梁 星，卓得波

（山東工商學院a.財務處；b.會計學院，山東 煙臺 264005）

中國區(qū)域生態(tài)效率評價及影響因素分析

梁 星a，卓得波b

（山東工商學院a.財務處；b.會計學院，山東 煙臺 264005）

文章利用熵權法對中國2006—2015年30個省（市、自治區(qū)）的生態(tài)效率進行綜合評價，對比分析中國整體水平以及東中西部的生態(tài)效率差異；然后分析經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、外資利用、環(huán)境政策、技術創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化以及平均受教育水平等7個因素對生態(tài)效率的影響機理、代理變量選擇以及與當期生態(tài)效率、滯后一期生態(tài)效率之間的線性關系和非線性關系。

區(qū)域；生態(tài)效率評價；影響因素；熵權法；回歸分析

0 引言

近年來，隨著中國經濟的快速發(fā)展，環(huán)境問題越來越突出。霧霾、沙塵暴、化學固體廢棄物處置等問題頻繁發(fā)生，一定程度上影響了經濟的增速和公眾的生活質量，環(huán)境問題受到廣泛重視。黨的十八大首次提出將生態(tài)文明建設作為中國“五位一體”的組成部分，凸顯了走可持續(xù)發(fā)展道路及建設循環(huán)經濟的社會主義生態(tài)文明的重要性和決心，生態(tài)效率作為評價生態(tài)文明建設的重要指標也成為現代學者研究的一個熱點問題。

1 區(qū)域生態(tài)效率評價

1．1 生態(tài)效率評價指標體系

目前普遍接受的生態(tài)效率概念是WBCSD所提出的，即：

本文將生態(tài)效率定義為：

其中，i=1，2，3，…，30；t=2006，2007，…，2015；EEit表示第i個對象第t年的生態(tài)效率值，GDP′it表示無量綱化后第i個對象第t年的經濟產出值，EIit表示第i個對象第t年資源環(huán)境綜合評價值。

根據生態(tài)效率的定義，遵循科學性、系統性、可操作性等原則，借鑒諸大建[1]、韓瑞玲[2]等的研究成果，從環(huán)境影響、資源消耗、經濟產出三個方面構建了本文的生態(tài)效率評價指標體系，如表1所示。其中，固體廢棄物排放量用工業(yè)固體廢棄物排放量近似代替，土地投入量用建成區(qū)面積表示，勞動投入量用歷年各省人口總數表示。

表1 中國區(qū)域生態(tài)效率評價指標體系

本文以中國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）2006—2015年的數據為樣本，由于港澳臺以及西藏地區(qū)的數據缺失嚴重，因此樣本中不包括這4個地區(qū)。樣本數據來源于《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統計年鑒》、各省歷年統計年鑒、國家統計局官網以及各省統計局官網。

1．2 指標權重的確定

曾志強[3]認為，熵值賦權法是一種客觀賦權方法，它是根據各個指標變異程度的大小計算出各指標的熵權，再通過熵權對各指標的權重進行修正，從而得出較為客觀的指標權重。趙磊[4]認為，熵權法相對于其他方法具有對數值有差異的屬性參數進行弱化和強化的功能，從而使各類信息能得到比較全面反映的特點。由此，本文利用熵權法來確定中國2006—2015年30個?。ㄊ?、自治區(qū)）的生態(tài)效率評價指標的權重。

借鑒文獻[4-6]關于熵權法確定指標權重步驟，以某年為例，假設樣本為m個待評價年度，n項評價指標，得到原始評價矩陣記作：

第一步，計算第j個指標下第i個評價對象的指標值的權重pij：

第二步，計算第j個指標的熵值Hj：

其中，k=1/lnn,Hj≥0；當pij=0時，令 pij?lnpij=0；

第三步，計算指標j的權重：

與文獻[4-6]關于熵權法確定指標權重步驟不同的是，本文在得到原始評價矩陣后并沒有對數據進行標準化。原因有二：一是式（2）消除了數據在量綱等方面的影響；二是標準化可能會造成信息丟失?；诖耍疚脑谟嬎銠嘀刂髮υ紨祿M行標準化處理，用以計算資源環(huán)境綜合評值。根據熵權法的計算方法，結合樣本數據，計算得出各年各個指標的權重系數，如表2所示。

表2 2006—2015年各指標權重

1．3 生態(tài)效率評價值計算

為了增強年度數據之間的可比性，與王蘭英[7]、趙磊[4]等對原始矩陣按年度進行無量綱化處理不同的是，本文忽略年度影響，直接按照指標的不同對數據進行無量綱化處理，一定程度上增加了年度之間的可比性。具體處理過程如下：

（1）對正向指標，其公式為：

其中，表示無量綱化后第i個對象第j個指標的值；xij表示第i個對象第j個指標的原始值；minjxij表示第j個指標的下限值；maxjxij表示第j個指標的上限值。

（2）對逆向指標，其公式為：

其中，各符號含義同式（5）。第i個對象第t年資源環(huán)境綜合評價值計算公式為：

wjt表示第j個指標第t年的權重，表示無量綱化后第i個對象第j個指標的值。

根據式（5）、式（7）以及式（1）可計算各?。ㄊ?、自治區(qū)）各年的生態(tài)效率值，具體結果如表3所示。各地區(qū)生態(tài)效率變化如圖1所示。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東以及海南共11個省市，中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北以及湖南共8個省市，西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古共11個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）。

表3 2006—2015年各?。ㄊ?、自治區(qū)）生態(tài)效率評價值

圖1 中國2006—2015年生態(tài)效率變化趨勢

從表3和圖1可以看出：（1）各省之間生態(tài)效率基本都在逐漸提高，其中以東部地區(qū)提高速度最快；（2）省際之間的生態(tài)效率差異明顯；（3）生態(tài)效率從東部到西部呈階梯狀下降，且只有東部地區(qū)的生態(tài)效率高于全國平均水平，區(qū)域層面上的生態(tài)效率差距不斷擴大；（4）中國生態(tài)效率水平雖然在不斷提高，但整體情況不容客觀，省際以及區(qū)域之間的差距過大問題不容忽視。

2 生態(tài)效率影響因素分析

2．1 生態(tài)效率影響因素及代理變量選擇

（1）經濟發(fā)展水平。經濟發(fā)展水平是指一個國家經濟發(fā)展的規(guī)模、速度和所達到的水準，通常用GDP衡量。本文選擇人均GDP作為經濟發(fā)展水平的代理變量。

（2）產業(yè)結構。單獨的某一個產業(yè)占地區(qū)生產總值的關系，并不能反映產業(yè)結構對生態(tài)效率的影響。根據目前中國的產業(yè)結構狀況，本文使用“第二產業(yè)占比*0.6+第三產業(yè)占比*0.4”作為產業(yè)結構的代理變量。

（3）外資利用。本文選擇外商直接投資占地區(qū)GDP的比重作為外資利用的代理變量，研究外資利用與生態(tài)效率之間的關系。

（4）環(huán)境政策。當環(huán)境污染治理投資達到某一水平后，繼續(xù)加大投資額可能會因為投資大于收益而降低生態(tài)效率，因此生態(tài)效率與環(huán)境污染治理投資可能存在非線性關系，而不是單純的線性關系。本文選擇環(huán)境污染治理投資額占地區(qū)GDP的比重，作為環(huán)境政策的代理變量。

（5）技術創(chuàng)新。技術創(chuàng)新對于生態(tài)效率的影響主要體現在技術創(chuàng)新可以提高資源利用效率、減少污染物排放以及提高經濟效應等方面，對生態(tài)效率有明顯的促進作用。本文認為專利授權數并不能反應一個地區(qū)技術創(chuàng)新對生態(tài)效率的影響。為了有效避免上述兩個代理變量的缺陷，本文選擇各地區(qū)技術市場成交額占GDP的比重作為技術創(chuàng)新的代理變量。

（6）城鎮(zhèn)化。城鎮(zhèn)化一方面促進鋼鐵、煤炭等產業(yè)的發(fā)展，提高了中國經濟發(fā)展水平以及居民生活質量，但另一方面，鋼鐵煤炭產業(yè)都屬于高能耗高污染行業(yè)對生態(tài)效率有著一定的負面影響。同時城鎮(zhèn)化還會帶來諸如熱島效應、垃圾效應等環(huán)境問題。本文認為城鎮(zhèn)化水平與生態(tài)效率之間可能存在非線性關系，并將城鎮(zhèn)人口占總人口比重作為城鎮(zhèn)化的代理變量。

（7）平均受教育水平。教育水平的提高，一方面可以提高人們的環(huán)保意識，從而促使人們保護環(huán)境節(jié)約資源，間接提高生態(tài)效率水平；另一方面，也會提高人們的知識水平與科研能力，進而提高技術創(chuàng)新能力，促進生態(tài)效率水平的提高。而且，受經濟發(fā)展水平的限制，部分地區(qū)的教育可能更關注經濟發(fā)展，而不是生態(tài)效率。本文選用平均受教育年限作為平均教育水平的代理變量，其具體計算公式為：平均受教育年限=小學文化人數占比*6+初中文化程度人數占比*9+高中文化程度人數占比*12+大專以上文化程度人數占比*16。

本文共考慮了以上7個因素對生態(tài)效率的影響，具體如表4所示。

2．2 生態(tài)效率影響因素回歸模型及結果

本文數據來源于《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統計年鑒》、各省歷年統計年鑒、國家統計局官網以及各省統計局官網。通過對回歸樣本進行平穩(wěn)性檢驗、協整檢驗以及Hausman檢驗。最終確定基本回歸模型如式（8）所示：

其中，EEit表示第i個對象第t年的生態(tài)效率值，其余變量含義如表4所示。

表4 生態(tài)效率影響因素指標及代理變量選擇

同時，考慮到當期的生態(tài)效率影響因素可能對后期生態(tài)效率產生影響以及生態(tài)效率的提高是一個連續(xù)、跨年度的過程，本文設計了生態(tài)效率影響因素的滯后模型，如式（9）所示：

其中，EEit+1表示第i個對象第t+1年的生態(tài)效率值，其余變量含義同式（8）。

由上文分析可知，各生態(tài)效率影響因素可能與生態(tài)效率之間存在非線性關系，為了驗證這種非線性關系是否存在，以下分別設計了生態(tài)效率基本回歸模型以及滯后回歸模型的非線性回歸模型，具體如式（10）、式（11）所示：

其中，各變量含義如式（8）、式（9）所示?；貧w結果如表5所示。

2．3 實證結果分析

從表5可以看出：（1）除外資利用外，其余影響因素與生態(tài)效率的直接效應關系、間接效應關系均顯著；（2）除外資利用外，在直接效應非線性關系與間接效應非線性關系中，各影響因素與生態(tài)效率之間均存在顯著的非線性關系，但顯著性水平有所不同。

表5 生態(tài)效率影響因素回歸結果

從式（8）回歸結果可以看出模型的擬合優(yōu)度為0.923，F檢驗值高度顯著，模型設定較為恰當。經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、環(huán)境政策、技術創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化以及平均受教育水平對生態(tài)效率的影響均顯著。其中，經濟發(fā)展水平以及技術創(chuàng)新對生態(tài)效率的影響顯著為正，并通過了1%水平上的顯著性檢驗。技術創(chuàng)新對生態(tài)效率的提高作用最大，也從側面反映出中國走科技創(chuàng)新之路的合理性。此外，平均受教育水平的提高同樣會促進當期生態(tài)效率的提高。產業(yè)結構、環(huán)境政策以及城鎮(zhèn)化水平對生態(tài)效率的影響顯著為負，如何進行產業(yè)結構調整以及如何處理產業(yè)結構與經濟發(fā)展之間的關系，優(yōu)化產業(yè)結構促進生態(tài)效率的提高是目前亟需解決的問題。關于環(huán)境政策與生態(tài)效率之間的負相關關系，究其原因，本文認為主要有兩個方面：（1）環(huán)境污染治理投資結構不合理，大部分治理投資集中于工業(yè)污染治理忽略了非工業(yè)對生態(tài)效率的影響；（2）部分地方政府把環(huán)境污染治理投資當作“面子工程”，投資資金沒有落到實處，對環(huán)境污染治理不夠重視。本文的內容也間接論證了“先污染，后治理”的不合理性。此外，在推動城鎮(zhèn)化的過程中要注重資源的節(jié)約利用以及環(huán)境保護工作，而外資利用沒有通過顯著性檢驗，對生態(tài)效率影響不顯著。

從式（9）可以看出，除外資利用外，其他影響因素都通過了顯著性檢驗，說明各個因素對生態(tài)效率的影響是持續(xù)性的、長久性的，由此，對生態(tài)效率的提高要有長遠的戰(zhàn)略眼光，關注生態(tài)效率的持續(xù)提高。

從式（10）可以看出，經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構，環(huán)境政策、技術創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化以及平均受教育水平的二次項系數都通過了顯著性檢驗，說明這7個影響因素與生態(tài)效率之間存在非線性關系。經濟發(fā)展水平與生態(tài)效率之間呈現U型關系，說明生態(tài)效率隨著經濟發(fā)展水平的提高先降低達到某一點后再提高，這與中國的經濟發(fā)展是相適應的，起始階段，中國的經濟發(fā)展模式是粗放式的，更注重的是GDP的增長，對于生態(tài)效率關注較少；近年來，隨著環(huán)境污染對人們生產生活的影響，生態(tài)問題越來越受重視，在保證經濟增長的同時，生態(tài)效率也得到提高。產業(yè)結構、環(huán)境政策以及平均受教育水平與生態(tài)效率之間的關系呈倒U型。說明產業(yè)結構的調整、環(huán)保的投入以及教育對于生態(tài)效率的提高要注重適度原則。技術創(chuàng)新以及城鎮(zhèn)化與生態(tài)效率之間呈現U型關系，這種關系的存在于中國的國情以及經濟發(fā)展水平是密不可分的。外資利用的二次項系數沒有通過顯著性檢驗，說明外資利用與生態(tài)效率之間沒有顯著的關系。另外，需要說明的是，這種非線性關系只是一般規(guī)律，會受到人為因素的影響，不能僅僅因為這種規(guī)律符合某地的規(guī)律就盲目套用，而忽略了對其他方面的影響。

從式（11）可以看出，各個因素對滯后生態(tài)效率的影響與對當期生態(tài)效率影響的顯著性水平相差不大。其主要區(qū)別在于，與式（10）相比，在式（11）中環(huán)境政策的顯著性有所降低，平均受教育水平的顯著性有所提高。從式（8）、式（9）中可以看出環(huán)境政策對生態(tài)效率的系數顯著為負，但這并不代表中國的環(huán)境政策已經超過了倒U型的最高點，正如前文所分析的中國的環(huán)境政策存在不合理的地方，這是造成這種負向關系的主要原因，而不是因為環(huán)境污染治理投資額過度造成投入與收益不成正比。從現有數據分析，目前環(huán)境污染治理投資額占地區(qū)GDP最高的地區(qū)也僅僅只達到3.6%，最低地區(qū)僅僅為0.025%。從模型擬合優(yōu)度來看，非線性模型的擬合優(yōu)度明顯高于線性模型，但4個模型的F值均通過了顯著性檢驗。

3 總結

本文利用熵權法對中國2006—2015年30個?。ㄊ?、自治區(qū)）的生態(tài)效率進行綜合評價，對比分析中國整體水平以及東中西部的生態(tài)效率差異，并以生態(tài)效率綜合評價值為因變量，回歸分析了經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、外資利用、環(huán)境政策、技術創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化以及平均受教育水平等7個因素和當期以及滯后一期生態(tài)效率之間的關系以及它們之間的非線性關系。

［1］諸大建，邱壽豐.作為中國循環(huán)經濟測度的生態(tài)效率指標及其實證研究［J］.長江流域資源與環(huán)境，2008，17(1).

［2］韓瑞玲，佟連軍，宋亞楠.基于生態(tài)效率的遼寧省循環(huán)經濟分析［J］.生態(tài)學報,2011，(16).

［3］曾志強.供應商選擇決策的熵權模型研究［J］.中國集體經濟，2009，(6).

［4］趙磊等.基于熵權法土地資源可持續(xù)利用綜合評價研究——以遼寧省葫蘆島市為例［J］.資源與產業(yè)，2012，(4).

［5］賈艷紅等.熵權法在草原生態(tài)安全評價研究中的應用——以甘肅牧區(qū)為例［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2007，(1).

［6］李志萍，何雨江，朱中道.熵權法在農村安全飲水水質評價中的應用［J］.人民黃河，2007，(5).

［7］王蘭英.商秀印，邱玉橋，熵權法在農村生態(tài)校園經濟效益評價中的應用［J］.河北大學學報：自然科學版，2010，(4).

（責任編輯/易永生）

F205

A

1002-6487（2017）19-0143-04

山東能源協同創(chuàng)新中心資助項目（2014SDXT006）;山東工商學院研究生科研創(chuàng)新基金資助項目（2016yc1202013）

梁 星（1965—），女，山東海陽人，博士，教授，研究方向：管理會計與審計。

卓得波（1990—），男，山東鄒城人，碩士研究生，研究方向：環(huán)境審計。