長江經濟帶生態效率與產業結構升級的協調度

鄧榮榮，張翱祥

（南華大學 經濟管理與法學學院，湖南 衡陽421001）

一、引 言

作為中國第一、世界第三大河的長江，橫貫中國東中西部三大地區，連接東部沿海與廣袤的內陸地區，覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南11 個省市，面積約205.23 萬平方公里，占全國的21.4%。2018 年，長江經濟帶總人口約5.99 億人，占全國的42.9%，地區生產總值約40.3 萬億元，占全國的44.1%，已經成為我國經濟發展最快的區域增長極。在經濟快速發展的同時，長江沿線省市生態環境也正面臨威脅，沿江地區的工業飛速發展，能源資源約束趨緊，酸雨、霧霾等環境問題頻發。目前中國經濟發展已經步入“新常態”，開始由追求增長速度的粗放式模式向追求結構調整和環境效率的內涵式模式轉變。2018年11月，中共中央、國務院明確要求以生態優先、綠色發展為引領，依托長江黃金水道，推動長江上中下游地區協調發展和沿江地區高質量發展。同時，長江經濟帶橫跨我國東中西部地區，各地區的經濟發展程度不一，產業結構升級階段各異，那么各地在產業結構調整升級過程中生態效率有何變化？生態效率和產業結構升級是否協調發展？上述問題的回答對促進長江經濟帶城市經濟與環境協調發展具有重要的理論與現實意義。

二、文獻綜述

生態效率最早由Schaltegger 和Sturn（1990）提出，指一定時期內增加的經濟價值與增加的生態環境負荷的比值［1］。可見，生態效率綜合考慮了經濟增長和生態環境保護。關于產業結構對生態效率的影響始于研究產業結構與經濟增長的關系，Peneder（2003）曾提出，投入要素從低生產率或者低生產率增長率的部門向高生產率水平或高生產率增長率的部門流動，可以促進整個社會生產率水平的提高，由此帶來的“結構紅利”維持了經濟的持續增長［2］。劉偉和張輝（2008）、干春暉等（2011）、韓永輝等（2016）學者的研究表明，產業結構變遷對中國經濟增長的貢獻是十分顯著的，存在“結構紅利”，但是隨著市場化程度的提高，這種“結構紅利”呈現不斷減弱的趨勢［3-5］。一些學者注意到產業結構調整對生態環境產生的影響，引入生態效率的概念，探討了產業結構調整對經濟增長與環境改善綜合效益的影響，韓永輝等（2016）、馬駿和周盼超（2020）建立空間面板計量模型，分別從省域、市域的尺度研究了產業結構優化升級對生態效率影響的驅動機理和作用效果，研究發現：產業合理化和高級化對生態效率都存在正向的本地效應和省域或市域間的空間溢出效應，且兩者在不同地區存在作用強度的異質性［6-7］。

關于生態效率對產業結構升級的反向作用也體現在經濟增長和生態環境兩方面，配第—克拉克定理提出了產業結構升級的經驗規律，它強調各產業由于存在收入彈性和技術進步差異，隨著人均收入水平的提高，國民收入和勞動力分布會逐步由第一產業向第二、三產業過渡，體現產業升級水平由低到高的動態躍遷［8］。孫軍（2008）、高遠東（2015）的研究證實了收入增加引起的消費需求是產業結構高級化進程的重要推動力量，對產業結構高級化演進發揮著決定性的作用［9-10］。生態環境污染對產業結構的作用主要體現在政府的環境監管政策，環境污染的加劇促使政府加強環境規制，倒逼企業進行產業轉移或產業結構升級。鐘茂初等（2015）用中國省際面板數據進行了實證檢驗，結果表明：環境規制與地區產業轉移、結構升級均呈現U型關系，只有越過環境規制的門檻值，才能促進產業結構調整［11］。Dou和Han（2019）運用中介模型實證分析了環境規制對我國污染產業轉移的影響，發現環境規制的加強會使“污染避難所”效應得到抑制，推動產業的轉移和產業結構的升級［12］。Chen 和Qian（2020）研究了海洋環境規制對制造業產業結構升級和污染產業轉移的雙重影響，發現海洋環境規制與污染產業轉移和產業結構升級都有著正“U”型關系，污染產業轉移的拐點出現時間早于產業結構升級的拐點出現時間［13］。

綜合而言，現有文獻針對產業結構升級與生態效率的關系進行了逐步深入的探討，研究視角大多側重于兩者間的單向影響關系，基于兩者協調發展的視角研究兩者間耦合協調度的文獻較少。此外，大多數經濟地理學家認為城市是區域協調發展的核心，省域尺度的研究已經不滿足中國的實際情況。基于此，本文將在城市尺度層面運用SBM-Undesirable 模型、耦合協調度模型對長江經濟帶108個城市的生態效率與產業結構升級協調度進行測算并分析其時空演變特征，隨后采用動態空間杜賓模型分析協調度時空演變的驅動因素，最后提出長江經濟帶經濟與環境協調發展的建議。

三、研究方法

（一）生態效率的測度

生態效率的核心內涵是指用較少的資源投入和環境污染生產出盡可能多的、有競爭力的產品或服務［14-15］。本文采用數據包絡分析法（DEA）對其進行測度。傳統的DEA方法CCR和BCC計算出的只有“好產出”的決策單元效率，未考慮“壞產出”，忽略了生產過程中產生的環境負外部性，并且也未考慮投入產出變量的松弛問題。Tone（2002）［16］提出的非徑向SBM模型，把松弛變量直接加入傳統DEA模型，解決了投入產出松弛的問題。Tone（2003）［17］隨后進一步將非期望產出加入SBM模型，有效測度了環境效率。本文采SBM-Undesirable模型測度長江經濟帶各市的生態效率，模型表達式如下：

其中：S為松弛變量分別表示投入冗余量、期望產出不足量和非期望產出超出量；分別表示決策單元的投入向量、期望產出向量和非期望產出向量；ρ*為效率值，取值范圍為［0，1］，當ρ*=1時，決策單元有效。選取的投入產出指標見表1所列。在投入端，采用永續盤存法計算固定資產投資存量，為避免因初始存量過低導致效率測算存在誤差，將2002 年的固定資產投資作為初始資本存量；在能源消耗方面，采用《中國能源統計年鑒》中給出的各省份2007—2017 年的能源消耗總量（萬噸標準煤）計算各省份的能源強度，進一步根據各市的生產總值計算能源消耗量。在產出方面，關于CO2排放量的計算，由于能源結構未知，本文采用國家發展改革委員會推薦的0.67 噸碳/噸標煤的系數推導CO2排放系數為2.457 噸/噸標煤，計算各市CO2排放量；關于生產總值，以2007年作為基期計算地區實際生產總值。

表1 投入產出指標

（二）產業結構升級的測度

產業結構優化具有產業結構合理化和高級化兩種內涵，產業結構合理化是指產業間的聚合質量，反映了兩方面內容：第一、度量了產業比例的協調程度；第二、反映了資源有效配置程度，是要素投入結構和產出結構耦合程度的一種衡量。產業結構高級化，是指產業結構的升級、產品附加值的增加和部門結構的優化，在產業結構方面主要表現為三次產業增加值排序從“一二三”轉變為“三二一”。產業結構高級化更加符合本文研究產業結構升級的意義，因此選取產業結構高級化指數作為產業結構升級指數，依據其內涵，借鑒付凌暉（2010）［18］的做法：首先將三次產業增加值占GDP的比重分別作為空間坐標系的三個坐標，構成一個三維向量X0=(x1,0,x2,0,x3,0)，分別計算X0與產業由低層次到高層次排列的向量X1=(1,0,0)、X2=(0,1,0)、X3=(0,1,1)的夾角θ1、θ2、θ3，即

算出夾角后，計算產業結構高級化指數：

Ins 值越大，表示產業結構高級化水平越高。各產業比重數據來源于2007—2018 年的《中國城市統計年鑒》。

（三）耦合協調度模型

耦合協調度模型基于耦合度模型建立。耦合一詞來源于工程物理學，耦合指兩個或兩個以上的系統通過相互作用而產生相互影響的現象，耦合度則是表示系統或要素之間相互影響的程度。根據耦合度的定義，采用以下模型測算生態效率與產業結構優化的耦合度：

其中：X1為生態效率；X2為歸一化后的產業結構升級指數（1）。耦合度說明了系統間相互作用、相互影響的程度，但無法真實反映系統變量之間的協調發展水平。為反映生態效率與產業結構優化的協調發展水平，建立如下耦合協調度模型：

其中：D為生態效率與產業結構升級的耦合協調度（為表述方便，下文簡稱協調度）；α、β分別為生態效率和產業結構升級指數的權重。本文認為生態效率和產業結構升級指數在系統中同等重要，取α=β=0.5。協調度取值范圍為［0，1］，根據已有研究將協調度分為10個等級，見表2所列。

表2 協調度等級劃分

（四）空間計量模型

基于地理學中提出的空間依賴性和空間異質性，在探究長江經濟帶生態效率與產業結構升級協調度時空演變的驅動因素中，將空間權重矩陣納入計量模型。已有研究表明，我國城市間生態效率和產業結構升級都存在較強的空間相關性［19-20］，在識別導致協調度演變的關鍵因素中，不能忽視協調度及其影響因素的空間溢出效應，應采用空間計量模型進行估計。空間面板計量模型包括空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），當模型的誤差項具有空間相關性時，采用空間誤差模型；當被解釋變量的空間依賴性對模型具有關鍵作用并存在顯著的空間相關性時，采用空間滯后模型。空間杜賓模型則是空間誤差和空間滯后模型的一般形式。為探究協調度是否存在路徑依賴性，將協調度的滯后一期納入靜態空間面板模型。動態空間面板模型的一般形式如下：

其中：Dit、Dit-1、WDit分別表示長江經濟帶各市協調度的數值及其時間滯后項和空間滯后項；Zit、WZit分別表示解釋變量及其空間滯后項；α、φ、β0、βi、θ為待估系數矩陣；φi、μit分別為個體效應和隨機擾動項；M為擾動項空間權重矩陣；λ為隨機擾動項自相關系數。若λ＝0，則該模型為空間杜賓模型（SDM）；若λ＝0且θ＝0，則該模型為空間滯后模型（SLM）；若α＝φ＝0 且θ＝0，則該模型為空間誤差模型（SEM）。本文將根據LM 檢驗和Wald檢驗對空間面板模型進行選擇，如果SEM 和SLM模型的LM 檢驗都是顯著的，那么采用SDM 模型；如果LM統計量不顯著，則進一步采用Wald統計量進行檢驗。關于權重矩陣W，本文選用鄰接空間權重矩陣，即相鄰的空間單元之間具有顯著的相互影響（W＝1），不相鄰的空間單元基本不存在相互影響（W＝0）。

綜合考慮生態效率與產業結構升級指數的影響因素，在數據可得性、可量化、可比性原則下，研究選擇以下變量進行驅動因素的分析：

（1）人口密度。城市聚集經濟理論認為，包括人口和其他要素在內的空間聚集，將提高要素生產率以及能源等資源的利用效率，促進生態效率的提升；如果人口密度超過一定的閾值，擁擠效應會超過集聚效應，則會阻礙生態效率的提升。在產業結構方面，范劍勇（2006）、王玥（2018）認為隨著人口集聚程度的提高，以服務業為核心的第三產業比重上升而第二產業比重呈下降趨勢，有助于促進產業結構升級［21-22］；而周玉龍和孫久文（2015）指出，城市人口密度并非越高越好，人口密度超過一定限度不但不會促進產業結構升級，反而會抑制勞動生產率，阻礙產業結構高級化［23］。

（2）財政支出。楊得前和劉仁濟（2017）、方杏村等（2020）的研究表明，在財政分權的體制下，財政支出的增加對地區生態效率會產生正向影響［24-25］；萬倫來等（2020）從空間溢出的視角研究提出財政總量競爭對區域生態效率具有負向效應［26］。在產業結構方面，王保滔等（2014）、周菲等（2019）通過理論與實證研究，得出一致結論：財政支出的增加對產業結構升級具有明顯促進作用［27-28］。

（3）外資依存度。龔新蜀等（2018）、張宇和蔣殿春（2013）、初善冰和黃安平（2012）等指出，FDI（外商直接投資）通過規模效應、結構效應、技術溢出效應對生態效率產生影響，FDI在總體上對區域生態效率有正向影響［29-31］；而王艷（2018）指出，FDI在工業生產階段對生態效率產生顯著的負向影響［32］。在產業結構方面，賈妮莎等（2014）指出，宏觀上，FDI通過影響東道國的市場結構、供需結構、出口結構進而影響產業結構升級；微觀上，FDI 通過關聯效應、技術外溢效應、競爭效應等影響東道國產業結構升級，其實證研究也證實FDI對產業結構升級具有顯著的促進作用［33］。

（4）環境規制。羅能生和王玉澤（2017）、焦國偉和馮嚴超（2019）研究發現，環境規制與生態效率之間存在先抑制、后促進的“U”型關系［34-35］；原毅軍和謝榮輝（2014）認為，正式環境規制能有效驅動產業結構調整，因此可將環境規制作為產業結構調整的新動力［36］。

（5）技術水平。Grossman 和Krueger（1991）將經濟增長對環境污染的影響分解為規模效應、結構效應和技術效應，強調了技術效應在改善環境污染中的關鍵作用，因為越先進的技術往往越“綠色”［37］；李姣等（2019）、李成宇等（2018）的實證研究證明，技術水平是促進生態效率提升的關鍵因素［38-39］；錢水土和周永濤（2011）、高遠東等（2015）研究表明，技術創新也是促進產業結構升級的直接因素［40-41］。因此，技術進步對產業結構升級、生態效率改善有著綜合的影響。

以上各變量的指標選取見表3 所列，其中“衡量方式”列涉及的數據均來自2007—2018年的《中國城市統計年鑒》。

表3 各指標定性描述

四、實證分析結果

（一）長江經濟帶生態效率與產業結構升級指數的時空演變

如圖1所示，2007—2017年長江經濟帶生態效率的時序演變趨勢呈U 型，2007—2011 年，生態效率從0.547 下降到0.478。2008 年國際金融危機發生后，長江沿線工業依靠增加要素投入刺激經濟產出，經濟發展方式較為粗放，造成“重化工業圍江”，資源利用迅速增加，用水效率低下，“三廢”排放增加，生態環境趨于惡化。2012—2014 年有小幅度的上升，生態效率保持在0.480～0.490。2014 年國務院印發《關于依托黃金水道推動長江經濟帶發展的指導意見》，提出修復生態環境、創新驅動產業轉型，生態效率有了明顯的提升，到2017 年，生態效率首次超過0.65，達到0.67的歷史最高點。生態效率的空間分布如圖2所示，根據自然斷裂分級法分為四個等級，可以看出長江經濟帶城市的生態效率具有空間異質性，在長三角二省一市形成了高效率城市集聚區，在中上游地區高效率城市呈零星分布。2017年高效率城市形成了沿海地區向內陸延伸、零星點狀分布的格局，這與各市的經濟發展狀況有關，下游地區是中國對外開放的前沿，容易吸收國外先進的生產技術與管理模式，要素生產率較高，資源消耗與污染排放相對較少。而中上游位于內陸，不具備區位優勢，經濟基礎較為薄弱，科技創新能力較低，中上游城市承接了東部沿海城市重化工業的轉移，是中國重要的制造業和能源工業基地，環境壓力大，整體生態效率較低。

圖1 長江經濟帶生態效率和產業結構升級指數時序演變

圖2 長江經濟帶生態效率的空間分布

從產業結構升級指數的時序演變可以看出，2007—2008 年基本沒有變化，為6.275 左右；2008—2017 年持續增長，從6.276 增長到6.553。表明長江經濟帶城市整體的產業結構在2007—2017 年間持續升級，這是由于我國工業化進程的推進，作為重要的區域增長極，長江經濟帶省市大力促進制造業、重化工業等第二產業部門的發展，近年來生產服務化進程愈發顯著。從圖3 的空間分布來看，2007 年處在第一等級的只有上海，長三角地區城市主要處在第二、三等級；中上游地區武漢、長沙、昆明、貴陽、張家界處在第二等級，其余城市主要處在第三、四等級。2017 年長三角地區城市主要處在第一、二等級；中游地區張家界市處在第一等級，這與當地旅游業的快速發展有關，其他城市主要處在第二、三等級；上游地區城市中成都、昆明、貴陽三個省會城市處在第一等級，重慶處在第二等級，其他城市主要處在第三、四等級。

圖3 長江經濟帶產業結構升級指數空間分布

（二）長江經濟帶生態效率與產業結構升級協調度的時空演變

采用耦合協調度模型測算出長江經濟帶生態效率與產業結構升級的協調度，其變化趨勢如圖4所示。2007—2011年呈倒“N”型，有波動的下降趨勢，根據前文分析，這一階段生態效率與產業結構指數的變化趨勢相反，且產業結構升級指數上升的速度不穩定，導致協調度波動下降。2012年后協調度呈加速上升態勢，到2017年增加到0.528，整體處在勉強協調的階段，協調度仍有待提升。從圖5協調度類型的空間分布來看，2007年協調度類型處在中度失調和初級協調之間，初級協調的城市有上海、蘇州、無錫、金華、臺州、溫州等城市，協調度較高的城市主要集中在長江下游的沿海地區，而中上游地區的城市協調度較低。到2017年，整體的協調度等級有所提升，上海、江蘇中南部的大部分城市、浙江的嘉興、杭州、金華、舟山、臺州、溫州以及長江中游地區的長沙、張家界、九江等城市達到了初級協調，其他城市主要處在勉強協調和瀕臨協調的階段，協調度較高的城市由東部沿海向內陸呈“T”型分布。其中，中游地區長沙和張家界的協調度領先于周邊地區，2017 年張家界的生態效率達到1.28，第三產業比重達到68.9%，分別居長江經濟帶城市的第一和第二位，其依靠服務業的快速發展推動了產業結構升級與生態效率提升的協調發展。

圖4 長江經濟帶生態效率與產業結構升級協調度的時序演變

圖5 長江經濟帶生態效率與產業結構升級協調度的空間分布

（三）長江經濟帶生態效率與產業結構升級協調度的驅動因素

在進行空間計量分析前，需要探討生態效率與產業結構升級的協調度是否存在空間相關性，本文采用全局Moran'sI對協調度的空間相關性進行探測，結果見表4所列。可以看出全部年份Moran'sI指數均保持在0.5 以上，且在1%的顯著性水平上通過了檢驗，說明協調度存在顯著的空間集聚現象，即空間自相關。故在分析其驅動因素時，采用空間計量模型較為合理。在進行參數估計前，首先進行LM檢驗，結果顯示空間滯后LM檢驗、空間誤差LM 檢驗均在1%顯著性水平上拒絕了原假設，說明SEM 和SLM 模型都是合理的，應采用兩者的一般形式，即動態SDM模型，進一步的Wald檢驗也表明動態SDM 模型是合理的，最后進行Hausman檢驗，結果在1%的顯著性水平上拒絕隨機效應的原假設，因此選用固定效應的動態SDM模型，回歸結果見表5所列。

表4 長江經濟帶生態效率與產業結構升級協調度的全局Moran's I值

表5 動態空間杜賓模型的回歸結果

（1）時間滯后項。lnDt-1的系數為0.717，說明長江經濟帶城市生態效率與產業結構升級的協調度具有較強的路徑依賴，上一期的數值與本期有顯著的正向關系，出現了“馬太效應”，即如果上一期協調度較高（較低），本期的協調度將會更高（更低）。

（2）空間滯后項。WlnDt的系數為0.294，通過了顯著性檢驗。根據地理學第一定律，區域之間距離越相近，某些特征屬性就會越相似，本文的實證結果支持了這一結論，長江經濟帶沿線城市的協調度存在顯著的空間溢出效應。具體來看，鄰近城市的協調度增加1%時，本城市增加0.294%。

（3）人口密度。lnPI的系數為0.058，通過了5%水平的顯著性檢驗，說明長江經濟帶城市的人口密度增加1%，協調度將會增加約0.06%。一方面，長江經濟帶城市將受益于高城市人口密度的規模效應和集聚效應，促進城市公共基礎設施和服務的共享、技術和知識的溢出以及勞動力池等集聚經濟的形成，降低了要素流動對能源的需求，從而降低資源消耗和污染排放，提升城市的生態效率；另一方面，人口集聚可以通過擴大服務業的客戶群體、增加人力資本積累，促進產業結構的升級。長江經濟帶面積占全國的21.4%，人口占全國的42.9%，人口密度較高，在“人口紅利”逐漸消減的大背景下迎來了“第二次人口紅利”，通過人力資本、規模經濟等效應，促進生態效率與產業結構升級的協調發展。

（4）財政支出。lnGR 的系數為0.017，通過了10%的顯著性檢驗。財政支出反映了政府的行政和調控能力，政府的基礎建設支出可以完善城市的基礎設施服務，降低交易成本和資源損耗。如長三角地區政府支持建設的張江高新技術工業園區、蘇州工業園區等園區的建設推動了長三角地區的專業化分工和區域一體化建設，產生了集聚經濟，極大地提高了資源配置和利用效率，進而促進生態效率的提高。近年來長江經濟帶沿線城市政府大力扶持服務業發展，這對產業結構的升級產生了積極影響，此外政府對科教事業的支持帶來了人才集聚和知識溢出，極大地促進了高新技術產業、服務業的發展，有利于產業結構的升級。

（5）外資依存度。lnFDI 的系數為0.004，通過了5%水平的顯著性檢驗，說明FDI 在長江經濟帶城市產生了“污染光環”效應，通過技術溢出效應促進了經濟效率的提高和環境績效的改善，推動了生態效率的提升。另一方面，FDI既能通過新增資產的產業流向直接促進產業結構升級，也能通過技術外溢、產業關聯等作用間接推動產業結構的升級。WlnFDI 系數為負，并通過了5%水平的顯著性檢驗。在“中國式分權”的背景下，出于政績考核的考慮，各地方政府都熱衷于擴大引進FDI，當鄰近地區依靠區位優勢或政策便利等條件吸引更多FDI流入時，本地區的外資流量或質量將會下滑，難以發揮出FDI 對生態效率與產業結構升級的積極作用，生態效率與產業結構升級的協調度將會下降。

（6）環境規制。lnER的系數為0.006，并通過了5%水平的顯著性檢驗，表明在長江經濟帶城市的環境規制產生了“倒逼減排效應”。企業為減少環境成本進行技術革新，技術的創新提高了要素生產率，減少了單位產出的污染排放，企業增加的經濟效益彌補了技術研發成本，產生了“創新補償效應”，實現了經濟績效和環境績效的雙贏。同時，環境規制的加強會提高公眾的環保意識，消費者越來越傾向于購買環境友好型產品，公眾監督會對企業類型產生遴選作用，清潔技術型、環境友好型的企業最終會在競爭中取得優勢，從而促進本地區產業結構的升級。WlnER 的系數為負，并通過了5%水平的顯著性檢驗。目前長江經濟帶的產業轉移方向逐漸西移，下游地區較強的環境規制使一些高污染高耗能工業企業成本增加，為尋求成本節約將產地遷移到環境規制較弱的中上游地區，雖然在一定程度上推動了中上游地區的工業化進程，有利于產業結構升級，但對當地和生態環境造成了破壞，對生態效率產生了不利影響。

（7）技術進步。lnTec的系數為0.007，在10%水平上通過了顯著性檢驗。一方面，技術進步可以通過提高各類要素的生產率，降低單位GDP的資源消耗和污染排放，促進生態效率的提升；另一方面，技術進步會對資源消耗產生“回報效應”，通過刺激經濟活動增加對能源等資源的消耗，抵消由效率提高節約的資源。從實證結果看，技術進步對生態效率的促進作用更加明顯。同時，技術進步是推動產業結構調整升級的內生直接動力，在供給端，可以通過更新生產工藝和技術，促進勞動、資本生產率的提高，推動生產的專業化分工，同時可以提高勞動力素質，為新興產業提供高素質勞動力；在需求端，技術進步促進了新產品的產生，開拓了新的產業部門，刺激和創造了新的消費需求，拉動新興產業的產生和發展，從而推動產業結構的升級。可見，技術進步是帶動生態效率與產業結構升級協調發展的重要因素。

五、結論與建議

本文以長江經濟帶108個城市為研究對象，采用包含非期望產出的SBM-Undesirable模型測算了2007—2017 年的生態效率，利用耦合協調度模型測度了生態效率與產業結構升級的協調度，隨后采用動態空間杜賓模型對其驅動因素進行分析。研究結論如下：

（1）11年間，長江經濟帶生態效率的時序演變趨勢呈“U”型，2014年之后增長速度加快，高效率城市呈由蘇浙滬沿海城市向內陸延伸、零星點狀分布的格局。產業結構升級指數呈持續增長態勢，下游地區城市以及中上游的省會城市產業升級指數較高。

（2）長江經濟帶生態效率與產業結構升級的協調度呈上升趨勢。協調度類型主要處在中度失調和初級協調之間，協調等級較高的城市主要聚集在下游蘇浙滬皖地區，形成了由下游地區沿海城市向內陸延伸的“T”型分布格局。

（3）長江經濟帶生態效率與產業結構升級的協調度具有明顯的路徑依賴性，“馬太效應”顯著。此外，協調度的空間溢出效應明顯，鄰市協調度增加會提高本市的協調度。人口密度增加、制度質量優化、外商投資增加、環境規制加強、技術進步均有利于協調度的增加，而鄰市外商投資的增加、環境規制的加強會導致本市協調度的降低。

據此，本文提出以下兩點建議：

（1）加強區域合作，消除行政壁壘。鑒于生態環境與產業結構升級協調度的正向溢出作用，各地區應摒棄多點發力的做法，推進區域生態環境共保共治，將長三角城市群、長江中游城市群、成渝城市群串聯起來，促進實現高層次的會晤和對話，借助河長制等政策手段，實現全流域環境治理的無縫連接。促進上中下游地區產業轉移的準確對接，勞動密集型、資源密集型等以滿足內需為主的產業向上游地區轉移，下游地區依靠物質資本和人力資本優勢，大力發展服務業、高新技術產業等，高端設備的更新亦能反哺傳統制造業，實現產業轉移、升級和轉型的同步進行。突破區位限制，由沿海城市向內陸地區縱深發展，實現產業升級和生態效率提升的雙贏。

（2）因地制宜，精準施策。下游地區已經進入后工業化階段，應實施嚴厲的環境規制政策，促進企業綠色技術的創新和“三高企業”的轉移，引進高質量的外商投資，充分發揮其技術溢出效應。當前中上游地區處在快速工業化階段，不應因過度注重環境保護而犧牲經濟利益，各市政府根據地區所處發展階段制定適宜的環境規制政策，同時應摒棄盲目引資的行為，阻止高能耗低產出外資企業的進入，避免“污染避難所”效應的產生。各市政府應鼓勵加強自主創新，對企業的技術研發進行財政補貼，制定積極的人才激勵政策，促進人力資本的積累和質量的提升。

注 釋：

（1）歸一化采用的是min-max方法，即（x-min）/（max-min）。