楊志清

(河南牧業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 鄭州 450046)

近年來，生態(tài)承載能力日趨飽和、能源資源約束趨緊，成為制約中國可持續(xù)發(fā)展的重要瓶頸。在此背景下，科學(xué)發(fā)展觀、“五位一體”總體布局、五大發(fā)展理念和“兩山論”的提出，為綠色發(fā)展理念的形成奠定理論基礎(chǔ)，為美麗中國的建設(shè)提供了行動(dòng)指南[1]。綠色發(fā)展能夠有效組織和協(xié)調(diào)能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境三者之間的關(guān)系，使其長(zhǎng)期處于一個(gè)動(dòng)態(tài)平衡的過程之中。因此，合理構(gòu)建一個(gè)能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境(3E)系統(tǒng)，評(píng)價(jià)系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)發(fā)展顯得尤為重要。

長(zhǎng)期以來，關(guān)于3E系統(tǒng)內(nèi)在聯(lián)系、相互作用邏輯關(guān)系，以及協(xié)調(diào)度測(cè)算與評(píng)析等方面，許多學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究并做出大量的工作。范慧平等[2]等研究了環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的內(nèi)在關(guān)系，長(zhǎng)期來看經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)利于生態(tài)環(huán)境的提升，而生態(tài)環(huán)境則是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的保障；短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將造成生態(tài)環(huán)境惡化，而生態(tài)環(huán)境改善會(huì)消耗經(jīng)濟(jì)利益。牟勇等[3]運(yùn)用SDM模型分析能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境之間的協(xié)同關(guān)系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與能源是環(huán)境的因，環(huán)境為果，能源與經(jīng)濟(jì)互為因果。李曉飛等[4]構(gòu)建了河南省3E系統(tǒng)的VAR模型，同時(shí)利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法對(duì)3E系統(tǒng)間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了研究，表明三系統(tǒng)間存在著動(dòng)態(tài)和長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。CHEN等[5]采用層次分析法與耦合協(xié)調(diào)模型結(jié)合對(duì)中國8個(gè)省份3E系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)良好的能源利用對(duì)環(huán)境的保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展起促進(jìn)作用，并且大部分3E系統(tǒng)相對(duì)協(xié)調(diào)的地區(qū)，環(huán)境評(píng)價(jià)也會(huì)較高。張黎鳴[6]使用熵值法與耦合協(xié)調(diào)模型結(jié)合對(duì)河南省3E系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展水平進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，得出2005—2014年3E系統(tǒng)中兩兩子系統(tǒng)間協(xié)調(diào)度呈上升趨勢(shì)；YANG等[7]也采用相同的方法對(duì)內(nèi)蒙古自治區(qū)3E系統(tǒng)進(jìn)行評(píng)價(jià)，發(fā)現(xiàn)2007—2017年3E系統(tǒng)協(xié)調(diào)程度呈上升趨勢(shì)，但整體仍處于不協(xié)調(diào)的發(fā)展?fàn)顟B(tài)。李力等[8]運(yùn)用ESDA工具與PLS路徑模型對(duì)中國省域3E系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展進(jìn)行分析和探討，得出了省域3E系統(tǒng)協(xié)調(diào)度整體呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)螺旋上升的趨勢(shì)。逯進(jìn)等[9]構(gòu)建能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境三系統(tǒng)耦合模型，測(cè)算了1995—2014年中國四大區(qū)域三系統(tǒng)間的耦合協(xié)調(diào)水平，結(jié)果表明,三系統(tǒng)耦合度保持不斷遞增的態(tài)勢(shì)，耦合度整體呈現(xiàn)由東部向西部遞減。主成分分析法與熵值法常被用于評(píng)價(jià)3E系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平，2種方法各有特色，主成分分析法可以對(duì)大批量指標(biāo)進(jìn)行降維，使問題的處理簡(jiǎn)單化，但計(jì)算權(quán)重不夠客觀合理，而熵值法雖不能減少指標(biāo)維數(shù)，但在指標(biāo)賦權(quán)方面更有優(yōu)勢(shì)。為了規(guī)避2種方法的局限性，本研究采用主成分分析-熵值法組合分析法，選取河南省2005—2017年間相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)河南省3E系統(tǒng)綠色發(fā)展水平進(jìn)行測(cè)算，同時(shí)引入?yún)f(xié)調(diào)度模型對(duì)3E系統(tǒng)協(xié)調(diào)度進(jìn)行評(píng)價(jià)與實(shí)證分析，進(jìn)而提高評(píng)價(jià)結(jié)果的全面性與科學(xué)性，為促進(jìn)河南省3E系統(tǒng)實(shí)現(xiàn)綠色協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論依據(jù)。

1 河南省3E系統(tǒng)綠色發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建

為了能更好評(píng)估綠色發(fā)展背景下河南省3E系統(tǒng)發(fā)展水平，準(zhǔn)確詳實(shí)地描述河南省3E系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度，本研究結(jié)合河南省能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境發(fā)展現(xiàn)狀，綜合國內(nèi)學(xué)者的研究成果，在遵循科學(xué)性、全面性、代表性和可操作性原則的基礎(chǔ)上構(gòu)建3E系統(tǒng)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。在構(gòu)建指標(biāo)體系的過程中從能源結(jié)構(gòu)、能源利用效率、環(huán)境污染與治理、經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)投資與外貿(mào)等方面，選取對(duì)綠色發(fā)展可能造成影響，并能真實(shí)反映河南省能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境發(fā)展現(xiàn)狀的有關(guān)指標(biāo)，共包含29個(gè)指標(biāo)分別是能源子系統(tǒng)A1～A9，經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)B1～B11，環(huán)境子系統(tǒng)C1～C9，構(gòu)建的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系如表1所示(其中正指標(biāo)，指標(biāo)值越大越好；逆指標(biāo)，指標(biāo)值越小越好)。

表1 河南省3E系統(tǒng)綠色發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系 Table 1 The green development evaluation index system of 3E system in Henan Province

續(xù)表1 Continuing table 1

2 評(píng)價(jià)模型的構(gòu)建

2.1 主成分分析-熵值法評(píng)價(jià)模型

鑒于指標(biāo)數(shù)量較多的特點(diǎn)，選取主成分分析評(píng)價(jià)法進(jìn)行降維，能有效去除各指標(biāo)數(shù)據(jù)之間信息重復(fù)的部分，得到原始信息最多且具有明顯代表性的主成分[10]，但在計(jì)算綜合評(píng)價(jià)得分時(shí)，使用累計(jì)貢獻(xiàn)率作為權(quán)重往往會(huì)導(dǎo)致第一主成分權(quán)重遠(yuǎn)高于其他主成分，不夠客觀和合理[11]。而熵值法賦權(quán)的信息直接來源于各項(xiàng)指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)，單純通過信息量的大小來決定相應(yīng)的指標(biāo)權(quán)重[6]，從而使計(jì)算出的指標(biāo)權(quán)重更具有客觀性?；谝陨戏治鰳?gòu)建主成分分析-熵值法評(píng)價(jià)模型，2種方法的互補(bǔ)使用能夠充分發(fā)揮各自優(yōu)點(diǎn)，有效避免人為判斷的主觀性和片面性[12]。主成分分析-熵值法評(píng)價(jià)模型具體步驟如下。

假設(shè)評(píng)價(jià)系統(tǒng)中評(píng)價(jià)對(duì)象有m個(gè)，每個(gè)評(píng)價(jià)對(duì)象對(duì)應(yīng)的評(píng)價(jià)指標(biāo)有n個(gè)，則構(gòu)成矩陣Xij(其中i=1,2,…，m；j=1,2,…，n)。在主成分分析法中運(yùn)用公式X′ij=max(Xij)-Xij對(duì)逆指標(biāo)進(jìn)行正向轉(zhuǎn)換后，再使用Z-score法進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，熵值法分析過程中使用極差法進(jìn)行同向化與標(biāo)準(zhǔn)化處理。

(1)主成分分析法降維

①條件檢驗(yàn)：對(duì)各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形度檢驗(yàn)[13]，判斷是否適合主成分分析。

②計(jì)算特征根與累計(jì)貢獻(xiàn)率，選取特征根>1或累計(jì)貢獻(xiàn)率>85%的前k個(gè)主成分，根據(jù)式(1)計(jì)算特征根對(duì)應(yīng)的單位特征向量矩陣。

(1)

式中:Ekj為單位特征向量；fkj為因子載荷矩陣中第k個(gè)主成分的第j個(gè)指標(biāo)對(duì)應(yīng)的變量；

λk為第k個(gè)主成分對(duì)應(yīng)的初始特征根。

③計(jì)算出各主成分得分，公式如下所示：

(2)

式中:Fik為第i年第k個(gè)主成分得分,ZXij為第i年第j項(xiàng)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后的值。

(2)熵值法確定指標(biāo)權(quán)重

①計(jì)算第i年份第j項(xiàng)指標(biāo)的比重Pij

(3)

式中：Yij為第i年第j項(xiàng)主成分得分

②計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的信息熵ej和信息冗余度dj

(4)

dj=1-ej

(5)

③計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重：

(6)

(3)構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)函數(shù)計(jì)算主成分分析-熵值法評(píng)價(jià)模型綜合評(píng)價(jià)得分，公式如下：

(7)

式中：Qi為第i年主成分分析-熵值法模型綠色發(fā)展水平值。

2.2 協(xié)調(diào)度模型

協(xié)調(diào)水平反映的是兩個(gè)及兩個(gè)以上系統(tǒng)間相互制約和相互支持的關(guān)系[14]，然而，通過各系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值無法直觀看出系統(tǒng)間協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r，因此本研究引入?yún)f(xié)調(diào)度模型與相關(guān)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)[15]：

(8)

式中:X與Y分別代表3E系統(tǒng)中任意兩系統(tǒng)各自的綠色發(fā)展水平值；協(xié)調(diào)度C為X與Y系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)度，其中C值為-1.414～1.414，與X、Y系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)性基本呈正相關(guān)。根據(jù)計(jì)算出的協(xié)調(diào)度可將協(xié)調(diào)水平劃分為6種類型，其相對(duì)應(yīng)的特征如表2所示。

表2 協(xié)調(diào)類型分類標(biāo)準(zhǔn)Table 2 The classification criterion of coordination type

3 測(cè)算與分析

由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的延遲性，本研究選取河南省2005—2017年作為評(píng)價(jià)時(shí)間段，從《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲得各項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)數(shù)據(jù)后，基于構(gòu)建的主成分分析-熵值法評(píng)價(jià)模型與協(xié)調(diào)度模型，利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件與Excel軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)計(jì)算，最終對(duì)結(jié)果進(jìn)行分析與評(píng)價(jià)。為了消除價(jià)格因素的影響，本研究將所有貨幣單位的指標(biāo)值換算為2005年不變價(jià)格值。

3.1 3E系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值測(cè)算

3.1.1 能源子系統(tǒng)測(cè)算 運(yùn)用SPSS軟件中自帶的Z-score標(biāo)準(zhǔn)化法對(duì)能源子系統(tǒng)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。在主成分分析之前需要利用SPSS軟件中KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形度檢驗(yàn)評(píng)價(jià)指標(biāo)數(shù)據(jù)是否具有結(jié)構(gòu)效度，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 能源子系統(tǒng)評(píng)價(jià)指標(biāo)KMO和Bartlett檢驗(yàn) Table 3 The KMO and Bartlett’s test of energy subsystem indicators

從表中可以看出，檢驗(yàn)結(jié)果顯示KMO值為0.802>0.5，且Bartlett球形度檢驗(yàn)值為0.000<0.005，認(rèn)為適合分析。利用SPSS軟件進(jìn)行主成分分析法降維，從而提取主成分，計(jì)算結(jié)果如表4所示。

表4 能源子系統(tǒng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的總方差解釋 Table 4 The total variance explained of energy subsystem indicators

由表4可知，前2個(gè)主成分f1與f2的特征值均>1且累計(jì)貢獻(xiàn)率為93.587%，表明能源子系統(tǒng)A1～A9的指標(biāo)數(shù)據(jù)經(jīng)過主成分分析法降維后，由原始的9個(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為2個(gè)主成分f1與f2來代表原始變量中的絕大多數(shù)信息，主成分與原始變量間的相關(guān)系數(shù)如表5所示。

表5 因子荷載矩陣 Table 5 Component matrix

將因子荷載矩陣的f1、f2與初始特征值λ1、λ2代入式(1)中計(jì)算單位特征向量矩陣E1、E2，之后將標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)數(shù)據(jù)矩陣ZAj(j=1,2,…，9)代入式(2)中即可計(jì)算出主成分F1、F2得分矩陣(表6)，計(jì)算表達(dá)式為:

F1=0.342ZA1+0.369ZA2-0.173ZA3+0.356ZA4+

0.367ZA5+0.371ZA6+0.332ZA7+0.313ZA8+

0.332ZA9

F2=0.029ZA1-0.096ZA2+0.772ZA3+

0.154ZA4-0.017ZA5+0.005ZA6+0.361ZA7+

0.339ZA8-0.353ZA9

表6 能源子系統(tǒng)主成分得分矩陣 Table 6 The principal component score matrix of energy subsystem

根據(jù)熵值法原理，利用公式(3)—(6)計(jì)算主成分F1、F2矩陣的權(quán)重，結(jié)果如表7所示。

表7 能源子系統(tǒng)主成分權(quán)重 Table 7 The principal component weights of energy subsystem

將權(quán)重W1、W2與主成分得分矩陣F1、F2代入公式(7)中，計(jì)算得出能源子系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值，表達(dá)式如下：

Q能源=0.575F1+0.425F2

3.1.2 經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)測(cè)算 根據(jù)能源子系統(tǒng)測(cè)算步驟，同理可得經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值的測(cè)算方法。指標(biāo)正向化、標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示KMO值為0.732>0.5，且Bartlett球形度檢驗(yàn)值為0.000<0.005，認(rèn)為適合進(jìn)行分析。主成分提取結(jié)果如表9所示。

表8 經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)評(píng)價(jià)指標(biāo)KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn) Table 8 The KMO and Bartlett’s test of economic subsystem indicators

表9 經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的總方差解釋 Table 9 The total variance explaination of economic subsystem indicators

由表9可知，前2個(gè)主成分f1與f2的特征值均>1且累計(jì)貢獻(xiàn)率為96.687%，表明經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)B1～B11的指標(biāo)數(shù)據(jù)經(jīng)過主成分分析法降維后，由原始的11個(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為2個(gè)主成分，主成分與原始變量間的相關(guān)系數(shù)如表10所示。

表10 因子荷載矩陣 Table 10 Component matrix

經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)主成分得分矩陣(表11)的表達(dá)式為：

F1=0.323ZB1+0.294ZB2+0.322ZB3+

0.314ZB4+0.259ZB5+0.271ZB6+0.314ZB7+

0.316ZB8+0.301ZB9-0.278ZB10+0.316ZB11

F2=0.063ZB1-0.333ZB2-0.096ZB3-

0.219ZB4+0.546ZB5+0.495ZB6+0.004ZB7+

0.078ZB8+0.201ZB9+0.450ZB10-0.187ZB11

表11 經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)主成分得分矩陣 Table 11 The principal component score matrix of economic subsystem

根據(jù)熵值法原理，計(jì)算主成分F1、F2矩陣的權(quán)重，結(jié)果如表12所示。

表12 經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)主成分權(quán)重 Table 12 The principal component weights of economic subsystem

經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值表達(dá)式為：

Q經(jīng)濟(jì)=0.461F1+0.539F2

3.1.3 環(huán)境子系統(tǒng)測(cè)算 根據(jù)能源和經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)測(cè)算步驟，同理可得環(huán)境子系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值的測(cè)算方法。指標(biāo)正向化、標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)，結(jié)果如表13所示。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示KMO值為0.645>0.5，且Bartlett球形度檢驗(yàn)值為0.000<0.005，認(rèn)為適合進(jìn)行分析。主成分提取結(jié)果如表14所示。

表13 環(huán)境子系統(tǒng)評(píng)價(jià)指標(biāo)KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn) Table 13 The KMO and Bartlett’s test of environmental subsystem indicators

表14 環(huán)境子系統(tǒng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的總方差解釋 Table 14 The total variance explaination of environmental subsystem indicators

由表14可知，前2個(gè)主成分f1與f2的特征值均>1且累計(jì)貢獻(xiàn)率為87.789%，表明經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)C1～C9的指標(biāo)數(shù)據(jù)經(jīng)過主成分分析法降維后，由原始的9個(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為2個(gè)主成分，主成分與原始變量間的相關(guān)系數(shù)如表15所示。

表15 因子荷載矩陣 Table 15 Component matrix

環(huán)境子系統(tǒng)主成分得分矩陣(表16)的表達(dá)式為：

F1=-0.005ZC1-0.311ZC2-0.383ZC3+

0.396ZC4+0.229ZC5+0.384ZC6+0.389ZC7+

0.309ZC8+0.392ZC9

F2=0.665ZC1+0.109ZC2+0.074ZC3+

0.101ZC4+0.581ZC5+0.166ZC6-0.050ZC7-

0.397ZC8-0.074ZC9

表16 環(huán)境子系統(tǒng)主成分得分矩陣 Table 16 The principal component score matrix of environmental subsystem

根據(jù)熵值法原理，計(jì)算主成分F1、F2矩陣的權(quán)重，結(jié)果如表17所示。

環(huán)境子系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值表達(dá)式為：

Q經(jīng)濟(jì)=0.588F1+0.412F2

3.2 3E系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值評(píng)價(jià)與分析

將2005—2017年河南省能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境各系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值進(jìn)行匯總，如表18所示。

表17 環(huán)境子系統(tǒng)主成分權(quán)重 Table 17 The principal component weights of environmental subsystem

表18 河南省能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境綠色發(fā)展水平值 Table 18 The green development level value of energy,economy and environment in Henan Province

圖1為表18中的數(shù)據(jù)繪制所得?？梢钥闯龊幽鲜∧茉础⒔?jīng)濟(jì)與環(huán)境各系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值在少數(shù)年份存在上下浮動(dòng)的情況，但總體呈上升趨勢(shì)。其中2005—2009年，經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展水平值基本位于能源和環(huán)境的上方，表明在發(fā)展過程中過分偏重經(jīng)濟(jì)，而忽視了能源和環(huán)境的綠色發(fā)展。

圖1 河南省能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境綠色發(fā)展水平值 Fig.1 The green development level value of energy,economy and environment in Henan Province

2011—2014年，河南省經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和增長(zhǎng)方式不合理導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展水平值位于能源和環(huán)境的下方。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來看，傳統(tǒng)行業(yè)與高耗能行業(yè)比重過高，戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)比重偏低，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展質(zhì)量不高，服務(wù)能力不足，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)延續(xù)粗放式的增長(zhǎng)。雖然對(duì)經(jīng)濟(jì)調(diào)整后取得一定成效，但整體進(jìn)展速度較為緩慢。

相較于2011年前，2011—2014年能源和環(huán)境系統(tǒng)的綠色發(fā)展水平獲得了較大幅度的提升，經(jīng)濟(jì)與環(huán)境呈現(xiàn)出同向的變化趨勢(shì)，這與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)的穩(wěn)步調(diào)整具有一定關(guān)聯(lián)。從圖1中可以看出，2011—2012年出現(xiàn)了一個(gè)跳躍，究其原因，一是河南省能源結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，其中2012年煤炭的消費(fèi)量相比2011年下降了11.0%，且煤炭消費(fèi)占比有所降低，而天然氣的占比有所提升；二是清潔能源的發(fā)展。2012年清潔能源的發(fā)電量大幅提高，較2011年提高30.9%；三是能源利用技術(shù)的改善。2012年單位GDP能耗和電耗相比于2011年分別下降了7.2%和6.2%，能源技術(shù)的革新加快了產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)向節(jié)能型方向轉(zhuǎn)變。

2014—2017年，經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展水平值迎來了量變到質(zhì)變的過程。與2014年相比，2015、2016年第二產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率分別下降12.7%、30.6%，第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率分別增加了22.7%、58.3%，其中高耗能行業(yè)與傳統(tǒng)行業(yè)的增加值逐步降低。除此之外，科技創(chuàng)新是綠色發(fā)展的根本動(dòng)力和重要支撐[16]，科研創(chuàng)新投入的增大，引領(lǐng)了經(jīng)濟(jì)健康的發(fā)展，為未來綠色經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展提供了強(qiáng)大支撐，經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展對(duì)能源與環(huán)境系統(tǒng)的發(fā)展有著積極的影響，能源系統(tǒng)綠色發(fā)展水平穩(wěn)步提升，而環(huán)境系統(tǒng)發(fā)展水平在2014—2016年遭遇停滯，但在2017年得到了較快的恢復(fù)，總體發(fā)展態(tài)勢(shì)良好。

3.3 3E系統(tǒng)協(xié)調(diào)度評(píng)價(jià)與分析

根據(jù)協(xié)調(diào)度模型計(jì)算得出能源—經(jīng)濟(jì)、能源—環(huán)境與經(jīng)濟(jì)—環(huán)境各系統(tǒng)之間的協(xié)調(diào)度，從中可以看出系統(tǒng)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r，結(jié)果如表19所示。

表19 河南省能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境系統(tǒng)間協(xié)調(diào)度 Table 19 The degree of coordination among the energy,economic and environmental systems in Henan Province

總體來看，各系統(tǒng)之間協(xié)調(diào)發(fā)展基本可以劃分為兩個(gè)階段，一是2005—2011年不協(xié)調(diào)發(fā)展階段，協(xié)調(diào)度為負(fù)值；二是2012—2017年的基本協(xié)調(diào)發(fā)展階段，協(xié)調(diào)度為正值。首先分析2005—2011年間發(fā)展?fàn)顩r，能源—經(jīng)濟(jì)兩系統(tǒng)協(xié)調(diào)度為V類不協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)，能源掠奪式的開發(fā)和不合理的消費(fèi)支撐著河南省經(jīng)濟(jì)粗放式的發(fā)展，并且在開發(fā)和消費(fèi)過程中技術(shù)手段落后、利用效率低下，導(dǎo)致了資源浪費(fèi)，無法滿足經(jīng)濟(jì)綠色可持續(xù)發(fā)展，從而造成兩系統(tǒng)間不協(xié)調(diào)的現(xiàn)象。能源—環(huán)境兩系統(tǒng)同樣處于V類狀態(tài)，甚至在2006年與2008年出現(xiàn)了Ⅵ類失調(diào)的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，發(fā)展?fàn)顩r并不樂觀。由于河南省受到自然資源稟賦的限制，能源消費(fèi)以煤炭資源為主，能源利用與環(huán)境治理技術(shù)的不完善，導(dǎo)致污染物排放不合理且防治能力較低，最終造成了兩系統(tǒng)間的不協(xié)調(diào)發(fā)展。經(jīng)濟(jì)—環(huán)境兩系統(tǒng)2005年處于Ⅵ類失調(diào)的狀態(tài),2006—2011年間處于V類不協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)。河南省處于粗放式的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，對(duì)環(huán)境治理投資力度與科技研發(fā)投入金額不高，創(chuàng)新發(fā)展能力不足，從而導(dǎo)致能源利用與環(huán)境治理相關(guān)工藝與技術(shù)路線難以突破、戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展較慢，一定程度上造成經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整艱難和生態(tài)環(huán)境發(fā)展水平低下。因此，在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量和效益同步提高的同時(shí)，注重資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)，走高技術(shù)、低污染，全面、協(xié)調(diào)、可持續(xù)的綠色發(fā)展道路尤為重要[17]。

進(jìn)一步分析2012—2017年各系統(tǒng)兩兩之間協(xié)調(diào)度與發(fā)展類型的變化。2012年能源—經(jīng)濟(jì)、能源—環(huán)境與經(jīng)濟(jì)—環(huán)境發(fā)展類型分別屬于Ⅲ類弱協(xié)調(diào)、Ⅱ類基本協(xié)調(diào)與Ⅳ類欠協(xié)調(diào)。雖然在2005—2011年能源—環(huán)境系統(tǒng)是三者中發(fā)展最不樂觀的，但其在2012年率先進(jìn)入基本協(xié)調(diào)。2013—2017年各系統(tǒng)兩兩之間都達(dá)到了Ⅱ類基本協(xié)調(diào)，最終在2017年全都達(dá)到了Ⅰ類協(xié)調(diào)發(fā)展水平。從能源—經(jīng)濟(jì)的角度來看，主要是經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)發(fā)生了重要的轉(zhuǎn)變，第二產(chǎn)業(yè)的比重逐漸壓縮，而以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)作為“推動(dòng)性產(chǎn)業(yè)”正在快速發(fā)展，對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有積極的影響，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的依賴程度降低。從能源—環(huán)境角度來看，能源的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生轉(zhuǎn)變，一是能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)向清潔化發(fā)展，清潔能源的大力發(fā)展，為未來能源產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展奠定了基礎(chǔ)，二是能源產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)減少了高載能、高污染產(chǎn)業(yè)的比重，增加了高成長(zhǎng)性、高技術(shù)性產(chǎn)業(yè)的比重，為節(jié)能減排做出了重要貢獻(xiàn)。從經(jīng)濟(jì)—環(huán)境來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定高度時(shí)，資金持續(xù)的投入能夠解決環(huán)境治理和修復(fù)過程中的技術(shù)難題和所需費(fèi)用，有利于環(huán)境高質(zhì)量的發(fā)展。同時(shí)，將生態(tài)環(huán)境優(yōu)勢(shì)與當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)布局相結(jié)合，產(chǎn)生的效益也可直接反哺于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，兩者之間形成良性循環(huán)。

4 結(jié)論

為了將綠色發(fā)展理念更好地貫徹于河南省能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境三者發(fā)展的過程中，有效提高河南省綠色發(fā)展水平，從而實(shí)現(xiàn)河南省高質(zhì)量發(fā)展。本研究在構(gòu)建指標(biāo)體系的過程中，選取能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境中對(duì)綠色發(fā)展具有影響的相關(guān)指標(biāo)?；谥鞒煞址治?熵值法評(píng)價(jià)模型與協(xié)調(diào)度模型分析了河南省2005—2017年3E系統(tǒng)的綠色發(fā)展水平與系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)發(fā)展情況，結(jié)果如下。

(1)河南省2005—2017年能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境各系統(tǒng)綠色發(fā)展水平值，在少數(shù)年份存在上下浮動(dòng)的情況，但總體呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)。其中，經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展水平呈螺旋式上升，這是經(jīng)濟(jì)逐漸邁向高質(zhì)量發(fā)展的規(guī)律使然。能源綠色發(fā)展水平總體呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢(shì)，環(huán)境綠色發(fā)展水平在后期逐漸發(fā)力，雖然在2014—2016年遭遇停滯，但2017年得到了較快的恢復(fù)，總體發(fā)展態(tài)勢(shì)良好。

(2)河南省2005—2017年能源—經(jīng)濟(jì)、能源—環(huán)境與經(jīng)濟(jì)—環(huán)境系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r可以明顯分為兩個(gè)階段，一是2005—2011年不協(xié)調(diào)發(fā)展階段；二是2012—2017年的基本協(xié)調(diào)發(fā)展階段；其中2012年作為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，能源—經(jīng)濟(jì)、能源—環(huán)境與經(jīng)濟(jì)—環(huán)境發(fā)展類型分別從V類不協(xié)調(diào)相繼轉(zhuǎn)變?yōu)棰箢惾鯀f(xié)調(diào)、Ⅱ類基本協(xié)調(diào)與Ⅳ類欠協(xié)調(diào)。雖然2005—2011年間能源-環(huán)境系統(tǒng)在三者中發(fā)展最不樂觀，但其在2012年率先進(jìn)入基本協(xié)調(diào)，并在后期保持了優(yōu)勢(shì)狀態(tài)；經(jīng)濟(jì)—環(huán)境系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展水平總體稍落后于能源—經(jīng)濟(jì)、能源—環(huán)境系統(tǒng)，應(yīng)時(shí)刻保持關(guān)注。隨著時(shí)間的推移，能源—經(jīng)濟(jì)、能源—環(huán)境與經(jīng)濟(jì)—環(huán)境系統(tǒng)兩兩間的協(xié)調(diào)度不斷上升，河南省綠色發(fā)展水平趨勢(shì)連年向好。