环境污染的研究结论范文
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第1篇
关键词：出口贸易；环境污染
中图分类号：F74文献标识码：A文章编号：1672-3198（2013）08-0055-03
1引言
多年以来，出口贸易一直是推动江苏经济快速发展的动力。江苏的出口贸易总额逐年高速增长，对外贸易依存度显著提高。其出口贸易总额从1990年的29.44亿美元增长至2010年的2705.5亿美元，平均年增长率近29.05%。在实现对外经济高速增长的同时，江苏省也不可避免地面临着环境质量变化问题。工业废气排放量逐年上升，从1990年到2010年，废气排放总量从5047亿m3上升到31212.9亿m3。工业固体废弃物排放也呈上升趋势，从1990年的2234万吨上升至2010年的9062万吨。工业废水排放量则变化不太显著，废水排放量基本保持在20亿吨以上。经济的增长往往会带来环境的恶化，然而，经济的增长不能以牺牲环境为代价，江苏出口贸易与环境污染二者之间到底有怎样的关系？如果出口贸易对环境污染有负面影响，那么出口贸易的产品结构是否会对环境污染也造成影响？这些都是本文将要探讨的问题。
2文献综述
许多学者通过研究出口贸易对环境的影响，从而寻求解决出口贸易对环境污染问题的办法。Copeland和Taylor实证认为贸易发展将会导致更多的污染排放。Grossman与Krueger（1991）最早将国际贸易的环境影响分解为规模效应、结构效应和技术效应三个方面，建立了贸易的环境效应分析的基本框架。Chichilnisky（1994）认为，在自然资源的产权界定和环境规制方面，南方国家比北方国家会更宽松，贸易自由化将导致南方国家更专业化于资源密集型产品，当产品规模扩大后，环境会进一步恶化。Esty和Geradin指出，经济一体化会导致越来越多的环境避难所，这是因为某些国家实施的低环境标准和松弛的环境管制措施对该国形成有竞争力的产业能起到推进作用。vanBeers和vandenBergh（1996）侧重于从方法论角度评论贸易和环境外部性之间的相互关系；Antweiler等人（2001）运用回归方法进行了贸易的环境效应分析。此外，Ederington和Minier（2003）以及Winters（2004）等学者都各自对贸易和环境问题做了进一步的研究。
近年来，我国学者也对贸易对环境的影响进行了实证研究。张梅认为经济增长、自由贸易的进一步会扩大导致环境恶化。李慕菡等（2005）通过对相关产业进出口和污染情况的分析，得出了我国国际贸易中污染产品的环境转移客观存在的结论。叶继革、余道先（2007）用统计性描述方法从更加微观的层面上分析了具体行业出口量的扩大对环境污染的不利影响。党玉婷、万能（2007）等人对我国1994-2003年的对外贸易环境效应进行了研究，研究结果表明现阶段的进出口易从总体上恶化了我国的生态环境。但是，也有学者并不认同贸易增长对环境污染造成负面影响。李秀香等分析了二氧化碳的排放、出口增长与环境影响之间的关系，认为二氧化碳排放量的增加与出口增长没有必然的正相关关系；张连众等利用31个省市的二氧化硫排放量的截面数据进行回归分析，表明贸易自由化有利于我国的环境保护。陈红蕾、陈秋峰（2007）建立计量回归模型，以二氧化硫（SO2）排放量作为环境污染指标对我国贸易开放的环境效应进行了实证研究，结果表明规模、结构和技术效应共同作用的结果可以减少污染排放量。
综上所述，中外学者普遍认为出口贸易与环境污染之间存在联系。基于此，在一个相对具体的区域内，在相对稳定的经济和政策条件下，研究出口贸易与环境污染的关系，更符合一个地区的实际情况，更有利于为一个地区的经济良性发展提供可靠的依据。本文以江苏省为例，选取了1990～2010年的相关数据，实证分析了江苏省出口贸易及贸易结构对环境污染的影响，并得出若干有助于推进江苏省经济与环境协调发展的结论。
3实证分析
3.1研究方法
本文利用江苏1990-2010年江苏出口总额（其中包括2000-2010年初级产品、工业制成品出口额）、工业废气、工业废水、固体废弃物排放量等数据构建计量模型，借助Eviews6软件，运用协整检验、格兰杰因果检验等方法实证分析江苏出口贸易与环境污染、贸易结构与环境污染之间关系。
3.2指标选择
根据数据的可得性，本文选取“三废”即工业废气排放量、工业固体废气排放物排放量、工业废水排放量3个指标度量环境污染程度。出口总额作为出口贸易指标，并且为了进一步研究需要，选取初级产品出口额、工业制成品出口额作为指标分析产品贸易结构对环境的影响。
3.3数据采集
本文所选数据来源于江苏统计年鉴、中国统计年鉴数据库、江苏省环境状况公报等。具体如表1、表2所示。
从表中可以看出，一阶差分以后的初级产品出口额及工业制成品出口额与环境污染存在相关关系，一阶差分后，初级产品与环境污染存在负相关关系，工业制成品与环境污染存在正相关关系。可以认为贸易结构中，相较于初级产品，工业制成品的出口增加更能加剧了对环境的污染。
3.6格兰杰因果检验
格兰杰因果检验方法是分析时间序列变量之间的因果关系。协整分析的结果反映变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，但是，这种关系是否构成因果需要进一步验证。考虑到经济中通常出现的时滞效应，在对时间序列进行因果关系检验时，本文将对滞后各期的X与Y1、Y2之间关系进行检验，其检验结果列入表7内。
表7格兰杰因果关系检验表
原假设滞后阶数F值P值结论Y1不是X的Granger原因29.555410.0024不拒绝X不是Y1的Granger原因20.426470.6610拒绝Y2不是X的Granger原因34.604310.0254不拒绝X不是Y2的Granger原因30.683350.5805不拒绝Y3不是X的Granger原因22.306510.1362不拒绝X不是Y3的Granger原因22.361070.1307不拒绝检验结果显示，在滞后二期的情况下，拒绝X不是Y1的Granger原因，即X是Y1的格兰杰原因。其余情况下，均接受原假设。这就说明，江苏出口总额的变化是导致是工业废气排放量变化的原因，而出口总额变化不会导致固体废弃物排放量及工业废水排放量的变化，究其原因，笔者猜测可能与所选分析数据较少，导致无法得出结论有关。
4结论
本文通过对江苏省出口总额和工业废气、固体废弃物、工业废水排放指标分析，建立计量模型，进行协整分析与格兰杰因果检验，得出如下结论。
第一，出口贸易的增长会加剧环境污染。以江苏为例，随着出口贸易的逐年增长，贸易规模的扩大，工业废气、固体废弃物的排放也呈现出逐年增长的趋势，江苏省的环境污染有可能进一步恶化。因而，控制贸易的规模有利于改善环境质量。一味地扩大贸易规模，意味着扩大生产，增加污染，因此企业须制定全年生产计划，不能因盲目追求利润而扩大生产规模。同时，政府也应发挥作用，指导企业安排生产，不能只关注GDP数量而忽视GDP质量。
第二，出口贸易结构会对环境污染产生影响。由于在初步的回归分析中，虽然拟合程度高，但是系数的斜率没有通过显著性检验，随后进行一阶差分，重新回归分析，得出结论。在出口产品贸易结构中，初级产品出口额及工业制成品出口额都与环境污染存在相关关系，但是初级产品与环境污染存在负相关关系，工业制成品与环境污染存在正相关关系。可以看出，我省出口产品贸易结构中，尤其是工业制成品更能影响我省环境质量。因此，优化出口商品结构，对于减轻我省环境污染有一定的积极作用。降低出口商品中高污染、高耗能和资源性商品的出口比例，加大高新技术产品、机电产品等附加值高，污染低的产品。积极促使生产高污染、高耗能产品的企业进行技术改革，提高资源利用效率，必要时，甚至可以关掉这些高污染企业。
第三，出口贸易是影响江苏省环境污染的原因。格兰杰因果关系检验表明，出口总额的增长，出口贸易规模的扩大，会导致各类环境污染排放（诸如工业废气排放量）有上升趋势，加重了我省的环境污染。因此，加快产业升级，优化产业结构，发展绿色经济有利于改善环境。绿色经济是以效率、和谐、持续为发展目标，以生态农业、循环工业和持续服务产业为基本内容的经济结构、增长方式和社会形态。绿色经济是一种新的经济结构，通过发展绿色经济，不仅能够引导产业结构优胜劣汰，也能更好地提高自然环境的利用效率，有利于环境的可持续发展。
参考文献
[1]朱红根，卞琪捐，王玉霞.中国出口贸易与环境污染互动关系研究―基于广义脉冲响应函数的实证分析[J].国际贸易问题，2008.
[2]叶继革，余道先.我国出口贸易与环境污染的实证分析[J].国际贸易问题，2007.
[3]赵银，李晓蕾.江苏省环境污染与人均GDP出口贸易关系的实证研究[J].安徽农业科技，2008.
[4]傅京燕.贸易与环境问题的研究动态与评述[J].国际贸易问题，2005.
第2篇
关键词：财政分权 地方财政 环境质量
一、 从国外的文献来看，较早的财政分权理论认为，财政分权的程度越高，环境污染越低。Tiebout（1956）利用“用脚投票”理论解释了较高的财政分权体制可以激励地方政府提供更多的公共服务来满足居民的需求从而吸引更多的居民来该辖区居住，其中就包括提供较低的环境污染程度。
近些年来，国外关于财政分权对环境质量影响的研究，结论不一。有学者认为，财政分权使得环境质量提高，而有些学者认为，财政分权使得环境质量降低。从理论研究角度，Kunce and Shogren（2007）认为，分权监管环境会产生“竞次”现象，为了吸引新的商业和创造就业机会，地方政府可能会通过放松环境监管来降低所引进的商业企业的社会成本，促使地方政府放松环境监管标准，导致环境质量下降。Fredriksson et al（2003）认为，地方政府降低环境标准或以其他地区为标杆制定标准是为了吸引投资，增加就业机会或税收等，而环境作为具有显著外部性的公共物品，地方政府很少有动力去关注他们的不作为给周边区域强加的污染成本问题
从实证研究角度看， Potoski（2001）考察了美国《清洁空气法案》颁布前后大气污染状况。在假定地方政府以辖区居民福利最大化为目标时，发现各州之间并不存在明显的税收趋劣竞争现象，甚至有的州环境标准设置在国家水平之上，即表现出“趋优竞争”。 Chirinko and Wilson（2007）认为地方政府针对不同类型的污染会采取不同的污染治理策略，即类似“骑跷跷板”
二、 国外文献基本是针对财政联邦制下，地方政府具有独立的税率决定权的财政分权行为进行研究的，而我国地方政府并不具备独立的税率决定权。不同于西方国家的财政分权，中国的财政分权伴随着政治集权，晋升激励使得地方政府官员有非常强的（政治）动力促进地方经济快速发展。中国地方政府的治理模式是“自上而下”的“标尺竞争”，即地方政府更多的只需要对中央政府负责，中央政府通过以GDP为主导的考核机制对地方政府进行考评。在中国，中央政府拥有绝对的权威任命地方官员，因而有能力奖惩地方官员的行为，那么中国式财政分权对环境污染的影响又是怎样的呢？国内专门作中国式财政分权对环境影响的研究主要分为理论研究和实证研究两个方面。
从理论研究的角度看，对于财政分权与环境污染之间的关系，几乎国内外所有学者都主要从财政分权对地方政府行为产生的影响这一角度进行理论分析。而以钱颖一（1997）为代表学者则指出传统理论中对于政府官员的假设是存在问题的，政府官员也会为了寻求自身的利益而做出与辖区居民的愿望相违背的决策。就环境质量来说，如果缺乏一套激励相容的制度，地方政府政府官员就会从自身利益最大化的角度出发为辖区内的居民提供最低标准的环境质量。因此，从理论分析而言，地方政府对于环境治理与污染控制的动机是存在不足的。蔡昉，都阳，王美艳；（2008）认为，中国的环境问题是由粗放式经济发展模式导致的，而这种发展模式又源于“中国式分权”下的政府行为。地方政府是否有足够的激励，牺牲短期的增长以换取长期的可持续发展？特别是，中国改革以来的高速经济增长，在很大程度上是靠地方政府追求GDP及其带来的财政收入推动的，节能减排要求是否与地方政府的动机激励相容，是任何有关政策能否有效的关键。周业安等（2004）认为，中国式分权和基于经济增长的政绩考核体制导致地方政府为了吸引外部资源展开互攀式竞争，虽然对经济发展起到积极的推动作用，却使得地方政府对改善环境的偏好不断降低，带来的是环境质量的不断下降。张凌云，齐晔（2010）分析了作为“理性人”的政府，在面临政治激励（政绩考核下的经济发展动力）和财政约束（地方政府财税压力大）下的环境监管困境，只是没有对相应的理论进行实证检验。
总之，从理论上分析，大多数研究结论都认为财政分权与污染量排放存在负激励。
从实证研究的角度看，李永友、沈坤荣（2008）对我国污染控制政策的减排效果进行了系统研究，并同时考察了公众环保诉求、邻近辖区污染控制策略以及中央政府的污染控制行为等因素的效应，得出了一些有价值的结论。杨海生等（2008）则利用空间计量模型对我国地方政府间环境政策竞争进行了实证检验，并得出地方政府间环境政策存在明显的相互攀比式竞争，即周边省份环境治理投入多，本辖区投入也多；周边省份监管弱，本辖区环境监管也弱的结论。杨瑞龙、章泉（2007）实证检验了中国的财政分权对环境质量的影响，得出财政分权度越高，环境质量越差，验证了财政分权可能导致地方政府降低环境保护的努力。张克中，王娟，崔小勇（2011）从碳排放的角度，利用1998—2008年省级面板数据分析了财政分权与环境污染的关系。研究发现，财政分权与碳排放存在正相关关系，分权度的提高不利于碳排放量的减少，这说明财政分权可能会降低地方政府对碳排放管制的努力，财政分权导致碳排放增加的影响途径主要是第二，第三产业。洪璐，彭川宇（2009）从中央政府与地方政府总收益函数分析出发，指出中央政府与地方政府在地方政府环境治理、财政支出比例选择上存在的差异；运用混合战略博弈模型对中央政府与地方政府博弈行为进行分析，得出地方政府执行环境政策的最优概率及中央政府对地方政府环境政策执行情况进行监督的最优概率。
总之，从国内文献的研究来看，基本上还是认为，财政分权加大了地方环境污染。但是，研究越来越细致。如把环境污染的种类再细分，发现财政分权对不同污染物的影响是不同的。闫文娟，钟茂初（2012）利用1999——2008年省级面板数据进行实证检验，发现中国式财政分权确实增加了外溢性公共物品（如废水）以及覆盖全国的纯污染公共物品（如二氧化硫）的污染排放强度，但并没有增加地方污染公共物品（如固体废弃物）的污染排放强度。由此得出结论，财政分权对不同性质的污染公共品的影响是不一样的。 又如，采用不同的财政分权度量标准，会得出不同的结论。薛刚，潘孝珍（2012）发现，以支出分权度衡量的财政分权指标与污染物排放规模负相关，且实证结果具有稳健性，以收入分权度衡量的财政分权指标与污染物排放规模的关系从实证的角度来讲不确定。此外，针对我国各省区的不同的经济发展水平，有学者提出了新的假说。李猛（2009）考察了财税收入对地方政府环境监管行为的影响，在环境库兹涅茨假说的基础上提出了中国环境污染的新假说， 环境污染程度随着人均地方财政能力水平的提高而持续上升，当人均地方财政能力水平超过倒U型曲线拐点值后，环境污染程度趋于下降，并利用中国省际面板数据进行验证。研究表明，中国环境污染程度与人均地方财政能力之间呈现显著的倒U型曲线关系，现阶段几乎所有省份的人均财政能力与倒U型曲线拐点值相去甚远。面对这种情况，需要中央政府改善财税激励以优化地方政府的环境监管行为，实现经济发展方式的根本转变。
参考文献：
1 Tiebout， A Pure Theory of Local Expenditure【J】，Journal of Public Economy，1956，（64）
2 Chirinko Robert S and Wilson Daniel J，Tax competition among US states ：Racing to the bottom or riding on a seesaw？ 【R】， 2011，CESIFO Working Paper，NO.3535
3 Fredriksson and Millimet， Strategic interaction and the determination of environmental policy across US【J】，Journal of Urban Economics，2002，（51）
4 Qian Y，Weingast B R. Federalism as a Commitment to Preserving Market Incentives【J】，Journal of Economic Perspectives，1997（11）
5张克中，王 娟，崔小勇：财政分权与环境污染：碳排放的视角【J】，中国工业经济，2011（10）
6 蔡昉，都阳，王美艳：经济发展方式转变与节能减排内在动力【J】，经济研究，2008，（6）
7 周业安，冯兴元，赵坚毅：地方政府竞争与市场秩序的重构【J】， 中国社会科学，2004，（1）.
8 李永友，沈坤荣：我国污染控制政策的减排效果——基于省际工业污染数据的实证分析【J】，管理世界，2008，（7）
9 杨海生，陈少凌，周永章：地方政府竞争与环境政策——来自中国省份数据的证据【J】，南方经济，2008，（6）
10闫文娟，钟茂初：中国式财政分权会增加环境污染吗？【J】，财经论丛 2012，（5）
11 杨瑞龙，章泉，周业安：财政分权、公众偏好和环境污染——来自中国省级面板数据的证据【R】，中国人民大学经济学院经济所宏观经济报告， 2007
12 张凌云，齐晔：地方环境监管困境解释——政治激励与财政约束假说【J】，中国行政管理， 2010， （3）
13 崔亚飞，刘小川：中国省级税收竞争与环境污染——基于1998-2006年面板数据的分析【J】，财经研究， 2010， （4）
14洪璐，彭川宇：城市环境治理投入中地方政府与中央政府的博弈分析【J】，城市发展研究，2009（1）
第3篇
关键词：环境污染；城市化；协整检验；VEC模型
中图分类号：F290 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）25-0233-04
引言
在历史发展的长河中，人类活动在改善人类生活方式和生活条件的同时，也在不断地作用于周围的环境并因此引起自然、人文等各类环境质量的改变。对应的这种环境尤其是大自然环境的变化对人类的生产、生活和健康造成了不同的影响。中国是一个有着悠久历史的大国，也是一个积极发展现代化，不断推进工业化、城市化的国家。改革开放以来，中国城市化进程明显加快，现阶段已进入到高速城市化的起飞阶段。与此同时，重庆市是中国直辖市之一，是长江上游地区经济中心、金融中心和创新中心，重庆市的城市化进程发展的如火如荼，其城市化进程一直在全国领先。作为领跑全国的城市集团之一，重庆市被称为中国的“芝加哥”。因此，本文选择重庆市来探究城市化与环境及其非农产业占比的关系。
城市化是一个涉足领域颇广，对社会、经济、文化等多种因素综合考虑来进行发展的过程，表现为人口向城市的集中，城市地域范围的扩展，经济结构的升级，都市生活方式、价值观念向农村地区的渗透、扩散等。因此，推进城市化是目前大多数国家实现工业化和现代化道路的必然过程。
闫新华（2009）利用VAR模型研究了山西省的经济发展与环境污染直接的关系，并且借助环境库兹涅茨曲线验证了其两者直接存在倒“U”型的关系[1]。文中最后得出结论，认为经济增长与环境污染之间确实存在双向作用机制，并且在这种双向作用机制中环境污染对经济增长的反作用机制要弱很多。Canas等（2003）研究了16个工业化国家原材料与人均GDP之间关系，印证了倒U型EKC曲线，即经济发展与环境之间的发展趋势[2]。
然而，在研究城市化发展过程中，不少学者也强调，经济发展只是作为城市化的一部分，仅仅用经济发展指标来说明与环境之间的发展关系，未免太牵强，不能说明本质问题。林伯强和刘希颖（2010）针对中国当前阶段性经济增长和能源消费特征，对Kaya恒等式做出适当修正，引入城市化因素，研究了现阶段碳排放的影响因素。得出结论认为中国在城市化进程中控制碳排放增量，实现低碳转型应当以节能为主[3]。
结合以上两种分析方法和研究思路，不难看出，国内外学者在研究城市化和环境的关系问题上，或者是将城市化缩影到一个经济发展指标，然后探讨经济的发展和环境的相互关系；或者将环境这个内涵丰富的领域浓缩到一个问题，比如温室气体、碳排放等。但是，这样的研究不足以从大局上把握在城市化进程的深化中，其与环境到底存在什么样的关系。因此有的学者对城市化与环境进行了直接的研究。杜江和刘渝（2008）利用中国的1998—2005年中国30个省（市、自治区）的面板数据，构建了6类环境污染指标同城市化水平及控制变量间的计量模型，对环境库兹涅茨曲线（EKC）假说进行了扩展[4]。研究结果表明：4类污染物同城市化水平之间存在倒形曲线关系，另外两类污染物同城市化水平之间存在正U形曲线关系，目前中国大体上已经进入U形曲线的右半段。曾浩和邓宏兵（2012）以武汉市为研究区域，构建了武汉市城市化、生态环境系统协调发展的评价指标体系，运用层次分析法计算出了武汉市城市化与生态环境协调度[5]。结果显示：2000—2012年，武汉市城市化水平总体上呈现出增长趋势，但武汉市生态环境水平随着城市化的发展呈现出波动型的变化特征，总体呈现出先下降后上升的趋势；从近两年来看，武汉市城市化发展水平与生态环境发展水平差距在缩小。
基于对城市化和环境污染的思考和研究的侧重点不同，依据指标选取的特点和以点突出全局的思路。本文选择重庆市，以其数据为基础，研究城市化与环境污染的关系。为了侧重研究环境污染这个综合指标与城市化的关系，利用主成分分析方法将环境污染的细化指标提取出一个综合性的指标进行建模。将控制变量非农产业结构占比引入模型，加深环境污染和城市化的关系研究。同时，在体现变量动态性和长短期的交互效应上，将使用协整分析和模型对环境污染与城市化进行实证研究。文章其余部分的结构安排如下：第二部分是模型和数据说明；第三部分给出估计结果，并进行了成因分析；最后是结论和启示。
一、变量选择与数据说明
（一）变量选择及来源
本文选取的变量为城市化率（URB）、环境污染综合指数（EVN）、非农产业结构占比（IND）。其中，城市化率用市人口和镇驻地聚集区人口占全部人口的百分比来表示，用于反映人口向城市聚集的过程和聚集程度；环境污染综合指数是通过对5个环境污染细化指标作主成分分析提取而来的，它们分别是废水、废气、二氧化硫、工业粉尘及工业固体废物。非农产业结构占比用的是第二、第三产业的产值占GDP的比重得来（所有数据据来自重庆市统计年鉴2012）。
（二）数据处理
为了建模需要，首先对城市化率和非农产业结构占比取对数，便于变量通过平稳性检验，将取对数后的变量记为lnURB、lnIND。同时，对环境污染的6个具体细化指标进行主成分分析，提取出作为环境污染综合指数的变量。运用软件，进行主成分分析，通过方差贡献表，得到6个原始特征根分别为4.630、0.716、0.339、0.212、0.091、0.013，在满足特征根λ>1时，第一个特征根对应的方差贡献率为77.166%，也就是其累计方差贡献率，累计值较大。
因此，提取1个主成分，对应的特征根分别为l1=4.630，方差贡献率达到77.166%。通过SPSS运行后，直接输出提取的一个主成分，将这个主成分命名为环境污染综合指数（ENV）。
综上，建立模型所需要的变量数据处理完毕，最后进入模型的变量为：城市化（lnURB）、环境污染指数（ENV）、非农产业占比（lnIND）。
二、检验过程与成因分析
（一）单位根检验
经济计量学中为避免经济变量的不平稳所产生的缪回归问题，首先进行单位根检验数据的平稳性，本文选取ADF检验，该方法通过检验回归方程的右边，假设因变量yt的滞后差分项控制高阶序列相关。
从上表可以看出，代表城镇化率的变量lnURB在10%显著水平下ADF检验存在单位根，环境指标ENV和城镇化率指标lnIND的一阶差分都在5%显著水平下拒绝原假设，从而三个变量都是I（1）的，基于此，本文接着进行协整检验。
（二）协整检验
本文采用Johansen最大似然估计各变量的协整关系，Johansen协整检验是按照协整关系的个数r=0到r=k-1的顺序执行，直到拒绝原假设为止。多变量协整检验共有5种形式的协整检验方程，本文采取第三种形式，即有线性趋势但协整方程只有截距项，它的形式为：H1（r）∶PYt-1+BXt=a（bTYt-1+r0）+
a g0，选择滞后1期。
由迹检验结果和最大特征值检验结果可以看出，在零假设时H0∶r=0，最大特征值统计量为26.1602大于5%的临界值21.1316，且P值为0.0090，故拒绝原假设，在零假设H0∶r=1时，P值等于0.2162，在临界值为5%时接受原假设认为存在一个协整关系。同样道理，在迹检验结果中，零假设H0∶r=0时也拒绝原假设，H0∶r=1和H0∶r=2时接受原假设，因此，本文认为在临界值5%下重庆市的城市化率与环境之间存在一个协整关系。
协整关系如下：
ENV=35.21lnURB-121.29lnIND
实际上，我们得出的协整方程表示的是环境污染综合指数与城市化率和非农产业结构占比的长期均衡方程，在长期中城市化率与环境污染综合指数呈现正相关关系，增加一单位lnURB会提高35.21单位的ENV。也就是说在长期中，随着城市化进程的不断加快，环境污染综合指数逐渐增加，该结果符合现实状况，从发达国家的城市化历程来看，从工业大革命至城市化完成阶段，随着城市化的不断进行，环境污染逐渐加剧，这与本文的结论是一致的，因此，可以说明，重庆市的环境随着城市化的进行污染逐渐加重。
从环境污染综合指数和非农产业结构占比来看，二者呈现负的相关关系，当lnIND增加一单位时会降低121.29单位的ENV，即当二三产业占比增加时会降低环境污染，该结论与现实也是符合的，二三产业之和代表了工业化的进程，协整检验表示的是长期中工业化程度：工业化程度的增加尤其是第三产业增幅加大，会增加环境污染小的企业。综合上述结论我们可以看出，重庆市的城市化进程在长期中将会使环境污染得到改善，工业化程度越高会使环境越好。
（三）VEC模型分析
通过对文中变量进行协整分析发现三者存在长期协整关系，但我们仍无法得到每个变量间的短期动态关系，向量误差修正模型解决了这一问题。由Granger定理：具有协整关系的变量具有向量误差修正模型形式。基于此，本文在协整的基础上进一步建立向量误差修正模型，研究重庆市环境污染综合指数与城市化率的关系，该模型中同样引进非农产业结构占比作为参考，得到模型为：
其中，R2=0.579，F的值为3.096。
误差修正项的系数为-0.004，符合反向修正原则，表明短期的非均衡状态向长期的均衡状态移动，在短期中城市化率与环境污染综合指数的系数为19.998，由于VEC描述的是短期的关系，说明在短期内城市化会带来环境污染，但是这个结果短期对环境的影响程度与长期中不同。在短期中非农产业结构占比也与长期中不同，长期中二者系数为121.29，短期二者系数为-3.378，说明短期非农产业结构的升级对环境污染程度小于长期的影响。
结论及启示
以上根据1996—2011年的时序数据，通过协整分析、VEC、重庆市城市化率与环境污染综合指数之间进行动态计量分析，结果发现：
1.城市化的提高会带来环境污染，从长期来看，lnURB对ENV的降低作用为31.52，从短期来看，lnURB对ENV的降低作用为19.998，说明不管是长期还是短期，重庆的城市化都会带来环境污染，但是长短期作用的程度有差异。
2.从VEC结果来看，符合反向修正原则，表明短期的非均衡状态向长期的均衡状态移动，说明城市化对环境污染的影响机制并不仅仅是因为城市人口的增多、城市规模的扩大会给环境带来压力，城市化的发展也会提高人民生活水平、增强社会环保意识、提高科技水平、优化非农产业结构和完善法律体系等，以上各种影响会使环境污染综合指数降低。
3.从长期来看，非农产业结构占比的提高会弱化环境污染，一单位lnING会降低121.29单位的ENV，而短期中一单位lnIND则只会降低3.378单位的ENV，长短期差距非常大。
基于前文的理论分析和实证研究，重庆市在深化城市化的进程中，虽有值得肯定和借鉴的地方，但是在环境保护和产业结构优化上需要作出更多的努力和提升。鉴于对实证结果和环境污染与城市化问题的认识，本文谨提出以下三条建议，希望对全国城市化的发展，而不仅仅是重庆市的城市化提高提供思路：
第一，城市化过程不能急，质量提高是关键。在重庆市的城市化道路上，工业实力、经济增长、环境保护意识都成为不可或缺的主导力量和中流砥柱，而这些因素的提高才是城市化的关键。在这个过程中不能一味地追求发展而忽视了对环境造成污染的严重后果。因而城市化进程不能急，质量提高才是关键。第二，非农产业作用强，产业结构需完善。非农产业的发展在重庆的城市化进程中起着相当重要的作用，在重庆市的城市化进程中，完善非农产业的结构占比，实现更合理的产业结构模式是对城市化进程的推动和促进，同时它也是增强环境承载力的有效途径。第三，滞后效应很凸显，环境污染需提防。需要指出的是，目前重庆市的城市化发展、产业结构不合理对环境污染的影响表现出很强的单方面作用。即短期内虽然其两者会加剧对环境造成污染，但是这种环境污染后果并没有很快地反作用于城市化的发展上，环（下转285页）（上接235页）境污染对城市化的制约效应表现的非常滞后，下一步需要做的是调整产业结构，使其适应经济可持续发展。
参考文献：
[1] 闫新华.经济增长与环境污染的VAR模型分析——基于山西的实证研究[J].经济问题，2009，（6）：59-60.
[2] FerraoPaulo ConceicaoPedro ANGELA.A new environmentalKuznets curves？ Relationship between directmaterial input and incomepercapita：evidence from industrialized countries[J].Ecological Eco-nomics，2003，46（2）：9-12.
[3] 林伯强，刘希颖.中国城市化阶段的碳排放：影响因素和减排策略[J].经济研究，2010，（8）：67-79.
第4篇
从国内学者的研究领域来看，彭水军和包群(2006)运用VAR模型，考察了我国1985—2003年期间6类环境污染指标与人均GDP之间的长期动态影响特征，研究表明环境和收入的库茨涅茨倒U型曲线关系是否存在与污染度量指标的选取有关。马树才、李国柱(2006)研究了中国经济增长与环境污染关系的库茨涅茨倒U型曲线，结论表明我国的环境污染是不会随经济增长而自动改善的，界定产权并且通过一定的政策和激励措施减少企业的单位产出的污染强度，才能阻止环境的进一步恶化;闫新华和赵国浩(2009)使用广义脉冲响应函数和方差分解对山西1985～2006年经济增长与环境污染各指标间的动态影响关系进行了研究，表明确实存在着经济增长与环境污染的双向作用机制，不过环境污染对经济增长的反作用机制要弱许多。吴丹、吴仁海(2011)利用向量自回归(VAR)模型对广州－佛山－肇庆经济圈各城市的环境污染指标和经济增长指标进行分析，研究处于工业化后期的广州、佛山市及工业化前期的肇庆市经济发展与环境污染的动态性，研究表明工业废气排放是“广佛肇”经济圈环境污染的主要来源。贺彩霞、冉茂盛(2009)采用构建产出方程与污染方程的方法，考察了国内东、中、西三大地区的环境污染变量与人均收入之间的关系，表明了经济增长与环境污染之间的关系存在着显著的区域差异。
二研究方法
向量自回归(VAR)模型1980年西姆斯(C.A.Sims，1980)将向量自回归(VAR)模型引入到经济学中，VAR模型是基于数据统计性质建立的模型，常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。所以本文也主要基于VAR模型来考察环境污染和经济增长之间的变化关系。
三实证结果及分析
1单位根检验VAR模型的有效性
取决于变量的稳定性，如果变量为平稳的时间序列，就可以直接构建无约束的VAR模型。本文使用ADF检验对变量lngdp、dlngdp、lngas、dlngas、lnso2、dln-so2、lnsoot、dlnsoot、lnwater、dlnwater进行了平稳性检验。通过检验得知lngdp、lngas、lnso2、lnsoot、lnwate一阶差分之后都形成平稳序列，即服从一阶单整过程I(1)。所以，对lngdp、lngas、lnso2、lnsoot、lnwate两两之间进行Johansen协整检验，判断他们能否满足协整条件。实验发现他们之间并不存在协整关系，由于篇幅问题，这里不再详述。因此，本文将使用无约束的VAR模型进行实证研究。
2VAR模型的稳定性
检验AR根估计方法是对VAR模型估计的结果进行平稳性检验，其基本原理是:如果被估计的VAR模型所有根的模的倒数小于1，即位于单位圆内，则VAR模型满足平稳性条件;如果存在某些根的模的倒数大于1，即在单位圆外，则模型不稳定，某些结果将不是有效的。VAR模型的所有根模的倒数都位于单位圆内，说明被估计的VAR模型是满足平稳性条件的，那么结果就是有效的。据此，在已经确定的VAR模型基础之上，本文将对各个环境污染指标对经济增长指标GDP产生的冲击影响做进一步的分析，找出他们之间的变化关系。
3基于VAR模型的广义脉冲响应分析
根据上文对VAR模型估计的基础之上，使用广义脉冲响应函数来分析陕西省经济增长指标GDP分别对lngas、ln-so2、lnsoot、lnwate等环境污染指标的冲击响应，以此来描绘和刻画经济增长与不同的环境污染之间的动态变化关系。本文选取了滞后期长度为20期的脉冲响应模型。在基期由于GDP的一个正向冲击，工业废气、二氧化硫和工业废水都呈现出明显的“倒U型”的库茨涅茨曲线，这就符合了已知的经济发展理论:在经济发展初期，环境污染加剧，而随着经济的进一步发展，人们的收入水平上升，对环境质量的要求提高，从而生态环境不断改善。工业废气在第3期达到最大，在第12期基本回归初始位置;工业废水在第2期上升到最大值，在第11期变化进本归于零;而二氧化硫的排放量则相对滞后，第6期达到其最大值，直到第15期波动才逐渐归于平静，这说明二氧化硫受到经济增长波动的影响持续时间较长，即就是说工业发展和经济增长所产生的污染主要是以二氧化硫为主的。工业烟尘排放在第2期至第6期之间可以看出“倒U型”曲线的趋势，但是这个走势也并不是严格满足倒U关系。工业废气和工业废水在初期产生一个冲击，GDP指数经过初始的沉降波动之后都在第3期达到其最大值，随后波动不断递减，分别在第13期和第11期基本恢复原始位置;GDP对二氧化硫和工业烟尘的冲击则更为敏感，直接上升达到最大值之后缓慢波动最终趋于平静。以环境污染为代价可以在短期内增加GDP，促进经济的增长，而在长期，这种影响逐渐削弱，最终并不会带来人们所期待的经济发展和社会繁荣。但是废物排放却最终污染了环境，事后对生态环境的治理却需要花费更大的成本，这种经济发展的方式是不可持续的，人类的发展最终会受到环境的制约，所以如果想要寻找更广阔的发展空间，必须是以环境保护为前提和基础的，考虑到生态文明的可持续的健康的发展方式。
四结论和政策建议
第5篇
关键词：经济增长；环境污染；环境库兹涅茨曲线；石家庄
基金项目：石家庄市科技局计划项目：“石家庄市经济发展与环境污染关系的实证研究”（项目编号：145790375）；河北省教育厅人文社科青年基金项目：“河北省经济发展与环境污染关系研究”（项目编号：SQ151117）
中图分类号：F29 文献标识码：A
收录日期：2015年4月22日
近年来，石家庄经济取得了巨大的成就，但在经济发展的进程中，以资源的高投入、环境的破坏为代价的经济增长方式，导致经济与环境的关系日益紧张。因此，对石家庄市经济发展与环境质量的关系进行实证研究具有十分重要的理论价值与现实意义。本文通过对1998～2012年石家庄市环境经济数据的经济计量模型研究，得出了石家庄市工业“三废”排放的EKC，并根据该曲线特点，提出协调经济发展与环境保护相关建议。
一、石家庄经济与环境现状
石家庄市是河北省省会，石家庄市地处华北平原腹地，与北京、天津、济南三大都市几乎是等距相望，地理位置十分优越。现辖8个区、11个县、3个县级市和1个国家级高新技术开发区，总面积1.58万平方公里，常住人口1，038.6万人（2012年底人口）1998～2012年17年间，石家庄市的地区生产总值从656.4亿元上升到4，863.6亿元，实现了经济总量的高速增长，但产业结构变化不明显，第一产业比重不断下降，第二产业基本保持不变，而第三产业比重提高不明显，一直保持“二三一”产业格局。（图1）
环境污染主要来源于工业“三废”的排放量，第一产业对环境影响较小，第三产业对环境影响最小。近年来，石家庄市环境污染日趋严重，水资源日益短缺，地下水严重超采，地表河流沿途受工业污染源污染；大气污染更为严重，京津冀的雾霾天气已经引起了普遍关注，环境问题日益严峻。
二、石家庄市经济增长与环境质量计量模型分析
（一）指标量化及计算结果。选取人均生产总值（GDP）、废水排放总量、废气排放总量以及固体废弃物产生总量作为分析石家庄市经济发展与环境污染水平关系的指标，搜集石家庄市1998-2012年的经济与环境数据，其中GDP采用1998年不变价计算。采用无量纲化方法分别对以上指标进行标准化处理：
Mi*=（Mi-Mmin）/（Mmax-Mmin），（i=1，2，…，15） （1）
其中，i表示年序（1998年记为1，以此类推），Mi*为标准化后的数值，Mi为指标初始值，Mmax为指标最大值，Mmin为指标的最小值。
定义人均GDP标准化后的数值为Xi，即第i年经济发展水平指标。环境指标标准化后的数值为Yij，即单指标污染水平。
由废水排放总量、废气排放总量以及固体废弃产生总量建立综合指标――环境污染水平。用来表征环境污染综合水平：
Yi=■Yij/3，（i=1，2，…，15；j=1，2，3）
式中，Yi为第i年的综合环境污染水平，j为污染物状态类型，Yij为第i年第j种污染物排放量的标准化值。以1998～2012年统计数据为依据，进行计算，结果列入表1。（表1）
（二）石家庄市环境库兹涅茨曲线分析。根据表1中的计算结果，绘制石家庄市的环境库兹涅茨曲线。（图2、图3）研究时段内石家庄市环境污染状况随经济增长呈现波动变化，环境库兹涅茨曲线大体呈现 “倒U形+U形+倒U形”的变化特征，及M形，与传统的环境库兹涅茨曲线的“倒U形”不同。其中“倒U形”环境库兹涅兹曲线的峰值出现在2006～2007年间，人均GDP21，500～24，000元，这个时期的环境污染程度较高；而“U 形”的环境库兹涅兹曲线的低谷出现在2008～2009年间，此时人均GDP为21，800～30，000元之间。这个时期的环境污染程度较低，与2008年北京举办奥运会有密切关系。第二个“倒U形”的峰值出现在2011～2012年间，随后开始出现下降趋势，2012年京津冀地区严重的雾霾天引起了社会各界的普遍关注，市委、市政府也加大环保工作力度，因此出现了环境污染水平有所缓和，但是整体水平依然较高。
工业废水排放量、工业废气排放量、固体废弃物产生量单项指标的环境库兹涅茨曲线，分别呈现“W形曲线的上升阶段”、“倒U形+U形”即N形、和“倒U形下降阶段”特征，即M 形，从图2和图3可以看出，综合环境的污染与废气排放量的形状基本一致，说明大气污染是石家庄污染的主要污染源。
三、结论与建议
（一）结论。通过实证研究可以看出：环境库兹涅茨曲线只是一个客观现象，而不是一个必然的规律，在不同的国家和地区EKC具有不同的表现形式；研究结果只反映的是石家庄市这一阶段环境库兹涅茨曲线的局部变化，而不是整体的变化趋势；根据石家庄实际情况，近年来废水、废气排放量有上升的趋势，今后应加强对废水、废气防治和治理工作。同时，逐步降低第二产业以及第二产业中重工业的比例，减少污染物的排放量，使得环境污染水平逐渐下降。
（二）建议
1、加快产业结构转型。环境污染主要来自工业污染物的排放，转变经济增长的方式，加快转变经济的增长方式才能从根源上改变工业污染的排放源，从而控制工业污染的总量。
2、优化工业行业结构调整，加快技术进步。工业内部的行业结构一定程度上影响着工业污染排放量，调整产业结构以及工业内部行业结构，对减少工业污染至关重要。因此，在工业化进程中，必须促进工业增长方式的转变，引进先进的技术和设备，加快旧设备的更新换代的能力和速度，推行工业低排放的清洁生产，走新型工业化道路。
3、加大环保投入。在保证经济发展的前提下，增加环保投资力度，提高污染治理投资在GDP中所占的份额，完善环境基础设施建设，加强环境保护和污染治理的能力，同时发展环境科技，创新环保产业，使环境质量得到进一步改善。
4、加强环境保护意识。提高全民的环保意识，加大环保教育的财政投入，向社会公众普及环保的科技知识，开展环境保护教育工作。推进企业环境行为信息公开化，建立严厉的奖惩制度。扩展公众参与渠道和制度，全民监督污染排放，全民参与环保。
主要参考文献：
第6篇
关键词：产业集聚发展；环境污染；关系；研究
基金项目：2015年度河北省社会科学基金项目成果（名称：基于VAR模型的河北省产业发展与环境污染关系研究；编号：HB15YJ017）
随着我国改革开放政策的不断深入，我国经济和社会获得快速发展，并且在制造业领域取得了举世瞩目的成就，产业聚集化程度不断提高，同时，生态污染问题也不断凸显，例如雾霾严重、沙尘暴频繁发生、耕地不断退化、水土流失日益严重等环境问题。面对日益突出的生态污染问题，我国政府相继制定和出台了一系列的措施与政策开展环境保护工作，但是形势依然不乐观。各种工业污染物被大量排放，截止到2016年，我国已经成为世界最大的温室气体排放国家，但是通过相关分析，产业聚集程度越高的地区，其环境污染程度也不断下降，从逻辑角度分析，两者之间具有一定的必然联系，因此，针对环境污染与产业聚集之间的关系进行研究，对改善我国生态环境现状具有积极意义。
1.体现产业聚集与环境污染关系的重要因素
1.1产业聚集的特点
产业聚集的关键特征是，区域内产业规模持续扩张，随着产业规模的不断扩大，各N污染物的数量也势必会出现一定的增加，由于在发展中国家，工业以及制造业基本集中于同一区域，随着产业聚集程度化的加深，会导致该地区污染程度的加剧，从产业聚集的特点分析，产业聚集可能对生态环境污染带来负面影响。
1.2产业聚集的优势
产业聚集程度化的加深，也可能会对环境污染起到一定的缓解作用。产业聚集具有外部性效应，由于产业聚集的发展，会诱发竞争效应、技术扩散以及技术进步，而竞争压力和技术进步都迫使相关企业，通过提高自身的技术程度以及环保能力，提高其区域竞争优势，实现经济效益和社会效益。同时，随着产业聚集程度的加深，知识外溢和技术扩散也为企业优化生产技术，缓解环境污染提供了可能。在企业的各项成本中，环境污染控制和治理成本并非关键因素，同时也不是企业进行区域迁移的动力，因此，产业集聚在很大程度上绥解环境污染。
1.3产业聚集的发展
一方面，随着我国各个地区环境保护标准的变化，这对企业的城市化发展规划、劳动力供给以及区位选择带来重要影响，进而对产业聚集的发展和形成带来直接影响。在我国经济发展之初，为了有效推动产业的进步与发展以及提高工人的整体收入，只能以牺牲环境为代价。另一方面，随着人们生活水平的改善，经济收入的提高以及环境意识的增强，人们对环境保护给予了更多的关注，政府也意识到环境保护的重要性，并且提高了环境保护的标准，产业集聚出现了一定的衰退，虽然人们的经济收入受到负面影响，但是生活质量却获得明显改善。
2.研究结论
通过对产业集聚与环境污染关系的三个重要因素进行分析，我们得出如下结论：第一，在短时间内，产业集聚对缓解生态环境污染具有正面的积极效果，产业集聚不仅不会加剧环境污染，同时还可以在很大程度上缓解环境污染；第二，在长时间内，产业集聚所带来的外部效应我们目前还很难确定，但是大量工业污染物的排放势必会为当地环境带来负面影响，因此，产业集聚对缓解生态环境污染没有必然关系。
上述结论具有一定的政策含义，第一，在短时间内，产业集聚不仅是促进我国经济发展的重要手段，也是工业以及制造业发展的必然趋势，从环境保护角度出发，其符合我国绿色发展以及可持续发展的经济理念，这体现，我国各个地区，尤其是中西部地区，产业集聚可以起到振兴工业以及制造业的作用，因此，无论从环保角度还是经济角度来看，产业集聚都是科学的；第二，从长远角度分析，我们工业以及制造业正在从东部地区向西部地区进行转移，这会对生态环境较差的西部地区造成严重的生态破坏，因此，在长时间内，产业聚集对缓解生态污染没有必然关系，产业集聚不能从根源上治理以及缓解环境污染；第三，环境保护作为一项公共事业，需要国家通过科学的法律和制度，规范工业以及制造业企业的生产行为，从经济方面激励企业，进而实现产业发展与环境保护的良性互动；第四，国家相关部门要客观分析环境污染和产业集聚之间的关系，并且根据不同地域产业集聚程度的不同，制定针对性的差异化政策，通过环境规制、外商投资、科技创新等方式改善当地的环境污染情况。
结语
新时期下，随着我国经济体制的持续改革，产业格局出现了很大程度的改变，因此，我们要动态地看待环境污染和产业集聚之间的关系，并且对产业集聚进行优化，从根源上改善我国的生态环境，实现社会经济和生态环境的协调发展。
参考文献：
[1]南光耀，刘昱.河南省产业集聚发展与环境污染关系的实证研究[J].西南民族大学学报（自然科学版），2016，04：462-468.
[2]刘习平，盛三化.产业集聚对城市生态环境的影响和演变规律――基于2003-2013年数据的实证研究[J].贵州财经大学学报，2016，05：1-11.
作者简介：
第7篇
关键词：城镇化；环境污染；边际；主成分；STIRPAT模型
中图分类号：F299.21 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）31-0096-03
引言
工业文明兴起之时，人类便开始了从农村向城市化的发展。然而城镇化的快速发展，也会导致环境污染加重、资源使用超负荷、建设用地占用耕地等一系列负面影响。近几年雾霾天气影响的范围与深度都在逐渐加大，甚至几度成为年度关键词，水资源污染、大气污染、噪声污染、生活垃圾污染愈演愈烈，所以城镇化发展到底保持多快的速度才是合适的？城镇化的发展会带来经济的增长，也会带来各项污染指标的增长，无论从经济学角度还是合理规模增长角度来看，一个地方的城镇化总归有边际效应，一旦突破某项指标的临界值，原住民的教育、医疗、资源、就业等都会摊薄，对于摊大饼式的发展，资源环境承受度很难在短期内支撑起来，甚至会超出资源环境的承载能力，造成严重的环境污染，后续的治理问题又将是一个棘手的问题。因此，本文的探索对制定协调城镇化与环境之间关系的政策具有一定的参考意义。
一、变量与测度模型
城镇化是一个农村化逐渐转变为城市化、工业化，人口聚集化、规模化的过程。最直观的结果就是城镇人口增多，所以一般用城镇化率来反映一个地区的城镇化水平高低，即一个地区常住于城镇的人口占该地区总人口的比例。
自然环境具有自净能力，但是过多的人类活动参与，使得环境中有害物质增加到超过自然的自净能力就会出现环境污染。环境污染包括大气污染、土壤污染和水体污染，由于人类城市化过程中最主要的活动是日常生活以及工业生产，所以选取了人均城镇生活污水排放量（万吨/万人），人均生活污水COD排放量（吨/万人），人均生活垃圾清运量（万吨/万人）等指标来评价城镇化对环境的污染效应。
（一）数据来源
基于本文的研究目标和选取的变量，考虑数据的准确性以及获取的可行性，从《安徽省统计年鉴》（2000―2015）中选取了城镇化率和各指标相关数据，以及常住城镇人口、研究与试验发展（R&D）经费投入和安徽省的GDP数据。
（二）污染测度模型
1.边际污染测度模型。城镇化最直接的表现就是常住于城市的人口比重越来越大、城市非农业产业的发展进步迅猛，包括服务业与工业，而基于我国的现状，最主要的就是工业的迅速发展，所以将上述的几项指标除以安徽省常住人口，每年各项指标较上年的增量除以当年的城镇化率的增量，具体用以下的公式表示：
ΔQc=■
其中，Qi表示第i年安徽省城镇环境污染物的人均排放量，Ci表示第i年安徽省城镇化率，ΔQc为城镇化率每提高一个百分点带来的人均城镇污染物增加量，此式将安徽省城镇化率对环境污染的进行了量化表示，可以更直观地看到城镇化对于环境的影响。
2.综合污染测度模型。综合污染测度主要选用因子分析法
（1）利用SPSS20.0先对数据进行标准化处理（为消除各指标变量单位间的量纲影响）。
（2）利用最大方差法提取公共因子。如果各个变量在公共因子上的载荷相差不大，多为中等水平，则需要进行因子旋转，一般采用最大方差法，也叫正交旋转法。
（3）_定权重。
3.STRIPAT城镇化回归模型。STIRPAT全名为可拓展的随机性的环境影响评估模型，最初由Dietz和Rose所提出，可利用其来来探讨各因素（人口、财产、技术）对环境压力的影响，具体模型如下：
It=aPtT1AtT2TtT3et
其中，It为环境污染指标，Pt表示为人口指标，At为富裕度指标，Tt代表技术水平，指标Ti，（i=1，2，3）称为对应各因素的环境弹性系数，表示各因素每增长1%，环境污染增长Ti%，a为常数项，e为误差项。为了探讨城镇化率对环境的影响，将城镇化率（记为Zt）添加到公式中，并将上述非线性模型两边取对数转化为线性模型，变换后的模型如下：
lnIt=lna+T1lnPt1+T2lnAt+T3lnTt+T4lnZt+tlne
其中，得到的污染综合得分表征为环境污染指标，以及城镇人口表示为人口指标，人均GDP表示为富裕度指标，研究与试验发展（R&D）经费和内部支出情况表示为技术水平指标，利用Eviews带入估算出各环境弹性系数，可以直观看出城镇化率每提高1个百分点带来的环境污染得分的百分比变化。
二、安徽省边际环境污染效应实证分析
（一）污染测度
1.边际污染测度
首先，所获取的指标数据（城镇生活污水排放量，生活污水COD排放量、工业废水排放量，工业废气排放总量，工业二氧化硫排放量，烟尘排放量，工业粉尘排放量，工业固体废物产生量，生活垃圾清运量）除以各年安徽省的常住人口总数，获得各指标数据的人均数，然后根据以上部分所述的边际污染指数计算方法，得到的结论如下：2000―2014年，安徽省的城镇化率每年每提高1个百分点，各项环境污染指标都受到相应的影响。其中，除了人均工业二氧化硫排放量的增加量出现了明显的减少，人均生活污水中COD排放量增加量总体有少量的减少趋势，剩下的各指标增加量总体上都呈现逐年增加的趋势，这说明这几年一直强调的节能减排政策，以及对生活污水的技术处理有了显著的效果。而人均城镇生活污水量排放量的增加量逐年增加的趋势最明显，人均工业废气排放量与人均工业粉尘排放量的增加量。其次，这与近几年来安徽省的空气质量下降、大气污染严重息息相关。人均固体废弃物增加量不减的趋势也是导致环境污染的一大因素――有害物质通过地表、水资源对人们的生活以及环境造成恶劣的负面影响。
2.综合污染指数测度
（1）利用SPSS 20.0，将人均数据进行标准化，首先进行数据检验，看看本次的样本数据是否适合进行因子分析。检验结果（如表1所示）。
KMO检验用于检验变量间的偏相关系数是否过小。KMO值越接近于1，表示变量的共同因素越多，变量间的净相关系数越低，越适合做因子分析。由分析结果可知，KMO的值为0.769，说明该样本总体的变量较适宜进行因子分析。
（2）根据上部分的说明，将9个指标的数据进行降维处理，得到的变量方差解释结果（如表2所示）。
按照系统默认的提取方法，提取特征根大于1的主成分，由表2可得，提取了3个主成分，主成分1提取了总方差66.824%，主成分2提取了总方差的14.2%，主成分2提取了总方差13.102%，累计解释了总体方差的94.126%，即所有指标的94.126%可以由这3个主成分表示。
（3）采用正交旋转法进行因子旋转，对原始载荷矩阵进行调整简化。
（4）根据成分得分系数矩阵以及公式计算综合得分，将得分进行排名（见下页表3）。
根据在综合得分的排名可看出，2011年之前的得分都为负数，之后便开始一直出现正数。且总体而言，2000―2014年安徽省的环境污染得分呈现逐年递增的趋势，这与上一部分的边际污染结果一致。所以可以得出安徽省近几年来的环境污染情况越来越严重。
3.城镇化与环境污染的效应关系
注意到环境污染综合得分有些为负值，由于取对数时变量不能为负值，所以首先参照张乐勤、张勇在《城镇化演进边际污染效应及其库兹涅茨曲线探析：基于安徽省的实证》中的处理方法，将综合污染得分按照下式进行百分比的转变：
可以计算得出，安徽省的环境污染从2004年的最低46.37到2011年的60.66，七年时间增加将近15分，平均每年增加2分多，但是2011年后的污染的增势有所缓解，基本维持在60.6，处于较稳定的状态。对数线性回归结果（如下页表4所示）。
P值都大于0.05，接受残差为白噪声序列的原假设，所以可以认为回归模型是平稳的，较好地模拟了几个变量之间的关系。
另得到R2为0.9343，说明在线性回归模型中，环境增长率总离差中，由这4个离差解释的部分占93.43%，模型拟合的较好。DW值为2.0659，说明不存在自相关性。
得到关系式为：lnIt=-10.69277+1.16225lnAt-1.0121741lnTt+
1.351754lnPt+3.165704lnZt
所以由上式可以知道，2000―2014年安徽省的人均富裕度、技术进步、城镇人口以及城镇化率4个因素对环境污染都会有影响。根据模拟得知，当安徽省的人均GDP、研究与试验发展（R&D）经费、城镇人口和城镇化率每增加1%，环境综合污染得分分别增加1.16225%、-1.012174%、1.357154%和3.165704%。所以，城镇化率的提高对于环境的影响力度大于其他几个影响因素，城镇化的快速发展是造成安徽省近几年的环境污染不可忽略的原因。
（二）结论
本文通过对安徽省2000―2014年相关数据的分析，得到以下几点结论：第一，经过对安徽省城镇化的边际污染指数分析得出，2000―2014年，城镇化率每年每提高1个百分点，各项环境污染指标都受到相应的影响的结论。第二，经过主成分分析方法提取了3个公共因子，这3个公共因子对环境污染的贡献率分别为0.608541、0.118874、0.097573。所以，第一公共因子对环境的污染力度明显高于其他公共因子。对于减少环境的污染，要着重从第一公共因子中的那几个指标入手。第三，建立STIRPAT模型，结合本文的探讨目标，强调当安徽省的城镇化率每提高1个百分c，环境综合污染得分将提高3.165704的百分点，是城镇化率增长的3倍之多，且城镇化率的提高对于环境的影响力度要大于其他几个影响因素，所以城镇化的快速发展是造成安徽省近几年环境污染的最主要的原因。
三、建议
根据本文的结论，对于从哪些方面、怎样适当发展城镇化以减少对环境的恶化提出以下几点建议：第一，城镇化过程中伴随着各项污染物排放量的增加，所以不能一味追求城镇化率数字上的进步，继续走先污染后治理的老路，而是要在考虑资源、环境的承载能力的基础上，寻求一个人与自然、人与生态协同共存的平衡点，做到在最大速度发展城镇化的同时使环境能够自我调节、自我消化。第二，城镇化过程中二氧化硫以及污水中的COD排放量得到了一定的控制，所以我们要继续保持以及更进一步的贯彻落实节能减排、科学发展、可持续发展的政策，继续加强对废水、废气的处理以及排放，从源头上做到城镇化的同时保护生态环境。第三，城镇化过程中带来的工业化程度加大是引起环境污染的一大重要因素，所以在城镇化进程中要深化产业结构改革，尽量发展废气、废水、固体废弃物产生少的行业，逐渐减少工业企业的比重，加大服务业的比重，这样就可以发展与环境健康发展的城镇化产业结构。第四，建立生态工业园区，在发展工业的同时利用生态进行循环发展，绿色发展，协调发展。且各生态工业园区要结合实践，联系自身的特点进行深化改革，建立和完善协调统一、合理运转、机制透明的工业园区生态化改造监管机制。充分发挥工业园区生态改造监管机制在工业生态园区实际建设中的指导监督作用，否则一切都是空谈于纸。
参考文献：
[1] 张乐勤，张勇.城镇化演进边际污染效应及其库兹涅茨曲线探析：基于安徽省的实证[J].世界科技研究与发展，2015，（1）：33-38.
[2] 王立猛，何康林.基于STIRPAT模型分析中国环境压力的时间差异――以1952―2003年能源消费为例[J].自然资源学报，
2006，（6）：862-869.
[3] 聂国卿，尹向飞，邓柏盛.基于STIRPAT模型的环境压力影响因素及其演进分析――以湖南省为例[J].系统工程，2012，（5）：
第8篇
关于经济增长与环境污染之间的关系,国内外很多学者进行了大量研究。1992年,美国经济学家G•Grossman和A•Kureger对此提出了一个环境Kuznets曲线(EnvironmentKuznetsCurve,EKC)的假设[1]。该假设试图说明如果没有一定的环境政策干预,一个国家的整体环境质量或污染水平是随着经济增长和经济实力的积累呈先恶化后改善的趋势。他们采用跨国数据说明了EKC的存在,即最初环境恶化程度随着人均GDP的上升而上升,达到一个转折点后,将随着人均GDP的上升而下降。并把这种现象归因于以下几点:(1)当人们越富有时,对环境质量的要求越高;(2)人们越富有,越有能力降低环境恶化程度;(3)经济增长有利于经济结构向低污染型生产转化;(4)经济增长有利于加速降低环境污染强度的技术的进步。Beckerman(1992)甚至认为,“随着人均国民收入的提高,环境恶化程度的下降可以由经济增长来解决。”国外学者对这项研究的方法主要有两种:一种是在认为存在EKC的基础上,采用横截面数据和面板数据,通过拟合二次多项式或三次多项式模型进行估计,在此基础上再来计算出拐点而进行的;另一种是利用一个国家的时间序列数据来进行分析的。但是,前一种研究方法目前受到了许多严厉的批评。批评者们认为,只有使用单一国家数据才能判别不同污染的真实EKC是否存在(如RobertsGrimes1997)。截面数据仅仅能反映发达国家的经济增长与环境污染之间所具有的负向关系,它在发展中国家经济增长与环境污染是呈正向关系的,因而,它不是一个适用于所有国家的单一关系。这一结论同样也适用于一个国家内不同地区的截面数据。因为,采用截面数据等于暗含了所有国家(或地区)都有相同的发展路径,而实际上这是不可能的。
ListGallet(1999)就曾用美国1929~1994年的数据对不同州的EKC进行了分析,他发现不同州的转折点并不相同,即美国各州的污染路径是不一致的,从而也印证了上面的结论。至于第二种方法,目前国外对这方面的研究并不是很多,结论也并不相同。一种认为存在EKC,如Carson等人(1997)利用美国1988~1994数据发现七种空气污染物与经济增长存在负向关系,并且转折点明显在用截面数据计算出来的转折点之上,从而印证存在EKC。但是,大部分利用时间序列数据进行分析的研究却表明EKC并不存在,如HannesEgli(2001)利用德国数据所作的研究就证明EKC并不存在[2]。KathleenM.day(2001)利用加拿大数据也正证明EKC并不存在[3]。国内对我国经济增长与环境污染之间的关系是否符合EKC的研究始于20世纪末,在方法上虽然大都是采用时间序列数据进行分析的,所不同的是有的是以我国不同年份作为样本来进行研究的,如朱智(2004)就是利用我国1991~2001年的数据,采用指数回归模型进行研究的,并认为我国水环境与水利经济发展的关系位于EKC的上升阶段[4]。有的则以省市数据作为样本来进行研究的,如吴玉萍等(2002)利用北京市1985~1999数据[5]、高振宁等(2004)选取江苏1988~2002数据[6]、陈华文等(2004)利用上海市1990~2001年数据[7]、刘耀彬等(2003)利用武汉市1985~2000年数据所作的研究[8]。但这些研究有一个共同点,首先,都是先假定EKC存在,然后,再通过直接运用时间序列数据拟合二次多项式或三次多项式,并据此再求出拐点来进行的。综观这些实证研究,他们存在一个共同的弊端,那就是对于时间序列数据,并没有进行平稳性和协整性检验,因此,所得到的结论就有可能因为是虚假回归而不能令人信服。
改革开放以来,我国经济取得了很大的发展。“中国是地球上经济变化最快的地方,也许在历史上绝无仅有,英国用了差不多整个19世纪才使人均收入增长了2•5倍,美国在1870~1930年的60年间收入增加3•5倍,日本在1950~1970年增长了6倍,而中国却比它们都快。自从1979年摆脱了经济孤立后,中国的收入增长了7倍,如果中国经济还将腾飞,这样的转变引起的全球效应将是戏剧化的”(JimRohwer,2001)。然而,一个不容忽视的事实是,在经济高速发展的同时,我国的环境污染情况不容乐观:根据世界银行的《世界发展报告》(1998)提供的资料,我国1995年单位美元GDP的二氧化碳排放量是美国的5•5倍,日本的13•8倍,高收入国家平均水平的7•9倍,世界平均水平的4•6倍。根据世界银行的《世界发展指标》(1998)提供的资料计算,我国1993年日水污染量是美国的2•2倍,日本的3•4倍,英国的7•8倍。由此可见,我国经济发展付出了十分昂贵的资源和环境代价,这样的发展是难以持续的。因此,对我国经济增长与环境污染之间的关系到底是否符合EKC进行深入细致研究,这对保持经济持续快速增长,避免和减少环境污染具有重要意义。
二、经济增长和环境污染间关系的简化模型
(一)简化模型的设计
本文用来研究经济增长和环境关系的指标是这样设计的:用来反映经济增长的指标是人均实际GDP(通过价格指数进行平减);反映环境污染程度的指标是用工业废水排放量、工业废气排放量和工业废物排放量三个指标,即通常所说的“三废”指标。对环境污染程度之所以采用这三个指标,一是因为目前在我国普遍采用的都是以它们作为环境污染程度指标的;二是因为这三个指标具有长期值,便于进行统计分析,这三个指标中的任何一个上升都将意味着环境污染程度的加大。关于环境污染程度指标和人均GDP关系的EKC研究国际上常用如下两种形式的简化模型来进行:一是二次多项式;再一个是三次多项式,可以包括常数项或时间项。也有一些专家学者在此简化模型中加入了其他一些变量,如贸易强度(Grossman和krueqer1995)、能源价格(deBrugn,vandenBergh和Opschoor1998)、经济结构(surichapman1998)、经济活动的空间密度(kaufmannetal1998)和收入的不平等性等(TorrasBoyce1998)。但是,添加这些附加的变量,由于其中一些随着时间变化很少,因此,用在只有一个国家的利用时间序列数据进行估计的简化模型中作为回归量并不合适。此外,使用仅包含人均GDP作为变量的简化模型有利于进行国际比较。因此,我们所采用的简化模型中将不包含这些附加变量。本文采用的三次多项式简化模型来进行的,模型表达式为:lnEi=α1+α2lnYi+α3lnY2i+α4lnY3+ui(1)其中,lnEi为环境污染指标的对数,lnYi为真实人均GDP的对数。
在上述模型中,如果α2>0,α3>0,且α4=0,则环境污染程度曲线将呈倒U型曲线;如果α2<0,α3=0,且α4=0,则环境污染程度曲线将直线下降;如果α2>0,α3<0,α4>0,则环境污染程度曲线将呈N型;如果α2<0,α3>0,且α4<0,并以人均GDP为横坐标,环境污染程度指标为纵坐标,则环境污染程度也将呈现倒N型,这意味着一个令人满意的人均GDP和环境污染的长期关系将存在。利用上述简化模型,我们分别对我国的工业废水(E1)、工业废气(E2)和工业废物(E3)的EKC进行了估计,样本数据区间为1986~2003年,资料来源为1987~2004各年的《中国统计年鉴》,估计结果如下:对工业废水EKC的估计,采用三次多项式简化模型,经检验lnY3的系数不显著,采用二次多项式进行估计,结果如下:lnE1=4•368lnYi(18•21)-0•3253lnY2i(-9•80)R2=0•108DW=2•1F=0•85(Prob(F-statistic))=0•448769)(2)该估计方程虽然两个系数显著,但由于F检验的P值为0•448769,故回归方程总体上并不显著。对工业废气EKC的估计结果如下:lnE2=-328(-2•51)+142•746lnYi(2•64)-20•039(-2•69)lnY2i+0•94(2•75)α4lnY3(3)R2=0•98DW=2•28F=180•99(Prob(F-statistic)=0•000000)该估计方程系数均通过显著性检验,回归方程总体上也是显著的(F检验的P值为0),模型拟合很好,且不存在序列相关,这说明模型的解释力很强。对工业废物EKC的估计结果如下:lnE3=2283•95(3•436)-936•3lnYi(-3•373)+128•21lnY2i(3•324)-5•84lnY3(-3•277)(4)R2=0•741DW=2•13F=13•364(Prob(F-statistic)=0•000215)该回归方程系数均通过了显著性检验,回归方程总体上也是显著的(F检验的P值为0•000215),模型拟合很好,且不存在序列相关,模型的解释力较强。
从工业废水的EKC估计方程看,由于α2>0,α3<0,且α4=0可知,这似乎符合倒U形曲线存在的条件,但由于该回归方程在总体上并不显著,所以这种关系等于不存在;对于工业废气EKC估计方程,由于α2>0,α3<0,α4>0,故表明废气污染程度曲线是呈N型的,即最初废气污染程度是随着人均GDP的上升而上升的,当达到一个转折点后,将随着人均GDP的上升而下降,再达到一个转折点,又随国民收入的上升而上升;对于工业固体废物EKC估计方程,由于α2>0,α3<0,α4<0,故固体废物污染程度曲线是呈N型的,它表明对于工业固体废物而言,它是人均GDP与工业固体废物环境污染之间有一个令人满意的长期关系。上述分析结果表明:就中国而言,除了工业固体废物以外,对环境质量有益的人均GDP与环境污染程度指标的EKC关系并不存在。上述分析过程虽然采用的是时间序列数据,但由于并没有进行数据的平稳性检验,因此还很难肯定结论是正确的。因为如果数据非平稳,上述估计结果有可能是虚假回归,所以还需要对数据作进一步统计分析。
(二)变量的平稳性检验和协整分析
在对EKC简化模型估计过程中,为了避免可能出现虚假回归,因此,首先需要对上述简化模型中所涉及的时间序列变量进行平稳性检验,而后再对时间序列变量间是否存在协整关系进行检验。1•变量的平稳性检验。首先检验H0∶μ=β=δ=0,检验统计量为:F=(RSSR-RSSU)/JRSSU/(T-k)~F(j,T-k)(5)其中,RSSR和RSSU分别表示约束和无约束的残差平方和,J为约束个数,T为用于估计的观察值的个数,k为无约束的回归因子的个数。当计算出来的F统计量的值大于临界值时,则拒绝原假设,说明数据至少含有截距或时间趋势。然后检验H0∶β=δ=0,仍然使用上面的F统计量。如果接受原假设,则说明数据不存在时间趋势,类似的还可检验是否存在截距项。在上述检验过程中,滞后阶数的选取,一般是采用AIC标准或SC标准,我们是选用AIC标准进行。按照上述检验方法,我们首先进行的是ADF检验,然后是PP检验。
从检验结果可以看出:对于估计方程1、2,由于被解释变量lnE1和lnE2前者为平稳后者为二阶单整,而解释变量lnY、lnY2、lnY3却皆是一阶单整的,这表明,这两个估计方程的被解释变量和解释变量间不存在协整关系,因此,前述关于工业废水和工业废气所作的估计是“伪回归”。而对于工业废物估计方程,由于被解释变量lnE3与解释变量lnY、lnY2、lnY3皆是一阶单整的,表明此方程的被解释变量和解释变量间存在协整关系,因此,前述由该估计方程所得出的结论可信。2•变量协整关系的检验。为了进一步验证工业废物估计方程工业废物污染与人均GDP增长变量间的协整关系成立,对此我们又对模型中变量间的协整关系作了检验。对变量间协整关系的检验方法主要有两类:一类是单方程的最小二乘估计法,以E-G两步法为代表;另一类是最大似然估计法。相对而言,最大似然估计检验的势较E-G两步法高。不论采用哪一种方法,都必须在大样本下来进行才行。然而,我们所面临的问题却是样本容量过少,当样本较小时,单位根检验和协整检验将缺乏一定的可信性,因为渐近临界值只有在大样本下才比较精确。Maddalaandkim(1998)甚至认为样本容量应超过100才行。为了克服样本较小的问题,我们采用了类似单位根检验过程,分别采用了基于E-G两步估计法下残差的单位根检验和DW检验,基于最大似然估计法下的hohansen检验等三种不同方法进行协整检验,以弥补因样本容量较小的不足,增加检验的可信性。
E-G两步估计法是指第一步进行协整回归,第二步对协整回归的残差进行平稳性检验,如果残差是平稳的,则说明变量间存在协整关系,否则协整关系不成立,所以,E-G两步估计法下的协整检验实质上就是对残差的单整检验。但由于是对残差进行单位根检验,故它的检验的临界值和一般序列单位根检验的不同,它的临界值更靠左。Engle-Yoo给出了这个检验的临界值,称为EG和AEG检验临界值。由于在第二部分我们已经进行了协整回归,所以可以直接对它的残差进行单位根检验。经计算AEG临界值(无截距、无时间趋势、无滞后)为-4•2763,EG临界值为4•11,这说明残差是平稳的,存在协整关系。另一基于最小二乘估计的协整检验是对残差作DW检验,由Sargan-Bhargava(1983)提出,称为协整DW统计量,记为CRDW。其计算公式和通常用于序列相关检验的DW统计量的计算公式相同,即CRDW=∑Tt=2(^ut-^ut-1)2∑Tt=1u^2t(6)对于工业废物估计方程,经计算CRDW=2•13,临界值为0•89,说明残差是平稳的,故表明上述工业废物污染与人均GDP增长之间的协整关系是成立的。最大似然估计法下的hohansen协整检验是基于VAR来进行的。根据AIC准则,选择滞后期为2。为了说明工业废物是否随人均GDP的增长而趋于减少,在检验时采用数据存在线性趋势,并且协整方程存在截距项和趋势项来进行。无论是1%的显著性水平,还是5%的显著性水平,其统计量的值都大于临界值,故也表明上述工业废物污染与人均GDP增长协整关系成立。综合上述三种检验方法表明,工业固定废物和人均GDP之间确实存在着一个长期稳定的均衡关系。所以,关于工业固体废物的估计方程可信。
三、结论
第9篇
［关键词］新疆；对外贸易；环境污染；VAR模型
［中图分类号］F752.8［文献标识码］A［文章编号］1002-2880(2011)02-0046-03
一、问题的提出
20世纪70
年代以来，贸易与环境的关系研究已成为学术界的一个热点问题，一方面不少人认为发展中国家更多地从事高污染系数行业的生产并出口，而发达国家则更多地通过进口发展中国家的这些产品达到污染跨国转移的目的。另一方面，不少人认为对外贸易为发展中国家提供了采用新技术的动机和机遇，促使其实现清洁或绿色生产，进而提高全球环境质量和地区可持续发展能力。所以用计量经济模型来定量地分析对外贸易与环境污染关系的研究备受关注。
新疆地处我国西北边陲，是古丝绸之路的重要通道和通向中亚、西亚及欧洲的捷径。新疆地缘优势突出，周边与俄罗斯等8个国家接壤。改革开放30多年来，在政府的大力支持下，新疆对外贸易有了迅猛发展，2009年对外贸易总额达138.3万亿美元，平均增长速度为20.8%。与此同时对外贸易结构也发生了明显的改变，从1995年开始出口产品以工业制成品为主，到2005年工业制成品的出口比重突破了90%，进口产品初级产品比重不断上升，2005年以后保持在40%左右。而新疆的环境污染一直有加重的趋势，尤其是工业“三废”的排放量呈现很快的增长势头，工业废气排放量、工业废水排放量及工业固体废弃物排放量的年均增长速度分别为10.1%、2.7%、4.7%。基于这种现状，对新疆对外贸易与环境污染关系的研究就有重要的现实意义。本文利用1985—2009年期间新疆进出口贸易额及3类环境污染指标综合而得到的环境污染指数，采用基于VAR模型的脉冲响应函数和方差分解方法，分析对外贸易对环境污染的长期动态作用，以及进出口贸易在解释环境污染变动时的相对重要性，为实现新疆对外贸易和环境的协调发展提供了理论依据。
二、新疆对外贸易对环境污染影响的实证分析
（一）数据来源及处理说明
在本文的研究过程中，反映对外贸易的出口总额(EX)和进口总额(IM)，以及反映综合环境污染状况的原始数据均源于《新疆50年统计年鉴》和《新疆统计年鉴(2010年)》，时序长度均为1985—2009年。出口贸易(EX)和进口贸易(IM)的原始数据使用美元计算，为了使数据具有可比性，首先用人民币各年对美元的年平均汇率折算成人民币，然后用居民消费者价格指数(1985=100)对其进行平减消除价格的影响。在以往的研究中环境污染常常以单一或几个独立指标来表示，很难反映环境污染的整体水平，本文借鉴杨万平(2008)的方法用最常用的“工业三废”：工业废气、废水、固体废弃物排放量建立了一个综合环境指标-环境污染指数P，使该指数能最大限度代表环境污染整体，综合指数越大，表示环境污染愈严重。考虑为消除数据中可能存在的异方差和更容易得到平稳序列，对各变量进行对数变换，而且并不改变时序数据的特征，因此，本文实际分析时均采用各变量的对数值，分别用LEX、LIM和LP表示。所有数据的整理和计量分析使用Excel2003和Eviews5.0软件(计算结果如表1)。
（二）VAR模型的建立和检验
传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量关系的模型。但是，经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供严密的说明，只能描述变量之间的长期平均计量关系。本文采用向量自回归模型的脉冲响应函数研究出口贸易、进口贸易的变动对环境污染的动态影响，并用方差分解分析进口贸易和出口贸易在环境质量变动过程中的相对贡献度。
向量自回归模型(VAR)采用的是多方程联立的形式，它并不以经济理论为基础，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后项进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。一个VAR(p)模型的数学形式是：
yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt
其中：yt是k维内生变量向量，xt是d维外生变量向量，p是滞后阶数，A1,…,Ap和B是要被估计的系数矩阵。εt是k维扰动向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关及不与等式右边的变量相关。
1.数据的平稳性检验
考虑到多数经济时间序列数据都是非平稳的，如果直接进行计量经济模型分析就可能出现伪回归现象，即变量间本来没有实际经济意义上的联系，却因为存在单纯的趋势相关性导致统计上的高度相关。为了避免此种情况的出现，利用ADF先对原始变量进行检验，之后再进行一阶差分检验检验(如表2)。
由表2可知，所有变量的原始序列在5%的显著水平上都是非平稳的；而所有变量的一阶差分序列在5%的显著水平上都平稳，因此这三个序列都是一阶单整的，可以进行接下来的计量分析。
2.VAR模型的建立和检验
建立VAR模型首先要确定合适的滞后阶数P，一方面要比较完整地反映所构造模型的动态特征；另一方面要保证模型足够的自由度，在本文的研究问题中根据常用的AIC、SC取最小值准则，建立VAR(3)模型(AIC=-5.515，SC=-3.129)。如下：
得到模型后用AR特征根法检验出模型的所有特征根均落于单位圆内，表明上面所估计出的模型是稳定的。而且进行残差的正态性检验、自相关LM检验和异方差检验显示模型的残差服从正态分布，不存在自相关和异方差，我们有足够的理由认为，建立的VAR模型不存在偏差，可以进行下面的分析。由于VAR模型是一种非理论性的模型，每个模型中的单个系数只反映了一个局部的关系，所以一般不分析VAR模型中的系数，而是用与之相关的脉冲响应函数与方差分解来分析具体问题。
3.对外贸易与环境污染的冲击响应分析
为了分析新疆出口贸易、进口贸易变动对环境污染指数当前和未来的动态影响轨迹，采用脉冲响应函数来直观刻画它们之间的动态交互作用及效应。横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：年)；纵轴表示环境污染指数变动(DLP)，实线表示响应函数曲线，代表了环境污染指数对贸易进出口的冲击的反应，两条虚线表示两倍标准差的置信带。
图1反映了环境污染对出口贸易额的一个标准差信息的冲击产生的脉冲响应函数图。当在本期给出口贸易一个正冲击后(即出口贸易额增加)，环境污染指数在第一期存在一个较大幅度的正响应(环境污染指数约增加了2)，然后迅速下降到第2期是一个最大负响应点，随后在前6期内存在较小幅度的正负交替响应，直至趋于0。表明新疆出口贸易额的增加在前期会增加环境污染的强度，随后会稍微改善环境质量，呈现出正负交替的波动效果，但波动幅度较小，持续时间较短。
图2反映了环境污染对进口贸易的一个标准差信息的冲击产生的脉冲响应函数图。在本期给IM一个标准差的冲击后(即进口贸易额增加)，环境污染在极短时间内存在微弱的负响应(环境指数约降低了0.2)，很快变成正响应，可以看到在前5期是呈现一个循环式的波动，而且都是正响应的波动，从第6期冲击效果逐渐趋于0。表明新疆进口贸易额的增加在很短的时间内对环境污染有轻微的缓解作用，但是很快便会加重环境污染，随着时间推移对环境污染的影响呈现出波动效果，但波动幅度减小，持续时间较短。
4.对外贸易与环境污染的方差分解分析
在环境指数波动的过程中，分析是出口贸易的变化还是进口贸易的变化对其影响更大。方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。本文利用方差分解技术分析了新疆对外贸易对环境污染的贡献率。
图3反映把新疆环境污染指数的一个标准方差的变化分解为自身及出口贸易、进口贸易的作用，这些作用大约在滞后5期后趋于稳定。可以看出新疆环境污染指数变动的80%～90%归因于其自身的变动；新疆进出口贸易对环境污染指数的贡献率较小而且稳定，保持在15%～20%之间；进口贸易对环境污染的贡献率有微弱的递增趋势，最高达到5%左右，一直都处于较低的水平。
三、结论
通过对新疆对外贸易与环境污染之间动态关系的实证分析，可以得出以下结论：
1.新疆的出口贸易增加会对环境质量产生波动性的影响，在当期会严重加剧环境污染，此后每期产生正负相间的影响效果，并逐渐减小，直至第六期趋近于零。这与新疆的出口贸易商品多为工业制成品有关，使得资源消耗量及污染物排放量居高不下，同时，随着出口贸易的增加，也就有更多的资金引进和开发新技术，为实现绿色生产打下基础，减轻环境污染。
2.新疆的进口贸易增加同样会对环境质量产生波动且逐渐减弱的影响，但基本上都是加重环境污染，主要是因为新疆进口产品中工业制成品比重不断下降，初级产品比重不断上升，这些产品的消费和加工过程中给新疆造成了环境污染。
3.新疆的出口贸易解释环境污染指数变动起着更大的作用，说明要改善环境质量主要应该从出口贸易下手，根据实际情况，寻找防止新疆成为“污染避难所”的有效途径，比如优化出口贸易结构，引进先进技术，促进产业升级，完善环境法律法规等。
［参考文献］
［1］杨万平，袁晓玲．对外贸易、FDI对环境污染的影响分析［J］．世界经济研究，2008(12)：62-67．
［2］刘林奇．对外贸易与环境问题研究综述［J］．经济师，2008(6)：83-84．
［3］李莉，宋岭．新疆对外贸易与环境保护协调发展思路探析［J］．新疆大学学报，2008(6)：5-10．
［4］张译丹，张凤艳．新疆对外贸易发展研究［J］．农村经济与科技，2009，20(7)：72-81．
［5］麦迪娜·依布拉音．新疆对外贸易发展问题研究［J］．中国物价，2008(5)：62-64．
［6］温怀德，刘渝琳，温怀玉．外商直接投资、对外贸易与环境污染的实证研究［J］．当代经济科学，2008，30(2):88-94．
［7］邓柏盛，宋德勇．我国对外贸易、FDI与环境污染之间关系的研究［J］．国际贸易问题，2008(4):
101-108．
［8］李慕菡，陈建国，张连众．我国国际贸易中污染产品的跨境转移［J］．国际贸易问题，2005(10):102-106．
［9］朱启荣．我国出口贸易与工业污染、环境规制关系的实证分析［J］．世界经济研究，2007(8):47-51．
［10］杨海生，贾佳等．贸易、外商直接投资、经济增长与环境污染［J］．中国人口、资源与环境，2005，15(3)：99-102．
第10篇
【关键词】可持续发展 内生增长 环境污染 资源稀缺
一、引言
一直以来，早期的主流经济学家普遍认为，拥有并充分利用丰富的自然资源是经济发展的优势，并未十分关注资源与环境问题，各国经济增长往往伴随着环境的污染和资源的破坏。近来，这一问题日益突出，全球的资源环境正呈透支之势，全球资源供给能力的减少，连同资源需求的增长在加速进行，于是环境与可持续发展问题引起了人们的重视。著名经济学家托达罗甚至在其1994年的发展经济学教科书中指出，“在过去的40年中，经济学家们已经日益认识到环境问题对发展努力成功的重要性……在环境上获得可持续增长与我们对经济发展的定义成为同一语了。”
根据世界环境和发展委员会1987年发表的《我们共同的未来》中的定义,可持续发展就是指既能满足当代人的需要又不对后代人满足自身需要的能力构成危害的发展。可持续发展要求既达到发展经济的目的，又保护好人类赖以生存的大气、淡水、海洋、土地和森林等自然资源和环境，使子孙后代能够永续发展和安居乐业。Solow。等人指出，可持续发展并非意味着要把各种资源存量保持在初始状况。例如，如果美国没有用耕地代替森林，美国可能现在还是一片原始森林，不可能有今天这么发达和富裕。由此看来，可持续发展意味着用一种资源合理代替另一种资源,比如用肥沃的耕地来代替原始森林。因此，可持续发展依然需要权衡各种资源，这一问题可以放在增长理论框架下分析。
二、分析可持续发展的内生增长理论框架
Ramsay（1928）模型提供了现代增长经济学的基本方法，其跨期效用最大化就是要权衡当代人和后代人之间的利益，如果引入资源耗竭约束和环境污染约束，该模型就是分析可持续发展问题一个不错的框架。事实上，利用增长理论框架分析可持续发展并不是一个新课题。早在20世纪70年代，当梅多斯等人提出轰动一时的增长的极限论时，著名环境经济学家Dasgupta and Heal(1974)就运用新古典增长理论分析了不可再生资源的最优开采路径，并得出了较为乐观的结论。20世纪80年代中期以来，以Romer(1986)知识外溢模型和Lucas(1988)人力资本外部性模型为代表，经济学家们开始放松新古典增长理论的一个关键性假定――资本边际报酬递减，有的对新古典增长模型框架进行了修正和发展，有的则完全放弃了新古典模型的基本假定，构建了以技术进步内生化为特征的新经济增长理论，也被称为内生增长理论。90年代以后，通过引入技术创新，新增长理论奠定了技术进步的微观基础，从而进一步完善了通过分析技术进步抵消资本边际收益递减倾向对经济持续增长问题的解释。
20世纪末，资源稀缺和环境退化问题日益严重，引起了人们对可持续发展问题的关注。传统的新古典增长理论分析可持续发展问题时显得苍白无力，而新兴的内生增长理论却在日臻成熟，它给人们分析可持续发展问题带来了一种新思路，于是人们的思想便转移到了用内生增长理论分析可持续发展问题上。在内生增长理论框架下分析可持续发展问题，就是在人与环境自然和谐共处的目标前提下，在考虑了环境污染和资源稀缺后，研究可持续发展能否维持和如何维持，解决稀缺资源在各种用途之间的配置。这方面的研究已经取得了一些进展，并构建了“内生型经济增长模型”框架。这些研究一般都将环境资源作为一种资本引入生产函数，在对均衡经济增长路径求解的基础上扩展模型，并据以得出相应的经济含义。
Aghion和Howitt(1998)结合关于可持续发展与经济增长问题的相关研究，阐述了在内生增长理论框架下讨论可持续发展的思路。他们首先引入了环境质量指标变量E（E小于0），并将E看作一种会因环境污染而耗竭、但又具有再生产能力的资本品，于是人们的福利便取决于消费和总的环境质量指标，进而取决于环境污染和资源可再生性，相应地瞬时效用函数为u(c,E)。以P表示污染流，它是产出水平Y和污染强度Z的增函数，即P(Y,z)。以θ表示最大的可再生速度，显然θ大于0。因此，环境质量跨期动态微分方程为：
E=-P(Y,z)-θE（1）
假设环境质量具有一个上限值和一个下限值，因此对于所有时间t，最优增长路径必须满足约束条件：
Emin≤E(t)≤0（2）
此外，除了资源的可再生速度，不可再生资源的存量S也会影响可持续发展，S不能为负值，且其变化率是资源开采流量R的负数。这时，影响产出的因素除了资本K和中间产品生产力B，还包括资源开采流量R和污染强度z，即总产出函数为
Y=F(K,B,Rz)
这一产出函数可以采取多种具体函数形式。现在，寻找考虑了环境资源因素的最优增长路径，就是在一系列约束条件下求解目标函数
（3）
这些约束条件包括有形资本、智力资本、环境质量和自然资源的初始条件，决定这些状态变量变化率的运动法则，K、B、S的非负约束，以及前面谈到的约束条件（2）。不难得到这一最大化问题的汉密尔顿函数：
（4）
这里，控制变量是消费、研究、污染强度和资源开采。这个汉密尔顿函数和以往传统增长方程没有太大不同，惟一的区别在于这里是一个“绿色的”国民生产净值，考虑到了环境特点、环境损耗和自然资源存量。因此，最优增长路径就是，通过对与环境、污染和自然资源开采有关的成本与收益赋予价格，来在当代人福利与未来人福利之间进行平衡。这样，增长能否持续的问题，就转化成了是否存在国民生产净值最优增长路径的问题。
三、环境污染、资源稀缺与可持续发展
在内生增长理论框架下分析可持续发展，一般是从环境污染和资源稀缺两个方面展开的。近来，将内生增长
模型和环境问题结合起来所做的研究不少，多是在内生增长框架下探讨包含污染积累及其负效用的短期和长期含义。Stokey (1998)率先进行了关于环境污染与可持续经济增长的研究，构建了在内生增长理论下分析可持续发展问题的一个基本框架。她引入了污染强度Z，作为代表性消费者的控制变量之一，利用内生增长的简单AK模型来分析了环境污染与可持续发展的关系，并在长期增长将停滞、跨期替代弹性小于1的情况下，得出了倒U型的环境Kuznets曲线。Aghion and Howitt (1998) 对Stokey的AK模型的假设稍作改动，正如前面所述，他们给环境质量设定了一个下限值,低于该下限值环境质量将不可逆和累积恶化，并具有非常高的成本。在这一假设下,如果资本无限制地增长，污染强度Z在长期内会渐渐趋近于零，这时消费的增长率将下降到小于零。这就是说，不断提高清洁技术来避免环境灾难的成本，会使得资本的社会边际产出减少到能够维持增长的值之下，因此增长在长期内是不可持续的。但是,如果换一种生产函数，即像熊彼特模型那样区分有形资本和智力资本,则可以得到相反的结论。智力资本即知识生产，是由清洁技术生产的，污染并不能使其社会边际产出减少，如果这种更“绿色”的智力资本的积累速度，快于有形资本的积累速度，这样它就能抵消由于降低污染强度带来的社会资本边际产出的减少,于是可持续发展便得到了保证。沿袭这种思路，Grimaud（1999）在分散经济的熊彼特模型中考察了污染排放许可对平衡增长路径的影响。此外，Withagen和Vellinga（2001）通过三个与环境问题有关的内生增长模型，发现环境污染、自然资源稀缺等新元素会影响长期增长率。后来，Grimaud又进一步细化Stokey和Aghion的基本模型，还用“创造性破坏”的概念分析了平衡增长路径上的不可再生资源的最优开采速度(Grimaud and Rouge 2003)。
内生增长理论因受到生态问题的驱动，主要是关注环境污染问题，多数文献都忽视了自然资源对增长的贡献或创新在克服资源稀缺中所起到的作用。虽然有些经济学家们也在研究资源稀缺问题，但他们主要是在假定外生技术进步的新古典框架下进行的。事实上，除了污染问题外，资源稀缺作为可持续发展问题的另一个方面，也同样可以用内生增长理论框架来分析。早在19世纪70年代，环境经济学家Dasgupta and Heal(1974)、Stiglitz（1974）就曾将自然资源作为一种生产投入讨论了自然资源稀缺问题，然而他们的讨论运用的是新古典外生模型而不是内生技术变迁，得出的是增长可持续的乐观结论。内生型创新在缓和资源稀缺方面具有重要的作用，但直到20世纪90年代中期，关于内生型创新与资源稀缺关系的研究才刚刚起步。近来，一些非经济学领域的调查已经提出了创新与资源可获得性之间可能存在的关系。例如，Homer-Dixon（1995）认为，经济发展过程中产生的创新与资源稀缺存在一种双方面的关系，一方面创新能够缓解资源稀缺，另一方面资源稀缺可能会限制创新能力，特别是在一些低收入国家。同时，经济学领域关于创新在经济增长中的作用的近期讨论，更是加强了这些关于长期经济增长潜在因素的跨国跨地区调查的经验结论。这些经验研究从穷国缺乏能够促进增长的稳定经济政策和制度的角度，解释了为什么穷国没能赶上富国的问题。然而，Barbier认为，穷国的制度和政策失败虽然很关键但还不足以说明这个问题，传统分析忽略了一个同样重要的方面，那就是穷国对自然资源禀赋的结构性依赖，它是穷国增长的一个重要桎梏。穷国为了设法解决资源稀缺问题，可能会选择一条本质上“不可持续”的长期增长路径，而不是能确保“可持续”的长期增长路径。后来，他接着分析了资源稀缺对创新供给的这种约束，认为在一些关键假设下内生增长可以克服资源稀缺问题（Barbier 1999）。
四、结束语
可持续发展和经济增长的关系一直是经济学探讨的一个主题，关于经济增长与可持续性不能共存的争论很多。这些讨论表明，当不考虑环境问题时，人口增长率和外生技术进步率决定着长期经济增长率。但如果引入环境问题，如环境污染，它们似乎对增长率没有什么影响，只产生水平效应。因此，从长期来看，稳定状态水平会低于没有引入环境因素的初始水平。显然，如果再考虑资源耗竭问题，增长率就可能又会发生变化。因此，创新不过是可持续的经济增长的一个必要而非充分条件，将环境污染问题和资源稀缺性质引入最优增长理论才能更好地对经济增长问题做出解释。本文给出了在内生增长理论框架下分析可持续发展问题的基本框架，但关于什么样的政策才能真正实现最优的可持续增长路径还有待进一步的分析。这些政策的具体制定和实施还涉及到制度体系问题，构建和实施适应可持续发展要求的新制度还是一个值得探讨的深远话题。
【参考文献】
[1] Aghion , Philippe and Peter Howitt , 1998 , Endogenous Growth Theory , MIT Press.
[2] Dasgupta , Partha and Geoffery Heal , 1974 ,"The Optimal Depletion of Exhaustible Resources ,"Review of Economic Studies , 41，3-28
[3] Edward B. Barbier，1999，"Endogenous Growth and Natural Resource Scarcity，"Environmental and Resource Economics; Jul 1999，14，1，51-74
[4] Grimaud , Andre , 1999 ,"Pollution Permits and Sustainable Growth in a Schumpeterian Model ,"Journal of Environmental Economics and Management , 38(3) , 249-266
[6] 世界环境与发展委员会：《我们共同的未来》,世界知识出版社，1989年。
第11篇
1 复合污染指数的构建
1.1 指数构建方法
所谓复合污染是指多种污染物对同一介质(土壤、水、大气、生物)的同时污染。实际中的环境污染多属此类污染。复合污染问题的典型反映是污染物在城市之间相互输送，造成各城市污染相互关联及多种高浓度污染物在时空上的叠加，导致污染物在生成、输送、转化过程中产生耦合作用，对人体健康和生态系统造成协同性负面影响。
由于复合污染中污染物之间的相互作用及影响机理非常复杂，很难完善地构建出一个复合污染指数，来准确地反映各种污染物相互影响之后的污染程度。本文尝试构建一个复合污染指数，旨在引入复合污染的思想，使研究中对环境污染的考察更全面、更准确。在复合污染指数的构建过程中，首先确定主要污染物的种类，然后运用客观赋权法熵值法对各种污染物赋权，最后对不同介质中容易引发复合污染的主要污染物的权重系数进行调整，以体现复合污染对环境污染程度的加重。
1.1.1 主要污染物种类
我国大气中主要的污染物有二氧化硫、烟尘和粉尘，选取上述主要污染物及工业废气排放量作为对大气污染程度的衡量；在水体的污染中，化学需氧量(COD)是对水体中各种污染的综合反映，选取化学需氧量和工业废水排放量作为对水体污染的衡量；土壤污染中，各地污染物的种类存在差异，本文以工业固体废弃物产生量作为对土壤污染程度的衡量。
复合污染综合指数构建的方法是将上述七种主要污染物的污染程度按一定的权重加总。复合污染综合指数的公式如下：
上述七种污染物的顺序分别是废水、废物、废气、二氧化硫、烟尘、粉尘和化学需氧量(COD)。
1.1.3 权重系数调整
介质中容易引发复合污染的污染物的存在，会使污染的程度进一步加剧，因此在复合污染指数的构建中，需要对容易发生复合污染的污染物权重进行调整。由于复合污染发生的机理复杂，无法精确地计算出污染物权重调整的系数。为体现考虑复合污染的思想，本文将每种介质中容易发生复合污染的典型污染物的权重系数乘以1.5，其他污染物权重系数不变。现阶段我国大气中的烟尘容易引发复合污染，水体中化学需氧量(COD)是对单一污染及复合污染结果的一个综合体现。土壤污染中，本文只考察工业固体废弃物排放量这一指标。所以在权重系数调整过程中，将工业烟尘排放量、化学需氧量(COD)和工业固体废弃物排放量三个指标的原有权重系数乘以1.5，以此来反映复合污染对环境污染总体状况的影响。权重系数调整之后，复合污染指数的表达式如下：
1.2 各省复合污染指数计算结果
将各省的污染物数据进行极值标准化处理，然后乘以每种污染的权重计算得出各省复合污染指数。计算结果如表1所示。
建模的思想是，减少坏的产出是要付出成本的，换言之，减少坏的产出就要放弃一些好的产出。根据文献[8]，生产可能性集和P(x)满足如下条件：
(1)闭集和凸集；
(2)联合弱可处置性：如果(y，b)∈P(x)且0≤θ≤1，那么(θy，θb)∈P(x)；
(3)如果(y，b)∈P(x)且b=0，那么y=0；
环境生产函数的一个缺点是它只是要尽量使好的产出最大化，而没有考虑到对坏的产出的减少。为了能使一个函数既能表征污染的减少，也能表征好的产出的扩大，我们引进方向性产出距离函数。方向性环境距离函数值测度了在给定方向、投入和环境技术结构下，“好”产品扩大和“坏”产品缩减的可能性大小。这与传统的产出距离函数的含义不同。
模仿标准距离函数的技术效率的度量方法，方向性距离函数的效率度量也可以定义为一个在0与1之间的指数。环境技术效率为“好”产品的实际产出量与环境技术结构下的前沿产出量的比率。方向性环境技术效率(ETE)定义如下：
我们用它来评价各行业增长与环境协调性，环境技术效率越大，说明离环境生产前沿越近，相应的行业增长与环境就越协调。这与我国当前倡导经济发展“又好又快”的理念一致。“快”是指经济增长速度高，“好”指的是污染少。
3 各省环境技术效率的测算
3.1 变量与数据
在运用方向性距离函数进行效率评价时，投入和产出变量的选取是非常关键的。本文旨在研究考虑复合污染情况下的环境技术效率，所以对污染产出指标给予极大重视。本文在上一部分中构建的复合污染指数作为环境效率评价模型中的&ld quo;坏的”产出指标，各地区的GDP综合反映了该地区取得的经济成果，因此将其作为“好的”产出指标。在投入指标的选取上，目前的学者多从资本、劳动力和能源投入三个方面选取。
本文的研究覆盖我国除西藏自治区、台湾省、香港和澳门特别行政区以外的所有地区，为保持数据统计口径的一致，把重庆市的数据归入四川省，总共29个省、直辖市、自治区(以下全部称为省)。采用年度面板数据，样本区间为2003-2009年。生产过程中需要要素投入，同时会有“好的产出”和“坏的产出”。需要投入的三种要素为资本存量、劳动力和能源。“好的产出”为GDP，“坏的产出”为环境复合污染程度，用复合污染指数来衡量。
3.2 各省环境效率实证结果
利用资源投入、产出和污染排放数据，采用非线性规划技术，计算每年各地区的环境技术效率。利用各地区2003-2009年要素投入、产出和环境污染数据，应用lingo软件对非线性规划模型进行求解，计算得到方向性距离函数的值，进而得到方向性环境技术效率(ETE)的结果。表3所示为各省2003年-2009年间的环境技术效率得分。
从上述结果可以看出，我国各省环境技术效率值在0.48至1之间。定义[0.9，1]的区间为高效区，[0.7，0.9)的区间为中效区，0.7以下为低效区。2003年-2009年期间，平均水平位于高效区的有：广东、上海、江苏、山西、广西、天津、内蒙古和辽宁；位于中效区的有：福建、湖南、河南、北京、黑龙江、湖北、山东、浙江、河北、吉林、甘肃和安徽。位于低效区的有：江西、四川、海南、陕西、新疆、云南、贵州、青海和宁夏。七年间始终处于高效区的有广东、上海、江苏、山西、广西和天津六省市；效率有上升趋势的省市有北京和宁夏；大部分省市的效率有下降的趋势。在不同年份上，最佳环境技术效率的省份分布相对比较稳定。
4 结论与政策建议
在环境问题，特别是复合污染的效应愈加显著的当前状况下，建立合理指标对复合污染程度进行量化测度，并在此基础上分析各个省份的环境技术效率是制定相关政策、完成节能减排任务的重要依据。本文利用方向性距离函数，对我国29个省区市2003-2009年复合污染状况、区域环境技术效率进行了实证研究，得出以下结果：
(1)从横向上来看，各省市间环境技术效率值有较大差异。经济发达地区如上海、江苏、广州等地的环境技术效率较高，云南、贵州、青海和宁夏等经济欠发达省份的环境技术效率较低。总体上来说，我国的环境技术效率表现出区域不平衡的特征，东部省份最高，中部次之，西部最为落后。省份间的环境技术效率差异说明，很多省份的节能潜力巨大。
(2)从时间上来看，绝大多数省份的环境技术效率值成下降趋势，但是下降的幅度不是很大。环境技术效率的恶化很大程度上可能源于我国“十一五”中后期经济发展模式的逆转，钢铁、水泥、电解铝、煤炭等行业发展过快，重新转向低质量、低效益、低就业、高能耗和污染高排放的增长模式，2005年重工业占工业总产值的比重高达69%，显现出过度工业化的特征。
(3)从直观上可以看出，环境技术效率的变动与环境污染程度之间存在反向关系，环境技术效率的水平对环境污染程度大小的影响较大。减少环境污染的程度，就要提高环境技术效率。
(4)与其他相似研究相比：很多学者对我国省际间的能源效率进行了研究，代表性的有胡鞍钢等[10]，袁晓玲等[11]。他们的研究表明，全要素能源效率经稳步提高后，自2002以来出现了下降趋势。这种总体趋势和本文得出的结论是一致的。但是在个别省份的效率值及排名上出现了差异，主要原因有两点：一是现有的大部分研究在考察效率时，没有考虑尽量减少“坏的产出”即污染物的排放，而本文采用的方向性距离函数，强调了好的产出的增加和坏的产出的减少；二是本文对环境污染的考察考虑了复合污染的效应，而其他研究多是以二氧化硫等一种污染物的排放量表示环境污染的程度。从以上两个方面可以看出，本文的研究更全面，对效率考察的理念更能体现“又好又快”的思想。
第12篇
关键词：社会经济发展；环境污染；环境库兹涅茨曲线
作者简介：罗洎（1977-），四川理工学院经济与管理学院讲师，经济学博士，主要研究方向：环境与灾害经济、经济与金融计量分析。
中图分类号：F127 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.07.03 文章编号：1672-3309（2013）07-06-03
历史发展经验表明，经济发展与客观环境存在相互制约又相互促进的关系。一方面，经济发展必然会产生大规模的经济活动和大量消耗物资能源，由此会导致环境污染和破坏生态环境，随之环境恶化又会反过来影响经济发展的速度和质量。另一方面，经济发展会促进科技进步和社会环保意识的提高，进而有利于改善环境。近年我国一直提倡发展绿色GDP，建设“资源节约型和环境友好型”的两型社会，可见经济发展过程中的经济增长与环境污染关系是值得人们关注的探究议题。
环境库兹涅茨曲线模型是对经济发展过程中环境污染水平进行定量分析的重要工具，它是由美国环境经济学家Grossman 和Krueger等人于20世纪90年代初根据经验数据研究而提出的。该理论假定，环境污染水平会随着社会经济发展和国民收入增加而提高，当经济发展达到一定程度后，随着国民收入增加，环境污染水平会下降。如果在二维坐标系中，横轴表示经济增长指标，纵轴表示环境污染指标，那么经济增长与环境污染水平之间的关系曲线呈“倒U”形，即环境库兹涅茨曲线。然而国内外许多学者的研究结果表明并不是任何国家或地区的环境库兹涅茨曲线都呈“倒U”形，由于不同国家和地区社会经济发展状况的差异也会导致其环境库兹涅茨曲线存在一定的差异性，还可能存在U、N、W、水平、上升或下降等形状特征。四川省作为西部大开发战略的受益者，在经济发展方面取得巨大成功的同时也加剧了环境污染问题，经济增长与环境质量关系备受社会关注，但目前对两者关系的实证研究甚少，因此本文将基于相关理论通过计量分析软件进一步阐述探究它们之间的关系及其环境库兹涅茨曲线特征，同时结合研究结论提出一些宏观政策建议。
一、四川省社会经济发展与环境污染状况
自国家实施西部大开发战略以来，四川省社会经济发展迅速，从1999年到2011年，名义GDP增长5.76倍，年均增加36.63%，1999年人均GDP仅为4540元，到2011年已上升至26133元，年均增加36.5%。三次产业结构不断调整优化，三种产业产值比由1999年的25.4：41.9：32.7调整为2011年的14.1：52.5：33.4。依据钱纳里的工业化阶段划分理论，从城镇化水平、人均GDP、三次产业产值比、工业增加值占GDP比重等方面来综合判断，可以看出四川省产业结构调整取得较大成功，已经步入工业化中级阶段，但目前第三产业比重偏低，仍低于全国平均水平。工业化中级阶段主要依赖于制造业尤其是重型工业的高速增长。目前，四川省已形成矿产金属开采洗选加工制造业、食品加工制造业、化学原料及制品制造业、纺织业、造纸及纸制品业等几大支柱产业的工业体系。2011年四川省共有工业企业单位13706个，其中重工业就有8942个，总产值为15613.92亿元，占工业总产值的67.45%。
产业结构重型化也导致了严重的环境污染问题。在西部大开发战略发展前期，四川省工业废水排放量上升趋势明显，直到2005年达到122590万吨的排放量最高峰后才得到有效遏制。2011年工业废水排放量虽然比2010年下降了0.9%，但仍有80428.6万吨。从1999-2011年四川省环境统计数据来看，工业废气排放量和工业固体废物产生量随着经济发展而逐年增长，工业废气排放量由1999年的4671亿标立方米上升至2011年的23171.85亿标立方米，增长了4.96倍，比2010年增加了14.7%；工业固体废物产生量由1999年的4396万吨上升至2011年的12684.47万吨，增长了2.89倍。在工业化加速发展进程中，环境污染物排放是不可避免的，但只有对环境污染问题加以重视，加大对防污治污的投资力度，走环境友好型的工业化发展道路，才能实现社会经济的可持续发展。
二、四川省社会经济发展与环境污染关系的定量分析
（一）研究指标选择
为了探析四川省社会经济发展与环境污染水平之间的相互关系，本文选取四川省人均国内生产总值（人均GDP）作为社会经济发展指标（X），工业废水排放量（Y1）、工业废气排放量（Y2）、工业固体废物产生量（Y3）和工业固体废物排放量（Y4）作为表达四川省环境污染状况的指标。其中人均GDP的数据来源于《四川省统计年鉴2012》，2000-2002年、2011年的环境污染数据来源于《中国统计年鉴（2001-2003）》和《2011年四川省环境统计公报》，1999、2003-2010年的环境污染数据来源于国家统计局官方网上公布的环保统计专题数据。
（二）四川省社会经济发展与环境污染的关系曲线模型
根据环境库兹涅茨曲线理论，以四川省人均GDP人均（X）为自变量，环境污染指标（Y）为因变量，利用EVIEWS5.0软件建立1999-2011年四川省的环境经济计量模型。一般形式的环境库兹涅茨曲线方程表达式为：，式中y为环境污染指标，x为经济增长指标，模型参数，ε为随机误差项。但对上述变量分别进行二次和三次曲线方程拟合，结果表明三次曲线方程拟合效果更佳，所以在上述方程中加入一个三次项：，式中β3为三次项系数，其他参数含义不变。由表1可知，在1%显著性水平下，各曲线方程均通过R2、F值检验，说明曲线模型拟合效果很好。
图1-4分别是1999-2011年四川省人均GDP与工业废水排放量、工业废气排放量、工业固体废物产生量和工业固体废物排放量关系的环境库兹涅茨曲线图。由图1可知，工业废水排放量的环境库兹涅茨曲线与理论上的环境库兹涅茨曲线一样成“倒U”形，其中2005年是转折点，此前的工业废水排放量与人均GDP成正相关，随着经济增长而增加，此后则与人均GDP成负相关，随着经济增长而下降。造成这种曲线特征的主要原因在于西部大开发前期四川省过分追求工业发展而忽视了环境环保，走先污染后治理的经济发展道路。2003-2005年四川省加大了环境保护的治理投资力度，各年环境污染治理投资总额分别占当年GDP的1.09%、1.17%、1.06%，同时工业废水排放达标率的显著提高也促使了排放量的明显下降。由图2和图3可知，工业废气排放量和工业固体废物产生量的环境库兹涅茨曲线并没有出现先上升后下降的“倒U”形变化轨迹，反而是随着经济增长略有波动，这说明四川省曾一度在工业废气排放和固体废物产生方面加大投资治理力度，措施较为得当有效，但就所研究年份来看两者仍呈明显的上升趋势。随着环保生产科技发展，2011年四川省工业固体废物综合利用率已提高至57.5%，工业固体废物的贮存量和处置量也明显增加，因此，从图4可以看出工业固体废物排放量随着经济增长呈现明显的下降趋势。
三、结论与建议
综合上述可知，在四川省社会经济发展进程中，只有工业废水排放量的环境库兹涅茨曲线呈“倒U”形特征，四川省经济增长与工业废水排放量和工业固体废物排放量成显著的负相关，与工业废气排放量和工业固体废物产生量成显著的正相关。西部生态环境较为脆弱，所以要实现社会经济的可持续发展，四川省应该从宏观上采取以下措施来促进经济增长与环境关系的协调发展：
第一，转变经济增长方式，继续调整优化产业结构和区域布局。不能延续过去“高消耗、高增长、高污染”的社会经济发展路径，摒弃“先污染后治理”的发展思想，把社会经济发展方式由粗放型转变为集约型，走环境友好型的社会经济发展道路。逐步淘汰和取缔高耗能、高污染、工艺落后的企业，对污染源企业进行规划选址布局，重点发挥区域优势逐步建立以旅游服务业和知识技术密集型企业为主导的产业体系。
第二，发挥市场机制对环境污染治理的调节作用，推动环保科技发展，走新型工业化道路。把排污权交易及收费制度引入到环保工作来，强化排污申报和征费工作，坚持“污染者付费、利用者补偿、开发者保护和破坏者恢复”的原则，让社会经济主体成为环保投资的主体。先进的生产技术不但可以降低污染物的排放量，还可以提高废弃物的综合利用率，所以应继续加大对环保人才的培养和技术设备的开发研究，走循环经济工业化发展道路。（下转第46页）
第三，加大对环境污染治理的投资力度，进一步完善环保监管体系，加强环境监管和执法力度。根据发达国家经验，在经济快速发展时期，环保投资要占到 GDP 的1%-1.5%，才能有效控制环境污染，达到3%才能使环境质量得到明显改善。虽然近年四川省环境污染治理投资总额增加明显，但环保投资占GDP的比重都在1%以下，且呈下降趋势。政府是环保监管的主体，但也要发挥社会公众与舆论的监督作用。应加强对矿产金属、化工纺织、造纸印染等重点污染行业企业的排污监管，监管要做到公开透明、严格高效，防止出现监管真空。
参考文献：
[1] 沈满红、许云华.一种新型的环境库兹涅茨曲线： 浙江省工业化进程中经济增长与环境变迁的关系研究[J].浙江社会科学，2000，（04）：53-57.
[2] 吴开亚、陈晓剑.安徽省经济增长与环境污染水平的关系研究[J].重庆环境科学，2003，（06）：9-11.
[3] 陈华文、刘康兵.经济增长与环境质量：关于环境库兹涅茨曲线的经验分析[J]. 复旦学报（社会科学版），2004，（02）：87-94.
第13篇
关键词：环境监测；环境污染；应用
环境监测是环境保护的基础性工作，是环境科学研究的重要手段之一。随着新环保法的实施和环境保护工作的不断深入，加之政府和公众对环保的要求越来越高，环境监测任务的数量和难度都不断增加。目前我国的环境监测系统由中国环境监测总站、省环境监测中心（一级站）、省辖市环境监测中心站（二级站）和县（区）级环境监测站（三级站）组成。基层站承担着辖区内的环境质量监测、污染源监督性监测、应急监测、执法监测、减排监测、重大环境专项调查与监测及其他环境管理服务的各项临时性监测任务等，其作用不言而喻。为适应新形势、新任务的需要，有必要对基层环境监测站的工作现状进行思考和探讨。随着2013年6月18日，最高人民法院、最高人民检察院联合了《关于办理环境污染刑事案件适用法律若干问题的解释》（法释〔2013〕15号），降低了污染环境犯罪的入罪门槛，进一步细化了对污染环境犯罪实施刑罚惩处的有关规定，为从严打击环境污染犯罪提供了法理依据。经过两年多的工作实践，极大地震慑了环境污染犯罪分子。但在执行过程中，由于环境监测数据证据资料的不完整、不规范等原因，造成基层环保部门在处理环境污染犯罪案件时撤诉和败诉的事件屡屡发生。笔者作为一名基层环保工作者，也曾参与和了解到一些环境污染犯罪案件的情况，在基层每年约二十起的 “十五小（土）”企业环境污染犯罪案件只能立案一二起，造成基层环保部门在环境污染犯罪执法成效上不显著。现结合基层实际，对环境监测数据在环境污染犯罪案件应用中存在的问题进行探讨。
一、存在的问题
现如今，我国的环境污染日益严重，环境问题成为了社会各界普遍关注的问题，根据可持续发展的要求，环境保护问题变得尤为重要，而进行环境保护工作的首要任务就是要进行环境监测。环境监测是环境保护工作的重要组成部分，能够为环境保护工作的开展提供可靠的依据，加强环境监测与环境保护工作之间的联系，对建设环境友好型社会有着重要的意义，所以我们必须要做好环境监测工作，环境监测数据作为惩处环境污染犯罪的重要证据，在办理环境污染案件中发挥着重要作用。但由于基层环境监测部门涉及人员素质、监测设备配置、管理能力、实验室环境条件，以及与公安部门协作不力等因素，造成了所提供的环境监测数据存在不完整、不规范和不准确等情况，导致有一些环境污染犯罪案件撤案或败诉，给环保工作造成了不良的影响。结合基层工作实际，笔者认为主要有三个方面的原因：
（一）环保、公安部门业务对接不够。环保部门和公安部门对案件的侦办要求不同，没有及时进行业务融合与关系协调，对现场样品的采集、运输、保存、分析及处置没有详细的规定，是否需要提供环境监测关键过程的影像资料，造成所提交的监测证据资料不完整。
（二）监测分析原始记录表格不统一。环保部门省、市、县所用监测分析原始记录、报告等表格不统一，造成填写不规范，形式不符合要求，监测数据认定困难，难以作为有效证据使用。
（三）监测分析质量管理措施不够。基层环境监测站自身技术力量薄弱，配置资金匮乏，再加上管理能力不足，出现监测数据质控措施不够，造成数据缺乏准确性和权威性。
二、意见与建议
（一）建立健全环保、公安联合办理环境污染违法案件工作机制。公安、环保部门进行办案机制的融合，联合出台办案流程、所提供资料清单及有关技术要求，对样品的采集、运输、分析和处置是否提供录像资料，分析数据报告的结论作出明确的规定等。
（二）统一规范监测分析原始记录表格。环保系统所使用的监测分析原始记录表格要进行统一，及时进行更新，并加强对技术人员的培训，避免认定中出现形式上的错误。
（三）加强环境污染事件监测的质量管理力度。基层环境监测机构要抽调本单位的业务技术骨干，成立环境污染事件监测审核领导小组，专门负责对环境污染犯罪案件中h境监测数据进行全面的审核，从采样、运输、保存、分析到质控和报告，进行全面客观公正的审核，最终做出全面、准确的结论。
三、结语
总而言之，存在于环境中的重污染所带来的危害是非常巨大的，而且可以在水体、生物中累积，严重威胁人们的身体健康，而且其对于环境污染的不可逆转性也严重威胁着我们的生活质量。对此，相关部门应该加强对于环境污染的监测工作，对研究理论和监测技术等进行创新，逐步形成一套可靠的监测体系，及时了解环境中的污染元素含量，为环境污染的防治工作提供参考。在基层环境监测工作中引入综合效益评审的理念和手段，提高基层环境监测中心（站）的经济效益、社会效益和市场竞争力的有效途径。
参考文献：
[1]唐萍.环境监测技术应用探究[J].环球人文地理，2016（18）.
[2]陈芳.浅析环境监测[J].自然科学：文摘版， 2016（2）：00154-00154。
[3]胡爽.浅谈环境监测分析技术[J].农业开发与装备，2016（5）：92-92.
第14篇
【关键词】农村 环境污染 治理 思考
0引言
相关研究表明，我国环境污染问题已经达到非常严重的地步，如果不能采取有效的措施进行有效的环境治理，其带来的环境后果将是非常严重的。其中，农村作为我国发展的资源之本，其环境的优劣在对于能否在国内实现可持续发展有着关键性的作用，要想真正建设实现环境友好型社会，治理农村环境污染是之根本所在。
1现阶段国内农村环境的污染治理
1.1农村环境污染治理的主体
在调查中我们发现，现阶段农村环境污染方面可以分为两类：第一类是点污染源污染，第二类是面污染源污染。从污染源的查找以及环境污染的治理过程来看，点污染源所引起的环境污染问题相对比较容易解决的，对于点污染源带来的农村环境污染，我们依然可以采用“谁污染、谁治理”的农村环境治理理念。但是对于面污染带来的环境污染问题其真正地污染是非常难于治理的，其包含的种类也是非常多的，常常包含有：农村生活产生的垃圾污染、生活产生的污水污染以及在进行农业生产过程中带来的非常严重的生产污染等。这些污染源的分布是非常广泛的，往往具有“由点连成线、有线连成面”的污染趋势，其带来的农村环境污染往往的非常严重，并且具有很大的持续性。其中农业生产过程中所使用的农药以及相关的化学制剂带来的农村环境污染往往带有非常大的危害性。当然，在农业生产过程中对于使用农药以及相关的化学制剂是不可避免的，但是在使用的过程中我们应当注意对于使用过程中剂量以及使用方法的选择。
1.2现阶段国内农村环境污染采用的治理方式
众所周知，对于农村环境带来污染的主要因素有两个，其一是农民日常生活带来的生活垃圾污染，这里所述的生活垃圾包含：气体污染物、水体污染物以及相关的固体污染物。其二是农业生产带来的污染，农业生产带来的污染主要指农药、化肥的大量使用带来的环境污染。由于农村污染具有上述两种污染源的形式，这就导致农村环境污染在具体的治理过程中不适合采用我们传统采用的“末端环境污染治理”模式，因为常用的“末端环境治理”主要是针对城市之中一些大中型厂房带来的环境污染。如果我们在农村环境污染治理过程中采用“末端环境污染治理”模式，这查找发现环境污染源是非常困难的。况且这类末端治理技术的采用对农村面源污染也是难以奏效的。因此，为了更好的建立农村环境污染治理的途径，我们可以从以下几个方面进行相关的工作。现分述如下：
1.2.1国家应当逐步完善国内环境污染治理方面的法律法规，例如：国家的相关立法单位应当对现阶段的环境保护法进行定期的审核和修改，因为随着我国经济环境的不断变化，其给环境污染治理带来的相关标准和技术要求等都在发生着不断的变化，所以相关环境保护立法单位实现对于环境保护法律法规的动态管理是非常重要的。同时这个过程中也应当对于相关法律条文的可行性进行科学的研究，防止法律法规成为一纸空文。
1.2.2在农村内部应当逐步完善环境保护机制，对于现阶段农村实际的环境保护措施以及相关自然资源的利用情况进行动态的跟进，最后对于现阶段农村环境污染的程度进行合理的计算，最后确定出合理的环境污染治理体制。
1.2.3要优化农业技术推广体系，要讲究社会效益，摒弃经济效益为主的做法，以国家为主，用市场价格调节为重要手段，大力推行生态化的现代农业技术替代传统农业技术，执行最严格的环境污染控制标准，合理设定使用量标准，坚决降低化肥、农药的总耗用量。
1.3现阶段我国农村污染治理的重点方面
在调查中我们发现，现阶段引起国内农村环境污染的因素的是非常多的，但是对于不同的农村地区，影响其内部环境污染的因素也不尽相同。这就需要相关的环境保护工作技术人员，对于不同的地区农村环境污染的具体原因进行全面的勘测，最后得出科学合理的结论。
此外，对于各个地区农村环境污染的因素在进行环境污染的治理过程中，我们应当分清主次，对于主要的因素要进行针对性的治理工作。在有条件的地方试行农民职业化，让农民掌握最好的现代农业技术，在“不降低农业产出总量，确保国家粮食安全，国家足额补贴”的前提下，尽量降低化肥、农药以及农膜的使用量，减少与约束农村环境污染源头。
同时在进行农村环境治理的过程中我们应当注意对于农村内部畜牧业的限制，对于农村内部畜牧业的发展进行合理的规划。此外，对于有些农村地区的水产养殖业我们也应当进行全面的控制，因为农村水资源环境的保护与农村水产养殖业的发展在一定程度上是一对矛盾体，在进行农村环境污染以及保护的过程中，如何实现农村内部的水产养殖业与水资源保护的协调发展，逐步全面的做到水产养殖业的发展以及资源环境保护的双丰收，是现阶段治理农村水资源环境污染的重要方面。
2结束语
随着时代的进一步发展以及我国市场经济的进一步提升，国家以及人们对于生态环境的要求将会不断增加，其中农村环境作为整个生态环境的基础，其污染治理一定要到位。这就需要相关的环境治理技术人员一定要认识到自身所肩负的艰巨的责任和义务，不断提高自身的能力水平，逐步增强我国农村环境污染治理的技术水平。
参考文献：
[1]陈国锋，张祝平.论农村生态环境污染治理与可持续发展――对国家级生态示范区浙江丽水市农村环境污染治理的调查与思考[J].自然辩证法研究，2006，06：84-88.
[2]陈恒彬.构建农村环境污染治理的长效机制：“二维”框架的路径选择――以邹平县张高村的环境状况为例[J].大连干部学刊，2007，07：25-27.
[3]李平.永兴县农村环境污染治理对策探析――基于政府公共管理职能的视角[J].梧州学院学报，2014，01：36-41.
第15篇
关键词：贸易开放 FDI 环境污染面板数据
改革开放以来，我国对外贸易得到了显著的发展。与此同时，我国的环境污染问题也开始变得越来越突出，人们很自然的联想到贸易开放和外国直接投资的增加与环境的恶化可能存在一定的联系。弄清贸易开放和外国直接投资对我国环境产生的影响，对我国制定政策和学术研究具有重大的意义，对促进人与自然和谐发展也有重要作用。
一、计量模型的设定和数据来源说明
本文着重研究外贸开放程度、FDI对环境污染的影响，因此，要从经济增长中分离出贸易和FDI对环境的影响，有必要对人均GDP进行适当的控制，参考相关文献，借鉴前人的研究，得到如下基准模型：
㏑Eitk=αiβ1㏑yit+β2（㏑yit）2+β3㏑ttit+ci+εit（1）
其中，Eitk表示的是第i省第t年的环境污染水平，k=1，2，3，分别表示工业固废、工业废水、工业废气排放的人均值；yit表示第省第年人均GDP的实际值；αi表示常数项；ci表示难以观测的个体效应；εit表示随机误差项；lnttit表示第i省第t年时间趋势项的自然对数。
考虑到影响环境污染水平的因素很多，所以模型（1）只是一个简单的基准模型，对其进行估计，结果是常常是有偏和非一致的，存在内生性和遗漏变量等问题，在模型（1）中加入贸易开放、FDI作为控制变量，克服上述影响，建立扩展模型，使得估计结果比基准模型更加的稳健，扩展模型如下所示：
lnEitk=αiβ1㏑yit+β2（㏑yit）2+β3openit+β4fdiit+β5lnttit+ci+εit（2）
其中，openit表示第i省第t年的贸易开放程度，用进出口总额与GDP的比值表示，fdiit表示第i省第t年的外国直接投资水平，用外国直接投资额与GDP的比值表示；β1、β2、β3、β4、β5表示变量的估计系数，其他变量与模型（1）相同。环境污染指标（用Eitk表示）。分别选取各省历年的工业废水，工业废气，工业固体排放人均值。人均GDP（用yit表示）。用各个省份的GDP总量与总人口数的比值表示，名义GDP包含了价格因素，为了除去由于价格因素导致的差异，以1999年的GDP作为基期，将名义GDP进行平减得到不含价格因素差异的实际GDP总量。贸易开放程度（用openit表示）和外国直接投资水平（用fdiit表示）分别用各省进出口的总额与实际GDP的比值和FDI占实际GDP的比重来表示。时间趋势项（用表示）。T=1，2，3，...12，主要是控制技术、政策等难以观测因素对各个省区工业三废排放的影响，估算过程中取自然对数。
二、回归结果分析
通过使用stata10.0对模型（1）和模型（2）进行经验估计，以工业三废排放量人均值的自然对数作为被解释变量，表1是被解释变量分别为工业固废、工业废水、工业废气排放量人均值的自然对数的回归结果。
工业固废方面，贸易开放对工业固废的排放产生显著的负效应，贸易开放每增加1单位，工业固废减少0.0623单位，FDI对工业固废的排放产生显著的正效应，FDI每增加1单位，工业固废增加0.5987单位。
使用工业废水排放量的人均值作为被解释变量时，贸易开放程度对工业废水排放的人均值没有显著的影响，FDI在5%的显著性水平下对工业废水排放的人均值产生显著的负效应，即FDI每增加1单位，工业废水排放的人均值减少0.9792个单位，FDI的增加有助于工业废水排放的减少。
最后将工业废气排放量的人均值带入模型后，贸易开放对工业废气的排放产生负效应，贸易开放每增加1单位，工业废气的人均排放减少0.2190单位；FDI对工业废气的排放产生显著的正效应，FDI每增加1单位，工业废气排放的人均值增加1.8445单位。
由以上的分析可知，从不同的角度看，两者对我国环境的影响是不同的，即两者对环境的作用途径不同，产生的作用效果也不相同。不能根据某一单独指标就确认贸易开放和外商直接投资对环境的作用是有利，还是有弊，应该分情况，分途径讨论，针对不同的情况，制定相应的政策。
三、结论和对策建议
本文利用中国1999—2010年的省级面板数据，实证研究贸易开放、FDI对中国工业三废排放的影响效应。选取的排放指标不同，得到的结果也有差异。得出如下结论：
贸易开放和FDI对环境的影响效应不能一概而论，既有正面作用，也有负面作用，并不能简单的断定其一定会导致环境的污染以及经济的粗放发展。相对于不同的污染物而言，其作用也是不同的。改革开放以来，随着贸易开放程度的提高，虽然其对工业废水的排放影响不显著，但对工业固废和工业废气的排放产生了显著的负效应。因此，相关部门应该鼓励进口，增加贸易量，激发国内竞争，降低本国污染和能耗，同时限制高污染、高能耗的产品生产和出口，迫使其提高生产率，降低污染。
随着FDI的增加，其对工业固废和工业废气排放产生了显著的促进作用，从这个角度看，FDI的引进加剧了中国环境的污染，这与温怀德等人的研究结论相同；对工业废水的排放产生了显著的抑制作用，产生一定程度的“技术外溢”，从这个角度来看，FDI的引入对环境的改善有一定的促进作用，这个结论又与前面的相矛盾。有关部门应该有区别的对待FDI，结合实际的情况提升引进的门槛，提高环境规制水平，限制能够引起高污染高能耗的FDI的进入。因此，在制定有关工业三废排放的政策时，必须分情况考虑贸易开放、FDI对环境的影响效应。分情况、有区别的采取措施协调贸易、FDI与环境的关系，实现我国经济与环境的协调发展。
参考文献：
[1]李锴，齐绍洲. 贸易开放.经济增长与中国CO2排放[J]. 经济研究，2011（11）：60—72
[2]刘华军，闫庆悦. 贸易开放、FDI与中国CO2排放[J]. 数量经济技术经济研究，2011（3）：21—35
[3]孟源，郑义. FDI、“资本深化”与工业污染排放实证研究[J]. 商业经济与管理，2012（9）：88—95
