唐 哲 魏修建

（西安交通大學經(jīng)濟與金融學院 陜西西安 710061）

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國工業(yè)化進程加快帶來的“產(chǎn)業(yè)結構轉型紅利”成為經(jīng)濟高速增長的“金鑰匙”[1]。然而，粗放式產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式造成的環(huán)境污染加劇、資源過度消耗、生態(tài)嚴重失衡等問題已經(jīng)成為我國可持續(xù)發(fā)展道路上橫亙的大山?！笆濉币?guī)劃提出要堅持發(fā)展結構優(yōu)化、技術先進的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系?！笆舜蟆币詠?，習近平總書記多次在講話中強調要形成節(jié)約資源和保護環(huán)境的空間格局、產(chǎn)業(yè)結構、生產(chǎn)方式，努力達到人與自然和諧共生。西南地區(qū)作為我國重要的生態(tài)環(huán)境保護屏障①西南地區(qū)包括四川省、貴州省、云南省、重慶直轄市與西藏自治區(qū)。，橫跨中國一、二級階梯，地貌類型多元，生物、礦產(chǎn)資源豐富，不僅是世界自然資源遺產(chǎn)地與中華生物基因庫，也是長江與珠江流域的水源涵養(yǎng)區(qū)。自西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，西南地區(qū)憑借得天獨厚的資源稟賦、充足的勞動力與獨特的地理區(qū)位優(yōu)勢，依托“中緬孟印經(jīng)濟走廊”“一帶一路”與“長江黃金水道”等政策的支持，成為我國西部經(jīng)濟發(fā)展的重要增長極，為我國產(chǎn)業(yè)梯度轉移提供了廣闊的腹地。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，東部沿海地區(qū)污染密集型及勞動密集型產(chǎn)業(yè)向內地回流步伐加快，西南地區(qū)憑借其“近水樓臺”的區(qū)位優(yōu)勢享受了承接東部產(chǎn)業(yè)轉移的紅利，但同時也給當?shù)卮嗳醯纳鷳B(tài)系統(tǒng)與有限的資源承載力帶來了巨大挑戰(zhàn)。也給當?shù)卮嗳醯纳鷳B(tài)系統(tǒng)與有限的資源承載力帶來了巨大挑戰(zhàn)。在此背景下，探究西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境協(xié)調發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

目前，關于西南地區(qū)的研究主要集中于旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，少數(shù)民族扶貧政策、邊疆貿易與喀斯特地貌的生態(tài)保護等方面，對產(chǎn)業(yè)與生態(tài)協(xié)調發(fā)展的研究較少。學術界關于產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境關系的研究最早源于Grossman（1995）提出的結構效應，即產(chǎn)業(yè)結構演化是人類經(jīng)濟活動對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生影響的“資源配置器”[2]，產(chǎn)業(yè)結構演化反映了各產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重和內部關聯(lián)變化，產(chǎn)業(yè)結構升級是其正向化特征的集中體現(xiàn)，實質就是技術進步與管理水平的提高使生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)業(yè)間進行合理流動，資源在重新配置的同時也決定了污染物的排放類型與規(guī)模。隨后，國內外學者對兩者的密切關系進行了有益的探討。首先，產(chǎn)業(yè)結構升級對優(yōu)化生態(tài)環(huán)境具有促進作用。例如，Zeng（2009）與王文舉（2014）從技術進步的角度，認為在產(chǎn)業(yè)結構升級過程中出現(xiàn)的科技創(chuàng)新會提高資源利用效率，降低生態(tài)環(huán)境損耗，產(chǎn)生節(jié)能減排效應，有利于環(huán)境保護[3-4]。崔木花（2020）從工業(yè)化發(fā)展的角度，通過產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化衡量安徽省產(chǎn)業(yè)升級狀況，發(fā)現(xiàn)隨著產(chǎn)業(yè)結構逐漸優(yōu)化，當?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境質量得到明顯提升[5]。其次，生態(tài)環(huán)境對產(chǎn)業(yè)結構升級的反作用主要通過環(huán)境規(guī)制來實現(xiàn)。錢爭鳴（2014）認為環(huán)境規(guī)制可以促進綠色經(jīng)濟的發(fā)展，通過“擴散效應”與“極化效應”有效倒逼當?shù)禺a(chǎn)業(yè)進行結構調整升級[6]，Zhao（2016）提出環(huán)境規(guī)制能夠激勵企業(yè)改進治污技術與經(jīng)營水平，通過“創(chuàng)新補償效應”彌補甚至超過合規(guī)成本，以此達到產(chǎn)業(yè)升級與生態(tài)保護的雙贏[7]。沈坤榮（2017）基于“就近轉移效應”與“本地市場效應”提出環(huán)境規(guī)制將增加本地企業(yè)的生產(chǎn)成本，迫使污染企業(yè)向外轉移，從而有利于本地生態(tài)環(huán)境的優(yōu)化。而沈坤榮（2017）基于“就近轉移效應”與“本地市場效應”，利用空間自滯后模型證實了環(huán)境規(guī)制主要通過增加企業(yè)生產(chǎn)成本，迫使污染企業(yè)向外轉移，從而有利于本地生態(tài)環(huán)境的優(yōu)化[8]。最后，對于兩者互動關系的研究，自趙雪燕（2005）將耦合模型用于研究黑河流域產(chǎn)業(yè)結構與生態(tài)環(huán)境關系的定量辨識以來[9]，學術界不斷進行延伸與應用。鄒偉進（2016）采用三大產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占GDP的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結構水平，并構建耦合協(xié)調度模型對我國產(chǎn)業(yè)升級與生態(tài)環(huán)境協(xié)調度進行了描述與分析[10]。王莎（2019）利用同樣的研究方法測度了2007-2016年京津冀地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調程度，發(fā)現(xiàn)北京處于高度協(xié)調而環(huán)京部分城市處于低度協(xié)調[11]。

縱觀現(xiàn)有文獻，已有研究對產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境關系供了豐富的實證經(jīng)驗和方法指導，但仍存在以下拓展空間：首先，少有文獻對西南地區(qū)這樣產(chǎn)業(yè)變遷迅速而生態(tài)環(huán)境復雜的地域進行研究，多數(shù)研究集中于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)或工業(yè)化水平較高地區(qū)。其次，對產(chǎn)業(yè)結構升級指標的刻畫較為單一，沒有考慮到新時期科技與產(chǎn)業(yè)變革發(fā)展的新內涵。最后，多數(shù)學者只關注兩者的單向影響效應并將研究對象看作獨立的個體，忽略了產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境之間的相互作用和相鄰地區(qū)空間因素互動的影響，缺乏對二者耦合協(xié)調機理與空間溢出效應的討論。鑒于此，本文將從以下三方面進行拓展：第一，將研究焦點集中于西南五省，對該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調發(fā)展的研究進行補充。第二，從產(chǎn)業(yè)結構高級化、合理化與智能化三個維度更全面的表征新時期產(chǎn)業(yè)結構升級的內涵，同時構建“產(chǎn)業(yè)結構升級—生態(tài)環(huán)境”綜合評價指標體系與耦合協(xié)調度模型，科學客觀的反映兩者的互動關系。第三，運用核密度估計、馬爾科夫鏈與空間馬爾科夫鏈方法從時間和空間雙重維度描述并分析兩者耦合協(xié)調發(fā)展的時空演變趨勢，并據(jù)此對西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調發(fā)展提出具有針對性的建議。

二、指標體系構建與研究方法

（一）指標體系構建與數(shù)據(jù)來源

產(chǎn)業(yè)結構升級是伴隨著時代發(fā)展與技術變革的一種動態(tài)演進過程，因此，產(chǎn)業(yè)結構升級指標的度量也應適度進行創(chuàng)新以體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)動態(tài)演進過程中出現(xiàn)的新特征，本文認為在新時期產(chǎn)業(yè)結構升級的內涵應包括以下三方面。一是產(chǎn)業(yè)合理化，主要指生產(chǎn)要素在企業(yè)間的合理配置與有效利用程度，本文借鑒干春輝（2011）的做法，采用改進的泰爾指數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化[12]。二是產(chǎn)業(yè)結構高級化，主要指產(chǎn)業(yè)結構由低技術水平、低附加價值向新技術、高附加價值發(fā)展的過程，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)增加值排序從“一二三”產(chǎn)業(yè)轉變?yōu)椤叭弧碑a(chǎn)業(yè)，本文根據(jù)配第克拉克定理，采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比衡量產(chǎn)業(yè)結構高級化。三是產(chǎn)業(yè)結構智能化，主要指機器學習、工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)、產(chǎn)業(yè)機器人等人工智能在產(chǎn)業(yè)中的廣泛應用。2017年人工智能首次被寫入政府工作報告，2019年中央全面深化改革委員會在公布的《關于促進人工智能和實體經(jīng)濟深度融合的指導意見》中進一步強調要把握新一代人工智能發(fā)展的特點，堅持以市場需求為導向，以產(chǎn)業(yè)應用為目標，構建人機協(xié)同、跨界融合、共創(chuàng)分享的智能經(jīng)濟形態(tài)。國際機器人聯(lián)合會（IFR）的數(shù)據(jù)顯示，2018年中國工業(yè)機器人平均使用密度為140臺/萬人，是世界平均水平的1.4倍，且工業(yè)機器人銷售量連續(xù)6年位居世界首位?！吨袊a(chǎn)業(yè)智能化白皮書2019》預測，到2030年產(chǎn)業(yè)智能化帶來的經(jīng)濟增量將達10萬億元。由此可見，產(chǎn)業(yè)智能化已經(jīng)成為產(chǎn)業(yè)結構升級在智能時代的新內涵。目前，人工智能在我國高技術制造業(yè)應用廣泛，根據(jù)中國電子學會2021年發(fā)布的《中國機器人產(chǎn)業(yè)發(fā)展報告》，我國工業(yè)機器人市場規(guī)模約為445.7億元，占機器人市場的比重超過一半，在機械手臂、零件焊接、加工與裝配等領域的落地能力較強。故本文采用智能化滲透率與工業(yè)機器人使用率均較高的先進制造業(yè)銷售值與制造業(yè)銷售總值之比來衡量產(chǎn)業(yè)結構智能化。本文采用先進制造業(yè)①參考《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(2019修改版)標準與先進制造業(yè)行業(yè)特性，選取醫(yī)藥制造業(yè)、電子以及通訊設備制造業(yè)、計算機以及辦公室設備制造業(yè)、醫(yī)療儀器設備以及儀器儀表與信息化學品制造業(yè)5個行業(yè)作為先進制造業(yè)。銷售值與制造業(yè)銷售總值之比衡量產(chǎn)業(yè)結構智能化。同時，鑒于西南地區(qū)生態(tài)環(huán)境的復雜性，本文借鑒鄒偉進（2016）的做法，采用OECD（經(jīng)濟合作與發(fā)展組織）和UNEP（聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署）構建的PSR（壓力—狀態(tài)—響應）模型作為度量西南地區(qū)生態(tài)環(huán)境的指標[13]。壓力指標體現(xiàn)了當?shù)丨h(huán)境污染的主要來源，其值越大表示人類活動給生態(tài)環(huán)境帶來的負擔越重；狀態(tài)指標體現(xiàn)了當?shù)啬壳暗纳鷳B(tài)環(huán)境狀況，其值越大表示生態(tài)環(huán)境越優(yōu)良；響應指標體現(xiàn)了人類對環(huán)境問題的態(tài)度，其值越大表示人類采取的環(huán)境保護措施越有效。

綜上，本文以2004-2020年西南五省為研究對象，按照合理性、層次性和可操作性的原則，參照現(xiàn)有相關文獻，構建“產(chǎn)業(yè)結構升級—生態(tài)環(huán)境”綜合評價指標體系，如表1所示。相關數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國高技術產(chǎn)業(yè)年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》與西南五省統(tǒng)計年鑒①個別統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在缺失現(xiàn)象，通過插值法給予補充。。

表1 西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境綜合評價指標體系

（二）研究方法

1.耦合協(xié)調度模型

耦合理論源自于物理學，主要用于反映兩個以上的系統(tǒng)彼此之間相互作用、相互協(xié)調的關聯(lián)互動。產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境是聯(lián)系在一起相互影響的具有特定功能的有機體，可以看作“產(chǎn)業(yè)生態(tài)”復合系統(tǒng)中的兩個子系統(tǒng)，而復合系統(tǒng)從無序演變到有序的關鍵是其內部序參量的協(xié)同作用，耦合度正是對這種協(xié)同作用的度量。首先，據(jù)式（1）計算子系統(tǒng)i中第 j個指標序參量xij的有序度uij，標準化的uij可以反映變量xij對系統(tǒng)的功效貢獻，uij?[0,1]，αij與 βij是系統(tǒng)穩(wěn)定臨界點序參量的上下限值。據(jù)式（2）計算子系統(tǒng)有序度Ui，其值越大對應的子系統(tǒng)發(fā)展水平就越高，Ui?[0,1]，本文由客觀賦權的熵值法得出權重λij，并定義產(chǎn)業(yè)結構升級子系統(tǒng)有序度為U1，生態(tài)環(huán)境子系統(tǒng)有序度為U2。其次，借鑒物理學的容量耦合系數(shù)模型來測算兩者的耦合度C ，如式（3），C?[0,1]，其值越高則兩者相互作用的強度就越大，但當兩者都為低水平發(fā)展狀態(tài)時也可能會出現(xiàn)耦合度值較高的偽結果，且耦合度對各系統(tǒng)間的協(xié)調發(fā)展狀況難以判定。因此，本文在耦合度模型基礎上進一步構建耦合協(xié)調度模型反映兩者交互耦合的協(xié)調發(fā)展水平，如式（4）。

D為耦合協(xié)調度，其值越大耦合協(xié)調水平越高，D?[0,1]。T為綜合協(xié)調指數(shù)，T?[0,1]，α 與 β為待定系數(shù)，借鑒李強（2017）的做法，認為產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境同等重要[14]，故取α=β=0.5。為了計算結果的可參考性，結合張勇（2013）的做法，將耦合協(xié)調度劃分為10個等級[15]，如表2所示。

表2 耦合協(xié)調度分級

2.核密度估計

核密度估計是通過連續(xù)的密度曲線對隨機變量的分布形態(tài)進行描述，反映其分布位置、形態(tài)、延展性與極化趨勢的一種非參數(shù)估計方法。設定隨機變量x的密度函數(shù)為 f(x)，點x密度函數(shù)由式（5）估計，xi為獨立同分布的觀測值，N為樣本數(shù)，h為帶寬，k(·)為核函數(shù)，本文采用常見的高斯核函數(shù)，如式（6）。

3.馬爾科夫鏈方法

由于核密度估計無法反映耦合協(xié)調發(fā)展的相對位置變化、變動概率以及長期演變趨向。因此，根據(jù)馬爾科夫鏈原理，將觀測期內西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度離散為k種類型，構造k×k的狀態(tài)轉移概率矩陣，通過計算每種類型的轉移概率分布和演變趨勢來反映西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的動態(tài)演變特征。矩陣中元素Pij表示某地從t時期i類型經(jīng)d年轉移到t+1時期 j類型的概率，即Pij=nijni，其中nij表示從t時期i類型轉移到t+1時期 j類型的地區(qū)數(shù)量總和，ni表示在觀測期內屬于i類型的地區(qū)數(shù)量總和。同時，為了彌補傳統(tǒng)馬爾科夫鏈對地區(qū)之間相互作用的忽略，本文采用空間馬爾科夫鏈揭示當鄰域環(huán)境不同時耦合協(xié)調度類型轉移的空間演變特征。首先借助空間權重矩陣計算得出i地鄰域j地觀測值的空間加權平均值，即空間滯后值 ，即值，wij是兩地空間權重矩陣中的元素①本文采用本文采用鄰接權重矩陣，即省域相鄰為1，否則為0。。然后在不同空間滯后條件下構建空間馬爾可夫矩陣，根據(jù)地區(qū)i在初始時期的空間滯后類型，將傳統(tǒng)馬爾科夫矩陣分解為k個k×k條件轉移概率矩陣，矩陣中元素Pij|k表示某地區(qū)以空間滯后k為條件，從t時期i類型轉移到t+1時期 j類型的空間轉移概率。

三、實證分析

（一）西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的時序演變分析

計算可得2004-2020年西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境有序度與兩者耦合協(xié)調度，并繪制時序演變趨勢圖。由圖1可知，西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度總體呈波動式上升，大致可分為兩個階段。第一階段為2004-2012年，耦合協(xié)調度呈鋸齒式增長，最小值為0.35，最大值為0.63，經(jīng)歷了“瀕臨失調—勉強協(xié)調—初級協(xié)調”三個等級，基本處于磨合發(fā)展階段；在此期間產(chǎn)業(yè)結構升級有序度保持在0.5左右高于生態(tài)環(huán)境有序度，表明此階段生態(tài)環(huán)境發(fā)展較為滯后。第二階段為2013-2020年，耦合協(xié)調度呈持續(xù)大幅增長，最小值為0.583，最大值為0.884，由“勉強協(xié)調與初級協(xié)調”等級跳躍到“良好協(xié)調”等級，進入?yún)f(xié)調發(fā)展階段；生態(tài)環(huán)境有序度在此期間持續(xù)上升且上升速度快、幅度大，在2013年超過了產(chǎn)業(yè)升級有序度。產(chǎn)業(yè)結構升級有序度則持續(xù)下降，雖然在2016年有所上升并在觀測后期保持在0.43左右，但遠低于生態(tài)環(huán)境有序度，表明在此階段產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)展滯后于生態(tài)環(huán)境發(fā)展。其后在2016年有所上升并在觀測后期保持在0.43左右，表明在此階段產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)展滯后于生態(tài)環(huán)境發(fā)展。綜上，可以看出2012年是西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的轉折點。究其原因，黨的“十八大”對生態(tài)文明建設進行了頂層設計和全面部署，推動了我國生態(tài)文明體制全面而深刻的改革，劃定“生態(tài)紅線”、修復破壞生態(tài)、加大污染治理等措施讓西南地區(qū)的生態(tài)環(huán)境發(fā)生了歷史性、轉折性的變化，表現(xiàn)為2013年后生態(tài)環(huán)境有序度的大幅迅速上升。而在生態(tài)文明建設取得顯著成效的同時其對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的階段性約束成為西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整面臨的主要壓力，表現(xiàn)為2013-2020年產(chǎn)業(yè)結構升級有序度較2004-2012年出現(xiàn)階梯式下降。盡管“十二五”規(guī)劃提出了“加速提升制造業(yè)核心競爭力”“營造服務業(yè)大發(fā)展良好環(huán)境”與“能源利用方式大變革”等利好政策，但由于產(chǎn)業(yè)調整過程存在一定時滯，尤其是技術研發(fā)與成果轉化環(huán)節(jié)需要的時間較長，致使產(chǎn)業(yè)政策效應在2016年才有所顯現(xiàn)。西藏自治區(qū)、云南省、貴州省與重慶直轄市在2013年完成了第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模超過第二產(chǎn)業(yè)的轉型，四川省2016年第三產(chǎn)業(yè)比重首次超過第二產(chǎn)業(yè)，至此西南地區(qū)“三二一”的產(chǎn)業(yè)格局基本形成。加之在此期間“十四五”規(guī)劃中創(chuàng)新驅動政策的助力，人工智能與綠色技術迅猛發(fā)展，使得企業(yè)能源利用效率不斷提高，污染處理能力不斷優(yōu)化，進一步改善了西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調狀況，具體表現(xiàn)為2016年產(chǎn)業(yè)結構升級有序度與兩者耦合協(xié)調度的跳躍式上升。由以上分析可以看出，在整個觀測期內，西藏自治區(qū)、云南省、貴州省與重慶直轄市在2013年均完成了第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模超過第二產(chǎn)業(yè)的轉型，四川省在2016年完成，至此西南地區(qū)“三二一”的產(chǎn)業(yè)格局基本形成；與此同時，企業(yè)生產(chǎn)技術與排污能力的不斷優(yōu)化進一步改善了產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調狀況。表現(xiàn)為2016年產(chǎn)業(yè)結構升級有序度與兩者耦合協(xié)調度均出現(xiàn)跳躍式上升。因此，從整個觀測期來看，產(chǎn)業(yè)結構升級有序度在波動中趨于穩(wěn)定，生態(tài)環(huán)境有序度保持持續(xù)增長，兩者相互作用促使耦合協(xié)調水平不斷上升，但生態(tài)環(huán)境有序度變化趨勢與兩者耦合協(xié)調度變化趨勢基本一致，充分表明生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)對西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的影響更大。

圖1 西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級、生態(tài)環(huán)境有序度及耦合協(xié)調度時序演變

（二）西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的分布動態(tài)演變分析

為明晰西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調發(fā)展的分布動態(tài)演變趨勢，本文繪制核密度估計圖，如圖2所示。從分布位置來看，隨著時間的推進，除2006年密度曲線中心出現(xiàn)左移外，其余年份均逐漸向右移動，其中2013年與2016年主峰右移動幅度較大，說明西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度不斷提升且階段化特征明顯，與前文時序演變分析的結論相互印證。從分布形態(tài)來看，主峰高度總體變化為“下降—上升”，覆蓋寬度變化為“變寬—縮窄”，表明西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的絕對差異經(jīng)歷了“增加—減小”的過程。從分布延展性來看，拖尾現(xiàn)象主要存在于曲線中心左側，在2013年后有收窄趨勢，說明耦合協(xié)調水平低的地區(qū)以較快的發(fā)展速度縮小了與高水平地區(qū)的差距，地區(qū)內部差異趨于收斂。從極化趨勢來看，2004-2007年為“左主峰+右小側峰”的雙峰趨勢，且兩峰之間距離較大，表明兩極化趨勢明顯且耦合協(xié)調水平低的地區(qū)較多；2008-2012年發(fā)展為“多峰”態(tài)勢，側峰峰值均低于主峰，表明西南地區(qū)內部存在一定多極分化趨勢且梯度效應顯著；2013年后形成“左小側峰+右主峰”的弱雙峰趨勢，2016年后左小側峰向右主峰靠攏趨勢逐漸增強，兩峰峰值差距與間距均逐漸縮小，表明兩極化趨勢與梯度效應逐漸減弱，耦合協(xié)調水平高的地區(qū)數(shù)量明顯增加。結合實際，觀測前期西南各地產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度差距大、生態(tài)環(huán)境保護政策不一致以及協(xié)同發(fā)展意識淡薄等原因造成了兩者耦合協(xié)調發(fā)展水平地區(qū)差異的增大。“十二五”與“十八大”之后，我國對產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式、資源利用方式與生態(tài)環(huán)境政策均進行了調整，各地政府也愈發(fā)注重生態(tài)環(huán)境與產(chǎn)業(yè)結構升級的協(xié)同發(fā)展與有效融合，在中央及地方政府的共同推動下，西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展質量與環(huán)境保護水平整體上升，地區(qū)差異與極化趨勢得到極大緩解，空間均衡化程度顯著提高。但鑒于西南各地資源稟賦與環(huán)境約束的差異，地區(qū)間兩者耦合協(xié)調發(fā)展的差距仍然存在，應持續(xù)予以關注。

圖2 2004—2020年西南地區(qū)耦合協(xié)調發(fā)展的分布動態(tài)演變

（三）西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的時空演變分析

基于前文分析，本文接下來以2012年為分界點，運用傳統(tǒng)馬爾科夫鏈方法研究西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的動態(tài)轉移趨勢，首先將2004-2020年的耦合協(xié)調度按照四分位數(shù)法離散為低水平Ⅰ（≤0.446）、中低水平Ⅱ［0.446，0.617）、中高水平Ⅲ［0.617，0.777）和高水平Ⅳ（≥0.777）四種類型。然后以滯后一年的條件計算得到2004-2020年、2004-2012年與2013-2020年的轉移概率矩陣，如表3所示。

定義相鄰類型的變動為向上（向下）轉移，跨類型的變動為正向（負向）跨越式轉移。由表3可知：（1）在2004-2012年的轉移概率矩陣中對角線上的概率并非總是大于非對角線上的概率，對角線概率依次為30%、25%、44.4%與77.8%，類型Ⅰ向上轉移的概率為50%，即50%〉30%，表明在此時期西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展未達到穩(wěn)定狀態(tài)。而在2013-2020年的轉移概率矩陣中，對角線概率依次為50%、44.4%、55.6%與85.7%，均大于非對角線概率，表明西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度類型保持不變的概率至少為44.4%，比2004-2012年提高了19%，已經(jīng)進入穩(wěn)定發(fā)展階段。且存在明顯的低、中低、中高、高四類俱樂部趨同現(xiàn)象，其中高水平類型維持原有狀態(tài)的概率最高，其向類型Ⅲ轉移概率僅為14.3%，向類型Ⅱ與Ⅰ轉移概率均為0%，反映出高水平地區(qū)容易形成“高水平固化”，應警惕其可能導致的地區(qū)差異擴大風險。（2）兩期都呈現(xiàn)出向高水平轉移的趨勢。在2004-2012年的轉移概率矩陣中，類型Ⅱ向上轉移的概率為16.7%；類型Ⅲ向上轉移的概率（33.3%）大于向下轉移的概率（11.1%）。而在2013-2020年的轉移概率矩陣中，這種向上轉移的趨勢更加明顯，類型Ⅱ向上轉移的概率（22.2%）高于2004-2012年5.5%；類型Ⅲ向上轉移的概率（33.3%）仍然大于向下轉移的概率（11.1%）。表明觀測期內西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度不斷提高且2013年后的增長趨勢更為明顯，再次印證了前文西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度不斷提升的結論。（3）兩期都出現(xiàn)了正向式跨越轉移，但概率較小，相鄰類型的轉移概率均大于跨越式轉移概率。在2004-2012年的轉移概率矩陣中，類型Ⅰ向類型Ⅱ轉移的概率（50%）高于向類型Ⅲ轉移的概率（10%）；類型Ⅱ向類型Ⅲ轉移的概率（16.7%）也高于向類型Ⅳ轉移的概率（0%）。而2013-2020年的轉移概率矩陣中，跨越式轉移的概率稍有提升。類型Ⅰ向類型Ⅲ轉移的概率（20%）高出2004-2012年10%；類型Ⅱ向類型Ⅳ轉移的概率（11.1%）高出2004-2012年11.1%。說明西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調度演進是一個漸進的過程，雖然在短時間內難以實現(xiàn)大規(guī)?？缭绞桨l(fā)展，但隨著時間的推移這種難度將有所下降。驗證了前文提出的西南地區(qū)在觀測后期地區(qū)差異逐漸減小的結論。

表3 2004-2020年傳統(tǒng)馬爾科夫轉移概率矩陣（k=4）

綜上，西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展確實以2012年為時間分界點存在著動態(tài)變化的差異，為了驗證這種差異在統(tǒng)計學上的顯著性與本文分時段分析的必要性，構造如式（7）的似然比統(tǒng)計量進行檢驗，其中Pij(t)與n(t)ij分別為兩個時間段的轉移概率值和相應區(qū)域數(shù)量，Pij是整個觀測期的轉移概率值，k為耦合協(xié)調度類型，Qa漸進服從自由度為k×(k-1)與0轉移概率個數(shù)之差的x2分布[16]。式（7）中原假設為西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度類型轉移具有平穩(wěn)性，在兩個時期無顯著差異。備擇假設則為在兩個時期存在顯著差異。計算可得，在5%的顯著性水平下，Qa=21.05〉x2=18.30。因此，拒絕原假設，表明西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度類型轉移在兩個時期存在顯著差異，本文的分時段分析具有統(tǒng)計意義。

傳統(tǒng)馬爾科夫鏈在研究兩者耦合協(xié)調發(fā)展的動態(tài)轉移特征時，將各省份視作獨立的個體，但西南五省是一個開放的經(jīng)濟區(qū)域，應充分考慮空間相關性。故將鄰域背景加入傳統(tǒng)馬爾可夫轉移矩陣中，得到2004-2020年空間馬爾科夫轉移概率矩陣，如表4所示。

表4 2004-2020年空間馬爾科夫轉移概率矩陣（k=4）

通過對比表3和表4，得出以下結論：（1）西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度類型轉移與鄰域耦合協(xié)調水平有較大相關性。表4中的四種轉移概率矩陣與表3中不考慮空間因素的2004-2020年傳統(tǒng)馬爾科夫轉移概率矩陣均不相同，如在不考慮空間因素時，中低水平向上轉移概率為31.8%，而在空間馬爾科夫轉移概率矩陣中其向上轉移概率分別為14.3%、40%、50%與100%。說明不同鄰域對本地轉移概率的影響有所差異，將空間因素納入西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展的動態(tài)演變趨勢分析中是十分必要的。（2）空間溢出效應對本地轉移概率具有顯著影響。高于本地水平的鄰域將“拉高”本地耦合協(xié)調水平。如中高水平地區(qū)與高水平地區(qū)相鄰時，向上轉移的概率（50%）高于平均概率30%。而低于本地水平的鄰域將“拖累”本地耦合協(xié)調水平。如高水平地區(qū)與中高水平地區(qū)相鄰時，向下轉移的概率（33.3%）高于平均概率21.5%。進一步分析發(fā)現(xiàn)，空間溢出效應對本地向上與向下轉移概率的影響是不對稱的。與高水平地區(qū)相鄰時，本地向上轉移概率的上升幅度遠大于向下轉移概率的下降幅度。如中低水平地區(qū)與高水平地區(qū)為鄰時，其向上轉移的概率比平均概率高出68.2%，向下轉移的概率比平均概率低27.3%，即68.2%〉27.3%。而當鄰域為低水平地區(qū)時，本地向上轉移概率的下降幅度大于向下轉移概率的上升幅度。如中低水平地區(qū)與低水平地區(qū)為鄰時，其向上轉移的概率比平均概率低17.5%，向下轉移的概率比平均概率高15.6%，即17.5%〉15.6%。說明西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展存在空間溢出效應，高水平鄰域存在正向溢出，低水平鄰域則存在負向溢出，相比較而言，高水平鄰域的輻射帶動作用更大。（3）空間溢出效應的作用隨著鄰域與本地之間耦合協(xié)調度類型差異的增大而上升。例如，低水平地區(qū)在中低水平的鄰域環(huán)境中，向上轉移概率高于平均概率7%；而在與高水平地區(qū)相鄰時出現(xiàn)了跨越式發(fā)展，低水平轉移到高水平的概率高于平均概率95.2%。同樣，中低水平地區(qū)在中高、高水平的鄰域環(huán)境中，向上轉移的概率分別高于平均概率18.2%與68.2%。說明當鄰域與本地耦合協(xié)調水平差距越大時，本地獲得高水平地區(qū)的帶動作用效果越強。

綜上，可以看出鄰域耦合協(xié)調水平對本地耦合協(xié)調度類型轉移確實有一定影響，為驗證空間溢出效應在統(tǒng)計學意義上的顯著性，構造如式（8）的似然比統(tǒng)計量進行檢驗，其中Pij(l)與(l=1,2,…k)分別表示在空間滯后類型為 l條件下空間轉移概率和相應區(qū)域數(shù)量，其他元素含義同式（7），Qb漸進服從自由度為 k×(k-1)2與0轉移概率個數(shù)之差的 x2分布[17]。式（8）中原假設為西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度類型轉移在空間上相互獨立，與鄰域類型無關。備擇假設是區(qū)域轉移在空間上并不獨立，轉移概率需根據(jù)區(qū)域的空間滯后類型進行估計。計算可得，在10%的顯著性水平下，Qb=46.4〉x234=44.90。因此，拒絕原假設，表明西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度類型轉移與鄰域耦合協(xié)調水平存在顯著性關聯(lián)。

四、結論與啟示

本文基于2004-2020年西南五省的數(shù)據(jù)，構建“產(chǎn)業(yè)結構升級—生態(tài)環(huán)境”綜合評價指標體系與耦合協(xié)調度模型，采用核密度估計、馬爾科夫鏈與空間馬爾科夫鏈方法考察了西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調發(fā)展的分布形態(tài)特征與時空演變趨勢，得出結論如下：

第一，西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度呈波動式上升。以2012年為節(jié)點，分為2004-2012年鋸齒式上升期與2013-2020年大幅增長期，核密度估計與傳統(tǒng)馬爾科夫矩陣均驗證了這一結論。生態(tài)環(huán)境有序度在2013年后增長迅速且變化趨勢與兩者耦合協(xié)調度變化趨勢基本一致，說明相較于產(chǎn)業(yè)結構升級，生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)對兩者耦合協(xié)調發(fā)展的影響更大。

第二，西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展存在地區(qū)差異但呈減小趨勢。核密度估計顯示，2004-2020年間主峰高度變化為“下降-上升”，寬度變化為“變寬-縮窄”，左拖尾在2013年后有收窄趨勢，波峰形態(tài)經(jīng)歷了“雙峰—多峰—弱雙峰”的變化，說明西南地區(qū)耦合協(xié)調發(fā)展的地區(qū)差異與極化趨勢均逐漸減小。此外，傳統(tǒng)馬爾科夫矩陣顯示西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度存在俱樂部趨同現(xiàn)象；地區(qū)耦合協(xié)調度類型在短時間內難以實現(xiàn)跨越式轉移，但隨著時間的推移這種跨越式轉移的難度將逐漸減小。

第三，西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調發(fā)展存在空間溢出效應。對比傳統(tǒng)馬爾科夫矩陣與空間馬爾科夫矩陣可知，西南地區(qū)兩者耦合協(xié)調度類型轉移與鄰域耦合協(xié)調水平有較大相關性；高鄰域存在正向溢出，低鄰域則存在負向溢出；當鄰域與本地的耦合協(xié)調度類型差距越大時，本地獲得高水平地區(qū)的帶動作用效果越強。

根據(jù)以上結論，相應的政策啟示有：

第一，充分發(fā)揮各項政策紅利的疊加效應，實現(xiàn)西南地區(qū)生態(tài)環(huán)境改善、產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。西南地區(qū)應積極參與共建“絲綢之路經(jīng)濟帶”，提高對外開放水平，有選擇地引進外資與技術，通過技術溢出效應提升關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的技術與管理水平，為產(chǎn)業(yè)升級與生態(tài)改善提供資金與技術支持；抓住“中國制造2050”規(guī)劃機遇，在遵循市場發(fā)展規(guī)律的前提下，鼓勵既有產(chǎn)業(yè)進行低碳化改造、清潔能源利用改革與智能化生產(chǎn)，通過技術革新降低產(chǎn)業(yè)升級對生態(tài)環(huán)境可能造成的不利影響。持續(xù)推進“大西南旅游經(jīng)濟圈提速發(fā)展”，利用西南各地獨有的少數(shù)民族特色、歷史民俗風情與自然景觀形成多個“名片化”園區(qū)，積極培育生態(tài)旅游、文創(chuàng)設計、有機農(nóng)業(yè)等新興綠色產(chǎn)業(yè)，達到區(qū)域生態(tài)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的共贏。

第二，重視地區(qū)差異，合理規(guī)劃區(qū)域發(fā)展。首先，整合行政管理資源，加深各地在環(huán)保執(zhí)法、環(huán)境治理、生態(tài)保護等方面的協(xié)作，形成西南地區(qū)生態(tài)聯(lián)合管理監(jiān)督平臺，以加強區(qū)域間的互督互查。其次，根據(jù)西南各地在區(qū)位特點、環(huán)境狀態(tài)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平上的差異，采取“小差異、大協(xié)同”的原則出臺合理的產(chǎn)業(yè)升級與生態(tài)環(huán)境協(xié)同發(fā)展支持政策，完善地區(qū)間生態(tài)差別補償機制與綠色企業(yè)稅收優(yōu)惠方案。最后，同時建立差別化、多元化、可實施的配套考核機制，打破唯GDP論的傳統(tǒng)思維，將生態(tài)環(huán)境與產(chǎn)業(yè)結構升級納入地方政府績效考核指標并根據(jù)地區(qū)差異合理分配指標權重比例，通過具有針對性的考核機制推動各項政策的落實與管理平臺監(jiān)督的跟進，不斷縮小地區(qū)差異，形成西南地區(qū)全區(qū)域均衡發(fā)展的新格局。

第三，重視空間溢出效應，深化區(qū)域合作。打破行政壁壘與區(qū)位約束，搭建西南地區(qū)“產(chǎn)業(yè)生態(tài)”協(xié)同發(fā)展交流合作平臺。明確西南各地在產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境保護中的功能定位與發(fā)展模式，因地制宜地發(fā)展適宜產(chǎn)業(yè)。同時找準地區(qū)間利益共同點，建立“互惠共贏、利益共享、責任共擔”的發(fā)展體系，以保證地區(qū)間的有效對接，高水平地區(qū)應積極發(fā)揮輻射帶動效應與示范效應，主動傳授先進的產(chǎn)業(yè)發(fā)展理念與生態(tài)保護經(jīng)驗，加強對低水平地區(qū)的幫扶的力度。低水平地區(qū)應強化自主發(fā)展意識，加大人才引進與財政轉移支付力度，逐步改善自身發(fā)展環(huán)境。通過發(fā)揮各地的比較優(yōu)勢促進西南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調發(fā)展水平的整體提升。