顏建軍，敬 俊，趙 佳，劉麗萍

(1.湖南工商大學(xué) 科研處，湖南 長沙 410205；2.湖南工商大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410205)

一、引言

從1990年開始，湖南省開始承接由東部地區(qū)轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)，在經(jīng)濟發(fā)展的同時，也造成了環(huán)境污染不斷加劇，如何實現(xiàn)湖南省經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的“雙贏”已成為當前產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重點。黨的十八大以來，生態(tài)文明建設(shè)成為我國主要的建設(shè)道路之一，在“兩山論”的大背景下，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展是湖南省突破資源環(huán)境約束實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必然選擇[1]。

產(chǎn)業(yè)生態(tài)化是指通過變革傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，使其對生態(tài)環(huán)境的干擾降至最低，進而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境保護的雙贏[2]。針對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的研究最早可追溯至1989年由Frosch和Gallopoulos[3]提出的產(chǎn)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)理論，旨在優(yōu)化自然資源和能源的使用，以實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展[4]，企業(yè)的綠色行為是實現(xiàn)長期競爭優(yōu)勢的主要途徑[5]?？v觀國內(nèi)外文獻，可將產(chǎn)業(yè)生態(tài)化研究大致分為以下幾類：一是針對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化指標體系評估的研究。在產(chǎn)業(yè)生態(tài)化指標體系的構(gòu)建上，大部分學(xué)者基于影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的各項指標，構(gòu)建了綜合評估體系，周映伶等(2021)[6]首先基于壓力-狀態(tài)-響應(yīng)(PSR)模型，建立城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的評價指標體系，并通過主成分分析和熵值法對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平進行測度，主要包括了經(jīng)濟社會發(fā)展水平、生態(tài)保護水平、資源消耗水平、污染排放水平和資源循環(huán)利用水平[7]，國外學(xué)者則普遍運用物質(zhì)流分析法，通過測度物質(zhì)生產(chǎn)力對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化進行評估[8]。二是針對區(qū)域產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的時空演變研究。在針對區(qū)域產(chǎn)業(yè)生態(tài)化研究上，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)京津冀城市群產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平在不同層次上總體均呈上升走勢，空間溢出效應(yīng)明顯[9]。類似地，有學(xué)者進一步研究沿海地區(qū)和全國城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平空間趨勢[10-11]，均發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟實力越強的地區(qū)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化效率越高。在全國產(chǎn)業(yè)生態(tài)化研究上，有學(xué)者通過中國31個省、市、自治區(qū)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化總體平均水平呈下降趨勢[12]，且存在空間集聚性，從空間分異角度看，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化呈現(xiàn)東、中、西遞減的空間梯度分異特征，東部沿海地區(qū)始終是熱點區(qū)，西部地區(qū)是冷點區(qū)[2]。三是針對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化影響因素的研究。著重考慮了工業(yè)聚集對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響，發(fā)現(xiàn)工業(yè)集聚顯著不利于產(chǎn)業(yè)生態(tài)化、產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率的提高[10]，但科技創(chuàng)新可顯著通過資金、技術(shù)、人力資本和專利制度等路徑促進產(chǎn)業(yè)生態(tài)化[13]，政府調(diào)控以及環(huán)境規(guī)制強度等因素的正向溢出效應(yīng)突出[14]。亦有學(xué)者著眼于資源型產(chǎn)業(yè)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)經(jīng)費投入、污染治理投資強度、產(chǎn)業(yè)集聚、經(jīng)濟發(fā)展和節(jié)能環(huán)保財政資金投入是促進資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的重要因素[15]。有學(xué)者進一步考慮了產(chǎn)業(yè)生態(tài)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展，耦合協(xié)調(diào)發(fā)展理論研究的是多個系統(tǒng)之間的相對關(guān)系，除了對產(chǎn)業(yè)生態(tài)的耦合協(xié)調(diào)度進行研究外，有學(xué)者通過構(gòu)建耦合度模型針對水環(huán)境、碳排放等與社會經(jīng)濟、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的耦合協(xié)調(diào)狀態(tài)進行研究[16-17]，除耦合度外，周甜甜和王文平(2014)[18]基于Lotka-Volterra模型對產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的共生關(guān)系和共生協(xié)調(diào)度進行測算，并分析其影響因素。

縱觀上述文獻，較少有文獻針對湖南省的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化進行研究，并且在進行可視化分析的基礎(chǔ)上，進一步構(gòu)建空間計量模型對影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的因素進行研究，并考慮其空間溢出效應(yīng)。為此，本文以湖南省13個地級市為研究對象，首先構(gòu)建產(chǎn)業(yè)生態(tài)化評價指標體系，運用主成分法和熵值法測度2005—2019年湖南省各地級市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，進一步采用耦合協(xié)調(diào)分析法，對湖南省各地級市的耦合度進行測度。通過ArcGIS可視化湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的時空演變特征，進一步構(gòu)建空間計量模型對湖南省生態(tài)產(chǎn)業(yè)的驅(qū)動因素進行研究，且考慮其空間溢出效應(yīng)。

二、產(chǎn)業(yè)生態(tài)化指標體系構(gòu)建與測度

(一)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化指標體系的構(gòu)建

1.指標體系

從產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率角度出發(fā)，產(chǎn)業(yè)效率維度下，選取產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和資源消耗為主要要素層，生態(tài)效率維度下，選取污染排放水平、循環(huán)利用水平和生態(tài)保護水平為要素層[2][13]，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)生態(tài)化評價指標體系，如表1所示。

表1 產(chǎn)業(yè)生態(tài)化評價指標體系

2.數(shù)據(jù)來源

以2005—2019年湖南省13個地級市為研究對象，包括長沙市、株洲市、湘潭市、衡陽市、邵陽市、岳陽市、常德市、張家界市、益陽市、郴州市、永州市、懷化市和婁底市。產(chǎn)業(yè)生態(tài)化指標體系所需數(shù)據(jù)均來自《湖南省統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》

(二)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化指標的測度

1.熵值法

進一步采用熵值法構(gòu)建產(chǎn)業(yè)生態(tài)化指數(shù)，首先對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，處理方式如下：

(1)

(2)

其中，yij為標準化后的數(shù)據(jù)，maxxj和minxj分別為指標xj的最大值和最小值。

然后，計算上述指標的指標熵值：

(3)

然后，根據(jù)指標熵值ej確定權(quán)重：

(4)

最后，運用公式Ni=∑wij×yij計算湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的得分。

2.耦合協(xié)調(diào)分析法

產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的評價體系由產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率兩大部分構(gòu)成，也即由產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)和生態(tài)環(huán)境之間的相互作用體現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)為生態(tài)環(huán)境提供要素支撐，生態(tài)環(huán)境又是產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)發(fā)展的載體[2]。為判斷產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)和生態(tài)環(huán)境間的相互作用程度，引入了耦合度，但可能出現(xiàn)低水平的耦合度比高水平耦合度數(shù)值高[19]，無法準確衡量產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)與生態(tài)環(huán)境之間的協(xié)調(diào)程度。為此，本文引入耦合協(xié)調(diào)分析法研究產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)與生態(tài)環(huán)境間的協(xié)調(diào)程度，也即產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平。

首先，基于產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率，計算耦合度C：

(5)

其中，C為產(chǎn)業(yè)生態(tài)化耦合度，C越高則產(chǎn)業(yè)生態(tài)化耦合度越高；a1和a2分別為產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率。

然后，在測度出耦合度C的基礎(chǔ)上，引入?yún)f(xié)調(diào)度模型，構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)度模型：

(6)

其中，D為產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的耦合協(xié)調(diào)度，數(shù)值越高則產(chǎn)業(yè)生態(tài)化耦合協(xié)調(diào)度越高，β和δ分別表示產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率的權(quán)重，分別將其賦值為0.5和0.5。并將耦合協(xié)調(diào)度劃分為以下十個等級，如表2所示。

表2 耦合協(xié)調(diào)度等級劃分標準

三、湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的時空演變特征

(一)湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的時序演變

由圖1，從2005年、2010年、2015年和2019年湖南省的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平看，除婁底市外，其余地級市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平均波動上升，從整體水平上看，湖南省的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平在2010年、2015年、2019年較為平穩(wěn)。由圖2，在2005年、2010年、2015年，湖南省各城市的產(chǎn)業(yè)效率水平均有顯著提高，但到2019年呈下降趨勢。但由圖3，湖南省生態(tài)效率水平的變化趨勢與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的變化趨勢相似，除婁底外，其余各地級市的生態(tài)效率水平均波動上升，但上升幅度不大，相對平穩(wěn)。表3、表4為湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的耦合協(xié)調(diào)度，與圖1所示的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平基本一致，在2005年，除長沙市、株洲市、湘潭市、岳陽市等市以外，其他城市的耦合協(xié)調(diào)度均較低；但到2019年，除常德市、張家界市、郴州市、懷化市、婁底市等市以外，其他城市都達到了勉強協(xié)調(diào)。

圖1 湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平

圖2 湖南省產(chǎn)業(yè)效率水平

圖3 湖南省生態(tài)效率水平

表3 2005年、2010年湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化耦合協(xié)調(diào)度

續(xù)表

表4 2015年、2019年湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化耦合協(xié)調(diào)度

(二)湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的空間演變

基于前文對相關(guān)指數(shù)的測度，將2005—2019年湖南省13個地級市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平、產(chǎn)業(yè)效率水平、生態(tài)效率水平和產(chǎn)業(yè)生態(tài)化耦合協(xié)調(diào)度分為五個等級，進一步采用ArcGIS軟件對湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平、產(chǎn)業(yè)效率水平、生態(tài)效率水平和產(chǎn)業(yè)生態(tài)化耦合協(xié)調(diào)度進行可視化分析，結(jié)果如圖4—圖7所示。

由圖4湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的空間分布圖可知，長沙市和株洲市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化均處于較高水平；益陽市和衡陽市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化均處于中等水平；張家界市、懷化市、邵陽市和永州市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化均處于較低水平；岳陽市、婁底市、湘潭市和郴州市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平則有所下降，其中婁底市的下降幅度較大；常德市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平有所波動，但波動幅度較小。類似地，由圖5可知，岳陽市和株洲市的產(chǎn)業(yè)效率均處于較高水平；懷化市和婁底市的產(chǎn)業(yè)效率均處于較低水平；湘潭市、益陽市、邵陽市和永州市的產(chǎn)業(yè)效率有所上升，其中邵陽市的上升幅度最大；長沙市、常德市、張家界市、衡陽市和郴州市的產(chǎn)業(yè)效率有所下降，其中張家界市的下降幅度最大。由圖6的湖南省生態(tài)效率空間分布圖，長沙市、岳陽市和株洲市的生態(tài)效率均處于較高水平；張家界市、懷化市、邵陽市和永州市的生態(tài)效率則一直位于較低水平；常德市和郴州市的生態(tài)效率呈現(xiàn)上升趨勢；婁底市、湘潭市和益陽市的生態(tài)效率呈現(xiàn)下降趨勢，其中婁底市下降幅度最大；衡陽市的生態(tài)效率較穩(wěn)定，均保持在較高水平。由圖7的湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度空間分布圖，長沙市、株洲市、湘潭市和岳陽市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度均保持在較高水平；益陽市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度均保持在中等水平；張家界市、懷化市和永州市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度均保持在較低水平；衡陽市和邵陽市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度均出現(xiàn)波動，常德市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度出現(xiàn)小幅的上升，婁底市和郴州市則有小幅下降。

圖4 湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平空間分布圖

圖5 湖南省產(chǎn)業(yè)效率空間分布圖

圖6 湖南省生態(tài)效率空間分布圖

圖7 湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度空間分布圖

四、湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的影響因素研究

(一)研究設(shè)計

1.空間權(quán)重矩陣的選取

Wij表示空間權(quán)重矩陣，體現(xiàn)區(qū)域之間的關(guān)聯(lián)性。常見的空間權(quán)重是基于兩種因素：一種是基于地理位置，另一種是基于社會經(jīng)濟因素，前者更為直觀且滿足空間權(quán)重矩陣外生性假定，而后者有較強的經(jīng)濟含義且更符合實際應(yīng)用。因此，我們選取以下幾種空間矩陣來進行分析。

(1)地理距離空間權(quán)重矩陣

地理距離空間權(quán)重矩陣為各市域間的歐式距離的倒數(shù)，如式(7)所示，歐式距離是根據(jù)各地級市的經(jīng)緯度進行計算得到的，將地理距離空間權(quán)重矩陣記為W1。

(7)

其中，dij為市域i和j的歐式距離。

(2)經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣

與基于地理位置構(gòu)造的空間權(quán)重矩陣相比，經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣的實用背景比較強，因此需要建立經(jīng)濟權(quán)重矩陣，如式(8)所示，將經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣記為W2：

(8)

(3)地理經(jīng)濟嵌套空間權(quán)重矩陣

地理經(jīng)濟嵌套空間權(quán)重矩陣既包含了空間因素也囊括了地理因素，更能綜合反映地區(qū)之間的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。地理經(jīng)濟嵌套權(quán)重矩陣為各市域的歐式距離的倒數(shù)乘上0.5與人均GDP的歷年均值差的絕對值倒數(shù)乘上0.5求和得到的，將地理經(jīng)濟嵌套空間權(quán)重矩陣記為W3。

2.空間自相關(guān)檢驗

在空間計量模型的選取上，有以下判斷標準：先采用莫蘭指數(shù)進行空間自相關(guān)檢驗，若沒通過，則選擇經(jīng)典面板模型進行估計；若通過了莫蘭檢驗，則說明模型存在空間自相關(guān)，進一步對模型選擇進行檢驗判斷。因此，首先利用Stata16.0軟件分別計算在地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣下湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的Moran’sI，其空間自相關(guān)檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的Moran’s I

由表5可知，從整體看，在地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣下，2005—2019年的Moran’sI指數(shù)均顯著，湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平通過了顯著性檢驗，存在較為明顯的空間依賴關(guān)系。2005—2011年，莫蘭指數(shù)波動上升，說明湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平呈現(xiàn)地區(qū)空間聚集現(xiàn)象；2012—2016年，莫蘭指數(shù)波動下降，說明湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的空間聚集現(xiàn)象不斷減輕；2017年，莫蘭指數(shù)顯著為0，說明湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平不存在空間集聚現(xiàn)象；2018—2019年的莫蘭指數(shù)又呈上升趨勢，說明湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的空間聚集現(xiàn)象逐漸增強。

3.模型構(gòu)建

(1)基本模型的設(shè)定

為研究湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的影響因素，選取產(chǎn)業(yè)生態(tài)化、經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)水平、外商直接投資等變量，構(gòu)建了如下模型：

Yit=α0+αnXit+ηi+γt+εit

(9)

其中，Yit為被解釋變量，也即湖南省各市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平ecology，由上述指標體系通過熵值法得到。Xit為解釋變量，即影響湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的因素[2][10]，包括以下變量：gdpit為經(jīng)濟發(fā)展水平，用各市人均GDP衡量；RDit為研發(fā)水平，用該市大中型工業(yè)企業(yè)的R&D內(nèi)部研發(fā)經(jīng)費支出占GDP的百分比表示；FDIit為外商直接投資，用人均利用外資占GDP的百分比表示；industryit為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，根據(jù)徐德云(2008)[20]的研究，本文設(shè)定為1*第一產(chǎn)業(yè)占比+2*第二產(chǎn)業(yè)占比+3*第三產(chǎn)業(yè)占比；investit為政府調(diào)控能力，用全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比值表示；solidit為治污水平，用生活污水處理率表示。ηi表示個體固定效應(yīng)，γt表示時間固定效應(yīng)，εit為誤差項。變量的描述性統(tǒng)計如表6所示①。

表6 變量的描述性統(tǒng)計

(2)空間計量模型的設(shè)定

進一步構(gòu)建空間計量模型對湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的驅(qū)動因素進行研究，如式(10)所示。

(10)

主要的空間計量模型設(shè)定存在以下三種形式：

(3)空間計量模型的選取

表7 空間計量模型的檢驗結(jié)果

由表7可知，當矩陣為地理距離空間矩陣時，Wald_error檢驗和穩(wěn)健LM_error檢驗均顯著，也即拒絕原假設(shè)“空間杜賓模型可退化為空間誤差模型”，根據(jù)上述判斷法則，可選擇空間杜賓模型，且Hausman檢驗顯示應(yīng)選用隨機效應(yīng)模型，因此，地理距離空間矩陣下應(yīng)選用隨機效應(yīng)的空間杜賓模型。當矩陣為經(jīng)濟距離空間矩陣時，Wald檢驗和LR檢驗均拒絕原假設(shè)，也即空間杜賓模型不能簡化為空間誤差模型和空間滯后模型，又由Hausman檢驗顯示應(yīng)選用隨機效應(yīng)模型，因此，經(jīng)濟距離空間矩陣下應(yīng)選用隨機效應(yīng)的空間杜賓模型。

(二)結(jié)果分析

1.空間回歸結(jié)果

在地理距離空間矩陣和經(jīng)濟距離空間矩陣下，分別對湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的驅(qū)動因素進行研究，結(jié)果如表8所示。

表8 湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的OLS回歸和空間回歸結(jié)果分析

續(xù)表

由模型(1)的OLS回歸中，經(jīng)濟發(fā)展水平和治污水平的提高，均可顯著促進湖南省13個地級市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的發(fā)展，但第三產(chǎn)業(yè)比重的上升和全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重增加顯著不利于湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的發(fā)展，外商直接投資、研發(fā)水平對湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平則沒有顯著影響。由模型(2)和模型(3)，滯后系數(shù)ρ為正且顯著，說明湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平存在空間相關(guān)性，也即相鄰城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平每增加1%，本城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平會增加0.22%左右。模型(2)表明，湖南省經(jīng)濟發(fā)展水平、政府調(diào)控能力和治污水平的提高可顯著促進湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，但外商直接投資的增加顯著不利于湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提高；從其空間效應(yīng)看，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高對其鄰近城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平存在顯著的抑制作用，但研發(fā)投入的增加又會呈現(xiàn)促進作用。由模型(3)，湖南省經(jīng)濟發(fā)展水平、治污水平和政府調(diào)控能力的提高可顯著促進湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，外商直接投資的增加顯著不利于產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提高；從空間效應(yīng)看，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高對其鄰近城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平存在顯著的抑制作用。

又因Lesage和Pace(2009)[21]建議用“直接影響”和“間接影響”來衡量解釋變量對因變量的影響程度，故本文進一步列出了空間杜賓模型下各影響因素對湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的直接影響與間接影響，如表9所示。

表9 空間杜賓模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

由表9，空間杜賓模型的直接效應(yīng)為該市的解釋變量對該市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的平均影響，在地理距離空間矩陣下，經(jīng)濟發(fā)展水平、治污水平和政府調(diào)控能力的提高可顯著促進該市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提高，但外商直接投資的增加顯著不利于該市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提高；在經(jīng)濟距離空間矩陣下，該市的經(jīng)濟發(fā)展越好、治污水平越高、政府調(diào)控能力越強，該市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平就會越高。空間杜賓模型的間接效應(yīng)為該市的解釋變量對其他城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的平均影響，在地理距離空間矩陣下，該市經(jīng)濟發(fā)展水平的提高會顯著抑制其他城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，在經(jīng)濟距離空間矩陣下，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高顯著不利于其他城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提高。

2.穩(wěn)健性檢驗

在表1的指標體系構(gòu)建中，將產(chǎn)業(yè)生態(tài)化分為產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率兩個二級指標，故在穩(wěn)健性檢驗中，分別選用產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平、產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率為被解釋變量，權(quán)重矩陣選用地理經(jīng)濟嵌套空間權(quán)重矩陣，結(jié)果如表9所示。

根據(jù)表10的相關(guān)檢驗，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的空間模型應(yīng)選用隨機效應(yīng)的空間杜賓模型，產(chǎn)業(yè)效率的空間模型應(yīng)選用固定效應(yīng)的空間杜賓模型，生態(tài)效率的空間模型應(yīng)選用隨機效應(yīng)的空間杜賓模型。

表10 空間杜賓模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的回歸結(jié)果顯示，該市經(jīng)濟發(fā)展水平、治污水平的增加和政府調(diào)節(jié)能力的提高都可顯著提高本市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，外商直接投資的增加顯著不利于該市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提高；該市經(jīng)濟發(fā)展水平的提高顯著不利于其他城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提高，治污水平的增加會提高其他城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平。產(chǎn)業(yè)效率的回歸結(jié)果顯示，該市經(jīng)濟發(fā)展水平的增加和政府調(diào)控能力的提高顯著促進本市的產(chǎn)業(yè)效率水平，外商直接投資、第三產(chǎn)業(yè)比重的增加顯著不利于本市產(chǎn)業(yè)效率水平的提高；該市研發(fā)投入的增加顯著促進其他城市產(chǎn)業(yè)效率水平的提高，經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資的增加顯著不利于其他城市產(chǎn)業(yè)效率水平的提高。生態(tài)效率的回歸結(jié)果顯示，該市經(jīng)濟發(fā)展水平的增加、政府調(diào)控能力的提高、第三產(chǎn)業(yè)比重的增加都可顯著提高本市的生態(tài)效率水平，但該市外商直接投資的增加顯著不利于本市生態(tài)效率水平的提高；該市外商直接投資的增加將顯著提高其他城市的生態(tài)效率水平，但經(jīng)濟發(fā)展水平提高和第三產(chǎn)業(yè)比重增加顯著不利于其他城市生態(tài)效率水平的提高。與前文空間回歸結(jié)果基本一致，前文結(jié)論穩(wěn)健。

五、結(jié)論與政策建議

本文以2005—2019年湖南省13個地級市為研究對象，通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平評價指標體系，采用熵值法和耦合協(xié)調(diào)分析法對湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平和產(chǎn)業(yè)生態(tài)化耦合協(xié)調(diào)度進行計算，進一步采用ArcGIS軟件對湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的時空演變特征進行可視化分析，發(fā)現(xiàn)湖南省東部長沙市和株洲市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化始終保持較高水平，中部婁底市和湘潭市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平則呈現(xiàn)下降趨勢，西部張家界市、懷化市和南部的永州市則處于較低的水平。湖南省東部長沙市、株洲市和岳陽市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度均保持較高水平，中部婁底市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度則存在下降趨勢，西部張家界市和懷化市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)耦合協(xié)調(diào)度均處于較低水平。即均呈現(xiàn)“東高西低”的格局。在驅(qū)動因素的研究上，經(jīng)濟發(fā)展水平和治污能力的提高可顯著促進該市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提高，第三產(chǎn)業(yè)比重的上升和全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重增加顯著不利于湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的發(fā)展；該市外商直接投資和研發(fā)投入的增加會提高其他城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平。

以上結(jié)論為在考慮空間溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)上，如何提高湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平提出了切實可行的建議：一是重視湖南省局部區(qū)域的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的提升。針對湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平存在的空間分異特征，對湖南省局部區(qū)域的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平應(yīng)予以一定的重視，且考慮到經(jīng)濟發(fā)展、技術(shù)研發(fā)投入、治污水平、第三產(chǎn)業(yè)比重和全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的影響及其空間溢出效應(yīng)，應(yīng)重點發(fā)展湖南省南部城市和北部城市的經(jīng)濟，提高經(jīng)濟發(fā)展水平、治污水平和政府調(diào)控能力。二是充分考慮到驅(qū)動因素的空間溢出效應(yīng)。在對本市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平不影響的基礎(chǔ)上，吸引外商直接投資，增加研發(fā)投入，以發(fā)揮正向空間溢出效應(yīng)，提高其他城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平。三是從產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率的角度出發(fā)，考慮提升產(chǎn)業(yè)效率和生態(tài)效率以整體提升產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平。大力提升經(jīng)濟發(fā)展水平和政府調(diào)控能力，但本市經(jīng)濟發(fā)展水平的提高可能會導(dǎo)致其他城市的產(chǎn)業(yè)效率水平降低。

注 釋：

① 為減小異方差，對上述變量均進行了對數(shù)處理。