董順?shù)h

摘要：資源型產(chǎn)業(yè)改變“三高一低”現(xiàn)象迫在眉睫，中央提出的生態(tài)文明與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)發(fā)展為產(chǎn)業(yè)和企業(yè)集約化轉(zhuǎn)型提出了動(dòng)力。通過(guò)選取江蘇省2005-2014年10個(gè)資源型行業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)其中7個(gè)行業(yè)生態(tài)化水平呈上升趨勢(shì)，3個(gè)行業(yè)基本不變。面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)顯示，江蘇省資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化對(duì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)存在顯著的正向影響，并且生態(tài)化水平不變的行業(yè)其正向影響程度要強(qiáng)于生態(tài)化水平上升的行業(yè)。結(jié)論表明資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化過(guò)程不會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)有負(fù)影響，相反具有正向效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：資源型產(chǎn)業(yè)；生態(tài)化；產(chǎn)出增長(zhǎng)；江蘇省

中圖分類號(hào)：F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2016.30.004

1引言

對(duì)于產(chǎn)業(yè)生態(tài)化，最早由美國(guó)學(xué)者Ayres（1972）提出，F(xiàn)rosch&Gaiilopoulos（1989）進(jìn)一步明確了概念，但其在范疇上是宏觀的產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)，而不是具體的國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)。近幾年，無(wú)論是在政府政策上還是在學(xué)者學(xué)術(shù)中，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化在國(guó)內(nèi)快速發(fā)展，目前對(duì)于國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)研究主要集中于三個(gè)方面，一是對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化路徑進(jìn)行分析，如李慧明等（2009）綜合運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)、生態(tài)經(jīng)濟(jì)學(xué)、產(chǎn)業(yè)生態(tài)學(xué)等理論，融入物質(zhì)經(jīng)濟(jì)代謝分析拓展方法，指出產(chǎn)業(yè)生態(tài)化實(shí)施路徑要考慮幾個(gè)方面問(wèn)題，即如何定位產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的目標(biāo)、如何形成合理的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化運(yùn)行機(jī)制、如何考慮時(shí)空差異對(duì)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化路徑選擇的影響等。廖文華（2012）分析了貴州省資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的路徑，指出產(chǎn)業(yè)生態(tài)園和循環(huán)產(chǎn)業(yè)集群模式更加適合貴州省產(chǎn)業(yè)，達(dá)到產(chǎn)業(yè)跨越式綠色發(fā)展。趙武等（2013）指出要從構(gòu)建共生的組織形式、重組生態(tài)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、完善法規(guī)制度這幾個(gè)方面來(lái)實(shí)現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的途徑。二是對(duì)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的程度進(jìn)行測(cè)算，如王磊等（2015）基于資源富集的新疆7類資源型產(chǎn)業(yè)2001-2012年面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展指標(biāo)體系，運(yùn)用熵值法測(cè)算資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展水平及其資源效率和環(huán)境效率。胡志強(qiáng)和朱斌（2013）通過(guò)構(gòu)建福建省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，運(yùn)用熵值法確定指標(biāo)權(quán)重，對(duì)福建省2003—2011年產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)。康明晶（2013）運(yùn)用因子分析法及湖南省2002-2011年及周邊相鄰5個(gè)省份2009-2011年數(shù)據(jù)，得出了湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，發(fā)現(xiàn)湖南省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化整體呈上升趨勢(shì)，與周邊省份比較處于中等水平。三是對(duì)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化與城市化或經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)調(diào)關(guān)系進(jìn)行了研究，如陳曉毅（2011）分析了廣西省城市化與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系，指出二者協(xié)調(diào)度逐年遞增。馬健和周忠學(xué)（2012）分析了西安城市化與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系，得出二者協(xié)調(diào)程度持續(xù)提升。吳俊強(qiáng)等（2014）基于改進(jìn)熵值法分析了云南城市化與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化協(xié)調(diào)性，得到城市化與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化經(jīng)歷“中度失調(diào)-失調(diào)-勉強(qiáng)協(xié)調(diào)-中等協(xié)調(diào)”的漸進(jìn)型發(fā)展模式。

然而目前還未有學(xué)者關(guān)注資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化后對(duì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響。產(chǎn)業(yè)生態(tài)化在長(zhǎng)期內(nèi)通過(guò)集約型、科技型轉(zhuǎn)變，能改善產(chǎn)業(yè)的效率、降低企業(yè)的成本，但短期內(nèi)可能會(huì)因?yàn)榕c生產(chǎn)鏈不協(xié)調(diào)導(dǎo)致產(chǎn)能降低或效率下降，這有點(diǎn)類似于近兩年我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的陣痛期，部分地方領(lǐng)導(dǎo)和企業(yè)經(jīng)營(yíng)者也擔(dān)心產(chǎn)業(yè)生態(tài)化會(huì)導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)出退減。為此，本文以江蘇省資源型產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象，選取合適的指標(biāo)測(cè)度產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，然后運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化對(duì)產(chǎn)業(yè)自身產(chǎn)出增長(zhǎng)率的影響，以此判斷產(chǎn)業(yè)生態(tài)化對(duì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)到底存在正影響還是負(fù)影響，并分不同行業(yè)對(duì)比分析。本文的研究既擴(kuò)大了產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的研究領(lǐng)域，也為產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的建設(shè)提供了一定的思路。

2模型、變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)

2.1模型設(shè)定和估計(jì)方法

在研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中，一般會(huì)優(yōu)先考慮柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，其考慮的生產(chǎn)要素主要是資本存量和勞動(dòng)力。本文同樣選用該函數(shù)作為研究資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化對(duì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)率影響的模型，在估計(jì)時(shí)一般取對(duì)數(shù)模型，即：

lnY=lnA+α×lnK+β×lnL+ε（1）

其中，A表示廣義的技術(shù)進(jìn)步，K表示資本存量，L表示勞動(dòng)力，α表示資本對(duì)增加值的彈性系數(shù)，β表示勞動(dòng)力投入對(duì)增加值的彈性系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為觀察產(chǎn)業(yè)生態(tài)化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，在（1）式子中加入生態(tài)化水平指標(biāo)，并同樣取對(duì)數(shù)，得到：

lnYit=lnA+α×lnKit+β×lnLit+γ×lnECOit+lnεit（2）

其中，ECOit表示第i行業(yè)在第t年的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。對(duì)于式（2）的估計(jì)，本文采用行業(yè)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，這樣不但包含了時(shí)間序列維度，而且包含了產(chǎn)業(yè)截面維度。在使用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型時(shí)，使用F test來(lái)判斷選擇是混合回歸模型還是固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型，用hausman檢驗(yàn)來(lái)判斷選擇是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。對(duì)于F test和Hausman Test，都可以通過(guò)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的顯著性概率水平進(jìn)行判斷，當(dāng)概率水平Prob<0.05時(shí)，拒絕原假設(shè)，反之，則不能拒絕原假設(shè)。

2.2變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增加值（Y）。選取江蘇省各個(gè)資源型產(chǎn)業(yè)增加值作為方程因變量的衡量指標(biāo)。

勞動(dòng)力（L）。用產(chǎn)業(yè)的全部就業(yè)人員總數(shù)作為勞動(dòng)力投入要素。

資本存量（K）。對(duì)于資本存量，主要是考慮歷年固定資產(chǎn)投資帶動(dòng)的資本形成。本文采用用永續(xù)盤(pán)存法將歷年的固定資產(chǎn)投資轉(zhuǎn)變?yōu)橘Y本存量。

Kt=It+（1-δ）·Kt-1（3）

其中I為固定資產(chǎn)投資額，δ為折舊率，本文全部取為5%，第一年的資本存量采用固定資產(chǎn)投資額當(dāng)年價(jià)數(shù)值。

產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平（ECO）。對(duì)于產(chǎn)業(yè)生態(tài)化，目前學(xué)者一般選用綜合評(píng)價(jià)的方法，即選取多個(gè)合適的指標(biāo)，然后對(duì)各個(gè)指標(biāo)賦予權(quán)重，最終得到產(chǎn)業(yè)綜合生態(tài)化水平值。綜合評(píng)價(jià)法有很多，本文采用熵值法，相對(duì)于層次分析法、主成分分析法等，熵值法能根據(jù)各項(xiàng)指標(biāo)觀測(cè)值所提供的消息大小來(lái)確定指標(biāo)權(quán)重，能在一定程度上避免人為因素帶來(lái)的偏差，更具有客觀性和可信度。熵值法綜合評(píng)價(jià)的實(shí)現(xiàn)步驟如下：

設(shè)有m（i=1，…，m）個(gè)待評(píng)方案，n（j=1，…，n）項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)，形成原始指標(biāo)數(shù)據(jù)矩陣X=（xij）m×n，對(duì)于某項(xiàng)指標(biāo)Xj，指標(biāo)值Xij的差距越大，則該指標(biāo)在綜合評(píng)價(jià)中所起的作用越大；如果某項(xiàng)指標(biāo)的指標(biāo)值全部相等，則該指標(biāo)在綜合評(píng)價(jià)中不起作用。

由于選取的指標(biāo)有正指標(biāo)和逆指標(biāo)，因此需要標(biāo)準(zhǔn)化處理。

對(duì)于正指標(biāo)：Yij=Xij-min（Xj）max（Xj）-min（Xj）；對(duì)于逆指標(biāo)：Yij=max（Xj）-Xijmax（Xj）-min（Xj）。

計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)下第i個(gè)方案占該指標(biāo)的比重：Pij=Yij/∑mi=1Yij（i=1，2，…m）

計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的熵值：ej=-k×∑mi=1Pijlog（Pij）。

其中一般取k=1lnm，則0

SymbolcB@ e

SymbolcB@ 1。

對(duì)于第j項(xiàng)指標(biāo)，指標(biāo)值Xij的差異越大，對(duì)方案評(píng)價(jià)的作用越大，熵值就越小。為此有信息冗余度dj=1-ej。

計(jì)算指標(biāo)權(quán)重：Wj=dj/∑nj=1dj，j=1，2…n和計(jì)算各方案的綜合得分：Si=∑nj=1Wj*Pij（i=1，2，…m）

Si為第i個(gè)產(chǎn)業(yè)的熵值系數(shù)，即產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平值。對(duì)于本文各個(gè)變量的數(shù)據(jù)范圍選取2005-2013年，產(chǎn)出、固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)力變量數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平變量計(jì)算原始數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3實(shí)證分析及結(jié)果

3.1產(chǎn)業(yè)選擇

對(duì)于資源型產(chǎn)業(yè)的選擇，較多的文獻(xiàn)通過(guò)主觀確定，如王磊等（2015）在分析資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展時(shí)直接指出新疆煤炭開(kāi)采洗選業(yè)等7個(gè)行業(yè)為資源型產(chǎn)業(yè)，但這并不準(zhǔn)確，一方面由于部分行業(yè)可能因?yàn)榧夹g(shù)水平的改善，行業(yè)能耗和污染排放量會(huì)有明顯的改善，另一方面，地區(qū)之間的資源型產(chǎn)業(yè)也可能不同，全國(guó)范圍內(nèi)的資源型產(chǎn)業(yè)不一定是某個(gè)地區(qū)的資源型產(chǎn)業(yè)。為此，本文采用馬道明和黃賢金（2007）對(duì)于江蘇省高資源消耗型產(chǎn)業(yè)甄別的結(jié)果，選取煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)、紡織業(yè)、造紙和紙制品業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)這10個(gè)行業(yè)作為資源型產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析。

3.2江蘇省資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的計(jì)算

本文在測(cè)算江蘇省資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化過(guò)程中，主要從環(huán)境效率和資源效率兩個(gè)方面選擇指標(biāo)綜合反映產(chǎn)業(yè)生態(tài)化，其中環(huán)境效率選擇了單位產(chǎn)值工業(yè)廢水排放量、單位產(chǎn)值工業(yè)廢氣排放量、單位產(chǎn)值一般工業(yè)固體廢物排放量，資源效率主要選擇了單位產(chǎn)值能源消耗量。通過(guò)查詢歷年統(tǒng)計(jì)年鑒得到了原始數(shù)據(jù)，通過(guò)前面的熵值法計(jì)算采礦業(yè)、電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及制造業(yè)（由其他8個(gè)行業(yè)組成）共10個(gè)行業(yè)2005-2014年各個(gè)資源型產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化水平見(jiàn)圖1。

從圖1看到，在2009年以前各個(gè)產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化水平持續(xù)升高，2009年后，采礦業(yè)與制造業(yè)及電力熱力生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)趨勢(shì)有所分化。具體細(xì)分行業(yè)看，煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、電力熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)這7個(gè)行業(yè)的生態(tài)化水平在2005-2014年期間總體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，而紡織業(yè)、造紙及紙制品業(yè)和黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)這3個(gè)行業(yè)的生態(tài)化水平并沒(méi)有顯著提高。

2005年江蘇省資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平值為0087，2014年生態(tài)化水平值為0.124，平均每年增長(zhǎng)45%。江蘇省產(chǎn)業(yè)之所以取得生態(tài)化，一方面得益于近幾年來(lái)國(guó)家越來(lái)越重視產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展，并且嚴(yán)厲打擊高污染高排放的企業(yè)，使得企業(yè)減少了“三廢”直接排放；另一方面，則是技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)果，近幾年來(lái)，企業(yè)直接或者通過(guò)第三方技術(shù)型企業(yè)參與減排和降耗工作，如一些專門(mén)為能耗型企業(yè)降低排放或能源使用量的科技型能源動(dòng)力企業(yè)在近幾年快速發(fā)展，這些企業(yè)通過(guò)提供提高能源使用效率等技術(shù)手段，實(shí)現(xiàn)了減少單位產(chǎn)值能源消耗或單位產(chǎn)值廢物排放，使得整體產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化水平提高。

3.3產(chǎn)業(yè)生態(tài)化對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)影響的面板估計(jì)

表1估計(jì)了江蘇省10個(gè)資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化對(duì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出影響的方程模型，從表中的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量可看出，模型拒絕了混合回歸和隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，最終選擇固定效應(yīng)。從面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)結(jié)果看到，四個(gè)自變量系數(shù)均大于0，并且在10%顯著性概率水平下均統(tǒng)計(jì)顯著。具體看，勞動(dòng)力投入變量系數(shù)為0241，資本投入變量系數(shù)為0.330，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化變量系數(shù)為0.215，這些數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)意義是資源型產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力投入、資本存量和生態(tài)化發(fā)展每增加一個(gè)單位，將分別平均帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)0241、0330和0.215個(gè)百分點(diǎn)，此外代表技術(shù)進(jìn)步率的常數(shù)項(xiàng)系數(shù)為4.651>0。這表明在最近十年期間，盡管勞動(dòng)力和資本投資對(duì)江蘇省資源型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出具有絕對(duì)的促進(jìn)作用，但產(chǎn)業(yè)生態(tài)化過(guò)程并沒(méi)有對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)向影響，相反，同樣存在正向影響。此外，技術(shù)進(jìn)步也對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)也具有正效應(yīng)。

表2對(duì)2005-2014年生態(tài)化水平上升的7個(gè)行業(yè)和變化不大的3個(gè)行業(yè)樣本分別進(jìn)行了估計(jì)，從F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果看到無(wú)論是生態(tài)化水平上升的行業(yè)還是基本不變的行業(yè)，模型最終選擇了固定效應(yīng)。對(duì)于列（1），可以看到四個(gè)變量（包括常數(shù)項(xiàng)）均在10%顯著性概率水平下大于0，資本對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，其次是生態(tài)化，勞動(dòng)力要素貢獻(xiàn)最小，其中生態(tài)化變量系數(shù)為0.141。對(duì)于列（2），同樣四個(gè)變量均統(tǒng)計(jì)顯著，資本對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，其次是勞動(dòng)力，生態(tài)化貢獻(xiàn)最小。但比較得到，對(duì)于生態(tài)化水平不變的行業(yè)，其生態(tài)化變量系數(shù)（0.161）要高于生態(tài)化水平上升的行業(yè)變量系數(shù)（0.141），這說(shuō)明對(duì)于生態(tài)化水平變化不大的行業(yè)，改善生態(tài)化更能提高產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出。對(duì)于其余變量系數(shù)，基本上跟全體產(chǎn)業(yè)樣本下一致，這里不再一一贅述。

4結(jié)論

資源型產(chǎn)業(yè)改變“三高一低”現(xiàn)象迫在眉睫，中央提出的生態(tài)文明與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)發(fā)展為企業(yè)轉(zhuǎn)型提出了動(dòng)力，然而部分政府領(lǐng)導(dǎo)和企業(yè)者擔(dān)心企業(yè)的生態(tài)化會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出萎縮。本文通過(guò)選取江蘇省2005-2014年10個(gè)資源型行業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)其中7個(gè)行業(yè)在近10年期間生態(tài)化水平呈上升趨勢(shì)，3個(gè)行業(yè)生態(tài)化水平基本不變。面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果顯示，江蘇省資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化過(guò)程對(duì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)存在顯著的正向影響，對(duì)于生態(tài)化水平上升的行業(yè)和生態(tài)化水平基本不變的行業(yè)該影響的方向和顯著性不變，但后者影響程度要高于前者。這個(gè)結(jié)果表明資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化過(guò)程不僅不會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)有負(fù)影響，相反具有正向作用。

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