基于SEM的江苏传统制造业绿色转型动力机制实证研究

赵 巍，廖吉林 （南京林业大学 经济管理学院，江苏 南京 210037）

1 江苏省传统制造业发展现状与存在问题

1.1 江苏省传统制造业发展状况

作为中国制造业代表，江苏传统制造业起步早，市场开放度高，基础实力雄厚。同时作为长三角经济带重要板块，江苏向来注重区域内城市协调发展，构建夯实集群优势，努力建成具有领先水平的制造业基地。随着经济全球化和自身工业化进程加快，近年来江苏制造呈现出以下新特点：

（1）制造业总产值稳步增长

近年工业对江苏省GDP贡献率保持在50%左右，而制造业又是工业的重中之重。数据显示，2019年江苏省GDP为9.26万亿元，工业总产值为4.12万亿元，这其中制造业总产值达到3.71万亿元，分别较2010年翻了一倍。

（2）外向型经济发展水平高

江苏是典型的外向型经济，以苏州为代表的苏南五市外向型经济高度发达。2018年共实现外贸进出口43 802.4亿元，同比增长9.5%，占我国进出口总值的14.4%。外商企业投资额在全国长期处于领先地位，为江苏经济快速发展做出了巨大贡献。

（3）经营效率和装备水平实现提升

依据企业经营效率指数，江苏制造产业人均利润从2013年4.53万元增加至2016年6.49万元，同期的人均装备水平从16.45万元增加到18.27万元，整体增长幅度较高[1]。

（4）新兴产业发展势头良好

据统计，截止2018年一季度末，江苏A股上市294家制造业公司中战略性新兴产业公司数量占比达79.3%，企业盈利面达96.1%；营业收入同比增长29.9%；净利润同比增长23.4%[2]。2018年江苏省电子及通信设备制造业产值16 191.55亿元、高端装备制造业产值20 871.45亿元，较2017年分别增长了10.3%和9.5%，制造业表现出较明显的转型趋势。

1.2 江苏传统制造业发展存在的问题

近年来伴随贸易战及全球经济增速放缓，江苏传统制造业诸多问题也在逐渐暴露，多方压力使制造业转型升级刻不容缓。（1）制造业地区发展差异大

规模以上制造业总产值看，2018年苏南五市为22 732亿元，均值4 546.4亿元；苏中三市8 354亿元，均值2 784.7亿元；苏北五市8 981亿元，均值8 981亿元[3]。苏南、苏中、苏北制造业发展严重失衡。

（2） 产业布局不合理

过去二十年，由于缺乏前瞻性分工布局，江苏相当一部分企业均聚焦资源加工，各地区产业重叠度高，短期内经济数据虽突飞猛进，但数据繁荣背后却隐藏一系列严重问题：首先是高污染、高能耗、难治理，其次是各属地资源本不丰富，后续发展难以为继。而且长期产业结构趋同既没能发挥区域经济的规模效应，还无法形成优势互补，竞争停留在同质化比拼价格这种低档层面[4]。

（3）部分制造业仍处于产业链中低端

按照郭克莎的四种制造业技术类别，江苏传统制造业多集中在中高和低技术密集型[5]。高端技术人才和科技创新经费匮乏，制约了企业产品附加值和竞争力提升。伴随德国“工业4.0”和美国“再工业化”战略，江苏制造正面临欧美国家技术领先和发展中国家低成本优势的双重夹击。

江苏外向型经济对外依存度高，目前已现外资回流迹象。而中美摩擦短期恐难结束，发达国家贸易壁垒加重，吸引外资的难度大大增加，外商投资持续下滑。因此如何推动制造业绿色转型，提升竞争力对工业强省江苏显得尤为重要。

2 结构方程模型（SEM）相关变量设定

消费者手中的“货币选票”决定企业生死存亡，其观念和行为的转变都极大影响企业经营决策。如消费者倾向于购买节能家电、绿色食品等绿色产品，无疑会大大促进企业绿色转型[6]；其次，在社会大环境下，政府政策法规也会限制企业的行为，随着一系列绿色制造法规的推行与实施，来自政府的压力也迫使传统制造企业进行绿色转型；再次，当前江苏省传统制造业正处在发达国家“再工业化”和其他发展中国家“低端产业吸纳”的“双重挤压”之下，同时珠三角地区的制造企业也纷纷设立试点投入绿色转型行列。行业内竞争对企业战略也有促进作用；另外，传统制造业一般需大量能源配套，而江苏是典型的经济大省资源小省。表1为江苏各年份规模以上工业企业的主要能源消耗指标，随着资源储量下降，高污染高能耗的粗放生产方式难以为继已成共识。基于以上几点，本研究选取以下对象作为模型的潜变量并设计与其对应的观测变量和问项，具体如表1所示。

3 数据准备

3.1 问卷设计

本文研究江苏传统制造业经营管理中的驱动因素、绿色转型和效益之间的关系。采用问卷调研的方式收集数据，问卷内容包括7个潜变量，26项可测变量，采用Likert9级量表。1表示非常反对，5表示中立，9表示非常同意，中间强度依次递增。为避免样本同质，将调研对象按照苏南、苏中、苏北地区和经营规模大小进行控制，选取省内120家制造企业为调查对象，随机不重复发放问卷500份，回收248份。对回收问卷中有缺失值的样本采用表列删除法，即在一条记录中只要存在一项缺失，则删除该项记录[7]，最终共收集有效问卷169份。

3.2 数据信度检验

选取目前广泛采用的Cronbach信度系数法。方法中Cronbach's Alpha值越大表明数据信度越高。基础研究中信度达到0.70就可接受，0.70～0.98均属高信度，小于0.35则为低信度，必须予以拒绝[8]。利用SPSS软件分析得该结构方程模型的26个可测变量的总信度为0.956，可见此量表具有较高可靠性。然后分别对各潜变量可靠性进行检验，数据如表2所示。可发现除了资源储量的Cronbach's Alpha值为0.655（在误差范围内），其他潜变量信度值均在0.70以上。

4 实证分析

4.1 模型建立

根据结构方程模型的原理以及对各部分变量的分析，首先确定消费者、政策法规、竞争对手和资源储量4个驱动因素；再以绿色转型作为中介变量，并为其设置了4个观测变量；最后构建经济效益、社会效益和环境效益3个潜变量，整体模型如图1所示，其中椭圆框表示潜变量，矩形框表示观测变量，其与导入数据中问项的对应关系与表1一致，圆形框代表残差项。

4.2 参数估计

本文采用最大似然估计法（ML）来进行模型运算，同其他统计方法类似，该方法假设样本数据服从正态分布。为提高模型准确性，利用SPSS软件的Rank-cases工具包处理样本，并根据Bloom公式计算各变量正态得分，最终将得到的正态化数据导入Amos中得到参数估计结果。

如表3所示，选取部分潜变量对观测变量的负载拟合结果展示如下，其中Estimate为每个负载的标准化估计值，C.R.为估计值除以标准差的比率即临界比率，P为与参数检验值为0的零假设相关联系的值。从P值栏可看出，除前3个潜变量对绿色转型观测变量的负载结果不显著，其余负载都在0.001水平上，显著不等于0。

表4列示了各协方差关系的标准化估计值、标准差、C.R.值以及P值。从P值栏可看出，所有协方差关系均达到显著，说明实际数据较好地支持了潜变量之间存在相关性这一判断。实证结果表明，4个潜变量对江苏传统制造企业绿色转型的驱动力存在差异：企业绿色转型意愿高低受消费者影响最大，其标准化系数值为0.442；随后是竞争对手与资源储量，系数值分别为0.239和0.216；政策法规的影响最小，系数只有0.154。

表1 结构方程模型相关变量及对应问项

表2 潜变量信度检验

4.3 模型拟合

一般用卡方自由度比来评价结构方程模型的绝对拟合效果。通常认为卡方自由度比值在1到5之间，模型结果可以接受，值越小拟合效果越好。计算表明，模型的Chi-square=855.9，df=287，卡方自由度比为2.982，在可接受范围内。此外根据表5的Amos输出结果，该模型的PGFI、PNFI和PCFI均超过0.5，RMSEA值也在可接受误差范围内，因此综合各类评价指标看，该模型基本符合拟合标准。

图1 整体理论模型及标准化参数估计值

表3 部分潜变量对观测变量的负载拟合结果

表4 模型协方差拟合结果

表5 模型主要拟合指标

5 结论及建议

实证表明，对国内经济开放度最高的制造业大省江苏来说，相较于市场自身调节控制，政策法规的强制性对制造企业绿色转型的推动作用尚显不足。这就提示政府相关部门要找准支持企业绿色转型的着力点和切入点，采取更具针对性的配套措施助力传统制造企业实现这一艰难变革。

首先必须完善国内绿色转型体制机制建设。健全绿色转型的知识产权保护机制，提高绿色标准；加快建立国家标准化认证体系，取得国际认证。在税收政策方面，促进税收调控工具引导企业绿色化转型；在金融方面，健全绿色制造企业金融体系，拓宽金融渠道，降低融资成本，引导各类金融机构对绿色产业发展的重点项目予以信贷支持。对于部分企业罔顾环境问题，一味追求经济利益的行为，政府必须运用法律和行政手段大力惩处、及时纠偏，引导企业行为。

其次政府要大力引导绿色消费，强化公民社会责任。在社会广泛开展绿色生态文化宣传教育，树立科学的生态价值观。充分利用国内外绿色环保主题日活动，积极创建有特色的绿色消费市场，促进绿色资源要素配置，塑造绿色产品品牌。另外公共媒体宣传舆论宣传也是政府推进工作的重要工具。政府通过召开新闻发布会进行政策解读的方式，明确对舆论引导的方向，大力宣传有关绿色方针政策，充分利用网络平台与各企业、群众及时互动，还可以展开座谈会，听取吸纳意见，及时发现和解决存在的问题，完善相关绿色政策，推动绿色转型发展[9]。

除此以外，探究江苏传统制造企业的绿色转型驱动因素，不仅要关注受影响企业，还要关心受企业影响的利益群体，制定完善相应配套措施，才能带动全省最终走向经济发展、环境友好和社会和谐的可持续发展之路。