中國省際綠色發展指數空間計量分析

郝漢舟，周校兵

（湖北科技學院a.資源環境科學與工程學院；b.長江中游水土資源研究中心，湖北 咸寧 437100）

0 引言

從農業文明為核心的黃色文明演進到以工業文明為核心的黑色文明，在諸多環境問題產生及環境與經濟社會發展矛盾進一步凸顯的背景下，各國政府對經濟社會發展模式及途徑不斷思考和反省[1]。1987年世界環境與發展大會（WECD）發表的《Our Common Future》提出了可持續發展的概念[2]；1992年聯合國環境與發展大會將可持續發展確定為大會的指導方針。如果說可持續發展強調的是人與環境的協調發展，那么起源于20世紀60年代的綠色運動及80年代英國經濟學家皮爾斯的“綠色經濟”[3]，經過逐步完善的綠色發展概念，則回答了經濟增長和社會發展方式的新理念、新路徑。

目前對綠色發展的研究[4-6]存在以下問題：（1）綠色發展評價測度研究較深入，但是其實現路徑還需從理論到實證進行探索。（2）作為評價綠色發展的兩種方法，指標法和DEA方法評價結果的互相比較印證文獻報道較少。（3）指標法中確定指標體系的權重，文獻較多的是引用已有文獻中的權重，主觀確定權重的依據不明確。

本文以省域為研究尺度，對省際綠色發展指數進行空間數據探索分析（ESDA），并在此基礎上基于新古典經濟增長模型進行空間計量分析，以期為探索綠色發展路徑提供理論支持。

1 研究方法和數據來源

1.1 指標體系構建

綠色發展的內涵界定不同，必然導致指標體系的差異。本文認為，綠色發展作為一種理念，綠色是基礎，發展既是目標也是手段，是一種新的發展理念。綠色發展涵蓋了：（1）節約資源，保護環境；（2）產業結構的優化。構建科技含量高、資源消耗低、環境污染少的產業結構；（3）生產方式的改變。從粗放式資源消耗型的發展轉變到依靠創新驅動發展；（4）生活方式的改變。實現生活理念綠色化、消費行為綠色化。

在實現綠色發展中，將產業轉換、提檔升級、科技創新作為綠色發展的路徑和著力點，在此背景下，對綠色發展的評價中，應該包含實現綠色發展的能力和潛力的指標。基于此，本文設計了綠色發展指標體系（見下頁表1）。

1.2 方法

本文中用因子分析方法計算綠色發展指數。因子分析方法用較少的新變量代替原來較多的舊變量，并且要求新變量盡可能反映原變量的信息。因子分析的結果通過KMO檢驗和Bartlett球度檢驗。如果KMO值大于0.7，因子分析效果較好；小于0.5時，因子分析結果較差。原始數據的標準化采用[0，1]區間的線性轉換[7]。通過方差最大正交旋轉，由提取的因子方差貢獻計算綠色發展指數，其計算公式如下：

式（1）中Fi為提取的第i個因子的得分，αi為第i個因子的權重；λi為提取的第i個因子的方差貢獻。

探索性空間數據分析（ESDA）方法用來分析綠色發展指數的空間聯系和格局分布。在本文中采用全局空間自相關Moran指數I，I的取值一般在-1～1之間。其計算公式為：

表1 綠色發展評價指標體系

式（2）中I為Moran指數；wij為空間權重；xi、xj為區域i和j的綠色發展指數；。在本文中采用基于鄰接（Contiguity）關系的一階rook權重，其為二值分布，相鄰為1，否則為0。海南省由于海島隔離，但海南省與廣東鄰近，視為海南省與廣東省鄰接。對于I值，用標準化統計量Z來檢驗n個區域是否存在空間自相關。

為觀察局部空間聚集，采用局部Moran指數M表示，其計算公式如下：

式（3）中Mi為區域i的局部Moran指數；其中S2=

1.3 數據來源及軟件

本文收集了我國除西藏、香港、澳門、臺灣外的30個省、自治區、直轄市2010—2015年相關統計數據，數據主要來源于中國經濟與社會發展統計數據庫、國研網統計數據庫中的年度數據。部分數據來源于2010—2015年《中國環境狀況公報》、各省市發表的《國民經濟和社會發展統計公報》以及《中國城市統計年鑒》。部分缺失數據采用SPSS支持下的線性插值。ESDA分析采用Geoda軟件；空間計量分析采用MatlabR2015a軟件的空間計量工具箱jplv7。

2 結果與討論

2.1 綠色發展指數年際及空間變化分析

因子分析的結果顯示，KMO值為0.753。Bartlett球形檢驗，其概率p＜0.000，表明因子分析效果較好。因子分析按照特征值大于1的準則，共提取4個因子，方差累積共獻73%。按照公式（1），根據各因子的權重計算出綠色發展指數GDI（見圖1）。

圖1 不同省份2010年、2015年綠色發展指數

根據《中國環境統計年鑒》對東、中、西和東北地區劃分方法：東部地區包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南10個省市；中部地區包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南6個省；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆11個省市（由于數據的原因，不包括西藏）；東北地區包括遼寧、吉林和黑龍江3個省。其區域綠色發展指數見圖2。

圖2 區域綠色發展指數平均值及標準差

從GDI的年際波動性來看，山西的GDI標準差最大（0.15），上海的GDI標準差最小（0.06）。從圖2可以看出綠色發展指數總體上是東部＞中部＞西部。西部和東北差別不是很明顯。從時間趨勢來看，各區域綠色發展指數均呈現增加的趨勢。從綠色指數增長率來看，東北（40.9%）＞西部（40.0%）＞中部（39.2%）＞東部（22.8%）。從區域綠色指數波動性來看，東部區域內部不同省份的綠色發展指數標準差都較大，顯示東部區域省份間指數的不平衡性。中部區域省份的綠色發展指數標準差較小，說明省際間綠色發展指數差別較小。

2.2 綠色發展指數ESDA分析

ESDA分析是利用統計學原理和圖形圖表相結合，對空間信息進行分析鑒別，以便為空間建模提供支持。四分位圖在分位數的基礎之上，將數據分成4個等級，每個等級代表數據不同的屬性大小。四分位圖可以比較直觀的判斷區域屬性值大小，可以宏觀分析區域綠色指數情況。對2010—2015年綠色發展指數做四分位圖，經處理后得到表2。

表2 2010—2015年全國30個省市綠色發展指數四分位表

全局空間自相關用Moran's I來度量，用Geoda軟件中Space/Univariate Moran's I實現。其有三種模式：空間集聚模式、空間發散模式、空間隨機模式。當p值＜0.05且Z得分高于1.96.時，空間分布模式為集聚分布。當p值值＜0.05且Z得分小于-1.69時為發散模式。p值大于0.05為隨機模式。對2010—2015年綠色發展指數做全局空間自相關分析得到表3。

表3 2010—2015年綠色發展指數全局Moran′sⅠ自相關系數

表3顯示2010年到2015年Moran′sⅠ值均大于零，表示我國綠色發展指數在空間上存在正相關關系，綠色發展指數存在正的空間自相關過程，表現為空間集聚的特點。此外隨著時間的推移，從2010—2015年這種空間相依性逐漸降低，Global Moran'sI從2010年的0.532下降到2015年的0.447，綠色發展指數呈現空間擴散的趨勢。

局部空間自相關分析結果通常用莫蘭散點圖來表示。莫蘭散點圖有四個象限，分別對應四種不同的數據類型。第一象限數據代表高觀測值被高觀測值包圍的區域，即通常所說的H-H型（高值聚集）；第二象限數據表示低觀測值被高觀測值所包圍的區域，即L-H型；第三象限表示低觀測值被低觀測值包圍，即L-L型（低值聚集）；第四象限表示高觀測值被低觀測值所包圍的區域，即H-L型。其中H-H、L-L代表空間正相關，H-L、L-H代表空間負相關，莫蘭散點圖的斜率即Moran′s I值。2010年和2015年綠色發展指數的莫蘭散點圖見圖3。

圖3 2010年、2015年綠色發展指數莫蘭散點圖（方框中的為p＜0.05）

從圖3可以看出，綠色發展指數顯著地于東部省份高值聚聚（H-H），顯著地于西部省份低值聚聚（L-L）。2010年安徽省綠色發展指數還是處于低觀測值被高觀測值所包圍（L-H），到了2015年安徽省、江西省進入了H-H范圍，顯示了長江經濟帶發展的成效。處于低值聚聚范圍的6個省民營變化（新疆、四川、青海、寧夏、內蒙古、甘肅）顯示西部省份綠色發展任務任重道遠。

2.3 綠色指數空間計量分析

通過空間全局及局部自相關分析，Moran′sⅠ值大于0，且顯著p＜0.05，即綠色發展指數在空間上存在正的相關性，總體上表現為集聚性（HH、LL），因此可以進行空間計量分析。另一方面通過綠色發展概念內涵分析知道，綠色發展實際上是一種發展方式的轉換，從資源消耗性轉換到創新驅動發展。在新古典經濟增長模型中，資本和勞動是決定經濟增長的兩個要素，技術進步作為外生變量會對經濟增長產生影響，基于Romer的假設，其模型如下：

上述模型兩邊取對數，修改后的模型為：

式中，GDI為區域綠色發展指數；R為區域科學研究與試驗發展經費R&D占GDP比重；EI為區域環保投資占GDP比重；H為區域人力資本存量；IS為產業結構，在這里指第二產業占GDP比重；TL為區域科技發展水平，這里用專利申請量與地區常住人口的比重表示；U為城市化率。

區域人力資本存量H計算方法采用彭國華的方法[8]，其計算過程為：①首先計算勞動力平均接受教育年數；②根據平均受教育年數采用分段函數計算綜合回報率Lnh，③由Lnh計算人力資本存量。H=exp(Lnh)*L，其中L為就業人數。

在上述基礎上，采用空間杜賓模型（Spatial Dubin Model，SDM）作進一步分析。空間杜賓模型不僅考慮了因變量的空間相關性，還考慮了自變量的空間相關性，即因變量不僅受到本地區自變量的影響，還受到其他地區自變量和因變量的影響，其形式如下[9]：

其中，i表示空間單元（i=1，2，…，N），N為單元總數；t表示時期（t=1，2，…，T），T為時期總數；yit為因變量；r為空間滯后系數；wij為空間權重矩陣；a為待估計的系數；Xit為自變量；wi表示空間（個體）效應；dt表示時間效應；eit是獨立且同分布的隨機誤差項，wijXjt表示鄰近自變量的空間滯后變量，q為待估計的系數。

關于權重的構造，這里主要考慮科技創新的影響，參照經濟距離空間權重矩陣，建立人力資本空間權重矩陣[10]：

在Matlab空間計量工具箱支持下，其空間計量分析主要步驟為：（1）運行demoLMsarsem_panel.m文件，得到表6第2列和第三列。模型的穩健LM檢驗統計量均在5%水平下顯著，說明存在顯著的空間自相關，應采用空間計量模型。（2）為確定空間面板模型的形式，用Wald統計量檢驗空間杜賓模型（SDM）可否弱化為空間滯后模型或空間誤差模型。運行demopanelscompare.m文件進行Wald檢驗，在表4中，Wald(spatial lag)、Wald(spatial error)的值在5%下顯著，并且R2從0.74增加到0.98，說明可以用空間杜賓模型進行分析。空間杜賓模型有固定效應和隨機效應，在本文中Hausman檢驗顯示應采用固定效應模型。固定效應中有時間固定、空間固定以及時間空間雙固定三種形式[11]。在本文中根據R2和Log likelihood值大小，在本文中選擇時間和空間固定效應模型。（3）在時間和空間固定的空間杜賓模型下，整理出直接效應、間接效應和總效應。

表4中的空間杜賓模型顯示，環保投資比例（EI）、產業結構（IS）、科學技術水平（TL）、城市化率（U）等通過了顯著性檢驗（p＜0.01）并且系數為正，即這些變量對綠色發展指數有正向作用。在不考慮其他因素作用的情況下，EI、IS、TL、U每增加1%，綠色發展指數分別增加0.065%、0.270%、0.027%、0.269%，可以看出產業結構和城市化率的變動對綠色發展指數影響最為顯著。區域人力資本存量H和科學研究與試驗發展經費強度R&D兩個變量不顯著，說明人力資本存量和R&D轉化為現實的科技創新有一個過程，即要重視H和R&D的效率問題，促進科技成果的更多的產出。

表5表示基于時間和空間固定效應下的空間效應。Lesage和Pace（2008）[12]提出了直接效應、間接效應和總效應等概念，用來反映自變量對因變量的影響。直接效應表示自變量x對本地區因變量y造成的平均影響，間接效應表示x對其他地區y造成的平均影響，總效應表示x對所有地區造成的平均影響。從表4可以看出，對本地綠色發展指數有正向影響且通過檢驗的是EI、IS、TL、U。從空間溢出效應（間接效應）來看，產業結構IS和城市化率U對周邊區域具有正向的空間溢出效應，說明一地的IS和U的提高，能夠帶動鄰近區域的綠色指數增長。值得注意的是科技水平TL對周邊區域的綠色發展指數具有負向影響即存在負向空間溢出效應。這說明科技水平具有集聚效應和虹吸效應。科技發展水平高的區域會吸收周邊區域的科技創新資源，導致周邊區域科技創新資源的負向影響。總之，IS和U的擴散效應導致臨近區域的綠色發展受益，目前對區域科技創新的極點效應給予更多的關注。

表4 SLM SEM和SDM模型選擇

表5 SDM模型的直接效應、間接效應和總效應

3 結論與建議

本文在界定綠色發展內涵的基礎上，利用2010—2015年中國各省域統計數據，構建了中國綠色發展指標體系框架，在Geoda軟件支持下，進行ESDA分析。在新古典經濟增長模型的基礎上，運用空間杜賓模型，在MATLAB空間計量工具箱支持下，從研究與開發投入強度R、環保治理資金投入強度EI、人力資本存量H、產業結構IS、科技創新水平TL及城市化率U等方面研究對綠色發展的影響及空間溢出效應。結構顯示：（1）2010—2015年省際綠色發展指數呈現集聚分布（HH型和LL型）。綠色發展指數總體上是東部省份＞中部省份＞西部省份和東北省份，西部省份和東北省份差異不明顯。（2）EI、IS、TL、U對本地區域綠色發展有顯著的推動作用。（3）IS和和U提升對臨近區域的綠色發展有顯著的推動作用。（4）一個區域的TL提升，并不利于周邊地區綠色發展的提高，這種原因可能于區域TL的虹吸效應有關。

基于以上結論，本文有如下建議：

（1）從區域發展均衡性來看，要促進我國東部、中部、西部、東北區域協調發展。盡管西部、東北區域綠色發展指數增長速度較快，但是區域差異還是非常巨大。西部、東北區域的要從依賴資源的傳統性發展方式，突破資源詛咒，實現發展方式的轉變。

（2）進一步加大環境污染防治、生態環境保護和建設投資占GDP的比例。加大環保投入是轉變經濟發展方式的重要手段和推進生態文明建設的根本措施。環保產業作為戰略性新興產業之一，是環境保護的物質基礎和技術保障，是推進節能減排的重要支撐。

（3）繼續推進城市化。健康城市化不僅對本地而且對臨近區域的綠色發展有促進作用。要加快基礎設施建設、實現產城融合城鄉一體化、加快公共服務均等化等，進一步推進產業升級，做好產業間和產業內部升級。

（4）轉變發展方式，推動創新驅動發展。對區域的科技創新避免更多的虹吸效應，加快創新成果對臨近區域的擴散和對口幫扶。