孫 睿

（中國社會科學院研究生院，北京 100732）

引 言

經(jīng)濟增長的價值在于為民謀福祉，但是，源于粗放的經(jīng)濟發(fā)展模式，經(jīng)濟增長過分依賴生態(tài)資源，帶來了高耗、高排，讓經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn) “低質(zhì)低效”的增長狀態(tài)，并引發(fā)了生態(tài)資源衰竭、生態(tài)環(huán)境破壞等系列問題，背離經(jīng)濟與生態(tài)協(xié)同的可持續(xù)發(fā)展要求。生態(tài) “門檻”倒逼經(jīng)濟增長的轉(zhuǎn)型。為此，此種背景下，探究經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的關系具有重要的現(xiàn)實意義。

近年來，諸多學者開始關注經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的問題，王保乾和劉暢（2020）[1]以長江經(jīng)濟區(qū)域為研究實例，采用超效率DEA－CCR模型、Malmquist指數(shù)、Tobit回歸模型等方法，分別就水資源福利績效水平、各因素驅(qū)動效力及影響因素等進行實測分析；鄧遠建等（2020）[2]通過對2004～2017年全國29個省域生態(tài)福利績效水平的測度，剖析了其空間非均衡分異特征及動態(tài)演進性；王圣云等（2020）[3]使用DI指數(shù)和DEAML指數(shù)通過測算全國31個省域經(jīng)濟增長的福利及生態(tài)效應，來評估生態(tài)福利效應及驅(qū)動因素；李強和韋薇（2019）[4]實證分析了 2004～2016年長江經(jīng)濟帶108個城市的經(jīng)濟增長質(zhì)量與生態(tài)環(huán)境優(yōu)化耦合協(xié)調(diào)度及其影響因素；王育寶等（2019）[5]結合以往研究，基于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵的重新定義，構建了其與生態(tài)環(huán)境保護耦合發(fā)展的理論基礎及評價指標，并從多維空間及產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型層面闡釋國家間、省域間經(jīng)濟生態(tài)環(huán)境耦合發(fā)展的機制；彭紅松等（2020）[6]基于不同理論脈絡的系統(tǒng)梳理，提出經(jīng)濟增長與資源環(huán)境壓力關系分析的基本框架；楊永芳和王秦（2020）[7]利用協(xié)調(diào)度模型實測31省域的生態(tài)環(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)調(diào)性。以上研究證明經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效可能存在某種關聯(lián)性，但是，多數(shù)研究側重生態(tài)環(huán)境資源單一方面與經(jīng)濟增長之間的耦合協(xié)同，而對于人類福祉與經(jīng)濟增長關系的研究尚少，鮮少關注福利系統(tǒng)，未能全面覆蓋生態(tài)福利績效的內(nèi)容，更缺乏橫縱向的時序及空間特征對比研究，存在研究的片面性；同時，研究主要集中在生態(tài)福利績效水平、影響因素、空間分異特征等單一方面，而就其與區(qū)域經(jīng)濟增長的關聯(lián)性研究較少，為此，本文擬基于雙向作用視角擴展研究范式，從區(qū)域背景下探究經(jīng)濟增長如何影響生態(tài)福利績效，以及生態(tài)福利績效是否對經(jīng)濟增長存在反作用，把控兩者的時空分布特征，以實現(xiàn)兩者互促發(fā)展，驅(qū)動區(qū)域經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展目標的快速實現(xiàn)。

1 理論基礎與假設提出

從定義看，區(qū)域經(jīng)濟增長要求在保證人類福祉的基礎上實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，也即讓生態(tài)消耗與代價最小化；生態(tài)福利績效則內(nèi)涵了經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的關注點，所以，兩者之間存在內(nèi)生關聯(lián)性。而且，從共生理論看，區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效之間處于共生發(fā)展的大系統(tǒng)之中，兩者之間通過各自的融合共生元素產(chǎn)生相互作用，共同影響著區(qū)域經(jīng)濟生態(tài)一體共生共建，也即可持續(xù)發(fā)展性，基于此，本文將其置于一個共生系統(tǒng)之中，解剖區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效之間的雙向作用機制。

1.1 可持續(xù)的區(qū)域經(jīng)濟增長能提升生態(tài)福利績效

依據(jù)經(jīng)濟增長理論可知，要素投入、生產(chǎn)率提升是經(jīng)濟增長的動力源，但是，因為生態(tài)資源要素的供給是有限的，加之低生產(chǎn)效率，造就高耗、高排，使區(qū)域經(jīng)濟呈現(xiàn)高增長、低效率的狀態(tài)，呈現(xiàn) “生態(tài)門檻”[8]，此時，經(jīng)濟增長勢必是不可持續(xù)的；與此同時，投入要素生產(chǎn)效率較低，很大程度上影響了生態(tài)資源轉(zhuǎn)換為社會福利水平的效率，而且，區(qū)域經(jīng)濟增長一旦跨越 “生態(tài)門檻”，即意味著生態(tài)資源要素呈現(xiàn)高投入、低產(chǎn)出，也即生態(tài)效率較低，且非期望產(chǎn)出超出生態(tài)承載能力，勢必會對生活質(zhì)量和社會福利產(chǎn)生不利影響，縮減經(jīng)濟增長對人類福祉水平提升的邊際貢獻，繼而產(chǎn)生 “福利門檻”。為此，區(qū)域經(jīng)濟增長只有提升生態(tài)要素投入產(chǎn)出效率，才能以最小的生態(tài)代價謀求最大的人類福祉，達到最優(yōu)的福利效應，實現(xiàn)與 “生態(tài)門檻、福利門檻”的雙向脫鉤，以驅(qū)動生態(tài)福利績效的提升。

據(jù)此，可提出假設1：區(qū)域經(jīng)濟增長將基于生態(tài)效率、福利效應作用于區(qū)域生態(tài)福利績效。

1.2 生態(tài)福利績效的提升能助力經(jīng)濟實現(xiàn)可持續(xù)增長并向福利效應轉(zhuǎn)換

生態(tài)福利績效反映了生態(tài)代價所帶來的福利效應，也即 “服務與通量”的比值，其中 “服務”為從生態(tài)資源消耗創(chuàng)造的福利或效應，“通量”是生態(tài)資源消耗實物量及非期望產(chǎn)出的綜合?！胺铡迸c “通量”比值相對變化[9]，表征了區(qū)域經(jīng)濟增長中以最小的生態(tài)消耗，實現(xiàn)最大的福利效應，為此，生態(tài)福利績效亦透過生態(tài)效率及福利效應作用于經(jīng)濟增長。（1）基于生態(tài)資源環(huán)境的雙重約束，生態(tài)福利績效瞄準生態(tài)代價的最小化發(fā)展，力求通過生態(tài)效率的提升來扭轉(zhuǎn) “高投入、低產(chǎn)出”的現(xiàn)狀，而這勢必推進經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，讓其進行技術革新、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，進而擺脫 “不可持續(xù)的增長”；（2）生態(tài)福利績效以社會福利最大化來體現(xiàn)生態(tài)價值，突破了以往追求生態(tài)經(jīng)濟效益的弱可持續(xù)理論的束縛，拓展了經(jīng)濟增長價值的發(fā)展范式，基于最小的生態(tài)消化，來為民謀求更大的福利水平，以實現(xiàn) “低消耗、高福利”增長，讓經(jīng)濟增長更有效的轉(zhuǎn)換為福利效應。

據(jù)此，可提出假設2：區(qū)域生態(tài)福利績效將通過生態(tài)效率、福利效應影響經(jīng)濟增長方式及價值，進而作用于區(qū)域經(jīng)濟增長。

2 區(qū)域經(jīng)濟增長與區(qū)域生態(tài)福利績效雙向作用實證分析

2.1 模型構建

（1）技術路線。本文利用面板聯(lián)立方程模型來分析區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的雙向作用是否存在，并引入生態(tài)效率及福利效應的交叉項，使用面板固定效應及動態(tài)面板模型來檢驗區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用的路徑機制。

（2）雙向作用檢驗的面板聯(lián)立方程。為規(guī)避異方差的問題，對相關變量進行對數(shù)化處理，由此構建如下模型：

上式中，EWPit、lnPFDPit分別為區(qū)域經(jīng)濟增長指標、生態(tài)福利績效，lnECSit、lnINDit、lnTECit、lnMARit、lnGREit分別為經(jīng)濟規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結構、技術進步、市場化程度、綠化程度，均為控制變量；各變量的下標i、t分別為省域、年份，α0、α0均為常數(shù)項，α1，α2，…，α5；β1，β2，…，β5均為相應變量的回歸系數(shù)。

（3）動態(tài)SYS－FMM模型。結合路徑假設，在式（1）與式（2）中分別加入了生態(tài)效率（采用DEA－malmquist指數(shù)模型測算）、福利效應（以Tapio脫鉤指數(shù)模型測算）與區(qū)域經(jīng)濟增長的交叉項μ（EFC、WEL），以及與生態(tài)福利績效的交叉項φ（EFC、WEL），通過計算交叉項的估計系數(shù)來研究上述假設中的雙向作用機制是否成立[10]，且實現(xiàn)不同交叉項估計系數(shù)的對比，以便于分析區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用的差異性，本文對區(qū)域經(jīng)濟增長、生態(tài)福利績效、交叉項μ、φ進行了去中心化，基于動態(tài)SYS－FMM模型的雙向作用路徑的檢驗方程設定如下：

上式中，δ0、η0均為隨機常數(shù)項，δ1，δ2，…，δ6；η1，η2，…，η6均為相應變量的回歸系數(shù)。

（4）全局及局部Moran's I。引入全局及局部Moran's I[11]測定區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利雙向作用的空間相關性，設定空間序列｛xi｝n i＝1， 因研究涉及31個省域，故而，n＝31，xi為各省域的觀測值，據(jù)此，全局及局部Moran's I各表示為：

（5）基于修正松弛變量的Super－SBM模型。本文基于非徑向非角度的DEA方法，也即SBM模型在進行效率測算時存在多個決策單元同時有效的現(xiàn)象，為此，引入了基于修正松弛變量的Super－SBM模型，構建生態(tài)福利績效的評價模型，設定有n個決策單元，各決策單元包含m種投入，s1、s2種期望、非期望產(chǎn)出，以矩形行表示為：

上式中，X、Yd、Yv分別為投入、期望及非期望產(chǎn)出的矩陣，考慮非期望產(chǎn)出松弛變量的Super－SBM 模型為：松弛變量，為去除第k個決策單元的決策變量參考點，在δ≥1，δ＜1時分別表征決策單元相對有效、無效，該值越大，生態(tài)福利績效越高。

2.2 指標選取與數(shù)據(jù)來源

投入指標以各省域人均耗水量、建設用地面積及能源消耗量等生態(tài)資源消耗指標為基礎；產(chǎn)出指標中期望、非期望的產(chǎn)出分別選取人類發(fā)展指數(shù)HDI（以各省域平均預期壽命、受教育年限、人均GDP水平為測定指標）、生態(tài)污染排放量（人均廢水、廢氣、固體廢棄物為測定指標）[13]。

經(jīng)濟增長測定指標，因為聯(lián)合國開發(fā)計劃署UNDP中人類發(fā)展指數(shù)HDI數(shù)據(jù)獲取困難，故而，以人均GDP作為測度指標，且基于數(shù)據(jù)可比性，統(tǒng)一根據(jù)2005不變價折算各年份的人均GDP。

另外，經(jīng)濟規(guī)模以各省域GDP總值測定；產(chǎn)業(yè)結構以第二產(chǎn)業(yè)增加值測定；技術進步以各省域技術研發(fā)投入測定；市場化程度以市場化指數(shù)

上式中，δ為生態(tài)福利效率值，λj為權重向量，分別為投入、期望及非期望產(chǎn)出的表征；綠化程度以各省域的綠色面積表征。

各指標數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國教育年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)來源為2008～2020中國31個省域（基于數(shù)據(jù)的可獲得性，港、澳、臺地區(qū)未包括在內(nèi)）。

3 實證結果及分析

3.1 區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效測算結果

根據(jù)上述方法，將31個省域劃分為東、中、西部等3大區(qū)域，分組進行計算，可得面板聯(lián)立方程模型的測算結果如表1、表2所示。

表1 區(qū)域經(jīng)濟增長模型的估計結果

表2 區(qū)域生態(tài)福利績效模型的估計結果

3.2 區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用及其時空特征

（1）雙向作用。由表1、表2，區(qū)域經(jīng)濟增長估計系數(shù)為正，在10%水平上通過顯著性檢驗，表明其對區(qū)域生態(tài)福利績效產(chǎn)生了作用，經(jīng)濟增長每提升1%，全國生態(tài)福利績效將對應提升1.98%，東、中、西部3個地區(qū)的生態(tài)福利績效分別提升2.1%、1.8%、1.2%；反過來，生態(tài)福利績效每提升1%，全國經(jīng)濟增長將提升0.25%，東、中、西區(qū)域的經(jīng)濟增長將分別提升0.4%、0.2%、0.1%。顯然，區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的雙向作用明顯，但是，存在東、中、西部的區(qū)域空間差異，東部區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的雙向作用較大；而且，從表1、表2看，三階段最小二乘3SLS、動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩SYS－GMM估計的結果均支持上述結論，Adj.R2均接近0.9，驗證了上述回歸分析結果的穩(wěn)健性，區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的時間滯后項估計系數(shù)都為正且在1%水平上通過顯著性檢驗，故而，證明區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效存在時域上的正相關性。

（2）雙向作用的時空特征。①時空演變特征：根據(jù)經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效指數(shù)的測定方法，可得2008～2020年我國31個省域兩者的時空演變特征，如圖1。

基于時域變化視角，各區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效呈現(xiàn)波動變化趨勢，這是因為初級階段，經(jīng)濟增長存在 “高投入、高排放”的問題，經(jīng)濟增速雖快，但是，生態(tài)資源損耗過高，社會福利水平處于低位徘徊；而隨著時間的推進，經(jīng)濟增長粗放方法模式的弊端得以凸顯，資源環(huán)境雙重約束下，促使經(jīng)濟更加注重 “提質(zhì)增效”，強化轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長模式、強化產(chǎn)業(yè)結構、資源開發(fā)及利用技術創(chuàng)新、人力資本積累，如此，極大地降低了生態(tài)投入及污染，提升了人們生存環(huán)境及質(zhì)量，社會福利水平逐漸上升，經(jīng)濟增長也向可持續(xù)性發(fā)展方向轉(zhuǎn)變。

基于空間變化視角，區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效呈現(xiàn) “東部＞中部＞西部”的格局，東部區(qū)域依托于生態(tài)環(huán)境資源優(yōu)勢，率先發(fā)展經(jīng)濟、引領前沿科技發(fā)展、吸引外資、教育醫(yī)療新生產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促累積效應，區(qū)域經(jīng)濟增長速度較快，且在節(jié)能減排下，更早意識到生態(tài)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的重要性，逐漸調(diào)優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構并驅(qū)動其高級化發(fā)展，經(jīng)濟增速及生態(tài)福利績效水平較高；而中、西部承接東部工業(yè)產(chǎn)業(yè)，高新技術產(chǎn)業(yè)、資源利用技術發(fā)展滯后，經(jīng)濟增長仍無法擺脫資源的 “依賴性”，使得該區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的水平走低。

②空間相關性：計算得出2010～2020年31個省域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的全局Moran's I指數(shù)，結果見表3?？芍?，研究區(qū)間內(nèi)Moran's I值在10%顯著水平下通過檢驗，且均值在0.3以上，證明各區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用存在顯著的空間正相關性，據(jù)此，兩者雙向作用水平在空間上并非完全隨機，而是呈現(xiàn)一定的空間集聚效應，也即區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效存在H－H、L－L的空間正相關性，表明某區(qū)域兩者發(fā)展水平較高，對于周圍區(qū)域具有輻射帶動效應。

表3 區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用的全局Moran's I指數(shù)

通過計算可得2010～2020年各省域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用的空間相關性特征明顯，位于H－H象限的省域多集中在東部區(qū)域，呈帶狀分布，涵蓋了黑龍江、北上廣、海南等省域，位于L－L象限的省域多集中在中、西部區(qū)域，呈團狀分布，包含山東、河南、山西、山西、安徽、湖北等省域；而處于L－H、H－L象限的省域較少，分布較為分散?？梢?，區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用呈現(xiàn)空間正相關性，也即東部區(qū)域因為經(jīng)濟增長方式不斷調(diào)優(yōu)，產(chǎn)業(yè)結構布局趨于合理化、高級化，研發(fā)投入、人才支撐等基礎好，生態(tài)消耗及排污量減少，引領了生態(tài)福利績效水平的持續(xù)優(yōu)化，與經(jīng)濟增長形成了良性互動的效應，驅(qū)動了周邊區(qū)域經(jīng)濟與生態(tài)的協(xié)同發(fā)展；而中、西部經(jīng)濟增長仍未擺脫高耗、高排的現(xiàn)狀，經(jīng)濟增長方式及水平相對滯后，生態(tài)資源利用效率及社會福利水平較低，使得區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效出現(xiàn)了低值區(qū)域的聚集趨勢。

3.3 區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的雙向作用路徑

為了驗證區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用的路徑，結合式（3）、（4）予以驗證，所得結果如表4、表5。

表4 區(qū)域經(jīng)濟增長對生態(tài)福利績效的作用路徑

續(xù) 表

表5 區(qū)域生態(tài)福利績效對經(jīng)濟增長的作用路徑

續(xù) 表

由表4可知，交叉項lnEWPit×EFC、lnEWPit×WEL的估計系數(shù)都為正，且在1%水平上具有顯著性，可見，區(qū)域經(jīng)濟增長形成的生產(chǎn)效率、福利效應對生態(tài)福利績效產(chǎn)生了正向作用，驗證了假設1；而且，分區(qū)域來看，生態(tài)效率與經(jīng)濟增長交叉項估計系數(shù)，要明顯高于福利效應與經(jīng)濟增長交叉項系數(shù)，驗證了經(jīng)濟增長通過生態(tài)效率對生態(tài)福利效應產(chǎn)生的正向作用更大，這是因為在節(jié)能減排的大趨勢下，經(jīng)濟增長面臨著資源環(huán)境雙重約束，倒逼其秉承 “綠色發(fā)展”的理念，將關注點放在了轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式、變革產(chǎn)業(yè)結構及生產(chǎn)技術上，以不斷提升生態(tài)資源的利用效率，促使生態(tài)效率持續(xù)優(yōu)化，擺脫 “高耗、高排”的發(fā)展模式；而對于相同交叉項系數(shù)而言，東部明顯優(yōu)于中、西部，表明該種作用機制也存在空間分異差異。

同時，由表5可知，lnPFDPit×EFC、lnPFD-Pit×WEL的估計系數(shù)都為正，且在10%水平上具有顯著性，可見，區(qū)域生態(tài)福利績效釋放的生態(tài)效應、福利效應對區(qū)域經(jīng)濟增長存在正向作用，驗證了假設2；其中，生態(tài)效應較福利效應與區(qū)域生態(tài)福利績效交叉項估計系數(shù)要高，說明區(qū)域生態(tài)福利績效的生態(tài)效應對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用更大，這根源于影響區(qū)域經(jīng)濟增長的因素大致歸為資金、環(huán)境、資源、技術和產(chǎn)業(yè)結構5類，而在生態(tài)效應的約束下，讓經(jīng)濟增長更關注環(huán)境承載力，并考量區(qū)域資源的存量、可用量，努力通過技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整來促成生態(tài)資源的優(yōu)化利用，以跨越經(jīng)濟增長的 “生態(tài)門檻”；而且，對于相同交叉系數(shù)而言，東部區(qū)域明顯優(yōu)于中、西部，雙向作用路徑存在空間分異特征，這是因為東部地區(qū)生態(tài)環(huán)保意識覺醒較早、技術進步較快，且隨著經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結構趨向合理化、高級化，形成科學完備的資源利用體系，多因素共同驅(qū)動使其生態(tài)效應凸顯，得以驅(qū)動經(jīng)濟增長的高效發(fā)展。而對比之下，基于福利意識的滯后、機制的不完善，生態(tài)福利產(chǎn)出并未有效驅(qū)動教育、醫(yī)療水平的提升，人力資本效應尚未形成，故而，對經(jīng)濟增長的驅(qū)動作用較小。

4 結論及建議

綠色可持續(xù)理念引領下，粗放的區(qū)域經(jīng)濟增長不僅帶來了生態(tài)資源環(huán)境的雙向損耗，而且降低了人民的生活、福利水平，使得生態(tài)福利績效水平處于低位徘徊，為此，推進經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的統(tǒng)籌雙贏成為必然趨勢[14，15]。本文采用理實結合的方式，結合我國31個省域?qū)嶋H發(fā)展模態(tài)，綜合利用面板聯(lián)立方程、動態(tài)SYS－GMM模型及Moran's I指數(shù)，檢驗區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效的雙向作用、路徑及空間相關性，所得結論如下：

（1）區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效存在雙向作用機制，且存在作用的空間分異特征，東部＞中部＞西部，且雙向作用路徑檢驗中，兩者基于生態(tài)效率的交互作用更強，基于福利效應的作用性相對弱一些。

（2）區(qū)域經(jīng)濟增長與生態(tài)福利績效雙向作用存在空間正相關性，也即空間聚集及溢出效應，呈現(xiàn)東部＞中西部。

基于上述研究結果，本文進一步提出以下發(fā)展建議：

（1）未來發(fā)展中，需以區(qū)域增長與生態(tài)福利績效的雙向作用為引領，秉承互利共生的理念，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，摒棄無視生態(tài) “竭澤而漁”的做法，亦不能陷入忽略經(jīng)濟發(fā)展的 “緣木求魚”的怪論，需通過統(tǒng)籌，以產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調(diào)整為基礎、技術革新為引領，促成經(jīng)濟增長動能的轉(zhuǎn)換，以從根源上控制生態(tài)要素投入、污染排放，提升經(jīng)濟增長的可持續(xù)性，為人民謀取更大的生態(tài)福利。

（2）協(xié)調(diào)兩者在各區(qū)域的均衡發(fā)展，東部區(qū)域需不斷夯實經(jīng)濟增速優(yōu)勢，并不斷擴展對周圍區(qū)域的輻射帶動效應，以高新技術產(chǎn)業(yè)、服務業(yè)等的創(chuàng)新驅(qū)動，來促使區(qū)域產(chǎn)業(yè)聯(lián)動，并通過技術研發(fā)投入、橫縱向的擴散傳播，給予中、西部必要的產(chǎn)業(yè)支持；而中、西部也應不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)及能源結構，強化節(jié)能減排技術的研發(fā)及應用，并著力開發(fā)風能、太陽能等低污染生態(tài)資源，以從整體上控制生態(tài)資源消耗、提升資源利用效率，實現(xiàn)經(jīng)濟增長與生態(tài)損耗的逐步脫鉤。