陳東景，張 然，翟曉東

（青島大學 a.經(jīng)濟學院；b.商學院，山東 青島 266061）

經(jīng)濟新常態(tài)下，加快推進生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是我國各地實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的題中應有之義。為了實現(xiàn)生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的融合發(fā)展，迫切需要對生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的互動關系進行深入研究。山東省是我國北方傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)占重要地位的經(jīng)濟大省，經(jīng)濟發(fā)展與資源環(huán)境之間的矛盾非常突出。厘清山東省生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的互動響應機制，既有助于該省實現(xiàn)生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的良性互動發(fā)展，也能夠為類似研究提供方法借鑒。

國外學者多關注生態(tài)文明的內(nèi)涵、發(fā)展模式與建設實施路徑等問題[1-2]，對生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間互動關系的研究并不多見。國內(nèi)學者的較早研究主要是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對生態(tài)環(huán)境的引致效應等角度探討生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整問題[3]。黨的十八大以來，習近平生態(tài)文明思想逐漸形成并發(fā)展成熟，國內(nèi)學者廣泛認識到生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有引領作用[4]，提出要按照建設生態(tài)文明的要求，實現(xiàn)綠色技術創(chuàng)新，推進清潔生產(chǎn)，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，優(yōu)化工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)工業(yè)化進程與生態(tài)文明建設的同步發(fā)展[5]；以新發(fā)展理念為指導，加快推進以勞動密集型和資源消耗型產(chǎn)業(yè)為主轉(zhuǎn)變?yōu)橐愿咝录夹g產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)為主[6]；建立長效穩(wěn)定的環(huán)境規(guī)制機制，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的交互作用，促進生態(tài)文明建設[7]；完善綠色產(chǎn)品、綠色工廠、綠色園區(qū)及綠色供應鏈評價要求等綠色標準規(guī)范，制定和發(fā)布相關標準，實施重點生態(tài)功能區(qū)產(chǎn)業(yè)準入負面清單制度[8]。

一些學者從不同空間尺度探討生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整兩者之間的協(xié)調(diào)關系，認為兩者之間存在不可分割的內(nèi)在聯(lián)系。在國家層面上，具有代表性的觀點包括：我國的生態(tài)文明和經(jīng)濟發(fā)展之間存在雙向格蘭杰因果關系，粗放式工業(yè)化發(fā)展阻礙了社會生態(tài)文明建設[9]；產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與生態(tài)文明建設之間相互作用，地區(qū)間存在環(huán)境成本內(nèi)在化的差異是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中污染轉(zhuǎn)移的重要原因[10]；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化既能直接提升本地生態(tài)文明水平，也帶來了顯著的正外部效應[11]。在區(qū)域?qū)用嫔?，針對單獨省域或市域的研究相對較多，針對縣域?qū)用娴难芯枯^少。方賜德[12]以漳州市為例，定性探討了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與生態(tài)文明建設之間的互動關系；王林梅等[13]提出了長江上游集中連片特困地區(qū)生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的互動共進路徑；周宏春[14]認為在新時代生態(tài)文明建設背景下，東北經(jīng)濟振興應依賴生態(tài)約束下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級優(yōu)化拉動，走綠色發(fā)展路徑。

已有研究結(jié)果表明，低端化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生更多資源壓力和環(huán)境問題，生態(tài)文明建設能夠引領產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化；調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以有效緩解生態(tài)環(huán)境壓力。但是，相關研究還存在以下不足：第一，雖然研究者對生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的互動關系進行了定性分析，但是對兩者之間互動關系的動態(tài)響應機制還有待深入探討；第二，雖然研究者對部分省域或市域的生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整關系進行研究，但是少有文獻應用實證方法分析傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)大省山東省的市域生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關系。鑒于此，本研究通過構(gòu)建生態(tài)文明建設指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)，測算山東省17 個城市的生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整發(fā)展狀態(tài)，然后構(gòu)建面板向量自回歸模型（PVAR）和面板誤差修正模型（PECM），考察山東省生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的相互作用機制，分析兩者之間的短期動態(tài)調(diào)整與長期均衡關系，提出促進生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整良性互動發(fā)展的對策建議。

一、模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)處理

（一）模型設定

1．面板向量自回歸模型（PVAR）

PVAR 模型結(jié)合VAR 模型和面板數(shù)據(jù)處理技術，客觀揭示不同個體在一定時期內(nèi)是否存在動態(tài)互動效應以及具體的互動機制是它的優(yōu)勢[15]。該模型的一般表示形式為：

式（1）中：i為不同個體，t為不同年份，p為滯后項階數(shù)，α0為截距項，βi為個體固定效應，γt為時間效應，uit為模型的隨機擾動項。Yit是由內(nèi)生變量組成的列變量，此處分別為生態(tài)文明建設指數(shù)（ECI）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)（IRI）。

2．面板誤差修正模型（PECM）

在建立PECM 模型之前，需要對ECI 和IRI進行面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果關系檢驗，判斷變量之間是否存在因果關系及其方向性。

式（2）中：p為滯后階數(shù)，ηi、τi為個體固定效應，γt、tφ為個體時間效應，ui,t、νi,t為隨機擾動項。當α和δ都顯著不為零時，生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間具有雙向因果關系；否則，兩變量之間存在單向因果關系或者不存在因果關系。若兩變量之間存在雙向因果關系，則對ECI 和IRI之間的長期均衡關系進行估計：

式（3）中：d和f分別反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)文明建設的長期影響以及生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的長期影響。在此基礎上得到兩者短期調(diào)整的誤差修正項：ecmi,t-1= πi,t1-和ecmi,t-1=?i,t1- 。

最后，建立面板數(shù)據(jù)誤差修正模型：

估計式（4），若λ和w通過顯著性水平檢驗，則表明在短期生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整偏離了長期均衡點，并且分別以這種偏差的λ倍和w倍的調(diào)節(jié)速度向長期均衡點調(diào)整。

（二）變量設定

生態(tài)文明建設指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)的選定經(jīng)過了以下兩個步驟。首先，依據(jù)國家發(fā)布的“十三五”發(fā)展規(guī)劃和有關部門發(fā)布的《生態(tài)文明建設考核目標體系》《綠色發(fā)展指標體系》《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指導目錄》等，參考相關研究成果[16-18]，篩選出有關指標，構(gòu)建基本評價框架；然后，應用條件廣義方差極小法對各指標進行獨立性分析，篩選出既具有廣泛代表性又不重復的指標集（表1）[19]。

由表1 可知，生態(tài)文明建設指數(shù)包括生態(tài)優(yōu)質(zhì)、經(jīng)濟高效和社會發(fā)展三個系統(tǒng)層指標，系統(tǒng)層包括人均耕地面積等13 個要素層指標；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)包括產(chǎn)業(yè)增加值變動、產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資變動、產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)變動三個系統(tǒng)層指標，系統(tǒng)層包括第三產(chǎn)業(yè)增加值增長率等10 個要素層指標。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指標主要選取第三產(chǎn)業(yè)變動的相關指標的原因在于：在建設生態(tài)文明的進程中，各地加快提升第三產(chǎn)業(yè)比重，第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏重的山東省更需如此；第三產(chǎn)業(yè)變動的相關指標在很大程度上反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的高度化與合理化內(nèi)涵[16]。

表1 生態(tài)文明建設指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

原始數(shù)據(jù)來源于山東省及其17 個城市2001—2018年出版或公布的統(tǒng)計年鑒、國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報、環(huán)境質(zhì)量公報和水資源公報等統(tǒng)計資料，研究時間跨度為2000—2017年。依據(jù)山東省統(tǒng)計局發(fā)布的GDP 指數(shù)，以2000年為基準年份對山東省及其17 城市的GDP 等相關指標進行了不變價格處理。

二、實證結(jié)果與分析

（一）山東省生態(tài)文明建設指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)測算

在測算2000—2017年山東省17 城市的生態(tài)文明建設指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)時，首先通過極差變換法對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，然后運用主成分分析法確定各指標的權重系數(shù)（表1）。

由圖1 ～2 可知，2000—2017年山東省17個城市的生態(tài)文明建設水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平皆明顯提升。對比各城市2000—2017年ECI 和IRI 兩指數(shù)的變化可知，不同城市之間的生態(tài)文明建設改善程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整幅度存在明顯差異，其中著名旅游城市泰安的生態(tài)文明建設水平提升幅度最大，勝利油田所在地東營的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整最明顯；研究期間，各城市的ECI 和IRI 的變動基本呈現(xiàn)出方向一致性和幅度變動相似性特征，這為考察兩者之間是否存在良性互動響應機制提供了假設起點。

（二）基于PVAR 模型的估計與分析

1．PVAR 估計

平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗結(jié)果表明，2000—2017年山東省17 個城市的生態(tài)文明建設指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)組成的兩個面板數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，并且兩個變量之間存在協(xié)整關系。AIC、BIC和HQIC 信息準則檢驗表明，PVAR 估計時的最優(yōu)滯后階數(shù)p為滯后一階。為了避免模型（1）中包含個體固定效應βi和時間效應γt可能造成的估計偏誤，首先應用前向均值差分法剔除個體固定效應，應用橫截面均值差分法剔除時間效應，然后應用系統(tǒng)GMM 方法對PVAR 模型進行估計。

圖2 山東省各城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)（IRI）變化

表2 PVAR 模型估計結(jié)果?

由表2 可知，當以生態(tài)文明建設為依賴變量時，滯后一期的生態(tài)文明建設對其自身產(chǎn)生了顯著的積極影響，影響系數(shù)高達0.743；滯后一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整也通過了1%的顯著性水平檢驗，影響系數(shù)為0.126 9，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)文明建設起著比較明顯的推動作用。當以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整為依賴變量時，滯后一期的生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生了顯著的積極影響，影響系數(shù)為0.249 3，即生態(tài)文明建設的順利推進對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整也起著非常重要的助力作用；滯后一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對其自身產(chǎn)生的積極影響為0.724 2，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這反映了2000—2017年山東省17 個城市的生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在相互促進的良性互動關系。

2．脈沖響應分析

圖3 是運用脈沖響應函數(shù)通過500 次蒙特卡羅模擬得到的生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的脈沖響應圖，描述了在隨機擾動項uit上施加一個標準差大小的沖擊對內(nèi)生變量當前值和未來值的影響。該圖直觀地反映了山東省生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的良性互動關系。

山東省的生態(tài)文明建設對自身和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的脈沖響應都是正向的。隨著時間推移，生態(tài)文明建設對自身沖擊的響應持續(xù)減弱；生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的響應在當期為零，即生態(tài)文明建設對來自于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的沖擊在當期無響應，其脈沖響應具有滯后性。生態(tài)文明建設對來自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整沖擊的響應從第1 期開始不斷增強，在第4 期達到最大值，其后脈沖響應逐漸回落，曲線整體呈現(xiàn)“倒U”型特征，這明顯不同于生態(tài)文明建設對自身沖擊的響應特點。

圖3 生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的脈沖響應

山東省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對來自于自身和生態(tài)文明建設沖擊的響應變化情況基本類似于生態(tài)文明建設對來自于自身和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整沖擊的響應變化情況。隨著時間推移，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對來自于自身沖擊的響應一直為正向，但是這種脈沖響應以更快一些的速度持續(xù)減弱；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對來自于生態(tài)文明建設沖擊的響應在當期為正值但是沖擊效果較弱，其后對生態(tài)文明建設沖擊的響應速度明顯加快，在第3 期達到最大值后沖擊影響不斷減弱并趨近于零，曲線整體亦呈現(xiàn)“倒U”型特征。

生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整分別對自身沖擊的響應起初比較強烈，然后持續(xù)下降的現(xiàn)象說明，前期的生態(tài)文明建設水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平分別對于自身的后續(xù)發(fā)展起著非常明顯的支撐作用，只是這種支撐作用逐漸減弱。這說明，為了實現(xiàn)生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的持續(xù)推進，保持兩者的穩(wěn)定發(fā)展至關重要。生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整分別對來自于對方?jīng)_擊的響應程度呈現(xiàn)“倒U”型特征說明，兩者在前期分別對對方的積極影響不斷加強，但是影響力在一定時期達到最大值后就逐漸減弱。因此，為了持續(xù)保持兩者之間的相互促進作用，應不斷加強生態(tài)文明建設，加快推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。

3．動態(tài)方差分解

為了更深入地考察山東省生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的相互影響程度，本文應用Cholesky 分解法，對生態(tài)文明建設指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)進行動態(tài)方差分解（圖4 ～5）。

由圖4 可知，在生態(tài)文明建設的變動中，生態(tài)文明建設對自身的貢獻率在第1 期為100%，其后貢獻率逐漸下降，到第20 期下降到82.1%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對生態(tài)文明建設變動的貢獻率在1 ～20期由0 增加到17.9%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)文明建設的影響雖然呈現(xiàn)不斷增加的趨勢，但是其對生態(tài)文明建設的貢獻率比較低。

圖4 生態(tài)文明建設指數(shù)的方差分解

由圖5 可知，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的變動中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對自身的貢獻率在第1 期為95.1%，其后貢獻率逐漸下降，但是下降速度越來越慢，第10 期貢獻率下降到68.8%，第20 期貢獻率下降到65.2%。生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的貢獻率由第1 期的4.9%增加到第20 期的34.8%。從方差分解角度來看，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)文明建設變動的影響程度相比，生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響程度更大一些，這與脈沖響應函數(shù)分析結(jié)果一致。這說明在生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的過程中，生態(tài)文明建設水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的領域、方向和程度等方面的影響非常大。因此，促進山東省生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的協(xié)調(diào)發(fā)展不容忽視。

圖5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)的方差分解

（三）面板誤差修正模型（PECM）的估計與分析

為了進一步考察山東省生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間相互促進的長期均衡關系和短期調(diào)節(jié)機制，首先根據(jù)式（2）對生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間是否存在格蘭杰因果關系進行檢驗，然后根據(jù)式（3）～（4）分別進行面板協(xié)整回歸和PECM 模型回歸。根據(jù)式（2）的估計結(jié)果表明，χ2檢驗統(tǒng)計量分別為9.989 和6.718，均通過了1%的顯著性水平檢驗，這說明山東省生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整互為格蘭杰因果關系，這進一步反映出山東省17 城市的生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在顯著的動態(tài)互促效應。

根據(jù)式（3）～（4）分別進行面板協(xié)整回歸和PECM 模型估計的結(jié)果表明，山東省生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在顯著的長期均衡關系以及短期的逆向調(diào)節(jié)機制。生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整回歸的長期均衡系數(shù)d為0.634 3，誤差修正系數(shù)λ為-0.364 3；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)文明建設回歸的長期均衡系數(shù)f為1.115 1，誤差修正系數(shù)w為-0.409 6。這說明在長期，生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響程度要比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)文明建設的影響程度更大一些；在短期，當生態(tài)文明建設變動偏離生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的長期均衡關系時，其逆向調(diào)節(jié)速度為0.364 3，而當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整偏離產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與生態(tài)文明建設之間的長期均衡關系時，其逆向調(diào)節(jié)速度相對較快，為0.409 6。這一回歸結(jié)果從另一個側(cè)面反映了山東省生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在良性互動關系。

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

PVAR 模型估計結(jié)果表明，山東省生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在良性互動響應機制，生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的響應程度比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)文明建設的響應程度稍弱。

PECM 模型估計結(jié)果表明，在長期，生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響程度要比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)文明建設的影響程度更強一些；在短期，相對于兩者的長期均衡點，生態(tài)文明建設的短期調(diào)節(jié)速度慢于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的短期調(diào)節(jié)速度。

本研究發(fā)現(xiàn)不僅支持了前人關于生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間相互影響、相互促進的定性分析結(jié)論，也從新視角驗證了運用PVAR 模型與PECM 模型定量分析生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整兩者之間關系的適用性，為科學推進生態(tài)文明建設和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供了重要信息。

（二）政策建議

以國家制定的生態(tài)文明建設考核目標積極引導產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。山東省各市應以新發(fā)展理念為引領，加快培育壯大以資源節(jié)約集約利用、環(huán)境友好、科技含量高為鮮明特征的“十強”產(chǎn)業(yè)，大力推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型升級，尤其是實現(xiàn)高能耗、高水耗、高污染工業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，打造現(xiàn)代環(huán)保產(chǎn)業(yè)，加快構(gòu)建生態(tài)產(chǎn)業(yè)體系，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整持續(xù)推動生態(tài)文明建設。

以發(fā)展生態(tài)產(chǎn)業(yè)園作為重要著力點。山東省各市要借鑒諸如青島中德生態(tài)園建設的成功經(jīng)驗，鼓勵在典型區(qū)域劃定生態(tài)產(chǎn)業(yè)園，以生態(tài)文明建設標準對園區(qū)各類產(chǎn)業(yè)和企業(yè)進行監(jiān)管，促進園區(qū)的生態(tài)化建設，以此打造生態(tài)文明建設與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整互動發(fā)展的樣板基地，并及時總結(jié)經(jīng)驗進行推廣，充分發(fā)揮生態(tài)文明建設對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化的帶動作用。

不同區(qū)域要采取差異化的產(chǎn)業(yè)發(fā)展措施。山東省各市要以生態(tài)文明建設示范區(qū)為重要抓手，因地制宜“抱團”發(fā)展。山東半島藍色經(jīng)濟區(qū)應堅持以藍色產(chǎn)業(yè)為主導，大力培育新興海洋產(chǎn)業(yè)，改造高污染高耗能產(chǎn)業(yè)，引導其綠色低碳化轉(zhuǎn)型，突破生態(tài)文明建設的瓶頸期；黃河三角洲高效生態(tài)經(jīng)濟區(qū)應大力推動資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，發(fā)展生態(tài)旅游產(chǎn)業(yè)，不斷提升該區(qū)域的資源與環(huán)境承載能力；省會城市群應在濟南的帶領下，加強城際合作，統(tǒng)籌發(fā)展跨市域綠色產(chǎn)業(yè)；西部經(jīng)濟隆起帶應從改善環(huán)?；A設施抓起，抓好傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化改造，穩(wěn)步提高生態(tài)文明建設水平。同時，濟南和青島要積極發(fā)揮雙核驅(qū)動的協(xié)同帶動作用和示范作用，推動數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟深度融合，積極發(fā)展各具地方特色的數(shù)字生態(tài)經(jīng)濟。