中国对外直接投资的绿色生产率增长_省略_应_基于时空异质性视角的经验分析_胡琰欣
中国对外直接投资的绿色生产率增长效应
□胡琰欣1□屈小娥1□董明放2
（1.西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061；
2.西北大学经济管理学院，陕西西安710127）
————基于时空异质性视角的经验分析基于时空异质性视角的经验分析
引言
中国加入世贸组织以来，随着经济全球化步伐的不断加快和“走出去”战略的逐步实施，已成为当前全球主要的对外直接投资(OFDI)大国。据统计，2013年，在全球对外直接投资流量较上年仅增长了1.4%的背景下，中国的对外直接投资流量却实现了同比22.8%的高增长，创下1078.4亿美元的历史新高，首次突破千亿美元大关，成为仅次于美国的全球第二大资本输出国。毫无疑问，对外直接投资正在日益深刻地影响着中国经济的转型发展。事实上，对外直接投资作为国际技术溢出的一条重要渠道，已逐渐被众多国内外学者的研究所证实，也正是由于该渠道在获取国际技术溢出方面具有明显的针对性和主动性优势，无论是发达国家还是发展中国家均开始试图通过对外投资来获取东道国的逆向技术溢出。对于新常态下的中国而言，在积极实施“走出去”战略和大力发展绿色经济的现实背景下，越来越多的具有比较优势的本土企业开始嵌入到国外清洁技术密集区，整合吸收东道国的先进绿色技术，这可
基金项目：国家社会科学基金项目“基于能源和环境约束的我国工业全要素生产率研究”(13B JY 073)
DOI:10.16158/https://www.wendangku.net/doc/3311512922.html,ki.51-1312/f.2016.12.008
能对母国的绿色经济发展产生了一定影响。那么，迅速增长的对外直接投资是否影响了中国绿色全要素生产率水平提升？无疑，研究新常态下中国对外直接投资的绿色生产率增长效应问题具有重要的现实意义。
对外直接投资与母国全要素生产率之间的关系问题是近年来政策制定者与学术界研究和关注的热点。现有研究结论可归纳为以下三个方面：一是支持“促进论”，认为对外直接投资有利于母国全要素生产率水平提升[1-2]。也有学者探讨了对外直接投资生产率增长效应的约束机制，认为对外直接投资的显著逆向技术溢出需要以一定的吸收能力水平作为前提[3]；二是支持“抑制论”，指出对外直接投资并未产生显著的逆向技术溢出效应，反而抑制了母国全要素生产率水平提升[4-5]；三是支持“不确定论”，认为对外直接投资与母国全要素生产率之间并不存在明显的相关关系，白洁[6]、尹小剑[7]等学者的研究均肯定了对外直接投资对母国全要素生产率影响效应的不确定性。基于以上分析可以发现：一是关于对外直接投资与全要素生产率之间的关系，理论界尚未形成较为一致的研究结论，还需进一步商榷；二是关于对外直接投资的绿色生产率增长效应，尤其是涉及其长短期异质影响效应等问题的研究尚属空白。
与以往研究不同的是，本文基于时空异质性视角，使用省际面板数据来考察对外直接投资对绿色全要素生产率的长期和短期异质影响效应。以期为新常态下中国更有针对性地实施“走出去”战略，并通过逆向溢出促进绿色经济增长和绿色技术进步提供一定的理论参考。
一、研究设计
(一)变量设定和数据说明
本文选取2004—2013年为研究时段，数据主要来自历年的《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国对外直接投资统计公报》。由于这里以1978年为基期测算资本存量，考虑到统计口径的一致性，本文把重庆并入四川进行研究，西藏、香港、澳门以及台湾等省市由于部分数据缺失，也予以剔除。因此，本文最终选取中国内地29省市区作为考察对象。
(1)被解释变量：绿色全要素生产率(GTFP)。这里将环境污染和能源消耗同时纳入全要素生产率核算框架体系，采用数据包络分析的Malmquist生产率指数方法测度中国绿色全要素生产率指数。对投入和产出指标的选取做如下界定：①投入指标，本文选取劳动、资本和能源等三要素作为投入指标。对于劳动投入，选取各省市年末就业人数(单位：万人)作为衡量劳动要素的代理指标。对于资本投入，选取资本存量指标来表示，对于资本存量的测算，这里借鉴单豪杰[8]的永续盘存法来估算各省市的资本存量(单位：亿元)，以1978年为基期，并使用固定资产价格指数进行平减。对于能源投入，由于经济生产过程中的能源消费包括石油、煤炭和天然气等多种类型，故这里采用使用标准煤法折算后的能源消费量(单位：万吨标准煤)来衡量，而能源消费则被视为产生非期望产出的主要来源；②产出指标，主要包括期望产出和非期望产出。对于期望产出，采用各省市区生产总值(单位：亿元)来表征，并以1978年
是一种主要为基期，运用GDP缩减指数进行平减，以消除通货膨胀的影响。对于非期望产出，考虑到SO
2
环境污染物，是中国环境污染控制的主要对象，借鉴涂正革[9]的作法，选取各省市区二氧化硫排放量(单位：万吨)作为环境污染的代理指标，由于二氧化硫排放量属于逆向指标，这里进一步对其进行了倒数处理。
另外，绿色全要素生产率指数是相对上一年的绿色全要素生产率变化率，不能直接用于计量回归，须对其做相应变换。本文假定2003年的绿色全要素生产率(GTFP)水平为1，则2004年的GTFP水平为2003年的GTFP水平乘以2004年的绿色全要素生产率指数，以此类推，即可得到2004—2013年中国29
省市的绿色全要素生产率(GTFP)水平指标。
(2)核心解释变量：对外直接投资(OFDI)。根据目前中国对外直接投资数据的统计特点，该指标数据有存量和流量之分，由于流量数据短期波动较大，故这里选取存量数据。本文首先将用美元表示的对外直接投资(非金融类)存量数据用各年平均汇率进行了折算，得到用人民币表示的对外直接投资存量(单位：万元)数据，并在此基础上进行了对数处理，以此来衡量对外直接投资水平。另外，为了进一步检验对外直接投资与其他外部条件共同作用可能对绿色全要素生产率产生的异质性影响，这里分别基于政府财政支出、产权制度以及市场化进程等三个维度进行考察。具体设定如下：对于政府财政支出(GOV)，选取政府财政支出在GDP中所占比重来反映；对于产权制度(PRO)，采用非国有固定资产投资比重来衡量；对于市场化进程(MAR)，运用非国有企业员工占比来反映。
(二)模型构建
由于经济基础、地理位置和政策倾斜等原因，不同省市对外直接投资强度存在差异，绿色全要素生产率水平也不尽相同，可能导致对外直接投资的逆向绿色溢出效应存在较为明显的异质性特征。为了从时空维度客观地揭示对外直接投资对绿色全要素生产率的异质影响效应，这里构建长期均衡面板数据模型如下：
GTFP it=C+ηOFDI it+εit i=1,2,...,n;t=1,2,...,T(1)其中，GTFP it表示i省市t时期的绿色全要素生产率水平，OFDI it为i省市t时期的对外直接投资变量。T表示面板数据的时间跨度，n为个体截面成员的个数。εit是随机扰动项，它满足E(εit)=0和var(εit)=σ2条件。模型回归参数η的大小与正负分别显现了对外直接投资对绿色全要素生产率影响的程度及方向。若上述模型的变量服从面板单位根过程，且残差满足εit~I(0)，则可将其视为协整模型。
(三)模型设定的合理性检验
在实证分析前，需要对上述模型的设定是否合理进行检验。这里同时采用LLC、IPS、Fisher-PP和Fisher-ADF等技术进行面板平稳性测试，结果显示，对外直接投资和绿色全要素生产率均通过了显著性检验，表明面板数据是平稳的。另外，为避免可能出现的伪回归现象，这里还基于Pedroni的面板协整技术检验了对外直接投资与绿色全要素生产率之间是否存在协整关系。检验发现，二者之间存在协整关系，具有长期稳定的均衡关系，也说明模型(1)的设定是正确的。
二、实证结果及分析
(一)时序效应分析
由于本文采用中国省级层面的面板数据，若直接采用普通最小二乘法，容易产生序列相关及异方差等问题，进而往往导致OLS方法在实际操作中会失效，因此这里采用固定效应的EGLS方法对变系数模型进行估计，以此来消除序列相关和异方差的不良影响。我们首先分析了对外直接投资的绿色生产率增长效应的时序特征，具体估计方程如模型(2)所示：
GTFP it=0.903+θ+ρOFDI it(2)上述模型中的截距项是效率参数，其值越大，表明其它因素对绿色全要素生产率的影响越大，它代表了绿色经济活动中不能被对外直接投资变量所解释的部分，其中0.903反映了对外直接投资对绿色全要素生产率促进的整体效果，截距的固定影响θ反映了各年度之间的差异。OFDI的系数ρ表现各年度的弹性系数，体现了对外直接投资对绿色全要素生产率长期影响的时序特征。
由表1分年度的面板估计结果可知，所有系数均显著为正，即对外直接投资的确显著地促进了中国绿色全要素生产率水平提升，但其影响程度存在着明显的时序差异。具体来看，2004年的贡献系数最
小，仅为0.020，2010年的贡献系数最大，达到
0.060，且在2004—2010年期间，这种促进效应呈现逐年递增态势。虽然自2011年起这种促进效应总体上出现了轻微下滑，但2013年的贡献系数依然保持在0.054水平，远高于2004年的0.020水平。总体看来，2004—2013年，对外直接投资对中国绿色全要素生产率具有较为明显的促进作用，且这种影响效应随时间推移呈现波动增大态势。
之所以存在上述现象，本文认为原因可能在于：中国企业在通过对外直接投资的过程中，能接触到国际上的先进绿色工艺、清洁技术和管理经验，并在将其消化、吸收的过程中直接促进了自身绿色技术水平的提升，但较小范围和较低强度的逆向绿色溢出使得这种促进效应相对较小。随着
对外投资企业绿色技术水平的不断提高，先进的绿色工艺、清洁技术和管理经验在国内得到了有效地转移、扩散和创新，既直接促进了对外投资企业的绿色能力，又间接提升了其他企业的绿色技术水平，从而使得较大范围和强度的逆向绿色技术溢出对绿色全要素生产率的驱动效应持续增强。而随着对外直接投资强度的持续增大，一方面，对外投资企业能获取越来越多的先进绿色工艺和清洁技术，并通过逆向溢出渠道反馈至国内，使得其在国内企业、行业乃至区域内波及的范围越来越大；另一方面，本土企业在国外先进技术基础上的二次创新也能在一定程度上促进区域绿色技术水平提升。因此，当对外直接投资水平达到较高水平时，其会更加显著地推动整个区域绿色全要素生产率水平的提升。
(二)空间效应分析
在时序效应分析的基础上，这里进一步探析对外直接投资对绿色全要素生产率影响的空间异质效应，具体估计方程如模型(3)所示：
GTFP it =0.869+α+βOFDI it
-R 2
=0.974
(3)
由模型(3)的估计结果（见表2）可知，对外直接投资对绿色全要素生产率的长期促进效应显著，但
存在一定的空间异质性特征，主要表现如下：(1)天津、河北、辽宁等省市的α值较高，说明上述省市绿色全要素生产率水平增长受对外直接投资之外的综合因素影响较大。而北京、上海、广东等省市的绿色全要素生产率变化则受对外直接投资之外的综合因素影响较小。(2)对外直接投资对绿色全要素生产率促进效应最为明显的省市是上海，其弹性系数为0.262。除此之外，仅北京、山西两个省市的影响系数在0.100以上，说明对外直接投资对上述省市的绿色全要素生产率具有显著的促进效果。(3)对外直接投资对绿色全要素生产率的促进效应最小的省市是四川，其弹性系数仅为0.014，河北、辽宁、吉林等多数省市促进效应的系数也均在0.050以下，说明当前多数省市对外直接投资对绿色全要素生产率的促进效果还不够理想。(4)天津、内蒙古、黑龙江等省市对外直接投资对绿色全要素生产率的促进效应处于中等水平，弹性系数都在0.050—0.100之间，这些省市对外直接投资具有较为明显的绿色生产率增长效应。(5)对外直接投资并非促进了所有省市的绿色全要素生产率，具体表现在：对外直接投资对河南和青海的绿色全要素生产率的正向影响并不明显，而安徽、湖南、广西等省市的对外直接投资不仅未产生逆向绿色溢出效应，甚至还产生了抑制效应。总体来看，对外直接投资显著地影响了绿色全要素生产率，但这种作用效果存在着显著的空间异质性，本文认为这可能与各省市吸收能力存在差异有关。
表1对外直接投资对绿色全要素生产率影响的时序效应
年度20042005200620072008
θ
0.0700.0490.017-0.004-0.010
ρ
0.020***
(5.980)0.029***(6.683)0.039***(6.166)0.047***(6.542)0.049***(5.263)
年度
20092010201120122013θ
-0.010-0.046-0.023-0.007-0.036
ρ
0.052***(4.336)0.060***(4.662)0.052***(3.508)0.048**(2.457)0.054**(2.468)
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。下表同。
另外，由于企业通过对外直
接投资接触到国际上先进绿色技术之后，需要在学习、消化和吸收后才能促进生产率提升。因此，绿色生产率增长效应的发挥可能需要一段时间。为了检验对外直接投资影响绿色全要素生产率是否存在滞后效应及其空间异质性，这里对模型(4)进行估计，具体形式如下：
GTFP it =0.869+ξ+ζOFDI i(t -1)
-R 2
=0.984(4)模型(4)的具体估计结果见
表2，ζ表示各省市OFDI 滞后一
期的弹性系数。由估计结果知，绝大多数省市对外直接投资滞后一期的系数均通过了显著性检验，说明中国对外直接投资对绿色全要素生产率的影响存在滞后效应。与模型(3)的估计结果比较发现：(1)北京、内蒙古、上海等大多数省市对外直接投资滞后一期的系数明显增大，说明这些省市对外直接投资的绿色生产率增长效应存在增大且呈现滞后的动态趋势。(2)天津、河北、陕西等省市的对外直接投资滞后一期系数相应变小，说明这些省市对外直接投资的绿色生产率增长效应存在减小且呈现滞后的动态趋势。(3)河南和青海的对外直接投资系数由原
来的不显著开始变得显著，且影响系数也明显增大，说明这两个省市对外直接投资的逆向绿色溢出效应的有效发挥相应需要较长的时间。(4)安徽、广西、海南等省市对外直接投资的系数仍为负，说明该类省市对外直接投资抑制了绿色全要素生产率水平的改善，但不同省市的负向滞后效应仍存在明显差异。
(三)交互效应分析
为了揭示对外直接投资与其他外部条件交互作用对绿色全要素生产率产生的异质性影响，这里分别基于政府财政支出、产权制度以及市场化进程三个维度考察异质交互效应，具体估计方程如模型
表2
对外直接投资对绿色全要素生产率影响的空间效应
省市北京天津河北山西内蒙古辽宁吉林黑龙江上海江苏浙江安徽福建江西山东河南湖北湖南广东广西海南四川贵州云南陕西甘肃青海宁夏新疆
α
-0.8090.2360.1440.0980.106
0.1490.1190.003
-0.9520.0200.0090.1640.0440.094-0.0730.0410.0680.040-0.1360.091-0.0560.0240.1880.1200.1140.095-0.3320.2880.101
β
0.247***(15.123)0.066***(20.450)0.024***(4.269)0.139***(7.242)0.091***(10.774)0.039***(17.447)0.027***(4.488)0.072***(7.343)0.262***(6.864)0.032***(3.534)0.055***(8.486)-0.029***
(-3.203)
0.028***(5.071)0.023***(5.996)
0.058***
(7.840)0.010(1.367)0.042***
(7.973)
-0.009**
(-2.490)
0.0548***(8.275)-0.037***(-4.758)
-0.066***
(-10.545)0.014**(2.183)0.049***(4.237)-0.019***
(-4.328)
0.021***(8.078)
0.036***(7.356)
0.011(1.014)0.046***(3.785)
0.024***
(5.068)ξ
-0.7830.2980.1670.1830.1480.1770.1460.044
-1.159-0.0040.0290.1500.0350.099-0.0890.0160.0700.014-0.1500.057-0.0990.0060.2120.1060.1190.104
-0.3110.3160.101
ζ
0.255***(14.542)0.057***(17.202)0.021***(3.598)0.127***(12.140)0.093***(22.332)0.037***(13.510)0.022***(3.681)0.068***(6.995)
0.314***(6.477)0.040***(4.878)0.056***(9.521)-0.030***
(-2.764)
0.032***(6.879)0.026***(6.484)
0.066***(7.979)
0.019***(3.383)0.053***
(7.095)-0.003(-1.010)0.060***(8.972)
-0.029***(-3.873)
-0.071***
(-7.232)0.021***(3.327)0.047***(3.416)-0.018***
(-3.494)
0.024***
(12.381)
0.039***(9.184)
0.028***
(2.902)0.043***(3.491)
0.028***
(7.087)
强度变化
↑↓↓↓↑↓↓↓↑↑↑-↑↑↑↑↑-↑
--↑↓-↑↑↑↑↑
(5)—(7)所示：
GTFP it=0.920+χ+δOFDI it*GOV it-R2=0.979(5) GTFP it=0.905+φ+γOFDI it*PRO it-R2=0.972(6) GTFP it=0.925+τ+κOFDI it*MAR it-R2=0.972(7)由模型(5)-模型(7)的估计结果可知：(1)对外直接投资与政府财政支出交互变量弹性系数的平均水平为0.209，其与产权制度交互变量弹性系数的平均水平为0.057，其与市场化进程交互变量弹性系数的平均水平为0.073，而表2中对外直接投资弹性系数的平均水平仅为0.045，明显小于上述交互项的弹性系数，表明与政府财政支出、产权制度以及市场化进程的有效融合有助于强化对外直接投资的绿色生产率增长效应，从影响强度上来看，与政府财政支出的结合对于促进绿色全要素生产率的效果最明显，与市场化进程的交互效应次之，与产权制度的交互效应最小。(2)对外直接投资与政府财政支出、产权制度以及市场化进程的交互效应存在显著的空间异质效应。具体表现在：一是在上述因素约束下，北京、天津、山西等省市在“走出去”过程中，积极加强政府财政支出、推行产权制度改革和加快市场化进程能更大限度地激发对外直接投资的绿色生产率增长效应。二是上海对外直接投资与政府财政支出的融合对绿色全要素生产率的正向影响效应最大，但其与产权制度、市场化进程的结合则在一定程度上轻微弱化了逆向绿色溢出效应。三是在上述因素的共同作用下，河南的逆向绿色溢出效应由不显著均开始变得显著，说明河南对外直接投资的逆向绿色溢出效应需要以一定的财政支出水平、产权制度和市场化水平为支撑。四是对于存在对外直接投资逆向绿色溢出效应的其他省市，其交互效应相比均有了一定程度的提升，说明这些省份“走出去”战略的有效实施也不能忽视上述因素共同作用下的强化效果。五是对于不存在对外直接投资逆向绿色溢出效应的省市，与上述因素的交互影响也并未能扭转负向效应的窘境，这些省份扭转不利局面的重点可能在于更有针对性地采取绿色技术获取型投资方式和构建合理有效的吸收能力体系。
(四)短期波动效应分析
由上文分析知，模型(3)揭示了对外直接投资与绿色全要素生产率之间的长期均衡关系，这里进一步探析二者之间的异质短期波动效应。为此，在模型(3)估计的基础上，本文建立(8)式的一阶差分误差修正模型(PVECM)。
△GTFP it=λi ECM i,t-1+πi△OFDI it+μit i=1,2,...,n;t=1,2,...,T(8)
(8)式中，△表示一阶差分，差分项显示了短期波动的影响。绿色全要素生产率水平的变动主要包括两个部分：一是偏离长期均衡的影响；二是短期对外直接投资的波动影响。λ为误差修正系数，其值的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，π表示短期波动的影响系数，该值大小体现了短期波动的影响情况。误差修正机制产生的条件是λ为零的原假设不能成立，此时说明对外直接投资与绿色全要素生产率之间的长期均衡关系是可靠的，反之则不可靠；而变量之间存在短期波动影响则要满足拒绝π为零的原假设，反之则不存在短期波动影响。
基于模型(8)的具体估计结果见表3。不难发现，绝大多数省市的误差修正项系数均显著为负，表明误差修正机制发生，即对外直接投资是绿色全要素生产率变动的长期原因进一步得到证实，也说明上文的检验结论是可靠的。误差修正项系数为负，表明具有反向修正作用，在t-1期内，若绿色全要素生产率水平低于长期均衡值，则误差修正为负，使得△GTFP it增加，以缩小绿色全要素生产率水平的偏移，使得其向长期均衡移动。反之，若上一年度绿色全要素生产率水平高于长期均衡值，则误差修正项会使得△GTFP it减小，绿色全要素生产率会向与对外直接投资水平协调的方向调整。因此，在短期内对外直接投资和绿色全要素生产率之间的关系可能偏离长期均衡水平，但二者之间的关系由短期偏离向长期均衡调整
的速度较快，且各省市绿色全要素生产率水平的提升速度不同，ECM
i,t-1
的调整力度不同。主要表现在：山西、辽宁、广西等省市短期波动对偏离长期均衡的调整速度较快，而北京、天津、内蒙古等省市的调整速度则较慢。
表3对外直接投资对绿色全要素生产率影响的短期波动效应
省市北京天津河北山西内蒙古辽宁吉林黑龙江
λ
-0.84***
(-2.62)
-0.67**
(-2.25)
-0.26
(-1.09)
-1.07***
(-3.50)
-0.69**
(-2.41)
-1.17***
(-3.48)
-0.61*
(-1.73)
-0.30
(-1.54)
π
0.20***
(5.62)
0.06***
(8.51)
0.01**
(2.04)
0.09***
(2.73)
0.06***
(3.64)
0.03***
(6.08)
0.02
(1.51)
0.06***
(3.81)
省市
上海
江苏
浙江
安徽
福建
江西
山东
河南
λ
-0.33
(-1.16)
-0.45*
(-1.95)
-0.49*
(-1.86)
-0.62*
(-1.68)
-0.52*
(-1.66)
-0.93***
(-3.29)
-0.46*
(-1.71)
-0.47*
(-1.78)
π
0.12**
(2.38)
0.01
(0.93)
0.04***
(3.32)
-0.02
(-0.65)
0.02*
(1.69)
0.02***
(3.08)
0.04***
(2.84)
-0.00
(-0.17)
省市
湖北
湖南
广东
广西
海南
四川
贵州
云南
λ
-0.62**
(-2.03)
-0.82***
(-3.04)
-0.52**
(-2.04)
-1.31***
(-5.31)
-0.72**
(-2.16)
-0.49
(-1.469)
-0.31
(-0.91)
-0.31
(-0.85)
π
0.03***
(3.17)
-0.02***
(-2.68)
0.04***
(3.31)
-0.05***
(-5.10)
-0.07***
(-4.51)
0.00
(0.33)
0.013
(0.63)
-0.02
(-1.64)
省市
陕西
甘肃
青海
宁夏
新疆
λ
-0.55*
(-1.88)
-0.43*
(-1.74)
-0.55**
(-2.21)
-0.26
(-1.00)
-0.46*
(-1.90)
π
0.02**
(2.44)
0.02**
(2.54)
-0.01
(-0.40)
0.02
(1.45)
0.01
(1.50)
大多数省市△OFDI it的系数显著为正，从短期关系来看，对外直接投资与绿色全要素生产率序列之间的关系密切，短期内加强对外直接投资有利于绿色全要素生产率水平提升，是绿色全要素生产率变动的短期原因。△OFDI it项系数蕴含的经济含义在于：对外直接投资水平每增加1%，绿色全要素生产率将增加的比率。由表3可知，这种短期影响具有显著的空间差异：(1)北京、天津、黑龙江等大多数省市均存在显著的正向效应，其中短期促进效果最为明显的省份是北京，促进效果最小的省份是河北，而贵州、宁夏和新疆等省市对外直接投资的逆向绿色溢出效应在短期内并不明显。(2)湖南、广西、海南三省市的对外直接投资显著地抑制了绿色全要素生产率水平的提升，而安徽、河南、云南和青海四省市的对外直接投资对绿色全要素生产率的负向影响效应则不显著。
进一步比较发现，对外直接投资对绿色全要素生产率影响的长短期效应存在一定的异质性现象。主要体现如下：吉林、江苏、四川等省市的长期促进效应明显，但△OFDI it系数不显著，即上述省市对外直接投资的短期波动对绿色全要素生产率的短期波动的促进效应不明显；河南和青海两个省市无论是长期效应还是短期效应都不明显；安徽和云南的对外直接投资对绿色全要素生产率具有显著的长期抑制效应，但短期内这种作用并不显著；其余各省市对外直接投资对绿色全要素生产率的影响效应在长期和短期内基本一致，但仍存在一定的空间异质性特征，如相对于短期促进效应，上海、山西和河北等省市的长期促进效应明显增强，而天津、辽宁和吉林等省市的长期促进效应的变化则不明显。
三、主要结论与启示
本文采用中国29省市2004—2013年的相关数据，研究了对外直接投资对绿色全要素生产率影响的时空异质性问题。基于长期效应考察发现：对外直接投资强度的提升总体上推动了中国绿色全要素生产率水平的改善，且这种影响效应随时间推移呈现出波动增大态势；对外直接投资对绿色全要素生
产率的长期促进效应存在明显的空间差异，对外直接投资并非促进了所有省市绿色全要素生产率的增长；对外直接投资与政府财政支出、产权制度以及市场化进程的有效融合有助于强化绿色全要素生产率的正向效应，且交互效应亦存在明显的空间异质性；基于短期波动效应分析得出：对外直接投资对绿色全要素生产率的长期均衡具有显著的短期修正效应，绿色全要素生产率水平向均衡状态的调整速度存在明显的空间异质性；进一步比较分析发现：对外直接投资对绿色全要素生产率长期和短期的影响效应亦存在一定的异质性现象。因此，这里得到如下启示：
(1)中国在实施“走出去”战略和绿色转型发展战略时，相关政策的制定必须充分考虑对外直接投资对绿色全要素生产率具有的逆向长期促进效应。新常态下中国应进一步加快企业“走出去”步伐，通过税收优惠、财政补贴、产业扶持基金等多种手段大力鼓励、支持和引导有实力的企业进行海外投资。同时还要积极改善对外直接投资结构，尤其是要注重持续提高绿色技术获取型投资占比，有针对性地选择目标产业和投资区位，促使有限的海外投资资源实现有效的反向绿色技术溢出效果。(2)各省市在加大对外直接投资力度的同时，要充分认识到对外直接投资逆向绿色技术溢出的空间差异现象，应针对不同省市的实际情况，实施有针对性和差异化的对外直接投资政策，切勿盲目制定统一标准，从而最大限度地促进对外直接投资的逆向绿色溢出。(3)各省市还要充分考虑到交互效应对逆向绿色技术溢出的积极作用，应努力在加强政府财政支出、推行产权制度改革和加快市场化进程等方面下功夫，更大限度地激发对外直接投资的绿色生产率增长效应。(4)短期修正效应的存在充分证明了当前加快“走出去”步伐不仅仅是一种经济上有效的发展模式，也符合可持续发展的理念，更深层次说明了新常态下中国对外直接投资政策不会对绿色全要素生产率的改善产生不利影响，相反还会产生对外直接投资的正向外部性效应。因此，短期内中国应积极提高对外直接投资强度，以进一步促进其对绿色全要素生产率的短期驱动效应。(5)对外直接投资对绿色全要素生产率的长期和短期影响效应存在不一致现象，且由非均衡状态向均衡状态的调整力度存在空间差异。这说明通过宏观调控来实现不同省市对外直接投资与绿色经济活动协调发展的目标还是比较困难的，而对外直接投资策略也不是单一和一成不变的。因此，在短期和长期内均需要根据各省市绿色经济活动和对外直接投资活动的变化，适时动态调整和优化对外直接投资策略，积极稳妥地实施与绿色经济发展相匹配的动态的“走出去”策略，进而持续促进逆向绿色技术溢出，加快推动中国经济绿色转型发展。
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（收稿日期：2016—07—28责任编辑：李俭国）
城市要素时空同质性与异质性特征的发掘——以芝加哥交通系统为例
城市要素时空同质性与异质性特征的发掘 ——以芝加哥交通系统为例 张志恒，路青，胡宝生 摘要：城市要素时空特征发掘是完成地块空间规划的基础前提。本研究以芝加哥交通系统为例尝试建立一种时空异质性与同质性特征发掘的方法，实现对地铁、公交、出租车、共享单车四种交通方式的时空特征分析。时间特征上，选择小波分析（Wavelet analysis）以及时间序列可视化观察，完成不同要素的时间变化周期提取，并对其时间特征进行对比分析。空间特征上，通过起止点分析（OD分析）等方式以及网格（500m×500m）精度下交通系统强度的空间分布，绘制以网格地理单元为对象的要素空间分布谱系图与距离谱系图，通过对比揭示各类交通方式的强度分布特征，进而通过K-means聚类完成非监督分类，对区域类各个空间单元的各交通表现特征进行聚类。结果表明：全年尺度下以天为粒度的时间同质性的强度从高到低依次是地铁、公交、出租车、共享单车，四种交通方式中空间覆盖范围由大到小依次是公交、地铁、出租车、共享单车，聚类结果将空间可划分为多种交通方式活动强度均较高的空间单元、多种交通方式均较弱的空间单元、仅公交有一定程度覆盖的空间单元、公交与地铁等时间同质性强的交通方式覆盖的空间单元、公交覆盖强度较强的空间单元、出租车与共享单车等时间异质性强（周期性较弱）的空间单元7个聚类簇。 关键词：城市要素时空特征，交通系统，小波分析，K-means聚类 1引言 城市内要素研究范畴即包含物理空间中的要素如居住区、商业区等物理空间单元，同时也包含信息等虚拟空间中的信息流、情感流。而不论在物理空间或虚拟空间中的要素，时空特征是要素研究的重要属性，例如物理空间中城市用地规模或某一类型用地在时间上增长的规律[1-3]、虚拟空间中对城市突发性事件下人的情感随时间变迁研究[4] 而随着以人工智能、数据技术的发展与成熟，人类对数据资源的挖掘能力也得到较大提升，与之相对应的是，城市规划学界学者通过努力将数据技术、人工智能技术与城市规划融合，开展理论研究与实践工作，构建人工智能、数据技术驱动城市规划技术发展的框架[5-6]，城市时空特征的研究深度因此而得以提升。学者们通过不同视角，基于不同数据资源完成城市要素时空特征分析框架的组建，进行要素的时空特质的描绘[7-9]。而大数据在交通要素特征的分析中，学者们对单一交通形式做了深入的工作，但比较缺乏对交通这一要素系统整体上的分析，并在时间特征的周期性发掘欠缺，所以较难在空间单元进行精细化的综合考量。本文尝试采用全样本的交通系统数据，进行一次时空特征的综合分析。
制造业劳动生产率变动及其源泉
制造业劳动生产率变动及其源泉 ——基于中国2000—2007年规模以上制造业企业数据的估算 曲明 摘要：本文对中国2000-2007年制造业的劳动生产率情况进行了全面测算。结果表明，自进入21世纪以来，制造业总体劳动生产率增长速度很快，这一快速增长主要是由技术进步而非要素投入驱动的。劳动生产率的快速提高源自劳动密集型产业自身生产率的进步，并没有从产业结构转换上获取劳动生产率的提高。依赖劳动密集型产业的东部沿海地区劳动生产率的增长已有所放缓，而后起的中西部地区依赖资本密集型产业则显现出强劲的发展势头。由此看来，依赖劳动密集型产业的发展来实现经济发展的源泉已逐渐耗尽，我国制造业未来的发展和劳动生产率的提高需要产业结构的升级和调整。 关键词：劳动生产率，产业升级，经济增长
一、导言 改革开放以来，中国经济保持了持续高速的增长态势。我们在赞叹这一成就的同时更需要关注和了解这种高速经济增长的源泉在哪里，因为只有这样我们才有可能为今后更长期的经济增长找到新的动力。本文采用劳动生产率作为切入点来思考我国经济增长的相关问题。之所以选定这样的角度是因为持续的人均产出的增长始终是经济长期的重要目标之一，同时，作为人口大国，中国有着庞大的劳动力队伍，劳动力市场的运行态势对我国的经济有着非同一般的意义。 我国曾经是拥有大量农村剩余劳动力的具有二元经济结构的发展中国家，而随着城市工业化的进展，农村剩余劳动力向城市现代部门的转移逐渐枯竭，我国经济发展开始进入刘易斯转折点。在刘易斯转折点到来之前，劳动力供给是丰富充足的，在这种情况下，发展劳动密集型产业或者采用多劳动少资本的技术结构是符合其资源情况的。正是如此，我国制造业在近年来依赖充足的劳动力和低廉的劳动力成本获得了在国际上的比较优势，并为我国经济增长做出了很大的贡献。但是我们必须认识到，劳动力资源并不是无限充足的，劳动要素价格也不是永远低廉的。伴随着中国人口的低生育和老龄化以及农村剩余劳动力的转移枯竭，如果经济发展继续产生对劳动力的增量需求，就会引起劳动生产率和工资水平的上升。为了了解劳动生产率的这种变化，本文利用2000-2007年全部规模以上制造业企业的微观数据计算近年来制造业劳动生产率的变化，进而分解出其增长源泉，并在此基础上对我国进入21世纪以来的经济增长的特点作出客观的判断，进而对今后我国劳动生产率乃至总体经济增长的源泉进行探讨。
全要素生产率的概念界定和内涵
1.全要素生产率的概念界定和内涵（金融发展对中国全要素生产率增长的影响：作用机制 与实证分析，周杰琦） 目前学界对于全要素生产率概念的界定仍未达成共识，全要素生产率是个内涵和外延模 糊的概念（郑玉歆，1999）。全要素生产率概念的界定对于本文后续理论分析以及实证研究都尤为重要。荷兰学者Tibergen（1942）将时间因素引入到柯布一道格拉斯生产函数中，开创性提出全要素生产率的概念。全要素生产率引起学界的广泛关注最早起源于Solow（1957）开创性的研究工作，其目前已成为分析经济增长源泉以及评价经济增长质量的重要指标。按照Solow 经济增长理论，全要素生产率是指，各种生产投入要素(如资本、劳动投入、 能源、自然资源等)贡献之外的、由技术进步、技术效率、管理创新、社会经济制度等因素所导致的产出增加。在此意义上，全要素生产率也称为Solow 剩余。全要素生产率变动被解释为生产函数的整体移动，而要素投入变化则指要素投入沿着生产函数本身的移动。在新古典经济增长理论中，全要素生产率被解释是外生的技术进步，因此，技术进步独立于经济体的其他任何变量而产生。有的学者认为，Solow 剩余“测量了我们在经济增长源泉中无法全部解释和分析的因素”，它不仅包含：依赖创新推动的技术进步、通过模仿学习获得的技术进步以及技术效率提升，还包含了一系列未知的复杂因素，如数据测量误差、模型变量遗漏、模型设定偏误、经济周期波动的干扰等。然而，Jorgerson 和Griliches(1967)却认为，Solow剩余不过是投入要素不恰当测量所造成的结果，如果投入要素被正确测量，Solow 剩余则不复存在。由上可见，即便从索洛剩余的角度来界定全要素生产率，学术界对全要素生产率的内涵和外延也未能形成一致的认识。这种局面容易导致有关全要素生产率的研究出现混乱，甚至妨碍该研究领域的深入向前发展。 以中国情况为例，目前，由于概念定义、数据处理以及研究方法的不同，国内外研究对 中国全要素生产率平均增长率的测算结果存在较大分歧，比如，Young(2003)测算的结果为1.4%，Chow (2002) 测算的结果为2.68%，郭庆旺等(2005)测算的结果为0.891%。不过，绝大多数研究都认为，全要素生产率增长率对经济增长的贡献率相对较低，表明中国经济是典型的粗放型增长，因此，提高全要素生产率对经济增长的贡献率是中国未来经济发展的一个重要战略选择。为了使本文后续对全要素生产率的估计结果与其它研究更具可比性、允许采用多种方法估测全要素生产率、以及后面的实证结果能够得到清楚的解释，在本文研究中，笔者对全要素生产率的概念及其内涵做出更为全面而广泛的解释。笔者分析的全要素生产率是指：刨除了资本、劳动、土地、能源、原材料等要素投入的贡献和作用之外，其它所有可以促进经济增长的因素的有机综合体。本文所指的全要素生产率不仅包括Solow 经济增长理论假定的非体现的、能提高生产效率的技术进步（如创新的管理和组织方法、研究开发投入、创新活动、政策法律等），还包含了与资本质量提高、劳动者素质改进紧密联系的体现式的技术进步（如投资先进的现代化设备、教育进步所引起的劳动者素质提高）。按照体现型技术的理论，技术进步可以体现在要素投入质量上的改进。就资本投入而言，体现型的技术进步意味着，资本设备在设计、质量和功效方面的改善。对劳动投入而言，体现型的技术进步意味着，劳动者教育水平的提高及知识技能的改进。此外，随机因素和数据测量误差也包括在全要素生产率当中。 从全要素生产率增长来源的类别来看，全要素生产率的变动可以进一步分解为技术进步变化率、技术效率变动率、资源配置效率、规模效率变化等等。技术进步变化率不能完全表示全要素生产率的变动，从经济学意义来看，技术进步主要是指新的知识和技能、新生产工艺、新采用的设备或改进的旧设备、研究开发以及新组织管理框架等在经济生产活动中得到广泛应用，进而引起人们劳动生产率、经济活动水平的提高。技术效率变动率也不能完全代表全要素生产率的变动。技术效率刻画了生产中现有技术的使用状况，Farrell(1957)首先提出了技术效率的估测方法，Farrell(1957)的技术效率是指在给出一定要素投入下，某企业的实际
中国对外直接投资的绿色生产率增长_省略_应_基于时空异质性视角的经验分析_胡琰欣
中国对外直接投资的绿色生产率增长效应 □胡琰欣1□屈小娥1□董明放2 （1.西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061； 2.西北大学经济管理学院，陕西西安710127） ————基于时空异质性视角的经验分析基于时空异质性视角的经验分析 引言 中国加入世贸组织以来，随着经济全球化步伐的不断加快和“走出去”战略的逐步实施，已成为当前全球主要的对外直接投资(OFDI)大国。据统计，2013年，在全球对外直接投资流量较上年仅增长了1.4%的背景下，中国的对外直接投资流量却实现了同比22.8%的高增长，创下1078.4亿美元的历史新高，首次突破千亿美元大关，成为仅次于美国的全球第二大资本输出国。毫无疑问，对外直接投资正在日益深刻地影响着中国经济的转型发展。事实上，对外直接投资作为国际技术溢出的一条重要渠道，已逐渐被众多国内外学者的研究所证实，也正是由于该渠道在获取国际技术溢出方面具有明显的针对性和主动性优势，无论是发达国家还是发展中国家均开始试图通过对外投资来获取东道国的逆向技术溢出。对于新常态下的中国而言，在积极实施“走出去”战略和大力发展绿色经济的现实背景下，越来越多的具有比较优势的本土企业开始嵌入到国外清洁技术密集区，整合吸收东道国的先进绿色技术，这可 基金项目：国家社会科学基金项目“基于能源和环境约束的我国工业全要素生产率研究”(13B JY 073) DOI:10.16158/https://www.wendangku.net/doc/3311512922.html,ki.51-1312/f.2016.12.008
能对母国的绿色经济发展产生了一定影响。那么，迅速增长的对外直接投资是否影响了中国绿色全要素生产率水平提升？无疑，研究新常态下中国对外直接投资的绿色生产率增长效应问题具有重要的现实意义。 对外直接投资与母国全要素生产率之间的关系问题是近年来政策制定者与学术界研究和关注的热点。现有研究结论可归纳为以下三个方面：一是支持“促进论”，认为对外直接投资有利于母国全要素生产率水平提升[1-2]。也有学者探讨了对外直接投资生产率增长效应的约束机制，认为对外直接投资的显著逆向技术溢出需要以一定的吸收能力水平作为前提[3]；二是支持“抑制论”，指出对外直接投资并未产生显著的逆向技术溢出效应，反而抑制了母国全要素生产率水平提升[4-5]；三是支持“不确定论”，认为对外直接投资与母国全要素生产率之间并不存在明显的相关关系，白洁[6]、尹小剑[7]等学者的研究均肯定了对外直接投资对母国全要素生产率影响效应的不确定性。基于以上分析可以发现：一是关于对外直接投资与全要素生产率之间的关系，理论界尚未形成较为一致的研究结论，还需进一步商榷；二是关于对外直接投资的绿色生产率增长效应，尤其是涉及其长短期异质影响效应等问题的研究尚属空白。 与以往研究不同的是，本文基于时空异质性视角，使用省际面板数据来考察对外直接投资对绿色全要素生产率的长期和短期异质影响效应。以期为新常态下中国更有针对性地实施“走出去”战略，并通过逆向溢出促进绿色经济增长和绿色技术进步提供一定的理论参考。 一、研究设计 (一)变量设定和数据说明 本文选取2004—2013年为研究时段，数据主要来自历年的《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国对外直接投资统计公报》。由于这里以1978年为基期测算资本存量，考虑到统计口径的一致性，本文把重庆并入四川进行研究，西藏、香港、澳门以及台湾等省市由于部分数据缺失，也予以剔除。因此，本文最终选取中国内地29省市区作为考察对象。 (1)被解释变量：绿色全要素生产率(GTFP)。这里将环境污染和能源消耗同时纳入全要素生产率核算框架体系，采用数据包络分析的Malmquist生产率指数方法测度中国绿色全要素生产率指数。对投入和产出指标的选取做如下界定：①投入指标，本文选取劳动、资本和能源等三要素作为投入指标。对于劳动投入，选取各省市年末就业人数(单位：万人)作为衡量劳动要素的代理指标。对于资本投入，选取资本存量指标来表示，对于资本存量的测算，这里借鉴单豪杰[8]的永续盘存法来估算各省市的资本存量(单位：亿元)，以1978年为基期，并使用固定资产价格指数进行平减。对于能源投入，由于经济生产过程中的能源消费包括石油、煤炭和天然气等多种类型，故这里采用使用标准煤法折算后的能源消费量(单位：万吨标准煤)来衡量，而能源消费则被视为产生非期望产出的主要来源；②产出指标，主要包括期望产出和非期望产出。对于期望产出，采用各省市区生产总值(单位：亿元)来表征，并以1978年 是一种主要为基期，运用GDP缩减指数进行平减，以消除通货膨胀的影响。对于非期望产出，考虑到SO 2 环境污染物，是中国环境污染控制的主要对象，借鉴涂正革[9]的作法，选取各省市区二氧化硫排放量(单位：万吨)作为环境污染的代理指标，由于二氧化硫排放量属于逆向指标，这里进一步对其进行了倒数处理。 另外，绿色全要素生产率指数是相对上一年的绿色全要素生产率变化率，不能直接用于计量回归，须对其做相应变换。本文假定2003年的绿色全要素生产率(GTFP)水平为1，则2004年的GTFP水平为2003年的GTFP水平乘以2004年的绿色全要素生产率指数，以此类推，即可得到2004—2013年中国29
202、中国区域劳动生产率趋同或趋异的非参数分析
第25卷 总第106期科学?经济?社会Vol.25,Su m No.106 2007年 第1期SC I ENCE?ECO NOMY?S OC I ET Y No.1,2007 中国区域劳动生产率趋同或趋异的非参数分析 杨文举1,龙睿贇2 (1.重庆工商大学经济贸易学院、产业经济研究院;重庆 40067; 2.重庆工商大学教务处,重庆 400067) 摘 要:运用动态分布法对中国29个省市区在1985-2003年间的区域劳动生产率差距进行了分析。结论表明,中国并没有出现新古典经济增长理论所预期的水平趋同现象,而是出现了中间层弱化和两极强化的“U”形差距扩大化现象。如果任由经济照此发展下去,中国区域劳动生产率差距将会以比目前略有缓解的两极分化而告终。 关键词:区域劳动生产率;趋同;动态分布法;转移概率矩阵;遍历分布 中图分类号:F249.22 文献标识码:A文章编号:100622815(2007)0120054204 The Convergence or D i vergence of Reg i ona l Labor Producti v ity i n Ch i n a A Non2ram etr i c Ana lysis Y ANG W en2ju1,LONG Rui2yun2 (1.Econo m y and T rade College and Research Institute of Industrial Econo m y of Chongqing Technology and B usiness U niversity,Chongqing400067,China; 2.Teaching A ffairs O ffice of Chongqing Technology and B usiness U niversity,Chongqing400067,China) Abstract:This article analyzes the regi onal labor-p r oductivity gap of Chinese29p r ovinces fr om year1985t o2003with dyna m ical distributi on app r oach,the results are that it does not exist the level-convergence phenomenon of neo-classical theories‘hypothesis but appears a kind of enlarged gap which likes a“u”shape and is drived by both the weakened m iddle layer and the intensified bi m odal.I f we let it be like that in the future,the regi onal labor-p r oductivity gap of China will end up with a little alleviated polarizing. Key words:regi onal Labor p r oductivity;convergence;dyna m ical distributi on app r oach;transiti on Pr obabilityMatrix;ergodic distributi on 一、引言 中国作为最近二十多年来经济增长绩效最为卓著的发展中国家,受到举世瞩目的关注,有“中国的奇迹”之称。然而,伴随着经济的显著增长,其地区差距、城乡差距、产业(或行业)差距等的扩大也如影随形,已成为国内外众多学者关注的焦点之一。其原因不仅在于对不平等的关怀是所有道德哲学的共同特征,而且还在于对其进行探究在理论和现实意义上均具有相当的重要性。如,通过对诸多差距问题的现状和趋势分析可以对中国经济增长与发展的可持续性问题进行合理预期并提出相关的政策建议等;通过对中国的案例分析有助于充实发展经济学、转轨经济学、新经济地理学、国际经济学和经济增长理论等的相关内容;通过对中国这一目前最大的发展中国家的研究,有利于其他发展中国家吸取经验和教训,促进世界的共同繁荣与发展等。 目前,关于中国地区差距问题的研究文献纷繁,方法各异,结论众多。综观既有文献,基本结论几乎一致认为,自改革开放以来中国区域(主要指三大地带)间差距先后经历了 收稿日期:2006207211 基金项目:2006年度教育部哲学社会科学后期资助项目“适宜技术理论与地区经济差距:理论及中国的经验研究”的阶段性成果之一作者简介:杨文举(1978-),男,苗族,湖北利川人,讲师,经济学博士。研究方向:发展经济学和区域经济学。
国际比较表明我国劳动生产率增长较快
国际比较表明我国劳动生产率增长较快 来源：国家统计局国际统计信息中心 劳动生产率1与经济增长高度相关，从世界平均水平来看，劳动生产率增速加快时，经济增速也加快；劳动生产率增速回落时，经济增速亦减缓。劳动生产率成为决定一国经济是否具有未来增长性的标志性指标。 一、我国劳动生产率持续稳定提高 从1996-2015年20年的数据来看（见表1），我国劳动生产率的增长变动大概呈以下几个特点： 一是单位劳动产出2大幅提高。1996年，我国单位劳动产出仅有1535美元，此后逐年稳步提高，至2015年已提高到7318美元，增加了近4倍。 二是劳动生产率增速较快。1996-2015年，我国劳动生产率年平均增速为8.6%，大大高于同期世界平均水平。尤其是在国际金融危机前的2005-2007年，分别比上年增长10.3%、12%和13.1%，均达到了两位数的增长。 三是持续增长、波动较小。1996-2015年，我国劳动生产率持续高速增长，2007年达到高峰，增速为13.1%。受国际金融危机影响，近几年增速略有回落，但
数据来源：国际劳工组织，采用2005年不变价，下同。 图1 我国劳动生产率及增长率变动 数据来源：国际劳工组织。 二、与主要经济体相比我国劳动生产率增速较快 与世界主要经济体比较发现，美欧日等发达经济体单位劳动产出水平大大高于我国，但增速持续回落。我国虽然单位劳动产出水平较低，但增速较快。这也反映出我国经济较有活力，未来增长潜力较大。 （一）我国劳动生产率增速较快。与世界、美国、欧元区、日本以及印度1996-2015年的劳动生产率比较发现，最近20年的时间里，我国劳动生产率增
如何用DEAP进行全要素生产率分析
一、软件的具体操作 1.建一个文件夹，里面必须有四个文件(Dblank；deap；deap.000；123.dta)前三个文件在一般下载的DEAP Version 2.1中都有，直接复制过来就可以，第四个文件是一个数据文件，一般先在excel中先输入，再复制到一个记事本下就可以，注意在记事本下的数据只有数据，不包括决策单元的名称和投入、产出的名称，并且一定要先放产出，后是投入。例子具体见123电子表格和123记事本。 2.对命令Dblank文件进行修改,修改后保存为12 3.ins文件 3.打开deap软件,运行123.ins 4,回车后自动会有123.out 注意事项：(1) 123.dta；Dblank；123.ins都用记事本打开； (2)数据文件名和命令文件名一定要一样，如例子中都用123 (3)文件夹中一定要包括deap.000文件，如果没有这个文件，打开deap软件，就会出现一闪就没有了的情况。 二，结果的分析 在文件夹中打开123.out，看如下： 1) firm crste vrste scale 1 0.687 1.000 0.687 drs 2 0.814 1.000 0.814 drs 3 0.319 0.709 0.450 drs 4 1.000 1.000 1.000 - 5 1.000 1.000 1.000 - 6 0.336 0.425 0.791 drs 7 0.642 0.648 0.991 irs 8 0.379 0.381 0.994 irs 9 0.702 0.750 0.936 irs 10 1.000 1.000 1.000 - 11 0.304 0.461 0.659 irs 12 0.352 1.000 0.352 irs 13 1.000 1.000 1.000 - 14 0.594 0.929 0.639 irs 15 0.402 1.000 0.402 irs mean 0.635 0.820 0.781 firm：代表例子中的15的样本 crste：技术效率，也叫综合效率 vrste：纯技术效率 scale：规模效率(drs：规模报酬递减；-：规模报酬不变；irs：规模报酬递增) crste=vrste×scale 2)
物理学中的对称性
物理学中的对称性 摘要：物理学中关于对称性探索的一个重要进展就是建立诺特定理，定理指出，如果运动定律在某一变换下具有不变性，必然相应地存在着一条守恒定律。守恒定律与对称性之间也存在着莫大的联系，各种守恒定律的出现不是偶然的，是物理规律具有多种对称性的必然结果。 关键词：物理学、对称性、守恒定律 对称现象遍布于自然界中，人体的左右对称，平面镜成像的对称，正方形的中心对称等等。对称现象是物质世界某种本质和内在规律的体现，物理学以研究物理世界规律为对象，是研究自然界中物体运动变化规律的一门科学，它是自然科学中的一个重要的组成部分，那么物理中蕴含着对称性也是必然的。例如：宏观物质世界中的时空对称性，微观物质世界中的对称性，物理量之间的对称性，物理学中的形体对称性等。物理学是美的，这些对称性都完美的体现出了物理学之美。本文将分别从四个方面来研究物理学中的对称性。前三个方面主要讲解物理学中对称性的概念、对称性与守恒定律以及物理学中的形体对称，第四个方面是通过对电与磁的对称性分析，用更直观的对比来认识物理学中的对称性。一、什么是对称性？ 按照对称的定义来讲，对称就是指物体相对而又相称，或者说它们相仿，相等。所谓对称性是指：某种变化下的不变性。自然界中的事物的对称性表现在两方面。第一：物体的形状或几何形体的对称性。例如：五角星的旋转对称，正方体的中心对称性。这是根据对称性的定义，我们使五角星和正方体都绕它们的中心旋转180°，在这样的变换下，变换后图形具有不变性。第二：事物进程或物理规律的对称性。所谓物理规律的对称性是指：物理规律在某种变换下的不变性。例如：一个物体做平抛运动，水平初速度为V，抛出时离水平地面的高度为H，空气阻力忽略不计。在其他外部条件都相同的情况下，在不同的地方使该物体做如上所述的运动，该物体的运动状况是否相同呢？我们知道，平抛运动可以看成
滇南地区植被景观时空异质性及其成因
第29卷第1期2009年1月生态学报ACT A ECOLOGI CA SI N I CA Vol .29,No .1Jan .,2009 基金项目:河南理工大学博士基金资助项目(B2006211);国家重点基础研究发展计划(973项目)资助项目(2003CB415101) 收稿日期:2007208216; 修订日期:2008203225 3通讯作者Corres ponding author .E 2mail:haocy@hpu .edu .cn 滇南地区植被景观时空异质性及其成因 郝成元1,3,吴绍洪2,王海江1 (1.河南理工大学测绘与国土信息工程学院,河南焦作 454000;2.中国科学院地理科学与资源研究所,北京 100101) 摘要:地理要素时空异质性是山地景观的突出特征之一,其研究不仅使复杂地理格局和过程生动形象化,而且促进地理学定量化分析的发展。以2001年E V I (增强植被指数)、日降水和日气温为基础数据,利用ARCGI S 栅格计算模块求得植被区域差异;以雨量变化为依据定量化出研究区30气象站点的雨季开始时间。结果显示:(1)无量山2哀牢山组合地形以西地区相对于东部地区E V I 数值大、随季节变化和缓;(2)4月底、5月初,东部地区植被盖度先呈现增大态势,而随着时间推移其增强幅度明显弱于西部地区;(3)2001年雨季开始的具体时间方面,无量山2哀牢山组合地形以东地区相对于西部地区提前2～3候进入雨季。总之,由于高大山地对水汽输送的阻隔与截留作用,无量山2哀牢山组合地形成为研究区气候和植被时空分布格局差异的分界带。 关键词:滇南地区;E V I ;时空异质性;地形因子;阻隔作用 文章编号:100020933(2009)0120223208 中图分类号:Q143,Q149,Q948 文献标识码:A Ana lysis on spa ti o 2tem pora l heterogene ity of veget a ti on l andscape and its cause in Southern Y unnan Prov ince HAO Cheng 2Yuan 1,3,WU Shao 2Hong 2,WANG Hai 2J iang 1 1College of Surveying &Land Infor m ation Engineering,Henan Polytechnic U niversity,J iaozuo 454000,China 2Institute of Geographic and N atural Resource Research,CAS,B eijing 100101,China A cta Ecologica S in ica,2009,29(1):0223～0230. Abstract :The geographical s pati o 2temporal heter ogeneity is a cons p icus ous characteristic in mountainous regi on .Its research visualized the comp licated geographical patterns and p r ocesses,and p r omoted quantitative analysis in geography .The vegetation regi onal difference is calculated by raster calculat or bar in ARCGI S,with MOD I S 2EV I as vegetation index in this study .Rainy seas on starting of 2001is quantified from their p recip itation variatons,including 30data attracted fro m meteor ol ogical stati ons in s outhern Yunnan Province .The results show that:(1)the spati o 2temporal difference of vegetation landscape is very remarkable,for EV I value shows higher averagely and variation sl ower down or up seas onally in the western of W uliang M t .2A ilao M t .assemblage zone than in the eastern regi on;(2)there are serious differences in EV I vulue of different directions bet ween these t wo regions at the end of Ap ril or early May .The vegetation coverage of the eastern regi on p resents increase firstly in the m iddle of Ap ril of 2001,but with ti me going,its increase degree becomes weaker and weaker obviously than that in the western regi on;(3)the regional distinction is obvi ous in 2001for the beginning ti me of rainy seas on is earlier with ten or fiffteen days in the eastern regi on .I n one word,the W uliangM t .2A ilao M t .assemblage zone beco mes a boundary zone in the cli m atic characters and vegetation patterns,as the result of the effect for the high mountains on barrier or intercep tion of vapor trans portation . Key W ords:Southern Yunnan Pr ovince;enhanced vegetati on index;s pati o 2temporal heterogeneity;t opographic factor;barrier functi on
从劳动生产率看中国近二十年来的工业发展及政策
从劳动生产率看中国近二十年来的工业发展及政 策 中国近二十多年来的经济体制改革及其所伴随而来的高速经济增长是举世瞩 目的。正如世界银行在《中国2020》中所指出的那样，中国正从一个农业经济向工业经济转变，与此同时，中国正从一个指令性经济向市场经济转变。随着改革的进一步深入，西部大开发的实施，以及加入世界贸易组织所带来的机遇和挑战，为中国在未来二十年左右初步完成上述两个转变提供了一个良好的先决条件。 一、中国改革时期经济增长的特点及劳动生产率的贡献 综合西方文献所给出的结论，改革时期中国经济增长具有三个特点：第一是经济增长的高速度，二十年来中国经济增长基本上保持在8%左右。2000年GDP 相 当于1980年的6倍以上，达10000亿现价美元，列世界第六位。按PPP(实际购买力)法计算，则中国2000年GDP约达42000亿美元，是仅次于美国的第二经济大国。第二是中国经济增长的全方位性，从沿海到内地，增长速度都是空前的。据世界银行的统计，如果把中国的三十个省份作为独立经济体，那么在1978和1995年间，世界上二十个增长最快的经济全部在中国。第三，屮国经济增长在很大程度上依靠了（全要素)劳动生产率的贡献，平均每年的贡献约30% (1978-95)。也就是说每年8%的增长有2. 4%来自劳动生产率的增长。 二、西方经济学增长理论的启示 那么西方经济学理论对我们理解中国改革时期经济增长的特点有什么启示呢？自改革开放以来，国内外许多学者一直试图以西方经济学中的行为模型来指导前指令性经济国家的转型，诸如，以市场为前提的新古典经济学厂商模型和以私有制为基础的产权理论。尽管这些理论与模型在不同程度上解释了西方工业化国家的经济行为，但它们在转型经济国家的应用确实不是很成功甚至造成了极大的负面效果，如前苏联。实际上，这些理论在中国也产生了不可忽视的影响(特别是在近几年的改革实践中），但在改革初期所起的作用往往是潜移默
2、经典力学中的时空对称性问题
2、经典力学中的时空对称性问题 一切物理现象都发生在时空之中，时空的对称性必然会影响物理现象的特性,因此在研究物理理论时，往往要研究时空的对称性。牛顿力学的方程是关于时间反演不变的，也就是说在牛顿的宇宙中，一切动力学过程都是可逆的,因此无法找出一个标度时间向前演化的物理量。量纲不仅规范了物理量的物理意义，而且包含了不同物理量之间的关联性，隐含着客观存在着的物理规律。 Galileo 相对论指出，不存在“静止状态的”绝对意义，所以“在不同时间的空间的同一点”是没有任何意义的。在18世纪末年，达兰贝尔（J.L.d , Alembert ）和拉格朗日(https://www.wendangku.net/doc/3311512922.html,grange)等在他们的著作中，提出了把时间想象为第四个纬度的建议。例如拉格朗日写到：“这样以来，我们就可以把力学看成是一种四维几何学，而把分析力学难看成是解析几何的一种推广。”文献【1】在‘引论’中就预先指出，对于牛顿力学的背景时空，即伽利略时空，有着下述对称性： (N1)，所有的空间点都是平权的，所有的瞬时也都是平权的； (N2)，所有的空间方向都是平权的； (N3)，所有作相对匀速直线运动的惯性参照系都是平权的。 从时空角度上看，“实数是空间的数量关系，纯虚数是时间的数量关系，复数则是时空的数量关系”。在普利高津看来，在近代科学的经典——牛顿力学中，时间作为一个描述运动的参数，是反演对称的，把时间换为空间有相同的结果，这意味未来和过去看来没有实质性的区别。 天气预报主要是通过对大尺度空间（水平和垂直）气象条件的探测，来预报未来的天气情况。如果预报未来的时间越长 ，就要求对空间探测的尺度越大。可以说：对时间尺度的预报，依赖于对空间尺度的了解。考古学家就是通过对地层的研究来推断以前的历史情况。地层越深，可推断出该年代就越久远。上述是space-time 平权理论的实际应用，用公式表示：dt t K dx x f t x )()(00??-=?,上式的物理意义是：对某一物质而言，若其空间量有了变化（如体积变化），那么该物质必然会产生某一过程；反之，若某一物质产生了某一过程，其结果必然存在空间量的变化。时和空在变换中它们之积是个不变量,时空是不均匀的，但时空却应该是连续的，物体的运动速度、质量、动量和能量也应该是连续的。数学中几何概型的计算时，当几何测度为时间和长度时运算是一致的，时间用长度表示，也是时空平权的反应。你问某人从巴尔的摩到华盛顿有多远，得到的回答可能是“45分钟”：你问的是距离，
【最新2019】中国“全要素生产率”或降为2.7%word版本 (1页)
【最新2019】中国“全要素生产率”或降为2.7%word版本 本文部分内容来自网络整理，本司不为其真实性负责，如有异议或侵权请及时联系，本司将立即删除！ == 本文为word格式，下载后可方便编辑和修改！ == 中国“全要素生产率”或降为2.7% 中国社会科学院副院长蔡昉10日表示，中国的全要素生产率正在呈现持续下滑态势，并将在“十三五”时期进一步降为2.7%。 图片源自网络 请看相关报道： China should take actions to cope with its falling total factor productivity ( TFP ), a senior expert with a government think tank said Sunday . 1月10日，政府智囊团的一位资深专家表示，中国应采取措施应对全要素生产率下滑态势。 全要素生产率（ total factor productivity ， TFP ），也称总和要素生产率，是各种要素投入水平既定的条件下，所达到的额外生产效率，是分析经济增长源泉的重要因素。经济增长、人均收入和财富水平提高最终要依赖全要素生产率的提高。 中国社会科学院副院长蔡昉在第七届中国经济前瞻论坛上说，在人口红利 （ demographic dividend ）消失以后，中国经济增长要寻找新动力。目前，我国全要素生产率增速呈现下行趋势，他预测全要素生产率“十三五”时期会下降到2.7%。 他指出，要通过四方面措施进行调整：改革户籍制度（ reform household registration system ）；大力推进教育改革，把义务教育扩大到更大范围（ expand compulsory education to more people ），提高劳动力的质量（ increase the quality of labor force ）；解决各个领域的产能过剩（ overcapacity ）问题，进一步降低杠杆率（ leverage ratios ）；创造好的制度条件、政策环境，让企业能够自由进入，并让那些不再有生产力提高潜力和没有竞争力的企业退出（ create a policy environment where promising enterprises can easily enter the market and non - competitive ones are forced to exit ）。
4、广义相对论中时空对称性
4、广义相对论中时空对称性 对于广义相对论，由于引力场使得时空弯曲，在全时空中彼此作相对匀速直线运动的惯性参照系是不存在的（在时空的局部范围内可以存在匀速直线运动，也可以存在局部惯性参照系）。由于这个原因，广义相对论中的时空的对称性，一般要低于伽利略时空的对称性和低于洛伦兹时空的对称性，即其所对应的保持规律不变的坐标变换之参数要减少。在广义相对论中，时空的对称性往往随所研究的具体问题而异。在经典广义相对论的实时space-time中，因为时间只沿着一位观察者的历史增加，不象空间那样可以沿着历史增加或减少，时间和空间方向可以区分开来；在广义相对论中，对称性由洛伦兹群（或庞卡莱群）所支配。 一般认为，以广义相对论为理论基础的宇宙学中的时空对称性是【1】： (C1)，所有的空间点都是平权的； (C2)，所有的空间方向都是平权的。 为什么说所有的空间点都是平权的？如果空间之内点与点不是平权的，则在空间某些部分,物质会堆积得很多,而在另外一些部分, 物质则分布得很少,这不符合天文观察。 天文观测的事实表明：大尺度空间内星系或星系团的分布以及射电源的计数，大体上是均匀的，而微波背景辐射的分布，均匀程度更高。为什么说所有的空间方向都是平权的？如果空间之内各个方向彼此不是平权的，会引发什么现象呢？整个宇宙绕轴旋转就是一个例子，在这种情况下，旋转轴就是一个特殊方向，它跟其它方向不是平权的。Godel曾研究过旋转的宇宙，得出了在这种宇宙中，测地线可能相交的推论。这意味着，从‘现在’可以返回到‘过去’，从‘现在’也可以提前到达‘将来’；这将对因果律造成极大的紊乱。旋转宇宙的问题还有不少，虽然在引力理论和宇宙学中，旋转宇宙也可以作为一个课题来进行研究，但由于它本身的缺点和问题，多数学者并不采纳这种宇宙。比较(C1)、(C2)和(N1)、(N2)，可以看出，以广义相对论为理论基础的宇宙学中的时空对称性同牛顿力学背景时空的对称性都认为所有的空间点都是平权的和所有的空间方向都是平权的。这就是，在一定条件下，可以用牛顿力学来研究宇宙学的理论根源。比较(C1)和(N1)，还可以看出，在以广义相对论为理论基础的宇宙学中的时空中，缺乏所有的瞬时也都是平权的对称性，正是由于这种缺乏，使得宇宙时空出现弯曲，必须用广义相对论来进行研究。对称性(C1)说明宇宙空间是均匀的，对称性(C2)说明宇宙空间是各向同性的，这就是宇宙学原理。显然，宇宙学原理并不是毫无根据的人为假定，它是宇宙对称性的合理推论。 广义相对论具有宇宙因子项重力场方程的普遍形式R uv—0.5g uv R+g uv= - kT uv，式中
时空对称性与守恒律
时空对称性与守恒律 信息系统与管理学院童绥圣 201005019008 摘要：对称性和守恒律是基本的自然法则，人们在长期的科学探索 中发现，自然界的各种对称性与守恒律之间具有相辅相存的密切联系。 关键字：对称性对称操作守恒律 引言 作为物理学的最原始、最基本的概念，对称和守恒各自有着深 刻的思想渊源。人类对于对称和守恒的认识也是从表面深入到内部，而对称和守恒也经历了从分立走向综合的漫长发展历程。特别是在 现代物理学中，对称性和守恒律对科学家来说始终具有非凡的吸引力，是一个非常有趣和深刻的话题。在探索千变万化、纷繁复杂的 自然现象的普遍规律的过程中，守恒量与守恒定律是物理学家们长 期倾心关注的议题。现代物理学研究表明，自然界中的守恒定律与 相应的对称性是密切相关的。因此，认识现代物理学对称性的深刻 内涵，明确对称性与守恒律之间的密切联系，对于探究自然规律、 揭示宇宙奥秘是十分重要的。 对称和对称操作 德国数学家魏尔在1951年给对称性的普遍的严格定义：对一个 事物进行一次变动或操作，如果经过此操作后，该事物完全复原， 则称该事物对所经历的操作是对称的，而此操作就叫做对称作．由 于操作(变换)方式不同可以有若干种不同的对称性。 （1）空间反演操作与镜像对称。空间反演操作类似于物体的平 面镜成像，具有对某一轴线或平面的对称性。如物理学中的位置矢 量，经过空间反射后，与镜面垂直的分量反向，与镜面平行的分量 则不变。 (2)空间平移对称操作与平移对称．当某一物理规律经过坐标平 移后仍与原规律相同，则为平移对称。例如，我们将进行物理实验
的全套仪器从北京运到上海，在两地会得到相同的物理定律，即物 理定律具有空间平移对称性。 (3)空间旋转对称操作与转动对称。例如，太阳绕通过其中心的 任意轴旋转某一角度后，其现状与原状一样。进行物理实验的仪器 转动某一角度后，所得到的物理规律不会因空间的转动而发生变化，即物理定律具有空间转动对称性。 (4)时间平移对称操作与时间对称。我们所熟悉的24小时的昼夜 循环，在时间上就表现出具有周期性的平移对称；周期性变化的单 摆只对周期T及其整数倍的时间平移变换对称。空间对称性和时间对 称性是最基本的、最常见的对称性，统称为时空对称性。另外，量 子力学中全同粒子互换后，得到具有交换对称性的哈密顿算符，全 同粒子体系波函数的对称性不随时间的平移而改变。 对称性与守恒律 从现代物理学的高度来审视。对称性和守恒律是基本的自然法则。在经典力学中，牛顿运动三定律只适用于宏观物体，而动量、 角动量、能量三大守恒定律对宏观物体和微观领域都是普遍成立的。自然界广泛存在的对称性在物理学中处于十分基本的地位。上述三 大守恒定律又比牛顿运动定律具有更普遍更深刻的根基。人们在长 期的科学探索中发现，自然界的各种对称性与守恒律之间具有相辅 相存的密切联系。例如，下列每一种对称性(即变换不变性)都对应 着一个守恒定律： 空间平移不变性?动量守恒定律 空间转动不变性?角动量守恒定律