長三角地區(qū)涉林服務(wù)業(yè)發(fā)展類型特點分析

佘曙初

（義烏工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院，義烏 322000）

近年來，國外研究仍比較熱衷于以經(jīng)典動態(tài)偏離-份額模型為基礎(chǔ)研究區(qū)域內(nèi)部門產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟增長和生產(chǎn)率的影響。O’Learye and Webber[1]對1980～2007 年歐洲181 個地區(qū)的研究結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)趨同都具有重要影響，且區(qū)域經(jīng)濟增長不僅受最初差距的影響，還受到部門結(jié)構(gòu)、要素稟賦、機構(gòu)等方面差異的影響，當(dāng)某地區(qū)處于“高且改善”或“低且衰退”的狀態(tài)時，其影響特別有助于增長。Elías[2]在研究西班牙和葡萄牙農(nóng)業(yè)、建筑業(yè)、貿(mào)易和公共服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時指出農(nóng)業(yè)部門有一個積極的跡象，當(dāng)一個區(qū)域鄰國的農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率差異較高時，一年后該區(qū)域的總生產(chǎn)率將有更多的增長；然而，在工業(yè)部門，情況正好相反。兩位學(xué)者均運用經(jīng)典動態(tài)偏離—份額模型完成分析過程。國內(nèi)學(xué)者運用經(jīng)典動態(tài)偏離—份額模型分析了長江經(jīng)濟帶制造業(yè)和林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變規(guī)律。劉莉君等[3]測算了長江經(jīng)濟帶9 省2 市27 個制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的2005～2010 年、2011～2015 年間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分量、競爭力分量及偏離分量，總結(jié)了發(fā)展類型和演變特征。向紅玲等[4]分析了長江經(jīng)濟帶林業(yè)一、二、三產(chǎn)業(yè)的動態(tài)偏離額，指出區(qū)域內(nèi)林業(yè)第三產(chǎn)業(yè)具有競爭優(yōu)勢，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離是長江經(jīng)濟帶林業(yè)第三產(chǎn)業(yè)增長的直接主導(dǎo)因素。運用經(jīng)典動態(tài)偏離-份額模型，計算長三角區(qū)域各省市涉林服務(wù)業(yè)及其次級產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭力分量值，依據(jù)已有標(biāo)準(zhǔn)判斷產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型。

2019 年10 月25 日國務(wù)院批發(fā)統(tǒng)一實施《長三角生態(tài)綠色一體化發(fā)展示范區(qū)總體方案》，2020 年10 月9 日長三角首個區(qū)域一體化林業(yè)標(biāo)準(zhǔn)《沿海防護林生態(tài)效益監(jiān)測與評估技術(shù)規(guī)程》立項。這些措施對于支撐長三角區(qū)域沿海防護林一體化建設(shè)及區(qū)域的高質(zhì)量一體化發(fā)展都起到了重要作用。分析長三角區(qū)域各省市涉林服務(wù)業(yè)及其各次級產(chǎn)業(yè)的發(fā)展類型，對于掌握區(qū)域內(nèi)涉林次級產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)承趨勢和制定其協(xié)調(diào)發(fā)展的政策具有參考作用。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

偏離—份額分析的目的是確定一個區(qū)域相對于全國平均水平的總增長業(yè)績是其經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的結(jié)果，還是其部門增長的結(jié)果，雖然不能揭示其增長的原因，但對于識別和量化區(qū)域增長業(yè)績的可能來源是非常有用的（Lionel and Leif，2014）[5]。

1.1.1 選擇經(jīng)典偏離—份額方法的依據(jù)

偏離—份額分析技術(shù)在20 世紀(jì)60 年代初由Fuchs[6]、Dunn[7]、Ashby 等[8]在研究就業(yè)增長率時提出。Dunn 運用經(jīng)典偏離—份額模型分析了美國在1939～1954 年間的就業(yè)增長，并指出該技術(shù)可用于任何重要的經(jīng)濟方面——收入、就業(yè)、人口等。Herzog and Olsen[9]也指出運用經(jīng)典模型可將就業(yè)、收入或產(chǎn)出等區(qū)域變量的增長分解為衡量區(qū)域間差異增長的三種效應(yīng)。

隨著該方法在研究區(qū)域經(jīng)濟中的廣泛應(yīng)用，經(jīng)典模型結(jié)構(gòu)不斷得到調(diào)整，爭議也頗多。Esteban[10]通過引入同位變量將經(jīng)典模型中的競爭效應(yīng)為分為一個新的競爭效應(yīng)和一個分配效應(yīng)，此后在Esteban-Marquillas 模型得到廣泛應(yīng)用的同時，對其評論也褒貶不一。Herzog and Olsen依據(jù)34 個部門的數(shù)據(jù)檢驗了Esteban-Marquillas 模型，肯定了該模型擴展了偏離—份額分析法的特性，但是Beaudry and Martin 卻對Herzog and Olsen 的結(jié)論給予了部分的否定[11]，同年Herzog and Olsen[12]又給原作者進(jìn)行了回復(fù)。Loveridgem and Selting[13]依據(jù)偏離—份額模型內(nèi)部構(gòu)成關(guān)系比較了7 個偏離份額模型，其依據(jù)對尼蘇達(dá)州77 個部門數(shù)據(jù)的測算結(jié)果，指出被廣泛引用的Esteban-Marquillas 模型不如經(jīng)典模型與其他兩個衍生模型，其弱點是沒有體現(xiàn)出當(dāng)所有部門和區(qū)域加在一起時的邏輯值問題，并且有些組成部分會為波動性小的部門產(chǎn)生不切實際的高值。

近年來仍有研究指出Esteban-Marquillas 模型沒有給Dunn 經(jīng)典模型帶來任何改進(jìn)（Lionel and Leif），即目前經(jīng)典偏離—份額模型仍被廣泛應(yīng)用。德國森林集群中的木材產(chǎn)業(yè)區(qū)域就業(yè)趨勢的分析（Klein and Kies）[14]、部門層面納入?yún)^(qū)域增長時對模型分析范圍的調(diào)整（Márquez et al）[15]、日本區(qū)域能源需求的動態(tài)偏離份額測算（Otsuka）[16]、對1990～2010 年間底特律人口和住房變化趨勢的研究（Joseph and Danko）[17]以及對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)發(fā)展類型演變特征的分析（劉莉君），均是運用經(jīng)典偏離—份額模型開展分析。

可見經(jīng)典模型不但應(yīng)用廣泛，而且已經(jīng)從國家層面涉足區(qū)域?qū)用?。指定長三角區(qū)域為參考區(qū)域，滬蘇浙皖為區(qū)域內(nèi)省市[18]，依據(jù)經(jīng)典偏離—份額模型結(jié)構(gòu)，分析涉林第三產(chǎn)業(yè)及其次級產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型的2個模型分別如下（Klein and Kies）：

模型（2）和模型（1）分別為三省一市涉林第三產(chǎn)業(yè)與其5 個次級產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增量的偏離份額分解模型。其中：RS（regional share）—區(qū)域分量，IM（industry mix）—產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分量，PC（province competivity）—省市競爭力分量；y—產(chǎn)量，n—長三角區(qū)域，t—年份，j—省市，j=1，2，3，4，其中j=1—上海，j=2—江蘇，j=3—浙江，j=4—安徽；i—次級產(chǎn)業(yè)[19]，i=1，2，3，4，5，其中：i=1—林業(yè)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)；i=2—林業(yè)旅游與休閑服務(wù)業(yè)；i=3—林業(yè)生態(tài)服務(wù)業(yè)；i=4—林業(yè)專業(yè)技術(shù)服務(wù)業(yè)；i=5—林業(yè)公共管理及其他組織服務(wù)業(yè)。

1.1.2 產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型判斷標(biāo)準(zhǔn)

參考劉莉君依據(jù)經(jīng)典偏離-份額模型計算結(jié)果給出的產(chǎn)業(yè)類型判斷標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)區(qū)域范圍調(diào)整了各類型內(nèi)涵的表述（見表1）；同時依據(jù)劉莉君對產(chǎn)業(yè)類型7-13 存在零值原因的解釋（某產(chǎn)業(yè)在研究期內(nèi)在該地區(qū)未有或是某一分析對象的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與參考區(qū)域的平均水平完全相等），未列出產(chǎn)業(yè)類型7-13 的三個分量及其解釋。

表1 產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型判斷標(biāo)準(zhǔn)Table 1 Judgment standard of industrial development types

分別依據(jù)公式（2）和公式（1）計算2014～2018 年間三省一市涉林第三產(chǎn)業(yè)與其次級產(chǎn)業(yè)的動態(tài)產(chǎn)業(yè)結(jié)分量、省市競爭力分量及偏離分量。根據(jù)表1 給出的標(biāo)準(zhǔn)，明確產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型及其動態(tài)演變特征。與劉莉君和向紅玲等的研究相比，研究既分析了主體產(chǎn)業(yè)的發(fā)展類型，又分析了其內(nèi)部各次級產(chǎn)業(yè)的發(fā)展類型；同時，依據(jù)（劉莉君）優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)（產(chǎn)業(yè)類型1～3）和劣勢產(chǎn)業(yè)（產(chǎn)業(yè)類型4～6）的判斷標(biāo)準(zhǔn)，為方便對比分析三省一市各次級產(chǎn)業(yè)的優(yōu)劣程度，又將產(chǎn)業(yè)類型1～6 分別表述為強、中、弱優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和弱、中、強劣勢產(chǎn)業(yè)；同時參照（劉莉君）將11 年劃分2 段分析產(chǎn)業(yè)類型動態(tài)演變的思路，考慮到研究時間僅為5 年，故將分析思路調(diào)整為逐年確定產(chǎn)業(yè)類型，即可分析4個階段的連續(xù)變化。

1.2 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

長三角區(qū)域規(guī)劃于2010 年5 月24 日由國務(wù)院正式批準(zhǔn)實施，2018 年11 月5 日長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，2019 年12 月1 日《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》發(fā)布，規(guī)劃范圍擴大至上海市、江蘇省、浙江省和安徽省。

依據(jù)長三角地區(qū)涉林第三產(chǎn)業(yè)及其次級產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)分析涉林服務(wù)業(yè)發(fā)展類型與特征。由于2013 年以前與2014 年以后的各次級產(chǎn)業(yè)項目差異較大，且無法按2014 年項目整理歸類，即考慮到涉林第三產(chǎn)業(yè)5 個次級產(chǎn)業(yè)名稱的一致性，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒》（2014～2018 年）[20]。故以2014 年為起始年份，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭力的動態(tài)演變，描述性統(tǒng)計如表1 所示。

一是某省市某次級產(chǎn)業(yè)在某時期無產(chǎn)值（表中最小值為“0”），這就會出現(xiàn)因無法計算增長率而無法計算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和省市競爭力份額的情況。例如，上海市在2014～2018 年間林業(yè)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值均為零，成為長三角地區(qū)該業(yè)各年的最小值。在實際計算時，處理這一特殊數(shù)據(jù)的方式是將“0”改寫為“0.000 1”，即產(chǎn)值為1 元，而計算結(jié)果是保留到萬元，這樣處理不但可以保證數(shù)學(xué)上要求的計算增長率的分母不為零，而且在計算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭力份額時1 元的初始值也不影響分析結(jié)論。同時，上海市林業(yè)專業(yè)技術(shù)服務(wù)業(yè)因僅在2014 年有產(chǎn)值，故也進(jìn)行了同樣處理；其余三省各次級產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值均為正?？梢?，與其他三省相比，上海市涉林第三產(chǎn)業(yè)在長三角區(qū)域中處于弱勢。

二是區(qū)域涉林第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值在研究期間均穩(wěn)步正增長，但是增長率呈下降趨勢；次級產(chǎn)業(yè)除林業(yè)專業(yè)技術(shù)服務(wù)業(yè)、林業(yè)公共管理及其他組織服務(wù)業(yè)的產(chǎn)值增長率各有1 年下降外，其余次3 個級產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值均為正增長，但各年間波動較大。

表2 涉林第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值描述性統(tǒng)計（2014～2018）Table 2 Descriptive statistics of tertiary industry output value of related forestry（2014-2018）單位：萬元

以下通過計算三省一市涉林第三產(chǎn)業(yè)及其次級產(chǎn)業(yè)在區(qū)域涉林服務(wù)業(yè)中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分量、競爭力分量、偏離份額的正負(fù)值判斷產(chǎn)業(yè)類型。

2 涉林服務(wù)業(yè)發(fā)展類型分析

2.1 涉林第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型分析

將依據(jù)公式（2）計算的三省一市涉林第三產(chǎn)業(yè)2個分量值與偏離份額合計值列入表中的目的是為了體現(xiàn)偏離程度，即在產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型相同時，其偏離程度是不同的。例如，上海市和江蘇省在2017～2018 年間涉林第三產(chǎn)業(yè)均為產(chǎn)業(yè)類型6，但是后者的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭力分量分別約為前者的6 倍與10 倍。

在研究期間內(nèi)，浙江省涉林第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢頭最優(yōu)，然后依次為江蘇省、安徽省和上海市。浙江省在4 年中有3 年為強優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)類型1，即這三年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭力優(yōu)勢尤為突出，且超出長三角地區(qū)平均水平；雖然在2016～2017 年間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)份額為優(yōu)勢，但因競爭力弱勢使其偏離份額低于長三角平均水平，即為弱劣勢產(chǎn)業(yè)類型4。安徽省連續(xù)3 年為產(chǎn)業(yè)類型3，競爭力優(yōu)勢突出，在彌補了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的弱勢后，仍能超出長三角區(qū)域平均水平，但是在2017～2018 年間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)轭愋?，失去所有優(yōu)勢。江蘇省和上海市除分別在2016～2017 年、2014～2015 年為產(chǎn)業(yè)類型1、產(chǎn)業(yè)類型5 外，其余均發(fā)展階段均為產(chǎn)業(yè)類型6，產(chǎn)業(yè)弱勢特征明顯。

可見，浙江省和安徽省的涉林第三產(chǎn)業(yè)在研究期間內(nèi)主要表現(xiàn)為優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)（產(chǎn)業(yè)類型1～3，占均比為75%），其余省市的該產(chǎn)業(yè)為劣勢產(chǎn)業(yè)（產(chǎn)業(yè)類型4～6）。可見，涉林第三產(chǎn)業(yè)省市間的優(yōu)劣產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型差異明顯，且同一省市類型穩(wěn)定。以下進(jìn)一步分析涉林第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部5 個次級產(chǎn)業(yè)在各省市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型。

2.2 涉林第三產(chǎn)業(yè)次級產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型分析

將依據(jù)公式（1）計算的各次級產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分量、競爭力分量及偏離份額的正負(fù)以及依據(jù)表1給出的判斷結(jié)果均列在表3 中，箭頭方向為產(chǎn)業(yè)按研究年度的發(fā)展方向。

表3 涉林第三業(yè)發(fā)展類型（2014～2018）Table 3 The development types of tertiary industry of related forestry 單位：萬元

在研究期間內(nèi)長三角地區(qū)各次級產(chǎn)業(yè)在各省市的發(fā)展類型特點如下：

林業(yè)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)（l1）主要是表現(xiàn)出劣勢波動衰退（浙江省和江蘇省）和優(yōu)勢波動為主、偶有劣勢（安徽?。┏霈F(xiàn)的特點。因上海市該產(chǎn)業(yè)在研究期間內(nèi)未有產(chǎn)值而未分析。

林業(yè)旅游與休閑服務(wù)業(yè)（l2）是該地區(qū)發(fā)展最好的林業(yè)次級產(chǎn)業(yè)。其中，浙江省最為突出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭力均表現(xiàn)為優(yōu)勢，偏離份額超出區(qū)域平均水平，且始終為強優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)類型1；安徽省稍次之，該省僅在2017～2018 年為弱劣勢產(chǎn)業(yè)類型4，其余年份均為中、強優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。上海市和江蘇省的優(yōu)劣產(chǎn)業(yè)年份比率均為75%，但前者除在研究期初有1 次強優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)外，其余年份均表現(xiàn)為持續(xù)平穩(wěn)的弱劣勢產(chǎn)業(yè)（產(chǎn)業(yè)類型4）；后者則在弱劣勢中出現(xiàn)了1 次的強優(yōu)勢（產(chǎn)業(yè)類型1）波動，未來發(fā)展存在繼續(xù)沖擊優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的可能。這一分析表明長三角地區(qū)的林業(yè)旅游與休閑服務(wù)業(yè)在區(qū)域涉林次級服務(wù)業(yè)中最為突出。

蘇浙皖三省的林業(yè)生態(tài)服務(wù)業(yè)（l3）在研究期間內(nèi)均為產(chǎn)業(yè)類型5 和產(chǎn)業(yè)類型6，發(fā)展趨勢表現(xiàn)為平穩(wěn)劣勢，低于區(qū)域內(nèi)的平均水平；上海市除在研究期初為弱優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)類型3 外，此后三個時期均為強劣勢產(chǎn)業(yè)類型6；滬蘇浙皖這一產(chǎn)業(yè)的競爭力分量均為劣勢。這一分析表明，該次級產(chǎn)業(yè)與其他次級產(chǎn)業(yè)相比，劣勢特征最為明顯。

林業(yè)專業(yè)技術(shù)服務(wù)業(yè)（l4）在蘇浙皖三省的產(chǎn)業(yè)類型變化較大，產(chǎn)業(yè)優(yōu)劣勢波動頻繁。江蘇省均在劣勢產(chǎn)業(yè)類型中波動，其劣勢特征比浙皖二省更為突出。上海市除在研究期初為強劣勢產(chǎn)業(yè)類型6 外，此后連續(xù)各年均未有產(chǎn)值，無需分析。

上海市和江蘇省的林業(yè)公共管理及其他組織服務(wù)業(yè)（l5）表現(xiàn)為完全一致性的劣勢，且有從強、弱劣勢到強、中劣勢平穩(wěn)轉(zhuǎn)變的趨勢，且二者此次級產(chǎn)業(yè)的偏離份額均為負(fù)，表現(xiàn)為劣勢；安徽省的該產(chǎn)業(yè)則出現(xiàn)了弱優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)與中、強劣勢產(chǎn)業(yè)的交替，發(fā)展趨勢不明確；浙江省則為強優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)與中、強劣勢產(chǎn)業(yè)的交替，總體趨勢表現(xiàn)為中、強劣勢產(chǎn)業(yè)。

3 研究結(jié)論

在研究期間內(nèi)，對長三角涉林第三產(chǎn)業(yè)及其次級產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型的分析得出以下結(jié)論：描述性統(tǒng)計分析結(jié)果表明長三角地區(qū)涉林第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)穩(wěn)步正增長，但是各次級產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在波動。經(jīng)典偏離-份額模型測算結(jié)果表明：從長三角地區(qū)涉林第三產(chǎn)業(yè)總體來看，各省市產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型差異明顯，且同一省市發(fā)展類型穩(wěn)定；從三省一市的各次級產(chǎn)業(yè)來看：林業(yè)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)表現(xiàn)出劣勢波動衰退（浙江省和江蘇?。┖蛢?yōu)勢波動為主、偶有劣勢（安徽?。┑奶攸c；林業(yè)旅游休閑產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢特征最為突出；林業(yè)生態(tài)服務(wù)業(yè)劣勢特征最為明顯；林業(yè)專業(yè)技術(shù)服務(wù)業(yè)優(yōu)劣波動頻繁；林業(yè)公共管理及其他組織服務(wù)業(yè)的劣勢特征在上海市和江蘇省完全一致性，在安徽和浙江兩省則為不同程度的優(yōu)劣交替。與已有類似研究相比，逐年分析主體產(chǎn)業(yè)及其次級產(chǎn)業(yè)的發(fā)展類型，并用強、中、弱區(qū)分了優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和劣勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型的程度。