毛志勇，王巧英，郭文英

(內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

一、引言

內(nèi)蒙古地區(qū)作為國家重要的戰(zhàn)略能源基地，到處涌動著工業(yè)化的熱潮，其依托豐富的煤炭資源，是典型的以煤為主的資源型地區(qū)。2011年，內(nèi)蒙古工業(yè)總產(chǎn)值20472.95億元，重工業(yè)占全部工業(yè)總產(chǎn)值的比重達(dá)到70%?？梢哉J(rèn)為，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是以重工業(yè)為主導(dǎo)的，這就不可避免的會產(chǎn)生工業(yè)環(huán)境污染問題。如果沿用傳統(tǒng)的發(fā)展模式，我們將面臨越來越大的環(huán)境壓力，甚至環(huán)境污染將成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“瓶頸”。

環(huán)境是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境的變化起主導(dǎo)作用。環(huán)境對經(jīng)濟(jì)的四個作用表現(xiàn)為:①消費(fèi)品;②資源的供給者;③廢棄物容納場所;④區(qū)位空間。環(huán)境系統(tǒng)吸收經(jīng)濟(jì)活動中所產(chǎn)生廢物的容量是有限的，即環(huán)境閾限，會限制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。當(dāng)排入環(huán)境中的廢物量大于環(huán)境的吸收量時，就會破壞環(huán)境吸納廢棄物的機(jī)能，環(huán)境退化就會出現(xiàn)，對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)會產(chǎn)生直接的負(fù)面影響。由圖1顯示的工業(yè)廢水排放量(FS萬噸)、工業(yè)廢氣排放量(FQ億標(biāo)立方米)和工業(yè)固體廢棄物排放量(FW萬噸)的趨勢圖可知:廢水排放量并沒有呈現(xiàn)顯著增加，基本維持在26000萬噸左右。廢氣和固廢排放量總體呈增加趨勢，廢氣排放量增加更明顯，廢氣排放量由1987年的2404.95標(biāo)億立方米上升到2010年的27488.34標(biāo)億立方米，年均增長率達(dá)到21.28%;固廢排放量由1987年的1635.00萬噸增加到2010年的16996.01萬噸，年均增長率為22.96%，二者呈現(xiàn)出繼續(xù)增長的態(tài)勢?？梢姡?dāng)前內(nèi)蒙古面臨的關(guān)鍵問題就是走一條環(huán)境和經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的新型工業(yè)化道路。因此，為了明確工業(yè)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展二者之間的關(guān)系，本文將建立工業(yè)三廢與經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指數(shù)的向量自回歸模型(VAR)，并基于此模型下分別進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差大小變動的分析，對內(nèi)蒙古工業(yè)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行動態(tài)研究。

圖1 工業(yè)三廢排放量的變化趨勢圖

二、研究理論與方法

(一)基本思路

關(guān)于工業(yè)環(huán)境污染方面，文中主要選取工業(yè)廢水排放量(萬噸)(Y1)、工業(yè)廢氣排放量(億標(biāo)立方米)(Y2)和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量(萬噸)(Y3)這三個指標(biāo)作為被解釋變量。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面，雖然反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)很多，鑒于本文主要側(cè)重于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)環(huán)境污染關(guān)系的研究，所以篩選了與工業(yè)環(huán)境有關(guān)的方面進(jìn)行考察，主要包括:人均GDP(元)(X1)、工業(yè)生產(chǎn)總值占GDP比重(%)(X2)、能源生產(chǎn)總量(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)(X3)、城鄉(xiāng)收入差距(元)(X4)、進(jìn)出口總額(萬美元)(X5)、實際利用外資額(萬美元)(X6)、居民消費(fèi)(億元)(X7)、地方財政總收入(萬元)(X8)，具體方法是通過主成分分析法將這8項指標(biāo)構(gòu)造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指數(shù)。本文主要采用的實證分析方法是向量自回歸模型(VAR)，主要研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)環(huán)境是否存在雙向影響機(jī)制。考慮到數(shù)據(jù)可能存在異方差的影響，文中將所有指標(biāo)均轉(zhuǎn)化為對數(shù)形式。

(二)模型建立理論

VAR模型即向量自回歸模型由希姆斯(C.A.Smis)提出，在一個含有n個方程(被解釋變量)的VAR模型中，每個被解釋變量都對自身以及其它被解釋變量的若干期滯后值回歸，若令滯后階數(shù)為k，則VAR模型的一般形式可用下式表示:

其中，Zt表示由第t期觀測值構(gòu)成的n維列向量，Ai為n*n系數(shù)矩陣，Vt是由隨機(jī)誤差項構(gòu)成的n維列向量，其中隨機(jī)誤差項Vi(i=1，2，…n)為白噪音過程，且滿足 E(vitvjt(i，j=1，2，…，n，且 i≠j)。

對某變量全部滯后項系數(shù)的聯(lián)合檢驗?zāi)軌蚋嬖V我們該變量是否對被解釋變量有顯著的影響，但是不能告訴我們這種影響是正還是負(fù)，也不能告訴我們這種影響發(fā)生作用所需要的時間。為解決這一問題，經(jīng)常應(yīng)用的方法是測量脈沖響應(yīng)。脈沖響應(yīng)度量的是被解釋變量對單位沖擊的響應(yīng)。

VAR用來估計聯(lián)合內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系，而不帶有任何事先約束條件。無約束VAR模型的應(yīng)用之一是預(yù)測。由于在VAR模型中每個方程的右側(cè)都不含有當(dāng)期變量，這種模型用于預(yù)測的優(yōu)點(diǎn)是，不必對解釋變量在預(yù)測期內(nèi)的取值做任何預(yù)測。并且由于模型不以嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)，在建模過程中，只需明確因變量與哪些變量有關(guān)，以及確定其滯后階數(shù)即可。

三、內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)環(huán)境關(guān)系的實證分析

(一)利用主成分分析法構(gòu)造經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指數(shù)

對內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展8項指標(biāo)進(jìn)行主成分分析的適用性檢驗，具體采用KMO檢驗和巴特萊特球型檢驗，檢驗得 KMO值為0.851，巴特萊特球型檢驗的p值為0。這表明:在5%的顯著性水平下，原數(shù)據(jù)適合進(jìn)行主成分分析。再利用主成分分析法提取因子，得相關(guān)矩陣的特征值見表1。

由表1知，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展的8項指標(biāo)提取了1個主成分，方差貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到了95.742%，即這個主成分所解釋的方差占總方差的95.742%，已保留了原數(shù)據(jù)中大多數(shù)指標(biāo)的信息。

表2 內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展各指標(biāo)的因子載荷矩陣

由因子載荷矩陣的第i列的每個元素分別除以第i個特征根的平方根，就可以得到主成分分析的第i個主成分的系數(shù)，可得主成分函數(shù)式:

利用綜合主成分公式計算出經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指數(shù)LNX:X=0.95754prin1

運(yùn)用GM(1，1)模型，對2005－2010年的內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指數(shù)(LNX)進(jìn)行2年的短期預(yù)測，得預(yù)測模型如下:

所有的 ek都小于 S0，故 P=1，C ＜0.35，后驗差檢驗通過，說明模型1有較好的預(yù)測效果。

表3 內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指數(shù)及其預(yù)測值

由表3可以看出內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢頭強(qiáng)勁，工業(yè)發(fā)展路徑呈重工業(yè)化，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大，尤其是憑借豐富的煤炭、電力等資源優(yōu)勢，過去內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長方式是粗放型的，經(jīng)濟(jì)高速增長是由資源的高消耗來支撐的，而資源的高消耗必然會帶來高排放與高污染的環(huán)境污染問題，如煤炭、化工、冶金、電力、硅鐵等產(chǎn)業(yè)的發(fā)展導(dǎo)致工業(yè)三廢的排放量持續(xù)增加，落后的生產(chǎn)工藝使得工業(yè)三廢的綜合利用率低下。因此，在節(jié)能減排、綠色低碳的新形勢下，研究內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r與工業(yè)環(huán)境關(guān)系對內(nèi)蒙古轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式具有一定的現(xiàn)實意義。

(二)VAR模型動態(tài)分析

1.ADF單位根檢驗

為了避免出現(xiàn)“偽回歸”，本文對內(nèi)蒙古工業(yè)三廢和經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合指數(shù)(LNX)進(jìn)行單位根檢驗。單位根檢驗是為了檢驗時間序列是否為平穩(wěn)過程，并推斷單整的階數(shù)，結(jié)果見表4:

表4 內(nèi)蒙古環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)的單位根檢驗

從表4看到，內(nèi)蒙古工業(yè)三廢和經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的條件。

2.協(xié)整關(guān)系檢驗

由表5可以看出，在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計量70.5714大于臨界值47.8561，由此拒絕原假設(shè)，跡統(tǒng)計量17.961小于臨界值 29.7971，不拒絕“至多存在一個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，即序列至多存在一個協(xié)整關(guān)系。同理，根據(jù)最大特征值統(tǒng)計量檢驗方法也可得出相同結(jié)論。由S.Johansen做協(xié)整的假設(shè)檢驗知，可直接按原序列作VAR模型，但是ADF檢驗顯示序列是單整的，這可能是由某些設(shè)定誤差所致，而且用原數(shù)據(jù)做的脈沖響應(yīng)圖不收斂，這說明用原數(shù)據(jù)建立的VAR模型不穩(wěn)定，因此本文仍選擇用一階差分后數(shù)據(jù)建立VAR模型。

表5 工業(yè)廢氣排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)的協(xié)整關(guān)系檢驗

3.VAR模型分析

VAR模型是把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造的，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。

本文建立的VAR向量自回歸模型為工業(yè)三廢的排放量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙變量系統(tǒng)，研究目的有兩點(diǎn):一是基于脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間的動態(tài)沖擊反應(yīng)，分析二者之間長期存在的相互動態(tài)作用;二是運(yùn)用方差分析技術(shù)來進(jìn)一步考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染在解釋對方差變動時的相對重要性。

本文利用1987—2010年期間內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染指標(biāo)，對二者關(guān)系進(jìn)行動態(tài)研究，將工業(yè)三廢排放量和經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展指數(shù)(LNX)均取對數(shù)差分，所以系數(shù)代表了增長率?？紤]到樣本數(shù)據(jù)容量將沖擊響應(yīng)期設(shè)定為10期，根據(jù)AIC和SC最小原則及模型整體的最優(yōu)性，VAR(P)模型的最優(yōu)滯后期取2。

(1)VAR模型的建立

(2)模型的穩(wěn)定性檢驗

由圖2可知:所有根都在單位圓內(nèi)，且經(jīng)過殘差檢驗，表明模型不存在自相關(guān)，因此認(rèn)為該模型穩(wěn)定。

圖2 內(nèi)蒙古工業(yè)三廢排放量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的VAR模型特征根檢驗圖

(3)VAR模型下的脈沖響應(yīng)和方差分解分析

由于向量自回歸模型是一種非理論性模型，它無需對變量做任何先驗性約束，因此在分析向量自回歸模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差大小變動的分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)方法(impulse response function，IRF)是分析當(dāng)一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。

下面給各內(nèi)生變量一個正的單位大小的沖擊，得到關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長率和工業(yè)三廢排放量增速的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，其結(jié)果如圖3、4、5和圖6所示，其中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)(單位:年)，縱軸表示變化的大小。

圖3 經(jīng)濟(jì)增長率對自身及工業(yè)三廢排放量增速的脈沖產(chǎn)生的響應(yīng)函數(shù)圖

圖4 FS增速對自身、經(jīng)濟(jì)增長率、FQ和FW的脈沖產(chǎn)生的響應(yīng)函數(shù)圖

圖5 FQ增速對自身、經(jīng)濟(jì)增長率、FS和FW增速和FQ的脈沖產(chǎn)生的響應(yīng)函數(shù)圖

圖6 FW增速對自身、經(jīng)濟(jì)增長率、FS增速的脈沖產(chǎn)生的響應(yīng)函數(shù)圖

由圖3可看出:在當(dāng)期只對來自自身的沖擊有0.14的響應(yīng)，整體對來自FS和FQ增速的沖擊響應(yīng)比較大，特別在第2到第4期對來自FS增速的正向沖擊的上升幅度尤為明顯，在第2期對來自FQ增速沖擊響應(yīng)達(dá)到0.11，而且在響應(yīng)期內(nèi)始終為正向的影響關(guān)系，且持續(xù)性較強(qiáng)，表明內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展很大程度上是以工業(yè)廢水和廢氣的大量排放為代價，這也證實了內(nèi)蒙古是能源產(chǎn)地，在資源開采過程產(chǎn)生大量廢氣的同時也帶來了水源的污染，對FW增速的沖擊累積響應(yīng)為0.04，表明工業(yè)固廢的大量排放并沒有帶來經(jīng)濟(jì)的較大的增長。

由圖4可知:在當(dāng)期對自身的沖擊響應(yīng)為0.13，對來自經(jīng)濟(jì)增長率的沖擊響應(yīng)為－0.04，后期受到一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊幾乎都處于正負(fù)相間的波動狀態(tài)，累積響應(yīng)均為正，但相比較對自身沖擊的累積響應(yīng)最大達(dá)0.16。表明主要是工業(yè)的發(fā)展帶動工業(yè)廢水的大量排放，其次是受到FQ增速沖擊后的累積響應(yīng)為0.07，表明工業(yè)廢氣的大量排放在一定程度上帶來工業(yè)廢水的排放量的增加。

由圖5可知:在前5期的沖擊響應(yīng)明顯，后期變化微乎其微，對來自FS增速和自身的的沖擊累積響應(yīng)最明顯，累計響應(yīng)分別為0.24、0.17。表明隨著工業(yè)的發(fā)展，工業(yè)廢水的大量排放會更大程度上促進(jìn)工業(yè)廢氣的排放量的增加，水污染與大氣污染有相互惡化效應(yīng);FQ增速受到FW增速沖擊后，在當(dāng)期沒有響應(yīng)，累計響應(yīng)為0.04，表明工業(yè)固廢排放短期內(nèi)對工業(yè)廢氣的排放影響較小，但是隨著時間的推移，工業(yè)固廢本身也會釋放大量的廢氣，從而帶來工業(yè)廢氣排放量的增加。

由圖6可知:在當(dāng)期對自身及經(jīng)濟(jì)增長率、FS增速和FQ增速沖擊FW增速分別有0.06、0.09、－0.05、0.07不同程度的響應(yīng)，從第 6 期以后響應(yīng)幾乎在零值附近，其中對來自FS增速和FQ增速的沖擊累積響應(yīng)最明顯，累計響應(yīng)分別為0.36、0.11，表明隨著工業(yè)廢水和工業(yè)廢氣的排放必然也會帶來工業(yè)固廢的大量排放，對此應(yīng)關(guān)閉規(guī)模小、效益低的企業(yè);FW增速對來自經(jīng)濟(jì)增長率沖擊累積響應(yīng)為0.09，而FS增速、FQ增速對受到經(jīng)濟(jì)增長率的沖擊后累積響應(yīng)分別為0.007、0.01，表明內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長率對工業(yè)三廢排放量的加速惡化有較大影響，即經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展促使工業(yè)三廢排放量持續(xù)快速的增加。

方差分析表明:工業(yè)三廢排放量增速對解釋經(jīng)濟(jì)增長率的平均方差貢獻(xiàn)率為21.14%，其中隨著滯后期的增加，經(jīng)濟(jì)增長的變動可以由其自身變動的大約54.02%來解釋，工業(yè)三廢增速的變動能分別解釋它的 18.39%、26.16%、1.43% 左右;經(jīng)濟(jì)增長率、FQ增速和FW增速對解釋FS增速的平均方差貢獻(xiàn)率為16.62%，其中FS增速變動可以由其自身變化解釋大約72.19%，經(jīng)濟(jì)增長率、FQ增速、FW增速的變動能分別解釋它的11.45%、14.82%、1.54%左右;經(jīng)濟(jì)增長率、FS增速和FW增速對解釋FQ增速平均方差貢獻(xiàn)率為24.06%。其中FQ增速變動可以由其自身變化解釋大約53.53%，經(jīng)濟(jì)增長率、FS增速、FW增速的變動能分別解釋它的4.99%、38.03%、3.45% 左右;經(jīng)濟(jì)增長率、FS 增速和FQ增速對解釋FW增速平均方差貢獻(xiàn)率為21.71%。其中FW增速變動可以由其自身變化解釋大約11.53%，經(jīng)濟(jì)增長率、FS增速、FQ增速的變動能分別解釋它的 9.25%、56.64%、22.58%左右。

4.VAR分析結(jié)論

由脈沖響應(yīng)和方差分解分析得出:①內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長率對工業(yè)三廢增速之間存在雙向正累積動態(tài)影響關(guān)系，其中FQ增速與經(jīng)濟(jì)增長率之間互相的影響作用都相對較大，證實了內(nèi)蒙古粗放式經(jīng)濟(jì)增長方式造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展以廢氣大量排放為代價;經(jīng)濟(jì)增長率和FW增速之間相互影響作用都比較小，但相對來說經(jīng)濟(jì)增長率對FW增速的沖擊影響大，表明內(nèi)蒙古目前以較大的工業(yè)固體廢物排放為代價換取較小的經(jīng)濟(jì)增長;經(jīng)濟(jì)增長率對來自FS增速沖擊的累計響應(yīng)為0.27，而FS增速對經(jīng)濟(jì)增長率沖擊的累積響應(yīng)為0.006，表明內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)的發(fā)展主要以工業(yè)廢水大量排放來推動發(fā)展。工業(yè)三廢排放量的增速對經(jīng)濟(jì)增長率變動的平均方差貢獻(xiàn)率為21.14%，表明內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展會繼續(xù)帶來工業(yè)環(huán)境污染的加速惡化。②FS與FQ增速和FW增速均存在正向響應(yīng)，相對來說FS增速對FQ和FW增速影響大，水污染帶動工業(yè)廢氣和工業(yè)固廢的大量排放，因此水源的保護(hù)是根本，應(yīng)制定高標(biāo)準(zhǔn)廢水排放指標(biāo)來減少廢水的排放量。FQ增速與FW增速也存在正向累積響應(yīng)，其中FQ增速對FW增速的累積響應(yīng)是0.11，F(xiàn)W增速對FQ沖擊的累計響應(yīng)為0.04，表明內(nèi)蒙古工業(yè)發(fā)展帶來廢氣的排放，隨之也會產(chǎn)生工業(yè)固廢大量排放效應(yīng)，所以還是要對大氣污染性企業(yè)進(jìn)行嚴(yán)格監(jiān)控，鼓勵環(huán)保設(shè)備的投資。經(jīng)濟(jì)增長率、FQ和FW增速對FS增速的變動的貢獻(xiàn)率為16.62%，經(jīng)濟(jì)增長率、FS和FW增速對FQ增速變動的貢獻(xiàn)度為24.06%，經(jīng)濟(jì)增長率、FS和FQ增速對FW增速變動的貢獻(xiàn)度為21.71%，表明除了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會帶來工業(yè)三廢的大量排放，三廢作為有機(jī)整體會互相影響從而產(chǎn)生連鎖效應(yīng)帶來環(huán)境的極大破壞。③經(jīng)濟(jì)增長率對自身的響應(yīng)在當(dāng)期出現(xiàn)較大響應(yīng)，累積響應(yīng)為0.21，表明內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會帶動未來經(jīng)濟(jì)更快的發(fā)展;工業(yè)三廢排放量增速對自身累計響應(yīng)均為正，說明在現(xiàn)有結(jié)構(gòu)下，工業(yè)的發(fā)展必然導(dǎo)致工業(yè)三廢更大規(guī)模的排放。

三、對策建議

(一)推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，構(gòu)建多元化發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度看，內(nèi)蒙古第二產(chǎn)業(yè)比重過大，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展對工業(yè)的依賴性較大，因此在以后的發(fā)展中，應(yīng)提升第三產(chǎn)業(yè)比重，加快發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。同時，還應(yīng)注重第二產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)向高端化、新型化、規(guī)模化發(fā)展。

內(nèi)蒙古自治區(qū)“十二五”期間應(yīng)重點(diǎn)加快資源型、非資源型和服務(wù)業(yè)三大產(chǎn)業(yè)體系建設(shè)，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，構(gòu)建多元發(fā)展、多級支撐的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系。對于資源型產(chǎn)業(yè)，內(nèi)蒙古應(yīng)加快大型煤炭基地建設(shè)，提高產(chǎn)業(yè)集中度和現(xiàn)代化開采水平;同時，應(yīng)加強(qiáng)大型風(fēng)電、太陽能等清潔能源生產(chǎn)基地的建設(shè)。

(二)發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，加強(qiáng)科技創(chuàng)新，推進(jìn)能源結(jié)構(gòu)多元化，有力控制三廢的排放量

由VAR動態(tài)分析的結(jié)論二、三可知，內(nèi)蒙古工業(yè)三廢之間有不同程度的惡化效應(yīng)，工業(yè)的發(fā)展也將導(dǎo)致工業(yè)三廢更大規(guī)模的排放。對此應(yīng)大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，推動循環(huán)型企業(yè)、園區(qū)和城市建設(shè)，強(qiáng)化節(jié)能、節(jié)水和資源的綜合利用。要加強(qiáng)科技創(chuàng)新，重視環(huán)保技術(shù)的研究開發(fā)與推廣應(yīng)用，在資源節(jié)約、清潔生產(chǎn)、廢物利用和環(huán)境保護(hù)方面取得突破性進(jìn)展，降低三廢排放量。鼓勵環(huán)保領(lǐng)域的投資，加快新能源和可再生能源的發(fā)展，擴(kuò)大清潔能源在能源結(jié)構(gòu)中的比重，盡快形成多元化的能源結(jié)構(gòu)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)、資源和環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

(三)加大政府對環(huán)境監(jiān)管和執(zhí)行的力度，鼓勵與引導(dǎo)企業(yè)和公眾形成良好的環(huán)保行為

由VAR動態(tài)分析的結(jié)論可知，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展是以三廢的排放為代價的。由于政府監(jiān)管是解決企業(yè)環(huán)境污染問題最有效的手段之一，為了轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，政府應(yīng)加大監(jiān)管力度，如采用排污收費(fèi)、可交易污染許可證和標(biāo)準(zhǔn)控制等污染控制政策等手段堅決淘汰高能耗、高排放、高污染、低效益的落后產(chǎn)能，提高資源利用效率，降低廢物排放量，促進(jìn)企業(yè)將環(huán)境成本內(nèi)部化。同時，還應(yīng)逐步推進(jìn)環(huán)境信息公開制度的落實，提倡綠色消費(fèi)方式和低碳的生活模式，將公眾納入環(huán)保體系中，強(qiáng)化公眾參與的作用。

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