環境污染的研究結論精品(七篇)

序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇環境污染的研究結論范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

關鍵詞：財政分權 地方財政 環境質量

一、 從國外的文獻來看，較早的財政分權理論認為，財政分權的程度越高，環境污染越低。Tiebout（1956）利用“用腳投票”理論解釋了較高的財政分權體制可以激勵地方政府提供更多的公共服務來滿足居民的需求從而吸引更多的居民來該轄區居住，其中就包括提供較低的環境污染程度。

近些年來，國外關于財政分權對環境質量影響的研究，結論不一。有學者認為，財政分權使得環境質量提高，而有些學者認為，財政分權使得環境質量降低。從理論研究角度，Kunce and Shogren（2007）認為，分權監管環境會產生“競次”現象，為了吸引新的商業和創造就業機會，地方政府可能會通過放松環境監管來降低所引進的商業企業的社會成本，促使地方政府放松環境監管標準，導致環境質量下降。Fredriksson et al（2003）認為，地方政府降低環境標準或以其他地區為標桿制定標準是為了吸引投資，增加就業機會或稅收等，而環境作為具有顯著外部性的公共物品，地方政府很少有動力去關注他們的不作為給周邊區域強加的污染成本問題

從實證研究角度看， Potoski（2001）考察了美國《清潔空氣法案》頒布前后大氣污染狀況。在假定地方政府以轄區居民福利最大化為目標時，發現各州之間并不存在明顯的稅收趨劣競爭現象，甚至有的州環境標準設置在國家水平之上，即表現出“趨優競爭”。 Chirinko and Wilson（2007）認為地方政府針對不同類型的污染會采取不同的污染治理策略，即類似“騎蹺蹺板”

二、 國外文獻基本是針對財政聯邦制下，地方政府具有獨立的稅率決定權的財政分權行為進行研究的，而我國地方政府并不具備獨立的稅率決定權。不同于西方國家的財政分權，中國的財政分權伴隨著政治集權，晉升激勵使得地方政府官員有非常強的（政治）動力促進地方經濟快速發展。中國地方政府的治理模式是“自上而下”的“標尺競爭”，即地方政府更多的只需要對中央政府負責，中央政府通過以GDP為主導的考核機制對地方政府進行考評。在中國，中央政府擁有絕對的權威任命地方官員，因而有能力獎懲地方官員的行為，那么中國式財政分權對環境污染的影響又是怎樣的呢？國內專門作中國式財政分權對環境影響的研究主要分為理論研究和實證研究兩個方面。

從理論研究的角度看，對于財政分權與環境污染之間的關系，幾乎國內外所有學者都主要從財政分權對地方政府行為產生的影響這一角度進行理論分析。而以錢穎一（1997）為代表學者則指出傳統理論中對于政府官員的假設是存在問題的，政府官員也會為了尋求自身的利益而做出與轄區居民的愿望相違背的決策。就環境質量來說，如果缺乏一套激勵相容的制度，地方政府政府官員就會從自身利益最大化的角度出發為轄區內的居民提供最低標準的環境質量。因此，從理論分析而言，地方政府對于環境治理與污染控制的動機是存在不足的。蔡昉，都陽，王美艷；（2008）認為，中國的環境問題是由粗放式經濟發展模式導致的，而這種發展模式又源于“中國式分權”下的政府行為。地方政府是否有足夠的激勵，犧牲短期的增長以換取長期的可持續發展？特別是，中國改革以來的高速經濟增長，在很大程度上是靠地方政府追求GDP及其帶來的財政收入推動的，節能減排要求是否與地方政府的動機激勵相容，是任何有關政策能否有效的關鍵。周業安等（2004）認為，中國式分權和基于經濟增長的政績考核體制導致地方政府為了吸引外部資源展開互攀式競爭，雖然對經濟發展起到積極的推動作用，卻使得地方政府對改善環境的偏好不斷降低，帶來的是環境質量的不斷下降。張凌云，齊曄（2010）分析了作為“理性人”的政府，在面臨政治激勵（政績考核下的經濟發展動力）和財政約束（地方政府財稅壓力大）下的環境監管困境，只是沒有對相應的理論進行實證檢驗。

總之，從理論上分析，大多數研究結論都認為財政分權與污染量排放存在負激勵。

從實證研究的角度看，李永友、沈坤榮（2008）對我國污染控制政策的減排效果進行了系統研究，并同時考察了公眾環保訴求、鄰近轄區污染控制策略以及中央政府的污染控制行為等因素的效應，得出了一些有價值的結論。楊海生等（2008）則利用空間計量模型對我國地方政府間環境政策競爭進行了實證檢驗，并得出地方政府間環境政策存在明顯的相互攀比式競爭，即周邊省份環境治理投入多，本轄區投入也多；周邊省份監管弱，本轄區環境監管也弱的結論。楊瑞龍、章泉（2007）實證檢驗了中國的財政分權對環境質量的影響，得出財政分權度越高，環境質量越差，驗證了財政分權可能導致地方政府降低環境保護的努力。張克中，王娟，崔小勇（2011）從碳排放的角度，利用1998—2008年省級面板數據分析了財政分權與環境污染的關系。研究發現，財政分權與碳排放存在正相關關系，分權度的提高不利于碳排放量的減少，這說明財政分權可能會降低地方政府對碳排放管制的努力，財政分權導致碳排放增加的影響途徑主要是第二，第三產業。洪璐，彭川宇（2009）從中央政府與地方政府總收益函數分析出發，指出中央政府與地方政府在地方政府環境治理、財政支出比例選擇上存在的差異；運用混合戰略博弈模型對中央政府與地方政府博弈行為進行分析，得出地方政府執行環境政策的最優概率及中央政府對地方政府環境政策執行情況進行監督的最優概率。

總之，從國內文獻的研究來看，基本上還是認為，財政分權加大了地方環境污染。但是，研究越來越細致。如把環境污染的種類再細分，發現財政分權對不同污染物的影響是不同的。閆文娟，鐘茂初（2012）利用1999——2008年省級面板數據進行實證檢驗，發現中國式財政分權確實增加了外溢性公共物品（如廢水）以及覆蓋全國的純污染公共物品（如二氧化硫）的污染排放強度，但并沒有增加地方污染公共物品（如固體廢棄物）的污染排放強度。由此得出結論，財政分權對不同性質的污染公共品的影響是不一樣的。 又如，采用不同的財政分權度量標準，會得出不同的結論。薛剛，潘孝珍（2012）發現，以支出分權度衡量的財政分權指標與污染物排放規模負相關，且實證結果具有穩健性，以收入分權度衡量的財政分權指標與污染物排放規模的關系從實證的角度來講不確定。此外，針對我國各省區的不同的經濟發展水平，有學者提出了新的假說。李猛（2009）考察了財稅收入對地方政府環境監管行為的影響，在環境庫茲涅茨假說的基礎上提出了中國環境污染的新假說， 環境污染程度隨著人均地方財政能力水平的提高而持續上升，當人均地方財政能力水平超過倒U型曲線拐點值后，環境污染程度趨于下降，并利用中國省際面板數據進行驗證。研究表明，中國環境污染程度與人均地方財政能力之間呈現顯著的倒U型曲線關系，現階段幾乎所有省份的人均財政能力與倒U型曲線拐點值相去甚遠。面對這種情況，需要中央政府改善財稅激勵以優化地方政府的環境監管行為，實現經濟發展方式的根本轉變。

參考文獻：

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張克中，王 娟，崔小勇：財政分權與環境污染：碳排放的視角【J】，中國工業經濟，2011（10）

6 蔡昉，都陽，王美艷：經濟發展方式轉變與節能減排內在動力【J】，經濟研究，2008，（6）

7 周業安，馮興元，趙堅毅：地方政府競爭與市場秩序的重構【J】， 中國社會科學，2004，（1）.

8 李永友，沈坤榮：我國污染控制政策的減排效果——基于省際工業污染數據的實證分析【J】，管理世界，2008，（7）

9 楊海生，陳少凌，周永章：地方政府競爭與環境政策——來自中國省份數據的證據【J】，南方經濟，2008，（6）

10閆文娟，鐘茂初：中國式財政分權會增加環境污染嗎？【J】，財經論叢 2012，（5）

11 楊瑞龍，章泉，周業安：財政分權、公眾偏好和環境污染——來自中國省級面板數據的證據【R】，中國人民大學經濟學院經濟所宏觀經濟報告， 2007

12 張凌云，齊曄：地方環境監管困境解釋——政治激勵與財政約束假說【J】，中國行政管理， 2010， （3）

13 崔亞飛，劉小川：中國省級稅收競爭與環境污染——基于1998-2006年面板數據的分析【J】，財經研究， 2010， （4）

14洪璐，彭川宇：城市環境治理投入中地方政府與中央政府的博弈分析【J】，城市發展研究，2009（1）

篇(2)

關鍵詞：經濟增長；環境污染；環境庫茲涅茨曲線；石家莊

基金項目：石家莊市科技局計劃項目：“石家莊市經濟發展與環境污染關系的實證研究”（項目編號：145790375）；河北省教育廳人文社科青年基金項目：“河北省經濟發展與環境污染關系研究”（項目編號：SQ151117）

中圖分類號：F29 文獻標識碼：A

收錄日期：2015年4月22日

近年來，石家莊經濟取得了巨大的成就，但在經濟發展的進程中，以資源的高投入、環境的破壞為代價的經濟增長方式，導致經濟與環境的關系日益緊張。因此，對石家莊市經濟發展與環境質量的關系進行實證研究具有十分重要的理論價值與現實意義。本文通過對1998～2012年石家莊市環境經濟數據的經濟計量模型研究，得出了石家莊市工業“三廢”排放的EKC，并根據該曲線特點，提出協調經濟發展與環境保護相關建議。

一、石家莊經濟與環境現狀

石家莊市是河北省省會，石家莊市地處華北平原腹地，與北京、天津、濟南三大都市幾乎是等距相望，地理位置十分優越?，F轄8個區、11個縣、3個縣級市和1個國家級高新技術開發區，總面積1.58萬平方公里，常住人口1，038.6萬人（2012年底人口）1998～2012年17年間，石家莊市的地區生產總值從656.4億元上升到4，863.6億元，實現了經濟總量的高速增長，但產業結構變化不明顯，第一產業比重不斷下降，第二產業基本保持不變，而第三產業比重提高不明顯，一直保持“二三一”產業格局。（圖1）

環境污染主要來源于工業“三廢”的排放量，第一產業對環境影響較小，第三產業對環境影響最小。近年來，石家莊市環境污染日趨嚴重，水資源日益短缺，地下水嚴重超采，地表河流沿途受工業污染源污染；大氣污染更為嚴重，京津冀的霧霾天氣已經引起了普遍關注，環境問題日益嚴峻。

二、石家莊市經濟增長與環境質量計量模型分析

（一）指標量化及計算結果。選取人均生產總值（GDP）、廢水排放總量、廢氣排放總量以及固體廢棄物產生總量作為分析石家莊市經濟發展與環境污染水平關系的指標，搜集石家莊市1998-2012年的經濟與環境數據，其中GDP采用1998年不變價計算。采用無量綱化方法分別對以上指標進行標準化處理：

Mi*=（Mi-Mmin）/（Mmax-Mmin），（i=1，2，…，15） （1）

其中，i表示年序（1998年記為1，以此類推），Mi*為標準化后的數值，Mi為指標初始值，Mmax為指標最大值，Mmin為指標的最小值。

定義人均GDP標準化后的數值為Xi，即第i年經濟發展水平指標。環境指標標準化后的數值為Yij，即單指標污染水平。

由廢水排放總量、廢氣排放總量以及固體廢棄產生總量建立綜合指標――環境污染水平。用來表征環境污染綜合水平：

Yi=■Yij/3，（i=1，2，…，15；j=1，2，3）

式中，Yi為第i年的綜合環境污染水平，j為污染物狀態類型，Yij為第i年第j種污染物排放量的標準化值。以1998～2012年統計數據為依據，進行計算，結果列入表1。（表1）

（二）石家莊市環境庫茲涅茨曲線分析。根據表1中的計算結果，繪制石家莊市的環境庫茲涅茨曲線。（圖2、圖3）研究時段內石家莊市環境污染狀況隨經濟增長呈現波動變化，環境庫茲涅茨曲線大體呈現 “倒U形+U形+倒U形”的變化特征，及M形，與傳統的環境庫茲涅茨曲線的“倒U形”不同。其中“倒U形”環境庫茲涅茲曲線的峰值出現在2006～2007年間，人均GDP21，500～24，000元，這個時期的環境污染程度較高；而“U 形”的環境庫茲涅茲曲線的低谷出現在2008～2009年間，此時人均GDP為21，800～30，000元之間。這個時期的環境污染程度較低，與2008年北京舉辦奧運會有密切關系。第二個“倒U形”的峰值出現在2011～2012年間，隨后開始出現下降趨勢，2012年京津冀地區嚴重的霧霾天引起了社會各界的普遍關注，市委、市政府也加大環保工作力度，因此出現了環境污染水平有所緩和，但是整體水平依然較高。

工業廢水排放量、工業廢氣排放量、固體廢棄物產生量單項指標的環境庫茲涅茨曲線，分別呈現“W形曲線的上升階段”、“倒U形+U形”即N形、和“倒U形下降階段”特征，即M 形，從圖2和圖3可以看出，綜合環境的污染與廢氣排放量的形狀基本一致，說明大氣污染是石家莊污染的主要污染源。

三、結論與建議

（一）結論。通過實證研究可以看出：環境庫茲涅茨曲線只是一個客觀現象，而不是一個必然的規律，在不同的國家和地區EKC具有不同的表現形式；研究結果只反映的是石家莊市這一階段環境庫茲涅茨曲線的局部變化，而不是整體的變化趨勢；根據石家莊實際情況，近年來廢水、廢氣排放量有上升的趨勢，今后應加強對廢水、廢氣防治和治理工作。同時，逐步降低第二產業以及第二產業中重工業的比例，減少污染物的排放量，使得環境污染水平逐漸下降。

（二）建議

1、加快產業結構轉型。環境污染主要來自工業污染物的排放，轉變經濟增長的方式，加快轉變經濟的增長方式才能從根源上改變工業污染的排放源，從而控制工業污染的總量。

2、優化工業行業結構調整，加快技術進步。工業內部的行業結構一定程度上影響著工業污染排放量，調整產業結構以及工業內部行業結構，對減少工業污染至關重要。因此，在工業化進程中，必須促進工業增長方式的轉變，引進先進的技術和設備，加快舊設備的更新換代的能力和速度，推行工業低排放的清潔生產，走新型工業化道路。

3、加大環保投入。在保證經濟發展的前提下，增加環保投資力度，提高污染治理投資在GDP中所占的份額，完善環境基礎設施建設，加強環境保護和污染治理的能力，同時發展環境科技，創新環保產業，使環境質量得到進一步改善。

4、加強環境保護意識。提高全民的環保意識，加大環保教育的財政投入，向社會公眾普及環保的科技知識，開展環境保護教育工作。推進企業環境行為信息公開化，建立嚴厲的獎懲制度。擴展公眾參與渠道和制度，全民監督污染排放，全民參與環保。

主要參考文獻：

篇(3)

關于經濟增長與環境污染之間的關系,國內外很多學者進行了大量研究。1992年,美國經濟學家G•Grossman和A•Kureger對此提出了一個環境Kuznets曲線(EnvironmentKuznetsCurve,EKC)的假設[1]。該假設試圖說明如果沒有一定的環境政策干預,一個國家的整體環境質量或污染水平是隨著經濟增長和經濟實力的積累呈先惡化后改善的趨勢。他們采用跨國數據說明了EKC的存在,即最初環境惡化程度隨著人均GDP的上升而上升,達到一個轉折點后,將隨著人均GDP的上升而下降。并把這種現象歸因于以下幾點:(1)當人們越富有時,對環境質量的要求越高;(2)人們越富有,越有能力降低環境惡化程度;(3)經濟增長有利于經濟結構向低污染型生產轉化;(4)經濟增長有利于加速降低環境污染強度的技術的進步。Beckerman(1992)甚至認為,“隨著人均國民收入的提高,環境惡化程度的下降可以由經濟增長來解決。”國外學者對這項研究的方法主要有兩種:一種是在認為存在EKC的基礎上,采用橫截面數據和面板數據,通過擬合二次多項式或三次多項式模型進行估計,在此基礎上再來計算出拐點而進行的;另一種是利用一個國家的時間序列數據來進行分析的。但是,前一種研究方法目前受到了許多嚴厲的批評。批評者們認為,只有使用單一國家數據才能判別不同污染的真實EKC是否存在(如RobertsGrimes1997)。截面數據僅僅能反映發達國家的經濟增長與環境污染之間所具有的負向關系,它在發展中國家經濟增長與環境污染是呈正向關系的,因而,它不是一個適用于所有國家的單一關系。這一結論同樣也適用于一個國家內不同地區的截面數據。因為,采用截面數據等于暗含了所有國家(或地區)都有相同的發展路徑,而實際上這是不可能的。

ListGallet(1999)就曾用美國1929~1994年的數據對不同州的EKC進行了分析,他發現不同州的轉折點并不相同,即美國各州的污染路徑是不一致的,從而也印證了上面的結論。至于第二種方法,目前國外對這方面的研究并不是很多,結論也并不相同。一種認為存在EKC,如Carson等人(1997)利用美國1988~1994數據發現七種空氣污染物與經濟增長存在負向關系,并且轉折點明顯在用截面數據計算出來的轉折點之上,從而印證存在EKC。但是,大部分利用時間序列數據進行分析的研究卻表明EKC并不存在,如HannesEgli(2001)利用德國數據所作的研究就證明EKC并不存在[2]。KathleenM.day(2001)利用加拿大數據也正證明EKC并不存在[3]。國內對我國經濟增長與環境污染之間的關系是否符合EKC的研究始于20世紀末,在方法上雖然大都是采用時間序列數據進行分析的,所不同的是有的是以我國不同年份作為樣本來進行研究的,如朱智(2004)就是利用我國1991~2001年的數據,采用指數回歸模型進行研究的,并認為我國水環境與水利經濟發展的關系位于EKC的上升階段[4]。有的則以省市數據作為樣本來進行研究的,如吳玉萍等(2002)利用北京市1985~1999數據[5]、高振寧等(2004)選取江蘇1988~2002數據[6]、陳華文等(2004)利用上海市1990~2001年數據[7]、劉耀彬等(2003)利用武漢市1985~2000年數據所作的研究[8]。但這些研究有一個共同點,首先,都是先假定EKC存在,然后,再通過直接運用時間序列數據擬合二次多項式或三次多項式,并據此再求出拐點來進行的。綜觀這些實證研究,他們存在一個共同的弊端,那就是對于時間序列數據,并沒有進行平穩性和協整性檢驗,因此,所得到的結論就有可能因為是虛假回歸而不能令人信服。

改革開放以來,我國經濟取得了很大的發展?！爸袊堑厍蛏辖洕兓羁斓牡胤?也許在歷史上絕無僅有,英國用了差不多整個19世紀才使人均收入增長了2•5倍,美國在1870~1930年的60年間收入增加3•5倍,日本在1950~1970年增長了6倍,而中國卻比它們都快。自從1979年擺脫了經濟孤立后,中國的收入增長了7倍,如果中國經濟還將騰飛,這樣的轉變引起的全球效應將是戲劇化的”(JimRohwer,2001)。然而,一個不容忽視的事實是,在經濟高速發展的同時,我國的環境污染情況不容樂觀:根據世界銀行的《世界發展報告》(1998)提供的資料,我國1995年單位美元GDP的二氧化碳排放量是美國的5•5倍,日本的13•8倍,高收入國家平均水平的7•9倍,世界平均水平的4•6倍。根據世界銀行的《世界發展指標》(1998)提供的資料計算,我國1993年日水污染量是美國的2•2倍,日本的3•4倍,英國的7•8倍。由此可見,我國經濟發展付出了十分昂貴的資源和環境代價,這樣的發展是難以持續的。因此,對我國經濟增長與環境污染之間的關系到底是否符合EKC進行深入細致研究,這對保持經濟持續快速增長,避免和減少環境污染具有重要意義。

二、經濟增長和環境污染間關系的簡化模型

(一)簡化模型的設計

本文用來研究經濟增長和環境關系的指標是這樣設計的:用來反映經濟增長的指標是人均實際GDP(通過價格指數進行平減);反映環境污染程度的指標是用工業廢水排放量、工業廢氣排放量和工業廢物排放量三個指標,即通常所說的“三廢”指標。對環境污染程度之所以采用這三個指標,一是因為目前在我國普遍采用的都是以它們作為環境污染程度指標的;二是因為這三個指標具有長期值,便于進行統計分析,這三個指標中的任何一個上升都將意味著環境污染程度的加大。關于環境污染程度指標和人均GDP關系的EKC研究國際上常用如下兩種形式的簡化模型來進行:一是二次多項式;再一個是三次多項式,可以包括常數項或時間項。也有一些專家學者在此簡化模型中加入了其他一些變量,如貿易強度(Grossman和krueqer1995)、能源價格(deBrugn,vandenBergh和Opschoor1998)、經濟結構(surichapman1998)、經濟活動的空間密度(kaufmannetal1998)和收入的不平等性等(TorrasBoyce1998)。但是,添加這些附加的變量,由于其中一些隨著時間變化很少,因此,用在只有一個國家的利用時間序列數據進行估計的簡化模型中作為回歸量并不合適。此外,使用僅包含人均GDP作為變量的簡化模型有利于進行國際比較。因此,我們所采用的簡化模型中將不包含這些附加變量。本文采用的三次多項式簡化模型來進行的,模型表達式為:lnEi=α1+α2lnYi+α3lnY2i+α4lnY3+ui(1)其中,lnEi為環境污染指標的對數,lnYi為真實人均GDP的對數。

在上述模型中,如果α2>0,α3>0,且α4=0,則環境污染程度曲線將呈倒U型曲線;如果α2<0,α3=0,且α4=0,則環境污染程度曲線將直線下降;如果α2>0,α3<0,α4>0,則環境污染程度曲線將呈N型;如果α2<0,α3>0,且α4<0,并以人均GDP為橫坐標,環境污染程度指標為縱坐標,則環境污染程度也將呈現倒N型,這意味著一個令人滿意的人均GDP和環境污染的長期關系將存在。利用上述簡化模型,我們分別對我國的工業廢水(E1)、工業廢氣(E2)和工業廢物(E3)的EKC進行了估計,樣本數據區間為1986~2003年,資料來源為1987~2004各年的《中國統計年鑒》,估計結果如下:對工業廢水EKC的估計,采用三次多項式簡化模型,經檢驗lnY3的系數不顯著,采用二次多項式進行估計,結果如下:lnE1=4•368lnYi(18•21)-0•3253lnY2i(-9•80)R2=0•108DW=2•1F=0•85(Prob(F-statistic))=0•448769)(2)該估計方程雖然兩個系數顯著,但由于F檢驗的P值為0•448769,故回歸方程總體上并不顯著。對工業廢氣EKC的估計結果如下: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)該估計方程系數均通過顯著性檢驗,回歸方程總體上也是顯著的(F檢驗的P值為0),模型擬合很好,且不存在序列相關,這說明模型的解釋力很強。對工業廢物EKC的估計結果如下: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)該回歸方程系數均通過了顯著性檢驗,回歸方程總體上也是顯著的(F檢驗的P值為0•000215),模型擬合很好,且不存在序列相關,模型的解釋力較強。

從工業廢水的EKC估計方程看,由于α2>0,α3<0,且α4=0可知,這似乎符合倒U形曲線存在的條件,但由于該回歸方程在總體上并不顯著,所以這種關系等于不存在;對于工業廢氣EKC估計方程,由于α2>0,α3<0,α4>0,故表明廢氣污染程度曲線是呈N型的,即最初廢氣污染程度是隨著人均GDP的上升而上升的,當達到一個轉折點后,將隨著人均GDP的上升而下降,再達到一個轉折點,又隨國民收入的上升而上升;對于工業固體廢物EKC估計方程,由于α2>0,α3<0,α4<0,故固體廢物污染程度曲線是呈N型的,它表明對于工業固體廢物而言,它是人均GDP與工業固體廢物環境污染之間有一個令人滿意的長期關系。上述分析結果表明:就中國而言,除了工業固體廢物以外,對環境質量有益的人均GDP與環境污染程度指標的EKC關系并不存在。上述分析過程雖然采用的是時間序列數據,但由于并沒有進行數據的平穩性檢驗,因此還很難肯定結論是正確的。因為如果數據非平穩,上述估計結果有可能是虛假回歸,所以還需要對數據作進一步統計分析。

(二)變量的平穩性檢驗和協整分析

在對EKC簡化模型估計過程中,為了避免可能出現虛假回歸,因此,首先需要對上述簡化模型中所涉及的時間序列變量進行平穩性檢驗,而后再對時間序列變量間是否存在協整關系進行檢驗。1•變量的平穩性檢驗。首先檢驗H0∶μ=β=δ=0,檢驗統計量為:F=(RSSR-RSSU)/JRSSU/(T-k)~F(j,T-k)(5)其中,RSSR和RSSU分別表示約束和無約束的殘差平方和,J為約束個數,T為用于估計的觀察值的個數,k為無約束的回歸因子的個數。當計算出來的F統計量的值大于臨界值時,則拒絕原假設,說明數據至少含有截距或時間趨勢。然后檢驗H0∶β=δ=0,仍然使用上面的F統計量。如果接受原假設,則說明數據不存在時間趨勢,類似的還可檢驗是否存在截距項。在上述檢驗過程中,滯后階數的選取,一般是采用AIC標準或SC標準,我們是選用AIC標準進行。按照上述檢驗方法,我們首先進行的是ADF檢驗,然后是PP檢驗。

從檢驗結果可以看出:對于估計方程1、2,由于被解釋變量lnE1和lnE2前者為平穩后者為二階單整,而解釋變量lnY、lnY2、lnY3卻皆是一階單整的,這表明,這兩個估計方程的被解釋變量和解釋變量間不存在協整關系,因此,前述關于工業廢水和工業廢氣所作的估計是“偽回歸”。而對于工業廢物估計方程,由于被解釋變量lnE3與解釋變量lnY、lnY2、lnY3皆是一階單整的,表明此方程的被解釋變量和解釋變量間存在協整關系,因此,前述由該估計方程所得出的結論可信。2•變量協整關系的檢驗。為了進一步驗證工業廢物估計方程工業廢物污染與人均GDP增長變量間的協整關系成立,對此我們又對模型中變量間的協整關系作了檢驗。對變量間協整關系的檢驗方法主要有兩類:一類是單方程的最小二乘估計法,以E-G兩步法為代表;另一類是最大似然估計法。相對而言,最大似然估計檢驗的勢較E-G兩步法高。不論采用哪一種方法,都必須在大樣本下來進行才行。然而,我們所面臨的問題卻是樣本容量過少,當樣本較小時,單位根檢驗和協整檢驗將缺乏一定的可信性,因為漸近臨界值只有在大樣本下才比較精確。Maddalaandkim(1998)甚至認為樣本容量應超過100才行。為了克服樣本較小的問題,我們采用了類似單位根檢驗過程,分別采用了基于E-G兩步估計法下殘差的單位根檢驗和DW檢驗,基于最大似然估計法下的hohansen檢驗等三種不同方法進行協整檢驗,以彌補因樣本容量較小的不足,增加檢驗的可信性。

E-G兩步估計法是指第一步進行協整回歸,第二步對協整回歸的殘差進行平穩性檢驗,如果殘差是平穩的,則說明變量間存在協整關系,否則協整關系不成立,所以,E-G兩步估計法下的協整檢驗實質上就是對殘差的單整檢驗。但由于是對殘差進行單位根檢驗,故它的檢驗的臨界值和一般序列單位根檢驗的不同,它的臨界值更靠左。Engle-Yoo給出了這個檢驗的臨界值,稱為EG和AEG檢驗臨界值。由于在第二部分我們已經進行了協整回歸,所以可以直接對它的殘差進行單位根檢驗。經計算AEG臨界值(無截距、無時間趨勢、無滯后)為-4•2763,EG臨界值為4•11,這說明殘差是平穩的,存在協整關系。另一基于最小二乘估計的協整檢驗是對殘差作DW檢驗,由Sargan-Bhargava(1983)提出,稱為協整DW統計量,記為CRDW。其計算公式和通常用于序列相關檢驗的DW統計量的計算公式相同,即CRDW=∑Tt=2(^ut-^ut-1)2∑Tt=1u^2t(6)對于工業廢物估計方程,經計算CRDW=2•13,臨界值為0•89,說明殘差是平穩的,故表明上述工業廢物污染與人均GDP增長之間的協整關系是成立的。最大似然估計法下的hohansen協整檢驗是基于VAR來進行的。根據AIC準則,選擇滯后期為2。為了說明工業廢物是否隨人均GDP的增長而趨于減少,在檢驗時采用數據存在線性趨勢,并且協整方程存在截距項和趨勢項來進行。無論是1%的顯著性水平,還是5%的顯著性水平,其統計量的值都大于臨界值,故也表明上述工業廢物污染與人均GDP增長協整關系成立。綜合上述三種檢驗方法表明,工業固定廢物和人均GDP之間確實存在著一個長期穩定的均衡關系。所以,關于工業固體廢物的估計方程可信。

三、結論

篇(4)

1　復合污染指數的構建

1.1　指數構建方法

所謂復合污染是指多種污染物對同一介質(土壤、水、大氣、生物)的同時污染。實際中的環境污染多屬此類污染。復合污染問題的典型反映是污染物在城市之間相互輸送，造成各城市污染相互關聯及多種高濃度污染物在時空上的疊加，導致污染物在生成、輸送、轉化過程中產生耦合作用，對人體健康和生態系統造成協同性負面影響。

由于復合污染中污染物之間的相互作用及影響機理非常復雜，很難完善地構建出一個復合污染指數，來準確地反映各種污染物相互影響之后的污染程度。本文嘗試構建一個復合污染指數，旨在引入復合污染的思想，使研究中對環境污染的考察更全面、更準確。在復合污染指數的構建過程中，首先確定主要污染物的種類，然后運用客觀賦權法熵值法對各種污染物賦權，最后對不同介質中容易引發復合污染的主要污染物的權重系數進行調整，以體現復合污染對環境污染程度的加重。

1.1.1　主要污染物種類

我國大氣中主要的污染物有二氧化硫、煙塵和粉塵，選取上述主要污染物及工業廢氣排放量作為對大氣污染程度的衡量；在水體的污染中，化學需氧量(COD)是對水體中各種污染的綜合反映，選取化學需氧量和工業廢水排放量作為對水體污染的衡量；土壤污染中，各地污染物的種類存在差異，本文以工業固體廢棄物產生量作為對土壤污染程度的衡量。

復合污染綜合指數構建的方法是將上述七種主要污染物的污染程度按一定的權重加總。復合污染綜合指數的公式如下：

上述七種污染物的順序分別是廢水、廢物、廢氣、二氧化硫、煙塵、粉塵和化學需氧量(COD)。

1.1.3　權重系數調整

介質中容易引發復合污染的污染物的存在，會使污染的程度進一步加劇，因此在復合污染指數的構建中，需要對容易發生復合污染的污染物權重進行調整。由于復合污染發生的機理復雜，無法精確地計算出污染物權重調整的系數。為體現考慮復合污染的思想，本文將每種介質中容易發生復合污染的典型污染物的權重系數乘以1.5，其他污染物權重系數不變?，F階段我國大氣中的煙塵容易引發復合污染，水體中化學需氧量(COD)是對單一污染及復合污染結果的一個綜合體現。土壤污染中，本文只考察工業固體廢棄物排放量這一指標。所以在權重系數調整過程中，將工業煙塵排放量、化學需氧量(COD)和工業固體廢棄物排放量三個指標的原有權重系數乘以1.5，以此來反映復合污染對環境污染總體狀況的影響。權重系數調整之后，復合污染指數的表達式如下：

1.2　各省復合污染指數計算結果

將各省的污染物數據進行極值標準化處理，然后乘以每種污染的權重計算得出各省復合污染指數。計算結果如表1所示。

建模的思想是，減少壞的產出是要付出成本的，換言之，減少壞的產出就要放棄一些好的產出。根據文獻[8]，生產可能性集和P(x)滿足如下條件：

(1)閉集和凸集；

(2)聯合弱可處置性：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；

環境生產函數的一個缺點是它只是要盡量使好的產出最大化，而沒有考慮到對壞的產出的減少。為了能使一個函數既能表征污染的減少，也能表征好的產出的擴大，我們引進方向性產出距離函數。方向性環境距離函數值測度了在給定方向、投入和環境技術結構下，“好”產品擴大和“壞”產品縮減的可能性大小。這與傳統的產出距離函數的含義不同。

模仿標準距離函數的技術效率的度量方法，方向性距離函數的效率度量也可以定義為一個在0與1之間的指數。環境技術效率為“好”產品的實際產出量與環境技術結構下的前沿產出量的比率。方向性環境技術效率(ETE)定義如下：

我們用它來評價各行業增長與環境協調性，環境技術效率越大，說明離環境生產前沿越近，相應的行業增長與環境就越協調。這與我國當前倡導經濟發展“又好又快”的理念一致。“快”是指經濟增長速度高，“好”指的是污染少。

3　各省環境技術效率的測算

3.1　變量與數據

在運用方向性距離函數進行效率評價時，投入和產出變量的選取是非常關鍵的。本文旨在研究考慮復合污染情況下的環境技術效率，所以對污染產出指標給予極大重視。本文在上一部分中構建的復合污染指數作為環境效率評價模型中的&ld quo;壞的”產出指標，各地區的GDP綜合反映了該地區取得的經濟成果，因此將其作為“好的”產出指標。在投入指標的選取上，目前的學者多從資本、勞動力和能源投入三個方面選取。

本文的研究覆蓋我國除西藏自治區、臺灣省、香港和澳門特別行政區以外的所有地區，為保持數據統計口徑的一致，把重慶市的數據歸入四川省，總共29個省、直轄市、自治區(以下全部稱為省)。采用年度面板數據，樣本區間為2003-2009年。生產過程中需要要素投入，同時會有“好的產出”和“壞的產出”。需要投入的三種要素為資本存量、勞動力和能源。“好的產出”為GDP，“壞的產出”為環境復合污染程度，用復合污染指數來衡量。

3.2　各省環境效率實證結果

利用資源投入、產出和污染排放數據，采用非線性規劃技術，計算每年各地區的環境技術效率。利用各地區2003-2009年要素投入、產出和環境污染數據，應用lingo軟件對非線性規劃模型進行求解，計算得到方向性距離函數的值，進而得到方向性環境技術效率(ETE)的結果。表3所示為各省2003年-2009年間的環境技術效率得分。

從上述結果可以看出，我國各省環境技術效率值在0.48至1之間。定義[0.9，1]的區間為高效區，[0.7，0.9)的區間為中效區，0.7以下為低效區。2003年-2009年期間，平均水平位于高效區的有：廣東、上海、江蘇、山西、廣西、天津、內蒙古和遼寧；位于中效區的有：福建、湖南、河南、北京、黑龍江、湖北、山東、浙江、河北、吉林、甘肅和安徽。位于低效區的有：江西、四川、海南、陜西、新疆、云南、貴州、青海和寧夏。七年間始終處于高效區的有廣東、上海、江蘇、山西、廣西和天津六省市；效率有上升趨勢的省市有北京和寧夏；大部分省市的效率有下降的趨勢。在不同年份上，最佳環境技術效率的省份分布相對比較穩定。

4　結論與政策建議

在環境問題，特別是復合污染的效應愈加顯著的當前狀況下，建立合理指標對復合污染程度進行量化測度，并在此基礎上分析各個省份的環境技術效率是制定相關政策、完成節能減排任務的重要依據。本文利用方向性距離函數，對我國29個省區市2003-2009年復合污染狀況、區域環境技術效率進行了實證研究，得出以下結果：

(1)從橫向上來看，各省市間環境技術效率值有較大差異。經濟發達地區如上海、江蘇、廣州等地的環境技術效率較高，云南、貴州、青海和寧夏等經濟欠發達省份的環境技術效率較低?？傮w上來說，我國的環境技術效率表現出區域不平衡的特征，東部省份最高，中部次之，西部最為落后。省份間的環境技術效率差異說明，很多省份的節能潛力巨大。

(2)從時間上來看，絕大多數省份的環境技術效率值成下降趨勢，但是下降的幅度不是很大。環境技術效率的惡化很大程度上可能源于我國“十一五”中后期經濟發展模式的逆轉，鋼鐵、水泥、電解鋁、煤炭等行業發展過快，重新轉向低質量、低效益、低就業、高能耗和污染高排放的增長模式，2005年重工業占工業總產值的比重高達69%，顯現出過度工業化的特征。

(3)從直觀上可以看出，環境技術效率的變動與環境污染程度之間存在反向關系，環境技術效率的水平對環境污染程度大小的影響較大。減少環境污染的程度，就要提高環境技術效率。

(4)與其他相似研究相比：很多學者對我國省際間的能源效率進行了研究，代表性的有胡鞍鋼等[10]，袁曉玲等[11]。他們的研究表明，全要素能源效率經穩步提高后，自2002以來出現了下降趨勢。這種總體趨勢和本文得出的結論是一致的。但是在個別省份的效率值及排名上出現了差異，主要原因有兩點：一是現有的大部分研究在考察效率時，沒有考慮盡量減少“壞的產出”即污染物的排放，而本文采用的方向性距離函數，強調了好的產出的增加和壞的產出的減少；二是本文對環境污染的考察考慮了復合污染的效應，而其他研究多是以二氧化硫等一種污染物的排放量表示環境污染的程度。從以上兩個方面可以看出，本文的研究更全面，對效率考察的理念更能體現“又好又快”的思想。

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【關鍵詞】農村 環境污染 治理 思考

0引言

相關研究表明，我國環境污染問題已經達到非常嚴重的地步，如果不能采取有效的措施進行有效的環境治理，其帶來的環境后果將是非常嚴重的。其中，農村作為我國發展的資源之本，其環境的優劣在對于能否在國內實現可持續發展有著關鍵性的作用，要想真正建設實現環境友好型社會，治理農村環境污染是之根本所在。

1現階段國內農村環境的污染治理

1.1農村環境污染治理的主體

在調查中我們發現，現階段農村環境污染方面可以分為兩類：第一類是點污染源污染，第二類是面污染源污染。從污染源的查找以及環境污染的治理過程來看，點污染源所引起的環境污染問題相對比較容易解決的，對于點污染源帶來的農村環境污染，我們依然可以采用“誰污染、誰治理”的農村環境治理理念。但是對于面污染帶來的環境污染問題其真正地污染是非常難于治理的，其包含的種類也是非常多的，常常包含有：農村生活產生的垃圾污染、生活產生的污水污染以及在進行農業生產過程中帶來的非常嚴重的生產污染等。這些污染源的分布是非常廣泛的，往往具有“由點連成線、有線連成面”的污染趨勢，其帶來的農村環境污染往往的非常嚴重，并且具有很大的持續性。其中農業生產過程中所使用的農藥以及相關的化學制劑帶來的農村環境污染往往帶有非常大的危害性。當然，在農業生產過程中對于使用農藥以及相關的化學制劑是不可避免的，但是在使用的過程中我們應當注意對于使用過程中劑量以及使用方法的選擇。

1.2現階段國內農村環境污染采用的治理方式

眾所周知，對于農村環境帶來污染的主要因素有兩個，其一是農民日常生活帶來的生活垃圾污染，這里所述的生活垃圾包含：氣體污染物、水體污染物以及相關的固體污染物。其二是農業生產帶來的污染，農業生產帶來的污染主要指農藥、化肥的大量使用帶來的環境污染。由于農村污染具有上述兩種污染源的形式，這就導致農村環境污染在具體的治理過程中不適合采用我們傳統采用的“末端環境污染治理”模式，因為常用的“末端環境治理”主要是針對城市之中一些大中型廠房帶來的環境污染。如果我們在農村環境污染治理過程中采用“末端環境污染治理”模式，這查找發現環境污染源是非常困難的。況且這類末端治理技術的采用對農村面源污染也是難以奏效的。因此，為了更好的建立農村環境污染治理的途徑，我們可以從以下幾個方面進行相關的工作。現分述如下：

1.2.1國家應當逐步完善國內環境污染治理方面的法律法規，例如：國家的相關立法單位應當對現階段的環境保護法進行定期的審核和修改，因為隨著我國經濟環境的不斷變化，其給環境污染治理帶來的相關標準和技術要求等都在發生著不斷的變化，所以相關環境保護立法單位實現對于環境保護法律法規的動態管理是非常重要的。同時這個過程中也應當對于相關法律條文的可行性進行科學的研究，防止法律法規成為一紙空文。

1.2.2在農村內部應當逐步完善環境保護機制，對于現階段農村實際的環境保護措施以及相關自然資源的利用情況進行動態的跟進，最后對于現階段農村環境污染的程度進行合理的計算，最后確定出合理的環境污染治理體制。

1.2.3要優化農業技術推廣體系，要講究社會效益，摒棄經濟效益為主的做法，以國家為主，用市場價格調節為重要手段，大力推行生態化的現代農業技術替代傳統農業技術，執行最嚴格的環境污染控制標準，合理設定使用量標準，堅決降低化肥、農藥的總耗用量。

1.3現階段我國農村污染治理的重點方面

在調查中我們發現，現階段引起國內農村環境污染的因素的是非常多的，但是對于不同的農村地區，影響其內部環境污染的因素也不盡相同。這就需要相關的環境保護工作技術人員，對于不同的地區農村環境污染的具體原因進行全面的勘測，最后得出科學合理的結論。

此外，對于各個地區農村環境污染的因素在進行環境污染的治理過程中，我們應當分清主次，對于主要的因素要進行針對性的治理工作。在有條件的地方試行農民職業化，讓農民掌握最好的現代農業技術，在“不降低農業產出總量，確保國家糧食安全，國家足額補貼”的前提下，盡量降低化肥、農藥以及農膜的使用量，減少與約束農村環境污染源頭。

同時在進行農村環境治理的過程中我們應當注意對于農村內部畜牧業的限制，對于農村內部畜牧業的發展進行合理的規劃。此外，對于有些農村地區的水產養殖業我們也應當進行全面的控制，因為農村水資源環境的保護與農村水產養殖業的發展在一定程度上是一對矛盾體，在進行農村環境污染以及保護的過程中，如何實現農村內部的水產養殖業與水資源保護的協調發展，逐步全面的做到水產養殖業的發展以及資源環境保護的雙豐收，是現階段治理農村水資源環境污染的重要方面。

2結束語

隨著時代的進一步發展以及我國市場經濟的進一步提升，國家以及人們對于生態環境的要求將會不斷增加，其中農村環境作為整個生態環境的基礎，其污染治理一定要到位。這就需要相關的環境治理技術人員一定要認識到自身所肩負的艱巨的責任和義務，不斷提高自身的能力水平，逐步增強我國農村環境污染治理的技術水平。

參考文獻：

[1]陳國鋒，張祝平.論農村生態環境污染治理與可持續發展――對國家級生態示范區浙江麗水市農村環境污染治理的調查與思考[J].自然辯證法研究，2006，06：84-88.

[2]陳恒彬.構建農村環境污染治理的長效機制：“二維”框架的路徑選擇――以鄒平縣張高村的環境狀況為例[J].大連干部學刊，2007，07：25-27.

[3]李平.永興縣農村環境污染治理對策探析――基于政府公共管理職能的視角[J].梧州學院學報，2014，01：36-41.

篇(6)

關鍵詞:經濟增長；環境污染；環境庫茲涅茨曲線

0 引言

環境庫茲涅茨曲線（Environmental Kuznets Curve, EKC）是Grossman和Krueger在1991年提出，他們在對42個國家的經驗數據進行實證分析后得出，大多數的污染物與人均GDP之間存在著倒“U”型關系，即環境質量會隨著經濟的增長而不斷惡化，在達到一定程度以后，會隨著經濟的增長而逐步得到改善[1]。

圖1 經濟增長與環境質量的庫茲涅茨曲線示意圖[7]

在EKC提出來以后，不同的學者對環境庫茲涅茨曲線的實證研究得出了不同的結論。一部分的研究成果證實了EKC存在。Panayotou的研究表明，二氧化碳與經濟增長之間存在著典型的倒“U”關系[2]。吳玉萍等對北京的實證分析，得出北京的經濟增長與環境質量之間存在著倒U關系[3]。馬樹才和李國柱的研究也表明，我國工業廢棄物排放量與人均收入間存在倒“U”型結構[4]。

而另一部分學者的研究成果則表明，環境污染與經濟增長并不一定呈現標準的倒“U”形關系。謝賢政等對安徽省的研究表明，經濟增長和工業環境污染指標之間表現為線形相關關系、不是EKC。沈滿洪和許云華對浙江省的研究（2000年）也表明，浙江省工業三廢排放量、人均工業三廢排放量與人均GDP之間的關系更多的是呈“N”型，即浙江省經濟高速增長時期的環境變遷不同于發達國家和新興工業化國家工業化時期的特征。

1 沈陽市經濟增長與環境污染概況

沈陽市是遼寧省省會，東北地區的中心城市，同時也是中國七大區域中心城市之一，是中國最重要的裝備制造業基地之一。2010年4月，沈陽經濟區獲得國務院批準成為國家新型工業化綜合配套改革試驗區，是第八個國家綜合配套改革試驗區在國家經濟發展中具有十分重要的地位。

沈陽市近些年經濟增長迅速，GDP總量由1995年的673億元增加到 2010年的 5，017億元；人均GDP由1，995年的10，017元上升到2009年的54，654元。特別是2003年國家實行“振興東北老工業基地戰略”以來，沈陽市GDP及人均GDP的增長率都持續高于全國平均水平，其中GDP總量增速高于全國平均水平5個百分點；人均GDP增速高于全國平均水平4－5個百分點。

沈陽市經濟的快速增長也給沈陽環境帶來了壓力。特別是實施“振興東北老工業基地戰略”以來，第二產業的發展速度明顯高于第一產業和第三產業的發展速度，自2007年開始，第二產業重新成為沈陽主導產業，而且所占經濟的比重逐漸增大?，F在，沈陽市一、二、三產業的比例已由1995年的7.6：42.3：50調整為2010年的4.6：50.7：44.7。因此，通過對沈陽市EKC的研究有利于沈陽市經濟增長與環境污染作一個全面的分析，并在分析的基礎上提出相應的政策建議。

2 研究數據選取及模型建立

2.1 數據選擇

借鑒前人的研究成果，本文選取了工業廢水排放總量、工業廢氣排放總量、二氧化硫排放總量和工業固體廢物產生量4個指標來反映沈陽市環境質量水平；選取人均GDP來反映經濟的發展狀況。采用工業廢水、廢氣污染排放總量是基于以下考慮：雖然按照國家要求，工業廢水、廢氣應該做到達標排放，但從現實的情況來看，并沒有能夠做到完全達標排放，企業偷排現象時有發生，因此，選用排放總量更能反映工業對環境造成的壓力。對于工業固體廢棄物來講，本文選用的是工業固體廢氣物的產生量而非排放問題，因為并沒有準確的數字反映固體廢棄物的排放量，而且固體廢棄物在堆放、利用過程中極易產生二次污染，因此采用產生量更準確也更能符合現實要求。

表1 沈陽市1993－2010年主要污染物排放量及人均GDP

數據來源：1995－2011年《沈陽統計年鑒》

2.2 模型建立

參照已有的研究文獻，研究經濟增長與環境質量之間關系的計量模型有多種形式[5，8－10]。本文同時選用對數模型和多項式模型對數據進行擬合檢驗，最后在所得結果中選取擬合程度更好的作為最優結果。模型如下：

LnY=β0+β1lnX+ε （1）

Y=β0+β1X+β2X2+β3X3+ε （2）

Y表示污染物的排放總量（產生量），X表示人均GDP，β0、β1、β2、β3為模型參數，ε為隨機誤差項。模型（1）中β0、β1都不為零時，環境質量與經濟增長之間呈現倒“U”型關系；在模型（2）中，β1、β2、β3的不同取值，環境質量與經濟增長之間的具體關系如下：

1）當β1≠0，β2=0，β3=0時，環境狀況與經濟增長之間呈現線性形關系；

2）當β1>0，β2

3）當β10，β3=0時，環境狀況與經濟增長之間呈“U”型曲線關系；

4）當β1>0，β20時，環境狀況與經濟增長之間呈“N”型曲線關系（即先上升，后下降，再上升）；

5）當β10，β3

6）當β1=β2=β3=0時，環境狀況與經濟增長之間為一條直線，即環境狀況不受經濟增長的影響。

3 實證結果及分析

在EXCEL及Eviews軟件系統的支持下，根據沈陽市1995－2010年的統計數據，對主要污染物排量及人均GDP進行回歸分析，所得計量結果見表2。

表2 沈陽市環境污染與經濟增長之間計量模型模擬檢驗結果

從表2中可以看出，工業廢氣排放量與人均GDP的擬合程度不強，R2只有0.381；但工業廢水排放總量、二氧化硫排放總量、工業固體廢棄物產生量等三項指標都與人均GDP的擬合程度都很好，R2都大于0.7，能夠很好地解釋經濟增長與環境質量之間的關系。

3.1 工業廢水排放總量與人均GDP的關系

工業廢水排放總量與人均GDP的三次函數模型中，β10，β3

“九五”期間，沈陽市對環境保護保持了高度的重視，把環境保護作為影響經濟和社會發展的重大問題之一，在執行國家實施的 《“九五”期間全國主要污染物排放總量控制計劃》和《中國跨世紀綠色工程規劃》中，加大了對污染源達標的監管力度，要求一些重點企業要做到污水達標排放，對一些造紙、鋼鐵等污水排量大戶進行技術改進，同時進行產業結構調整，關閉了一些浪費資源、污染嚴重、治理無望的企業。在《遼河流域水污染防治“九五”計劃及2010年規劃》項目中，積極治理流經沈陽的渾河河段。到2000年底，遼河流域97.6%的工業污染源實現達標排放。先后建成日處理40萬噸的北部污水處理廠和日處理10萬噸南部污水處理廠，使得沈陽工業廢水防治取得有效進展。但是污染達標率比較脆弱和不穩定，從2004年開始，污水排量又緩慢上升。監管力度降低是造成反彈的原因之一，另一方面新污染企業的出現和現有企業的偷排也是反彈的重要原因。

3.2 工業廢氣、二氧化硫排放總量與人均GDP的關系

工業廢氣排放量和人均GDP基本呈三次曲線關系（R2＝0.381），但擬合程度并不高，因此在擬合曲線上也并不能很好地反映工業廢氣排放量的變化趨勢。但在圖6的年際變化中，可以看到1996－2004年，工業廢氣排放量一直較平穩，在2004年后出現較大波動。

二氧化硫排放總量與人均GDP的三次模型中，β10，β3

3.3 工業固體廢棄物產生量與人均GDP的關系

由于α1、α2都不為零，根據模型（1）可知，工業固體廢棄物與人均GDP之間存在著較為顯著的倒“U”型曲線關系，也即符合環境庫茲涅茨曲線。但由圖5可以清楚地看到，工業固體廢棄物產生量正隨著經濟的發展而逐年遞增，而且還尚未出現拐點。

這主要是因為，一方面是由于產業結構的原因。雖然近些年來，沈陽市順應時代和經濟發展的趨勢，在國家《十一五規劃》、《十二五規劃》的指導下，提出轉變經濟增長方式，發展循環經濟和低碳經濟，并著重發展現代服務業，力求將沈陽打造成東北的金融中心。但沈陽長期以來是以第二產業作為主導產業，2010年，沈陽的三次產業結構為4.6：52：43.4，2020年三次產業的結構預期也依然是以第二產業為主，結構比為4.2：52：44。另一方面，沈陽市雖然在“九五”和“十五”期間加大了在環境保護方面的投資，但是主要投資工業廢水和工業廢氣方面的防治，而在工業固體廢棄物產生量的防治方面力度并不大。2001年，污染治理資金為4839.4萬元，廢水、廢氣方面的資金分別為2319.3萬元、2404.7萬元，固體廢棄物的資金僅為95.8萬元；2002年8688萬元的污染治理資金在廢水、廢氣和固體廢棄物三方面的資金分別為5573.5、3592.7和324.8萬元。工業固體廢棄物的防治始終投資不足。

4 結論和建議

4.1 結論

本文通過對沈陽市的實證研究，可以得到以下結論。首先，經濟增長與環境污染物排放量之間的關系具有多種表現形式，標準的環境庫茲涅茨曲線（EKC），即倒“U”型曲線，只是其中一種表現形式。本文中，只有工業固體廢棄物與人均GDP之間呈倒“U”型關系，而工業廢水、二氧化硫均與人均GDP之間呈“三次線性”關系。其次，環境狀況并不一定會隨著經濟的增長而自然改善，產業結構的調整、環境政策的變動、技術水平的變化等都會對環境產生影響，因此對沈陽市而言，政府有效的環境政策、投資等措施將成為改善環境，促進經濟與環境協調發展的重要措施。

4.2 建議

第一，加大對環境保護的投資力度。根據發達國家的經驗，環保投入要占到國民總值的1%到1.5%能有效控制住環境污染；達到3.0%時，能使環境質量得到明顯改善。根據2008年的統計數據計算，沈陽市在環境保護上的投入達到2.0%，僅能夠控制環境污染，若要改善環境狀況，必須再繼續加大投資。長期以來沈陽市在工業“三廢”上的投資比例不夠合理，絕大部分的資金被用于治理廢水和廢氣，在固體廢棄物防治的投資上只占全部投資額的很小一部分，使得固體廢棄物污染日益嚴重。

第二，推進技術創新。沈陽市在“十二五規劃”中提出，三次產業比例維持在3.4：50.5：46.1的水平，仍然以第二產業作為主導產業，因此通過技術引進、吸收和加強自我創新，能夠在有效促進經濟增長的同時，保護沈陽市生態環境。

第三，推動環境保護的市場化運作。政府通過建立科學的資源、污染排放的產權市場和交易機制，形成“排污者支付成本、治污者賺取利潤”的利益導向，并且積極推進環境資源的價格形成機制，構建環境價格體系，使市場真正引導環境資源的優化配置。從而徹底改變環境資源被長期無償使用，環境保護完全由政府負責的局面。

第四，繼續深化改革現有監管體制。首先，加強地方法規建設，提高環境保護的標準，同時在不同現有法律抵觸的情況下，授予環保局更加嚴厲的環境執法權。其次，將環境保護指標納入政府考核制度，防止一些部門為了追求短期、局部利益而不顧長期、整體利益?，F實中，一些部門為獲得短期經濟效益，而對一些環境污染嚴重的企業進行保護。第三，擴大市民在環境事務上的知情權、監督權和參與權。沈陽市現有的監管體系，由于督查力量不足，使得一些非法排污企業“一查就關、一走就開”，難以根治，而廣大市民作為環境的最大利益相關者，為了自身及家人的健康，有動力、也有效率去監督相關部門和企業是否履行了相應的義務。

第五，轉變經濟增長方式，大力發展循環經濟和低碳經濟，從源頭上保護環境，建設生態文明。以“減量化、再利用、資源化”為原則，做到低投入、低消耗、低排放、高產出，在保持經濟增長的同時，減少污染物的排放，真正做到經濟、環境的協調發展。

參考文獻：

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篇(7)

【關鍵詞】面板數據檢驗 環境污染 能源消費 經濟增長

一、背景

自工業化以來，大多數國家為了加速經濟增長，都大規模開發能源，從而導致能源逐漸缺乏。而如今我國的能源與環境問題尤為突出。所以，研究我國的環境保護、能源消費以及經濟增長之間的關系具有理論與現實意義。本文對環境保護、能源消費與經濟增長進行綜合研究，力圖更全面地分析它們之間的關系。本文采用我國各個省份的面板數據，使用面板數據的方法實證分析我國各個地區的環境污染、能源消費以及經濟增長的關系。

二、研究方法

本文采取單位根檢驗以及協整檢驗的方法來量化能源消費、環境污染與經濟增長之間的內在關系。單位根檢驗主要有IPS檢驗、PP檢驗、LLC檢驗方法以及ADF等。面板數據的協整檢驗方法包括Kao檢驗以及Pedroni檢驗，這兩種方法檢驗的原假設均為不存在協整關系。

三、實證分析

（一）指標和數據的選取

經濟增長：使用地區生產總值，單位：億元。

能源消費：由于我國煤炭和石油的供需存在低估的情況，但電力消費數據比較準確。所以此次用來反映經濟增長與能源消費之間關系的指標，使用各地區電力消費量，單位：億千瓦小時。

環境污染：環境污染的評價指標選擇工業廢水排放量，單位：萬噸。

選取2005年至2014年我國30個?。ㄖ陛犑?、自治區）的GDP、工業廢水排放量F以及電力消費量E的數據來創建面板數據集。30個?。ㄖ陛犑?，自治區）包括北京、天津、內蒙古、吉林、黑龍江、遼寧、河北、陜西、山東、山西、河南、、甘肅、上海、湖北、江蘇、浙江、湖南、廣東、安徽、江西、重慶、四川、貴州、云南、青海、福建、海南、廣西、寧夏、新疆，因為數據包括極端數據所以不考慮。數據來源于國家統計局。首先對變量GDP、F以及E進行了對數變換以消除異方差的影響，記LNGDPit=Ln（GDPit），LNEit=Ln（Eit），LNFit =Ln（Fit）。

（二）面板數據的單位根檢驗

采用 IPS檢驗、LLC檢驗、Fisher-PP檢驗以及Fisher-ADF檢驗來進行單位根檢驗。由檢驗結果可得，LnGDPit，LnEit，LnFit在5%的水平下不平穩，經一階差分后，LnGDPit，LnEit，LnFit的四種檢驗方法都在5%水平上拒絕原假設，因此我們得出LnGDPit，LnEit，LnFit為一階單整序列。

（三）面板數據的協整檢驗

對LnGDPit，LnEit，LnFit的協整關系進行Pedroni協整檢驗和Kao協整檢驗。面板協整檢驗結果表明： PP、ADF統計量以及ADF統計量在5%的顯著性水平下拒絕了原假設，說明LnEit、LnFit以及LnGDPit之間有著顯著的協整關系。

（四）模型檢驗

（1）固定效應模型的顯著性檢驗。固定效應模型的顯著性檢驗原理是檢驗固定效應系數ai 是否有差別，檢驗結果表明，p值小于5%，所以拒絕固定效應系數相同的原假設，因此選擇固定效應模型更合適。

Hausman檢驗。Hausman檢驗的原假設為隨機效應模型的系數與固定效應模型的系數沒有差別，選擇隨機效應模型，則接受原假設，否則為固定效應模型。檢驗結果表明，p值在5%的水平下拒絕原假設，因此選固定效應模型。

（五）模型的估計

用固定效應模型估計模型，結果顯示被估計參數全部通過顯著性檢驗，R2值高達0.98，擬合的效果很好，但是DW值低，為0.33，存在自相關問題。

根據上面的分析我們采用加入AR（1）后的模型估計結果：

LNGDPit=6.469+ai+0.396LNEit+0.113LNFit+0.929AR（1）

模型調整后的R2為0.998，各個系數均通過t檢驗，AR（1）的回歸系數顯著不為0，DW值為2.41，已消除自相關，模型擬合的較好。

通過以上的分析可以得出，GDP與環境污染、能源消費之間有著顯著的長期均衡關系，從我國的平均水平來看，能源消費的彈性系數為0.396，即能源供給每增加1%，GDP增長0.396%；環境污染的彈性系數為0.113，表明環境污染每增加1%，GDP增長0.113%，以上說明經濟增長與環境污染存在著正向關系，符合我們以環境污染為代價換取經濟增長的現實。