蘇永偉，劉澤鑫

(山西財經(jīng)大學(xué) 國際貿(mào)易學(xué)院， 山西 太原 030006)

2019年9月18日,習(xí)近平總書記在河南鄭州主持召開黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展座談會,黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展上升為重大國家戰(zhàn)略。為搶抓重大戰(zhàn)略機遇,沿黃9省區(qū)均采取了一系列的行動和措施。與此同時,圍繞推進好、落實好這一國家戰(zhàn)略,學(xué)術(shù)界開展了大量研究,取得了卓有成效的研究成果。

水資源節(jié)約集約利用水平的提高對黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有重要影響。王海英等[1]、丁超等[2]指出,水資源是黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵瓶頸,水資源的合理配置是調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要手段。REN等[3]、ZHANG等[4]探討了水資源對產(chǎn)生結(jié)構(gòu)的作用機制。王文彬等分析了水效、水量和水質(zhì)對黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn),提高用水效率,降低人均用水量,節(jié)約和集約利用水資源,對改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均衡性,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化具有積極作用[5]。姜長云等指出,黃河流域水資源嚴(yán)重不足,全流域用水缺口超過95億m3,人均水資源占用量470 m3,僅為全國平均水平的23%。黃河流域超重偏能高耗水的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),不僅帶來了高污染、高排放、水資源枯竭等生態(tài)問題,容易引發(fā)環(huán)境事故和布局性環(huán)境風(fēng)險,也極易導(dǎo)致工業(yè)發(fā)展擠占居民生活用優(yōu)質(zhì)水資源[6]。

資源環(huán)境是黃河流域產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨的重要約束條件,二者之間關(guān)系密切。張曉濤等利用基尼系數(shù)法從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)入手分析了黃河流域經(jīng)濟發(fā)展與水資源匹配狀況[7]。徐志偉等研究后發(fā)現(xiàn),東部地區(qū)水資源與水環(huán)境雙重約束下的工業(yè)效率最高,西部次之,中部地區(qū)最低,同時,經(jīng)濟發(fā)展程度和工業(yè)廢水排放達標(biāo)率對效率提升具有一定積極作用[8]。王金波研究了資源環(huán)境約束下日本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級問題,生態(tài)工業(yè)園成為推動日本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向循環(huán)、低碳環(huán)保方向轉(zhuǎn)變的重要載體[9]。王猛飛等基于基尼系數(shù)構(gòu)建了黃河流域水資源、人口、GDP、面積等區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展要素之間的匹配關(guān)系[10]。

如何統(tǒng)籌協(xié)調(diào)黃河流域產(chǎn)業(yè)發(fā)展與資源環(huán)境之間的關(guān)系,學(xué)者們從不同角度提出了對策建議。張建軍等提出,要統(tǒng)籌協(xié)調(diào)黃河流域水資源保護和水污染防治,并根據(jù)黃河水環(huán)境承載能力,合理調(diào)整經(jīng)濟布局,按照循環(huán)經(jīng)濟理念優(yōu)化調(diào)整經(jīng)濟發(fā)展模式和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[11]。姜長云等指出,實施負(fù)面清單管理制度,強化節(jié)水減排和環(huán)保約束是促進黃河流域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和綠色發(fā)展的關(guān)鍵舉措[6]。吳丹強調(diào),地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水資源優(yōu)化的途徑是建立節(jié)水防污型社會經(jīng)濟體系,大力發(fā)展節(jié)水防污型產(chǎn)業(yè),將水資源優(yōu)化配置到水資源利用效率高、經(jīng)濟效益好、水污染排放量小的產(chǎn)業(yè)[12]。趙瑞等指出,分區(qū)域來看,黃河流域上游地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱,應(yīng)發(fā)揮其生態(tài)景觀優(yōu)勢,以生態(tài)旅游促進服務(wù)業(yè)發(fā)展;中游地區(qū)的資源優(yōu)勢顯著,要大力推動第二、三產(chǎn)業(yè)融合,促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展;下游地區(qū)要著力促進制造業(yè)與服務(wù)業(yè)融合發(fā)展,打造服務(wù)業(yè)發(fā)展的增長級[13]。金鳳君等指出,黃河流域地區(qū)應(yīng)以資源環(huán)境承載力為基礎(chǔ)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間布局;確定適宜的產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間和生態(tài)保護紅線,推進重點能源化工基地建設(shè)和城市群產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)建設(shè)[14]。金鳳君指出,推動黃河流域保護和高質(zhì)量發(fā)展,要加強重點生態(tài)功能區(qū)保護,強化以水為核心的基礎(chǔ)設(shè)施體系建設(shè),積極推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級[15]。王毅鑫等建議,以提升黃河流域水資源投入產(chǎn)出水平為抓手,建立健全黃河流域資源利用的空間優(yōu)化舉措[16]。

上述研究對于處理好黃河流域生態(tài)保護與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系,從而推動黃河流域產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要借鑒價值。但通過對文獻的梳理發(fā)現(xiàn),鮮有學(xué)者從資源和環(huán)境雙重約束條件下探討黃河流域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化問題?；诖?本文試圖從資源和環(huán)境雙重約束兩個方面，從獲取的2008—2018年沿黃9省區(qū)的面板數(shù)據(jù),運用隨機效應(yīng)模型,探討資源、環(huán)境對黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響,以補充和完善這方面的研究成果。

1 數(shù)據(jù)來源、指標(biāo)選取與模型構(gòu)建

1.1 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究需要,本文所涉及的各項指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)均來源于2009—2019年的中國統(tǒng)計年鑒及黃河流域9省區(qū)統(tǒng)計年鑒(1)黃河流域9省區(qū)包括青海、四川、甘肅、寧夏、陜西、內(nèi)蒙古、山西、河南、山東。。

1.2 指標(biāo)選取

在參考相關(guān)文獻[2,17]的基礎(chǔ)上,根據(jù)研究需要,結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性,黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化方面,本文選取黃河流域第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值,泰爾指數(shù),第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重3個指標(biāo),并將其作為被解釋變量,其中,泰爾指數(shù)的計算公式為

(1)

Yij表示第j(j=1,2,3,…,9)個省第i個(i=1,2,3)部門的產(chǎn)值,Lij表示第j個省第i個部門的勞動力投入,n表示產(chǎn)業(yè)部門數(shù)量。TL=0則表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于均衡狀態(tài),TL值越大,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。

借鑒王海英等、干春暉等、王文彬等學(xué)者的研究方法和研究成果[1,5，17],在資源環(huán)境約束方面,選取人均水資源量、森林覆蓋率、電力消費量、廢水排放強度、廢氣排放強度、固體廢物排放強度這6個指標(biāo),并將其作為解釋變量,同時引入技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平作為控制變量(具體用規(guī)上企業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)與規(guī)上企業(yè)R&D經(jīng)費支出的比值測算得出)。

1.3 模型構(gòu)建

本文旨在分析資源和環(huán)境雙重約束下黃河流域9省區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化問題,運用2008—2018年黃河流域9省區(qū)的面板數(shù)據(jù)(N=99)進行實證分析。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化分別從第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值(TL)、泰爾指數(shù)(TS)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重(TT)3個維度考察,解釋變量分別為:人均水資源量(W)、森林覆蓋率(F)、電力消費量(E)、廢水排放強度(P)、廢氣排放強度(G)、固體廢物排放強度(S),控制變量為(X)

研究模型設(shè)定如方程(2)(3)(4)所示:

TLit=β0TL+β1TLWit+β2TLFit+β3TLEit+

β4TLPit+β5TLGit+β6TLSit+γTLXit+μit，

(2)

TSit=β0TS+β1TSWit+β2TSFit+β3TSEit+

β4TSPit+β5TSGit+β6TSSit+γTSXit+εit，

(3)

TTit=β0TT+β1TTWit+β2TTFit+β3TTEit+

β4TTPit+β5TTGit+β6TTSit+γTTXit+ηit。

(4)

其中,i表示地區(qū),t表示時間,Xit為控制變量,即技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平,μit、εit、ηit分別表示相應(yīng)模型的誤差項。

鑒于固定效應(yīng)模型是一種空間面板數(shù)據(jù)中隨個體變化但不隨時間變化的一類變量方法,而本文中數(shù)據(jù)的變化既和個體有關(guān),又和時間有關(guān),因此,采用隨機效應(yīng)模型進行回歸分析。

1.4 數(shù)據(jù)處理

在構(gòu)建計量模型時,首先將各個變量值分別先取對數(shù)(泰爾指數(shù)由于指標(biāo)數(shù)值取對數(shù)后變?yōu)樨?fù)數(shù),故泰爾指數(shù)除外),以減少或消除異方差對計量結(jié)果的影響。

2 描述性分析

根據(jù)獲得的2008—2018年的原始數(shù)據(jù),可得到解釋變量、被解釋變量以及控制變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果,如表1所示。

泰爾指數(shù)是衡量某一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否合理的重要指標(biāo)。2008—2018年沿黃9省區(qū)泰爾指數(shù)的發(fā)展變化如圖1所示。

由圖1可知,從總體上看,2008—2018年,黃河流域各省區(qū)的泰爾指數(shù)呈現(xiàn)下降的變化趨勢,但各省區(qū)的變化特征差異較大。具體來看,下游地區(qū)的河南、山東以及上游地區(qū)的四川的泰爾指數(shù)與0的絕對離差較小,相比較其他省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更為合理。甘肅、青海兩省的泰爾指數(shù)總體上處于下降趨勢,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越來越合理,寧夏的泰爾指數(shù)在2010年前發(fā)生了較大波動,但2010年后也基本呈現(xiàn)下降趨勢。在中游地區(qū)中,內(nèi)蒙古、山西兩省區(qū)的泰爾指數(shù)也基本處于下降的發(fā)展態(tài)勢,但陜西省的泰爾指數(shù)發(fā)展變化波動較大,特別是在2011年前后發(fā)生了很大的波動,雖然在2011年后泰爾指數(shù)也呈現(xiàn)下降趨勢,但指標(biāo)數(shù)值仍然較大,與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理的目標(biāo)還有較大的距離,其主要原因是陜西省第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重過大。

為更為全面反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化情況,計算得到2008—2018年沿黃9省區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比的變化情況,結(jié)果如圖2所示。

表1 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果Tab.1 Descriptive statistical analysis results

資料來源:根據(jù)查找數(shù)據(jù)計算所得。圖1 2008—2018年沿黃9省區(qū)泰爾指數(shù)變化情況Fig.1 Changes of Theil index in 9 provinces along the Yellow River during 2008—2018

資料來源:根據(jù)查找數(shù)據(jù)計算所得。圖2 2008—2018年沿黃9省區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比變化情況Fig.2 Changes in the ratio of added value of tertiary industry to added value of secondary industry in 9 provinces along the Yellow River during 2008—2018

由圖2可知,從總體上看,2008—2018年,黃河流域各省區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比呈現(xiàn)上升的發(fā)展態(tài)勢,但各省之間的變化規(guī)律差異較大。上游地區(qū)中,2018年甘肅省的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比最高,但這并不意味著甘肅省的產(chǎn)業(yè)發(fā)展最好,主要是甘肅省的第二產(chǎn)業(yè)增加值過少;四川省的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比在2014年之前變化非常微小,但2014年之后上升較快;寧夏自治區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比基本上保持增長狀態(tài),但增長較為緩慢;青海省的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比在2016年之前是最低的,2016年之后和寧夏的水平基本一致。中游地區(qū)中,山西省的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比變動最為劇烈,尤其是2016年后,經(jīng)歷了較大幅度的下降,然后再上升;內(nèi)蒙古的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比基本呈現(xiàn)上升的態(tài)勢,且在2016年后增長速度明顯加快;陜西省的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比較低,原因主要是陜西省第二產(chǎn)業(yè)絕對量較多。下游地區(qū)中,山東省的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升態(tài)勢,河南省的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比除個別年份有微小波動外,其余年份均保持上升趨勢,但是河南省的比值小于山東省。 2018年,僅有陜西省和河南省的第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比還未達到100%,其余省區(qū)均已超過100%。

下面給出2008—2018年沿黃9省區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的變化情況,如圖3所示。

由圖3可知,從總體上看,2008—2018年,黃河流域各省區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重呈現(xiàn)向上的發(fā)展態(tài)勢,但各省的發(fā)展變化特征差異較大。上游地區(qū)中,青海和四川兩省的第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重2013年處在一個相對低點,但2013年之后穩(wěn)步上升,甘肅、寧夏則基本呈現(xiàn)上升的變化趨勢。中游地區(qū)中,山西省的第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重變化波動最大,2016年達到最大值,之后該比值稍有下降,陜西、內(nèi)蒙古則基本表現(xiàn)出上升的發(fā)展態(tài)勢,但指標(biāo)數(shù)值在2011年之后均低于山西省。下游地區(qū)中,山東省、河南省的變化趨勢較為一致,即都呈現(xiàn)上升的變化趨勢,但山東省的指標(biāo)數(shù)值大于河南省。

3 實證分析

根據(jù)所構(gòu)建的3個研究模型,借助于Eviews軟件,可得到相應(yīng)的面板分析結(jié)果。

3.1 全流域估計

全流域面板回歸分析結(jié)果,如表2所示。

資料來源:根據(jù)查找數(shù)據(jù)計算所得。圖3 2008—2018年沿黃9省區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重變化情況Fig.3 Changes in the proportion of the added value of the tertiary industry in GDP of the 9 provinces along the Yellow River during 2008—2018

表2 全流域面板回歸分析結(jié)果Tab.2 Panel regression analysis results of the whole basin

由表2可知,人均水資源量、森林覆蓋率、廢水排放強度、固體廢物排放強度、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的影響通過了顯著性檢驗,而電力消費量、廢氣排放強度的影響則沒有通過顯著性檢驗。其中,人均水資源量的影響系數(shù)為-0.032 7,表明在沿黃9省區(qū)中,并沒有呈現(xiàn)出人均水資源量越豐富,第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值越高的結(jié)論,原因主要是在青海省等水資源豐富的省份,產(chǎn)業(yè)發(fā)展的程度相對降低。森林覆蓋率的影響系數(shù)為0.265 5,表明森林覆蓋率對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高,產(chǎn)生了較強的正向作用。廢水排放強度、固體廢物排放強度的影響系數(shù)分別為0.309 8和0.121 5,表明在一定程度上,沿黃9省區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高是以犧牲環(huán)境作為代價的。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為0.280 2,表明科技創(chuàng)新對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高產(chǎn)生了較強的正向影響。模型的可決系數(shù)達到0.836 5,解釋力較強。

人均水資源量、 森林覆蓋率、 廢水排放強度、 固體廢物排放強度、 技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對泰爾指數(shù)的影響通過了顯著性檢驗, 電力消費量、 廢氣排放強度的影響則沒有通過顯著性檢驗。 其中, 人均水資源量、 森林覆蓋率的影響系數(shù)分別為-0.038 7、-0.222 9,表明在沿黃9省區(qū)中,人均水資源量越多,泰爾指數(shù)越低;森林覆蓋率越高,泰爾指數(shù)越低。而泰爾指數(shù)越接近于0,表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度越高,故人均水資源量越多,森林覆蓋率越高,越有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度的提高。廢水排放強度、固體廢物排放強度的影響系數(shù)分別為-0.208 8和-0.037 7,表明廢水排放強度和固體廢物排放強度越高,泰爾指數(shù)越低。而泰爾指數(shù)越低,表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度越高,由此得到,沿黃9省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度的提高,是以犧牲生態(tài)環(huán)境作為代價的。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為-0.021 8,表明技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平越高,泰爾指數(shù)越低,從而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度越高。模型的可決系數(shù)達到0.745 9,有較強的解釋能力。

人均水資源量、 森林覆蓋率、 廢水排放強度、 固體廢物排放強度、 技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重通過了顯著性檢驗, 而電力消費量、 廢氣排放強度的影響則沒有通過顯著性檢驗。 其中, 人均水資源量的影響系數(shù)為-0.031 4,表明在沿黃9省區(qū)中,人均水資源量的多少與第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高并不是成正比。森林覆蓋率的影響系數(shù)為0.126 4,表明森林覆蓋率的提高對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高有一定推動作用。廢水排放強度、固體廢物排放強度的影響系數(shù)分別為0.121 2、0.098 9,即廢水排放強度、固體廢物排放強度與第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重之間呈同方向變化關(guān)系,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高也是以犧牲環(huán)境為代價的。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為0.153 0,表明技術(shù)創(chuàng)新水平的提高有助于第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高。模型的可決系數(shù)達到0.867 1,表明模型有較強的解釋能力。

3.2 地區(qū)異質(zhì)性分析

根據(jù)所處地理區(qū)位的不同,黃河流域9省區(qū)可以分為黃河上游、中游和下游,其中上游包括四川、青海、甘肅、寧夏4個省區(qū),中游包括山西、陜西、內(nèi)蒙古3個省區(qū),下游包括河南、山東2個省。

表3 分區(qū)域關(guān)于第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的面板回歸分析結(jié)果

在黃河上游地區(qū)中, 人均水資源量、 森林覆蓋率、 電力消費量、 廢水排放強度、 技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的影響通過了顯著性檢驗, 廢氣排放強度、 固體廢物排放強度的影響則沒有通過顯著性檢驗。 其中, 人均水資源量的影響系數(shù)為-0.051 1, 表明在黃河上游省區(qū)中, 并不是人均水資源量越多, 第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值就越高。 森林覆蓋率的影響系數(shù)為1.203 4, 表明森林覆蓋率對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高有積極推動作用。 電力消費量的影響系數(shù)為-0.770 2,表明在上游地區(qū)中,并不是依靠電力消費量的增加來提高第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值的。廢水排放強度的影響系數(shù)為0.726 7,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值提高的同時,也帶來了廢水排放強度的加深。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為0.184 9,表明科技創(chuàng)新在第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高中發(fā)揮積極的推動作用。模型的可決系數(shù)達到0.807 5,表明模型的解釋力較強。

在黃河中游地區(qū)中,人均水資源量、森林覆蓋率、廢水排放強度、廢氣排放強度、固體廢物排放強度、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的影響通過了顯著性檢驗,而電力消費量的影響沒有通過顯著性檢驗。其中,人均水資源量的影響系數(shù)為0.154 0,對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高有促進作用,這一結(jié)論與沿黃9省區(qū)作為一個整體考察時的結(jié)論相反。森林覆蓋率的影響系數(shù)為0.324 6,對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高有積極作用。廢水排放強度、固體廢物排放強度的影響系數(shù)分別為0.781 7、0.261 9,但廢氣排放強度的影響系數(shù)卻為負(fù),具體為-0.180 1,表明中游地區(qū)在提高第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的同時,做到了廢氣排放強度的降低,但沒有實現(xiàn)廢水排放強度和固體廢物排放強度的降低。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為0.163 4,表明在技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平提高的同時,可以促進第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高。模型的可決系數(shù)為0.908 3,表明模型的解釋力很強。

在黃河下游地區(qū)中,人均水資源量、廢水排放強度、固體廢物排放強度、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的影響通過了顯著性檢驗,而森林覆蓋率、電力消費量、廢氣排放強度的影響沒有通過顯著性檢驗。其中,人均水資源量的影響系數(shù)為-0.118 5,結(jié)果顯示,在下游地區(qū)中,人均水資源量少的地區(qū),反而第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值還比較高,表明下游地區(qū)對水資源量的依賴較少。廢水排放強度對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的影響系數(shù)為負(fù),但固體廢物排放強度的影響系數(shù)卻為正,具體分別為-0.753 7、0.237 9,表明下游地區(qū)在提高第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的同時,確保了廢水排放強度的降低,卻沒有帶來固體廢物排放強度的降低。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為0.368 7,表明科技水平的提高有助于下游地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高。模型的可決系數(shù)為0.953 3,表明模型有很好的的解釋力。

將不同流域的省份進行對比,人均水資源量、廢水排放強度對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的影響有差異。如人均水資源量對中游地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高有積極作用,但對上游地區(qū)和下游地區(qū)的影響卻表現(xiàn)出完全相反的規(guī)律特征。下游地區(qū)在提高第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的同時,降低了廢水的排放強度,而上中游地區(qū)卻沒有得到同樣的結(jié)果。在科技創(chuàng)新對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值的提高方面,三個不同流域地區(qū)表現(xiàn)出的規(guī)律一樣,但對下游地區(qū)的影響更大一些。

在黃河上游地區(qū)中, 森林覆蓋率、 電力消費量、 廢水排放強度、 廢氣排放強度、 固體廢物排放強度對泰爾指數(shù)的影響通過了顯著性檢驗, 而人均水資源量、 技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響沒有通過顯著性檢驗。 其中, 森林覆蓋率的影響系數(shù)為0.219 2, 表明在上游地區(qū)中, 森林覆蓋率越高, 泰爾指數(shù)越高, 但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度卻越低。 電力消費量、 廢水排放強度、 固體廢物排放強度對泰爾指數(shù)的影響系數(shù)為負(fù), 分別為-0.211 9、-0.131 7、-0.074 4,這些指標(biāo)數(shù)值越高,泰爾指數(shù)越低,但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度越高,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度的提高是以電力消費量的增加,廢水排放強度、固體廢物排放強度的提高為代價的。廢氣排放強度對泰爾指數(shù)的影響系數(shù)為正,具體為0.138 9,即廢氣排放強度越低,泰爾指數(shù)越低,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度越高,表明在提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度的同時,帶來了廢氣排放強度的降低。模型的可決系數(shù)為0.834 3,表明模型有較強的解釋力。

表4 分區(qū)域關(guān)于泰爾指數(shù)的面板回歸分析結(jié)果Tab.4 Panel regression analysis results of Theil index in different regions

在黃河中游地區(qū)中,人均水資源量、森林覆蓋率、廢水排放強度、廢氣排放強度、固體廢物排放強度、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對泰爾指數(shù)的影響均通過了顯著性檢驗,而電力消費量的影響沒有通過顯著性檢驗。其中,人均水資源量、森林覆蓋率對泰爾指數(shù)的影響為負(fù),具體數(shù)值為-0.236 4、-0.403 1,即人均水資源量越多,森林覆蓋率越高,泰爾指數(shù)就越低,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度就越高,表明人均水資源量和森林覆蓋率,對提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度有積極作用。廢水排放強度、固體廢物排放強度對泰爾指數(shù)的影響為負(fù),分別為-0.453 7、-0.237 0,即廢水排放強度越大、固體廢物排放強度越大,泰爾指數(shù)越低,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度越高,即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度的提高是以廢水排放強度、固體廢物排放強度的加大為代價的。廢氣排放強度對泰爾指數(shù)的影響為正,具體為0.099 3,即廢氣排放強度越低,泰爾指數(shù)越低,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度越高,表明在提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度的同時,降低了廢氣的排放強度。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為0.232 4,表明技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的提高,將帶來泰爾指數(shù)的降低,從而帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度的提高。模型的可決系數(shù)為0.774 2,表明模型的解釋效果較好。

在黃河下游地區(qū)中,森林覆蓋率、電力消費量、廢水排放強度、廢氣排放強度、固體廢物排放強度對泰爾指數(shù)的影響通過了顯著性檢驗,而人均水資源量、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響沒有通過顯著性檢驗。其中,森林覆蓋率、電力消費量對泰爾指數(shù)的影響系數(shù)為負(fù),分別為-0.126 8、-0.121 7,即森林覆蓋率越高、電力消費量越多,泰爾指數(shù)越小,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度就越高。廢水排放強度、固體廢物排放強度對泰爾指數(shù)的影響系數(shù)為正,分別為0.062 7、0.028 2,即廢水排放強度、固體廢物排放強度越低,泰爾指數(shù)就越低,但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度越高,表明在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度提高的同時,也降低了廢水的排放強度和固體廢物的排放強度。廢氣排放強度對泰爾指數(shù)的影響系數(shù)為負(fù),具體為-0.023 9,即廢氣排放強度越大,泰爾指數(shù)越低,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理程度越高,表明在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度提高的同時,卻帶來了廢氣排放強度的加大。模型的可決系數(shù)達到0.9688,表明模型的解釋力非常好。

將不同流域的省份進行對比,電力消費量對泰爾指數(shù)的影響規(guī)律是相同的,但在森林覆蓋率、廢水排放強度、廢氣排放強度、固體廢物排放強度等方面的影響差異較大,如黃河中下游地區(qū)在提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度的同時,森林覆蓋率也提高了,但黃河上游地區(qū)還沒有實現(xiàn)這樣的結(jié)果,表明上游地區(qū)生態(tài)保護的任務(wù)更艱巨。在廢水、廢氣、固體廢物排放強度中, 下游地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理程度提高的同時,帶來了廢水、固體廢物排放強度的降低,卻沒有實現(xiàn)廢氣排放強度的降低,而上中游地區(qū)表現(xiàn)出的結(jié)果剛好相反。

在黃河上游地區(qū)中,人均水資源量、森林覆蓋率、電力消費量、廢水排放強度、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的影響通過了顯著性檢驗,廢氣排放強度、固體廢物排放強度的影響沒有通過顯著性檢驗。其中,人均水資源量的影響系數(shù)為-0.049 1,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高并未與人均水資源量呈現(xiàn)同向的變化關(guān)系。森林覆蓋率的影響系數(shù)為0.497 1,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高與森林覆蓋率之間呈現(xiàn)同向的變化關(guān)系。電力消費量的影響系數(shù)為負(fù),具體為-0.356 4,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高并不是依靠電力消費量的增加而實現(xiàn)的。廢水排放強度的影響系數(shù)為正,具體為0.332 9,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高是以犧牲廢水排放強度的降低為代價的。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為0.099 2,表明對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高產(chǎn)生了積極的促進作用。模型的可決系數(shù)為0.821 0,表明模型有較強的的解釋能力。

在黃河中游地區(qū)中,人均水資源量、森林覆蓋率、電力消費量、廢水排放強度、廢氣排放強度、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的影響通過了顯著性檢驗,而固體廢物排放強度的影響沒有通過顯著性檢驗。其中,人均水資源量的影響系數(shù)為負(fù),具體為-0.090 1,并沒有呈現(xiàn)出人均水資源量與第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重同向變化的規(guī)律。森林覆蓋率的影響系數(shù)為0.406 9,呈現(xiàn)出與第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重同向變化的關(guān)系。電力消費量的影響系數(shù)為負(fù),具體為-0.342 6,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高并沒有依賴電力消費量的增加。廢水排放強度的影響系數(shù)為正,而廢氣排放強度的影響系數(shù)為負(fù),分別為0.524 5和-0.154 8,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重提高的同時,做到了廢氣排放強度的降低,卻沒有帶來廢水排放強度的降低。 技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為0.051 9,即對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高產(chǎn)生了正向作用。模型的可決系數(shù)為0.920 2,表明模型有很強的的解釋能力。

表5 分區(qū)域關(guān)于第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比值的面板回歸分析結(jié)果Tab.5 Panel regression analysis results of the ratio of the added value of the tertiary industry to GDP in different regions

在黃河下游地區(qū)中,人均水資源量、廢水排放強度、固體廢物排放強度、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的影響通過了顯著性檢驗,而森林覆蓋率、電力消費量、廢氣排放強度的影響沒有通過顯著性檢驗。其中,人均水資源量的影響系數(shù)為-0.090 1,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高并沒有依賴人均水資源量的增加。廢水排放強度的影響系數(shù)為負(fù),而固體廢物排放強度的影響系數(shù)為正,分別為-0.568 7、0.172 8,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重提高的同時,降低了廢水的排放強度,但卻沒有降低固體廢物的排放強度。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響系數(shù)為正,具體為0.250 1,表明第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的提高很大程度上依靠科技創(chuàng)新水平的提升。

將不同流域的省份進行對比,人均水資源量、森林覆蓋率、電力消費量對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的影響規(guī)律是相同的,但在廢水排放強度的影響方面,上中游地區(qū)的影響系數(shù)為正,而下游地區(qū)的影響系數(shù)為負(fù),表明下游地區(qū)在提高第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的同時,也對廢水的排放問題做了較好的處理,而上中游地區(qū)的廢水排放處理問題還沒有得到有效解決。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的影響規(guī)律也是相同的,但對下游地區(qū)的影響程度更大。

4 結(jié)論

1)從沿黃9省區(qū)來看,人均水資源量對第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值的影響、對第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重的影響并沒有呈現(xiàn)出正向的變化關(guān)系,僅與泰爾指數(shù)保持了同向的變化關(guān)系,這一結(jié)果可能與沿黃9省區(qū)中一些省區(qū)水資源量短缺且節(jié)約集約利用水平不高密切相關(guān);森林覆蓋率的提高可以促進第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值的提高,泰爾指數(shù)的降低和第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重的提高,表明森林覆蓋率對黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化發(fā)揮了積極作用;電力消費量對反映產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的3項指標(biāo)的影響均不顯著,表明電力消費量并沒有成為黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)鍵因素;在很大程度上,沿黃9省區(qū)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的推進是以犧牲環(huán)境為代價的,急需走出“先污染,后治理”的老路?？萍紕?chuàng)新對產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展3項指標(biāo)均有顯著的正向影響,要進一步發(fā)揮科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的推動作用。

2)從流域不同地區(qū)來看,人均水資源量對中游地區(qū)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的一些指標(biāo)產(chǎn)生了顯著的正向影響,但對上游和下游地區(qū)均未產(chǎn)生顯著的正向影響,原因可能與中游地區(qū)一些省份水資源量明顯偏少,一旦水資源節(jié)約集約利用水平有所提高,將會對產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生較強的促進作用有關(guān);森林覆蓋率對上中游地區(qū)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的一些指標(biāo)產(chǎn)生的正向影響更大,而對下游地區(qū)的影響則較小,原因可能與上中游地區(qū)森林覆蓋率普遍較低,森林覆蓋率每提高一個百分點,將會對產(chǎn)業(yè)發(fā)展有較大的正向作用有關(guān);下游地區(qū)產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展在不同程度上帶來了環(huán)境問題,但上中游地區(qū)受環(huán)境的約束更大,原因可能與上中游地區(qū)的生態(tài)環(huán)境本底較差有關(guān)?？萍紕?chuàng)新對下游地區(qū)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展起到的推動作用大于上中游地區(qū),原因與下游地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達,科技創(chuàng)新的軟環(huán)境更優(yōu),更有利于發(fā)揮科技創(chuàng)新的作用有關(guān)。

3)從整體上看,沿黃9省區(qū)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展受環(huán)境的約束更大,而受資源的約束相對較小,原因可能與這些省區(qū)發(fā)展經(jīng)濟的傳統(tǒng)模式有關(guān),而要促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化,要更多依靠科技創(chuàng)新的力量,推動經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型,從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

5 對策建議

根據(jù)前文研究結(jié)論,提出如下對策建議:

1)應(yīng)進一步樹牢生態(tài)優(yōu)先綠色發(fā)展的理念。研究結(jié)論表明,黃河流域一些省區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是以犧牲環(huán)境為代價的,造成了環(huán)境的破壞。為此,應(yīng)進一步加強生態(tài)環(huán)境保護,堅持控污、增濕、清淤、綠岸、調(diào)水“五策并舉”,實施飲用水源、黑臭水體、工業(yè)廢水、城鎮(zhèn)污水、農(nóng)村排水“五水同治”,加強工業(yè)污染源、農(nóng)業(yè)面源、生活污染管控,持續(xù)推進“散亂污”企業(yè)綜合整治,加快清潔取暖改造,努力實現(xiàn)生態(tài)保護和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。 要切實保護好綠水青山,扎實推進人居環(huán)境綜合整治和美麗鄉(xiāng)村建設(shè),加大入黃口排污整治力度,有效解決工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)過程中的高污染,高排放問題,降低單位工業(yè)增加值能耗,降低廢水、廢氣、固體廢物排放強度,在實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境保護的過程中促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

2)應(yīng)深入推進實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。實證檢驗結(jié)果表明,科技創(chuàng)新對沿黃省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有積極推動作用,尤其是科技創(chuàng)新實力強的下游省份,其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平更高。為此,沿黃省區(qū)應(yīng)進一步加大科技創(chuàng)新投入,聚焦“六新”求突破,深化科技體制改革,加快科技創(chuàng)新和成果轉(zhuǎn)化,圍繞新興產(chǎn)業(yè)未來產(chǎn)業(yè)等重點領(lǐng)域,推動以要素投入促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)橐詣?chuàng)新驅(qū)動引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展,積極打造一流創(chuàng)新生態(tài),不斷提升產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)能力和產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平,積極融入以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。有效提升科技創(chuàng)新對黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的貢獻度,走出一條科技含量高、經(jīng)濟效益好的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級之路。

3)應(yīng)加強統(tǒng)籌協(xié)調(diào)和配合。黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化需要沿黃9省區(qū)間加強協(xié)作,密切合作,聯(lián)合建立橫向生態(tài)補償機制,夯實生態(tài)建設(shè)的資金保障,共同抓好大保護,協(xié)同推進大治理。同時,要建立聯(lián)動發(fā)展機制,特別是在產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作、科技創(chuàng)新平臺共建、重大關(guān)鍵技術(shù)、核心技術(shù)攻關(guān)等方面協(xié)調(diào)配合,互相賦能,形成強大合力,共建共管一批好項目大項目,提升產(chǎn)業(yè)發(fā)展新水平,努力打造產(chǎn)業(yè)新生態(tài),共同促進整個黃河流域地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。