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摘要：绿色发展是促进我国经济高质量发展的必然选择。文章基于2007～2017年中国30个省市的平衡面板数据，采用超效率SBM模型及Tobit模型分析了我国省域绿色发展效率及其影响因素。研究发现，我国省域绿色发展效率整体处于低效率阶段，分布在0.402～0.466之间，且呈波动下降趋势;区域间、省域间效率值差距在缩小;外商直接投资对整体绿色发展效率有显著正向影响，环境规制、城镇化水平对其有显著负向影响;各影响因素变量对东、中、西部绿色发展效率的影响方向及程度存在差异。
关键词：绿色发展效率;影响因素;超效率SBM模型;Tobit模型
一、引言
中国经济长期以来的高速发展创造了中国式奇迹，但也对生态环境造成了巨大危害。党的十九大报告指出，必须坚定不移贯彻“创新、协调、绿色、开放、共享”的五大发展理念，绿色发展已成为社会各界关注的热点。绿色发展效率反映了绿色发展过程中的各项投入产出比率，是衡量绿色发展成效的重要方式。那么，我国绿色发展效率究竟如何、区域及省域间是否存在差异、影响效率的因素何在等问题亟待回答。
二、研究设计
（一）模型选择
由Kaoru Tone提出的超效率SBM模型能够较好地解决传统SBM模型无法对有效效率值进行排序的问题，由于超效率SBM模型测算出的效率值属于截断数据，若用普通OLS回归进行分析则易出现估计误差，而Tobit模型能较好避免这一问题。
（二）指标构建
绿色发展效率的测算涉及投入和产出要素，其中产出要素中包括期望产出和非期望产出。本文借鉴已有研究，构建如下指标体系：1.投入指标：劳动投入，本文采用各省市年末的就业人数来表示劳动投入;能源投入，能源消耗是污染排放等非期望产出的重要来源，本研究采用各省市的能源消费总量（万吨标准煤）来衡量能源投入;资本投入，选用资本存量来衡量资本投入，采用国内外应用最广泛的永续盘存法来估算资本存量，在变量和部分参数的选取上借鉴单豪杰的做法。2.产出指标：期望产出，经济增长是各地区开展经济活动的首要目的，采用各省市的地区生产总值来衡量;非期望产出，用“三废”排放量来衡量。其中，用二氧化硫（SO2）排放量衡量废气排放，用化学需氧量（COD）衡量废水排放，用各省市的工业固体废弃物排放量来衡量固体废弃物排放量。
（三）影響因素变量选取
借鉴相关研究，选取以下4个主要变量展开探究：1.环境规制（ER）。环境规制与绿色发展效率间的关系一直存在争议，一类观点认为环境规制会增加企业成本，产生“遵循成本”效应降低效率;另一类观点认为环境规制可以通过创新补偿带来的成效抵消成本，可促进绿色创新效率的提升。使用各省市工业污染投资完成总额占工业总产值的比重来表征环境规制强度。2.外商直接投资（FDI）。一方面，外商资本进入可能会带来技术升级以促进效率提升，另一方面，也可能发生污染转移降低效率，使用各省市实际利用外资额与地区生产总值的比值来表示外商直接投资。3.城镇化水平（UL）。城镇化进程中会带来资本、劳动和技术等要素的流动，采用各省市城镇人口占总人口的比重来表示城镇化水平。4.产业结构（IS）。产业结构的优化过程反映了资源配置的完善，合理的产业结构对绿色创新效率有正向影响，采用第三产业比值作为代理变量。
（四）数据来源
上述投入产出各项指标以及影响因素变量的原始数据均来自于国家统计局以及各省市统计局发布的相关统计年鉴。港澳台地区和西藏民族自治区数据缺失严重，故未将其纳入研究范围，本研究总体样本数据共3630个，包括效率测算指标数据2310个，影响因素变量数据1320个。
三、实证分析
（一）绿色发展效率分析
运用MaxDEA Pro软件，测算中国2007～2017年省域绿色发展效率，由于表格数值过多不予呈现。首先，整体上，11年间我国省域绿色发展效率均值皆低于0.8，处于0.4～0.5，均未达到超效率SBM模型的有效要求，处于低效率阶段。从动态演化趋势来看，呈波动下降趋势，下降幅度较小，波动变换平缓，11年间由0.466波动下降为0.402。
其次，从区域角度而言，东部地区的效率值要明显高于中、西部地区，效率值呈东中西递减的差异化格局，整体亦处于低效率阶段。动态变化趋势与整体趋势一致，均在平缓波动中有小幅下降，其中，东、中、西部地区效率均值分别介于0.585～0.701、0.341～0.381、0.265～0.295之间，但从时序上看区域间的差距在缩小。
最后，从省域角度来看，省际差异较大。北京、上海两地是30个省市中绿色发展效率的龙头，2007～2017年间效率值均高于1，处于高效率阶段。此外，广东省效率均值为0.896，位于0.8～1之间，处于较高效率阶段。其余省市均低于0.8，效率较低。此外，仅有东部的天津、江苏和西部的内蒙古、贵州、重庆共5个省市效率值呈波动上升趋势，仅占1/6，其余25个省市效率值均在11年间呈下降趋势，如何扭转下降趋势、提升绿色发展效率成为亟待解决的难题。
（二）影响因素分析
上文已得出绿色发展效率整体偏低且呈下滑趋势，区域间、省域间效率差距较大等研究结论，那么形成这一结论的原因何在？基于此，本研究还将从整体及区域角度对效率的影响因素进行探究，估计结果如表1。
第一，环境规制对整体绿色发展效率有显著负向影响，回归系数为-0.023。这印证了传统经济学中“遵循成本”的观点，随着环境规制水平的提高，企业进行创新的成本逐渐增大，对绿色发展效率产生了负向影响。从区域来看，环境规制对东中西部均有负向影响，但只有在西部显著（β=-0.047，p<0.01），可以得出环境规制对中国整体绿色发展效率的显著负向影响主要是由西部地区决定的，合理控制西部地区的环境规制力度将对整体绿色发展效率的提升有直接促进作用。 第二，外商直接投资对整体绿色发展效率有显著正向影响，回归系数为0.047。这说明外商直接投资的“污染光环”效应在我国得到发挥，随着外资的进入，国外相对先进的绿色技术和管理理念能够促使我国企业发挥学习效应，从而促进绿色发展效率的提升。从区域而言，外商直接投资对东中西部均有正向影响，但在中部的影响尚不显著，其中，外资对东部的影响系数最高（β=0.118，p<0.01），西部次之（β=0.037，p<0.01）。
第三，城镇化水平对整体绿色发展效率有显著负向影响，估计系数为-0.412。可能的原因是：城镇化水平的提高导致城市的人口压力逐渐扩大，人口密集程度提高，对各类物资的需求日益增多，导致城市生活垃圾等污染物的大量增长，这对生态环境形成了不良影响，降低了绿色发展效率。从区域来看，城镇化对东中西部均有负向影响，但对东部的影响尚不显著，其中，城镇化对西部的影响程度最高（β=-0.591，p<0.01），中部次之（β=-0.195，p<0.05）。西部地区是我国的生态屏障，城镇化水平的发展对生态环境的负向影响更为明显，故城镇化对其绿色发展效率的负向作用最为明显。
第四，产业结构对整体绿色发展效率有正向影响，但不显著，回归系数为0.032。但从区域角度看，呈现出明显差异。产业结构对中部区域绿色发展效率有显著负向影响（β=-0.154，p<0.05），对西部有显著正向影响（β=0.164，p<0.05），合理优化中部地区的现有产业结构，将对整体绿色发展效率的提升有重要意义。
四、对策建议
基于以上研究结论，提出如下对策建议：第一，合理控制环境规制力度，尤其是需要调整西部地区环境规制的水平。第二，进一步加大外资利用程度，但也需避免大量劣质外资的流入，注意规避外资的“污染天堂”效应。第三，注意城镇化与绿色发展的协调性，城镇化是大势所趋，但政府应控制城镇化对环境所带来的负面影响，尤其是中、西部地区更为迫切。第四，进一步优化产业结构，促进资源要素的科学配置，同时注重区域间的差异化配置，重点要扭转中部地区产业结构对绿色发展效率的负面作用。第五，各区域、省域间需加强交流合作，协调发展，缩小区域、省域间的效率差距。
参考文献：
[1]TONE K. A slacks-based measure of super-efficiency in data envelopment analysis[J].European journal of operational research，2002，143（01）：32-41.
[2]乔明哲，吴为民，徐士伟，等.股權集中、R&D强度与创业企业成长——来自深圳创业板的证据[J].北京理工大学学报（社会科学版），2019，21（06）：80-89.
[3]胡博伟，周亮，王中辉，车磊，张梦瑶.干旱区资源型城市绿色经济效率时空分异特征[J].资源科学，2020，42（02）：383-393.
[4]谢秋皓，杨高升.新型城镇化背景下中国区域绿色发展效率测算[J].统计与决策，2019，35（24）：132-136.
[5]刘杨，杨建梁，梁媛.中国城市群绿色发展效率评价及均衡特征[J].经济地理，2019，39（02）：110-117.
[6]单豪杰.中国资本存量K的再估算：1952～2006年[J].数量经济技术经济研究，2008（10）：17-31.
[7]李雪松，曾宇航.中国区域创新型绿色发展效率测度及其影响因素[J].科技进步与对策，2020，37（03）：33-42.
[8]周亮，车磊，周成虎.中国城市绿色发展效率时空演变特征及影响因素[J].地理学报，2019，74（10）：2027-2044.
[9]张治栋，秦淑悦.环境规制、产业结构调整对绿色发展的空间效应——基于长江经济带城市的实证研究[J].现代经济探讨，2018（11）：79-86.
[10]LETCHUMANANR，KODAMAF. Reconciling the conflict between the‘pollution-haven’hypothesis and an emerging rajectory of internation altechnology transfer[J].Researchpolicy，2000，29（01）：59-79.
*基金项目：武汉工程大学研究生教育创新基金项目（CX2019214）。
（作者单位：肖静，武汉工程大学管理学院;周梦娇，南昌大学第一附属医院）
关键词：绿色发展效率;影响因素;超效率SBM模型;Tobit模型
一、引言
中国经济长期以来的高速发展创造了中国式奇迹，但也对生态环境造成了巨大危害。党的十九大报告指出，必须坚定不移贯彻“创新、协调、绿色、开放、共享”的五大发展理念，绿色发展已成为社会各界关注的热点。绿色发展效率反映了绿色发展过程中的各项投入产出比率，是衡量绿色发展成效的重要方式。那么，我国绿色发展效率究竟如何、区域及省域间是否存在差异、影响效率的因素何在等问题亟待回答。
二、研究设计
（一）模型选择
由Kaoru Tone提出的超效率SBM模型能够较好地解决传统SBM模型无法对有效效率值进行排序的问题，由于超效率SBM模型测算出的效率值属于截断数据，若用普通OLS回归进行分析则易出现估计误差，而Tobit模型能较好避免这一问题。
（二）指标构建
绿色发展效率的测算涉及投入和产出要素，其中产出要素中包括期望产出和非期望产出。本文借鉴已有研究，构建如下指标体系：1.投入指标：劳动投入，本文采用各省市年末的就业人数来表示劳动投入;能源投入，能源消耗是污染排放等非期望产出的重要来源，本研究采用各省市的能源消费总量（万吨标准煤）来衡量能源投入;资本投入，选用资本存量来衡量资本投入，采用国内外应用最广泛的永续盘存法来估算资本存量，在变量和部分参数的选取上借鉴单豪杰的做法。2.产出指标：期望产出，经济增长是各地区开展经济活动的首要目的，采用各省市的地区生产总值来衡量;非期望产出，用“三废”排放量来衡量。其中，用二氧化硫（SO2）排放量衡量废气排放，用化学需氧量（COD）衡量废水排放，用各省市的工业固体废弃物排放量来衡量固体废弃物排放量。
（三）影響因素变量选取
借鉴相关研究，选取以下4个主要变量展开探究：1.环境规制（ER）。环境规制与绿色发展效率间的关系一直存在争议，一类观点认为环境规制会增加企业成本，产生“遵循成本”效应降低效率;另一类观点认为环境规制可以通过创新补偿带来的成效抵消成本，可促进绿色创新效率的提升。使用各省市工业污染投资完成总额占工业总产值的比重来表征环境规制强度。2.外商直接投资（FDI）。一方面，外商资本进入可能会带来技术升级以促进效率提升，另一方面，也可能发生污染转移降低效率，使用各省市实际利用外资额与地区生产总值的比值来表示外商直接投资。3.城镇化水平（UL）。城镇化进程中会带来资本、劳动和技术等要素的流动，采用各省市城镇人口占总人口的比重来表示城镇化水平。4.产业结构（IS）。产业结构的优化过程反映了资源配置的完善，合理的产业结构对绿色创新效率有正向影响，采用第三产业比值作为代理变量。
（四）数据来源
上述投入产出各项指标以及影响因素变量的原始数据均来自于国家统计局以及各省市统计局发布的相关统计年鉴。港澳台地区和西藏民族自治区数据缺失严重，故未将其纳入研究范围，本研究总体样本数据共3630个，包括效率测算指标数据2310个，影响因素变量数据1320个。
三、实证分析
（一）绿色发展效率分析
运用MaxDEA Pro软件，测算中国2007～2017年省域绿色发展效率，由于表格数值过多不予呈现。首先，整体上，11年间我国省域绿色发展效率均值皆低于0.8，处于0.4～0.5，均未达到超效率SBM模型的有效要求，处于低效率阶段。从动态演化趋势来看，呈波动下降趋势，下降幅度较小，波动变换平缓，11年间由0.466波动下降为0.402。
其次，从区域角度而言，东部地区的效率值要明显高于中、西部地区，效率值呈东中西递减的差异化格局，整体亦处于低效率阶段。动态变化趋势与整体趋势一致，均在平缓波动中有小幅下降，其中，东、中、西部地区效率均值分别介于0.585～0.701、0.341～0.381、0.265～0.295之间，但从时序上看区域间的差距在缩小。
最后，从省域角度来看，省际差异较大。北京、上海两地是30个省市中绿色发展效率的龙头，2007～2017年间效率值均高于1，处于高效率阶段。此外，广东省效率均值为0.896，位于0.8～1之间，处于较高效率阶段。其余省市均低于0.8，效率较低。此外，仅有东部的天津、江苏和西部的内蒙古、贵州、重庆共5个省市效率值呈波动上升趋势，仅占1/6，其余25个省市效率值均在11年间呈下降趋势，如何扭转下降趋势、提升绿色发展效率成为亟待解决的难题。
（二）影响因素分析
上文已得出绿色发展效率整体偏低且呈下滑趋势，区域间、省域间效率差距较大等研究结论，那么形成这一结论的原因何在？基于此，本研究还将从整体及区域角度对效率的影响因素进行探究，估计结果如表1。
第一，环境规制对整体绿色发展效率有显著负向影响，回归系数为-0.023。这印证了传统经济学中“遵循成本”的观点，随着环境规制水平的提高，企业进行创新的成本逐渐增大，对绿色发展效率产生了负向影响。从区域来看，环境规制对东中西部均有负向影响，但只有在西部显著（β=-0.047，p<0.01），可以得出环境规制对中国整体绿色发展效率的显著负向影响主要是由西部地区决定的，合理控制西部地区的环境规制力度将对整体绿色发展效率的提升有直接促进作用。 第二，外商直接投资对整体绿色发展效率有显著正向影响，回归系数为0.047。这说明外商直接投资的“污染光环”效应在我国得到发挥，随着外资的进入，国外相对先进的绿色技术和管理理念能够促使我国企业发挥学习效应，从而促进绿色发展效率的提升。从区域而言，外商直接投资对东中西部均有正向影响，但在中部的影响尚不显著，其中，外资对东部的影响系数最高（β=0.118，p<0.01），西部次之（β=0.037，p<0.01）。
第三，城镇化水平对整体绿色发展效率有显著负向影响，估计系数为-0.412。可能的原因是：城镇化水平的提高导致城市的人口压力逐渐扩大，人口密集程度提高，对各类物资的需求日益增多，导致城市生活垃圾等污染物的大量增长，这对生态环境形成了不良影响，降低了绿色发展效率。从区域来看，城镇化对东中西部均有负向影响，但对东部的影响尚不显著，其中，城镇化对西部的影响程度最高（β=-0.591，p<0.01），中部次之（β=-0.195，p<0.05）。西部地区是我国的生态屏障，城镇化水平的发展对生态环境的负向影响更为明显，故城镇化对其绿色发展效率的负向作用最为明显。
第四，产业结构对整体绿色发展效率有正向影响，但不显著，回归系数为0.032。但从区域角度看，呈现出明显差异。产业结构对中部区域绿色发展效率有显著负向影响（β=-0.154，p<0.05），对西部有显著正向影响（β=0.164，p<0.05），合理优化中部地区的现有产业结构，将对整体绿色发展效率的提升有重要意义。
四、对策建议
基于以上研究结论，提出如下对策建议：第一，合理控制环境规制力度，尤其是需要调整西部地区环境规制的水平。第二，进一步加大外资利用程度，但也需避免大量劣质外资的流入，注意规避外资的“污染天堂”效应。第三，注意城镇化与绿色发展的协调性，城镇化是大势所趋，但政府应控制城镇化对环境所带来的负面影响，尤其是中、西部地区更为迫切。第四，进一步优化产业结构，促进资源要素的科学配置，同时注重区域间的差异化配置，重点要扭转中部地区产业结构对绿色发展效率的负面作用。第五，各区域、省域间需加强交流合作，协调发展，缩小区域、省域间的效率差距。
参考文献：
[1]TONE K. A slacks-based measure of super-efficiency in data envelopment analysis[J].European journal of operational research，2002，143（01）：32-41.
[2]乔明哲，吴为民，徐士伟，等.股權集中、R&D强度与创业企业成长——来自深圳创业板的证据[J].北京理工大学学报（社会科学版），2019，21（06）：80-89.
[3]胡博伟，周亮，王中辉，车磊，张梦瑶.干旱区资源型城市绿色经济效率时空分异特征[J].资源科学，2020，42（02）：383-393.
[4]谢秋皓，杨高升.新型城镇化背景下中国区域绿色发展效率测算[J].统计与决策，2019，35（24）：132-136.
[5]刘杨，杨建梁，梁媛.中国城市群绿色发展效率评价及均衡特征[J].经济地理，2019，39（02）：110-117.
[6]单豪杰.中国资本存量K的再估算：1952～2006年[J].数量经济技术经济研究，2008（10）：17-31.
[7]李雪松，曾宇航.中国区域创新型绿色发展效率测度及其影响因素[J].科技进步与对策，2020，37（03）：33-42.
[8]周亮，车磊，周成虎.中国城市绿色发展效率时空演变特征及影响因素[J].地理学报，2019，74（10）：2027-2044.
[9]张治栋，秦淑悦.环境规制、产业结构调整对绿色发展的空间效应——基于长江经济带城市的实证研究[J].现代经济探讨，2018（11）：79-86.
[10]LETCHUMANANR，KODAMAF. Reconciling the conflict between the‘pollution-haven’hypothesis and an emerging rajectory of internation altechnology transfer[J].Researchpolicy，2000，29（01）：59-79.
*基金项目：武汉工程大学研究生教育创新基金项目（CX2019214）。
（作者单位：肖静，武汉工程大学管理学院;周梦娇，南昌大学第一附属医院）