高 靜，胡 月，趙 玲，楊云皓

（西南大學 經(jīng)濟管理學院，重慶 400715）

粗放型經(jīng)濟發(fā)展帶來了高污染、高能耗的生態(tài)環(huán)境問題。根據(jù)2020年全球環(huán)境績效指數(shù)（environmental performance index，EPT），我國綜合環(huán)境績效指數(shù)排名位于全球第120位，其中環(huán)境污染與健康單項指標位于全球第96位?！?020年中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》顯示，全國337 個城市中，202個城市環(huán)境空氣質量達標，占比59.9%。粗放型經(jīng)濟增長方式導致資源短缺和環(huán)境惡化，經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的矛盾促使轉變經(jīng)濟發(fā)展方式迫在眉睫［1］。2020年3月，中共中央印發(fā)了《關于構建現(xiàn)代環(huán)境治理體系的指導意見》，提出以政府為主導、以企業(yè)為主體，推動綠色生產(chǎn)，多方位建設生態(tài)環(huán)境。

長江經(jīng)濟帶作為我國黃金水道，不僅是經(jīng)濟重心，更是生態(tài)文明建設示范帶。2016 年《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》指出長江經(jīng)濟帶要堅持以生態(tài)為主的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略。2018 年，習近平總書記在考察長江經(jīng)濟帶時指出“共抓大保護、不搞大開發(fā)”，要立下生態(tài)優(yōu)先的規(guī)矩，倒逼產(chǎn)業(yè)轉型升級，實現(xiàn)高質量發(fā)展。然而，2019年數(shù)據(jù)顯示：長江流域廢水排放量在全國廢水排放量中戰(zhàn)比高達40%以上，單位面積化學需氧量、氨氮、二氧化硫、氮氧化物排放強度高于全國平均水平1.5～2.0 倍，而長江經(jīng)濟帶沿線城市面積僅占全國面積1/5，因此，提升長江經(jīng)濟帶的生態(tài)效率的任務緊迫而重要。

生態(tài)效率強調經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境保護與資源節(jié)約的協(xié)調統(tǒng)一［2］，若實現(xiàn)三者共融，會倒逼企業(yè)轉變產(chǎn)業(yè)結構［3］，而在產(chǎn)業(yè)結構調整過程中，環(huán)境規(guī)制能夠通過政府現(xiàn)代治理手段管控企業(yè)排污、倒逼企業(yè)綠色生產(chǎn)，進而實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展［4］。大量研究集中在產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)效率提升方面［5-6］，而關于環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構的研究，多是基于“波特假說”，認為合理的環(huán)境規(guī)制政策能夠影響企業(yè)技術創(chuàng)新，尤其是刺激企業(yè)的綠色工藝創(chuàng)新［7-8］或環(huán)境類研發(fā)創(chuàng)新［9］。以上研究側重于兩者之間的內在關聯(lián)，而環(huán)境污染或生態(tài)污染往往由經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境不協(xié)調所致，產(chǎn)業(yè)結構調整作為聯(lián)系經(jīng)濟與生態(tài)的橋梁，通過合理配置資源促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉型并推進生態(tài)文明建設。而將環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構調整與生態(tài)效率三者融入統(tǒng)一框架的研究尚少，更是缺乏從空間視角研究三者在長江經(jīng)濟帶的空間作用結果。

基于此，本文將從空間視角下研究環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構調整對長江經(jīng)濟帶空間生態(tài)效率的影響。理清環(huán)境規(guī)制對生態(tài)效率、產(chǎn)業(yè)結構調整對生態(tài)效率的影響效應，以及產(chǎn)業(yè)結構調整對環(huán)境規(guī)制影響生態(tài)效率的調節(jié)效應，為提升長江經(jīng)濟帶生態(tài)效率、建立生態(tài)經(jīng)濟示范區(qū)提供可鑒經(jīng)驗。

1 文獻回顧

1.1 環(huán)境規(guī)制對生態(tài)效率的影響

生態(tài)效率的概念最早由德國學者Schaltegger和Sturm于1990年首次在學術界提出，它指一定時期內經(jīng)濟價值與生態(tài)環(huán)境負荷之比，其中“經(jīng)濟價值”指經(jīng)濟活動產(chǎn)出的產(chǎn)品和服務市場價值［10］?！吧鷳B(tài)環(huán)境負荷”指資源能耗和環(huán)境污染情況。由于生態(tài)效率既具有市場導向，又有明顯的負向外部性（negative externality，指一個人或企業(yè)的行為影響了其他人或企業(yè)，使后者支付了額外的成本費用，但又無法獲得相應補償?shù)默F(xiàn)象），因此，生態(tài)效率提升需要政府與市場引導和政府治理。環(huán)境規(guī)制是指政府為降低市場經(jīng)濟主體環(huán)境污染所造成的負外部性而采取的庇古稅（Pigovian taxes，指通過對產(chǎn)生污染的活動征收稅收或費用來減少污染）、綠色補貼等政策手段［11］，是政府為調控環(huán)境污染、調整經(jīng)濟增長方式而實施的政策措施［12］。環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)生態(tài)效率的影響主要形成了“遵循成本說”［13］和“創(chuàng)新補償說”［14］，對應分解為經(jīng)濟效應和環(huán)境效應。

從短期看，環(huán)境規(guī)制導致企業(yè)各個生產(chǎn)時期中不變成本、可變成本、顯性成本、機會成本等環(huán)境成本提高［15］，進而降低了企業(yè)利潤率影響企業(yè)績效，降低了企業(yè)的生態(tài)效率；但環(huán)境成本也提高了潛在進入者的市場壁壘，減少了潛在污染型企業(yè)，生態(tài)效率會提升。從長期看，環(huán)境規(guī)制會引導企業(yè)通過創(chuàng)新投入解決利潤率降低的問題，進而在提升企業(yè)經(jīng)濟效益的基礎上改善了生態(tài)效率［16］。同時，環(huán)境規(guī)制會促進技術進步，降低環(huán)境治理成本，比如提升環(huán)境友好型技術水平［17］，這會倒逼企業(yè)從事技術創(chuàng)新，由此帶來的創(chuàng)新績效最終會超過投入成本［18］。因此，環(huán)境對生態(tài)效率的影響方向取決于創(chuàng)新補償?shù)慕?jīng)濟績效能否彌補新增的環(huán)境治理成本，這會受到行業(yè)特點、技術進步速度以及國家環(huán)境規(guī)制政策實施等多種因素影響。學界的研究目前并未形成一致結論。有學者認為環(huán)境規(guī)制能促進生態(tài)效率［19］，而有些學者則指出環(huán)境規(guī)制導致能源所有者加速開采，反而加大了碳排放，因此環(huán)境規(guī)制并不能實質性地改善環(huán)境質量［20］。有學者基于2001—2016 年中國30 個省級數(shù)據(jù)，在研究環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色競爭力關系時發(fā)現(xiàn)兩者呈U 型關系［21］，還有的學者發(fā)現(xiàn)嚴格的環(huán)境規(guī)制能減少污染物排放，一旦環(huán)境規(guī)制強度超過某個閾值，積極效應會轉為負值［22］。

從長江經(jīng)濟帶看，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展取得一定的成效，但“高投入、高排放、低效率”的粗放式經(jīng)濟增長方式也帶來了資源過度開采、環(huán)境污染突出等問題［23］。為了解決經(jīng)濟增長與生態(tài)環(huán)境的矛盾，在促進經(jīng)濟產(chǎn)出的同時，對于環(huán)境污染治理投資和排污費的征收也不斷加大，一定程度上反映了環(huán)境規(guī)制力度的加強。數(shù)據(jù)顯示，長江經(jīng)濟帶11 個省市環(huán)境污染治理投資總額總體呈遞增趨勢，從2002 年5.084×1010元增長至2018 年3.729×1011元，增長近7 倍；相應的排污費收入從2002 年2.640×109億元增加到2018 年7.75×109元，增長了2 倍，國家對長江經(jīng)濟帶污染治理不斷增強，以解決環(huán)境污染的外部性問題［24］。在頂層制度設計上，2016 年制定的《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》指出，推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展，要遵循江湖和諧、生態(tài)文明的基本原則，具體而言就是要建立健全最嚴格的生態(tài)環(huán)境保護制度。習近平總書記強調長江經(jīng)濟帶發(fā)展必須要從中華民族長遠利益考慮，堅持生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展，把生態(tài)環(huán)境保護擺上優(yōu)先地位，在保護的前提下發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與資源環(huán)境相適應，從而改善生態(tài)效率。由此，初步判斷，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶生態(tài)效率的改善具有重要促進作用。

1.2 產(chǎn)業(yè)結構的調節(jié)作用

長江經(jīng)濟帶作為經(jīng)濟發(fā)展的核心地帶，產(chǎn)業(yè)結構一直持續(xù)優(yōu)化，一般而言，環(huán)境規(guī)制主要通過產(chǎn)業(yè)結構的合理化和高級化進而影響生態(tài)效率［5，25］。產(chǎn)業(yè)結構直接影響經(jīng)濟系統(tǒng)的資源利用和污染廢棄物的排泄，因此產(chǎn)業(yè)結構調整成為協(xié)調經(jīng)濟、環(huán)境的核心工具。

產(chǎn)業(yè)結構合理化是根據(jù)經(jīng)濟社會的供需結構、技術水平、制度安排與資源條件，調整勞動、資本、技術等資源要素在各產(chǎn)業(yè)的配置，使產(chǎn)業(yè)結構達到協(xié)調與均衡［26］。一方面，產(chǎn)業(yè)結構合理化的協(xié)調過程能夠降低資源消耗總量，提高資源利用效率［27］，產(chǎn)業(yè)間協(xié)同效應提高了對同一資源的使用效率，降低了資源消耗。另一方面，在產(chǎn)業(yè)功能集聚過程中，各產(chǎn)業(yè)通過關聯(lián)效應形成了產(chǎn)業(yè)集聚，出現(xiàn)“物以類聚”現(xiàn)象［28］。在產(chǎn)業(yè)結構功能集聚過程中，主要是通過提高資源利用效率，減少資源閑置和資源浪費，并且綠色產(chǎn)業(yè)還可以通過擴散效應提高集聚產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟產(chǎn)出、減少污染物排放［29］，進而提高地區(qū)生態(tài)效率。

產(chǎn)業(yè)結構高級化表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)的重心轉移，或是依靠技術創(chuàng)新促進三次產(chǎn)業(yè)的內部結構升級。產(chǎn)業(yè)高級化的過程中，資源要素從低生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)向高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)流動、從低附加值的產(chǎn)業(yè)向高附加值的產(chǎn)業(yè)流動、從勞動及資本密集型產(chǎn)業(yè)向技術密集型產(chǎn)業(yè)流動［30-31］。按照資源配置理論和結構紅利理論，產(chǎn)業(yè)結構高級化過程中能夠將資源要素積累到生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)，由此產(chǎn)生的“結構紅利”驅動經(jīng)濟增長［32］。在要素導向下，政府為高技術產(chǎn)業(yè)、服務業(yè)等產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供要素支持的同時，減少了對高能耗、高污染產(chǎn)業(yè)的要素支撐，促使各產(chǎn)業(yè)向低能耗、低污染發(fā)展。

綜上所述，環(huán)境規(guī)制影響生態(tài)效率，產(chǎn)業(yè)結構調整主要通過產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化調節(jié)環(huán)境規(guī)制對生態(tài)效率產(chǎn)生影響，具體研究框架如圖1所示。

圖1 環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構調整對生態(tài)效率的影響機制Fig.1 Influence mechanism of environmental regulation and industrial structure adjustment on ecological efficiency

2 研究設計

2.1 測度模型

目前測度生態(tài)效率的方法主要有綜合指數(shù)法［33-34］與數(shù)據(jù)包絡法（data envelopment analysis，DEA）［35］。綜合指數(shù)法關鍵在于指標賦權，具有一定主觀性。DEA 雖然避免了指標賦權的主觀性，但未考慮松弛變量問題?；诖?，Tone［36］提出了SBM（Slacks-Based Measure）模型，解決了松弛變量、非期望產(chǎn)出等問題。因此本文采用非期望產(chǎn)出SBM模型測度生態(tài)效率，具體形式為：

式中：ρ*表示生態(tài)效率值，0≤ρ*≤1，為1 時決策單元完全有效，小于1 時決策單元非完全有效；x表示投入變量，yr表示產(chǎn)出變量；m表示投入變量x的要素種類，s-i表示產(chǎn)出變量y的要素種類；s-表示投入冗余，sgr表示期望產(chǎn)出不足，sbr表示非期望產(chǎn)出冗余。s1表示期望產(chǎn)出變量，s2表示非期望產(chǎn)出變量。模型中下標“0”為被評價單元。

2.2 指標選取

Schaltegger［10］首次提出“生態(tài)效率”概念，指一定時期內經(jīng)濟價值與生態(tài)環(huán)境負荷之比。生態(tài)效率綜合衡量了經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境兩方面內容，其核心是少投入、少排放、多產(chǎn)出。依據(jù)生態(tài)效率內涵和非期望產(chǎn)出SBM 模型，本文從資源投入、環(huán)境污染、經(jīng)濟產(chǎn)出三個方面構建生態(tài)效率評價指標體系（表1）。

表1 生態(tài)效率評價指標體系Table 1 Eco-efficiency evaluation index system

在生態(tài)效率指標體系中，投入指標包括：勞動力、資本、土地、水資源和能源投入。其中，資本投入用資本存量表示，參照單豪杰［37］的做法，以1952年為基期，假定10.96%的折舊率，按照永續(xù)盤存法計算出基本存量，計算公式為：

式中：Kit表示本期資本存量，Kit-1表示上一期資本存量，δit表示9.96%的折舊率，Iit表示固定資本形成總額，Pit表示價格指數(shù)。

非期望產(chǎn)出指標包括：廢水、廢氣和固廢排放量，以及PM2.5濃度。關于PM2.5，本文采用加拿大達爾豪斯大學大氣成分分析組公開的地表PM2.5平均濃度柵格地圖，運用Arcgis軟件結合長江經(jīng)濟帶區(qū)域矢量圖對柵格地圖進行提取，最終得到各省市PM2.5年均濃度數(shù)據(jù)。期望產(chǎn)出用長江經(jīng)濟帶各省市地區(qū)GDP 表示，為剔除價格影響因素，以2002年為基期進行GDP平減。

2.3 測度結果

2.3.1 生態(tài)效率測度結果

根據(jù)上述指標，以長江經(jīng)濟帶11 個省份為決策單元，借助MaxDEA 軟件，采用非期望產(chǎn)出的SBM 模型測算出2002—2020 年長江經(jīng)濟帶各省份的生態(tài)效率值，如表2所示。

表2 2002—2020年長江經(jīng)濟帶各省市生態(tài)效率值Table 2 Eco-efficiency values of provinces and cities in the Yangtze River Economic Belt from 2002 to 2020

從表2 可以看出，2002—2020 年長江經(jīng)濟帶上、中、下游以及全流域生態(tài)效率呈先下降后上升的U型。這是因為長江流域經(jīng)濟帶最初以第二產(chǎn)業(yè)為主導產(chǎn)業(yè)，粗放式的發(fā)展模式造成環(huán)境污染較為嚴重，生態(tài)效率下降；隨著經(jīng)濟發(fā)展水平進一步提升，大量以技術進步為主導的新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，企業(yè)技術研發(fā)投入大，創(chuàng)新能力強。技術進步和產(chǎn)業(yè)結構升級使得長江流域經(jīng)濟帶在經(jīng)濟增長的同時改善了生態(tài)環(huán)境，因此長江流域經(jīng)濟帶的生態(tài)效率不斷提高。區(qū)域對比，下游地區(qū)的生態(tài)效率最高并且高于全流域平均水平，且有逐年拉大的趨勢，上、中游生態(tài)效率差距不大且低于全流域平均水平。這是因為，上游地區(qū)相對于中游地區(qū)工業(yè)規(guī)模較小，污染排放較少。下游的長三角地區(qū)是我國經(jīng)濟最活躍、開放程度最高、創(chuàng)新能力最強的區(qū)域之一，長三角一體化發(fā)展戰(zhàn)略的實施為區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展提供了堅實的制度基礎。從時間上看，下游生態(tài)效率在2020 年達到最高為0.79，在2009 年達到最低為0.44；中游在2002 年達到最高為0.52，在2010 年達到最低為0.34；上游在2020 年達到最高為0.57，在2008 年達到最低為0.32。全流域在2020 年達到最高為0.62，在2009 年達到最低為0.38。2020 年浙江省生態(tài)效率最高，江西省生態(tài)效率最低。綜合可知，長江經(jīng)濟帶各流域生態(tài)效率水平近年來有所提高但大部分處于低值，各省市兩極分化較嚴重，生態(tài)效率高的地區(qū)增長速度也較快，生態(tài)效率低的地區(qū)增長速度也較慢，上游和中游地區(qū)需要重視生態(tài)問題。

2.3.2 生態(tài)效率空間分布特征

為直觀展示長江經(jīng)濟帶生態(tài)效率空間分布特征，利用測算得出的2002—2020 年之間，四個典型年份長江經(jīng)濟帶各省市生態(tài)效率值，依據(jù)黃磊等［38］的研究，將生態(tài)效率分為三個梯度：EE（0，0.4］為低效率，EE（0.4，0.7］為中等效率，EE（0.7，1］為高效率，借助GeoDa 軟件繪制了2002年、2007 年、2012 年、2017 年長江經(jīng)濟帶生態(tài)效率三分位圖。

從圖2可以看出，2002年高生態(tài)效率地區(qū)共有2個，上海和浙江；中等效率地區(qū)共有8個，四川、云南、重慶、湖南、湖北、安徽、江西、江蘇；低效率地區(qū)有1個，貴州。2007年高效率地區(qū)僅有上海；浙江下降為中等效率地區(qū)；云南、重慶、湖北、江西安徽下降為低效率地區(qū)。2012 年無高效率地區(qū)；上海下降為中等效率地區(qū)，重慶、湖北上升為中等效率地區(qū)；湖南下降為低效率地區(qū)。2017 年高效率地區(qū)共有3 個，上海、江蘇和浙江；云南、貴州、湖南安徽上升為中等效率地區(qū)；江西仍處于低效率地區(qū)。從整體分布來看，下游主要為高生態(tài)效率水平，上游與中游主要為低效率和中等效率水平，且鄰近地區(qū)生態(tài)效率處于同一水平，地區(qū)間可能存在空間相關性。

圖2 長江經(jīng)濟帶生態(tài)效率分布圖Fig.2 Ecological efficiency distribution map of Yangtze River Economic Belt

2.4 空間自相關模型

在實證研究之前，必須先檢驗生態(tài)效率的空間相關性?？臻g效應理論認為變量在空間分布上相互聯(lián)系、相互影響，如果兩個變量在鄰近區(qū)域出現(xiàn)高-高或低-低同類集聚，則稱為空間正自相關；出現(xiàn)高-低或低-高的異類集聚，則稱為空間負自相關。本文用莫蘭指數(shù)（Moran’sI）衡量空間相關性，表達式為：

式中：Yi表示第i個地區(qū)的觀測值，Yj表示第j個地區(qū)的觀測值，表示所有觀測地區(qū)生態(tài)效率的平均值。n表示地區(qū)個數(shù)，Wij表示權重。-1≤I≤1，當I＞0 時，表示觀測值存在空間正相關；當I＜0 時，表示觀測值存在空間負相關；當I=0時，表示觀測值不存在空間相關性。S2表示按權重計算的空間變量的方差。本文采用Rook 鄰近來構建空間權重矩陣，即兩個區(qū)域具有共同邊界視為鄰近，不具有共同邊界則視為不鄰近，表達式為：

2.5 指標選取

為了研究環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構調整對生態(tài)效率的影響，本文以生態(tài)效率為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化為解釋變量，經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、對外開放程度、技術進步、人力資本為控制變量，探究空間視角下環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構調整對生態(tài)效率的影響。

（1）被解釋變量。生態(tài)效率（ecological efficiency，EE）為被解釋變量，基于非期望產(chǎn)出SBM模型測算出的長江經(jīng)濟帶生態(tài)效率值表示生態(tài)效率水平。

（2）解釋變量。環(huán)境規(guī)制：參考劉榮增等的做法［39］，本文采用環(huán)境污染治理投資額占GDP 比重反映了政府對環(huán)境污染規(guī)制的強度。

（3）調節(jié)變量。產(chǎn)業(yè)結構合理化：現(xiàn)有研究主要采用產(chǎn)業(yè)結構偏離度、泰爾指數(shù)來表示產(chǎn)業(yè)結構合理化，基于產(chǎn)業(yè)結構偏離度系數(shù)沒有考慮產(chǎn)業(yè)權重問題以及泰爾指數(shù)可能造成產(chǎn)業(yè)結構“假性合理”問題，本文采用修正后的泰爾指數(shù)來表示產(chǎn)業(yè)結構合理化。在保留產(chǎn)業(yè)結構偏離度基礎上，綜合考慮產(chǎn)業(yè)權重、絕對值等因素，并做倒數(shù)處理使IR值與產(chǎn)業(yè)結構合理化成正相關關系，其表達式為：

逝者滿七后，紫云探望師母。那天，雨心的心情很糟，紫云請她出去走走。在大街上碰到了蔣浩德，一起到附近的茶館坐一下。

式中：Y為國內生產(chǎn)總值，L為就業(yè)人口總數(shù)，i=1、2、3 分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)。Yi/Y表示產(chǎn)業(yè)結構，Li/L表示就業(yè)結構。IR越大，產(chǎn)業(yè)結構越合理；IR越小，產(chǎn)業(yè)結構越不合理。產(chǎn)業(yè)結構高級化（IA）：產(chǎn)業(yè)結構高級化主要指優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)由第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)演變以及優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)由勞動密集型向資本密集型、技術密集型產(chǎn)業(yè)演變。本文借鑒吳振球等［40］的做法以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加值之比來表示產(chǎn)業(yè)結構高級化。

（4）控制變量。通過對相關文獻的分析，綜合分析可能影響生態(tài)效率的因素，本文選取了5個相關變量。經(jīng)濟發(fā)展水平：考慮到人口差異對經(jīng)濟發(fā)展的影響，以人均GDP表示經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP），并進行對數(shù)化處理。城鎮(zhèn)化水平（URB）：以城鎮(zhèn)人口占總人口比重表示城鎮(zhèn)化水平（URB）。對外開放程度：以實際利用的外商投資額占GDP 比重表示對外開放程度（FDI），并將以美元為單位的外商投資額按照當年平均匯率換算為人民幣。技術進步：以R&D 經(jīng)費內部支出占GDP 比重表示技術進步水平（R&D）。人力資本：以高等教育（包括本科、專科）人數(shù)占受教育人數(shù)比重來表示人力資本水平（EDU）。以上數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及各省份歷年統(tǒng)計年鑒。

2.6 空間計量模型

目前空間計量模型主要有空間滯后模型（spatial lag model，SLM）、空間誤差模型（spatial error model，SEM）和空間杜賓模型（spatial dubinmodel，SDM）。由于SLM 模型和SEM 模型均未考慮自變量的空間相關性，也未考慮自變量對地區(qū)因變量的空間影響，Anselin［41］提出了可以分析鄰近地區(qū)自變量對本地區(qū)因變量空間影響的SDM 模型，表達式為：

式中：Y為因變量，X為自變量，ρ為空間效應系數(shù)，W為空間權重矩陣。Xβ為本地區(qū)自變量對本地區(qū)因變量的影響，WXθ為鄰近地區(qū)自變量對本地區(qū)因變量的影響。μ為隨機擾動項。

本文首先通過LM 檢驗（lagrange multiplier test）對SLM 和SEM 進行選擇，然后通過Wald 檢驗進一步判斷SDM 是否可以簡化為SLM 或SEM。表3為LM、Wald檢驗結果，LM檢驗表明選擇SLM和SEM模型均可，Wald 檢驗表明SDM模型不能簡化為SLM或SEM模型，因此本文應采用SDM模型。然后通過Hausman 檢驗進一步確定應采用固定效應還是隨機效應模型，結果顯示Hausman 統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下拒絕了原假設，故采用固定SDM模型最合適。

表3 LM、Wald和Hausman檢驗Table 3 LM,Wald and Hausman test

通過建立固定SDM模型，依據(jù)R2最優(yōu)原則對固定效應中時間固定、空間固定以及雙固定模型進行擇優(yōu)選擇，最終確定采用空間固定的SDM 模型進行回歸。建立如下空間固定SDM模型：

式中：EE為生態(tài)效率，ERit為環(huán)境規(guī)制，建立環(huán)境規(guī)制一次項與二次項考察環(huán)境規(guī)制與生態(tài)效率的非線性關系，IRit為產(chǎn)業(yè)結構合理化，IA為產(chǎn)業(yè)結構高級化，并引入環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構合理化、環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構高級化的交互項以探析調節(jié)效應。為消除多重共線性導致交互項與主變量不能同時解釋的問題，將各變量去均值化處理，用a表示。（ERit-aER）×（IRit-aIR）表示環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構合理化的交互項，（ERit-aER）×（IAit-aIA）表示環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構高級化的交互項。X為控制變量，W為n×n維的Rook空間權重矩陣，u為空間固定效應，ε為隨機擾動項。

3 實證結果分析

3.1 空間計量結果分析

表5 空間固定效應SDM回歸結果Table 5 SDM regression results of spatial fixed effect

從表5 可以看出，環(huán)境規(guī)制一次項在5%顯著性水平下促進了本地區(qū)生態(tài)效率，環(huán)境規(guī)制二次項系數(shù)不顯著。環(huán)境規(guī)制與鄰近地區(qū)生態(tài)效率關系不顯著。產(chǎn)業(yè)結構合理化與本地區(qū)、鄰近地區(qū)的生態(tài)效率關系不顯著。產(chǎn)業(yè)結構高級化在1%顯著性水平下促進了本地區(qū)生態(tài)效率。產(chǎn)業(yè)結構高級化與鄰近地區(qū)生態(tài)效率關系不顯著。環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構合理化交互項對本地區(qū)、鄰近地區(qū)的生態(tài)效率作用不顯著。環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構高級化交互項在1%顯著性水平下抑制了本地區(qū)生態(tài)效率，環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構高級化交互項對鄰近地區(qū)的生態(tài)效率作用不顯著。

但是，Lesage 等［42］提出直接依據(jù)空間計量模型結果來分析空間效應存在估計偏誤，因此表5中的回歸系數(shù)并不嚴謹。為了了解真實的空間效應，本文進一步作出空間效應分解。通過偏微分法，可以將空間效應分解為直接效應、間接效應和總效應。依據(jù)表5中SDM回歸結果將環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構調整對生態(tài)效率的空間效應進行分解，分解結果如表6所示。

表6 空間效應分解結果Table 6 Decomposition result of spatial effect

空間效應分解結果表明：從直接效應來看，環(huán)境規(guī)制對生態(tài)效率具有正向促進作用，說明政府加大對環(huán)境污染治理投資能顯著改善生態(tài)效率，環(huán)境規(guī)制所發(fā)揮的“創(chuàng)新補償效應”大于“遵循成本效應”。從間接效應來看，環(huán)境規(guī)制對區(qū)域生態(tài)效率雖有促進作用但不顯著。從理論上分析，諸如流動性強的廢氣、廢水污染具有空間擴散效應，減少本地區(qū)污染物對鄰近地區(qū)有益，但實際上區(qū)域間環(huán)境規(guī)制“逐底競爭”或“向上競爭”的博弈使其空間效應并不顯著。

從直接效應來看，產(chǎn)業(yè)結構合理化對生態(tài)效率有促進作用但不顯著。一方面說明長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構合理化程度不足，還未完全作用于生態(tài)效率。另一方面，產(chǎn)業(yè)結構合理化僅僅是勞動產(chǎn)出率的提高，尚未完全實現(xiàn)要素和結構的優(yōu)化配置，未能發(fā)揮對經(jīng)濟、資源和環(huán)境協(xié)調發(fā)展的實質性作用。從間接效應來看，產(chǎn)業(yè)結構合理化對生態(tài)效率存在不顯著“負外部性”。可能由于受區(qū)域間實際距離和政策保護影響，產(chǎn)業(yè)結構合理化過程中資源爭奪對鄰近地區(qū)的不利影響存在空間局限性。

產(chǎn)業(yè)結構高級化對本地區(qū)和鄰近地區(qū)生態(tài)效率的影響存在正效應，這與本文研究結論一致。從直接效應來看，產(chǎn)業(yè)結構高級化對生態(tài)效率有顯著促進作用。說明產(chǎn)業(yè)結構高級化在實現(xiàn)資源要素從低生產(chǎn)率向高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)流動時，通過要素配置和結構優(yōu)化，提高了資源利用率并減少了環(huán)境污染。從間接效應來看，產(chǎn)業(yè)結構高級化對區(qū)域生態(tài)效率有顯著促進作用。說明高級化過程中，通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應和技術擴散效應，可以提升各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)技術水平和污染治理水平。

環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構合理化交互項。環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構合理化交互項對本地和鄰近地區(qū)生態(tài)效率的效應均不顯著。從直接效應來看，由于產(chǎn)業(yè)結構合理化不足，產(chǎn)業(yè)結構合理化提升程度較低，還不能減弱環(huán)境規(guī)制對生態(tài)效率的作用。從間接效應來看，產(chǎn)業(yè)結構合理化過程中，提升了環(huán)境規(guī)制對鄰近地區(qū)生態(tài)效率的促進作用，但這種效果并不顯著。

從直接效應來看，產(chǎn)業(yè)結構高級化對環(huán)境規(guī)制影響生態(tài)效率存在顯著負向調節(jié)作用。說明在產(chǎn)業(yè)結構高級化過程中，提高了資源利用率，促進了綠色經(jīng)濟發(fā)展，同時也通過合理配置資源弱化了環(huán)境規(guī)制對生態(tài)效率的促進作用。從間接效應來看，產(chǎn)業(yè)結構高級化對環(huán)境規(guī)制影響區(qū)域生態(tài)效率存在顯著負向調節(jié)作用，即隨著產(chǎn)業(yè)結構高級化演進，環(huán)境規(guī)制對區(qū)域生態(tài)效率的正效應逐漸減弱。說明產(chǎn)業(yè)結構高級化通過產(chǎn)業(yè)轉移、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)以及技術擴散效應，促進了鄰近地區(qū)效率提升，而環(huán)境規(guī)制在其中的作用甚微。

經(jīng)濟發(fā)展對本地生態(tài)效率有抑制作用但不顯著，對鄰近地區(qū)生態(tài)效率有顯著的抑制作用。說明長江經(jīng)濟帶各地區(qū)未形成經(jīng)濟環(huán)境協(xié)調發(fā)展機制，同時也造成了鄰近地區(qū)資源流出和污染產(chǎn)業(yè)流入。城鎮(zhèn)化率對本地和鄰近地區(qū)生態(tài)效率都有顯著促進作用。說明長江經(jīng)濟帶摒棄了以往“重數(shù)量輕質量”的城鎮(zhèn)化粗放發(fā)展方式，還通過擴散效應促進了鄰近地區(qū)生態(tài)效率。國際直接投資對本地和鄰近地區(qū)生態(tài)效率都有顯著促進作用，說明存在“污染光環(huán)假說”，外資企業(yè)帶來的先進技術和管理經(jīng)驗還具有空間溢出效應。技術進步對本地和鄰近地區(qū)的生態(tài)效率都有顯著抑制作用。說明目前以生產(chǎn)技術創(chuàng)新為主，缺乏綠色技術創(chuàng)新的應用，在技術進步過程中存在要素爭奪，不利于區(qū)域生態(tài)效率優(yōu)化。人力資本對本地和鄰近地區(qū)的生態(tài)效率都有顯著促進作用。說明人力資本不僅是對勞動力的承載，更是對知識、技術的承載，在人才流動過程中，不僅提高了區(qū)域勞動生產(chǎn)率，還通過知識、技術外溢效應促進了經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)優(yōu)化。

為進一步驗證環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構調整與生態(tài)效率關系的穩(wěn)健性，本文采用地理經(jīng)緯度權重矩陣對上述實證結果進行再檢驗?；貧w結果顯示，基于地理經(jīng)緯度權重矩陣的SDM 回歸，除部分變量系數(shù)值和顯著性發(fā)生了較小變動外，總體作用效應與前文結果基本一致。由此可見，本文的研究結論具有穩(wěn)健性。

3.2 空間自相關檢驗

從表7 可以看出，生態(tài)效率Moran’sI指數(shù)均通過顯著性檢驗且全部為正，表明生態(tài)效率具有空間正相關性。這說明在實證分析時不能采用傳統(tǒng)的普通最小二乘法回歸，必須考慮地理空間因素影響，因此本文使用空間計量分析更具可靠性。

表7 2002—2020年長江經(jīng)濟帶生態(tài)效率Moran’s I指數(shù)Table 4 Moran’s I index of ecological efficiency of Yangtze River Economic Belt from 2002 to 2018

4 研究結論與政策啟示

4.1 研究結論

本文以長江經(jīng)濟帶生態(tài)建設為研究對象，基于2002—2020 年長江經(jīng)濟帶11 個省市面板數(shù)據(jù)，建立非期望產(chǎn)出SBM 模型、空間相關性模型，分析了生態(tài)效率的空間分布及空間集聚情況，并基于空間視角，構建SDM 空間計量模型分析環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結構調整及其交互項對生態(tài)效率的空間效應，結果表明：長江經(jīng)濟帶生態(tài)效率呈U 型趨勢，下游生態(tài)效率高于全域水平，上游和中游則低于全域水平。各省市兩極分化較嚴重，高效率地區(qū)增長速度較快，低效率地區(qū)增長速度較慢。生態(tài)效率存在空間集聚效應，并且呈現(xiàn)空間正相關性。環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)生態(tài)效率有顯著促進作用，環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新補償效應大于成本效應。產(chǎn)業(yè)結構高級化對本地和鄰近地區(qū)生態(tài)效率都有顯著促進作用，產(chǎn)業(yè)結構升級過程中通過要素配置和結構優(yōu)化，實現(xiàn)了生態(tài)效率優(yōu)化，還通過產(chǎn)業(yè)轉移、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)和技術擴散效應提升了區(qū)域產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)技術和污染治理水平。產(chǎn)業(yè)結構高級化對環(huán)境規(guī)制影響本地和鄰近地區(qū)生態(tài)效率都存在顯著負向調節(jié)作用。在高級化過程中，不僅通過合理配置要素提高了資源利用率，促進了綠色經(jīng)濟發(fā)展，還弱化了環(huán)境規(guī)制對本地生態(tài)效率的促進作用。并且環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)結構調整交互項對區(qū)域生態(tài)效率的作用，主要是通過產(chǎn)業(yè)結構高級化實現(xiàn)的。

4.2 政策啟示

根據(jù)以上統(tǒng)計分析與實證研究結果，得出如下三點政策啟示。

（1）繼續(xù)加大環(huán)境規(guī)制管理力度。環(huán)境規(guī)制對生態(tài)效率提升作用顯著，沿江區(qū)域要繼續(xù)加大環(huán)境規(guī)制的管理力度，主要包括加大環(huán)境治理的投資。圍繞長江全流域生態(tài)環(huán)境聯(lián)防聯(lián)控、產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)創(chuàng)新、基礎設施共建共享等重點，完善長江經(jīng)濟帶生態(tài)環(huán)境共抓共管、合作共贏的體制機制。認真落實《長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展專項中央預算內投資管理暫行辦法》，建立負面清單制度。在長江經(jīng)濟帶生態(tài)環(huán)境污染治理“4+1”工程建設開局良好的基礎上，繼續(xù)加強流域內不同區(qū)位的城市群發(fā)展方向與格局，建立規(guī)范企業(yè)的市場準入標準，在全流域內統(tǒng)一規(guī)定產(chǎn)業(yè)準入“負面清單”和紅線控制約束，筑牢長江經(jīng)濟帶發(fā)展的生態(tài)根基。建立長江經(jīng)濟帶沿線的全流域環(huán)境監(jiān)測體系，推動信息共享，如果是上游地區(qū)出現(xiàn)環(huán)境異常數(shù)據(jù)，中下游地區(qū)可最快響應預判預控，從技術上阻斷污染源擴散，避免誘發(fā)經(jīng)濟損失。

（2）建立沿江帶企業(yè)綠色創(chuàng)新的要素投入機制。繼“技術創(chuàng)新”之后，綠色創(chuàng)新成為中國建設生態(tài)文明的有力抓手，更是長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展的核心動力。要加大對沿線企業(yè)綠色創(chuàng)新的資本投入，以財政資金為杠桿，設立創(chuàng)新保險，建設銀保聯(lián)動機制，激勵社會資本進入企業(yè)綠色創(chuàng)新的投資研發(fā)環(huán)節(jié)，攻克綠色技術創(chuàng)新領域的卡脖子難題。建立綠色技術創(chuàng)新研發(fā)基金，用于沿江設立綠色技術研發(fā)為主的國家級工程試驗中心、國家重點實驗室等，鼓勵綠色技術研發(fā)從現(xiàn)實需求中來，成果到市場中去，無縫鏈接綠色技術研發(fā)與應用。建立綠色技術創(chuàng)新聯(lián)盟，通過人才流動、技術合作、共建園區(qū)等，縮小地區(qū)之間綠色技術的梯度差，釋放綠色技術創(chuàng)新的溢出紅利，探索長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新投入的要素流動與增值機制，帶動長江經(jīng)濟帶全流域的綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展協(xié)同提升。

（3）深入推進產(chǎn)業(yè)結構綠色轉型升級。嚴格治理“化工圍江”，清理化工、鋼鐵、有色冶煉等企業(yè)的生產(chǎn)流程數(shù)據(jù)，超過污染排放指標的企業(yè)，要建立“一企一策”，通過綠色設備改造、綠色流程工藝改進、限期整改，要維護好企業(yè)利益與長江經(jīng)濟帶建設的協(xié)同發(fā)展。鼓勵環(huán)保電池、新能源汽車、新能源裝備等綠色環(huán)保類制造業(yè)落戶長江經(jīng)濟帶，圍繞清潔生產(chǎn)技術、低碳循環(huán)發(fā)展、清潔能源等綠色技術研發(fā)集聚，發(fā)展壯大長江經(jīng)濟帶的綠色發(fā)展動能。建立綠色生產(chǎn)的指標體系，定期考核企業(yè)綠色生產(chǎn)的“質”與“量”，根據(jù)考核結果，制定綠色技術創(chuàng)新導向的稅收體系、補貼支持體系，激勵企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的積極性。因地制宜，制定流域內差別化的綠色考核體系，提高上游地區(qū)的綠色產(chǎn)能，保持好下游地區(qū)綠色生產(chǎn)效率的持續(xù)慣性。最終，基于不同層面的數(shù)據(jù)梳理與政策效能評價，將有效經(jīng)驗轉為《長江保護法》的立法依據(jù)，以法律形式平衡長江經(jīng)濟帶生態(tài)治理與經(jīng)濟發(fā)展的關系。