1?文獻(xiàn)綜述

目前對(duì)于偏向性技術(shù)進(jìn)步的測(cè)度主要涉及參數(shù)法和非參數(shù)法兩種思路。參數(shù)法依托生產(chǎn)函數(shù)的改進(jìn)，推導(dǎo)出包含偏向性技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的全要素生產(chǎn)率函數(shù)，借以闡釋偏向性技術(shù)進(jìn)步對(duì)全要素生產(chǎn)率變化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，如Antonelli和Quatraro[2]對(duì)偏向性技術(shù)進(jìn)步與全要素生產(chǎn)率二者之間的作用機(jī)制進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步偏向于豐裕要素時(shí)會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率提升起到促進(jìn)作用，反之則會(huì)抑制全要素生產(chǎn)率的提高。王衛(wèi)和綦良群[3]采用超越對(duì)數(shù)形式的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，指出技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)裝備制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升具有重要貢獻(xiàn)，但其偏向性成分在一定程度上抑制了生產(chǎn)率的提升。由于CES生產(chǎn)函數(shù)與現(xiàn)實(shí)更貼近，因而其在有偏技術(shù)進(jìn)步估算中被廣泛應(yīng)用，大量學(xué)者在此領(lǐng)域進(jìn)行了廣泛研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)多數(shù)地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步均表現(xiàn)為資本偏向，且這一偏向由東向西逐漸加強(qiáng)[4-6]。

非參數(shù)方法主要是通過(guò)生產(chǎn)前沿面在不同時(shí)期的非等位移動(dòng)，導(dǎo)致各要素的邊際產(chǎn)出比發(fā)生改變而對(duì)技術(shù)進(jìn)步的要素偏向進(jìn)行分析。其中以Fare等[7]的研究為起點(diǎn)，以DEA-Malmquist指數(shù)方法為基準(zhǔn)，從投入與產(chǎn)出兩端入手對(duì)技術(shù)進(jìn)步予以分解，探求其偏向成分對(duì)全要素生產(chǎn)率及技術(shù)進(jìn)步的作用，并對(duì)技術(shù)進(jìn)步在資本與勞動(dòng)兩種要素之間的偏向進(jìn)行識(shí)別。Malmquist指數(shù)方法的引入規(guī)避了生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定引致的主觀性偏差。此后，學(xué)者秉持這一理念對(duì)偏向性技術(shù)進(jìn)步的非參數(shù)測(cè)度方法進(jìn)行了應(yīng)用和擴(kuò)展，如Chen和Yu[8]在資本、勞動(dòng)基礎(chǔ)上考慮能源投入，發(fā)現(xiàn)經(jīng)合組織35國(guó)中多表現(xiàn)為資本使用與勞動(dòng)節(jié)約傾向。王班班和齊紹洲[9]發(fā)現(xiàn)偏向性技術(shù)進(jìn)步對(duì)全要素生產(chǎn)率提高具有積極作用，同時(shí)具有能源節(jié)約的偏向性特征。Weber和Domazlicky[10]、Peng等[11]在此領(lǐng)域也進(jìn)行了相關(guān)的研究。

上述以Malmquist指數(shù)方法為基礎(chǔ)的非參數(shù)偏向性技術(shù)進(jìn)步的分析解釋了技術(shù)進(jìn)步偏向資本、勞動(dòng)力或能源等投入要素，忽略了非期望產(chǎn)出的存在，因此其對(duì)全要素生產(chǎn)率及技術(shù)進(jìn)步水平的測(cè)度存在一定的偏差[12-13]。在此啟發(fā)下，一些學(xué)者主張將環(huán)境負(fù)產(chǎn)出納入到分析框架，如Song和Wang[14]提出采用超效率SBM模型，將偏向性技術(shù)進(jìn)步分解為節(jié)能型技術(shù)進(jìn)步與減排型技術(shù)進(jìn)步，但其忽略了技術(shù)進(jìn)步可能在資本、勞動(dòng)等多種要素間均存在偏向，且其采用的超效率SBM模型在對(duì)零值和正值的最優(yōu)松弛處理存在顯著差別，因此存在一定的局限性。在對(duì)我國(guó)工業(yè)部門(mén)的研究中，楊翔等[15]將SBM方向性距離函數(shù)與Malmquist-Luenberger指數(shù)相結(jié)合，為綠色技術(shù)進(jìn)步測(cè)度提出了新的測(cè)度思路。但是，該文獻(xiàn)只進(jìn)行了綠色技術(shù)進(jìn)步對(duì)投入要素偏向判斷，缺少綠色技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)出，尤其是環(huán)境壞產(chǎn)出偏向的研究，無(wú)法探究綠色技術(shù)進(jìn)步與生態(tài)環(huán)境政策之間的聯(lián)動(dòng)性。

綜合上述文獻(xiàn)，以往參數(shù)方法下的偏向性技術(shù)進(jìn)步的研究主要以CES生產(chǎn)函數(shù)法為主，在此框架下，模型假設(shè)較為苛刻，對(duì)非期望產(chǎn)出的處理存在一定困難，且生產(chǎn)函數(shù)的主觀設(shè)定對(duì)評(píng)估結(jié)果具有較大的影響。近年來(lái)雖然有學(xué)者開(kāi)始使用非參數(shù)的DEA方法，但多是基于Mamlquist生產(chǎn)率指數(shù)構(gòu)建評(píng)估手段，主要探討了技術(shù)進(jìn)步對(duì)勞動(dòng)、資本與GDP的偏向性，而忽略了非期望產(chǎn)出造成的福利損失。環(huán)境惡化型技術(shù)進(jìn)步雖然能夠在短期內(nèi)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，但由此引致的環(huán)境問(wèn)題降低了技術(shù)進(jìn)步帶來(lái)的效用。所以，在對(duì)投入端進(jìn)行要素配置偏向分析的同時(shí)，將非期望產(chǎn)出納入技術(shù)進(jìn)步的偏向性分析具有重要意義。論文提出了一種新的Malmquist-Luenberger多維分解指數(shù)，該指數(shù)不僅能測(cè)度資源環(huán)境影響下的綠色技術(shù)進(jìn)步的組間偏向，而且可實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)進(jìn)步對(duì)投入要素群與產(chǎn)出要素群的組內(nèi)偏向的識(shí)別。論文以2005—2017年為時(shí)間跨度，選取我國(guó)除港、澳、臺(tái)及西藏以外的30個(gè)省份進(jìn)行了綠色技術(shù)進(jìn)步測(cè)度及其對(duì)勞動(dòng)力、資本、能源、污染物排放、GDP等要素的組間及組內(nèi)偏向特征分析，并對(duì)引致綠色技術(shù)進(jìn)步及其偏向性存在異質(zhì)性的影響因素進(jìn)行了分析。

2?研究方法

2.1?綠色技術(shù)進(jìn)步要素群組間偏向的測(cè)度

其中，EC度量了決策單元的效率變化，衡量了經(jīng)濟(jì)間的追趕效應(yīng);TC測(cè)度了兩期內(nèi)技術(shù)水平的變化，TC大于1，表明技術(shù)進(jìn)步，如果TC小于1則說(shuō)明科技水平存在倒退[16]。為進(jìn)一步分析技術(shù)進(jìn)步在投入要素群、產(chǎn)出要素群之間是否存在組間偏向，仿照Fare[7]的研究，對(duì)TC指數(shù)進(jìn)一步分解為中性綠色技術(shù)進(jìn)步、投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步以及產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步：

MATC為中性綠色技術(shù)進(jìn)步，衡量?jī)善趦?nèi)技術(shù)進(jìn)步在去除偏向成分后的幅度。IBTC為投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步，刻畫(huà)其在投入要素群相較于產(chǎn)出要素群的組間偏差程度，若IBTC大于1時(shí)，則說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步在不同投入要素間的偏向促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高，IBTC小于1則說(shuō)明技術(shù)在投入要素間的偏向?qū)е铝思夹g(shù)退步。OBTC則是對(duì)產(chǎn)出要素群組間偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的衡量，為產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步，若大于1則說(shuō)明技術(shù)在各產(chǎn)出及非期望產(chǎn)出間的偏向推動(dòng)了生產(chǎn)率的提高，反之則為抑制。

2.2?綠色技術(shù)進(jìn)步要素群組內(nèi)偏向的識(shí)別

IBTC指數(shù)和OBTC指數(shù)分別從投入端和產(chǎn)出端衡量了綠色技術(shù)進(jìn)步的組間偏向程度，但無(wú)法實(shí)現(xiàn)對(duì)具體投入要素群組內(nèi)偏向及產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向的識(shí)別，Weber和Domazlicky[10]提出依據(jù)要素邊際替代率的跨期變動(dòng)以及技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)實(shí)現(xiàn)對(duì)要素偏向的分析，基于上述觀點(diǎn)，在楊翔等[15]的研究基礎(chǔ)上，構(gòu)建要素群組內(nèi)偏向指數(shù)，實(shí)現(xiàn)對(duì)技術(shù)變遷過(guò)程中投入要素I和要素J之間偏向的識(shí)別：

產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向的分析與之類(lèi)似，定義如下的產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向指數(shù)πYB：

其中，Yt+1Bt+1/YtBt為期望產(chǎn)出Y與非期望產(chǎn)出B在兩期內(nèi)的產(chǎn)出邊際替代率之比，πYB>0則說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步偏向于產(chǎn)生更多的期望產(chǎn)出，同時(shí)降低非期望產(chǎn)出，則稱(chēng)這種產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向性技術(shù)進(jìn)步為環(huán)境友好型技術(shù)進(jìn)步，反之，則將其定義為環(huán)境惡化型技術(shù)進(jìn)步。

3?我國(guó)省際綠色技術(shù)進(jìn)步的偏向性測(cè)算與分析

3.1?變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

論文以分省數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)我國(guó)的綠色偏向性技術(shù)進(jìn)步的組間偏向及其要素群組內(nèi)偏向進(jìn)行分析，香港、澳門(mén)、臺(tái)灣以及西藏由于數(shù)據(jù)可等性問(wèn)題未包含在內(nèi)，最終構(gòu)造了2005—2017年30個(gè)省份的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，并根據(jù)我國(guó)傳統(tǒng)區(qū)域劃分及地區(qū)發(fā)展?fàn)顩r，歸屬為東中西三大區(qū)域。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個(gè)省份;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省份;西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏12個(gè)省份（西藏地區(qū)由于數(shù)據(jù)有限，在本研究中并未涉及，因此僅對(duì)西部其余11個(gè)省份進(jìn)行了分析）。數(shù)據(jù)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國(guó)碳排放數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。具體指標(biāo)如下。

（1）投入要素群。選取資本、勞動(dòng)、能源三種投入要素，分別記為K、L和E。其中，以固定資本存量量化資本投入，并借鑒張軍等[17]的永續(xù)盤(pán)存法以2000年為基期進(jìn)行估算。勞動(dòng)方面，以各省年末從業(yè)人數(shù)予以量化。能源投入作為污染物排放的主導(dǎo)誘因，通過(guò)折算為標(biāo)準(zhǔn)煤的能源消耗總量予以量化。

（2）產(chǎn)出要素群。期望產(chǎn)出方面，選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，以2000為基準(zhǔn)年份做不變價(jià)格處理，記為Y。非期望產(chǎn)出選取二氧化碳、二氧化硫以及廢水排放量，并采用熵值法合成環(huán)境污染綜合指數(shù)，記為B。

3.2?綠色技術(shù)進(jìn)步要素群組間偏向的分析

從整體來(lái)看，30個(gè)省份ML指數(shù)均值略小于1，表明在資源環(huán)境約束下，全要素生產(chǎn)率有衰退趨勢(shì)，這一研究結(jié)論與劉華軍等[18]的研究結(jié)論相一致。在全要素生產(chǎn)率的結(jié)構(gòu)構(gòu)成上，TC指數(shù)的平均水平為1.007 2，EC指數(shù)在多數(shù)地區(qū)是小于1的，年均下降0.42%，表明技術(shù)進(jìn)步是提升全要素生產(chǎn)率的核心力量，地區(qū)追趕效應(yīng)并不顯著，效率變動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升具有一定的抑制作用。

技術(shù)進(jìn)步指數(shù)分解情況如圖1所示，TC指數(shù)與MATC指數(shù)的變化趨勢(shì)具有較強(qiáng)趨同性，表明中性綠色技術(shù)進(jìn)步是當(dāng)前我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的主要來(lái)源，但在2012年之后，中性綠色技術(shù)進(jìn)步的推動(dòng)作用逐漸減弱，并呈現(xiàn)出技術(shù)退步的態(tài)勢(shì)。進(jìn)一步分析技術(shù)進(jìn)步中的要素群組間偏向，發(fā)現(xiàn)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步在多數(shù)年份是大于1的，即技術(shù)在資本、勞動(dòng)、能源這一投入要素群的組間偏向?qū)夹g(shù)水平的提升發(fā)揮積極作用，然而，通過(guò)分析OBTC的變化發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步在多數(shù)年份小于1，即技術(shù)進(jìn)步在期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出之間的偏向一定程度上抑制了技術(shù)進(jìn)步的進(jìn)一步提升。從區(qū)域?qū)用鎭?lái)看，我國(guó)三大地區(qū)技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出較強(qiáng)的差異性，如表1所示。具體來(lái)看，就東部地區(qū)而言，技術(shù)進(jìn)步的三種偏向成分對(duì)技術(shù)水平的提高均具有積極作用，IBTC指數(shù)均值為1.019，即技術(shù)進(jìn)步在投入要素群的組內(nèi)偏向?qū)ν苿?dòng)技術(shù)水平的提高具有促進(jìn)作用，是提升東部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的核心力量;OBTC指數(shù)的均值為1.004，呈現(xiàn)促進(jìn)作用，特別是在2012年之后，OBTC指數(shù)的正向變動(dòng)趨勢(shì)明顯，這表明在資源環(huán)境約束下，不同產(chǎn)出要素之間的偏向在一定程度上推動(dòng)了技術(shù)的提升;MATC指數(shù)的均值為1.004，整體發(fā)揮積極作用，但自2009年開(kāi)始，中性綠色技術(shù)進(jìn)步在東部地區(qū)多呈現(xiàn)退步態(tài)勢(shì)，抑制了技術(shù)水平的進(jìn)一步提升。

相較于東部地區(qū)，中性綠色技術(shù)進(jìn)步是中部地區(qū)推動(dòng)技術(shù)水平提升的核心力量，多數(shù)年份均表現(xiàn)為中性綠色技術(shù)進(jìn)步，但2013年之后，這種中性技術(shù)由進(jìn)步轉(zhuǎn)向?yàn)橥瞬?。研究期?nèi)IBTC具有較強(qiáng)的波動(dòng)性，且在投入要素群的偏向出現(xiàn)了周期性的進(jìn)步集聚與退步集聚，在一定程度上表明在資源環(huán)境約束日益收緊的背景下，區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與技術(shù)進(jìn)步二者之間的錯(cuò)配問(wèn)題開(kāi)始凸顯，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)仍需進(jìn)一步調(diào)整，使技術(shù)進(jìn)步與資源稟賦相匹配，產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)退步也印證了這一事實(shí)。西部地區(qū)MATC指數(shù)均值為0.986，在多數(shù)年份對(duì)整體技術(shù)水平具有抑制作用，技術(shù)進(jìn)步在產(chǎn)出要素群及投入要素群的組間偏向先后成為技術(shù)進(jìn)步的驅(qū)動(dòng)力，西部地區(qū)IBTC指數(shù)在2009年至2016年表現(xiàn)為技術(shù)進(jìn)步，表明投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步對(duì)西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率及技術(shù)水平的提升具有推動(dòng)作用，但同時(shí)，技術(shù)進(jìn)步在產(chǎn)出端的優(yōu)勢(shì)消失，且OBTC指數(shù)均值為0.992，即產(chǎn)出方向上的技術(shù)偏向不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，資源環(huán)境約束在西部地區(qū)主要通過(guò)中性綠色技術(shù)進(jìn)步及產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步發(fā)揮作用。

3.3?綠色技術(shù)進(jìn)步要素群組內(nèi)偏向的特征分析

圖2分別展示了我國(guó)30個(gè)省份在2006—2017年技術(shù)進(jìn)步投入要素群組內(nèi)偏向及產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向。利用公式（15）對(duì)資本、能源以及勞動(dòng)三種要素兩兩對(duì)比，可以實(shí)現(xiàn)對(duì)于投入要素群組內(nèi)偏向的識(shí)別，結(jié)果顯示，多數(shù)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步受資本的密集使用所致，技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出勞動(dòng)要素與能源要素的節(jié)約傾向。具體地，從“資本-勞動(dòng)”兩種投入要素的技術(shù)進(jìn)步偏向分析，技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)生整體表現(xiàn)受資本密集使用所驅(qū)動(dòng)，資本驅(qū)動(dòng)型（K-L）技術(shù)進(jìn)步特征較為顯著，表明伴隨我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，勞動(dòng)力成本不斷上升，人口紅利逐漸消失，技術(shù)進(jìn)步有勞動(dòng)力節(jié)約態(tài)勢(shì);就“資本—能源”兩要素來(lái)看，自2009年以來(lái)，技術(shù)進(jìn)步的能源節(jié)約傾向較為明顯，約有三分之二的地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步依賴(lài)于資本的密集使用，且能源偏向型（K-E）技術(shù)進(jìn)步的地區(qū)數(shù)目有上漲趨勢(shì);從“勞動(dòng)-能源”兩種投入要素的技術(shù)進(jìn)步偏向來(lái)看，能源與勞動(dòng)偏向性技術(shù)進(jìn)步的地區(qū)數(shù)目大致相當(dāng)。利用公式（16）可實(shí)現(xiàn)對(duì)產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向的判別，結(jié)果顯示，除2014年外，其余年份多數(shù)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步對(duì)于產(chǎn)出的增加幅度遠(yuǎn)高于污染物排放，屬于環(huán)境友好型技術(shù)進(jìn)步，產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向與當(dāng)前低碳發(fā)展的理念所吻合。

進(jìn)一步對(duì)技術(shù)進(jìn)步的投入要素群組內(nèi)偏向的空間分布予以分析，首先，從資本與勞動(dòng)的技術(shù)進(jìn)步要素偏向來(lái)看，自西向東，勞動(dòng)驅(qū)動(dòng)型（K-L）的要素群組內(nèi)偏向逐漸減弱，資本驅(qū)動(dòng)型（K-L）的要素群組內(nèi)偏向特征逐漸增強(qiáng)。這一現(xiàn)象可能與勞動(dòng)力成本有關(guān)，東部和中部地區(qū)勞動(dòng)力成本相對(duì)較高，且具有相對(duì)豐沛的資本資源，因此技術(shù)進(jìn)步具有較強(qiáng)的勞動(dòng)力節(jié)約特征。而西部地區(qū)人口紅利較為明顯，因此，多由勞動(dòng)驅(qū)動(dòng)，但四川、重慶等其他西部地區(qū)在勞動(dòng)力稟賦上并無(wú)較大優(yōu)勢(shì)，仍表現(xiàn)為資本驅(qū)動(dòng)型（K-L）技術(shù)進(jìn)步。其次，從資本與能源的技術(shù)進(jìn)步要素偏向來(lái)看，其分布狀態(tài)與資本-勞動(dòng)的技術(shù)進(jìn)步要素偏向大致相仿，東部地區(qū)和中部地區(qū)的多數(shù)地區(qū)傾向于能源的節(jié)約，表現(xiàn)出較強(qiáng)的資本驅(qū)動(dòng)型（K-E）技術(shù)進(jìn)步特征，符合我國(guó)節(jié)能減排的發(fā)展目標(biāo)。而西部地區(qū)，多表現(xiàn)為能源驅(qū)動(dòng)型（K-E）的技術(shù)進(jìn)步特征，一方面表明我國(guó)西部地區(qū)能源資源稟賦豐沛，可作為技術(shù)進(jìn)步的驅(qū)動(dòng)力量，另一方面，也表明西部地區(qū)部分省份存在資本缺口，資本相對(duì)缺乏。最后，勞動(dòng)與能源的技術(shù)進(jìn)步要素群組內(nèi)偏向無(wú)顯著的空間分布特征。產(chǎn)出要素群組內(nèi)要素偏向與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，以北京、上海、泛珠江三角洲為典型代表，這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，具有較強(qiáng)的能力實(shí)現(xiàn)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生較差影響的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)行淘汰，因此表現(xiàn)為顯著的環(huán)境友好型特征，而河北、甘肅等省份技術(shù)發(fā)展程度相對(duì)較低，尚停留于環(huán)境破壞型技術(shù)進(jìn)步階段，綠色技術(shù)有待于進(jìn)一步優(yōu)化。

4?區(qū)域綠色偏向性技術(shù)進(jìn)步的影響因素分析

由上述分析可知，不同地區(qū)在技術(shù)進(jìn)步要素群組間及組內(nèi)偏向具有較大差異。在技術(shù)進(jìn)步及其偏向性的影響因素方面，早期研究多從國(guó)際貿(mào)易視角出發(fā)，認(rèn)為貿(mào)易活動(dòng)會(huì)形成“價(jià)格效應(yīng)”或通過(guò)進(jìn)出口競(jìng)爭(zhēng)，推動(dòng)技能偏向性技術(shù)進(jìn)步的形成[19]，而當(dāng)?shù)蛢r(jià)值產(chǎn)品需求擴(kuò)張時(shí)，國(guó)際貿(mào)易可能存在價(jià)值鏈“低端鎖定效應(yīng)”，抑制國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的形成，甚至造成技術(shù)的退步[20]。有研究從環(huán)境規(guī)制入手，提出“波特效應(yīng)”，指出環(huán)境規(guī)制能夠激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)研發(fā)，進(jìn)而引發(fā)技術(shù)進(jìn)步[21]。也有研究指出要素結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等對(duì)技術(shù)進(jìn)步及其偏向上存在不同程度的影響[22-25]。由于偏向性技術(shù)進(jìn)步的度量大多未考慮資源環(huán)境因素，由此形成的偏向性技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)在測(cè)度上存在一定偏差，且這些研究多是考慮偏向性技術(shù)進(jìn)步的某一方面，少有對(duì)技術(shù)進(jìn)步的多維偏向及其作用機(jī)理的細(xì)致分析。顯然，技術(shù)進(jìn)步中的不同偏向成分對(duì)各影響因素的反饋是不同的，因此，有必要對(duì)區(qū)域綠色偏向性技術(shù)進(jìn)步的影響因素及作用機(jī)理進(jìn)行研究。

4.1?模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

為進(jìn)一步解釋引致區(qū)域間技術(shù)進(jìn)步及其在要素群組間偏向性的差異，分別以投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步以及中性綠色技術(shù)進(jìn)步作為被解釋變量，分析各因素對(duì)不同偏向的技術(shù)進(jìn)步的作用方向，進(jìn)而揭示引致區(qū)域技術(shù)差距的內(nèi)在原因，模型構(gòu)建如下：

其中，ES為能源結(jié)構(gòu)，用天然氣消耗在能源消費(fèi)中占比度量;IS為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以第二產(chǎn)業(yè)在地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比表示;Trade代表開(kāi)放程度，以貿(mào)易依存度，即進(jìn)出口總額在地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比予以量化;Er代表環(huán)境規(guī)制，用工業(yè)污染治理完成投資在地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比量化，由于污染治理的環(huán)境經(jīng)濟(jì)影響具有持續(xù)性，因此引入環(huán)境規(guī)制的當(dāng)期與滯后一期。上述數(shù)據(jù)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

4.2?實(shí)證分析結(jié)果

表2展示了技術(shù)進(jìn)步影響因素分析的面板回歸結(jié)果。模型（1）～（3）分別為投入偏向、產(chǎn)出偏向性以及中性綠色技術(shù)進(jìn)步的模型估計(jì)結(jié)果。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。

能源結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響主要通過(guò)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步和中性綠色技術(shù)進(jìn)步發(fā)揮作用，其對(duì)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的影響顯著為負(fù)，表明能源結(jié)構(gòu)升級(jí)的速度目前可能尚未較好地與投入要素群組內(nèi)偏向相吻合，從而對(duì)投入偏向性技術(shù)進(jìn)步的提高產(chǎn)生了抑制作用。能源結(jié)構(gòu)對(duì)中性技術(shù)進(jìn)步的影響顯著為正，說(shuō)明能源結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對(duì)于中性技術(shù)進(jìn)步具有顯著促進(jìn)作用，且這一正向影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對(duì)投入偏向性技術(shù)進(jìn)步的負(fù)面作用。同時(shí)，能源結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的影響也為正，但這一正向影響尚不顯著。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)來(lái)看，表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的二產(chǎn)在經(jīng)濟(jì)中占比的增加對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的不同偏向成分均具有較為顯著的影響，其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善對(duì)中性綠色技術(shù)進(jìn)步發(fā)揮正向作用，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)趨向于整體性的提高資源配置的高級(jí)化與合理化，從而促使綠色技術(shù)進(jìn)步的中性化發(fā)展;同時(shí)，其對(duì)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步以及產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的影響顯著為負(fù)，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)可能與技術(shù)進(jìn)步的要素群組內(nèi)偏向存在一定的不適配，在一定程度上抑制了綠色技術(shù)水平的進(jìn)一步提高，但這一抑制作用相較于對(duì)中性綠色技術(shù)進(jìn)步的正向影響相對(duì)有限，僅為其49.09%。

從開(kāi)放程度對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響來(lái)看，貿(mào)易依存度主要通過(guò)作用于產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步發(fā)揮作用，對(duì)產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的回歸系數(shù)顯著為正，國(guó)際間的貿(mào)易流動(dòng)加速了產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步水平的提升，通過(guò)價(jià)格效應(yīng)等發(fā)揮國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)推動(dòng)作用。對(duì)中性綠色技術(shù)進(jìn)步的影響也為正，但相較而言其回歸結(jié)果并不顯著。此外，對(duì)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的回歸結(jié)果顯示為負(fù)數(shù)，即表明國(guó)際間的貿(mào)易合作在一定程度上可能引致部分企業(yè)的技術(shù)停滯，固于其原有粗放型的勞動(dòng)資源密集型生產(chǎn)形勢(shì)，但這一影響目前并不顯著，“低端鎖定效應(yīng)”暫不明顯。

從環(huán)境規(guī)制的影響來(lái)看，環(huán)境規(guī)制主要通過(guò)作用于投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步和中性綠色技術(shù)進(jìn)步發(fā)揮作用，而對(duì)于產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的影響并不顯著。環(huán)境規(guī)制對(duì)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的影響顯著為正，表明政府的環(huán)境規(guī)制行為會(huì)刺激企業(yè)綠色技術(shù)革新，引起生產(chǎn)前沿的非等位移動(dòng)而推動(dòng)綠色技術(shù)的產(chǎn)生。對(duì)于中性技術(shù)進(jìn)步的影響雖然當(dāng)期為負(fù)，但卻能夠?qū)笠黄诘闹行跃G色技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生促進(jìn)作用，這一現(xiàn)象說(shuō)明盡管環(huán)境規(guī)制可能會(huì)暫時(shí)占用一部分企業(yè)的生產(chǎn)性投資資本用于環(huán)境技術(shù)開(kāi)發(fā)，但由此產(chǎn)生的綠色技術(shù)卻能夠進(jìn)一步對(duì)下一期的中性綠色技術(shù)產(chǎn)生促進(jìn)作用，從而印證了波特效應(yīng)的存在。

5?結(jié)論及政策建議

以方向性距離函數(shù)為依托，論文提出了一種新的Malmquist-Luenberger多維分解指數(shù)，對(duì)我國(guó)30個(gè)省份的綠色技術(shù)進(jìn)步的要素群組間偏向及要素群組內(nèi)偏向進(jìn)行了分析，并對(duì)不同類(lèi)型的技術(shù)進(jìn)步的形成機(jī)制進(jìn)行了探索。結(jié)果表明：（1）整體來(lái)看，技術(shù)進(jìn)步是推動(dòng)我國(guó)全要素生產(chǎn)率提升的核心力量，中性綠色技術(shù)進(jìn)步與投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步對(duì)地區(qū)技術(shù)水平的提高也具有較大的推動(dòng)作用，然而，產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步卻抑制了技術(shù)水平的進(jìn)一步提升。

（2）綠色技術(shù)進(jìn)步的要素群組間偏向區(qū)域異質(zhì)性顯著，IBTC、OBTC以及MATC在東部地區(qū)對(duì)技術(shù)水平的提高均具積極影響，并以IBTC為主導(dǎo);中部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步受MATC推動(dòng)，而IBTC、OBTC的推動(dòng)作用相對(duì)不足，較早表現(xiàn)出資源環(huán)境約束，且以產(chǎn)出端的技術(shù)衰退表現(xiàn)尤為顯著;西部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步多由IBTC推動(dòng)，而中性及產(chǎn)出要素群的技術(shù)抑制作用突出。

（3）從綠色技術(shù)進(jìn)步的投入要素群組內(nèi)偏向來(lái)看，資本驅(qū)動(dòng)型的技術(shù)進(jìn)步偏向性特征顯著，技術(shù)進(jìn)步在“能源-資本”與“勞動(dòng)-資本”之間均具有資本的密集使用導(dǎo)向，且自西向東這一特征逐漸增強(qiáng)，表明省際經(jīng)濟(jì)技術(shù)進(jìn)步具有勞動(dòng)與能源的節(jié)約傾向，同時(shí)，從產(chǎn)出要素群組內(nèi)偏向分析，技術(shù)進(jìn)步多表現(xiàn)為環(huán)境友好型技術(shù)進(jìn)步特征，技術(shù)進(jìn)步的演變方向基本符合節(jié)能減排與綠色創(chuàng)新的發(fā)展思路。

（4）從區(qū)域技術(shù)進(jìn)步偏向性的形成來(lái)看，能源結(jié)構(gòu)的改善能夠大幅度提升中性綠色技術(shù)進(jìn)步但卻一定程度上抑制了投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷能極大地推進(jìn)中性綠色技術(shù)進(jìn)步的形成，卻對(duì)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步及產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步存在負(fù)面影響;外貿(mào)依存度對(duì)產(chǎn)出偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的影響為正;環(huán)境規(guī)制具有波特效應(yīng)，其對(duì)投入偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步具有推動(dòng)作用，盡管當(dāng)期對(duì)中性綠色技術(shù)進(jìn)步有抑制作用，但卻在下一期發(fā)揮正向影響。

上述結(jié)論對(duì)于引導(dǎo)我國(guó)經(jīng)濟(jì)向低碳模式轉(zhuǎn)變具有重要啟示：①推進(jìn)能源領(lǐng)域價(jià)格形成機(jī)制改革，通過(guò)市場(chǎng)化機(jī)制使能源結(jié)構(gòu)升級(jí)與要素群組內(nèi)偏向相吻合，從投入端與產(chǎn)出端轉(zhuǎn)向提升綠色技術(shù)進(jìn)步。②優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，合理產(chǎn)業(yè)布局。結(jié)合地區(qū)資源稟賦及發(fā)展基礎(chǔ)，使地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步的要素偏向所一致。③擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放，優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)。推動(dòng)貿(mào)易產(chǎn)品高價(jià)值化，貿(mào)易結(jié)構(gòu)綠色化，避免由于價(jià)值鏈低端鎖定造成偏向性綠色技術(shù)退步，同時(shí)加強(qiáng)與發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)合作，融合先進(jìn)管理理念與科學(xué)技術(shù)，促進(jìn)偏向性綠色技術(shù)進(jìn)步的提升。④促進(jìn)環(huán)境規(guī)制與生態(tài)治理的手段創(chuàng)新，推進(jìn)排污權(quán)、排放權(quán)交易市場(chǎng)建設(shè)，從而將環(huán)境損害成本與環(huán)保收益內(nèi)化于企業(yè)生產(chǎn)行為，最大化發(fā)揮環(huán)境規(guī)劃的波特效應(yīng)。

（編輯：李?琪）

參考文獻(xiàn)

[1]ACEMOGLU D. Directed technical change [J]. The review of economic studies， 2001， 69（4）： 781-809.

[2]ANTONELI C， QURTRARO F. The effects of biased technological change on total factor productivity： empirical evidence from a sample of OECD countries [J]. Journal of technology transfer， 2010， 35（4）： 361-383.

[3]王衛(wèi)，綦良群.要素錯(cuò)配、技術(shù)進(jìn)步偏向與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)——基于裝備制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的隨機(jī)前沿模型分析[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，40（12）：60-75.

[4]孫才志，王雪利，王嵩.環(huán)境約束下中國(guó)技術(shù)進(jìn)步偏向測(cè)度及其空間效應(yīng)分析[J].經(jīng)濟(jì)地理，2018，38（9）：38-46.

[5]張意翔，成金華，湯尚穎，等. 技術(shù)進(jìn)步偏向性、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)與中國(guó)區(qū)域能源效率[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2017，34（8）：72-88.

[6]李小平，李小克.偏向性技術(shù)進(jìn)步與中國(guó)工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2018，53（10）：82-96.

[7]FARE R， GRIFRLLTATJE E， GROSSKOPF S， et al. Biased technical change and the Malmquist Productivity Index [J]. The Scandinavian journal of economics， 1997， 99（1）： 119-127.

[8]CHEN P， YU M. Total factor productivity growth and directions of technical change bias： evidence from 99 OECD and non-OECD countries [J]. Annals of operations research， 2014， 214（1）： 143-165.

[9]王班班，齊紹洲.中國(guó)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步的偏向是否節(jié)約能源[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2015，25（7）：24-31.

[10]WEBER W L， DOMAZLICKY B R. Total factor productivity growth in manufacturing： a regional approach using linear programming [J]. Regional science and urban economics， 1999， 29（1）： 105-122.

[11]PENG J， XIAO J， WEN L， et al. Energy industry investment influences total factor productivity of energy exploitation： a biased technical change analysis [J]. Journal of cleaner production， 2019，237：117847

[12]王維國(guó)，范丹.中國(guó)區(qū)域全要素能源效率收斂性及影響因素分析——基于Malmqulist-Luenberger指數(shù)法[J].資源科學(xué)，2012，34（10）：1816-1824.

[13]王燕，謝蕊蕊.能源環(huán)境約束下中國(guó)區(qū)域工業(yè)效率分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2012，22（5）：114-119.

[14]SONG M， WANG S. Measuring environment-biased technological progress considering energy saving and emission reduction [J]. Process safety and environmental protection， 2018， 116： 745-753.

[15]楊翔，李小平，鐘春平.中國(guó)工業(yè)偏向性技術(shù)進(jìn)步的演變趨勢(shì)及影響因素研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2019，36（4）：101-119.

[16]DING L L， YANG Y， WANG W， et al. Regional carbon emission efficiency and its dynamic evolution in China： a novel cross efficiency-Malmquist productivity index [J]. Journal of cleaner production， 2019， 241： 118260

[17]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（10）：35-44.

[18]劉華軍，李超，彭瑩.中國(guó)綠色全要素生產(chǎn)率的地區(qū)差距及區(qū)域協(xié)同提升研究[J].中國(guó)人口科學(xué)，2018（4）：30-41，126.

[19]BLOOM N， DRACA M， VAN REENEN J， et al. Trade induced technical change？ the impact of Chinese imports on innovation， it and productivity [J]. The review of economic studies， 2016， 83（1）： 87-117.

[20]ACEMOGLU D， GANCIA G， ZILIBOTTI F， et al. Offshoring and directed technical change [J]. American economic journal： macroeconomics， 2015， 7（3）： 84-122.

[21]余東華，崔巖.環(huán)境規(guī)制影響制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向性研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2019（6）：72-82.

[22]易信，劉鳳良.中國(guó)技術(shù)進(jìn)步偏向資本的原因探析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2013，25（10）：13-21.

[23]何天祥.環(huán)長(zhǎng)株潭城市群技術(shù)進(jìn)步及空間溢出效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)地理，2014，34（5）：109-115.

[24]LI J， SEE K F， CHI J. Water resources and water pollution emissions in Chinas industrial sector： a green-biased technological progress analysis [J]. Journal of cleaner production， 2019， 229： 1412-1426.

[25]王壘，趙忠超，劉新民，等.政府財(cái)政配置能力與外資參與程度對(duì)碳經(jīng)濟(jì)績(jī)效的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2018，28（4）：55-67.