王祖山 姚欣雨

(中南民族大學 經濟學院，湖北 武漢 430074)

長江經濟帶人口集聚，經濟體量大；在經濟發(fā)展的同時，也面臨環(huán)境污染嚴重、生態(tài)環(huán)境承載壓力大等問題。2018年4月，習近平總書記在推動長江經濟帶發(fā)展座談會上指出，要推動長江經濟帶成為引領中國經濟高質量發(fā)展的排頭兵和實施生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)保護修復的創(chuàng)新示范帶。因此，探討如何調整產業(yè)結構和改善生態(tài)環(huán)境，具有必要性和緊迫感，這對保護長江經濟帶生態(tài)環(huán)境，推動產業(yè)結構優(yōu)化升級具有重要意義。

國內外學者對產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境發(fā)展的關系進行過大量研究。在產業(yè)結構水平與生態(tài)環(huán)境的關系方面，有學者認為，不同國家和地區(qū)產業(yè)結構水平對環(huán)境污染的影響，依賴于國家相關政策及實施情況[1]；產業(yè)結構與環(huán)境污染水平之間總體呈倒U型關系[2]，且降低第二產業(yè)比重，提高金融等服務業(yè)比重，對減少環(huán)境污染有正向作用[3]。在產業(yè)結構演變與環(huán)境質量方面，發(fā)現產業(yè)結構變化對生態(tài)環(huán)境的影響顯著[4]，且生態(tài)環(huán)境改善對產業(yè)結構有穩(wěn)定和促進作用[5]。在產業(yè)結構與環(huán)境污染的關聯性方面，有學者發(fā)現產業(yè)結構與環(huán)境污染的演變軌跡具有一致性[6]。

筆者擬選用長江經濟帶上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州和云南11省市2006-2019年面板數據，通過對產業(yè)結構調整和生態(tài)環(huán)境發(fā)展的測度，探究兩者的關系，為長江經濟帶高質量發(fā)展提供決策參考。

一、變量測度與模型設定

(一)變量測度

1.產業(yè)結構調整。產業(yè)結構調整是一個動態(tài)演進的過程，這里以產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化兩個指標的變動來表征。

(1)產業(yè)結構合理化(TL)。產業(yè)結構合理化是產業(yè)間協(xié)調程度和資源有效利用程度的反映。采用干春暉[7]等人的方法，構建產業(yè)結構合理化系數，計算公式如下：

(1)

上式中，Y表示地區(qū)生產總值；Yi表示第i產業(yè)產值；L表示就業(yè)總人數；Li表示第i產業(yè)就業(yè)人數。TL測度結果越小，產業(yè)結構與均衡狀態(tài)間的偏離度越小，合理化水平越高；當TL為0時，產業(yè)結構達到均衡。

(2)產業(yè)結構高級化(TS)。產業(yè)結構高級化衡量產業(yè)結構升級的相對程度。信息化時代，經濟結構中服務占比的提升是產業(yè)結構高級化的主要方向和核心特征。采用干春暉等人的測量方法，構建產業(yè)結構高級化系數，計算公式如下：

YS=Y2/Y3

(2)

上式中，Y3表示第三產業(yè)產值；Y2表示第二產業(yè)產值。兩大產業(yè)產值之比反映“經濟服務化”趨勢。TS值越大，產業(yè)結構水平越高。

2.生態(tài)環(huán)境綜合指數(ECO)。參考崔木蘭、韓東、史寶娟等學者的做法[8-10]，還依據經濟合作與發(fā)展組織和聯合國環(huán)境規(guī)劃署提出的“壓力-狀態(tài)-響應”(PSR)模型，構建包含3個一級指標和9個二級指標的生態(tài)環(huán)境綜合指標體系(見表1)。

表1 生態(tài)環(huán)境綜合指標體系

在上述指標的基礎上，利用主成份分析法構建生態(tài)環(huán)境綜合指數(ECO)，用來度量生態(tài)環(huán)境水平，ECO數值越大，生態(tài)環(huán)境發(fā)展水平越高。

(二)模型設定

面板向量自回歸模型(PVAR)兼具面板數據和向量自回歸模型(VAR)的優(yōu)點，規(guī)避模型變量內生性，增加觀測值自由度，同時控制個體異質性，能較好描述變量間復雜關系。以下利用此模型，分析長江經濟帶各省市的產業(yè)結構合理化、高級化和生態(tài)環(huán)境的關系，該模型設定為：

其中，i為樣本，t為年份，j為滯后階數，滯后階數可從1到K,α0為截距項向量，代表變量的固定效應，允許變量存在地區(qū)差異，β、γ、λ為系數向量，εit為服從正態(tài)分布的隨機干擾項。

二、長江經濟帶產業(yè)結構調整與生態(tài)環(huán)境發(fā)展的實證分析

(一)數據來源

選用長江經濟帶11省市2006-2019年面板數據。產業(yè)結構合理化和高級化的基礎數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒。生態(tài)環(huán)境綜合指標體系數據來自《中國環(huán)境年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒。采用極差法標準化對生態(tài)環(huán)境指標進行無量綱化處理，利用時序全局主成份分析法對生態(tài)環(huán)境綜合指數進行測算。對云南省缺失的2016-2017年二氧化硫排放量數據，采用均值替代法補全。

(二)產業(yè)結構變化

1.產業(yè)結構的合理化。依照公式(1)，對相關省市2006-2019年的產業(yè)結構合理化系數進行測算，結果如下(見表2)。

由表2可知，2006-2019年間，各省市產業(yè)結構合理化系數整體呈現下降趨勢，表明產業(yè)結構合理化水平不斷提高。其中，上海、江蘇、浙江3省市產業(yè)結構合理化系數最小，說明下游地區(qū)產業(yè)結構合理化水平整體較高。安徽、江西、湖北、湖南、重慶和四川5省市產業(yè)結構合理化系數較小且較為相近，而貴州、云南兩省的產業(yè)結構合理化系數較高，說明中游地區(qū)產業(yè)結構合理化水平低于下游地區(qū)。由于地理條件優(yōu)勢和政策扶持，重慶市和四川省雖位于上游地區(qū)，但產業(yè)結構合理化水平明顯高于云貴兩省。從變化幅度看，2006-2019年間，重慶、貴州、云南3省市產業(yè)結構合理化系數變化較大，說明其產業(yè)結構合理化水平有較大提高，而上海、浙江兩地產業(yè)結構合理化系數變化較小，說明兩地的產業(yè)結構趨于穩(wěn)定。

表2 長江經濟帶11省市產業(yè)結構合理化系數

2.產業(yè)結構的高級化。依照公式(2)，測算產業(yè)結構高級化系數，結果如下(見表3)。

從表3可知，2006-2019年間，各省市產業(yè)結構高級化整體呈上升趨勢。其中，上海產業(yè)結構高級化程度最高，增幅也最大；江蘇、浙江兩省的產業(yè)結構高級化緩慢上升，上海產業(yè)結構向服務化發(fā)展最快。下游地區(qū)產業(yè)整體比較高級，主要是由于這些省市經濟發(fā)達，服務業(yè)發(fā)展也更快更成熟。安徽、江西、湖北和湖南4省市的產業(yè)結構高級化呈現波動上升的趨勢，中游地區(qū)產業(yè)結構向服務化發(fā)展較為曲折。其中，安徽由于位置、政策、資源等因素，產業(yè)結構高級化水平更接近下游地區(qū)。中游地區(qū)早期缺乏政策扶持，后期受益于中部崛起戰(zhàn)略，故服務業(yè)發(fā)展波動明顯。重慶、四川、貴州、云南4省市的產業(yè)結構高級化增幅較大，產業(yè)結構向服務化發(fā)展較快。具體來說，上游地區(qū)早期因自然條件惡劣、政策力度不夠等因素，導致經濟滯后，但自西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，上游地區(qū)充分發(fā)揮旅游資源豐富的優(yōu)勢，旅游業(yè)快速發(fā)展，進而大力推動產業(yè)結構向服務化發(fā)展。

表3 各省市產業(yè)結構高級化系數

(三)生態(tài)環(huán)境綜合水平(綜合指數)

1.生態(tài)環(huán)境綜合指數。以下為采用時序主成份分析法測得之2006-2019年各省市生態(tài)環(huán)境綜合指數(見表4)。

表4 各省市生態(tài)環(huán)境綜合指數

從表4可以看出，各省市生態(tài)環(huán)境綜合指數具有以下特征：(1)生態(tài)環(huán)境綜合指數變化大體可劃分三個階段：2006—2010年為較快上升階段，表現出在科學發(fā)展觀和生態(tài)文明建設的背景下，長江經濟帶生態(tài)環(huán)境保護力度不斷增大，保護成效明顯提升；2010—2015年為波動上升階段，隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的快速推進，長江經濟帶生產生活密度加大，生態(tài)環(huán)境治理雖有成效，但惡化壓力仍較大；2016—2019年為較快上升階段，主要是由于中國經濟進入新常態(tài)，政府明確提出長江經濟帶要共抓大保護，不搞大開發(fā)，堅持生態(tài)優(yōu)先和綠色發(fā)展，這一階段生態(tài)水平省市發(fā)展差距進一步縮小。(2)各省市生態(tài)環(huán)境發(fā)展水平存在差距。其中，重慶綜合指數整體相對最高；湖南綜合指數整體最低；上海、浙江、四川和貴州生態(tài)環(huán)境綜合指數差距較小，變化趨勢相近。

2.信效度檢驗。因構建生態(tài)環(huán)境指標體系的數據未進行重復性測量，所以采用反映內部一致性指標Cronbach’s Alpha系數來測量信度。Cronbach’s Alpha系數的標準為：不超過0.6時，表示內部信度不足；在0.7-0.8時，表示內容信度較好；在0.8-0.9時，表示信度很好。為檢驗生態(tài)環(huán)境指標體系中數據有效程度，采用KMO值和Bartlett球形檢驗。KMO值在0到1之間，該值越大越適合采用因子分析，其分析結果的效度也越好；Bartlett球形檢驗的顯著性水平小于0.01，說明指標之間相互獨立，可進行因子分析。KMO值適合采用因子分析的標準為：大于0.9非常適合；0.9-0.8適合；0.6-0.7比較適合；0.6-0.5則不太適合。信效度檢驗結果如表5所示。

由表5可知，Cronbach’s Alpha系數大于0.7，表示數據信度整體很好。KMO值大于0.7，表明數據適合做因子分析。

表5 信效度檢驗結果

(四)平穩(wěn)性檢驗

在利用面板向量自回歸模型估計前，先檢驗各變量序列的平穩(wěn)性，以防止偽回歸現象。采用LLC、IPS、Fisher ADF和Fisher PP四種常用的面板數據單位根檢驗方法檢驗平穩(wěn)性，根檢驗結果如下(見表6)。

表6 單位根檢驗結果

檢驗發(fā)現，原序列TL、TS和ECO不平穩(wěn)，對其進行一階差分，變換后得到差分變量dTL、dTS和dECO均在1%的顯著性水平下拒絕“存在單位根”原假設，即各變量均為一階單整，可進行協(xié)整檢驗，結果(見表7)顯示，ADF的t值為-6.1061，p值為0.0001，即各變量在1%的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設。可見，原變量序列雖不平穩(wěn)，但長期內存在協(xié)整關系，可使用PVAR模型進行估計和分析。

表7 整體Kao協(xié)整檢驗結果

(五)最優(yōu)滯后期選擇及穩(wěn)定性

借助STATA軟件,根據AIC、BIC和HQIC信息準則，確定PVAR模型最優(yōu)滯后期。如這些準則指標越小，說明模型的簡潔性和準確性更平衡，因此，以上準則對應的最小值為該準則選擇的最優(yōu)滯后期。由表8可知，各準則最小值對應的滯后階數(lag)為1，此時PVAR模型選擇最優(yōu)滯后階數為1階。

表8 最優(yōu)滯后階數的確定

穩(wěn)定性檢驗是PVAR模型估計過程中的關鍵步驟。確定最優(yōu)滯后階數的PVAR模型只有是穩(wěn)定的，才能進行GMM估計、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析和方差分解。通過對模型進行穩(wěn)定性檢驗，其結果如圖1所示，所有特征根均小于1，都在單位圓內，可建立PVAR模型。

圖1 PVAR模型穩(wěn)定性判別

三、PVAR模型分析

1.PVAR模型的動態(tài)面板GMM估計。建立滯后1階的PVAR模型，GMM結果如下(見表9)。

表9 PVAR模型的GMM估計結果

表中產業(yè)結構合理化滯后1期為TLL1；產業(yè)結構高級化滯后1期為TSL1；生態(tài)環(huán)境滯后1期為ECOL1。

TL作為被解釋變量，TLL1對自身的影響為0.8421，在1%的顯著性水平下具有顯著的正向作用，說明產業(yè)結構合理化前期對其后期具有顯著的促進作用。

TS作為被解釋變量，TSL1和ECOL1對TS影響分別為0.4215和0.2381；TSL1對TS的沖擊在10%的顯著性水平上顯著，ECOL1對TS的沖擊在5%的顯著性水平上顯著，說明TSL1和ECOL1對TS均有顯著的正向影響，表明前期生態(tài)環(huán)境發(fā)展對TS具有顯著的促進作用；同時，從影響系數大小來看，TSL1的影響(0.4215)大于ECOL1(0.2381)，表明產業(yè)結構高級化發(fā)展受自身影響要大于受生態(tài)環(huán)境的影響。

ECO作為被解釋變量，ECOL1對自身的影響為0.6947，在1%的顯著性水平下有正向作用，表明前期生態(tài)環(huán)境對其后期有顯著增進作用。

2.格蘭杰因果檢驗。為進一步探究變量間的相互影響，使用Granger因果檢驗來反映，結果如下(見表10)。

表10 格蘭杰因果關系檢驗

由表10可知，在5%顯著性水平下，生態(tài)環(huán)境是產業(yè)結構高級化的格蘭杰原因；在10%顯著性水平下，產業(yè)結構高級化也是生態(tài)環(huán)境的格蘭杰原因。因此，產業(yè)結構高級化和生態(tài)環(huán)境互為格蘭杰因果關系，表明兩者之間相互影響，存在明顯互動效應。在10%的顯著性水平下，產業(yè)結構高級化是產業(yè)結構合理化的單向格蘭杰原因，說明產業(yè)結構合理化不影響產業(yè)結構高級化。

3.脈沖響應分析。通過脈沖響應函數，可以分析產業(yè)合理化、高級化和生態(tài)環(huán)境發(fā)展之間的動態(tài)關系。使用Monte-Carlo方法進行了200次模擬，得到變量滯后10期的脈沖響應(見圖2)，其中橫軸表示滯后期數，縱軸表示響應正負和強弱度，每張圖中間實線為受到沖擊時的波動大小，上下兩條線表示95%的置信區(qū)間沖擊波動的上、下界，圖中英文變量名稱表示前者對后者的脈沖響應，如tl to eco表示變量TL對變量ECO的脈沖響應?，F將沖擊效應分析如下：

圖2 脈沖響應

(1)三個變量自身的沖擊效應。1行1圖、2行2圖和3行3圖分別顯示，TL對TL，TS對TS，Eco對Eco，脈沖響應都為正，說明產業(yè)結構合理化、高級化和生態(tài)環(huán)境受到自身沖擊時，都會產生顯著正向效應，并隨著滯后期的延長，沖擊效應逐漸衰減，自身沖擊具有持續(xù)慣性和滯后特征，且自我增強效應良好。

(2)來自生態(tài)環(huán)境的沖擊效應。3行1圖顯示，生態(tài)環(huán)境對產業(yè)結構合理化的沖擊為負，呈現為阻礙作用，這種阻礙作用呈現出先擴大、后逐漸收斂的“U”型結構，表明生態(tài)環(huán)境會阻礙產業(yè)結構合理化，但長期來看，這種阻礙作用會逐漸減??；根據3行2圖顯示，產業(yè)結構高級化受到生態(tài)環(huán)境的沖擊時，其波動程度呈現先升后降的“倒U”型結構，且都是正向影響，說明生態(tài)環(huán)境對產業(yè)結構高級化有促進作用，在滯后2期時達到最大沖擊，隨后沖擊作用緩慢減弱。

(3)對生態(tài)環(huán)境的沖擊效應。1行3圖顯示，當生態(tài)環(huán)境受到來自產業(yè)結構合理化的沖擊時，初期會表現出正向上升效應，隨后沖擊減弱，在滯后5期時為零，隨后出現負向沖擊；根據2行3圖，當生態(tài)環(huán)境受到產業(yè)結構高級化的沖擊時，初期會表現出顯著的正向上升效應，在滯后1期增長開始放緩，滯后2期到達到最大值，隨后沖擊效應逐步下降，但都是正向的，表明產業(yè)結構高級化和合理化有利于生態(tài)環(huán)境發(fā)展。

(4)產業(yè)結構合理化和高級化的相互沖擊效應。1行2圖和2行1圖顯示，從產業(yè)結構調整的兩個維度看，當產業(yè)結構高級化受合理化沖擊時，會產生先下降后上升的“U”型負向效應，但隨滯后期推移而減弱。當產業(yè)結構合理化受到高級化的沖擊時，會產生顯著的正向效應，但達到最大值之后，其作用迅速衰減，到滯后6期出現負向效應，但變化很緩慢。這些變動，一方面說明總體上產業(yè)結構合理化和高級化可以相互促進；另一方面也說明產業(yè)結構合理化有時不利于高級化。這可能由于產業(yè)結構高級化水平不斷上升，第三產業(yè)比重不斷增大，資源分配不合理而導致的輕微的負向效應。

4.方差分解。方差分解反映各變量間變異對總體變異的貢獻度，從而實現對各個變量當前和今后一段時間內相互影響及變化趨勢的預測。下文列示了產業(yè)結構合理化、高級化和生態(tài)環(huán)境在滯后期數S分別為滯后1期、10期、20期和30期時的方差分解結果(見表11)。

表11 各變量方差分解結果

從表11各變量方差分解情況，可得出如下結論：

(1)對產業(yè)結構合理化進行預測時，在滯后1期內僅受到自身沖擊的影響。隨著滯后期增加，產業(yè)結構合理化對自身變動的貢獻度緩慢降低，而產業(yè)結構高級化和生態(tài)環(huán)境對產業(yè)結構合理化變動的比例則緩慢提升，但貢獻度總體有限，在滯后30期時分別僅為6%和0.8%，高級化貢獻明顯比生態(tài)環(huán)境的貢獻大，表明產業(yè)結構合理化更依賴于產業(yè)結構高級化。

(2)對產業(yè)結構高級化進行預測時，產業(yè)結構合理化和生態(tài)環(huán)境發(fā)展對產業(yè)結構高級化的貢獻度隨著時間的增加而增加，分別從13.6%增至15.9%，從0增至14.4%。而與生態(tài)環(huán)境相比，產業(yè)結構合理化的貢獻程度較大，但增長緩慢。

(3)對生態(tài)環(huán)境進行預測時，產業(yè)結構合理化和高級化對生態(tài)環(huán)境的貢獻度隨著滯后期推移而增加，分別從0.2%增至12.3%，從1.5%增至19.8%。與產業(yè)結構合理化相比，產業(yè)結構高級化的貢獻更大，說明現階段主要是產業(yè)結構高級化在推動生態(tài)環(huán)境的發(fā)展。

(4)從整體上看，長江經濟帶產業(yè)結構合理化、高級化和生態(tài)環(huán)境發(fā)展其自身貢獻程度要遠大于其他變量，表明這些變量存在自我增強機制。

四、結論與建議

通過上述實證分析，得到以下結論：一是現階段，產業(yè)結構合理化和高級化都對生態(tài)環(huán)境發(fā)展有促進作用，但長期會逐步減弱。二是生態(tài)環(huán)境雖對產業(yè)結構合理化短期有阻礙作用，但長期會持續(xù)減弱；生態(tài)環(huán)境發(fā)展對產業(yè)結構高級化有促進作用，但呈小幅減弱的趨勢。

根據以上結論，提出以下建議：一是健全生態(tài)環(huán)境保護體制機制，實現產業(yè)結構與生態(tài)環(huán)境保護良性互動。首先，制定嚴格生態(tài)環(huán)境保護標準，規(guī)范高污染企業(yè)行為；其次，設立生態(tài)環(huán)境保護資金，加大環(huán)境轉移支付，抵消生態(tài)環(huán)境保護在短期對經濟的不利影響；最后，完善生態(tài)環(huán)境監(jiān)督機制，不僅要完善落實政府檢查機構建設，還要讓社會公眾參與對政府部門和污染主體的監(jiān)督。二是處理好產業(yè)結構合理化和高級化的關系。積極提高產業(yè)結構合理化水平，在此基礎上進一步提升產業(yè)結構高級化水平，實現兩者良性互動，促進產業(yè)結構升級。對中上游省市，要加大產業(yè)創(chuàng)新，推動高污染制造業(yè)向高端制造業(yè)轉變，并以高端制造業(yè)為依托，發(fā)展生產性服務業(yè)；下游省市，要推動第三產業(yè)結構優(yōu)化，使其內部重心逐步轉移到知識密集型現代服務業(yè)上。