產業結構升級與海洋綠色經濟效率

關鍵詞：Super-SBM 模型;產業結構高級化;產業結構合理化;海洋綠色經濟效率;面板門檻

0 引言

隨著人口增長、經濟建設速度加快，陸地資源趨于枯竭，占據地球總面積3/4的海洋開始成為服務國民經濟和社會進步的重要資源和發展空間，開發海洋資源、發展海洋事業也逐步被納入國家發展戰略之中[1]。據統計，我國海洋經濟總產值由1978年的60余億元躍升至2022年的94628億元，對國內生產總值的貢獻率達到了7.8%，海洋經濟發展呈現穩中向好的趨勢。然而，傳統高能耗、高污染和高排放的粗放型發展模式忽略了片面追求經濟增長帶來的負面環境效應[2]，城市化、工業化進程中產生的大量二氧化碳、氮磷化合物和重金屬元素直接或間接地被排放到海洋，破壞了海洋生物多樣性和生態系統平衡，對海洋經濟的可持續發展造成消極影響[3]。

黨的二十大報告指出，“發展海洋經濟，保護海洋生態環境，加快建設海洋強國”，明確探索低碳、循環、可持續的海洋經濟發展模式是重中之重，中國式現代化進程中的海洋強國建設應兼顧海洋環境保護和海洋經濟發展。綠色經濟效率是考慮資源消耗和環境污染代價后的經濟收益，是衡量經濟可持續發展能力的重要標準之一[4]。產業結構優化升級能夠促進新舊動能轉換，驅動經濟發展向著集約型方向轉變，推動經濟實現綠色、高質量發展[5]。研究產業結構升級與海洋綠色經濟效率之間的關系，對實現海洋經濟高質量發展具有重要意義。

產業結構優化升級一般包括產業結構合理化和產業結構高級化兩個維度[6]。其中，產業結構是否合理取決于產業內部及產業之間的協調能力，產業結構對需求結構變化的適應能力，以及要素資源的流動配置能力[7]。產業結構高級化描述的是產業結構整體素質不斷向更高層次演進的動態化過程[8]。關于產業結構調整與經濟發展的相關研究大多圍繞產業結構的這兩個維度展開。一種觀點認為，產業結構升級有助于經濟的高質量發展。逯進等[9]指出，隨著產業結構重心由第一產業依次轉移至第二產業和第三產業，傳統產業逐漸被低耗能、低污染和高效益的知識技術密集型產業所取代，產業結構高級化顯著改善了資源配置和環境質量，為經濟的高質量發展注入了新動能。Zhu等[10]認為，產業結構合理化和產業結構高級化均對綠色發展效率產生積極影響，但與前者相比，產業結構高級化對綠色發展效率的促進作用更明顯。另一種觀點認為，產業結構升級對經濟高質量發展存在非線性影響。劉志彪等[11]研究發現，產業結構升級變遷與全要素生產率之間存在“倒U”型的曲線關系，受產業之間要素流動受限、供給需求長期錯配和全球價值鏈低端鎖定等因素的影響，隨著產業結構高級化趨勢愈加明顯，產業容易出現空心化、虛擬化的現象，導致產業結構調整對全要素生產率的影響由促進轉為了抑制。車明好等[12]以產業結構合理化為門檻變量，分析產業結構高級化對經濟增長的影響，結果表明只有在產業結構處于合理區間的條件下，產業結構高級化對經濟增長有顯著的促進作用。在第二產業尚未得到充分發展的情況下盲目發展第三產業，產業結構的服務化升級會脫離當地的資源條件和經濟基礎，導致經濟增長出現結構性減速的現象[13-14]。Wang等[15]的研究也支持了這樣的觀點，他們以煤礦城市為研究對象，指出在長期存在結構性問題和矛盾的情況下，第三產業相對于第二產業的比重上升無助于生態效率的提升，因為產業轉型成本造成的生態效率下降可能大于第三產業節能減排推動的生態效率上升。因此，產業結構高級化和產業結構合理化之間是相互制約、相互促進的，脫離合理產業結構的產業結構高級化是虛高的，可能無法對經濟可持續發展起到有效的支撐作用。

綜上，已有文獻對產業結構升級與經濟綠色發展之間的關系展開了探討，但鮮有研究將產業結構合理化納入產業結構高級化影響經濟綠色發展的框架之中。受制于產業結構是否合理，產業結構高級化與海洋綠色經濟效率之間可能存在非線性關系。鑒于此，本文以2005—2015年我國沿海11個省（自治區、直轄市）的面板數據為樣本，運用Super-SBM 模型測算我國沿海11個?。ㄗ灾螀^、直轄市）的海洋綠色經濟效率，構建面板門檻模型就產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的影響是否存在產業結構合理化的門檻效應進行驗證。

1 海洋綠色經濟效率測度

1.1 模型構建

在分析綠色經濟效率時，一般需要同時考慮經濟效益（期望產出）和負面環境效應（非期望產出）。經典DEA 模型的產出指標多為反映社會經濟發展規模的期望產出，其關于相對效率的評價標準是以更少的投入獲取更多的產出。而在考慮非期望產出的情況下，投入與產出之間并非只是簡單的單調線性關系，有效率的生產方式應當要求投入、期望產出和非期望產出三者達到一定的權衡狀態。將非期望產出引入DEA 模型的方法包括方向距離函數法、曲線測度法和線性轉換函數法等[16]。這些方法有效處理了非期望產出的問題，但卻忽略了投入、產出非零松弛所帶來的偏誤。Tone[17]提出基于松弛變量測度效率的SBM 模型能夠有效克服松弛性問題，但弊端是無法對多個有效的決策單元進行區分和排序?；诖耍琓one[18]進一步構建了SuperSBM 模型，其通過允許有效的決策單元效率值大于1，解決了有效決策單元不能比較的問題。綜上，本文選取考慮非期望產出的Super-SBM 模型來度量海洋綠色經濟效率，公式如下：

式中：ρ 為決策單元效率值，即海洋綠色經濟效率;x，y，z 分別為投入、期望產出和非期望產出變量;m ，s1，s2 分別為投入、期望產出和非期望產出的變量個數;sx ，sy ，sz 分別為投入、期望產出和非期望產出的松弛變量（投入、非期望產出的冗余量和期望產出的不足量）;λj 代表權重系數。

1.2 指標選取

本文構建的海洋綠色經濟效率投入產出指標體系如表1所示。

投入指標：勞動力投入用涉海就業人員數量表示;資本投入用海洋資本存量表示，計算公式為地區資本存量×（海洋生產總值/地區生產總值），其中的地區實際資本存量采用張軍等[19]提出的永續盤存法，以2005年為基期進行測算;資源投入用海洋能源消耗總量表示，計算公式為地區能源消耗總量×（海洋生產總值/地區生產總值）。

產出指標：期望產出用海洋生產總值表示;非期望產出用海洋工業廢水排放量表示。

2 海洋綠色經濟效率分析

基于Super-SBM 模型，測算出2005—2015年沿海地區的海洋綠色經濟效率（圖1）。

整體上看，我國沿海地區的海洋綠色經濟效率呈先降后升的“V 型”變動趨勢。2005—2008年，我國海洋綠色經濟效率下降到一個較低水平，且在未來3年內無明顯提升。受“第十個五年規劃”的影響，我國堅持貫徹落實《全國海洋經濟發展規劃綱要》提出的戰略任務，提倡全面開發利用海洋資源，推動海洋經濟快速發展。在該時期，大量的人力和自然資源投入到了海洋區域開發和海洋工程興建當中，海洋產業規模得到了迅速擴張。然而，依賴資源驅動的粗放型發展模式會引發能源短缺和環境污染問題，破壞海洋的生物多樣性和生態系統平衡，不利于海洋經濟的健康發展，進而導致我國海洋綠色經濟效率處于相對較低的水平。2008—2015年，我國海洋綠色經濟效率保持相對穩定的增長趨勢。一方面，海洋技術的更新迭代推動了海洋產業發展方式由資源消耗型向循環利用型的方向轉變，強化了海洋資源的合理利用和海洋環境的有效保障，為海洋生態文明的建設提供了重要支撐;另一方面，海洋產業結構的優化升級使海洋經濟增長質量和效益均得到了明顯提升，進一步增強了海洋經濟的可持續發展能力，改善了海洋綠色經濟效率。

空間分布上看，長三角和珠三角地區的海洋綠色經濟效率最高，環渤海地區次之，環北部灣地區最低。海洋綠色經濟效率在四大沿海區域中呈現兩端低中部高的分布格局。長三角和珠三角地區通過內部資本積累和對外貿易往來，優化了經濟結構和資源配置，在實現海洋經濟騰飛的同時，兼顧海洋環境保護，充分協調了海洋資源開發與生態文明建設之間的關系，促進了海洋綠色經濟效率的提升。受制于市場資源配置能力較弱、產業同構性嚴重以及中心城市輻射力不足等因素，環渤海地區的海洋經濟發展相對落后，但隨著“十一五”規劃的順利推進，提升海洋資源開發利用水平和改善海洋環境質量成為主攻方向，海洋綠色經濟效率開始逐漸上升。而北部灣地區的海洋經濟發展主要依賴于傳統的沿海重工業，隨著城鎮化、工業化的進程加快，甲醇、苯類、脂類、丙烯腈等石化有機污染風險也隨之增加，導致海洋環境問題日益突出，海洋綠色經濟效率水平較低。

3 研究設計

3.1 模型設定

由前文分析可知，在不同的產業結構合理化水平下，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的影響可能會呈現明顯差異。為檢驗產業結構高級化與海洋綠色經濟效率之間是否存在非線性關系，本文借鑒Hansen[20]提出的理論模型，以產業結構合理化為門檻變量，構建如下的固定效應面板門檻回歸模型：

β2SUitI（SRit gt;r1）+δZit +μt +νi +εit （2）式中：MGEit為第i 個地區第t 年的海洋綠色經濟效率;SUit為第i 個地區第t 年的產業結構高級化指標;SRit 為門檻變量，其可存在N 個待估門檻值（r1，r2，…，rN ）;I（·）為指示函數，當括號中的條件滿足時，其值為1，否則為0;β1 和β2 表示在不同產業結構合理化區間下，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的回歸系數;Zit 為一系列可能影響海洋綠色經濟效率的控制變量;μt 和νi 分別代表時間固定效應和地區固定效應;εit 為隨機擾動項。式（2）可按門檻值的個數由單門檻推導至多門檻模型。

3.2 變量定義與數據來源

3.2.1 變量測度

被解釋變量：海洋綠色經濟效率（MGE），可由前文推導得到。

解釋變量：產業結構高級化（SU）指的是產業結構沿著經濟服務化和知識集約化的方向演變到更高層次。其明顯特征是第三產業逐漸取代第一、二產業的優勢地位，在產業結構中占據主導。據此，本文參考徐敏等[21]的研究，以下式衡量產業結構高級化水平：

式中：i 為省份;t 為年份;j 為產業種類;SUit反映了產業結構高級化水平;Yit 為地區生產總值;Yit，j為第j 產業增加值。SUit 越大，意味著產業結構順著第一、二、三產業逐級演進的程度越深，產業結構高級化水平越高。

門檻變量：產業結構合理化（SR）反映的是產業之間比例關系趨于協調的過程。即通過對失衡產業進行調整，使要素資源在產業之間合理配置和有效利用，以促進產業之間的協調發展，保證產業結構的動態均衡。借鑒于斌斌[22]的方法，本文使用泰爾指數（TL）的倒數衡量產業結構合理化水平：

式中：Yit 、Yit，j 的定義同上;Lit 為就業人數;Lit，j為第j 產業的就業人數。TLit越大，SRit越小，意味著產業結構偏離均衡狀態的程度越高，產業結構合理化水平越低。

控制變量：①對外開放程度（OPEN），利用貨物進出口金額與地區生產總值的比值衡量;②金融發展水平（FIN），利用存貸款之和與地區生產總值的比重衡量;③城鎮化水平（UR），利用城鎮人口占總人口的比重表示;④能源結構（ES），利用地區電力消費量與全國電力消費總量的比值衡量;⑤環境規制（DER），利用工業污染治理完成投資額與地區工業增加值的比值衡量。

3.2.2 數據來源

鑒于數據的可得性，本文以2005—2015年我國沿海11個省（自治區、直轄市）的面板數據為研究樣本。原始數據來源于《中國統計年鑒》《中國海洋統計年鑒》《中國金融統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國環境統計年鑒》以及國家統計局等。各變量的描述性統計如表2所示。

4 實證結果與分析

以產業結構合理化為門檻變量，使用面板門檻回歸模型分析產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的影響。首先，參考Hansen[20]提出的“自舉法”（Bootstrap）進行門檻效應檢驗，將自抽樣次數設定為300次，檢驗結果如表3所示。

由表3 可知，單一門檻的似然比檢驗值為32.03，通過了1%的顯著性檢驗，雙重門檻和三重門檻均未通過顯著性檢驗。因此，產業結構高級化影響海洋綠色經濟效率的過程中存在產業結構合理化的單一門檻效應。

為進一步檢驗門檻值的真實性，繪制出似然比函數圖形（圖2）。由圖2 可知，當門檻值等于15.512時，統計量LR的值最接近0，故單一門檻值為15.512，其處于95%的置信區間[14.429，16.754]內，證實了門檻估計值的真實性。

對模型適用性進行Hausman檢驗的結果顯示P lt;0.01，故選擇固定效應模型進行回歸分析要顯著優于隨機效應模型。固定效應模型的回歸結果如表4所示，在控制了其他變量和時間、地區固定效應后，產業結構高級化的回歸系數為1.235，在5%的水平上顯著，表明通過提升產業結構高級化水平能夠顯著改善海洋綠色經濟效率。

然而，受產業結構合理化水平的影響，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的促進作用不一定呈現單調線性關系。因此，在確定模型存在單一門檻值的基礎上，需要進一步檢驗產業結構高級化與海洋綠色經濟效率之間的非線性關系。從表4中面板門檻回歸模型的估計結果來看，產業結構高級化在產業結構合理化的單一門檻下，對海洋綠色經濟效率的影響呈現“邊際效應遞增”的非線性特征。當產業結構合理化水平低于15.512時，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的影響系數為0.982，產業結構高級化指數每增加1個單位，海洋綠色經濟效率將提升0.982個百分點。當產業結構合理化水平超過門檻值15.512時，產業結構高級化的系數上升至1.051，產業結構高級化與海洋綠色經濟效率之間的正相關關系更加明顯。這說明在追求產業服務化的同時，也不能忽視工業體系的轉型升級，應當加強產業之間的融合互動和協調發展，逐步推動資源在產業之間實現合理配置和有效利用，當產業結構合理化指數發展到更高水平時，側重發展高附加值、高技術含量的第三產業將使產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的促進作用得到顯著增強。

從表5中我國沿海省（自治區、直轄市）產業結構合理化門檻值的區域分布來看，上海、浙江和天津的產業結構合理化水平高于門檻值，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率有較強的促進作用。以上海為代表，其在20世紀30年代至20世紀末一直扮演著我國制造業中心之一的角色，實力雄厚的工業基礎為該地的產業升級提供了強大的生產動力和資源條件。通過打造與高端服務業相適應的新型高端工業體系，上海實現了工業與服務業的并重發展，進一步推動了產業結構向著服務化的方向調整，促進海洋綠色經濟效率的提升。而廣西、河北、遼寧等的產業結構合理化水平低于門檻值，這些地區的產業結構和就業結構之間的協調程度較低，勞動力等要素資源難以從低端產業流向經濟效率更高的高端產業，若片面追求發展第三產業，而忽視產業之間的良性互動，將降低資源的配置效率和利用效率，削弱產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的促進作用。

此外，無論是在固定效應模型還是面板門檻模型中，金融發展和對外開放均抑制了海洋綠色經濟效率的提升，而能源結構優化對提升海洋綠色經濟效率有顯著的促進作用。具體的，控制變量對海洋綠色經濟效率的影響分析如下。

（1）城鎮化水平對海洋綠色經濟效率的回歸系數并不顯著，可能的解釋是城鎮化推動經濟發展的同時往往伴隨著大規模的土地開發、能源消耗和污染排放，若在城鎮化過程中缺乏綠色協調機制和環境治理意識，海洋綠色經濟發展將難以得到持續推動。

（2）環境規制對于海洋綠色經濟效率無顯著影響。早期“先污染，后治理”的經濟發展模式一再挑戰生態環境的承載能力，積累了大量的環境污染問題，環境治理的速度跟不上污染的速度，治理與修復的難度和成本隨之增加，造成環境規制對海洋綠色經濟效率的影響甚微。

（3）能源結構優化對海洋綠色經濟效率存在顯著的正向影響。隨著清潔、可再生能源在能源消費總量中的比重增加，優質產能逐漸取代落后產能在產業發展中的生產地位，改變了高污染、低效能的能源消費方式，促進了海洋清潔能源的開發與利用，為海洋經濟的綠色、低碳和高效發展提供了持續動力。

（4）金融發展顯著抑制了海洋綠色經濟效率的提升。企業或金融機構在短期利益導向的驅使下，可能更傾向于將金融資源投向一些高盈利的污染行業，因而間接加劇了環境污染，對海洋綠色經濟效率產生負面影響。

（5）對外開放水平的影響系數顯著為負。原因可能在于一些國外污染密集產業為了逃避國內嚴格的環境法規，將高污染、高能耗的低端產業轉移到環境監管較為寬松的中國，加劇了我國的環境污染，不利于綠色經濟的可持續發展。

5 結論與政策建議

5.1 結論

本文以2005—2015年我國沿海11個省（自治區、直轄市）的面板數據為樣本，構建面板門檻回歸模型，研究以產業結構合理化為門檻變量時，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的影響。結論表明，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的影響受產業結構合理化的制約而存在邊際效應遞增的非線性特征。當產業結構合理化指數低于15.512時，資源的利用率和配置效率較低，投入所帶來的產出增長空間有限，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的促進作用較弱;當產業結構合理化指數高于15.512時，產業之間協調發展的正向經濟外部效應得以充分發揮，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的促進作用顯著增強。

5.2 建議

根據不同地區的資源稟賦、經濟環境和產業基礎等因素，制定合適的產業支持政策和產業結構調整方案。對于產業結構合理化水平較低的地區，產業結構高級化對海洋綠色經濟效率的促進作用較弱，此階段的產業結構調整重心應聚焦于產業結構合理化，通過改善要素資源在產業內部和產業之間的流動配置，調整產業結構的失衡狀態，為推動產業結構高級化夯實基礎。對于產業結構合理化水平較高的地區，產業政策的制定應側重于以產業結構高級化為導向推動產業結構重心向第三產業轉移，通過構建專業化現代服務業體系，推動產業發展由資源粗放型向資源集約型方向轉變，實現資源的合理配置和高效利用，進而改善地區的海洋綠色經濟效率。

加強現代服務業和高端制造業的深度融合，引導制造業產業鏈向服務型方向轉變、現代服務業的發展空間向制造業延伸，促進產業之間的協調發展。一方面，新興制造業的發展能夠強化對現代服務業的多元化服務需求，例如物流運輸、客戶服務、技術支持、研發設計和金融租賃等專業化服務，有效避免了服務業脫離制造業基礎而陷入自我循環和膨脹的發展陷阱;另一方面，大力發展現代服務業尤其是生產性服務業，有助于實現知識密集型服務要素在制造業中的嵌入、衍生、轉型、合成和賦能，提升制造業的技術創新能力和核心競爭能力，為制造業的轉型升級提供有力支撐。