京津冀城市可持续发展效率收敛性及影响因素研究.docx

1、京津冀城市可持续发展效率收敛性及影响因素研究 摘 要演在采用超效率 CCR-DEA模型测度 2008年至 2015年京津冀城市可持续发展效率的基础上，对京津冀城市可持续发展效率的 收敛、 绝对收敛和 条件收敛予以检验。研究结果表明，京津冀城市可持续发展效率的 收敛不存立，但津冀城市组存立 收敛；京津冀城市可持续发展效率的 绝对收敛性不存在；京津冀、津冀和河北城市可持续发展效率的 条件收敛均存在，城市人均 GDP为三组城市条件收敛的共同积极因素，人均固定资产投资额为津冀、河北城市组的共同积极因素；外资的 “ 污染假说 ”在天津与河北成立，而北京不成立。研究有助于 京津冀三地采取针对性措施，促进城

2、市可持续发展，进而缩小京津冀城市可持续发展效率的差异，实现区域协同可持续发展。 下载 ？眼关键词？演京津冀城市； 可持续发展效率； 收敛性检验； 差距 中图分类号 F062.2； F127 文献标识码 A 文章编号 1673-0461（ 2018） 02-0017-08 一、引 言 当前 “ 城市病 ” 问题日益凸显，制约着城市发展的可持续性（ THERRIEN M et al， 2015）。城市可持续发展评价能够对 “ 城市病 ” 问题起到预警作用，逐渐被 人们广泛关注。如，黄洁等（ 2016）采用 DEA 模型和 Malmquist 指数法对京津冀、长江三角洲和珠江三角洲三大城市群的可持续

3、发展效率进行了测度，并描绘了 2000 2010 年可持续发展意义下每个城市纯技术效率与规模效率的空间分异特征。但现有文献对城市可持续发展效率的收敛性缺少进一步的研究，因此无法较为科学、精准地判断出：第一，城市可持续发展效率之间的绝对差距是否在现有投入 -产出系统下随着时间推移逐渐缩小（或扩大）；第二，可持续发展效率较低的城市是否存在着追赶效应，不断追赶区域内高效率城市；第三，哪些影响城市 可持续发展的因素起着积极作用（或抑制作用），有利于缩小（或扩大）城市可持续发展效率的差距。 二、文献综述 沿着新古典经济学增长理论中经济增长收敛性的研究范式，已有文献不断推进各类 “ 效率 ” 的收敛性研究

4、。李小平等（ 2016）对 1992 年至 2014 年“ 一带一路 ” 沿线主要国家的碳生产率及其收敛性进行测算与检验，研究结果显示 “ 一带一路 ” 沿线主要国家的碳生产率存在收敛、绝对收敛和条件收敛。类似地文献，如马海良等（ 2017）对全国、东部和中部区域绿色水资源利用效率的收敛性进行了检验；黄德森等（ 2017） ? 国 30 个省份的区域创新能力的收敛性进行了检验；刘亦文等（ 2016）对全国及东中西部污染物排放强度的收敛性进行了检验，研究表明，全国及东中西部污染物排放强度均存在收敛，但不存在显著的绝对收敛，而在引入相关条件变量后均存在显著的条件收敛，在满足时间够长的假设条件下，全

5、国及东中西部地区污染物排放强度能够达到各自的稳态，但收敛速呈现出中部最快、西部次之、东部最慢的格局。与文章研究较为接近的环境效率收敛性研究方面：汪克亮等（ 2016）采用收敛与绝对收敛两种收敛分析方法检验长江经济带生态效率的敛散性，研究表明， 上游、中游和下游地区的各省市生态效率没有出现显著的收敛趋势即长江经济带各地区生态效率之间的差距有进一步扩大的趋势。李佳佳和罗能生（ 2016）采用面板模型和偏微分效应分解相结合的方法对全国区域环境效率进行检验，研究结果表明，整体上全国区域环境效率存在绝对收敛，但东部地区不存在收敛，而中、西部地区存在收敛；区域环境效率收敛的空间溢出效应较为显著，城镇化率、

6、外贸依存度、技术水平对本地区和邻近地区环境效率的收敛存在正向空间溢出效应，环境投资的空间溢出效应为负。涉及京津冀环境效率收敛性方面的研究，目前还比较少见，王怡 和茶洪旺（ 2016）对 2005 年至 2012 年京津冀 13个城市环境效率的收敛性进行了分析，研究显示，绝对收敛与条件收敛同时存在于京津冀 13个城市，在控制人均 GDP、能源强度和第二产业比重的条件下，外商投资对环境收敛起正向促进作用。但是，王怡和茶洪旺的研究并未采用超效率类 DEA模型对京津冀城市环境效率进行测算，由此得到的城市环境效率不会超过 1，这将显著降低结论为发散的可能性，所以研究结论需要进一步探讨。 三、研究方法 （

7、一）超效率 CCR-DEA 模型 采用鲁棒性较强、争议较小的超效率 CCR-DEA模型对京津冀 13个城市的可持发展效率进行测度，能够区分多个待评价对象均位于随机前沿面的情形，弥补了传统 CCR-DEA模型的不足，因此具有更强的评价分辨力。适用于部分城市经济社会发展水平与自然环境承载力均接近的京津冀区域开展可持续发展效率评价，方法与过程如下（ F？ ?re， R， et al）： 假设存在 n个决策单元，一般用 DMU表示，每个 DMU有 m种要素投入和 s类产出，则第 j个 DMU 的投入和产出分别以向量 xj、 yj 表示为 xj=（ x1j，x2j， xmj ） T， yj=（ y1j，

8、 y2j， ysj ） T， j=1， 2， n 。 每个决策单元（ DMU）的投入 -产出效率值采用线性规划模型求解： min ， s.t.xjjx0yjjy0j0 ， j=1， 2， k ， n （ 1） 其中， x0、 y0 为选定决策单元（ DMU0）的投入向量和产出向量； 是相对 DMU0所新构造的一个有效 组合中 n个决策单元的组合比例； 为 DMU0投入相对产出的利用率即技术效率值，以 1- 表示 DMU0 冗余投入比例。 CCR-DEA 模型无法比较多个 DMU 的 =1 的情形，超效 率 CCR-DEA 模型能较好地弥补此方面的不足，解决方法是：在对 DMU0 进行评价时，将

9、待评价的 DMU0 排除在决策单元集合之外，表示为： min ， s.t.xjjx0yjjy0j0 ， j=1， 2， k -1， k+1， n （ 2） （二）收敛检验和收敛检验 京津冀城市可持续发展效率收敛性检验是指采用 收敛检验和 收敛检验，其中， 收敛又分为 绝对收敛和 条件收敛，对京津冀城市可持续发展效率的收敛或发散状态予以判断。 收敛检验用于京津冀城市可持续发展效 率的绝对差距发展趋势的判断。如果 收敛存在，说明京津冀城市可持续发展效率的绝对差距会随着时间的推移而不断缩小；如果 收敛不存在，则不成立。本文采用标准差法进行 收敛检验（杨春生， 2014）： = （ 3） 式（ 3）中

10、， m 代表被评价城市的数量， EFi， t 为第 i个城市在时刻 t 的可持续发展效率，而 t代表京津冀所有城市在时刻 t可持续发展效率的平均值。若 t+10 ，所以从 2008至 2013年京津冀城市可持续发展效率的绝对收敛性存在，即京津冀城市群存在可持续发展效率较低的城市随着时间推移逐步追赶上可持 续发展效率较高城市的趋势。对比 收敛性检验和绝对收敛性检验的实证结果，可以发现两者具有一致性，能够互相印证。据此基本可以判断：在不考虑其他影响京津冀城市可持续发展效率因素的条件下，2013年是分界时间点，在 2008至 2013时间段京津冀城市可持续发展效率存在趋同的趋势，而此后的 2014年

11、和 2015年是发散的；总体上京津冀城市群不存在可持续发展效率较低的城市随着时间推移逐步追赶上可持续发展效率较高城市的趋势。 但是，林毅夫等（ 2003）认为，在给实体单元的 绝对收敛增加一些其它影响因素后， 绝对收敛 及其显著性可能发生改变。这说明实体单元的收敛性是有控制条件的，稳态水平因各自的内部特征而有所差异。因此，需要进行 条件收敛检验，来发现在增加关键条件指标后京津冀城市可持续发展效率的敛散性及其显著性是否发生改变，并进一步确定这些关键条件指标对敛散性的作用方向。 京津冀城市可持续发展效率的 条件收敛性检验。已有研究采用面板数据模型对技术创新的 条件收敛开展检验（李向东等， 2014

12、），本文也沿用面板数据模型对京津冀城市可持续发展效率的 条件收敛性检验，即在式（ 5）中取 T=1，同时利用 Hausman 检验对 选择固定影响模型或随机影响模型予以判定，考虑到相邻年份的京津冀城市可持续发展发展效率的截面误差项可能存在异方差，引入截面加权 GLS 估计法予以控制，实证结果如表 6所示。 观察表 6 中的模型 1：系数为负且通过 5%置信水平下的显著性检验，表明京津冀城市可持续发展效率存在条件收敛。同时， x1、 x3 和 x5 通过不同置信水平下的显著性检验且相应回归系数符号分别为负、负和正。据此可以判断：在考虑城市人均 GDP（ x1）、实际使用外资金额（ x3）和城市公

13、共财政支出额（ x5）条件 ?量下， 2009 至 2015 年时间段，京津冀 城市可持续发展效率的差距依然有逐年缩小的趋势，并随着时间的推移向各自的稳态水平趋近。其中，城市人均 GDP（ x1）即城市经济发展水平和实际使用外资金额（ x3）即对外开放程度，对缩小京津冀城市可持续发展效率的差距具有正向促进作用；城市公共财政支出额（ x5）即对居民的总体社会福利投入对缩小京津冀城市可持续发展效率的差距具有抑制作用，表明京津冀城市公共财政支额存在较大差距，扩大了京津冀城市可持续发展效率的差距。 观察表 6 中的模型 2： 系数为负且在 5%的置信水平下的显著性检验，表明津冀城市可持续发展效率存在

14、条件收敛。同时， x1、 x2和 x3通过了 5%置信水平下的显著性检验且相应回归系数符号分别为负、负和正。据此可以判断：在考虑城市人均 GDP（ x1）、人均固定资产投资额（ x2）和实际使用外资金额（ x3）条件变量下， 2009 至 2015 年时间段，津、冀城市可持续发展效率的差距有逐年缩小的趋势，随着时间的推移逐渐向各自的稳态水平趋近。其中，城市人均 GDP（ x1）即城市经济发展水平和人均固定资产投资额（ x2）即投资强度，对缩小京津冀城市可持续发展效率的差距具有正向促进作用；实际使用外资金额（ x3）即对外开放程度，对缩小京 津冀城市可持续发展效率的差距具有抑制作用。 观察表 6

15、 中的模型 3： 系数为负且通过 5%置信水平下的显著性检验，表明河北城市可持续发展效率存在条件收敛。同时， x1、 x2、 x3和 x7 通过了不同置信水平下的显著性检验其相应回归系数符号分别为负、负、正和正。据此可以判断：在考虑城市人均 GDP（ x1）、人均固定资产投资额（ x2）、实际使用外资金额（ x3）和全社会用电量（ x7）条件变量下， 2009 至 2015年时间段，河北省各城市可持续发展效率的差距有逐年缩小的趋势，随着时间的推移逐渐向各自的稳态水平趋近。其中， 城市人均 GDP（ x1）即城市经济发展水平和人均固定资产投资额（ x2）即投资强度，对缩小河北城市可持续发展效率的

16、差距具有正向促进作用；实际使用外资金额（ x3）即对外开放程度和全社会用电量（ x7）即电力能源消耗，对缩小河北城市可持续发展效率的差距具有抑制作用。 综合分析与比较表 6中模型 1、模型 2和模型 3之间实证结果差异，能够进一步发现影响京津冀城市可持续发展效率收敛性的一些经济社会规律，主要包括： 第一，分别观察三个方程中的 系数，对应记为 1 、 2 和 3 ，显然321 ，表明河北省城 市组、津冀城市组和京津冀城市组的可持发展效率收敛速率存在差异，其中速率最快为河北省城市组，其次为津冀城市组，最慢为京津冀城市组。收敛速率的差异性与京津冀行政区域划分相符合，由此可以看出行政壁垒效应的存在阻碍

17、了京津冀城市可持发展效率的趋同走势。 第二， x2（投资强度）的回归系数在模型 1（京津冀城市组）中回归系数不显著，而在模型 2（津冀城市组）和模型 3（河北城市组）中在 5%的置信水平下显著。说明津、冀城市的可持续发展效率的提升更依赖于 x2（投资强度）。其中可能的原因是：天津与河北各城市的经济增长更依赖 于投资，特别是固定资产投资，而北京作为全国科技创新中心，技术进步对经济增长的促进作用明显高于天津与河北各城市，投资拉动经济增长的作用低于天津与河北各城市，再结合表 1城市可持续发展效率在一定程度上依赖于地方政府财政投入向居民个体发展与福祉的指标倾斜，地方财政收入又与各地经济增长密切相联，所

18、以 x2（投资强度）的回归系数在表 6 中显著性的变化一定程度上体现了天津与河北各城市的经济增长相较于北京更依赖于投资的驱动，这与京津冀城市经济增长驱动因素的实际特征相吻合，同时验证了本文实证研究方法及过程的可信性。 第三， x3（对外开放程度）的回归系数在模型 1（京津冀城市组）中的方向为负，而在模型 2（津冀城市组）和模型 3（河北城市组）中方向为正。表明 x3（对外开放程度），在京津冀城市组促进城市可持续发展效率随时间的推移不断趋近，在津冀城市组和河北省城市组的作用相反。已有文献存在着与文章研究一致或相反的研究结论。如，陈浩等（ 2015）认为外资将高污染、高能耗的企业引入东道国，从而恶

19、化了东道国的环境质量；杨俊等（ 2010）认为外资的进入带来先进的技术与设备等，有助于提升东道国的环境质量。综合考虑模型 1和模型 2、模型 3的实证研究结 果，恰好能对外资对东道国的影响做出合理的解释：北京是的全国科技创新中心、高等教育中心，外资进入北京的目标是利用北京的创新与智力资源，建设在华研发中心、总部机构，带来了先进技术与设备，有助于提升东道国的环境质量，并且北京一直执行比较严格的环保标准和工业准入制度，所以在京津冀城市组中由于北京的加入， x3（对外开放程度）的回归系数为负，即实证结果显示为外资进入有助于缩小京津冀城市可持续发展效率的差距。在天津与河北省各城市，外资进入一般是利用当

20、地生产要素的价格优势，建设工业生产、加工、组装环节；另外，与北京相比，天 津和河北省的环保标准和工业准入制度门槛较低，因此，对外开放程度越高反而不利于津冀城市可持续发展效率的提升，从而对缩小可持续发展效率的差距起抑制作用。同时， x3 的回归系数较在模型 3中的数值较模型 2大，据此可以判断，外资进入河北各城市对城市可持续发展带 ?淼牟焕 ?影响大于对天津的不利影响。 第四， x5（对居民的总体社会福利投入）的回归系数在模型 1（京津冀城市组）中通过 5%的置信水平下的显著性检验，而在模型 2（津冀城市组）和模型 3（河北城市组）中均不显著。这表明北京在人均公共财政支出额上大幅领先于天津、河

21、北各城市，对缩小京津冀城市可持续发展效率的差距起到了显著的抑制作用。 第五，仅在模型 3（河北城市组）中 x7（电力能源消耗）的回归系数显著且为正即对缩小河北省内城市可持续发展效率的差距起抑制作用，而在模型 1（京津冀城市组）和模型 2（津冀城市组）该回归系数均不显著。可能的原因是由京津冀三地产结构及其特征决定的， 2015 年京津冀三地第二产业占地区总产值分别为 19.74%、 46.58%和 47.74%1，显然河北省占比最高。同时，河北省第二产业以钢铁、水泥、建材、煤炭等高能耗、工业污染物排放较严重的行业 为主导 2，特别是在唐山、邯郸、邢台等城市。据此，基本可以判断河北省电力能源消耗增

22、长伴随着工业污染物排放量的增加，造成河北域内城市可持续发展效率降低并进一步加剧了唐山、邯郸、邢台等城市与秦皇岛、承德等城市可持续发展效率的差距。北京、天津低能耗的第三产业占地区生产总值比例分别为 79.65%、 52.15%，均超过一半，当模型 3（河北城市组）分别加入京津（即模型 1）、天津（即模型 2）的数据时，自然造成 x7的回归系数由显著变为不显著。 六、研究结论与启示 （一）主要研究结论 针对 收 敛： 2008年至 2015年，京津冀城市可持续发展效率不存在 收敛，但是津冀城市存在 收敛。 针对绝对 收敛：在 2008年至 2013年时间段内，京津冀城市可持续发展效率存在绝对 收敛

23、，城市可持续发展效率的差异会随着时间的推移不断缩小，存在着 “ 效率低 ” 的城市追赶 “ 效率高 ” 城市的趋势；但当时间段拓展至 2008 至 2015 年时，由于北京在 2014 与 2015 年城市可持续发展效率的明显改善， 绝对收敛不成立。 针对条件 收敛：引入如表 2所示的 8 个条件变量进行条件 收敛检验，实证结果显示：发现在京津冀城 市组、和津冀城市组和河北城市组均存在条件收敛，随着时间推移向各自的稳态水平趋近，但是收敛速率不同，最快为河北城市组，其次为津冀城市组，最后为京津冀城市组。表明虽然现有总体政策环境与区域经济系统是有利于 “ 效率低 ” 的城市追赶 “ 效率高 ” 城

24、市，京津冀三地追赶速率存在差异，意味着行政壁垒的客观存在。京津冀城市公共财政支额存在较大差距，不利于京津冀城市实现协同可持续发展。投资强度的增加对津冀城市组和河北城市组可持续发展效率收敛具有促进作用，但对京津冀城市组无显著影响；外资的进入与城市可持续发展率之间的 “ 污染假说 ” 在天津 和河北城市组成立，在北京不成立；外资进入北京后带来了先进的技术、装备和管理经验，一定程度上提升了北京的可持续发展效率；但在天津、河北省 “ 污染假说 ” 成立，外资的进入加剧了京津冀城市可持续发展效率的差距。河北省内唐山、邯郸、邢台等城市钢铁、水泥、建材、煤炭等高能耗、工业污染物排放较严重的行业加剧了河北城市

25、可持续发展效率差距的发散。 （二）启示 整体上，京津冀三地应以有序推进、逐步落实京津冀协同发展国家战略为契机，破除行政壁垒，加快缩小京津冀城市可持续发展效率差距，结合实证结果及分析，可供选择 的政策启示包括： （ 1）京津冀城市公共财政支存在较大差距，意味着京津冀三地公共服务水平与质量存在着较大差距，北京明显领先于津冀，由此直接决定了在城市可持续发展效率上，北京领先于津冀。因此，津冀应在条件允许的情形下适当扩大公共财政支出，而京津冀应灵活开展各种形式的公共服务资源合作与对接，积极探索三地基础公共服务均等化的有效措施。 （ 2）加快构建有助于缩小京津冀城市可持续发展效率的沟通协调机制，以此促使京

26、津冀三地形成合力推动提高城市可持续效率。北京借助向津、冀疏解与非首都功能定位不相符的产业 ，努力实现产业结构迈向 “ 高精尖 ” ，同时注重向津、冀提供节能环保技术；津、冀则主动承接北京疏解产业并在承接过程中注重节能环保技术的引进、消化和吸收，实现各自产业结构的调整与升级。 （ 3）京津冀区域进一步加强协同科技创新，以技术进步支撑城市经济增长，实现城市经济增长的可持续，尝试津、冀城市适度降低经济增长对投资的依赖。北京进一步加强全国科技创新中心的地位及作用，津、冀依照京津冀协同规划发展纲要要求，努力建设成为高新技术的孵化基地和成果转化基地。 （ 4）津、冀区域严格执行环境保护法律法规，不断 完善

27、迁入工业准入制度，对外商投资及北京转移而来的工业企业在做好配套服务、承接工作的同时，加大环保监控和执法力度，杜绝 “ 迁入式污染 ” 的发生。 （ 5）河北应对钢铁、水泥、建材、煤炭等高能耗、工业污染物排放较严重的行业进一步深化产业结构调整和转型升级，推进工业绿色转型发展，依靠系统性节能减排措施和目标管理体系，推进多污染物综合性防治和环境治理，提高河北城市可持续发展效率。 参考文献 THERRIEN M， TANGUAY G A， and GYERIN I. Fundamental determinants of urban resilience： a search for indicator

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