資源環(huán)境對經(jīng)濟增長的要素驅(qū)動及貢獻份額研究
——基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

曹 沖，潘明明，楊媛媛

（1.皖西學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，安徽 六安 237012；2.安徽工程大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，安徽 蕪湖 241000）

我國經(jīng)濟的高速增長舉世矚目，2004—2020 年，國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長率高達11.41%，經(jīng)濟總量位居世界第二位，已經(jīng)進入新常態(tài)，這不僅事關(guān)國內(nèi)人民的生活水平，對世界經(jīng)濟的持續(xù)繁榮也有重要影響。而經(jīng)濟增長的現(xiàn)實卻表明，資源環(huán)境對于經(jīng)濟增長的作用是越來越明顯，成為了其不可或缺的重要影響因素。然而，巨大成就的背后是資源消耗、環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展之間的矛盾不斷加深，趨緊的雙重壓力阻礙了經(jīng)濟增長可持續(xù)發(fā)展的步伐和進程，在環(huán)境規(guī)制下再以犧牲環(huán)境為代價的要素粗放投入型經(jīng)濟增長方式則是不可取的，也是不可持續(xù)的，經(jīng)濟增長的乏力恰好也印證了這一現(xiàn)實情況［1］。面對日益加劇的資源環(huán)境約束，資源節(jié)約型和環(huán)境友好型發(fā)展戰(zhàn)略則被適宜的提出，但是不同區(qū)域間的發(fā)展階段、發(fā)展水平和發(fā)展特征不同，不同要素的投入對經(jīng)濟增長的作用也顯而易見?？梢?，資源的有效節(jié)約、環(huán)境的適度保護以及經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，已是當(dāng)前不得不解決的迫切問題［2］。為了避免重蹈“先污染后治理”的覆轍，我國政府提出了“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、開放、共享”五大發(fā)展理念，不斷倒逼經(jīng)濟方式發(fā)生轉(zhuǎn)變。而《中共中央國務(wù)院關(guān)于加快推進生態(tài)文明建設(shè)的意見》中更是把資源消耗、環(huán)境損害和生態(tài)效益等指標(biāo)納入到經(jīng)濟社會發(fā)展綜合評價體系中，充分發(fā)揮考核對政府行為的導(dǎo)向作用。同時也有一些經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為如果發(fā)揮全要素生產(chǎn)率在經(jīng)濟增長的作用，那么認(rèn)為經(jīng)濟增長是集約型的和可持續(xù)發(fā)展的［3］，而全要素生產(chǎn)率則理所應(yīng)當(dāng)?shù)某蔀楹饬繃液偷貐^(qū)經(jīng)濟增長的重要指標(biāo)。黨的十九大報告也明確提出了要圍繞供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革這一主線，作用力要放在經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量變革、效率變革和動力變革，進而提高全要素生產(chǎn)率。那么，新常態(tài)背景下資源環(huán)境對于我國經(jīng)濟增長究竟有著什么樣的意義，對于這一問題的研究，不僅可以重新審視我國經(jīng)濟增長的驅(qū)動因素，還可以觀察和把握經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中各投入要素對于經(jīng)濟增長貢獻份額的現(xiàn)實狀態(tài)，這對于我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，制定適度的宏觀經(jīng)濟政策，實現(xiàn)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，具有非常重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻回顧

在資源環(huán)境日益成為經(jīng)濟增長的硬約束背景下，關(guān)于資源環(huán)境與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在關(guān)系，尤其是資源環(huán)境與經(jīng)濟增長的集約型和可持續(xù)性研究成為了相關(guān)學(xué)者關(guān)注的焦點。然而，傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長模型中通常只考慮資本和勞動等生產(chǎn)要素的投入，在沒有考慮資源環(huán)境的約束條件下，對經(jīng)濟增長可能會產(chǎn)生影響，但是對生產(chǎn)能力可能會產(chǎn)生抑制作用［4］。王小魯從資本、勞動和人力資本等要素配置和流通角度對地區(qū)差距進行分析，認(rèn)為制度變革和結(jié)構(gòu)變化是其主要因素［5］。還有部分相關(guān)學(xué)者認(rèn)為生產(chǎn)要素的投入，尤其是物資資本和資本的投入是我國經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動因素［6-7］。但是研究中缺少對于資源環(huán)境要素的分析，這對于全要素生產(chǎn)率的全面性和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的準(zhǔn)確性帶來了質(zhì)疑。為了清晰把握經(jīng)濟發(fā)展的效率，反映出各投入要素對于經(jīng)濟增長的貢獻率，學(xué)者一般把資源環(huán)境因素考慮進來，因為對于資源環(huán)境因素的不考慮或者不能正確考慮，會對經(jīng)濟增長的貢獻率的度量結(jié)果帶來有偏性［8］。隨著社會公眾對于資源環(huán)境的重視程度越來越高，越來越多的國內(nèi)外學(xué)者將其納入到全要素生產(chǎn)率領(lǐng)域進行研究，估計對生產(chǎn)率的影響［9］。Stiglitz［10］認(rèn)為勞動、資本和資源三要素之間可以相互替代，資源的稀缺性可以由技術(shù)進步進行抵消，技術(shù)的進步可以提高資源的經(jīng)濟貢獻［11］，進而達到經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)增長。這種情況下，經(jīng)濟增長的驅(qū)動源泉不外乎是能源消耗和資本投入［12］、環(huán)境規(guī)制和要素投入［13］，并且逐步由要素投入驅(qū)動型向可持續(xù)的綠色全要素生產(chǎn)率轉(zhuǎn)變［14］。那么資源環(huán)境投入與經(jīng)濟增長到底存在怎么樣的關(guān)系？鈔小靜認(rèn)為資源環(huán)境與我國經(jīng)濟增長存在顯著的正向關(guān)系［15］，而胡冰認(rèn)為環(huán)境投入的增加會使得我國經(jīng)濟增速下降［16］，且環(huán)境治理投入與其也存在參數(shù)異質(zhì)性［17］。在經(jīng)濟增長面臨資源稟賦和環(huán)境約束的雙重壓力下，我國的全要素生產(chǎn)率的增長率顯著下降［18］，相比傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率明顯降低［19-20］，按照從高到低排列資本、能源和勞動對經(jīng)濟增長的貢獻度，認(rèn)為全要素生產(chǎn)率和二氧化碳排放量對我國經(jīng)濟增長的貢獻度為負(fù)，貢獻十分有限［21］。不管怎樣，在經(jīng)濟增長數(shù)量不斷擴張的同時，要想實現(xiàn)經(jīng)濟、資源和環(huán)境在數(shù)量和質(zhì)量的統(tǒng)一，需要不斷地調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、提高技術(shù)創(chuàng)新水平、改進資源環(huán)境利用效率和控制人口數(shù)量［22］，充分利用“雁陣”模型和“創(chuàng)造性毀滅”的政策環(huán)境促進全要素生產(chǎn)率支撐型模式的經(jīng)濟增長［23］。通過對已有資源環(huán)境與經(jīng)濟增長的相關(guān)文獻進行梳理回顧發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究雖然取得了一定的成果，也為本文的后續(xù)分析奠定了堅持的基礎(chǔ)，但是仍然存在三個方面的局限性：一是現(xiàn)有文獻對于資源環(huán)境與經(jīng)濟增長的關(guān)系問題，只是從資源方面或者是環(huán)境方面單一性的分析其與經(jīng)濟增長的關(guān)系，未能將二者綜合起來進行分析；二是現(xiàn)有文獻多是理論層面來闡釋資源環(huán)境與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，缺乏從實證角度進行分析，未能形成理論分析與實證分析的系統(tǒng)框架；三是現(xiàn)有文獻多是以全國層面或者是某一區(qū)域?qū)用鏋檠芯繉ο筮M行分析和討論，缺少既從全國層面又從區(qū)域?qū)用娴南到y(tǒng)分析?；谏鲜隹紤]，本文在基本索洛模型分析方法的基礎(chǔ)上，將資源和環(huán)境要素作為內(nèi)生變量納入到經(jīng)濟增長的分析框架中，以我國2004—2020 年間各地區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本對資源環(huán)境與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系問題進行實證分析，以考察其對經(jīng)濟增長的實際貢獻程度。

2 模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建

在基本的索洛模型中，索洛模型的總量生產(chǎn)函數(shù)為：

式（1）中，Y為產(chǎn)出，K和L分別為資本投入和勞動投入，t為時間，F(xiàn)為產(chǎn)出和投入要素之間的函數(shù)關(guān)系。

假設(shè)技術(shù)是中性的，在t時間因素能夠得到體現(xiàn)，不會對其他投入要素產(chǎn)生影響，那么新的總量生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

對式（2）進行取對數(shù)后求導(dǎo)可得：

在基本的索洛模型中，將資源投入（R）和環(huán)境投入（P）納入到生產(chǎn)函數(shù)中，可以得到擴展的索洛總量生產(chǎn)函數(shù)，公式如下：

假設(shè)技術(shù)仍為中性，規(guī)模報酬不變，在完全競爭市場等基本條件假定下，結(jié)合式（1）、式（2）和式（3）的分析，對式（4）進行取對數(shù)后求導(dǎo)，類似地，可以得到以下公式：

式（6）中，α、β、γ、δ分別為產(chǎn)出的資本彈性、產(chǎn)出的勞動彈性、產(chǎn)出的資源彈性、產(chǎn)出的環(huán)境彈性。那么在規(guī)模報酬不變的前提下，新的表達式如下：

式（8）中，在已知Y、K、L、R、P的情況下，可以通過多元線性回歸模型得出各投入要素的彈性系數(shù)數(shù)值和對產(chǎn)出的貢獻率。

2.2 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文希望通過一定時期內(nèi)的數(shù)據(jù)分析，得到資源環(huán)境約束下我國全要素生產(chǎn)率的變化情況以及資源環(huán)境對我國經(jīng)濟增長的貢獻份額情況，研究所選擇的樣本區(qū)間主要集中在30 個省級部分地區(qū)2004—2020 年共計17 年期間的面板數(shù)據(jù)。鑒于資源和環(huán)境的數(shù)據(jù)主要來源于第二產(chǎn)業(yè)，故選擇第二產(chǎn)業(yè)增加值Y表示產(chǎn)出（單位：億元），第二產(chǎn)業(yè)新增固定資產(chǎn)投資K表示資本投入（單位：億元），第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員L表示勞動投入（單位：萬人），能源消費量R表示資源投入（單位：萬噸），二氧化硫排放量P表示環(huán)境投入（單位：噸）。其中，第二產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)新增固定資產(chǎn)投資、二氧化硫排放量數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局；第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒；能源消費量主要來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》。需要注意的是，湖北省因2015 年開展全國1%人口抽樣調(diào)查，根據(jù)調(diào)查結(jié)果對部分?jǐn)?shù)據(jù)進行修正，使2015 年全省全社會從業(yè)人員數(shù)據(jù)產(chǎn)生較大波動；湖南省第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)根據(jù)勞動力抽樣調(diào)查資料推算；甘肅省2005年及以后，就業(yè)人員按常住人口口徑統(tǒng)計；黑龍江2003 年起執(zhí)行新的國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，三次產(chǎn)業(yè)的劃分有所調(diào)整，相關(guān)的歷史數(shù)據(jù)未作調(diào)整；內(nèi)蒙古2003 年以后就業(yè)人員中不包括社會自由就業(yè)人員；陜西第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員中未含鄉(xiāng)村就業(yè)人員，具體描述性統(tǒng)計如表1 所示。

3 實證結(jié)果分析

3.1 單位根檢驗

由于數(shù)據(jù)是否具有平穩(wěn)性關(guān)系到面板數(shù)據(jù)模型估計的結(jié)果，為了避免因面板數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性而帶來“偽回歸”問題的發(fā)生，需要對本文所選擇的面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以便確定其平穩(wěn)性。在非平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)漸進過程中，面板單位根檢驗是最為常用的檢驗方法，主要包括同質(zhì)單位根檢驗法（LLC、Breitung 和Hadri）和異質(zhì)單位根檢驗法（IPS、Fisher－ ADF 和Fisher－ PP）。具體操作上，本文選擇以上六種檢驗方法對產(chǎn)出、資本、勞動、資源和環(huán)境五個變量進行單位根檢驗，并給出各種檢驗方法相對應(yīng)的統(tǒng)計量值和概率值，具體結(jié)果如表2 所示。

表2 各變量單位根檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明，除了各變量在Hadri 檢驗值以及資源在LLC 和Fisher－PP 檢驗值外，產(chǎn)出、資本、勞動、資源和環(huán)境在LLC、Breitung、IPS、Fisher－ADF 檢驗方法下均不能在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的零假設(shè)，表明各變量的水平序列是不平穩(wěn)的。而各變量的一階差分序列在六種檢驗方法下，均能在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的零假設(shè)，表明五個變量具有一階單位根。因此，可以判斷出產(chǎn)出、資本、勞動、資源和環(huán)境都是一階單整的平穩(wěn)序列，那么產(chǎn)出與資本、勞動、資源和環(huán)境間可能存在協(xié)整關(guān)系。

3.2 協(xié)整關(guān)系檢驗

由于協(xié)整關(guān)系檢驗衡量變量間長期均衡關(guān)系的最為常用方法，為了考察產(chǎn)出和投入變量間是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，本文基于單位根檢驗結(jié)果，對各變量進行協(xié)整檢驗。關(guān)于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗共有三種方法：Pedroni 檢驗法、Kao 檢驗法、Johanson檢驗法。本文將采用前兩種方法對lnY、lnK、lnL、lnR、lnP進行協(xié)整關(guān)系檢驗。

1）Pedroni 檢驗。Pedroni 檢驗是在不同的方法下構(gòu)建統(tǒng)計量來檢驗同一個是否存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)，包括加權(quán)和未加權(quán)的統(tǒng)計值和相伴概率值。對于Pedroni 檢驗，本文主要選取Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic 兩個統(tǒng)計量作為檢驗結(jié)果，其他統(tǒng)計量僅作為參考。根據(jù)面板協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果（表3）可以看出，lnY、lnK、lnL、lnR、lnP除了在Panel v-Statistic、Panel rho-Statistic 和Group rho-Statistic 沒有通過10%顯著性檢驗外，其他統(tǒng)計量均在1%顯著性水平下通過了檢驗。檢驗結(jié)果表明，lnY與lnK、lnL、lnR、lnP之間存在協(xié)整關(guān)系，說明各變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3 Pedroni 檢驗結(jié)果

2）KAO 檢驗。KAO 檢驗是充分利用DF 和ADF檢驗提出的面板協(xié)整檢驗方法，運用靜態(tài)面板回歸的殘差來構(gòu)建統(tǒng)計量，且認(rèn)為零假設(shè)不存在協(xié)整關(guān)系。如果方程回歸的殘差具有平穩(wěn)性，那么可以在此基礎(chǔ)上直接進行回歸，并且認(rèn)為此時的回歸方程精確度較高。由表4 可以看出，KAO 檢驗結(jié)果的概率值為0，在1%顯著性水平上拒接了原假設(shè)，通過了協(xié)整關(guān)系檢驗，也進一步說明各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，可以直接對原方程進行直接回歸。

表4 KAO 檢驗結(jié)果

3.3 要素驅(qū)動分析

利用式（8）對所涉及的面板數(shù)據(jù)分別進行混合效應(yīng)、固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)回歸，結(jié)果見表5。從表5 的回歸結(jié)果可以看出，三種回歸結(jié)果均在1%的顯著水平上顯著，那么哪一種結(jié)果最為理想，本文選擇面板數(shù)據(jù)模型的標(biāo)準(zhǔn)為F統(tǒng)計量檢驗、Hausman檢驗以及似然比檢驗。首先，用F檢驗判斷應(yīng)該建立混合模型還是固定效應(yīng)模型。因為F=30.86＞F（29，386，0.01）=2.03，推翻原假設(shè)，比較兩種模型，建立固定效應(yīng)模型更為合理。然后，用Hausman檢驗以及似然比檢驗判斷應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。Hausman 檢驗以及似然比檢驗的伴隨概率分別為0，在1%的顯著水平上顯著，表示固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型相比，固定效應(yīng)模型的回歸效果更好。因此，本文最終選擇固定效應(yīng)模型。由面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)回歸結(jié)果可知，調(diào)整的R2等于0.98 445，說明選取的解釋變量解釋程度較高，超過98%，且回歸結(jié)果也較為理想，與預(yù)期較為一致。

由表5 的固定效應(yīng)回歸結(jié)果可以看出，各投入因素對于我國經(jīng)濟增長的影響按照影響程度依次為資源投入、勞動投入、資本投入和環(huán)境投入。其中，資源投入，系數(shù)顯著為正，lnR的系數(shù)值為1.095 358，在1%顯著水平上通過顯著性檢驗，資源投入與我國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)，在所有投入因素中影響位居首位，說明資源投入是我國經(jīng)濟增長的主要來源，也進一步表明我國經(jīng)濟增長依賴于能源消耗。與資源投入相比，勞動投入和資本投入對于我國經(jīng)濟增長的影響要低很多。勞動投入，系數(shù)顯著為正，lnL的系數(shù)值為0.242 965，在1%顯著水平上通過顯著性檢驗，說明勞動力投入是促進我國經(jīng)濟增長的重要因素，勞動力越豐富對于我國經(jīng)濟增長的促進作用越大，約為0.24%，反映出勞動紅利仍然發(fā)揮著不可替代的作用。資本投入，系數(shù)顯著為正，lnK的系數(shù)值為0.233 617，在1%顯著水平上通過顯著性檢驗，說明資本投入對于我國經(jīng)濟增長的影響是非常重要的變量，作為拉動我國經(jīng)濟增長的“三架馬車”之一，對我國經(jīng)濟增長的影響程度約為0.23%。環(huán)境投入，系數(shù)顯著為負(fù)，lnP的系數(shù)值為-0.116 596，表明環(huán)境投入與我國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)顯著性負(fù)相關(guān)，二氧化硫排放所造成的環(huán)境污染對我國經(jīng)濟增長產(chǎn)生了一定程度的抑制作用，這也進一步說明經(jīng)濟增長若依賴能源的消耗，那么導(dǎo)致的環(huán)境問題也會比較突出，反過來會影響經(jīng)濟增長的進一步發(fā)展。通過對以上數(shù)據(jù)的詳細分析，發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟增長主要依賴于生產(chǎn)要素的投入，尤其是資源的投入，也進一步反映出我國現(xiàn)在在一定程度上還未完全進入集約型階段，一直處于粗放型階段，但是這種階段的經(jīng)濟發(fā)展模式不利于我國經(jīng)濟增長的可持續(xù)發(fā)展，所以說集約型發(fā)展仍需不斷努力。

表5 全國層面面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

從區(qū)域?qū)用婵?，各投入因素對我國不同地區(qū)經(jīng)濟增長的影響差別各異，本質(zhì)原因在于不同區(qū)域間經(jīng)濟增長的源泉不同，具體見表6 所示。對于東部地區(qū)而言，資源投入對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為1.37%，該數(shù)值不僅在內(nèi)部投入要素中最高，即便與中部地區(qū)和西部地區(qū)橫向相比也是最高，說明資源投入是東部地區(qū)經(jīng)濟增長的主要來源。但是，令人驚訝的是，盡管東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平遠遠高于中部地區(qū)和西部地區(qū)，但是資本投入對于經(jīng)濟增長的作用卻明顯小于中部地區(qū)和西部地區(qū)。此外，勞動投入在東部地區(qū)竟然成為其經(jīng)濟發(fā)展的約束因素，但是不顯著，究其原因主要是勞動投入與資本投入的互補關(guān)系逐步演化為替代關(guān)系，也就是產(chǎn)業(yè)資本程度的提高，將逐步減少廉價勞動力的需求，也是造成東部地區(qū)勞動力工資上升緩慢的主要原因之一。環(huán)境投入不但在內(nèi)部投入要素中數(shù)值最低，在區(qū)域間也最低，與東部地區(qū)的經(jīng)濟增長呈顯著負(fù)相關(guān)，說明在東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展雖得到了很大變化，但是環(huán)境治理方面并未取得明顯改觀。中部地區(qū)與東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展模式較為類似，與東部地區(qū)相反的是，勞動投入對中部地區(qū)經(jīng)濟增長呈顯著的促進作用，系數(shù)值為0.44%，資本投入對于其經(jīng)濟增長的作用也明顯高于東部地區(qū)，系數(shù)值為0.24%，這可能是因為一方面勞動投入和資本投入與東部地區(qū)的替代關(guān)系不同，依然處于互補狀態(tài)，另一方面是隨著中部地區(qū)勞動力的輸出，資本以反方向的方式流入中部地區(qū)，促進其經(jīng)濟發(fā)展，為中部崛起起到了催化劑作用。此外，環(huán)境投入相比東部地區(qū)有所好轉(zhuǎn)，但是依然對其經(jīng)濟發(fā)展起到阻礙作用。與東部地區(qū)和中部地區(qū)不同的是，西部地區(qū)的資本投入對于其經(jīng)濟發(fā)展的促進作用與不同區(qū)域相比是最高的，系數(shù)值為0.30%，勞動投入雖然弱與中部地區(qū)，但明顯顯著于東部地區(qū)，系數(shù)值為0.26%，這可能是因為相比東部地區(qū)和中部地區(qū)，西部地區(qū)具有豐富的勞動力成本優(yōu)勢，較低的商務(wù)成本加大了產(chǎn)業(yè)往西部轉(zhuǎn)移的可能性，進而帶來資本投入的增長，可以為西部地區(qū)跨越式發(fā)展創(chuàng)造新的機會。同時也應(yīng)清楚地看到，擁有豐富資源的西部地區(qū)，雖然資源投入對于其經(jīng)濟發(fā)展有顯著性的影響，但是卻明顯小于中部地區(qū)和東部地區(qū)，而環(huán)境投入與中部地區(qū)和西部地區(qū)相比，對經(jīng)濟發(fā)展的阻礙作用卻是最小的，其中涉及到的環(huán)節(jié)可能主要是技術(shù)水平有限導(dǎo)致資源的利用效率低下，一方面未能充分發(fā)揮資源投入所帶來的邊際產(chǎn)出最大化，另一方面也帶來了環(huán)境的污染。

表6 區(qū)域?qū)用婷姘鍞?shù)據(jù)回歸結(jié)果

3.4 貢獻份額變動分析

本文采用上述介紹方法，利用擴展的索洛余值方法，按照投入要素的不同，計算我國各省市以及各區(qū)域2004—2020 年資源環(huán)境貢獻值。表7 中列出了僅考慮資本和勞動投入以及各要素投入時的要素貢獻率。數(shù)據(jù)表明，如果僅考慮資本和勞動投入，資本對我國經(jīng)濟增長的貢獻率高達68.41%，而勞動貢獻率為11.22%，此時的全要素生產(chǎn)率的貢獻率為20.37%。對于東部較發(fā)達的地區(qū)而言，資本對其經(jīng)濟增資的貢獻率為57.79%，勞動貢獻率為28.99%，全要素生產(chǎn)率的貢獻率為13.22%；對于中部地區(qū)而言，資本對其經(jīng)濟增資的貢獻率為84.65%，勞動貢獻率為12.84%，全要素生產(chǎn)率的貢獻率為2.51%；對于西部地區(qū)而言，資本對其經(jīng)濟增資的貢獻率為82.63%，勞動貢獻率為8.64%，全要素生產(chǎn)率的貢獻率為8.74%。值得重視的是，不同區(qū)域內(nèi)資本和勞動投入以及全要素生產(chǎn)率差異明顯，中部地區(qū)的資本投入對于經(jīng)濟增長的貢獻率明顯高于東部地區(qū)和西部地區(qū)，也高出全國水平16.24個百分點。東部地區(qū)的勞動投入對經(jīng)濟增長的貢獻率則是最高，遠高于全國水平和中西部地區(qū)。而中部地區(qū)的勞動投入貢獻率明顯低于東部，卻略高于全國水平1.62 個百分點，遠高于西部地區(qū)4.2 個百分點。

表7 各變量投入時的要素貢獻率%

如果把資源和環(huán)境考慮為投入要素時，資源投入對于我國經(jīng)濟增長的貢獻率最大，為47.37%，但是資源的年均增長率不高，為4.88%，說明現(xiàn)階段我國經(jīng)濟的能源產(chǎn)出效率得到了一定程度的提高，仍有空間潛力尚待進一步挖掘；資本投入對經(jīng)濟增長的貢獻率為33.66%，年均增長率最高為16.25%，說明我國經(jīng)濟增長依靠資本拉動效應(yīng)顯著；勞動投入對經(jīng)濟增長的貢獻率為4.15%，年均增長率為1.93%，對經(jīng)濟增長的貢獻較小，說明勞動者應(yīng)由“量”向“質(zhì)”轉(zhuǎn)變；環(huán)境投入對經(jīng)濟增長的貢獻率為6.76%，年均增長率為-6.54%，說明國家對二氧化硫排放的管控使得其排放量逐年減少，也反映出我國對生態(tài)文明建設(shè)的重視程度不斷提高，促使合理利用資源和保護環(huán)境的新增長方式逐漸顯現(xiàn)。全要素生產(chǎn)率為8.06%，明顯小于僅考慮資本和勞動投入時的全要素生產(chǎn)率，反映出資源和環(huán)境投入作為全要素生產(chǎn)率的重要組成部分被分解出來。而考慮資源和環(huán)境投入要素后的全要素生產(chǎn)率顯著性低于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的結(jié)論與陳詩一［24］和羅嵐［19］等相關(guān)學(xué)者所得的研究結(jié)果相互進行了佐證，進一步說明了含有技術(shù)進步、制度、結(jié)構(gòu)等因素對于經(jīng)濟增長的貢獻還較小。

雖然不同區(qū)域間各投入要素對于經(jīng)濟增長的貢獻率有很大差異，但全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻率差別不是很大，出現(xiàn)了西部地區(qū)（3.23%）＞中部地區(qū)（1.06%）＞東部地區(qū)（-2.85%），說明東中西三個地區(qū)存在顯著性的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異，東部地區(qū)的經(jīng)濟開放度較高，產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)較好，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級明顯，但是科技進步、現(xiàn)代管理制度和結(jié)構(gòu)變動對于經(jīng)濟產(chǎn)出的溢出效應(yīng)出現(xiàn)了“倒掛”，這可能是由于政府干預(yù)和要素扭曲所帶來的結(jié)果；中西部地區(qū)處于新興產(chǎn)業(yè)和落后產(chǎn)業(yè)共同發(fā)展的階段，不斷向東部沿海地區(qū)追趕，雖然采用了“適宜技術(shù)”，但技術(shù)進步水平對于經(jīng)濟增長的貢獻率還較低，還要預(yù)防是否會陷入“低端鎖入陷阱”。從資源投入看，東部地區(qū)的資源投入對于經(jīng)濟增長的貢獻率在縱向比和橫向比都是最高的，為67.03%，明顯大于中西部地區(qū)，這主要是因為東部地區(qū)擁有良好的創(chuàng)業(yè)和就業(yè)環(huán)境，誘使中西部資源相繼流入東部地區(qū)，由此形成了具有地域性的集聚效應(yīng)。從勞動投入看，東部地區(qū)的勞動投入對于經(jīng)濟增長的貢獻是最低的，為-2.08%，小于中西部地區(qū)，可能的原因在于在工業(yè)化和城市化進程中，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)和人口從集聚轉(zhuǎn)向了擁堵，產(chǎn)能過剩和城市化綜合征所帶來的效應(yīng)從規(guī)模經(jīng)濟轉(zhuǎn)向了規(guī)模不經(jīng)濟，產(chǎn)業(yè)和人口集聚效應(yīng)正在發(fā)生逆轉(zhuǎn)，而中西部地區(qū)逐漸成為產(chǎn)業(yè)密集度和人口密集度最大的地區(qū)，但是對于經(jīng)濟增長的貢獻率卻不是很高，分別為9.70%和5.56%，這其中一個明顯的特點就是其勞動力成本出現(xiàn)了明顯上漲態(tài)勢，勞動力供過于求的局面正在發(fā)生變化，勞動力向中西部地區(qū)回流也成為常態(tài)。從資本投入看，西部地區(qū)的資本投入對于經(jīng)濟增長的貢獻率和中部地區(qū)對于經(jīng)濟增長的貢獻率不分上下，分別為43.43%和43.20%，明顯高于東部地區(qū)資本投入對于經(jīng)濟增長的貢獻率，這可能一方面是中西部地區(qū)相比東部地區(qū)有較大的投資潛力和較好的投資收益；另一方面是因為東部地區(qū)的勞動密集型制造業(yè)不斷向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移發(fā)展，為了使得中西部地區(qū)發(fā)揮最大的比較優(yōu)勢，通過資本積累和技術(shù)積累，循序漸進地推動中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，進而推動中西部地區(qū)工業(yè)化和城市化進程。從環(huán)境投入看，東部地區(qū)的環(huán)境投入（8.99%）對于經(jīng)濟增長的貢獻略高于中西部地區(qū)（4.14%和3%），環(huán)境投入不僅沒有阻礙經(jīng)濟增長，反而促進了經(jīng)濟增長，這主要是因為隨著工業(yè)化和城市化進程的推進，雖然外部的經(jīng)濟環(huán)境復(fù)雜多變，但是政府依然采取的是比較積極的財政政策和貨幣政策，提高了勞動、資本、能源和技術(shù)等各種投入要素的生產(chǎn)效率，使得環(huán)境投入的經(jīng)濟產(chǎn)出效率也不斷增加，進而促進了經(jīng)濟增長。

4 結(jié)論及啟示

本文結(jié)合基本索洛模型的特點，提出了一種擴展的索洛模型構(gòu)建方法，利用2004—2020 年共17 年省級面板相關(guān)數(shù)據(jù)，分析了資源環(huán)境對我國經(jīng)濟增長的驅(qū)動因素和貢獻份額，得出以下研究結(jié)論。研究結(jié)果表明：一是資本產(chǎn)出彈性、勞動產(chǎn)出彈性、資源產(chǎn)出彈性和環(huán)境產(chǎn)出彈性四要素之和大于1，即存在規(guī)模報酬遞增效應(yīng)，說明自2004 年以來，我國經(jīng)濟增長增速較高，增長質(zhì)量呈現(xiàn)新常態(tài)，這主要依賴于生產(chǎn)要素的投入，尤其是資源對產(chǎn)出的影響較為明顯，在一定程度上顯示出資源集約型增長態(tài)勢，勞動產(chǎn)出效應(yīng)和資本產(chǎn)出效應(yīng)依次呈顯著正向影響，環(huán)境產(chǎn)出效應(yīng)則呈負(fù)向影響。二是東部地區(qū)的資源產(chǎn)出系數(shù)高于中西部地區(qū)，說明東部地區(qū)資源產(chǎn)出效率快于中西部地區(qū)，資本產(chǎn)出系數(shù)雖低于中西部地區(qū)，但依然是經(jīng)濟增長的主要推動力，勞動產(chǎn)出系數(shù)不顯著為負(fù)，環(huán)境產(chǎn)出系數(shù)顯著為負(fù)，對經(jīng)濟增長均產(chǎn)生抑制作用。中部地區(qū)資源產(chǎn)出系數(shù)為正，資本產(chǎn)出系數(shù)和勞動產(chǎn)出系數(shù)作用不明顯，環(huán)境產(chǎn)出系數(shù)顯著為負(fù)，說明中部地區(qū)對于資本和勞動的依賴程度依然較大。西部地區(qū)資源產(chǎn)出系數(shù)顯著，明顯低于中東部地區(qū)，資本產(chǎn)出系數(shù)最高，依賴程度最大，勞動產(chǎn)出系數(shù)顯著為正，較低的勞動成本和商務(wù)成本加大了產(chǎn)業(yè)向西轉(zhuǎn)移的機會，環(huán)境產(chǎn)出系數(shù)為負(fù)，未能充分發(fā)揮資源投入帶來的邊際產(chǎn)出最大化，使污染成為可能。三是僅考慮資本和勞動投入時，資本投入、勞動投入以及全要素生產(chǎn)率對于我國經(jīng)濟增長的貢獻率分別為68.41%、11.22%、20.37%。不同區(qū)域內(nèi)資本和勞動投入以及全要素生產(chǎn)率差異明顯，資本投入始終在東中西地區(qū)占據(jù)主導(dǎo)地位，是經(jīng)濟增長的主要推動力，尤其是中西部地區(qū)，資本投入對于經(jīng)濟增長的貢獻率均在80%以上，勞動投入對于經(jīng)濟增長的貢獻率從大到小依次排列是東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)，而全要素生產(chǎn)率對于經(jīng)濟增長的貢獻率則是東部地區(qū)＞西部地區(qū)＞中部地區(qū)。四是考慮資源和環(huán)境投入時，資源投入、資本投入、技術(shù)投入、環(huán)境投入、勞動投入對我國經(jīng)濟增長的貢獻率分別為47.37%、33.66%、8.06%、6.76%、4.15%。不同區(qū)域間各投入要素對經(jīng)濟增長的貢獻率差異較大，全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了西部地區(qū)＞中部地區(qū)＞東部地區(qū)，東部地區(qū)資源投入貢獻率高于中西部地區(qū)，集聚效應(yīng)顯著，中西部地區(qū)勞動投入貢獻率顯著于東部地區(qū)，人口集聚效應(yīng)發(fā)生逆轉(zhuǎn)，勞動回流中西部地區(qū)明顯，中西部地區(qū)資本投入貢獻率不相上下，卻高于東部地區(qū)，東部地區(qū)環(huán)境投入貢獻率高于中西部地區(qū)，環(huán)境投入的產(chǎn)出效率提高，促進了經(jīng)濟增長。

基于以上研究結(jié)果和現(xiàn)實背景，本文的經(jīng)驗分析結(jié)論所蘊含的政策啟示是要想?yún)f(xié)調(diào)好經(jīng)濟發(fā)展、資源消耗和環(huán)境保護之間的可持續(xù)發(fā)展關(guān)系，需要從以下幾點進行著手。第一，要厘清政府和市場的邊界效應(yīng)，一方面要發(fā)揮市場對資源配置和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的決定性作用，以市場化的手段優(yōu)化調(diào)整各要素資源的漸進性投入；另一方面要發(fā)揮政府對各投入要素的配置和利用效率等方面的調(diào)控作用，積極采取適度的財政政策和貨幣政策，促使經(jīng)濟增長的動力不僅來源于“資源驅(qū)動”，還應(yīng)當(dāng)向“制度優(yōu)勢”和“效率紅利”轉(zhuǎn)變。第二，要推進經(jīng)濟體制改革，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，提高科技進步、制度體制和結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的貢獻，不斷加大教育資源的投入，發(fā)揮人力資本累加效應(yīng)對經(jīng)濟增長的提升作用；不斷加大R&D 研發(fā)經(jīng)費的投入，提高自主創(chuàng)新能力，以創(chuàng)新驅(qū)動我國經(jīng)濟高質(zhì)量增長；不斷優(yōu)化體制機制，健全環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)和措施，引導(dǎo)企業(yè)自主創(chuàng)新，優(yōu)化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)“中國制造”向“中國創(chuàng)造”轉(zhuǎn)變，進而促進我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。第三，要推動改革開放向縱深領(lǐng)域發(fā)展，在充分利用國內(nèi)外“兩種資源”和“兩個市場”的基礎(chǔ)上，東中西部地區(qū)要最大化利用自身優(yōu)勢，以區(qū)域性的資源稟賦和發(fā)展特征妥善防范和化解好“走出去”和“引進來”的風(fēng)險，找到影響不同區(qū)域間經(jīng)濟增長的具體投入要素，不斷推動生產(chǎn)邊界陣地前移，進而提高規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)水平，引領(lǐng)經(jīng)濟增長質(zhì)量，實現(xiàn)帕累托最優(yōu)。