高質量發(fā)展導向下產業(yè)結構優(yōu)化對區(qū)域綠色全要素生產率的影響

選取全國30個省份的省級面板數據，在考慮能源投入和環(huán)境污染的情況下，運用基于SBM方向距離函數的ML指數法測算各省綠色全要素生產率，進一步構建空間滯后模型，考察產業(yè)結構優(yōu)化與綠色全要素生產率之間的關系。研究發(fā)現：產業(yè)結構優(yōu)化對綠色全要素生產率有促進作用，且產業(yè)結構高級化比合理化對綠色全要素生產率的影響更為顯著；產業(yè)結構優(yōu)化具有空間溢出效應，本地區(qū)的產業(yè)結構優(yōu)化會顯著提升臨近地區(qū)綠色全要素生產率。因此，各省要進一步提高產業(yè)結構高級化與合理化的水平，推動產業(yè)結構優(yōu)化，不斷促進我國綠色全要素生產率的增長。

長期以來，我國經濟增長呈現“高投入、高耗能、高污染”的特征，在取得巨大經濟成就的同時，對生態(tài)環(huán)境造成了嚴重破壞。生態(tài)環(huán)境部發(fā)布的《2017年中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》顯示，在我國338個地級及以上城市中，環(huán)境空氣質量超標的城市占70.7%；在223個地級市行政區(qū)5100個地下水監(jiān)測點中，地下水質量為較差級和極差級的監(jiān)測點分別占51.8%和14.8%，區(qū)域生態(tài)環(huán)境現狀不容樂觀。如何推動經濟的可持續(xù)發(fā)展，是我國急需解決的問題之一。黨的十八屆五中全會提出“創(chuàng)新、協調、綠色、開放、共享”五大發(fā)展理念，將綠色發(fā)展首次列為國家戰(zhàn)略，強調在發(fā)展經濟的同時要進一步關注環(huán)境，促進經濟和環(huán)境的協調友好發(fā)展。在經濟新常態(tài)下，經濟的發(fā)展不僅要重視“量”的增長，更要注重“質”的提高，因此積極轉變經濟發(fā)展方式，實現新舊動能的轉換，提高資源環(huán)境約束下的全要素生產率，將是我國經濟持續(xù)健康發(fā)展的必然選擇。作為衡量經濟發(fā)展質量的重要指標，綠色全要素生產率克服了傳統(tǒng)全要素生產率指標不能反映自然資源投入與環(huán)境污染的局限，有助于對經濟增長績效做出更為科學的判斷。經濟的可持續(xù)發(fā)展離不開產業(yè)結構的轉型升級，隨著供給側改革的不斷深入，我國的供給結構不斷調整，但是供給結構和需求結構仍然存在著不匹配的問題，這就要求我們進一步優(yōu)化產業(yè)結構，促進經濟增長方式的轉變，推動經濟的高質量發(fā)展。在“調結構、轉方式”的背景下，準確把握產業(yè)結構優(yōu)化對綠色全要素生產率的影響，將有助于我們充分認識各地區(qū)綠色經濟發(fā)展現狀，為產業(yè)政策調整提供理論支撐與科學依據。

一、研究綜述

近年來國內外學者對產業(yè)結構與全要素生產率兩者間的關系進行了深入的研究。國外學者采用了多種指標來衡量產業(yè)結構的變遷，據此來研究產業(yè)結構的調整對于全要素生產率的影響。Berthélemy通過對非洲多數國家在1960—1996年期間內的經濟增長進行研究，認為產業(yè)間的結構調整帶動了非洲國家的全要素生產率的上升，促進當地經濟的快速發(fā)展。［1］Fagerberg針對全球39個國家和地區(qū)的制造業(yè)進行研究，結果發(fā)現，一般而言，產業(yè)結構的調整不利于生產率水平的提高。［2］Timmer.M，A.Szirmai對亞洲四個國家展開研究分析，認為產業(yè)結構優(yōu)化對韓國的全要素生產率的增長有促進作用，對其他國家全要素生產率的促進作用不顯著。［3］Sinhg.L對促進韓國1970—2000年間制造業(yè)發(fā)展的因素進行分析，認為在20世紀70年代，產業(yè)結構的變動促進了生產率的提高，但是在70年代后，產業(yè)結構的調整對于生產率的促進作用并不明顯。［4］Bosworth通過對中國和印度兩個國家在1978年至2004年內的經濟增長方式進行比較研究，發(fā)現中國產業(yè)結構的改變顯著地提升了全要素生產率，促進了經濟的進一步發(fā)展。［5］Richard R.Nelson和Howard Pack對于亞洲地區(qū)國家的研究表明，技術進步和產業(yè)結構的改變是亞洲地區(qū)全要素生產率提高的主要因素。［6］Gaaitzen等針對中國、俄羅斯、印度等國家近三十年的經濟發(fā)展進行研究，發(fā)現中國的產業(yè)結構改變是推動國內全要素生產率上升的主要動力。［7］

國內學者基于國內外研究基礎，從不同角度分析了產業(yè)結構的調整對全要素生產率的影響。余泳澤、劉冉以三次產業(yè)、工業(yè)和服務業(yè)結構升級作為我國產業(yè)結構升級的代理變量，認為三次產業(yè)和工業(yè)結構升級顯著地促進了全要素生產率的提升。［8］曾起艷、曾寅初等構建了產業(yè)結構高級化的指標，運用門檻模型進行計量分析，發(fā)現產業(yè)結構對全要素生產率具有非線性影響機制，“結構紅利”具有最佳范圍。［9］于斌斌運用泰勒指數的倒數，第三產業(yè)增加值和第二產業(yè)增加值的比值作為產業(yè)結構合理化和高級化的指標，運用空間動態(tài)面板模型，發(fā)現產業(yè)結構的調整會壓縮全要素生產率的提高空間，并且產業(yè)結構升級對不同規(guī)模的城市具有不同的影響。［10］吳文潔、王曉娟通過Moore指數計算了產業(yè)結構變遷程度，發(fā)現積極的產業(yè)結構優(yōu)化調整可以顯著提高全要素生產率。［11］

為了克服傳統(tǒng)全要素生產率不能反映自然資源投入與環(huán)境污染的局限，許多學者開始采用綠色全要素生產率來衡量經濟的發(fā)展質量與速度，并對影響綠色全要素生產率的因素進行分析。產業(yè)結構與綠色全要素生產率間的關系是學者研究的重點內容。劉華軍、李超等構建產業(yè)結構高級化和合理化的指標，研究發(fā)現產業(yè)結構合理化會對綠色全要素生產率的增長產生促進作用，而產業(yè)結構高級化會對綠色全要素生產率的增長產生抑制作用。［12］劉贏時、田銀華計算了產業(yè)結構的高級化程度，并在模型中加入能源效率和產業(yè)結構高級化的交叉項，研究發(fā)現產業(yè)結構升級對綠色全要素生產率具有正向的推動作用，并且能源效率與產業(yè)結構高級化的協同作用也與綠色全要素生產率存在正相關關系。［13］

綜上所述，現階段的研究已經從多角度分析了產業(yè)結構與地區(qū)全要素生產率的關系，但是主要針對產業(yè)結構優(yōu)化和綠色全要素生產率之間關系的研究尚不多見，且現有的文獻對綠色全要素生產率的溢出效應關注較少。筆者選取我國30個省、市、區(qū)（西藏除外）2000—2016年的面板數據，利用非參數方法中的ML指數對各省的綠色全要素生產率進行測度，采用產業(yè)結構合理化和高級化兩項指標來衡量產業(yè)結構的優(yōu)化，運用空間滯后模型對綠色全要素生產率的空間溢出效應進行實證研究。

二、研究設計

（一）模型設計

現有研究較少關注地理位置對于經濟變量的影響，空間計量的方法將地理因素也納入模型中，進一步揭示經濟變量之間的相關關系。選用考慮了空間依賴性的空間滯后模型（SAR），將被解釋變量的滯后項作為解釋變量加入模型中進行回歸，構建空間滯后模型：

其中，y是綠色全要素生產率，X是解釋變量，W為空間權重矩陣，ε為誤差項。

（二）確定空間權重矩陣

現有的文獻中，常構造的權重矩陣有三種，分別是：地理權重矩陣、經濟權重矩陣和經濟地理權重矩陣。由于經濟權重矩陣和經濟地理權重矩陣要依靠各省份的經濟水平來進行設定，具有一定的內生性，所以選擇地理權重矩陣來進行研究。地理權重矩陣又可以分為鄰接權重矩陣和距離權重矩陣。鄰接權重矩陣在設定時的主要標準是區(qū)域間是否有相鄰的邊界，而距離權重矩陣是根據地區(qū)間的地理距離設定的矩陣。筆者選擇鄰接權重矩陣為研究。

根據各省份是否具有相鄰的邊界來設定鄰接權重矩陣。Wij為：

（三）變量說明

在核心變量的構建上，選取了產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化兩項指標來表示產業(yè)結構的優(yōu)化。選取變量如下。

區(qū)域綠色全要素生產率（GTFP）。綠色全要素生產率是將生產造成的環(huán)境污染作為非期望產出納入全要素生產率的計算模型內估算得出的生產率指標，它既可以衡量經濟的發(fā)展速度，還可以衡量發(fā)展質量。運用SBM模型下ML指數法測算了2000—2016年的各省的綠色全要素生產率的增長率，衡量區(qū)域的綠色全要素生產率的增長水平。計算ML指數的方法參考Chung［14］的研究，具體公式為：

其中，ML為綠色全要素生產率的增長率，t表示時間，D表示生產單元，x、y、b分別為投入要素、期望產出和非期望產出。將30個省份分別看做30個生產單位，投入要素包括：（1）資本：選取各省份每年的資本存量來衡量。采用單豪杰［15］的計算方法來估算。根據永續(xù)盤存法，δ是固定資產折舊率為10.96%，計算得出了以2000年為基期的各省的實際資本存量。（2）勞動：以各省份每年年末的就業(yè)總人數來衡量。（3）能源：以各省份每年消耗的資源換算成標準煤來表示能源消耗。期望產出用以2000年為基期進行平減后的各省份每年GDP數據衡量。非期望產出用各省份工業(yè)固體廢物排放量衡量。固體廢物是工業(yè)生產的主要污染物之一，且工業(yè)污染是造成環(huán)境污染的主要原因，所以選取地區(qū)工業(yè)固體廢物排放量來表示各省環(huán)境污染的具體狀況。通過運用Max DEA軟件，測算出30個省份2000—2016年的綠色全要素生產率。

區(qū)域產業(yè)結構合理化指數。產業(yè)結構合理化具有豐富的內涵，它要求在區(qū)域一定的經濟基礎上，地區(qū)的供給結構和需求結構相匹配，產業(yè)與產業(yè)之間的協調性強，產業(yè)間內部的各部門協調性較好，資源和要素得到合理利用，產生良好的經濟效益。運用結構偏離度構建產業(yè)結構合理化的指數，產業(yè)結構合理化指數越靠近0，說明產業(yè)結構合理化程度越高，經濟越接近均衡狀態(tài)。

區(qū)域產業(yè)結構高級化指數。產業(yè)結構高級化是，第一產業(yè)比重占優(yōu)勢逐步向第二產業(yè)比重占優(yōu)勢、第三產業(yè)比重占優(yōu)勢的趨勢轉變，產業(yè)由勞動密集型向資金密集型、技術密集型發(fā)展，產品生產時運用較高的生產技術，產品具有較大的附加值。借鑒付凌暉的方法來測度產業(yè)結構升級，具體的算法為首先根據三次產業(yè)劃分將GDP分為3個部分,每一個部分增加值占GDP的比重作為空間向量中的一個分量，從而構成一組3維向量X0=（X1，0，X2，0，X3，0），然后分別計算X0與產業(yè)由低層次到高層次排列的向量X1=(1，0，0)，X2=(0，1，0)，X3=(0，0，1)的夾角θ1、θ2、θ3：［16］

產業(yè)結構升級指數的計算公式為：

區(qū)域經濟水平，用區(qū)域人均GDP表示。地區(qū)的經濟水平會對綠色全要素生產率產生重要的影響。地區(qū)經濟水平的提高，可以促使企業(yè)擴大生產規(guī)模，并在生產過程中形成規(guī)模效應，還可以促進企業(yè)進行技術創(chuàng)新，從而提高資源的利用效率和行業(yè)要素生產率。

區(qū)域技術水平，用區(qū)域單位GDP能源消耗量表示。區(qū)域的技術水平影響地區(qū)的發(fā)展水平，技術水平高的地區(qū)可以帶動當地的經濟快速發(fā)展。不僅如此，技術進步有助于企業(yè)在生產過程中應用新型環(huán)保技術，減少生產過程中消耗的能源與污染物的排放，對綠色全要素生產率產生影響。

區(qū)域對外開放水平，用貨物進出口總額占GDP比重衡量地區(qū)對外開放程度。對外開放對綠色全要素生產率具有正反兩方面的影響，一方面，對外開放可以拉動國內經濟的增長，改善產品需求結構，促進各地企業(yè)學習國外先進的生產技術和管理方式，提高地區(qū)的全要素生產率。另一方面，由于我國貿易出口產品仍以工業(yè)制造業(yè)產品為主，對外開放雖然促進了當地經濟的增長，但也對當地的環(huán)境造成了破壞，降低了綠色全要素生產率。

區(qū)域科研投入水平，用地區(qū)科技研發(fā)支出占當地GDP的比重表示。經濟的持續(xù)良好發(fā)展離不開科技創(chuàng)新。科技創(chuàng)新是生產效率、生產技術提高的動力。科技投入水平的提高，可以促使地區(qū)科技水平的提升，從而轉變生產方式，提升產品的質量，增加產品的附加值，降低能源的消耗，同時促使我國在生產中使用清潔能源，進一步減少污染，提高地區(qū)的綠色全要素生產率。

本文將區(qū)域人均GDP數據取自然對數來消除異方差。表1說明了解釋變量和被解釋變量的信息。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

由表1可以看出，各省份的指標差異較為明顯。LnGDP偏度的絕對值最小為0.1345，平均值為-8.4601，樣本在均值以下分布較多，整體呈現左偏態(tài)分布。GTFP數據和EI數據集中度較高，其他變量數據較為分散。

三、實證分析

（一）空間相關性

在使用空間計量模型前，首先要對被解釋變量和解釋變量的空間相關性進行檢驗，筆者選用全局莫蘭指數對產業(yè)結構高級化指數和產業(yè)結構合理化指數進行檢測空間關聯性。經檢驗，產業(yè)結構高級化指數和產業(yè)結構合理化指數在1%的顯著性水平上顯著，Moran’s I 統(tǒng)計量均大于0，說明產業(yè)結構高級化指數和產業(yè)結構合理化指數在空間上也呈正相關關系。產業(yè)結構高級化指數的Moran’s I 統(tǒng)計量相比于產業(yè)結構合理化的統(tǒng)計量大，說明產業(yè)結構合理化指數在空間上的關聯性更強。選用Geary’c指數對GTFP進行空間關聯性檢驗，結果如表2。經檢驗，大部分年份各省的綠色全要素生產率的增長率通過了10%的顯著性檢驗，Geary’c統(tǒng)計量小于1，說明GTFP在空間上呈現正相關關系。

表2 空間顯著性檢驗結果

（二）回歸結果及討論

筆者利用豪斯曼檢驗來判定該模型適用固定效應模型還是隨機效應模型，根據檢驗結果可以確定應該采用隨機效應模型。運用stata14.對模型進行回歸，采用偏微分效用分解法把空間效應分解為直接效應、間接效應和總效應，結果如表3所示。

表3 回歸結果

產業(yè)結構優(yōu)化升級對于綠色全要素生產率的影響分為產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化對于綠色全要素生產率的影響兩部分。

1.產業(yè)結構合理化對綠色全要素生產率的影響。從回歸結果可以看出，產業(yè)結構合理化的直接效應、間接效應和總效應均顯著。本地產業(yè)結構合理化指數降低一個單位，即產業(yè)結構合理化程度增強，會使得本地區(qū)綠色全要素生產率的增長率提高0.0217單位，相鄰地區(qū)的綠色全要素生產率的增長率提高0.0178單位，總體使得綠色全要素生產率的增長率提高0.0394個單位?；貧w結果表明，我國產業(yè)結構合理化對綠色全要素生產率具有促進作用，證明了“結構紅利”的存在。我國從計劃經濟體制轉向市場經濟體制，要素的配置逐漸趨于合理，資本、勞動向生產率高的部門轉移，產業(yè)結構的合理化可以促使全要素生產率的較快提高，產業(yè)結構的調整可以繼續(xù)釋放結構紅利。我國產業(yè)結構合理化的調整，不僅表現在產業(yè)與產業(yè)間的要素合理配置層面上，還表現在產業(yè)間各個部門的相互協調發(fā)展的調整上，使得二、三產業(yè)部門間的要素配置更加合理，產業(yè)間和產業(yè)內各部門的協調性增加促進了綠色全要素生產率的提高。

地區(qū)產業(yè)結構合理化水平提高會對臨近區(qū)域的綠色全要素生產率增長率產生正溢出作用，這是因為一個地區(qū)的產業(yè)結構趨于優(yōu)化，使得該地區(qū)各產業(yè)的生產效率提高，通過示范和帶動作用促使臨近地區(qū)的技術水平、管理水平提升，從而推動其他地區(qū)綠色全要素生產率的提高。

2.產業(yè)結構高級化對綠色全要素生產率的影響。從回歸結果可以看出，產業(yè)結構高級化的直接效應、間接效應和總效應均顯著。一個地區(qū)的產業(yè)結構高級化指數每增加一個單位會使得本地區(qū)綠色全要素生產率的增長率提高0.0544單位，相鄰地區(qū)的綠色全要素生產率的增長率提高0.0430單位，總體使得綠色全要素生產率的增長率提高0.0974個單位。產業(yè)結構的高級化使得要素向第三產業(yè)轉移，第三產業(yè)內部高新技術部門生產產品的附加值較高，第三產業(yè)的生產率相對于第二產業(yè)較高。除此之外，第三產業(yè)部門生產產品時采用高新技術，排放的污染物較少，資金和勞動向第三產業(yè)流動會使得綠色全要素生產率的增長率提高。

區(qū)域產業(yè)結構高級化程度的增加會造成相鄰地區(qū)的綠色全要素生產率提高，這是因為相鄰地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢和自然稟賦相同，造成了相鄰省份所聚集的產業(yè)和部門趨同，產業(yè)結構相似。當一個地區(qū)的產業(yè)結構由低級向高級轉化時，會促使臨近地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化，產生正溢出效應，使得其他地區(qū)的綠色全要素生產率增長率提高。

3.經濟發(fā)展水平對綠色全要素生產率的影響。地區(qū)經濟發(fā)展水平與綠色全要素生產率呈負相關關系，人均GDP每增長1%，當地綠色全要素生產率增長率降低0.0180個單位，臨近地區(qū)綠色全要素生產率增長率下降0.0142。這可能是由于現階段各地區(qū)在大力發(fā)展經濟時，仍然較多關注GDP的增長，而對于環(huán)境保護的監(jiān)管力度不足，對企業(yè)有關環(huán)境方面的規(guī)制不夠嚴格，抑制了地區(qū)的綠色全要素生產率的提高。

4.對外開放水平對綠色全要素生產率的影響。對外開放水平與綠色全要素生產率呈負相關關系，貨物進出口總額占GDP比重每提高1%，綠色全要素生產率增長率總體上降低0.0270個單位。這可能是由于兩方面原因造成的，一是地區(qū)企業(yè)對于國外轉移至國內的新技術吸收能力不強，導致對外開放所引進的新技術無法有效發(fā)揮溢出效應，難以帶動地區(qū)綠色全要素生產率的提高，二是地區(qū)出口企業(yè)在生產時注重經濟效益，而忽略了環(huán)境保護，阻礙了地區(qū)的綠色全要素生產率增長率的提高。

5.科研投入水平對綠色全要素生產率的影響。地區(qū)科研投入水平和綠色全要素生產率增長率呈正相關關系，科技研發(fā)支出占GDP的比重每增加1%，綠色全要素生產率的增長率總體上增加0.3516個單位。科技投入增加，使得生產部門在生產過程中采用新的技術。技術減少生產過程給環(huán)境帶來的破壞。一個地區(qū)科研水平的提高也會帶動相鄰地區(qū)采用更有效、更環(huán)保的生產方式，促進其綠色全要素生產率的提高。

四、結論

通過DEA方法對2000—2016年我國30個省份估算出地區(qū)綠色全要素生產率的基礎上，構建產業(yè)結構優(yōu)化的兩項指標即產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化，運用空間滯后模型，對產業(yè)結構優(yōu)化對綠色全要素生產率的影響進行研究，發(fā)現：（1）綠色全要素生產率具有空間溢出效應，地區(qū)綠色全要素生產率的增長能夠顯著促進周邊臨近地區(qū)的綠色全要素生產率的提高。（2）產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化對綠色全要素生產率的增長均具有促進作用，并且能夠通過空間溢出使相鄰地區(qū)的綠色全要素生產率提高，從模型的回歸結果中可以發(fā)現，產業(yè)結構高級化對綠色全要素生產率的影響大于產業(yè)結構合理化對綠色全要素生產率的影響。（3）在現階段，地區(qū)科研水平對綠色全要素生產率的提高有促進作用，而地區(qū)經濟水平、對外開放水平對綠色全要素生產率的提高有抑制作用。

根據上述結論，提出如下建議。第一，合理規(guī)劃與引導地區(qū)產業(yè)發(fā)展。產業(yè)結構的優(yōu)化不僅會對本地區(qū)綠色全要素生產率產生正效應，同時也會通過空間溢出效應提升鄰近地區(qū)綠色全要素生產率，因此，產業(yè)結構的調整優(yōu)化應依據地區(qū)發(fā)展狀況與行業(yè)自身特點而定，既要重視產業(yè)內部的協調與升級，也要注重產業(yè)間的調整，避免地區(qū)間的產業(yè)同構與惡性競爭，從而使產業(yè)結構調整優(yōu)化能夠充分釋放“結構紅利”，推動地區(qū)綠色全要素生產率的提高。第二，加快發(fā)展第三產業(yè)，尤其是生產性服務業(yè)的發(fā)展。生產性服務業(yè)作為提供中間產品的產業(yè)，具有產業(yè)關聯性強、知識技術密集、產品附加值高等特征。因此，在現階段大力發(fā)展生產性服務業(yè)等第三產業(yè)，能夠促使產業(yè)結構繼續(xù)優(yōu)化，進而提升我國綠色經濟的發(fā)展水平。第三，提高地區(qū)科研投入水平并進一步推進市場化進程，通過提高生產過程中的技術水平與資源配置效率，促進我國經濟發(fā)展轉型，進而提升我國綠色經濟的發(fā)展水平。高新技術產業(yè)與生產性服務業(yè)應充分利用傳統(tǒng)基礎設施和新型基礎設施，以工業(yè)互聯網、大數據、物聯網等技術打破行政地區(qū)束縛，各地根據區(qū)位優(yōu)勢選擇產業(yè)發(fā)展方向，政府需對企業(yè)環(huán)境治理成本予以適當彌補。［24］