張一

（美國(guó)丹佛大學(xué)，美國(guó) 科羅拉多州丹佛市）

我國(guó)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的實(shí)證研究

張一

（美國(guó)丹佛大學(xué)，美國(guó) 科羅拉多州丹佛市）

本文以我國(guó)西部地區(qū)為研究對(duì)象，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行分析，分別構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的單因素計(jì)量模型、多因素計(jì)量模型，并對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的協(xié)調(diào)度進(jìn)行了研究。首先，通過(guò)主成分分析構(gòu)建經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境質(zhì)量的綜合發(fā)展水平指數(shù)，利用面板回歸擬合我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的單因素和多因素實(shí)證模型；其次，利用模糊數(shù)學(xué)隸屬度函數(shù)計(jì)算了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的協(xié)調(diào)度。實(shí)證結(jié)果表明：我國(guó)西部地區(qū)環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間不全是EKC“倒U”關(guān)系，而是“倒N、S型、U型”關(guān)系；隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，環(huán)境質(zhì)量的承壓會(huì)逐漸增大；西部地區(qū)環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于弱協(xié)調(diào)狀態(tài)。

西部地區(qū)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；環(huán)境質(zhì)量；區(qū)域經(jīng)濟(jì)

一、研究背景

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的重要議題。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展必須要以一定的物質(zhì)為基礎(chǔ)，而在發(fā)展過(guò)程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面往往對(duì)環(huán)境施以反作用，這種觀點(diǎn)已達(dá)成共識(shí)。一方面，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展意味著產(chǎn)出的不斷增加，為了更多地產(chǎn)出，就會(huì)要求更多地投入來(lái)保障；另一方面，迫于增長(zhǎng)的壓力，可能會(huì)有更多的污染排放到大氣中，從而影響環(huán)境的質(zhì)量，這種觀點(diǎn)已經(jīng)在西方發(fā)達(dá)國(guó)家“先污染后治理”的發(fā)展模式中得到體現(xiàn)。國(guó)家“十二五”規(guī)劃明確提出了加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的主線，這意味著我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)將在未來(lái)5年內(nèi)面臨重大調(diào)整，改變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式已提上日程。因此，在保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的前提下，理清我國(guó)環(huán)境質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，改善環(huán)境治理狀況，對(duì)未來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的健康發(fā)展是至關(guān)重要的。

在環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的定量分析過(guò)程中，環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假設(shè)EKC[1]是主流觀點(diǎn)，其主要是指環(huán)境破壞程度隨著收入水平的提高具有先升后降的規(guī)律，即“倒U”趨勢(shì)。該領(lǐng)域的考察重點(diǎn)是不同國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量之間是否存在EKC規(guī)律；在引入時(shí)間趨勢(shì)、地點(diǎn)變量和貿(mào)易強(qiáng)度等變量后，Grossman&Krueger(1991)[2]通過(guò)GEMS全球截面數(shù)據(jù)實(shí)證驗(yàn)證了環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期EKC規(guī)律；通過(guò)研究發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系，Shafik&Bandopadhyay(1992)[3]，Selden&Song (1994)[4]也證實(shí)了它們之間的關(guān)系呈現(xiàn)“倒U型”規(guī)律；通過(guò)研究美國(guó)50個(gè)州的截面數(shù)據(jù)，Carson et al (1997)[5]分析了環(huán)境指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系并發(fā)現(xiàn)符合“倒U”型規(guī)律；Shafik&Bandyopadhyay(1992)[6]在實(shí)證研究中建立了對(duì)數(shù)形式的二次方程，得到了關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的倒“U”型關(guān)系；但在對(duì)德國(guó)環(huán)境污染指標(biāo)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和人均GDP進(jìn)行研究時(shí)，Hannes Egli(2002)[7]卻證實(shí)大部分大氣污染物并不具有EKC假設(shè)的規(guī)律。

以大氣中固體懸浮物排放量、人均二氧化碳排放量、河流中的溶解氧、二氧化硫等指標(biāo)為研究對(duì)象，Shafik(1992)[8]通過(guò)實(shí)證分析了環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的指標(biāo)狀況；Stern(2001)[9]用人均二氧化硫排放量來(lái)說(shuō)明環(huán)境質(zhì)量狀況；Valeria Costantini&Salvatore Monni (2007)[10]使用環(huán)境壓力指標(biāo)作為宏觀經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展指標(biāo)，將人文指標(biāo)作為GDP的解釋變量引入到研究中；SherryBartz&David L.Kelly(2007)[11]利用二氧化硫、一氧化碳、氮氧化物、大氣中固體懸浮物等來(lái)代表環(huán)境惡化情況；通過(guò)將人均氮氧化物排放量、人均二氧化硫排放量、人均毀林率等指標(biāo)進(jìn)入到實(shí)證分析中，Panayotou(1993)[12]發(fā)現(xiàn)其引入指標(biāo)與人均GDP在二次對(duì)數(shù)方程中的擬合程度最好，并符合EKC假設(shè)的規(guī)律；Madhusudan(2001)[13]的研究則發(fā)現(xiàn)三次方程的擬合優(yōu)度最高，擬合曲線呈現(xiàn)“N”形規(guī)律。李春生、王翊(2007)[14]等利用廣州市1982-2004年經(jīng)濟(jì)發(fā)展與廢水排放數(shù)據(jù)，擬合了人均GDP與廢水排放量的二次方程，得出廣州市的經(jīng)濟(jì)與環(huán)境質(zhì)量符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線“倒U”型的結(jié)論；彭立穎、童行偉等(2008)[15]采用上海市1981-2005年期間的序列數(shù)據(jù)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)煙塵排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)COD排放量和全市SO2排放量這四項(xiàng)環(huán)境指標(biāo)同人均GDP的擬合曲線呈現(xiàn)典型的“倒U”型特征。郭軍華、李幫義(2010)[16]利用我國(guó)1991年至2007年29個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行了面板協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)只有工業(yè)固體廢棄物排放量與人均GDP之間符合“倒U”型關(guān)系。類似的研究還有蘇偉、劉景雙(2007)[17]，魏立橋、趙曉娜等(2008)[18]。

就我國(guó)具體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境保護(hù)而言，由于缺少相應(yīng)技術(shù)、體制機(jī)制，環(huán)境保護(hù)措施尚不能夠與經(jīng)濟(jì)、社會(huì)結(jié)構(gòu)相匹配，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與環(huán)境質(zhì)量的矛盾更為尖銳。多年來(lái)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)一直維持在8%以上，然而高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是以高耗能、高污染為代價(jià)的。根據(jù)《全國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2008年）》披露的數(shù)據(jù)，2008年，全國(guó)廢水排放總量571.7億噸，比上年增加2.7%；工業(yè)二氧化硫排放量1991.3萬(wàn)噸，占二氧化硫排放總量的85.8%；全國(guó)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量19.0億噸，比上年增加8.3%。另外，我國(guó)單位產(chǎn)出能耗偏高是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，還有較大的差距。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2010年我國(guó)單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值能耗是世界平均水平的2.2倍，主要礦產(chǎn)資源對(duì)外依存度逐年提高。經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境的影響是深刻的，現(xiàn)階段，已經(jīng)出現(xiàn)資源過(guò)度開采、水土流失、極端天氣頻繁、環(huán)境污染嚴(yán)重等問(wèn)題，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展面臨著嚴(yán)峻的環(huán)境考驗(yàn)。

我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有較大差異，區(qū)域環(huán)境質(zhì)量狀況各具特點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的矛盾在各地區(qū)表現(xiàn)不一。正是在這樣的背景下，本文通過(guò)分析1997-2012年西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行實(shí)證分析。通過(guò)主成分分析構(gòu)建經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境質(zhì)量的綜合發(fā)展水平指數(shù)，利用面板回歸擬合我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的單因素和多因素實(shí)證模型；利用模糊數(shù)學(xué)隸屬度函數(shù)計(jì)算了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的協(xié)調(diào)度。通過(guò)以上分析，結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的實(shí)際情況，提出可持續(xù)發(fā)展建議。

二、研究指標(biāo)與模型方法

1.研究指標(biāo)設(shè)定

在遵循科學(xué)性、有效性的前提下，本文構(gòu)建了包括環(huán)境質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展在內(nèi)的多維度評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。在對(duì)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)主要考慮我國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)狀況，選擇具有代表性的指標(biāo)，主要指標(biāo)如表1所示。

本文以1997-2012年為時(shí)間跨度的數(shù)據(jù)作為樣本總體，全部數(shù)據(jù)來(lái)自1998-2013年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)以及異方差的影響，已分別對(duì)各時(shí)間序列數(shù)據(jù)做了自然對(duì)數(shù)處理。所有實(shí)證分析均利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews 6.0來(lái)完成，全部圖形均用matlab7.0繪制。

各變量表示如下：

工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物排放量——lnWaterit、lnGasit、lnWasteit；

人均GDP——lnGDPit；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)——lnPercentit；技術(shù)因素——lnConsumeit；

污染治理——lnTreatit；對(duì)外開放度——lnTradeit。

表1 經(jīng)濟(jì)、環(huán)境發(fā)展指標(biāo)體系

2.研究模型方法

（1） 影響環(huán)境質(zhì)量的單因素模型

在對(duì)西部地區(qū)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)-環(huán)境關(guān)系的研究中，以各省市作為一個(gè)橫截面，在時(shí)間序列上觀察這個(gè)截面單元各個(gè)經(jīng)濟(jì)、環(huán)境指標(biāo)的變化情況，因此在對(duì)西部地區(qū)研究中，涉及的數(shù)據(jù)以及時(shí)間序列的特征稱為綜列數(shù)據(jù)(Panel Data)。

為了驗(yàn)證我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系，多采用回歸方法進(jìn)行實(shí)證，以考察經(jīng)濟(jì)—環(huán)境之間是否存在環(huán)境庫(kù)茲涅茨假設(shè)規(guī)律。所利用的模型主要為環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性二次、三次（對(duì)數(shù)）方程：

其中，Et為t時(shí)期環(huán)境污染指標(biāo)，xt為t時(shí)期的收入水平。

表2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)關(guān)系

在大量的實(shí)證研究中，常見(jiàn)的表征環(huán)境壓力的指標(biāo)主要有污染物濃度、污染物排放量或污染物人均排放量。不過(guò)，大多數(shù)人認(rèn)為污染物的濃度取決于排放量、地理位置、大氣條件、擴(kuò)散情況等多種因素，因此，污染物排放量和人均排放量逐步被廣泛認(rèn)可，越來(lái)越多地應(yīng)用于表征環(huán)境壓力的實(shí)證分析中。

（2）影響環(huán)境質(zhì)量的多因素模型

在單因素模型分析中，主要以收入水平作為自變量來(lái)進(jìn)行分析，但在多因素模型中，很多學(xué)者加入了體質(zhì)因素、政策因素、貿(mào)易因素、地理環(huán)境因素等指標(biāo)來(lái)進(jìn)行分析，就多因素模型而言，在相對(duì)封閉的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，假設(shè)Y代表經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出，那么t時(shí)期的污染物排放量為：

其中，Et/Yt為單位產(chǎn)出排放強(qiáng)度，不妨表示為et。

假設(shè)存在環(huán)保政策的干預(yù)，對(duì)大部分產(chǎn)業(yè)來(lái)說(shuō)，污染物排放量就會(huì)相對(duì)較小，那么t時(shí)期的污染物排放量就為：

其中，YtT為環(huán)境治理量，E(YtT)t/Et為環(huán)保政策的治理力度，記為t。

如果以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP指標(biāo)來(lái)表示經(jīng)濟(jì)的總產(chǎn)出Y，方程將變?yōu)椋?/p>

其中，GDPit/GDPt為第i部門的產(chǎn)值占GDP的比重，可以記作pi。

則對(duì)于第i部門來(lái)說(shuō)，污染排放方程變?yōu)椋?/p>

由上述方程可知，影響環(huán)境質(zhì)量的因素主要為技術(shù)因素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)、環(huán)保治理等。就我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，國(guó)外部門是非常重要的因素，如果將國(guó)外部門加入，則影響環(huán)境質(zhì)量的因素將包括國(guó)外產(chǎn)出變動(dòng)造成的環(huán)境質(zhì)量變動(dòng)。

其中，lnET為污染物排放總量，lnEI為國(guó)內(nèi)部門污染物排放量，lnEE為國(guó)外部門污染物排放量。

（3）協(xié)調(diào)度研究

在對(duì)其他學(xué)者的研究中發(fā)現(xiàn)，通常運(yùn)用模糊數(shù)學(xué)隸屬度函數(shù)來(lái)計(jì)算環(huán)境質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的協(xié)調(diào)度。協(xié)調(diào)度描述的是定量測(cè)度和要素之間協(xié)調(diào)程度的指標(biāo)，協(xié)調(diào)度函數(shù)為：

其中，U(i/j)表示i系統(tǒng)對(duì)j系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度，F(xiàn)i為i系統(tǒng)的實(shí)際值，F(xiàn)'為j系統(tǒng)要求i系統(tǒng)應(yīng)達(dá)到的協(xié)調(diào)值，S2為i系統(tǒng)的均方差。

公式表示的含義如下：

若實(shí)際值接近協(xié)調(diào)值，協(xié)調(diào)度U值越大，系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展程度越高。

若實(shí)際值偏離協(xié)調(diào)值，協(xié)調(diào)度U值越小，系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展程度越低。

若實(shí)際值等于協(xié)調(diào)值，協(xié)調(diào)度U值為1，系統(tǒng)的發(fā)展是完全協(xié)調(diào)的。

靜態(tài)協(xié)調(diào)度反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量在某一時(shí)期的相互協(xié)調(diào)發(fā)展情況，Us(i/j)=[min{u(i/j)，u(j/i)}]/[max{u (i/j)，u(j/i)}]，Us(i/j)介于0到1之間。

公式表示的含義如下：

若u(i/j)接近u(j/i)的值，U(i，j)的值越大，經(jīng)濟(jì)與環(huán)境質(zhì)量之間相互協(xié)調(diào)發(fā)展的程度越高。

若u(i/j)越偏離u(j/i)的值，U(i，j)的值越大，經(jīng)濟(jì)與環(huán)境質(zhì)量之間相互協(xié)調(diào)發(fā)展的程度越低。

若當(dāng)U(i，j)的值為1，即u(i/j)與u(j/i)相等時(shí)，兩系統(tǒng)呈完全相互協(xié)調(diào)發(fā)展的狀態(tài)。

動(dòng)態(tài)協(xié)調(diào)度反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的相互協(xié)調(diào)發(fā)展趨勢(shì)：

其中，Us(t-T+1)，…，Us(t)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量在t-T+1至t中的各期靜態(tài)協(xié)調(diào)度。在任意兩個(gè)不同時(shí)刻t1和t2，令t1＜t2，如果Ud(t1)＜Ud(t2)，則表明經(jīng)濟(jì)與環(huán)境系統(tǒng)處于一條協(xié)調(diào)發(fā)展的軌道上。

三、實(shí)證結(jié)果分析

1.西部地區(qū)單因素模型

以西部地區(qū)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量為因變量，以人均收入的一次方、二次方、三次方為自變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，分別建立混合回歸模型、隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型，F(xiàn)檢驗(yàn)拒絕建立混合回歸模型假設(shè)，且Hausman檢驗(yàn)接受建立隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)，得到西部地區(qū)工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型：

其中，虛擬變量D1，D2，…，D11的定義是：

如果屬于第i個(gè)個(gè)體，i=1，2，…，11其他

文章選取LLC、Breitung、IPS、ADF-Fisher、PPFisher檢驗(yàn)方法對(duì)西部地區(qū)各變量面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3所示。

從西部地區(qū)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，Breitung、IPS、ADF-Fisher、PP-Fisher四種檢驗(yàn)方法得出的結(jié)論基本一致：lnWaterit、lnGasit、lnWasteit、lnGDPit、(lnGDPit)2、(lnGDPit)3的原始序列均未通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且各差分序列為平穩(wěn)序列，由此可以判斷，各變量均為一階單整I(1)，可以進(jìn)行協(xié)整分析。而根據(jù) LLC方法的檢驗(yàn)過(guò)程，可以看到：lnWaterit、lnGasit、lnWasteit、lnGDPit、 (lnGDPit)2、(lnGDPit)3的原始序列均已通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，各變量均為零階單整I(0)，而lnWasteit的原始序列未通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此，可以判斷以lnWasteit為被解釋變量的回歸方程是不可靠的。（1表示dlnwater工業(yè)廢水排放變量的一階差分；0表示顯著性水平，下同。）

表3 西部地區(qū)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

下面，針對(duì)各變量均為一階單整I(1)的情況進(jìn)行協(xié)整分析。利用Pedroni協(xié)整方法進(jìn)行檢驗(yàn)，在90%置信水平下均顯著拒絕了工業(yè)三廢排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。詳細(xì)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 西部地區(qū)回歸方程協(xié)整檢驗(yàn)

西部地區(qū)工業(yè)三廢的單因素模型擬合結(jié)果表明，工業(yè)廢水與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒N形關(guān)系，1997-2012年，西部地區(qū)人均GDP對(duì)數(shù)在7.70至10.09之間波動(dòng)并逐年增高，這意味著在本研究時(shí)段內(nèi)，工業(yè)廢水排放量隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐年降低，隨著經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提高，工業(yè)廢水污染狀況得到改善。

西部地區(qū)工業(yè)廢氣排放擬合曲線呈S形走勢(shì)，1997-2012年，西部地區(qū)人均GDP對(duì)數(shù)水平恰好處于S曲線的上升區(qū)間，從而形成了工業(yè)廢氣排放隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸攀升的規(guī)律。

工業(yè)固體廢物排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在U形關(guān)系。通過(guò)一階求導(dǎo)可以發(fā)現(xiàn)，在人均GDP的合理定義域內(nèi)，工業(yè)固體廢物排放量隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是逐漸提高的。

圖1 西部地區(qū)工業(yè)廢水?dāng)M合曲線

圖2 西部地區(qū)工業(yè)廢氣擬合曲線

圖3 西部地區(qū)工業(yè)固體廢物擬合曲線

2.西部地區(qū)多因素模型構(gòu)建以西部

地區(qū)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固定費(fèi)物產(chǎn)生量為因變量，以人均收入、第二/三產(chǎn) 業(yè)產(chǎn)值比重、單位 GDP電耗、治理廢水項(xiàng)目投資額為自變量，分別建立混合回歸模型、隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型，F(xiàn)檢驗(yàn)拒絕建立混合回歸模型假設(shè)，且Hausman檢驗(yàn)接受建立隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)，從而得到影響西部地區(qū)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的多因素模型：

其中，虛擬變量D1，D2，…，D11的定義是：

如果屬于第i個(gè)個(gè)體，i=1，2，…，11其他

西部地區(qū)工業(yè)三廢的多因素模型擬合結(jié)果表明，人均收入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)因素是影響環(huán)境質(zhì)量的重要因素：工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣排放與人均收入呈較復(fù)雜的S形關(guān)系；第二產(chǎn)業(yè)比重下降會(huì)降低工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣排放壓力；技術(shù)因素作用明顯，單位GDP電耗每上升一單位將導(dǎo)致工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物排放分別增加0.47、0.90個(gè)單位。

3.西部地區(qū)協(xié)調(diào)度計(jì)算

對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，共提取出3個(gè)主成分，它們綜合了經(jīng)濟(jì)發(fā)展原始數(shù)據(jù)的98.18%的信息，進(jìn)而得到西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合發(fā)展水平值。同理，對(duì)西部地區(qū)環(huán)境發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，共提取出2個(gè)主成分，它們綜合了環(huán)境發(fā)展原始數(shù)據(jù)的90.28%的信息，進(jìn)而得到西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合發(fā)展水平值。

表5 西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境綜合發(fā)展水平

由表5可知，1997-2012年，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的綜合發(fā)展水平得分不斷增加，且在2005-2008年經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合發(fā)展水平提高速度最快，達(dá)3.4%，環(huán)境質(zhì)量的綜合發(fā)展水平得分也呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，特別是在2004-2007年間增長(zhǎng)速度最快。

利用西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境質(zhì)量綜合發(fā)展水平值進(jìn)行回歸分析，分別得到西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合發(fā)展水平協(xié)調(diào)值與環(huán)境質(zhì)量綜合發(fā)展水平協(xié)調(diào)值，代入靜態(tài)協(xié)調(diào)度計(jì)算公式，可得西部地區(qū)靜態(tài)協(xié)調(diào)度得分。在此基礎(chǔ)上，利用動(dòng)態(tài)協(xié)調(diào)度計(jì)算公式可得西部地區(qū)動(dòng)態(tài)協(xié)調(diào)度得分。計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 西部地區(qū)協(xié)調(diào)度結(jié)果

由表6可知，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的靜態(tài)協(xié)調(diào)度基本處于弱協(xié)調(diào)狀態(tài)，其變動(dòng)可以劃分為四個(gè)階段：1997-1998年有較大提升，1998-2001年卻處于緩慢下降趨勢(shì)，2001-2012年在波動(dòng)中提升。其動(dòng)態(tài)協(xié)調(diào)度總體上處于弱協(xié)調(diào)范圍之內(nèi)，并呈現(xiàn)逐年上升趨勢(shì)，其中：1997-1999年上升最快，1999-2007年處于緩慢上升階段，2007-2012年間上升較快。

四、結(jié)論與展望

本文以我國(guó)西部地區(qū)為研究對(duì)象，通過(guò)分析西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系，構(gòu)建了兩者之間的指標(biāo)體系，利用1997-2012年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間是否符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨“倒U”關(guān)系的假設(shè)進(jìn)行了驗(yàn)證。區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的單因素實(shí)證研究結(jié)果顯示：西部地區(qū)工業(yè)廢水排放方程呈現(xiàn)倒N形關(guān)系，西部地區(qū)工業(yè)廢氣排放方程均呈現(xiàn)出S形關(guān)系，西部地區(qū)工業(yè)固體廢物排放方程呈U形關(guān)系，并不完全遵循環(huán)境庫(kù)茲涅茨“倒U”規(guī)律。西部地區(qū)工業(yè)三廢的多因素模型擬合結(jié)果表明，人均收入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)因素是影響環(huán)境質(zhì)量的重要因素：工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣排放與人均收入呈較復(fù)雜的S形關(guān)系；第二產(chǎn)業(yè)比重下降會(huì)降低工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣排放壓力；技術(shù)因素作用明顯，單位GDP電耗每上升一單位將導(dǎo)致工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物排放的增加。通過(guò)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)、環(huán)境兩系統(tǒng)發(fā)展水平的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，測(cè)度區(qū)域經(jīng)濟(jì)與環(huán)境系統(tǒng)的綜合發(fā)展水平，計(jì)算得出了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)—環(huán)境系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度取值。實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的發(fā)展基本處于弱協(xié)調(diào)狀態(tài)。

通過(guò)對(duì)我國(guó)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間的實(shí)證分析可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)因素、環(huán)境治理、對(duì)外開放等因素對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響程度不同。對(duì)于西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、技術(shù)要素進(jìn)步均會(huì)對(duì)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生積極影響?？梢詮拇罅Πl(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、轉(zhuǎn)變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、淘汰落后產(chǎn)能等方面努力，促進(jìn)環(huán)境的向好發(fā)展。另外，對(duì)外開放能夠?yàn)槲鞑康貐^(qū)帶來(lái)環(huán)境質(zhì)量的改善，因此，應(yīng)該對(duì)該地區(qū)的對(duì)外開放政策加大優(yōu)惠力度，鼓勵(lì)其與國(guó)外先進(jìn)工藝、管理的緊密交流與合作。對(duì)于西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，環(huán)境污染的治理工作取得了明顯成效，但還應(yīng)繼續(xù)加大環(huán)保投資，促進(jìn)污染壓力的下降。

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（責(zé)任編輯：FMX）

In the Empirical Study of the Western Economic Growth and Environmental Quality

ZHANG Yi
（University of Denver，The United States Denver，Colorado）

This thesis is regarding to the research on the western region of China and analyzing the regional economic growth and the environmental quality.Meanwhile，this thesis constructs the single-factor and multi-factor models of economic development and environmental quality，and studies the coordination degree of those.First of all，through the principal component analysis，the comprehensive index is built about the developmental level of economy and environmental quality.The panel regression is made to fit the single-factor and multi-factors models of the economic development and the environmental quality.Second，the fuzzy membership function is used to calculate the coordination degree between the economic development and the environmental quality.The empirical results show that the relationship between environmental qualities and economic developments is not all EKC "inverted U"，but"inverted N"，"S-shaped"and"U-shaped".With the continuous development of economy，the pressure of the environmental quality will increase gradually.The coordination of environmental quality and economic development in western China is in a weak state.

Western region；Economic growth；Environmental quality；Regional economic

F062.2

A

1004-292X（2014）03-0111-06

2013-09-23

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71102170）。

張 一（1991-），男，北京人，博士，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究。