基于SEM的江蘇傳統制造業綠色轉型動力機制實證研究

趙 巍，廖吉林 （南京林業大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210037）

1 江蘇省傳統制造業發展現狀與存在問題

1.1 江蘇省傳統制造業發展狀況

作為中國制造業代表，江蘇傳統制造業起步早，市場開放度高，基礎實力雄厚。同時作為長三角經濟帶重要板塊，江蘇向來注重區域內城市協調發展，構建夯實集群優勢，努力建成具有領先水平的制造業基地。隨著經濟全球化和自身工業化進程加快，近年來江蘇制造呈現出以下新特點：

（1）制造業總產值穩步增長

近年工業對江蘇省GDP貢獻率保持在50%左右，而制造業又是工業的重中之重。數據顯示，2019年江蘇省GDP為9.26萬億元，工業總產值為4.12萬億元，這其中制造業總產值達到3.71萬億元，分別較2010年翻了一倍。

（2）外向型經濟發展水平高

江蘇是典型的外向型經濟，以蘇州為代表的蘇南五市外向型經濟高度發達。2018年共實現外貿進出口43 802.4億元，同比增長9.5%，占我國進出口總值的14.4%。外商企業投資額在全國長期處于領先地位，為江蘇經濟快速發展做出了巨大貢獻。

（3）經營效率和裝備水平實現提升

依據企業經營效率指數，江蘇制造產業人均利潤從2013年4.53萬元增加至2016年6.49萬元，同期的人均裝備水平從16.45萬元增加到18.27萬元，整體增長幅度較高[1]。

（4）新興產業發展勢頭良好

據統計，截止2018年一季度末，江蘇A股上市294家制造業公司中戰略性新興產業公司數量占比達79.3%，企業盈利面達96.1%；營業收入同比增長29.9%；凈利潤同比增長23.4%[2]。2018年江蘇省電子及通信設備制造業產值16 191.55億元、高端裝備制造業產值20 871.45億元，較2017年分別增長了10.3%和9.5%，制造業表現出較明顯的轉型趨勢。

1.2 江蘇傳統制造業發展存在的問題

近年來伴隨貿易戰及全球經濟增速放緩，江蘇傳統制造業諸多問題也在逐漸暴露，多方壓力使制造業轉型升級刻不容緩。（1）制造業地區發展差異大

規模以上制造業總產值看，2018年蘇南五市為22 732億元，均值4 546.4億元；蘇中三市8 354億元，均值2 784.7億元；蘇北五市8 981億元，均值8 981億元[3]。蘇南、蘇中、蘇北制造業發展嚴重失衡。

（2） 產業布局不合理

過去二十年，由于缺乏前瞻性分工布局，江蘇相當一部分企業均聚焦資源加工，各地區產業重疊度高，短期內經濟數據雖突飛猛進，但數據繁榮背后卻隱藏一系列嚴重問題：首先是高污染、高能耗、難治理，其次是各屬地資源本不豐富，后續發展難以為繼。而且長期產業結構趨同既沒能發揮區域經濟的規模效應，還無法形成優勢互補，競爭停留在同質化比拼價格這種低檔層面[4]。

（3）部分制造業仍處于產業鏈中低端

按照郭克莎的四種制造業技術類別，江蘇傳統制造業多集中在中高和低技術密集型[5]。高端技術人才和科技創新經費匱乏，制約了企業產品附加值和競爭力提升。伴隨德國“工業4.0”和美國“再工業化”戰略，江蘇制造正面臨歐美國家技術領先和發展中國家低成本優勢的雙重夾擊。

江蘇外向型經濟對外依存度高，目前已現外資回流跡象。而中美摩擦短期恐難結束，發達國家貿易壁壘加重，吸引外資的難度大大增加，外商投資持續下滑。因此如何推動制造業綠色轉型，提升競爭力對工業強省江蘇顯得尤為重要。

2 結構方程模型（SEM）相關變量設定

消費者手中的“貨幣選票”決定企業生死存亡，其觀念和行為的轉變都極大影響企業經營決策。如消費者傾向于購買節能家電、綠色食品等綠色產品，無疑會大大促進企業綠色轉型[6]；其次，在社會大環境下，政府政策法規也會限制企業的行為，隨著一系列綠色制造法規的推行與實施，來自政府的壓力也迫使傳統制造企業進行綠色轉型；再次，當前江蘇省傳統制造業正處在發達國家“再工業化”和其他發展中國家“低端產業吸納”的“雙重擠壓”之下，同時珠三角地區的制造企業也紛紛設立試點投入綠色轉型行列。行業內競爭對企業戰略也有促進作用；另外，傳統制造業一般需大量能源配套，而江蘇是典型的經濟大省資源小省。表1為江蘇各年份規模以上工業企業的主要能源消耗指標，隨著資源儲量下降，高污染高能耗的粗放生產方式難以為繼已成共識?；谝陨蠋c，本研究選取以下對象作為模型的潛變量并設計與其對應的觀測變量和問項，具體如表1所示。

3 數據準備

3.1 問卷設計

本文研究江蘇傳統制造業經營管理中的驅動因素、綠色轉型和效益之間的關系。采用問卷調研的方式收集數據，問卷內容包括7個潛變量，26項可測變量，采用Likert9級量表。1表示非常反對，5表示中立，9表示非常同意，中間強度依次遞增。為避免樣本同質，將調研對象按照蘇南、蘇中、蘇北地區和經營規模大小進行控制，選取省內120家制造企業為調查對象，隨機不重復發放問卷500份，回收248份。對回收問卷中有缺失值的樣本采用表列刪除法，即在一條記錄中只要存在一項缺失，則刪除該項記錄[7]，最終共收集有效問卷169份。

3.2 數據信度檢驗

選取目前廣泛采用的Cronbach信度系數法。方法中Cronbach's Alpha值越大表明數據信度越高?；A研究中信度達到0.70就可接受，0.70～0.98均屬高信度，小于0.35則為低信度，必須予以拒絕[8]。利用SPSS軟件分析得該結構方程模型的26個可測變量的總信度為0.956，可見此量表具有較高可靠性。然后分別對各潛變量可靠性進行檢驗，數據如表2所示?？砂l現除了資源儲量的Cronbach's Alpha值為0.655（在誤差范圍內），其他潛變量信度值均在0.70以上。

4 實證分析

4.1 模型建立

根據結構方程模型的原理以及對各部分變量的分析，首先確定消費者、政策法規、競爭對手和資源儲量4個驅動因素；再以綠色轉型作為中介變量，并為其設置了4個觀測變量；最后構建經濟效益、社會效益和環境效益3個潛變量，整體模型如圖1所示，其中橢圓框表示潛變量，矩形框表示觀測變量，其與導入數據中問項的對應關系與表1一致，圓形框代表殘差項。

4.2 參數估計

本文采用最大似然估計法（ML）來進行模型運算，同其他統計方法類似，該方法假設樣本數據服從正態分布。為提高模型準確性，利用SPSS軟件的Rank-cases工具包處理樣本，并根據Bloom公式計算各變量正態得分，最終將得到的正態化數據導入Amos中得到參數估計結果。

如表3所示，選取部分潛變量對觀測變量的負載擬合結果展示如下，其中Estimate為每個負載的標準化估計值，C.R.為估計值除以標準差的比率即臨界比率，P為與參數檢驗值為0的零假設相關聯系的值。從P值欄可看出，除前3個潛變量對綠色轉型觀測變量的負載結果不顯著，其余負載都在0.001水平上，顯著不等于0。

表4列示了各協方差關系的標準化估計值、標準差、C.R.值以及P值。從P值欄可看出，所有協方差關系均達到顯著，說明實際數據較好地支持了潛變量之間存在相關性這一判斷。實證結果表明，4個潛變量對江蘇傳統制造企業綠色轉型的驅動力存在差異：企業綠色轉型意愿高低受消費者影響最大，其標準化系數值為0.442；隨后是競爭對手與資源儲量，系數值分別為0.239和0.216；政策法規的影響最小，系數只有0.154。

表1 結構方程模型相關變量及對應問項

表2 潛變量信度檢驗

4.3 模型擬合

一般用卡方自由度比來評價結構方程模型的絕對擬合效果。通常認為卡方自由度比值在1到5之間，模型結果可以接受，值越小擬合效果越好。計算表明，模型的Chi-square=855.9，df=287，卡方自由度比為2.982，在可接受范圍內。此外根據表5的Amos輸出結果，該模型的PGFI、PNFI和PCFI均超過0.5，RMSEA值也在可接受誤差范圍內，因此綜合各類評價指標看，該模型基本符合擬合標準。

圖1 整體理論模型及標準化參數估計值

表3 部分潛變量對觀測變量的負載擬合結果

表4 模型協方差擬合結果

表5 模型主要擬合指標

5 結論及建議

實證表明，對國內經濟開放度最高的制造業大省江蘇來說，相較于市場自身調節控制，政策法規的強制性對制造企業綠色轉型的推動作用尚顯不足。這就提示政府相關部門要找準支持企業綠色轉型的著力點和切入點，采取更具針對性的配套措施助力傳統制造企業實現這一艱難變革。

首先必須完善國內綠色轉型體制機制建設。健全綠色轉型的知識產權保護機制，提高綠色標準；加快建立國家標準化認證體系，取得國際認證。在稅收政策方面，促進稅收調控工具引導企業綠色化轉型；在金融方面，健全綠色制造企業金融體系，拓寬金融渠道，降低融資成本，引導各類金融機構對綠色產業發展的重點項目予以信貸支持。對于部分企業罔顧環境問題，一味追求經濟利益的行為，政府必須運用法律和行政手段大力懲處、及時糾偏，引導企業行為。

其次政府要大力引導綠色消費，強化公民社會責任。在社會廣泛開展綠色生態文化宣傳教育，樹立科學的生態價值觀。充分利用國內外綠色環保主題日活動，積極創建有特色的綠色消費市場，促進綠色資源要素配置，塑造綠色產品品牌。另外公共媒體宣傳輿論宣傳也是政府推進工作的重要工具。政府通過召開新聞發布會進行政策解讀的方式，明確對輿論引導的方向，大力宣傳有關綠色方針政策，充分利用網絡平臺與各企業、群眾及時互動，還可以展開座談會，聽取吸納意見，及時發現和解決存在的問題，完善相關綠色政策，推動綠色轉型發展[9]。

除此以外，探究江蘇傳統制造企業的綠色轉型驅動因素，不僅要關注受影響企業，還要關心受企業影響的利益群體，制定完善相應配套措施，才能帶動全省最終走向經濟發展、環境友好和社會和諧的可持續發展之路。