中國的綠色工業(yè)革命基于環(huán)境全要素生產(chǎn)率視角的解釋（1980-2008）

一、引言自從索羅的開創(chuàng)性工作以來，作為投入要素之外驅(qū)動經(jīng)濟增長的重要引擎，全要素生產(chǎn)率已經(jīng)越來越多地被引入新古典增長核算分析，而且投入要素和全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出增長貢獻的此消彼長更成為判斷發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的主要依據(jù)(Solow，1957；Kim&Lau，1994；Krugman，1994；Young，1995)。①然而，長期以來，文獻中對生產(chǎn)率的度量只基于傳統(tǒng)的資本和勞動要素，很少考慮到與可持續(xù)發(fā)展息息相關的能源和環(huán)境因素，這就對生產(chǎn)率度量的準確性和可持續(xù)分析的可靠性帶來了疑問。事實上，能源和環(huán)境因素對產(chǎn)出的影響巨大，中國經(jīng)濟高增長長期以來就是通過高投資、高能耗和高污染排放取得的，這在工業(yè)部門表現(xiàn)尤為明顯。改革開放以來，只占GDP40.1％的工業(yè)卻消耗了全國67.9％的能源，排放出全國二氧化碳的83.1％(陳詩一，2009)。2002年后，中國工業(yè)再次重型化，能耗和碳排放出現(xiàn)前所未有的飆升(如圖1所示)。因此，本文工作之一就是要考察能源和環(huán)境約束對工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文的主要任務是評估節(jié)能減排等環(huán)境政策的執(zhí)行對中國經(jīng)濟的實際影響。正如陳詩一(2009)指出的，文獻中通常把能源消耗作為具有中間投入性質(zhì)的新的投入要素來處理。而對環(huán)境污染變量的處理要復雜得多。起初，許多文獻把污染排放也作為投入要素來處置，與資本、勞動或者能源投入一起引入生產(chǎn)函數(shù)。后來，有些研究者發(fā)現(xiàn)了污染排放的產(chǎn)出特征，不再將其視作投入要素，而是作為生產(chǎn)過程的副產(chǎn)品來處理，如Freetal.(1994)基于謝潑德距離函數(shù)的徑向DEA分析。不過這時研究者還沒有考慮到污染排放的負外部性，仍然把它和好產(chǎn)出同樣對待。正如Nanereetal.(2007)所指出的，不考慮環(huán)境因素或者不能正確考慮環(huán)境因素給生產(chǎn)率度量帶來有偏的結果。直到Chambersetal.(1996)和Chungetal.(1997)提出了基于方向性距離函數(shù)(DirectionalDistanceFunction，DDF)的環(huán)境規(guī)制行為分析模型(ActivityAnalysisModel，AAM)，污染排放才不僅被看作副產(chǎn)品，而且被看作具有負外部性的非期望產(chǎn)出，和期望產(chǎn)出一起引入生產(chǎn)過程，從方法論上第一次比較合理地擬合了環(huán)境因素在生產(chǎn)過程中的制約作用，并使得捕捉環(huán)境規(guī)制的真實經(jīng)濟效應成為可能。該方法隨即被廣泛使用，如Freetal.(2001)、Boydetal.(2002)、涂正革(2008)和王兵等(2010)。本文將遵循上述能源和環(huán)境研究方法論的演化歷程，在使用產(chǎn)出距離函數(shù)統(tǒng)一分析框架并把能源作為投入處理的前提下，分別基于環(huán)境污染變量的四種處理方法來度量中國工業(yè)近40個兩位數(shù)行業(yè)在1980-2008年間的生產(chǎn)率變化及其分解，以探討環(huán)境約束和環(huán)境規(guī)制行為下綠色生產(chǎn)力演進情況及其對新型工業(yè)化的影響。環(huán)境變量的四種處理方法(即模型1-4)分別為不考慮排放因素、排放變量作為自由處置的投入要素、排放作為與工業(yè)總產(chǎn)值一樣自由處置的期望產(chǎn)出以及排放作為弱處置的非期望產(chǎn)出來處理。其中第1個模型為生產(chǎn)率文獻中傳統(tǒng)使用的處理方法。第4個模型采用基于方向性距離函數(shù)的行為分析模型和曼奎斯特—魯恩博格生產(chǎn)率指數(shù)(Malmquist-LuenbergerProductivityIndex，MLPI)，為本文的目標方法，該方法將會給出真實生產(chǎn)率度量。圖1中國工業(yè)的能源消耗、二氧化碳排放及其強度變化趨勢(1980-2008)接下來的結構安排如下：第二節(jié)綜述對中國經(jīng)濟整體特別是工業(yè)部門進行生產(chǎn)率度量的主要文獻；第三節(jié)介紹本文使用的數(shù)據(jù)以及基于方向性距離函數(shù)的環(huán)境規(guī)制行為分析模型和生產(chǎn)率指數(shù)計算方法；第四節(jié)對本文所度量的綠色工業(yè)生產(chǎn)率結果進行解釋，并特別分析環(huán)境政策的綠色工業(yè)革命效應在中國是否存在及其變化模式；結論性評論將在第五節(jié)給出。二、文獻綜述改革開放以來，中國經(jīng)濟創(chuàng)造了一個又一個奇跡，對此進行生產(chǎn)率分析的文獻也層出不窮，它們從不同的視角來探討生產(chǎn)率變化及其對中國經(jīng)濟增長的影響。這些文獻的主體是利用總量時間序列數(shù)據(jù)從總量生產(chǎn)函數(shù)的角度來對中國經(jīng)濟整體或者某產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率進行估算。本文主要關心的是專門針對中國工業(yè)部門的生產(chǎn)率核算。陳寬等1988年的研究開創(chuàng)了中國工業(yè)生產(chǎn)率研究的先河(Chenetal.，1988)，其后該領域生產(chǎn)率研究的文獻大量涌現(xiàn)，超過了其他任何領域。這些文獻有的關注中國工業(yè)全行業(yè)的生產(chǎn)率變化，如胡永泰(1998)、Bosworth&Collins(2008)、Jeffersonetal.(2008)；有的則關注國有和集體工業(yè)(包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè))，比如Wu(1995)、Jeffersonetal.(2000)、王小魯(2000)、張軍等(2003)；有的主要分析輕重工業(yè)情況，如Zhengetal.(2003)、張軍等(2009)；還有研究大中型工業(yè)企業(yè)的如涂正革和肖耿(2005)；有的則研究地區(qū)工業(yè)發(fā)展，如蔡昉等(2009)。從使用的生產(chǎn)率估算方法來看，有索羅殘差法、CD生產(chǎn)函數(shù)(或超越對數(shù)函數(shù))回歸法、隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法和非參數(shù)確定性前沿生產(chǎn)函數(shù)法(即DEA方法)不等。這些文獻中所使用的數(shù)據(jù)大部分是工業(yè)總量時間序列，然而，正如Jorgensonetal(2000)、鄭京海和胡鞍鋼(2005)指出的，工業(yè)總量數(shù)據(jù)和總量生產(chǎn)函數(shù)不足以刻劃工業(yè)增長的全貌，增長在不同行業(yè)或地區(qū)間很不相同，必須使用信息量更大的行業(yè)或省級面板數(shù)據(jù)來進行生產(chǎn)率核算。從文獻來看，已經(jīng)使用工業(yè)分行業(yè)數(shù)據(jù)進行生產(chǎn)率估算的文獻有黃勇峰和任若恩(2002)、李小平等(2008)、張軍等(2009)等；有些文獻還進一步使用了工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行生產(chǎn)率分析，如Jeffersonetal.(2008)、蔡昉等(2009)?？紤]到工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)只能獲得1998年后的序列，不足以涵蓋分析整個改革開放期間的工業(yè)生產(chǎn)率變化模式，本文將基于1980-2008年的工業(yè)分行業(yè)數(shù)據(jù)庫進行生產(chǎn)率核算分析。文獻中對工業(yè)生產(chǎn)率的估算結果也大相徑庭，從Jeffersonetal.(2000)所估算的1992-1996年期間的-1.1％的TFP增長到劉小玄和吳延兵(2009)估算的幾乎前所未有的51.8％的高增長率不等，本文將在生產(chǎn)率結果分析部分把現(xiàn)有文獻中的估算值與本文估算結果進行部分對比分析。前述所有文獻在估算生產(chǎn)率時使用的投入數(shù)據(jù)都是資本和勞動要素，至多再加上一個中間投入，也就是說，它們幾乎都沒有涉及能源特別是環(huán)境因素的討論。我們知道，當企業(yè)在生產(chǎn)所期望的產(chǎn)出時，幾乎不可避免地要同時生成諸如廢氣、廢水和固體廢物之類的非期望產(chǎn)出，環(huán)境質(zhì)量會隨著經(jīng)濟增長而不斷惡化，給整個經(jīng)濟帶來顯著的外部成本。因此，必須考慮能源和環(huán)境污染約束對生產(chǎn)率增長可能帶來的負面影響，必須分析節(jié)能減排和環(huán)境規(guī)制有沒有可能帶來環(huán)境質(zhì)量和生產(chǎn)率同時提高的雙贏發(fā)展，這才是本文的主要工作。在有關中國生產(chǎn)率分析的現(xiàn)有文獻中，只有少數(shù)幾篇涉及到了能源或環(huán)境因素。比如，陳詩一(2009)在引入能耗和二氧化碳排放要素后，估算得到石油和天然氣開采業(yè)在整個改革期間的TFP平均增長率最低(-8.6％)，而計算機、電子與通信設備制造業(yè)的TFP平均增長高達12.2％。涂正革和肖耿(2009)的研究發(fā)現(xiàn)隨著產(chǎn)業(yè)環(huán)境結構優(yōu)化和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的提高，中國工業(yè)生產(chǎn)力快速提升，工業(yè)增長模式逐步轉(zhuǎn)變，環(huán)境約束對經(jīng)濟增長的抑制在逐漸下降。王兵等(2010)發(fā)現(xiàn)了環(huán)境全要素生產(chǎn)率與市場全要素生產(chǎn)率變化的背離趨勢，這表明了我國節(jié)能減排任務的艱巨性?？梢姡陙韲H上越來越多地采用方向性距離函數(shù)模型來考察環(huán)境約束和環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率度量的影響，這樣估算得到的綠色TFP更具生產(chǎn)經(jīng)濟學含義(胡鞍鋼等，2008)，因此，本文將采用該方法來估算綠色生產(chǎn)率。三、數(shù)據(jù)和方法(一)數(shù)據(jù)本文綠色生產(chǎn)率估計所基于的中國工業(yè)38個兩位數(shù)行業(yè)，在1980-2008年期間的投入產(chǎn)出面板數(shù)據(jù)由陳詩一(2009)和張軍等(2009)提供，其中，2007-2008兩年的數(shù)據(jù)為筆者根據(jù)這兩篇文獻提供的行業(yè)歸并、數(shù)據(jù)補缺、統(tǒng)計口徑調(diào)整和價格平減原則而得。②這些變量包括工業(yè)總產(chǎn)值、二氧化碳排放、資本存量、從業(yè)人員和能源消耗，所有價值量數(shù)據(jù)都平減為1990年為基年的可比價序列。其中，資本和勞動為大量文獻所使用的傳統(tǒng)投入要素；遵循文獻的一致做法，能源變量在本文也作為投入要素處置。由于增長方程包含了中間投入品性質(zhì)的能源要素，因此，產(chǎn)出指標宜使用包含了中間投入成本的工業(yè)總產(chǎn)值而非工業(yè)增加值。二氧化碳排放變量則根據(jù)本文估算生產(chǎn)率的四個模型或不予考慮、或作為投入要素、或作為期望產(chǎn)出、或作為非期望產(chǎn)出來處理，這也切合了文獻中排放變量處理技術發(fā)展的演化歷程。表1報告了本研究所使用變量的描述性統(tǒng)計分析。為了方便看出不同行業(yè)之間的差異，這里按照2004年各行業(yè)能源消費總量由低到高的排序把所有行業(yè)分為低能耗和高能耗兩個行業(yè)組別(每組19個)，以作為輕重工業(yè)的代理，因為通常認為重工業(yè)與高能耗和高排放更相關。由表1可以看出，重工業(yè)和輕工業(yè)組別的資本存量和能源消耗的平均水平差異懸殊，前者分別是后者的5.0和10.7倍，而它們的工業(yè)總產(chǎn)值和吸納的勞動力差異卻小得多，重工業(yè)組的工業(yè)總產(chǎn)值只有輕工業(yè)組的3.2倍，勞動力也只有2.8倍，但是重工業(yè)組的二氧化碳排放水平卻遠高于輕工業(yè)組，達到了26.1倍之多。顯然，高投資、高能耗和高排放并沒有帶來同樣高的增長，也沒有吸納足夠多的勞動力。最大的工業(yè)總產(chǎn)值74467億元為近年快速發(fā)展的高技術行業(yè)—計算機、電子與通信設備制造業(yè)的2008年數(shù)值。③從標準差來看，一般而言都是重工業(yè)組變量的變化程度遠大于輕工業(yè)組，尤其是能耗和碳排放變化的差異最懸殊，達到了20倍和53倍。根據(jù)這些統(tǒng)計信息，可以看出重化工業(yè)行業(yè)的資本投入、能耗和二氧化碳排放不僅水平高，而且波動也大，但是相應的增長卻沒有那么高，這似乎隱含著它們的生產(chǎn)率水平應該不會很高。(二)方法現(xiàn)有文獻中對全要素生產(chǎn)率進行估算的方法可以粗略分為指數(shù)法、索羅殘差法和前沿生產(chǎn)函數(shù)法。指數(shù)法主要根據(jù)全要素生產(chǎn)率的基本定義來進行估算，使用指數(shù)是為了在異質(zhì)性的產(chǎn)出和投入之間能夠可比，因此存在指數(shù)公式的選擇問題。應用最廣泛的指數(shù)公式是Laspeyres指數(shù)、Paasche指數(shù)、Fisher指數(shù)和Tornqvist指數(shù)。不過這些指數(shù)的計算需要投入產(chǎn)出的價格信息，很多時候只能把缺乏市場價格信息的環(huán)境污染變量排除在生產(chǎn)率計算之外。自從索羅1957年以生產(chǎn)函數(shù)形式給出了生產(chǎn)率測度公式，并將它們同經(jīng)濟增長分析聯(lián)系在一起后，索羅殘差法在生產(chǎn)率估算中開始流行起來。利用索羅殘差法估算生產(chǎn)率時首先要確定投入要素的產(chǎn)出彈性，這時或者根據(jù)先驗知識假定其為某個固定的常數(shù)，或者利用CD生產(chǎn)函數(shù)或者超越對數(shù)函數(shù)來回歸估計得到該彈性。前沿生產(chǎn)函數(shù)以識別生產(chǎn)單位有無效率而見長，這里也分為隨機性和確定性兩種方法。隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)作為一種參數(shù)化方法需要先驗假定效率隨時間而變化的模式，這也是它的一大缺陷，除此之外，還和上述索羅殘差法中CD生產(chǎn)函數(shù)或超越對數(shù)函數(shù)一樣，只能擬合一種產(chǎn)出的生產(chǎn)過程，對本文要同時模擬好和壞兩種產(chǎn)出的情形無能為力，因而無法采用。確定性前沿生產(chǎn)函數(shù)也分為參數(shù)化和非參數(shù)化兩種估計方法，其中以非參數(shù)法更為常用，即文獻中所說的DEA方法。顯然，基于投入型或產(chǎn)出型距離函數(shù)的DEA方法不僅可以避免上述所有參數(shù)化方法有可能導致模型設定誤差和隨機干擾項正態(tài)分布假定無法滿足的缺陷，而且其最大的好處是可以同時模擬多種產(chǎn)出和多種投入的生產(chǎn)過程，甚至可以對GDP等好產(chǎn)出和環(huán)境污染等壞產(chǎn)出進行區(qū)分處置。Zhouetal.(2008)綜述了DEA方法在能源和環(huán)境領域的應用。因此，本文估算綠色生產(chǎn)率所基于的正是非參數(shù)距離函數(shù)框架中的謝潑德產(chǎn)出距離函數(shù)和方向性產(chǎn)出距離函數(shù)。四、工業(yè)綠色生產(chǎn)率分析(一)基于環(huán)境約束的全要素生產(chǎn)率變化和工業(yè)發(fā)展方式分析表2報告了四種模型所估算的中國工業(yè)全行業(yè)的全要素生產(chǎn)率、生產(chǎn)效率和技術進步在分行業(yè)基礎上和整個改革開放期間的平均發(fā)展速度，權重為各行業(yè)的工業(yè)增加值份額。相對于以往的中國工業(yè)生產(chǎn)率估算文獻，本研究的數(shù)據(jù)相對更豐富，四個模型至少都包含了能源投入，而且嘗試合理地考察二氧化碳排放變量。其中，模型4為本文的目標方法，其估算結果就是接下來重點討論的綠色工業(yè)生產(chǎn)率及其分解。根據(jù)表2模型4的度量結果，在正確考慮了能源消耗和二氧化碳排放的情況下，中國工業(yè)全行業(yè)實際全要素生產(chǎn)率年均增長2.29％，生產(chǎn)效率年均減少0.19％，年均技術進步率為2.55％。顯然，整個改革開放期間中國工業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的較大改善主要是由技術進步而非生產(chǎn)效率提高所引起，這與Wu(1995)、Zhengetal.(2003)、涂正革和肖耿(2005)等的結論一致。這里估算的全要素生產(chǎn)率增長要小于綜述中的幾乎所有生產(chǎn)率估計值，只比胡永泰(1998)經(jīng)過較嚴格數(shù)據(jù)調(diào)整所得到的1.8％的增長率略高。事實上，表2其他3個模型估算的平均生產(chǎn)率、效率和技術進步率分別在3.87-6.26％、0.35-0.5％和3.46-5.92％區(qū)間，都一致地大于模型4的對應結果，生產(chǎn)效率的變化方向甚至變負為正；而且前3個模型生產(chǎn)率與大部分估計結果相似。由此，可以初步得出一個結論，即不考慮污染排放或者沒有正確處理污染排放變量的話，會高估真實的生產(chǎn)率甚至也高估技術進步率和生產(chǎn)效率。為了進一步檢驗上述結論，本文仿照Kumar(2006)等對模型4所度量的真實生產(chǎn)率、效率和技術進步率是否在統(tǒng)計上顯著小于其他模型的對應估算值進行了t統(tǒng)計量檢驗。檢驗結果顯示，前3個模型的全要素生產(chǎn)率估計值顯著大于模型4的估計，模型1和2的技術進步率顯著大于模型4的對應值，但是4個模型所估算的生產(chǎn)效率在統(tǒng)計上并沒有顯著差異。由此可以進一步確認，在正確考慮了環(huán)境污染的負外部性后，即模型4把污染排放作為非期望產(chǎn)出處置后，所得到的環(huán)境約束全要素生產(chǎn)率和技術進步率要小于不考慮或者沒有正確考慮環(huán)境因素的度量值，但是生產(chǎn)效率估算差異不顯著，這是本文的主要發(fā)現(xiàn)之一。許多研究結論與此相似，比如，Jeon&Sickles(2004)在不考慮二氧化碳排放情況下的度量顯示，日本、韓國、我國臺灣、新加坡和我國香港都出現(xiàn)了TFP增長，而考慮了排放后的度量則只有日本有TFP增長。Nanereetal.(2007)認為，不考慮生產(chǎn)的外部成本會高估生產(chǎn)率，而忽略了生產(chǎn)的外部收益則會低估生產(chǎn)率。Watanabe&Tanaka(2007)利用中國各省工業(yè)數(shù)據(jù)檢驗了只考慮期望產(chǎn)出與同時考慮期望和非期望產(chǎn)出的兩種技術效率度量方法，發(fā)現(xiàn)前者技術效率度量是有偏的，通常會高估真實的工業(yè)效率水平。本文考慮了能源和環(huán)境約束后實際工業(yè)生產(chǎn)率度量值的降低似乎與Young(1995)所發(fā)現(xiàn)的二戰(zhàn)后大部分亞洲國家或地區(qū)的增長不是由生產(chǎn)率進步來推動的結論一致。表3將進一步對此進行解析。表3報告了工業(yè)改革三個子階段和整個樣本期間基于所有行業(yè)的增長核算平均結果④，包括工業(yè)總產(chǎn)值、二氧化碳排放、資本存量、勞動、能耗和四種TFP的發(fā)展速度以及四種TFP貢獻份額大小。⑤和表2的結論相似，三個子時期前3個模型所估計的生產(chǎn)率增長率及其貢獻份額基本上都大于模型4估算的真實生產(chǎn)率變化及其份額(僅模型3前兩個時期的度量值例外)。如果僅僅根據(jù)前2個模型的生產(chǎn)率估計結果完全可以得出與涂正革和肖耿(2005)、劉偉和張輝(2008)、陳詩一(2009)和張軍等(2009)類似的結論⑥，即從第三個階段開始，生產(chǎn)率的產(chǎn)出貢獻份額已經(jīng)超過要素的貢獻度，這意味著工業(yè)的增長方式開始從粗放式向集約型轉(zhuǎn)變，相似結論的得出主要是因為他們在處理環(huán)境因素時方法相同或相似。而把排放作為好產(chǎn)出處理的模型3的結論就沒那么強了。根據(jù)環(huán)境DDF所估算的模型4中真實生產(chǎn)率的結論，更無法得出工業(yè)發(fā)展方式開始發(fā)生轉(zhuǎn)變的結論⑦，真實生產(chǎn)率貢獻份額遠遠落后于投入貢獻度的事實表明，中國工業(yè)目前仍處在粗放型增長階段，發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變?nèi)匀蝗沃氐肋h，并沒有逃脫Krugman(1994)和Young(1995)的結論。從表3還可以看出，第二個階段中國工業(yè)二氧化碳減排2％，能耗增長最低(只有3％)，勞動實際上下降了0.3％(保存3位小數(shù)的話表中值為0.997)，這與上世紀90年代國有企業(yè)抓大放小、節(jié)能減排和減員增效的改革緊密相關。模型1—3中三個時期生產(chǎn)率的貢獻是遞增的，但是模型4中綠色生產(chǎn)率的貢獻度在第三個階段卻出現(xiàn)了下降，這顯然與介紹部分提到的這一階段再次重化工業(yè)化有關。從表3可以看出，第三階段二氧化碳排放和能耗都急劇增長(平均增長達到5％和11％)，模型4顯然考慮到了這種能源和環(huán)境制約對生產(chǎn)率的影響。如果把本文4個模型分階段的生產(chǎn)率估計值與其他文獻中的分階段度量對比，仍然是本文模型4在第三階段的真實生產(chǎn)率增長估計值在所有研究中最小。與報告全行業(yè)和分時期結果的表2和表3不同，表4報告了38個分行業(yè)的簡單增長核算表，投入產(chǎn)出變量報告的是幾何平均發(fā)展速度，MLPI/MLECH/MLTCH為目標模型4的估算結果，生產(chǎn)率貢獻份額的計算同表3一樣，參照吳延瑞(2008)。顯然，分行業(yè)的數(shù)據(jù)差異很大，比如工業(yè)總產(chǎn)值的增長率從石油和天然氣開采業(yè)的1％到計算機電子通信設備制造業(yè)的28％不等，所估算的真實生產(chǎn)率指數(shù)和生產(chǎn)效率也從石油加工及煉焦業(yè)的0.9859和0.9758到計算機電子通信設備制造業(yè)的1.1256和1.0223不等，而技術進步率則處于黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的0.9966到計算機電子通信設備制造業(yè)的1.101之間。那些產(chǎn)出增長慢以及生產(chǎn)率和技術進步不快甚至為負的行業(yè)基本上都是能耗和排放密集型的重化工業(yè)行業(yè)，如石油和天然氣開采業(yè)、煤炭采選業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)等，這既顯示了高能耗高排放的弊端，也說明了對傳統(tǒng)重化工業(yè)行業(yè)進行諸如更新改造、節(jié)能減排、升級換代等低碳發(fā)展和綠色革命的必要性和緊迫性。而總產(chǎn)值和生產(chǎn)率增長以及技術進步率快的行業(yè)都是輕工業(yè)和高新技術行業(yè)，如計算機電子及通信設備制造業(yè)(排名都是第一)、化學纖維制造業(yè)、家具制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)和電氣機械及器材制造業(yè)，由此也繼續(xù)凸顯信息產(chǎn)業(yè)等高新技術行業(yè)在工業(yè)發(fā)展升級中的重要性。除少數(shù)例外，工業(yè)各行業(yè)的真實生產(chǎn)率增長和技術進步率為正，而生產(chǎn)效率為負增長，這和表3一樣也說明工業(yè)生產(chǎn)率的提高主要由技術進步引起，而非生產(chǎn)效率。生產(chǎn)率負增長的行業(yè)有石油加工及煉焦業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)、電力熱力生產(chǎn)和供應業(yè)⑧；技術進步率為負的行業(yè)只有黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)和燃氣的生產(chǎn)和供應業(yè)。除了黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)外，生產(chǎn)效率變化為正的行業(yè)為計算機電子及通信設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)、煙草加工業(yè)和化學纖維制造業(yè)，這些行業(yè)的真實生產(chǎn)率增長和技術進步率也為正，同樣凸顯出輕工業(yè)和高新技術行業(yè)在新型工業(yè)化中的重要性。雖然同表3結論一樣，沒有一個行業(yè)的生產(chǎn)率貢獻度超過50％，所有行業(yè)仍然表現(xiàn)為要素驅(qū)動型的粗放型增長，但是生產(chǎn)率貢獻度的百分點超過兩位數(shù)的幾乎都是輕工業(yè)行業(yè)(塑料制品業(yè)唯一例外)，貢獻度接近50％的為煙草加工業(yè)和計算機電子及通信設備制造業(yè)；上述生產(chǎn)率負增長的行業(yè)對產(chǎn)出的貢獻也為負，它們都是純粹由能源和資本等要素驅(qū)動的重工業(yè)行業(yè)，其中，石油加工及煉焦業(yè)的生產(chǎn)率貢獻度最低，達到-24％。輕工業(yè)和重工業(yè)在真實生產(chǎn)率上的這些差異與數(shù)據(jù)描述性分析隱含的結論相一致。從投入要素角度來看，勞動就業(yè)的增長率不高，但是資本存量和能源消耗的平均增長率很高，在要素驅(qū)動型的工業(yè)增長中發(fā)揮主要作用。(二)中國新型工業(yè)化的必由之路：綠色工業(yè)革命對全要素生產(chǎn)率的變化模式做出正確解釋并非易事，而本文使用環(huán)境DDF模型所估算的綠色全要素生產(chǎn)率可以為我們提供其他方法所不具備的兩大優(yōu)勢。一是可以通過比較不(正確)考慮環(huán)境因素與正確考慮環(huán)境因素的生產(chǎn)率估算結果來探討環(huán)境污染的危害，它制約著中國工業(yè)生產(chǎn)率的改善，昭示著中國綠色工業(yè)革命的必要性和緊迫性。二是根據(jù)波特假說(Porter，1991)認為正確設計且嚴格執(zhí)行的環(huán)境規(guī)制政策能夠引致創(chuàng)新從而抵消執(zhí)行環(huán)境政策的成本(即所謂“創(chuàng)新抵消”)，因此可以達至環(huán)境質(zhì)量和生產(chǎn)率同時提高的雙贏發(fā)展可能?；诖耍P者把所估算的工業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率(特別是重化工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率)的變化理解為執(zhí)行節(jié)能減排、開發(fā)新能源、發(fā)展低碳技術等所有相關環(huán)境政策的綜合經(jīng)濟效果，并把這種綠色全要素生產(chǎn)率的切實提高定義為綠色工業(yè)革命的發(fā)生。為了嘗試從工業(yè)發(fā)展歷史經(jīng)驗和節(jié)能減排政策的角度來解釋環(huán)境全要素生產(chǎn)率的變化以及相應的綠色工業(yè)革命，本文繪制出改革開放期間工業(yè)全行業(yè)和輕重工業(yè)基于模型4所估算的綠色全要素生產(chǎn)率(MLPI)、生產(chǎn)效率(MLECH)和技術進步(MLTCH)的平均發(fā)展速度趨勢圖(見圖2)⑨。圖2不僅通過輕重工業(yè)的劃分使得各行業(yè)綠色生產(chǎn)率變化的異質(zhì)性特征一目了然，而且生產(chǎn)率及其分解的時變模型也一清二楚。從圖2還可以看出，由于重工業(yè)的權重較大，全行業(yè)的指數(shù)變化趨勢更多受重工業(yè)的模式影響。圖2基于模型4所度量的工業(yè)全行業(yè)和輕重工業(yè)的綠色MLPI/MLECH/MLTCH趨勢由于共同的經(jīng)濟基本面因素幾乎同時影響著所有而不是一部分工業(yè)行業(yè)的原因，輕重工業(yè)總體上都保持著與工業(yè)全行業(yè)相似的環(huán)境全要素生產(chǎn)率、生產(chǎn)效率和技術進步變動軌跡。即改革初期體現(xiàn)追趕效應的生產(chǎn)效率較高，但是代表創(chuàng)新能力的技術變化為負；然后技術進步持續(xù)較快增長，于本世紀初達到最高增長率5.2％，對前沿技術吸收的追趕效應卻消失，生產(chǎn)效率不斷下降；本世紀初以來，生產(chǎn)效率得到改善，技術進步卻出現(xiàn)下降趨勢。更多受技術變化而非生產(chǎn)效率的影響，中國工業(yè)的環(huán)境全要素生產(chǎn)率在上世紀80年代初期增長也很低，隨后有一個較長時期的持續(xù)平穩(wěn)提高，并于本世紀初達到最高4.4％的增長率，后轉(zhuǎn)而一路下降，這與文獻中對中國生產(chǎn)率所估計的變化模式基本一致(郭慶旺和賈俊雪，2005；Perkins&Rawski，2008；吳延瑞，2008；王小魯?shù)龋?009；Zhengetal.，2009)。顯然，在經(jīng)歷了上世紀80年代中前期的小幅增長和中后期的短暫停頓之后，從上世紀90年代初到本世紀初進入了綠色全要素生產(chǎn)率持續(xù)快速健康增長的時期，其產(chǎn)出貢獻份額也在不斷增加，特別是90年代后半程，綠色生產(chǎn)率增長最快并達到頂峰，充分說明中國確確實實發(fā)生了上述所定義的綠色工業(yè)革命，即改革以來中國所推行的節(jié)能減排政策在工業(yè)部門取得了積極的成果。然而，本世紀以來，主要由于環(huán)境政策執(zhí)行力度的下降以及工業(yè)再次急劇重型化，能耗和碳排放出現(xiàn)了圖1所示的飆升局面，能源強度和碳強度的長期下降趨勢亦轉(zhuǎn)緩或出現(xiàn)回升，綠色全要素生產(chǎn)率在改革時期第一次出現(xiàn)下降局面，而且降幅不小，中國綠色工業(yè)革命的勢頭首次減弱，有違新型工業(yè)化的根本訴求。進一步根據(jù)不同時期執(zhí)行的節(jié)能減排政策來解釋輕重工業(yè)生產(chǎn)率變化模式的差異。雖然從表1和表4可以得到輕工業(yè)生產(chǎn)率增長高于重工業(yè)的籠統(tǒng)結論，這似乎也與我們的直覺或者一些已有的研究相似(如Wu，1995；Jeffersonetal.，2000；李玉紅等，2008；陳詩一，2009；張軍等，2009)，但是如果按照圖2進行跨期分析的話，這種結論并不必然。圖2按照輕重工業(yè)表現(xiàn)的不同對趨勢圖進行了更具體的時期劃分，該劃分與表3中按照張軍等(2009)標準進行的劃分相似而不相同。圖2并對輕工業(yè)相對于重工業(yè)的這種度量值差異是否在統(tǒng)計上顯著進行了t檢驗⑩。改革初期，即“六五”(1981-1985)期間，雖然以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為主體的輕工業(yè)開始蓬勃發(fā)展，輕工業(yè)的生產(chǎn)效率也高于重工業(yè)，但是這種優(yōu)勢并不顯著，它的技術改善仍然顯著慢于以國有工業(yè)為代表的重工業(yè)，重工業(yè)在該階段的生產(chǎn)率增長還是高于輕工業(yè)。但是在接下來的“七五”和“八五”(1986-1995)時期，工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略從改革前重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展轉(zhuǎn)為改革后輕重工業(yè)并重發(fā)展的優(yōu)勢開始得到顯現(xiàn)，以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)為代表的非國有工業(yè)主要在輕工業(yè)的各個行業(yè)中得到了快速發(fā)展，非國有工業(yè)總產(chǎn)值比重也于1993年首次超過了國有工業(yè)，這也許可以解釋圖2所示的這段時期輕工業(yè)技術進步率和全要素生產(chǎn)率增長為什么顯著優(yōu)于重工業(yè)。當然為了緩解長期計劃經(jīng)濟造成的能源短缺，國家在這個階段對能源生產(chǎn)仍然采取了鼓勵政策，如同這個時期的城市工業(yè)擴大企業(yè)自主權的改革一樣，煤炭、石油、電力等重工業(yè)行業(yè)先后實行了以行業(yè)包干為特征的承包責任制改革，其中市場化最為徹底、競爭最為激烈的是煤炭產(chǎn)業(yè)，這也許是導致該時期重工業(yè)生產(chǎn)效率改善顯著快于輕工業(yè)的主要原因。上世紀80年代鼓勵能源生產(chǎn)的政策雖然緩解了中國的能源緊缺問題，但是小煤礦等的破壞性開采造成了煤炭資源的揮霍浪費和環(huán)境的嚴重污染，中國政府轉(zhuǎn)而在整個90年代限制能源工業(yè)的發(fā)展。根據(jù)1996、2001和2007年國務院批復的國家環(huán)境保護“九五”、“十五”和“十一五”計劃以及2006年6月5日國務院新聞辦公室發(fā)布的《中國的環(huán)境保護(1996-2005)》白皮書提供的資料，在工業(yè)污染防治方面，“九五”(1996-2000年)期間，與國有企業(yè)抓大放小所有制改革相對應，中國政府第一次取締、關停了8.4萬家技術落后、高耗能、高污染的15種小型工業(yè)企業(yè)，使得以二氧化硫、化學需氧量為代表的12項主要污染物的排放總量比“八五”末期分別下降了10％-15％。反映在表4所示的二氧化碳排放變化率上，相對于1981-1995年間幾乎全部為正的碳排放，“九五”期末38個樣本行業(yè)中有32個行業(yè)二氧化碳排放下降了5％—73％不等。而“九五”期間工業(yè)增加值年均增長率卻達到12.7％，遠高于“六五”至“八五”期間的7.6％(1990年可比價)。所以我們自然看到了圖1所示的工業(yè)能耗和二氧化碳排放一改此前的上升趨勢轉(zhuǎn)而從上世紀90年代中期到本世紀初出現(xiàn)停頓甚至下降。而且從圖2特別發(fā)現(xiàn)，在此期間重工業(yè)技術進步率明顯超過了輕工業(yè)(t統(tǒng)計量等于-1.51，在5％的水平上顯著)，生產(chǎn)效率改善也仍然快于輕工業(yè)(t值為-2.32，高度顯著)，導致該階段重工業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率增長也超過了輕工業(yè)，而且這種優(yōu)勢在5％的統(tǒng)計水平上顯著(t統(tǒng)計量為-1.50)。這個結論與大多數(shù)文獻中輕工業(yè)生產(chǎn)率增長高于重工業(yè)的結論是不同的(11)，這是本文的又一個主要發(fā)現(xiàn)，進一步展示了該期間的中國綠色工業(yè)革命風貌，顯示出卓有成效的環(huán)境政策所產(chǎn)生的巨大經(jīng)濟成效。為什么該期間節(jié)能減排政策會導致重工業(yè)生產(chǎn)率相對于輕工業(yè)更快提高呢？這些被關閉的小企業(yè)既涉及到煤炭、電力、冶金、有色金屬、石油化工和建材等重化工業(yè)行業(yè)，也包括輕工行業(yè)的小制漿廠、小制革廠、小釀造廠、小糖廠等。筆者計算發(fā)現(xiàn)，“九五”(1996-2000年)期間如果二氧化碳排放減少1個百分點的話，輕工業(yè)和重化工業(yè)行業(yè)的勞動生產(chǎn)率將分別提高0.05和2.20萬元/人(工業(yè)增加值為1990年可比價，下同)，能源生產(chǎn)率將分別提高0.02和0.67萬元/噸標準煤，碳生產(chǎn)率將分別提高0.04和2.24萬元/噸二氧化碳。雖然這些單要素生產(chǎn)率與全要素生產(chǎn)率并不是一回事，但重工業(yè)單要素生產(chǎn)率相對于輕工業(yè)的更快提高，至少從一個側(cè)面說明了該時期同樣的二氧化碳減排力度更有助于改善重工業(yè)行業(yè)的微觀效率，最終在宏觀層面體現(xiàn)出重工業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率相對于輕工業(yè)改善更快的結果。但是，“九五”期間執(zhí)行的卓有成效的節(jié)能減排政策并沒有得到很好的堅持，上述同樣來源的資料顯示，“十五”(2001-2005)期間，國家雖然繼續(xù)關停并轉(zhuǎn)了3.3萬多家污染嚴重的小企業(yè)，但是由于規(guī)模巨大的住和行所推動的消費結構升級和快速城市化極大地拉動了工業(yè)特別是重化工業(yè)行業(yè)的急劇膨脹，二氧化碳排放減少的行業(yè)由前期的32個銳減到“十五”期間的9個(見表5)，“十五”其他主要污染物減排指標也沒有全部實現(xiàn)，比如工業(yè)二氧化硫排放量竟然比“九五”末還增加了34.5％之多，該期間力圖解決的一些深