长江经济带生态效率空间异质性及其影响因素研究

马 骏，周盼超

(1.河海大学商学院，江苏 南京 211100； 2.沿海开发与保护协同创新中心，江苏 南京 210098；3.南京大学理论经济学博士后流动站，江苏 南京 210009)

五大“经济带”是支撑中国经济发展的脊梁，其中长江经济带涵盖成渝经济区、中游城市群和长江三角洲城市群等三大经济集聚区，战略地位十分显著[1]。随着《依托黄金水道推动长江经济带发展指导意见》出台，长江经济带逐渐成为国内外学者相关课题和理论研究的热点。长江经济带迅速发展的同时，依然面临区域经济发展不平衡和不协调、“三废”等污染物排放量长期居高不下、跨流域和跨区域生态环境综合治理机制尚不完善等现实困境，为实现经济与资源环境的可持续发展，亟待加强生态环境保护工作[2]。2018年4月，习近平总书记主持召开了“深入推动长江经济带发展座谈会”，强调实施长江经济带发展战略要正确把握生态保护和经济发展的关系，坚持在发展中保护、在保护中发展，摸索协同推进生态优先和绿色发展的新途径。在此背景下，以最少的生产资源消耗和最小的生态环境影响换取最高的经济产出，同时生产规模控制在环境承载力以内，最终达到最优的生态效率[3]，促成生态保护、资源集约和经济增长三者协调发展是未来经济建设的远景目标。

自从Copeland等[4]提出国际贸易对生态环境存在结构效应影响，即产业结构调整会影响生态环境质量，国内外学者陆续对产业结构变迁与生态环境之间的作用机理和影响效果[5]进行深入探索。韩永辉等[6]从本地效应和溢出效应双重视角探讨了产业结构升级对生态效率的影响，结果表明产业结构高级化对本地区和其他地区生态效率水平的提升具有积极影响，而产业结构合理化仅对本地区生态效率水平提升具有显著效果。环境库兹涅茨(EKC)假说[7]拉开了国内外学者从理论和实证角度验证经济增长与环境污染间倒U形曲线关系合理性的序幕。王敏等[8]基于我国大气污染浓度数据考察经济发展水平与环境污染的关系，研究表明大气污染浓度指标与经济增长呈现U形曲线关联，与传统假说的倒U形曲线的结论大相径庭，但也从侧面说明经济增长不一定导致环境质量恶化。关于贸易开放与环境的关联性分析，学者多从经济增长与技术进步等研究视角探讨FDI影响东道国环境质量的作用机理，研究成果以“污染光环”假说(又称“污染天堂”假说)为代表。许和连等[9]基于省域面板数据分析我国FDI与环境污染的空间分布格局和动态跃迁趋势，结果表明FDI的空间集聚效应有利于环境污染状况的改善，同时证实“污染光环”假说在中国整体空间上是成立的。此外，刘云强等[10-11]学者也分别从技术创新和城镇化视角对生态效率影响因素进行了分析。

综上所述，国内外学者对生态效率驱动因素的探讨比较丰富。相比于已有文献，本文的贡献主要体现在：①采用探索性空间分析方法，从时间和空间双重角度分析长江经济带生态效率的分布格局及演变趋势；②在探讨产业结构升级的二维指标影响生态效率的基础上，进一步尝试建立产业升级的二维交互项指标，探讨产业结构高级化和合理化的交互效应对生态效率的影响，以深化产业结构升级对生态效率作用效果的认识。

1 生态效率测度及时空演变

1.1 生态效率测度指标构建

Kortelainen等[12-13]认为，生态效率等于经济发展的增加值与其造成生态环境代价的比值。简而言之，生态效率就是通过控制生态投入约束，达到最优经济产出并伴随经济产出的废水、废气、固废等污染物排放负荷达到最低的经济状态。显然，生态效率符合生态环境、自然资源和经济增长三者耦合协调发展的内在要求，是衡量生态文明社会的重要标准。

本文生态效率指标体系借鉴侯孟阳等[2]采用的方法，根据国家统计局2005—2016年《中国城市统计年鉴》资料，考虑数据可得性、完整性，选取用水量、用电量、土地、劳动、资本等重要生产资源作为投入指标，以城市GDP、城市绿化作为期望产出指标，废水、废气、固体废弃物(三废)排放量作为非期望产出指标，构建生态效率评价指标体系，如表1所示。表1中,固定资产投资、城市GDP等指标由于价格波动因素影响，分别根据固定资产投资价格指数和GDP平减指数以2005年为基期进行折算。三废排放包含生活污染物排放和工业污染物排放两部分，考虑数据完整性和可得性，生活污染物排放方面数据缺失，故选择工业三废排污数据近似替代。

表1 城市生态效率评价指标体系

1.2 城市生态效率测度方法

运用数据包络分析法[14-15]测度生态效率已成为主流，相较于传统的DEA方法，超效率SBM方法衡量生态效率不仅能够有效解决输入端造成的“拥挤”和“松弛”问题，还可以对处于前沿面的DMU做进一步分析评价，解决有效DMU间的效率差异。由于指标体系中存在非期望产出指标，因此，采用线性函数变换对非期望产出指标进行正向化处理[16]：

f(xit)=max(xt)+1-xit

(1)

式中：xit为i城市t年污染物排放量；max(xt)为t年所有城市单元中污染物排放量最大值，数据包络分析法要求投入产出指标均大于0，故f(xit)保证三废指标处理后为正值。

1.3 生态效率时空演变

1.3.1时序差异

运用DEA-Solver pro 5.0软件，选择超效率SBM模型可变规模报酬、投入角度测算2005—2016年城市生态效率。因城市数目过多，仅选取样本期初和期末两年情况进行对比分析，如表2所示。整体来看，2016年生态效率值较低的城市数量大幅减少，第一区间城市单元数量由14座缩减为3座，总体生态效率提升显著；从时序角度看，2016年长江中上游(长江经济带上、中、下游分别以湖北省宜昌市和江西省九江市湖口县为界限)地区生态效率值较高的城市数量相比于2005年明显增加，而下游生态效率值较高的城市数量有所减少，表明下游生态效率存在下降趋势，而中上游地区生态效率上升趋势显著。

1.3.2空间区位差异

图1为107座城市(经济带地图缺失荆州市地理数据)2005年和2016年的生态效率指数四分位图分布结果：①样本期内，城市生态效率水平总体呈上升趋势，并且下游地区城市生态效率水平普遍较高，中上游地区生态效率普遍偏低，可喜的是流域间生态效率差距不断缩减，中上游区域生态效率水平进步尤为显著，这点与时序演变分析结论基本一致；②从空间格局看，城市生态效率呈现空间集聚现象并有不断增强的趋势，长江三角洲地区和成渝周边区域正向集聚特征明显，呈现“高-高”集聚态势，具有负向集聚效应的区域主要分布在南昌、贵阳、昆明等周边地区。

(a) 2005年城市生态效率

(b) 2016年城市生态效率

图1 生态效率四分位

2 影响因素分析

2.1 模型和变量设定

为衡量长江经济带城市生态效率的驱动因素，建立动态面板模型：

(2)

式中：Eit-1为城市生态效率一阶滞后项；A为产业结构高级化系数；R为产业结构合理化系数；G*为经济发展水平系数，含其一次项和二次项；F为贸易开放系数；T为产业升级二维指标交互项系数；i为城市单元；t为年份；εit为随机误差项，假设服从正态分布。

美国经济学家Holdern等[17]提出的IPAT模型，诠释了经济发展对生态环境影响的认识框架，他们认为经济增长对生态环境的影响与人口、富裕程度和科技水平等因素密切关联。国内学者将该模型延伸到生态效率(E)影响因素的探索上，从产业变革、贸易开放与经济发展等视角进行分析[11，17]。本文借鉴已有研究成果[9，18-19]，选取产业结构高级化(A)、产业结构合理化(R)、经济发展水平(G)、贸易开放水平(F)作为驱动因素引入模型，另外，引入产业结构高级化与产业结构合理化的交互项(T)，衡量产业升级二维指标的交互作用对生态效率的影响效果。

a. 产业升级。产业升级是产业结构比例的调整和生产效率的提升。产业结构变迁是一个复杂的动态进程，需要从调整方向、幅度、质量等多个角度综合衡量，因此，借鉴干春晖等[19]的研究成果，从产业结构高级化和产业结构合理化两个维度衡量产业结构升级进程。产业结构高级化(A)表现为产业发展的服务化倾向和劳动生产率的提升，利用第三产业与第二产业产值比例表征产业结构高级化；产业结构合理化体现生产资源在产业内部的配置效率和资源利用效率，是衡量产业结构耦合协调发展程度的一种方式，定义为

(3)

式中：Yl为第l产业的产出值；Ll为第l产业的劳动力数量；l为产业部门；n为产业部门种类。

b. 经济发展水平(G)。库兹涅茨等[20]认为，经济增长和城市环境污染并不是相互制约的关系，长期来看，依靠技术创新和产业升级实现减排效应的绿色发展模式是可行的。将经济发展水平引入动态面板模型，分析经济发展水平与生态效率的内在关联性，采用各城市人均GDP及其二次项表征经济发展水平，以此检验长江经济带是否支持环境EKC假说。

c. 贸易开放水平(F)。全面深化改革的不断推进，对外开放对经济发展的重要性愈发显现，同时外商直接投资在空间区位上的集聚特征对于地区生态环境质量发挥着重要影响[9]。长江经济带以优越的地理位置和完善的立体交通网络成为我国重要的外资集聚区。将外商直接投资作为生态效率的影响因素引入模型，以此验证“污染光环”假说在长江经济带是否成立，用实际利用外资额占GDP比例表征贸易开放水平。

2.2 数据说明

由于个别城市在考察期内数据缺失，考虑数据的连续性，以长江经济带107座城市2005—2016年面板数据为研究样本，观测值总计1 284个。如无特别说明，数据均来源于《中国城市统计年鉴》和《中国环境年鉴》，个别年份数据缺失用加权平均数推算结果替代。由于存在价格波动因素和汇率调整影响，对模型中部分变量用CPI指数予以平减，各变量描述性统计如表3所示。为避免出现截面异方差问题，对人均GDP和实际利用外商投资额等指标进行对数化处理。

表3 2005—2016年各变量描述性统计

表4 动态面板估计结果

注：***、**、*分别表示变量系数值在1%、5%、10%水平上显著。

2.3 结果分析

由于研究样本属于“大N小T”型，即城市单元数远大于时间跨度，故分别采用LLC检验[21]和westerlund方法[22]进行单位根检验和协整分析，实证结果表明107座城市序列均呈平稳趋势，生态效率与其驱动因素间亦存在长期稳定的协整关系，满足进一步广义系统GMM估计分析的前提。

本文建立个体和时间双固定的动态面板模型，采用Davidson-Mackinnon方法检验模型是否存在内生性问题。结果显示D-M估计值为13.56，P值为0.000 2，可认为模型中解释变量和干扰项存在相关性，拒绝模型无内生性的原假设。为解决内生性问题导致模型参数估计的不一致，尝试采用广义系统GMM估计-两步法对该模型进行二次检验。利用水平变量的滞后项作为差分方程的工具变量，差分变量的滞后项作为水平方程的工具变量，检验结果如表4所示，表中LE代表生态效率E取一阶滞后项；AR(1)和AR(2)分别为干扰项的一阶和二阶自相关检验；Sargan test是验证工具变量的有效性检验。AR(1)、AR(2)、Sargan test检验了扰动项二阶的自相关性和工具变量的有效性，结果表明随机扰动项不存在二阶自相关，所有工具变量选择也较为有效。

a. 城市生态效率存在正向时间滞后效应。表4显示，生态效率时间滞后项LE回归系数均为正，且至少在10%的水平显著，其系数值介于0.136～0.169，说明城市生态效率在过去的提升会显著推动当前和未来的生态效率水平，即生态效率发展存在“反馈效应”。

b. 产业结构高级化抑制了生态效率的发展。4个模型均显示产业结构高级化指数至少在5%水平上对生态效率影响为负，说明样本期内，产业结构高级化趋势对长江经济带生态效率进步产生消极的影响，这与传统研究结论不符[22]，可能因为当前长江经济带工业化进程仍处于第二产业主导期，第三产业发展相对滞后，技术水平相对薄弱，产品竞争力优势不突出，尤其以技术和资本密集型为代表的高端服务业尚处于初步发展阶段，第三产业的规模报酬优势暂未显现。综合以上因素，长江经济带产业结构高级化阻碍了整体生态效率水平的提升。

c. 产业结构合理化促进了生态效率的进步。产业结构合理化衡量各产业的关联协调程度，若生产要素在产业间的有效流动和合理配置促进经济增长和生态环境改善，那么产业结构合理化必然带来生态效率的提升；若生产资源的配置促进经济增长而恶化了生态环境，则要综合衡量经济增长和环境恶化的影响大小，才能确定产业结构合理化对生态效率的影响大小。考察期内，长江经济带利用丰沛的自然资源和地理区位优势吸引劳动、资本等要素大量集聚，促进了产业组织内部的资源有效利用和产业间的协调良性发展，提高了产业发展的经济效益。表4实证分析表明，产业结构合理化带来的经济增长效应大于环境恶化的影响，总的来说产业结构合理化促进生态效率水平的提高。

d. 产业结构高级化与产业结构合理化指标对生态效率存在替代关系。表4模型(4)实证结果显示，产业结构高级化与合理化的交互项系数T在5%的水平下显著为负，表明在产业结构升级的二维指标间存在相互制约的关系，这可能是因为长江经济带以第二产业为主导的趋势长期未变，虽然近些年来第三产业发展势头迅猛，却仍以较低端的基础服务业为主，产业结构高级化趋势仍处于初步发展阶段，实现与产业结构合理化相辅相成、有机协调发展尚有距离。

e. 经济增长降低了生态效率水平。经济发展水平指标G至少在10%的水平上显著为负，说明经济增长并没有显著改善长江经济带生态环境质量，反而加剧了地区环境污染压力。另外发现，考察期内经济发展水平处于U形曲线左侧，说明经济增长短期不一定能提高要素资源利用率和改善生态环境质量，经济增长方式的不恰当可能给当地生态环境带来负面影响。

f. 长江经济带支持环境EKC假说。经济发展水平二次项(G2)回归系数为正，并在10%的显著性水平通过检验，说明经济发展和生态效率间存在U形曲线关联，即伴随经济发展水平的提高，长江经济带生态效率存在先下降后上升的趋势，这与环境EKC假说的内涵是一致的。从长期来看，随着地区经济发展水平的提高，资本、技术等要素对企业规模的扩张性作用增强。这一阶段企业会利用长期的资金和技术积淀，主动改进原有生产技术水平并加大技术研发力度，探索节能环保的创新性产品，逐步提高能源利用效率，减少污染物排放负荷。

g. 长江经济带支持“污染光环”假说。贸易开发水平(F)回归系数至少在5%水平上显著为正，表明深化贸易开放会改善长江经济带生态环境质量，促进城市生态效率水平提升，同时也验证了长江经济带支持“污染光环”假说。这可归因于以下两点：①相较于国内投资，FDI本身拥有较先进的生产技术，在要素资源利用效率和废弃物净化处理上均发挥了优势，对生态环境的破坏力度相对减轻。目前，获得中国环境标志认证的企业中，外资企业占比超过50%。②地方政府在加大对FDI引资结构重视的同时，通过各项行政性手段，逐步限制非生态友好型FDI进入审批资格，并积极倡导生态环保型FDI在长江流域“安家落户”。

3 结论与建议

3.1 结论

本文以长江经济带107座城市为研究样本，利用超效率SBM方法对生态效率指标进行测度；构建动态广义系统GMM估计模型实证分析产业升级、经济发展、贸易开放等因素对生态效率的影响效果。

a. 样本期内生态效率整体呈波动上升趋势，下游区域生态效率水平普遍较高，中上游城市次之。流域间生态效率的差距不断缩减，中上游城市生态效率进步显著，部分区域空间集聚特征明显。此外，生态效率存在正向时间滞后效应，生态效率在过去的提升会促进当前生态效率的进步。

b. 产业结构高级化和产业结构合理化对生态效率存在异质性作用。产业结构高级化抑制了生态效率水平，产业结构合理化则有利于生态效率发展，产业升级的二维指标间存在相互制约关系，促进二者耦合协同发展是实现长江经济带经济增长和环境改善的有效路径。

c. 其他解释变量的实证结果表明，环境EKC假说和“污染光环”假说在长江经济带是成立的，经济增长尚未能发挥提升生态效率的优势，贸易开放促进生态效率进步。

3.2 政策建议

a. 为解决城市生态效率的空间异质性，地方政府需要深化生态环境相关事务的交流与合作，“因城施政，因地施策”，同时长江三角洲地区和成渝地区等生态效率较高区域须积极发挥辐射引领作用，带动周边城市生态效率水平的进一步提升。中央政府要加强跨流域、跨区域环境污染联合治理的协调和监督，实现长江经济带环境监测信息城市间实时共享，增强污染防治预警应急处置能力，提高整体防污治污水平。

b. 产业结构合理化和产业结构高级化的异质性作用表明，盲目追求第三产业比例提升，而技术创新能力薄弱的“大而不强”的产业结构高级化并不能带来环境质量的改善和生态效率的进步。需要以政策、资金等福利性待遇鼓励企业增大研发投入，推动传统产业内部技术升级改造，同时以各城市优势产业为基础，优化产业链资源整合，切实推进节能减排工作，探索循环经济发展新模式。另外，综合利用产业政策规划等行政性手段，增强第三产业信息化和高新技术化，对新能源、光伏发电等高科技环保产业给予政策和资金扶持，着力打造战略性新兴支柱产业和高端服务业，构建资源-环境-经济三者耦合协调发展的产业布局，最终实现集约型经济增长路径。

c. 经济增长带来人民生活水平的提高会充分释放居民对文化、健康等高层次服务的需求，以市场高层次需求为导向倒逼产业结构转型升级，间接实现生态效率进步。建立严格的外商投资准入制度,利用政府环境规制手段，限制生态污染型FDI的审批资格，积极引进生态友好型FDI“安家落户”。