張樂勤 陳素平

（1.池州學(xué)院資源環(huán)境學(xué)院，池州247000；2.池州學(xué)院商學(xué)院，池州247000）

1 引言

提高資源綜合利用效益與實施創(chuàng)新驅(qū)動是“十三五”規(guī)劃的重要戰(zhàn)略任務(wù)，科技創(chuàng)新是將科學(xué)發(fā)現(xiàn)和技術(shù)發(fā)明應(yīng)用到生產(chǎn)體系、創(chuàng)造新價值的過程［1］，科技創(chuàng)新背景下，隨著新技術(shù)、新產(chǎn)品、新工藝的使用，必然會改變或顛覆傳統(tǒng)的生產(chǎn)方式與模式，同等資源投入會得到更多的產(chǎn)出，資源要素組合、集聚也會更加優(yōu)化，因而資源利用效益必然會得到提升。顯然進行相關(guān)探索研究無疑對深化創(chuàng)新戰(zhàn)略實施、加快“兩型”社會與生態(tài)文明建設(shè)均具有重要啟示意義。

針對科技創(chuàng)新對資源利用績效影響，Porter和Vander［2］認為環(huán)境規(guī)制能刺激企業(yè)創(chuàng)新，既能提升企業(yè)競爭力，又能改善環(huán)境質(zhì)量；Richard［3］、Miao［4，5］等就科技創(chuàng)新對資源利用效率進行過探索，所得結(jié)果驗證了兩者間具有正向促進關(guān)系；謝雄標(biāo)和嚴(yán)良［6］研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新是礦產(chǎn)資源產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的唯一選擇；紀(jì)玉山和王塑峰［7］認為，技術(shù)創(chuàng)新是破解我國礦產(chǎn)資源供需矛盾日益激化的重要途徑；Meadows等［8］研究發(fā)現(xiàn)，如果提升技術(shù)水平，資源利用效率就能得到提高，單位產(chǎn)出的污染排放也會減少；何佳曉和鄧濤［9］基于DEA模型考察重慶市16個資源型企業(yè)科技創(chuàng)新績效，發(fā)現(xiàn)資源型企業(yè)科技創(chuàng)新績效較差；柴瑋等［10］運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法對中國神華等6家資源型企業(yè)2012年的科技創(chuàng)新績效進行評價，發(fā)現(xiàn)達到DEA有效的僅有4家；張建［11］就技術(shù)創(chuàng)新對我國礦產(chǎn)資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展績效進行研究的結(jié)果顯示，創(chuàng)新，能力對礦產(chǎn)資源績效有一定促進作用，但作用強度有限；閆軍印等［12］基于中國1996—2012年技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)面板數(shù)據(jù)，采用Kernel密度估計及馬爾可夫鏈分析模型，就技術(shù)創(chuàng)新對礦產(chǎn)資源型產(chǎn)業(yè)影響及演化規(guī)律進行考察的結(jié)果表明，不同產(chǎn)業(yè)之間技術(shù)創(chuàng)新能力發(fā)展速度不平衡，技術(shù)創(chuàng)新具有向高水平狀態(tài)轉(zhuǎn)移的收斂特征；陳迅等［13］運用2002—2009年數(shù)據(jù)，采用廣義最小二乘法就自然資源利用效率影響因素進行考察的結(jié)果顯示，科技創(chuàng)新有利于提高資源利用效率，東部地區(qū)要優(yōu)于中西部。

綜合看，圍繞科技創(chuàng)新對資源利用績效影響的研究較少，在有限的文獻中，研究對象多為礦產(chǎn)資源，而我國資源種類多，資源利用方式粗放具有普遍性。例如，我國單位GDP用水量和能耗分別是世界平均水平的3.3和2.5倍，人均農(nóng)村居民點及人均工礦建設(shè)用地遠超國家標(biāo)準(zhǔn)上限（面積分別為300 m2、149m2）。僅就科技創(chuàng)新對礦產(chǎn)資源影響進行考察，難以客觀、全面揭示科技創(chuàng)新對資源要素組合的效應(yīng)。同時，既有文獻［11，13］僅考察了科技創(chuàng)新對資源利用績效總效應(yīng)，而對其中，有多少是科技創(chuàng)新的直接貢獻，又有多少是通過影響其他因素間接產(chǎn)生的關(guān)注較少。鑒于此，本文以安徽省為例（安徽省是系統(tǒng)推進全面創(chuàng)新改革試驗區(qū)，合（合肥）蕪（蕪湖）蚌（蚌埠）是國家自主創(chuàng)新示范區(qū)，合肥市是綜合性國家科學(xué)中心?？萍紕?chuàng)新是當(dāng)下安徽省的靚麗名片，同時，安徽省是生態(tài)建設(shè)省，正著力打造生態(tài)文明建設(shè)樣板，加快建成創(chuàng)新型生態(tài)強省為其決戰(zhàn)決勝全面小康重要戰(zhàn)略任務(wù)，在探索科技創(chuàng)新對資源利用績效的影響方面具有典型性與代表性），首先，構(gòu)建由若干個評價指標(biāo)組成的科技創(chuàng)新與資源利用績效評價體系，采用熵值法對其綜合指數(shù)進行測算；其次，選取若干個資源利用績效影響因子作備選自變量，借助SPSS軟件，采用典型相關(guān)分析方法，選取關(guān)聯(lián)度較高的因子作為影響資源利用績效的解釋變量；再次，基于人文因素對資源環(huán)境壓力測度的STIRPAT模型，以資源利用績效指數(shù)作被解釋變量，采用偏最小二乘回歸（Partial Least-Squares Regression，PLS）與通徑分析（Path Analysis）相結(jié)合的分析方法，考察科技創(chuàng)新對資源要素組合的直接與間接邊際貢獻；最后，依據(jù)定量研究結(jié)果，提出針對性政策建議，以便為創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實施提供科學(xué)依據(jù)，有利于生態(tài)文明建設(shè)及經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展。

2 研究方法

2.1 綜合指數(shù)測算

科技創(chuàng)新是將科學(xué)知識、新技術(shù)、新發(fā)明或發(fā)現(xiàn)應(yīng)用到經(jīng)濟社會，創(chuàng)造新價值，造福人類福祉的過程，其主體涉及政府、企業(yè)、科研院所、高等院校等［14］，其內(nèi)容既包括人才、資金、制度政策的投入，也包括專利申請數(shù)、高科技產(chǎn)品等產(chǎn)出，內(nèi)涵十分豐富。借鑒前人研究成果［14-22］，遵循科學(xué)性、綜合性與數(shù)據(jù)可獲性原則，選取R＆D經(jīng)費投入、科研活動人員、教育經(jīng)費投入、萬人大學(xué)生數(shù)、專利授權(quán)數(shù)、重大科研成果、技術(shù)市場成交額、技術(shù)成交項、高科技產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為科技創(chuàng)新評價指標(biāo)。

資源綜合利用績效是指單位資源產(chǎn)生的經(jīng)濟效益，經(jīng)濟效益越高，資源利用績效越好。度量資源利用績效主要有2種方法，一是通過資源利用強度來度量的資源績效指數(shù)法［23］，二是基于比值分析的綜合評價得分方法［13］。前者通過考察研究區(qū)域資源利用強度在更大范圍區(qū)域中所占比例來表征資源綜合利用績效，在資源績效指數(shù)法中，各種資源的權(quán)重賦值相同，而后者通過構(gòu)建若干個指標(biāo)組成的評價體系并科學(xué)賦予權(quán)重來表征資源綜合利用績效。比較而言，指數(shù)法以比較機理為基礎(chǔ)，較寬泛，而綜合得分法依據(jù)各種資源實際效益來賦權(quán)，更加客觀、科學(xué)。為此，本文采用綜合評價方法進行考察。借鑒文獻［13］，將資源綜合利用績效評價指標(biāo)選取為GDP與用水量之比（萬元/t）表示用水績效，第一產(chǎn)業(yè)增加值與農(nóng)作物總播種面積之比（萬元/hm2）表示農(nóng)業(yè)用地績效，第二三產(chǎn)業(yè)增加值與建設(shè)用地面積之比（萬元/hm2）表示建設(shè)用地績效，GDP與能源消費量之比（萬元/tce）表示能源利用績效，GDP與礦產(chǎn)資源（以生鐵、粗鋼、鋼鐵、十種有色金屬、水泥消費量總和表示［24］）之比（萬元/t）表示礦產(chǎn)資源績效，GDP分別與工業(yè)廢水排放量之比（萬元/t）、工業(yè)廢氣排放量（萬元/m3）、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量之比（萬元/t）表示生態(tài)績效。

測算綜合指數(shù)，常用方法主要有主成分分析法［14，15，18，19］、突變級數(shù)法［17］、網(wǎng)絡(luò)層次分析法［20］、灰色關(guān)聯(lián)度法［21］、熵值賦權(quán)法［25］等，其中，熵值法是依據(jù)信息熵來賦予指標(biāo)權(quán)重，通過指標(biāo)離散程度來度量指標(biāo)在綜合評價中的影響（離散程度越大，影響越大，反之亦然），能消除確定權(quán)重的人為主觀因素干擾，具有客觀、科學(xué)、可信度高等特點［25］。因此，本方采用熵值法對綜合指數(shù)進行測算，具體步驟參見文獻［25］。

2.2 分析模型構(gòu)建

STIRPAT模型在測度人文因素對資源環(huán)境影響方面具有獨特優(yōu)勢，已在資源環(huán)境領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用［26-29］，依據(jù)其建模機理，構(gòu)建如下資源利用績效分析的STIRPAT擴展模型［26］：

式中，REPI表示資源績效綜合指數(shù)；a為模型系數(shù)；P表示人口；A表示經(jīng)濟發(fā)展水平；T表示技術(shù)因素；Zi表示影響資源利用績效的其他因素；α、β、γ、λi分別為人口、經(jīng)濟發(fā)展水平、技術(shù)、其他因素對資源利用績效的彈性系數(shù)；ε為模型誤差。實際應(yīng)用中，為了便于通過回歸確定參數(shù)，常對式（1）取自然對數(shù)進行分析。

2.3 科技創(chuàng)新對資源績效邊際效應(yīng)的測算

1）資源績效影響因子的典型相關(guān)分析

借鑒前人研究成果［30-33］，選取人口、經(jīng)濟發(fā)展水平、科技進步、城鎮(zhèn)化、對外開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制作為資源利用績效備選影響因子，借助SPSS軟件，通過CANCORR程序進行典型相關(guān)分析，遴選出關(guān)聯(lián)性較高的因子作為其影響因子。

2）偏最小二乘回歸

3）通徑分析

通徑分析為揭示變量間因果關(guān)系的多元線性回歸統(tǒng)計分析方法，能揭示出解釋變量對被解釋變量的直接與間接影響，因而，相對簡單回歸分析而言，更全面、精準(zhǔn)［29］，其機理為：假定被解釋變量y有n個解釋變量，每個解釋變量與y的關(guān)系為線性，則解釋變量x1對y的通徑系數(shù)Px1，y可分解為直接通徑系數(shù)（DPx1，y）與間接通徑系數(shù)（IPx1，xi，y），即

其中，rx1，y、rxi，y分別表示 x1、xi與 y的典型相關(guān)系數(shù)，rx1，xi表示 x1與 xi的簡單相關(guān)系數(shù)；Sx1、Sxi、Sy分別表示 x1、xi與 y標(biāo)準(zhǔn)差［26］。

依據(jù)通徑系數(shù)，可測算解釋變量x1對被解釋變量y的直接彈性系數(shù)a1D與間接彈性系數(shù)a1Ii（即x1通過影響i變量間接影響被解釋變量y的彈性系數(shù)），

3 以安徽省為例的實證研究

3.1 研究區(qū)概況

安徽省位于我國中部華東腹部，地處“一帶一路”和長江經(jīng)濟帶重要節(jié)點，面積140139.85 km2［34］。地形自北向南分為淮北平原、江淮丘陵、皖西大別山區(qū)、沿江平原、皖南山區(qū)五大自然區(qū)域，氣候迥異，淮河以北為暖溫帶半濕潤季風(fēng)氣候，以南為亞熱帶濕潤季風(fēng)氣候。

“十二五”期間，安徽省積極實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略，著力推進生態(tài)文明建設(shè)，強化資源節(jié)約集約高效利用，科技創(chuàng)新、打造金山銀山與綠水青山有機統(tǒng)一示范樣板已成為其靚麗名片。2015年，R＆D經(jīng)費支出431.75億元，占GDP比重1.96%，發(fā)明專利授權(quán)量達59039件［34］，區(qū)域創(chuàng)新能力連續(xù)4年居全國第9位，用水量288.66億m3，建成區(qū)面積1926.36 km2，能源消費量12331.97萬 tce，生鐵、粗鋼、鋼鐵、十種有色金屬、水泥消費總量21157.6萬t，工業(yè)廢水排放量為71436萬t，工業(yè)廢氣排放量為 29188億 m3，固體廢物 13059萬 t［34］。

3.2 變量說明與數(shù)據(jù)來源

本研究被解釋變量為資源綜合利用績效，解釋變量除科技創(chuàng)新外，尚包括人口、經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化、對外開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制。其中，

1）人口：以常住總?cè)丝诒碚鳎?/p>

2）經(jīng)濟發(fā)展水平：以人均GDP表征，為了消除價格因素影響，以2005年為基準(zhǔn)，采用平減指數(shù)折算成不變價；

3）城鎮(zhèn)化：以常住城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤碚鳎?/p>

4）對外開放：以外商直接投資表征（對外開放在促進投資區(qū)域經(jīng)濟同時，也會通過技術(shù)或污染產(chǎn)業(yè)輸入影響輸入方生態(tài)環(huán)境［35］，因而，對外開放度成為生態(tài)環(huán)境重要影響因素）；

5）市場化程度：借鑒文獻［36，37］方法，以城鎮(zhèn)非國有企業(yè)職工占國有企業(yè)職工比例表征（中國入世后，不斷推進市場化進程，特別是黨的十八大以來，新一界政府取消了一系列國家對社會資源的管制，市場在資源配置中起了決定作用，因而，市場化程度也是影響資源利用績效的重要方面）；

6）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例表征（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是影響資源利用績效的重要因素，依據(jù)配第—克拉克產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變規(guī)律，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級高度化特征是第三產(chǎn)業(yè)地位越來越突出［37］）；

7）環(huán)境規(guī)制：借鑒文獻［39］方法，以環(huán)境污染治理投資占GDP比例表征（環(huán)境規(guī)制是有效控制環(huán)境污染和提高資源效率的重要手段［38］，由于工業(yè)污染是影響生態(tài)環(huán)境質(zhì)量最突出的方面，工業(yè)治污投資額彰顯著政府改善生態(tài)環(huán)境的決心與力度，因而，以單位工業(yè)產(chǎn)值污染治理投資表征環(huán)境規(guī)制具有科學(xué)性）。

鑒于安徽省啟動生態(tài)省建設(shè)始于2004年，本研究樣本界定為2005—2015年，研究數(shù)據(jù)分別來源于相關(guān)年份的《安徽統(tǒng)計年鑒》［34］及《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》［40］。

3.3 結(jié)果與分析

3.3.1 綜合指數(shù)測算

采用熵值法，對安徽省2005—2015年科技創(chuàng)新與資源綜合利用績效指數(shù)進行測算，評價指標(biāo)所得權(quán)重見表1，結(jié)果見圖1。

由圖1可知，安徽省科技創(chuàng)新指數(shù)由2005年的0.0052躍升至2015年的0.9477，呈持續(xù)上升態(tài)勢，年均升幅68.33%，究其原因，與其積極推進科技強省戰(zhàn)略有關(guān)?！笆晃濉眮恚不帐∫韵到y(tǒng)推進全面創(chuàng)新改革試驗區(qū)建設(shè)為契機，通過政策扶持、增加經(jīng)費投入與出臺激勵機制等舉措，涌現(xiàn)了一大批創(chuàng)新型企業(yè)和知名品牌，培植了諸如電子信息技術(shù)、新型顯示、機器人、新能源汽車、生物醫(yī)藥等一大批戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)，全社會創(chuàng)新活力與創(chuàng)造潛能得以激發(fā)，創(chuàng)新型強省、合蕪蚌創(chuàng)新實驗區(qū)建設(shè)日新月異，科技創(chuàng)新指數(shù)日漸攀升。

表1 科技創(chuàng)新與資源利用績效評價指標(biāo)權(quán)重Tab.1 Evaluation index weights of scientific and technological innovation and performance of resources utilization

圖1 安徽省2005—2015年資源利用績效與科技創(chuàng)新綜合評價指數(shù)Fig.1 Comprehensive evaluation indexes of performance of resources utilization and technological innovation in Anhui Province during 2005-2015

同時，安徽省資源利用績效綜合指數(shù)由2005年的 0.072升至 2015年的 0.9911，年均升幅7.1%，分析其原因，與安徽省以生態(tài)省建設(shè)為契機，強力推進資源節(jié)約、環(huán)境保護有關(guān)。安徽省于2003年被國家環(huán)境保護部（原國家環(huán)?？偩郑┝袨橹形鞯貐^(qū)首個生態(tài)建設(shè)?。?004年編制完成《安徽生態(tài)省建設(shè)總體規(guī)劃綱要》；“十二五”開局之初，又提出了生態(tài)強省發(fā)展戰(zhàn)略，出臺了《生態(tài)強省建設(shè)實施綱要》。此背景下，安徽省積極發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，著力打造共生互動的生態(tài)產(chǎn)業(yè)園，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局；實施了以水資源開發(fā)利用、用水效率、水功能區(qū)限制納污為核心的最嚴(yán)格水資源管理制度；注重加快節(jié)能新技術(shù)、新材料、新設(shè)備的推廣應(yīng)用，因地制宜發(fā)展了太陽能、風(fēng)能、生物質(zhì)能等可再生能源；嚴(yán)控限制各類項目用地，積極推進土地整理復(fù)墾開發(fā)；實行了礦產(chǎn)權(quán)設(shè)置方案制度，落實了礦山最低開采規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)，從而使資源利用績效得以日漸提升。

表2 資源利用綜合績效與驅(qū)動因子典型相關(guān)分析結(jié)果Tab.2 Canonical correlation analysis results of performance of resources utilization and driving factors

3.3.2 科技創(chuàng)新對資源利用綜合績效效應(yīng)測算

1）典型相關(guān)性分析

以資源利用綜合績效指數(shù)作被解釋變量（REPI），人口（P）、人均GDP（A）、科技創(chuàng)新（T）、城鎮(zhèn)化（U）、對外開放（F）、市場化程度（M）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（S）、環(huán)境規(guī)制（R）作解釋變量。取自然對數(shù)后，借助SPSS19.0軟件進行典型相關(guān)分析。結(jié)果顯示，第一典型相關(guān)系數(shù)為1.000，Bartlett檢驗的Wilk's值為0.001，Chi-SQ值為37.356，DF值為8.00，顯著性概率（Sig.）為 0.000，表明在5%水平上通過顯著性檢驗，所得解釋變量與被解釋變量相關(guān)系數(shù)如表2所示。

由表2可知，人均GDP、科技創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化、對外開放度、市場化程度、環(huán)境規(guī)制6個解釋變量與資源利用綜合績效典型相關(guān)系數(shù)均在0.8以上，具有高度相關(guān)性；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的典型相關(guān)系數(shù)為-0.6885，具有較度相關(guān)性；而人口因素的典型相關(guān)系數(shù)僅為-0.3415，相關(guān)性較弱，故予以剔除。為此，在備選8因素中，除人口因素外，均可作為資源利用綜合績效影響因素。

2）偏最小二乘分析

將7個影響因素的原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后輸入SPSS19.0中進行主成分分析，結(jié)果顯示，可提取2個主成分（以FAC1、FAC2表示），2個綜合變量解釋總方差為96.833%，綜合變量與原變量間關(guān)系如式（8）、（9）所示。

以取自然對數(shù)資源利用綜合績效ln REPI為被解釋變量，以FAC1、FAC2時序數(shù)據(jù)為解釋變量，將其輸入SPSS19.0軟件進行OLS分析，所得擬合優(yōu)度（R2）為0.976，表明模型回歸分析非常好，結(jié)果見表3。

表3 綜合變量與資源利用績效OLS分析結(jié)果Tab.3 OLS analysis results of comprehensive variables and comprehensive performance of resources utilization

由表3可知，常數(shù)項與綜合變量t檢驗Sig值均為0.000，在0.01水平上均能通過顯著性檢驗，由此可得如下回歸模型：

式（10）下面括號內(nèi)數(shù)值為 t值。將式（8）、（9）代入式（10）得

將式（11）變形后，得

由式（12）可知，人均 GDP、科技創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化、對外開放度、市場化程度、環(huán)境規(guī)制的彈性系數(shù)分別為 0.1487、0.1492、0.1454、0.149、0.1327、0.1454，表明其對資源利用綜合績效具有正向驅(qū)動效應(yīng)，當(dāng)其增加1%時，分別導(dǎo)致資源利用綜合績 效 提 升 0.1487%、0.1492%、0.1454%、0.149%、0.1327%、0.1454%。上述6因素效應(yīng)中，科技創(chuàng)新最大，表明科技創(chuàng)新乃資源利用綜合績效的主導(dǎo)因素。之所以如此，與科技創(chuàng)新革新生產(chǎn)技術(shù)、推動生產(chǎn)方式與管理模式改變有關(guān)：首先，技術(shù)進步能促進生產(chǎn)設(shè)備升級更新，使等量的資源能創(chuàng)造更多的物質(zhì)財富；其次，科技創(chuàng)新能催生新產(chǎn)業(yè)體系，也會增加高端有效供給，新業(yè)態(tài)、新產(chǎn)品的問世會使資源稟賦優(yōu)勢更明顯，從而減少經(jīng)濟發(fā)展對資源的需求；最后，科技創(chuàng)新會促使資源利用方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，管理模式也會升級，在此背景下，資源配置會流向效益高的部門，也有利于扶持新興部門的成長，從而間接節(jié)約資源，提高資源利用效率。

式（12）表明，對外開放、經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化、環(huán)境規(guī)制、市場化也是驅(qū)動資源利用綜合績效重要因素。其中，對外開放能促進國外先進技術(shù)、設(shè)備、管理經(jīng)驗本土化，從而提高資源利用率；經(jīng)濟增長一方面可以籌措更多資金改善或購置生產(chǎn)設(shè)備，另一方面，在經(jīng)濟發(fā)展背景下，第三產(chǎn)業(yè)比例會得到提升，比較一、二產(chǎn)業(yè)而言，第三產(chǎn)業(yè)更能節(jié)約資源，相應(yīng)地必然會提高資源利用綜合績效；城鎮(zhèn)化通過提高勞動生產(chǎn)率，擴大對外開放度，支撐經(jīng)濟發(fā)展，間接促進資源利用績效提升；環(huán)境規(guī)制通過政策約束或經(jīng)濟杠桿，既能直接促進企業(yè)節(jié)約資源，也能刺激技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，進而驅(qū)動資源利用效率提升；市場機制與傳統(tǒng)的計劃體制相比，消除了人為制度性障礙，使有限的資源得以最佳配置，從而產(chǎn)生最優(yōu)的帕累托效應(yīng)，提升資源利用績效。

同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對資源利用綜合績效邊際彈性系數(shù)為-0.1449，表明安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況不僅沒有促進反而阻滯了資源利用綜合績效提升，究其原因，與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況有關(guān)?？疾鞓颖酒?，安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)第二產(chǎn)業(yè)占絕對優(yōu)勢，2015年，安徽省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為 11.2∶51.5∶37.3［34］，全國平均水平為 9∶40.5∶50.5［40］，比較而言，第二產(chǎn)業(yè)比例偏高11個百分點，第三產(chǎn)業(yè)比例偏低13.2個百分點，與人均GDP對應(yīng)三次產(chǎn)業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)模式（人均GDP超過4000美元時，標(biāo)準(zhǔn)三次產(chǎn)業(yè)構(gòu)成為 7∶46∶47）相比［41］，第二產(chǎn)業(yè)比例偏高5.5個百分點，第三產(chǎn)業(yè)偏低9.7個百分點。第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例偏高的失衡特征既增加了單位GDP資源消耗量，也不利于資源優(yōu)化配置，從而掣肘了資源利用綜合績效提升。

3）通徑分析

運用式（3）、（4），可測算資源利用綜合績效驅(qū)動因子的直接與間接通徑系數(shù)（表4）?？萍紕?chuàng)新對資源利用綜合績效直接通徑系數(shù)為1.6195，間接通徑系數(shù)為6.1087，總通徑系數(shù)為7.7282。運用式（5）、（6），可測算出科技創(chuàng)新對資源利用綜合績效的直接與間接彈性系數(shù)。由表5可知，科技創(chuàng)新對資源利用綜合績效直接彈性系數(shù)為0.0313（占總彈性系數(shù)的20.98%），間接彈性系數(shù)為0.1179（占79.02%），即當(dāng)科技進步指數(shù)每升高1%時，資源利用綜合績效直接提升0.0313%，通過影響經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化、對外開放、市場化程度、規(guī)制政策，間接使資源利用綜合績效分別提升 0.0289%、0.0290%、0.0305%、0.0275%、0.0276%。

表4 資源利用綜合績效通徑分析結(jié)果Tab.1 The path analysis results of the comprehensive performance of resources utilization

表5 科技創(chuàng)新對資源利用績效的直接與間接彈性系數(shù)Tab.5 Direct and indirect elasticity coefficient of scientific and technological innovation to performance of resources utilization

進一步分析表5可知，間接彈性系數(shù)是直接彈性系數(shù)的3.77倍，說明科技創(chuàng)新對資源利用綜合績效間接效應(yīng)遠超直接效應(yīng)。間接彈性系數(shù)中，經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化、對外開放、市場化程度、環(huán)境規(guī)制值均為正，表明科技創(chuàng)新通過支撐經(jīng)濟發(fā)展，推動城鎮(zhèn)化演進，促進對外開放，推進市場化進程，擴大環(huán)境規(guī)制影響，對資源利用綜合績效提升間接起正向驅(qū)動作用；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)值為負，表明科技創(chuàng)新未能通過影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而對資源利用綜合績效起積極作用，這與安徽省粗放式產(chǎn)業(yè)特點有關(guān)。安徽省主要為傳統(tǒng)的鋼鐵、煤炭、有色、石化、建材等資源型產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)設(shè)備陳舊、技術(shù)落后，科技進步對其改造難以在短時間內(nèi)取得較好成效，致使科技進步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的邊際效應(yīng)難以顯現(xiàn)，從而間接地不利于資源利用綜合績效提升。

4 結(jié)論與政策建議

以安徽省為例，運用STIRPAT模型，采用典型相關(guān)分析、偏最小二乘回歸分析與通徑分析相結(jié)合的方法，就科技創(chuàng)新對資源利用綜合績效的邊際效應(yīng)進行考察，得出如下結(jié)論：

1）科技創(chuàng)新乃資源利用綜合績效第一驅(qū)動要素，其邊際效應(yīng)達0.1492%，經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化、對外開放度、市場化程度、環(huán)境規(guī)制亦為重要影響因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為掣肘資源利用綜合績效提升約束因素，邊際效應(yīng)為-0.1449；

2）科技創(chuàng)新對資源利用綜合績效的直接效應(yīng)僅為0.0313，通過影響經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化、對外開放、市場化程度、環(huán)境規(guī)制而產(chǎn)生的間接效應(yīng)達0.1179，間接效應(yīng)遠超直接效應(yīng)；

3）科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級支撐作用不明顯，致使其對資源利用綜合績效間接效應(yīng)呈現(xiàn)為負向關(guān)系。

基于上述研究結(jié)論，得出如下政策啟示：

1）既要重視科技創(chuàng)新對資源利用綜合績效“孤峰”效應(yīng)，更應(yīng)高度關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在資源利用綜合績效提升中的“木桶”效應(yīng)。首先，牢固樹立創(chuàng)新發(fā)展理念，以系統(tǒng)推進全面創(chuàng)新改革試驗試點省、合蕪蚌國家自主創(chuàng)新示范區(qū)建設(shè)為契機，加大科技創(chuàng)新資金投入，破除體制機制障礙，激發(fā)全社會科技創(chuàng)新活力與潛能，促進科技創(chuàng)新水平與實力躍升，以此驅(qū)動資源利用綜合績效提升；其次，高度重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況對資源利用綜合績效提升的約束作用，通過政策引導(dǎo)與經(jīng)濟扶持相結(jié)合的舉措，著力提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)比例，扭轉(zhuǎn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡狀況，補齊產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在資源利用綜合績效提升中的短板；

2）既要重視科技創(chuàng)新通過影響經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化、對外開放、市場化、環(huán)境規(guī)制對資源利用綜合績效提升起正向驅(qū)動作用的間接效應(yīng)，更要關(guān)注其通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來的負向約束作用。一方面，科技創(chuàng)新通過支撐經(jīng)濟發(fā)展、推動城鎮(zhèn)化演進、促進對外開放、推進市場化進程、擴大環(huán)境規(guī)制影響，間接驅(qū)動著資源利用綜合績效提升，另一方面，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級未起到正向促進作用，為此，應(yīng)特別關(guān)注科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的引領(lǐng)作用，通過資金投入與政策扶持，淘汰改造鋼鐵、煤炭、有色冶金、化工、建材等傳統(tǒng)資源型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)設(shè)備，輔之以先進的生產(chǎn)技術(shù)助推其升級，同時，以新發(fā)展理念為引領(lǐng)，以推進供給側(cè)改革為主線，大力發(fā)展電子信息、節(jié)能環(huán)保、新材料、生物、新能源、高端裝備制造等戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)，著力完善以企業(yè)為主體的產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新體系，培育一批有核心競爭力的創(chuàng)新型領(lǐng)軍企業(yè)集群。

本文采用PLS-PATH方法，既考察了科技創(chuàng)新對資源利用綜合績效的直接效應(yīng)，又揭示了科技創(chuàng)新通過影響其他因子進而產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)，突破了既有文獻［7，9］僅關(guān)注總效應(yīng)的不足，然而，受理論基礎(chǔ)限制，未能就科技創(chuàng)新如何影響資源利用綜合績效（即兩者間作用機理）進行分析，這是筆者今后展開更深入研究的方向。