劉 濤

(山東政法學(xué)院，山東濟(jì)南 250014)

一、引言

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)步伐的不斷加快，資源過(guò)度消耗、環(huán)境污染問(wèn)題日益嚴(yán)重。為緩解環(huán)境惡化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的矛盾，近十年來(lái)各省份不斷加強(qiáng)環(huán)境治理。通過(guò)對(duì)環(huán)境污染進(jìn)行規(guī)制不僅可以改善地區(qū)居民生存環(huán)境，同時(shí)也可以對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化產(chǎn)生積極的影響。國(guó)內(nèi)外大量的理論探索和實(shí)證研究，揭示了環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，如利用庫(kù)茲涅茲理論研究分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境變化之間的關(guān)系;采用實(shí)證分析方法比較分析行業(yè)間、地區(qū)間環(huán)境狀況改善對(duì)企業(yè)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)績(jī)效影響的研究;環(huán)境質(zhì)量與外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)等的相互影響研究，等等。這些研究成果對(duì)構(gòu)建環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙贏發(fā)揮了積極的推動(dòng)作用。

根據(jù)產(chǎn)業(yè)理論，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的實(shí)質(zhì)是資源的轉(zhuǎn)換器，在利潤(rùn)催動(dòng)下各種要素都將變?yōu)楫a(chǎn)品，同時(shí)自然資源的耗費(fèi)、環(huán)境狀況的惡化都必然對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)造成影響。上世紀(jì)90年代以來(lái)，山東省作為東部沿海省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，經(jīng)濟(jì)總量始終保持快速增長(zhǎng)。2013年山東省GDP達(dá)到5.46萬(wàn)億元，環(huán)比增長(zhǎng)速度達(dá)到9.5%。其中，第一二三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率分別為9.2%、3.5%、12.1%。但是，由于工業(yè)發(fā)展帶來(lái)的資源耗費(fèi)與環(huán)境惡化，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出不可持續(xù)狀態(tài)。盡管1987－2013年間，山東省第二產(chǎn)業(yè)一直保持著較大的比重和較快的增長(zhǎng)速度，但在理論研究者看來(lái)，第二產(chǎn)業(yè)的“單兵疾進(jìn)”很可能是造成資源枯竭、環(huán)境破壞的主要部門。本文擬采用山東省1981－2013年污染物指標(biāo)和人均GDP數(shù)據(jù)驗(yàn)證環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線，同時(shí)運(yùn)用計(jì)量方法，實(shí)證研究山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境變化之間的互動(dòng)關(guān)系，為政府部門構(gòu)建環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的協(xié)調(diào)共進(jìn)機(jī)制提供理論參考。

二、理論與模型描述

(一)模型構(gòu)建

按照倒U型EKC理論，本文分別考察了山東省廢水排放量、工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量、煙塵排放量、工業(yè)固體廢物的數(shù)據(jù)。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上看，所有指標(biāo)的倒U型EKC特征并不明顯，其散點(diǎn)圖表現(xiàn)的形狀不太容易識(shí)別?？紤]圖形中可能存在拐點(diǎn)的情況以及Madhusudan提供的公式(張捷，2006)，本文運(yùn)用二次函數(shù)和三次函數(shù)的簡(jiǎn)化形式對(duì)模型進(jìn)行試估計(jì)，將回歸模型設(shè)為:

式中，y為某種污染物的排放水平;x為人均GDP;α0、α1、α2、α3為回歸系數(shù);ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

式(1)和式(2)所反映的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的關(guān)系在如下情形可以歸納為:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)環(huán)境趨于惡化;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)實(shí)現(xiàn)了環(huán)境狀況的改善;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量先負(fù)相關(guān)后正相關(guān)的關(guān)系，即“U”型關(guān)系;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量之間存在著先正相關(guān)后負(fù)相關(guān)的關(guān)系，即“倒U”型關(guān)系;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量之間存在“正相關(guān)－負(fù)相關(guān)－正相關(guān)”的關(guān)系，即“N”型關(guān)系;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量之間存在“負(fù)相關(guān)－正相關(guān)－負(fù)相關(guān)”的關(guān)系，即“倒N”型關(guān)系;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境之間沒(méi)有聯(lián)系。

(二)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

在以往的研究成果中，學(xué)者們通常用污染物排放量和污染排放密集程度作為描述環(huán)境狀況的指標(biāo)，從數(shù)據(jù)的可得性角度考慮，本文選用污染物排放量(廢水、廢氣、固體廢物)作為評(píng)價(jià)指標(biāo);經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)采用人均GDP指標(biāo)，兼顧環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的人口因素，具體數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

為了能客觀的從整體上把握山東省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系，本文選取環(huán)境污染的3個(gè)主要影響指標(biāo)，即工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣(本研究只計(jì)算二氧化硫、煙塵排放量)和工業(yè)固體廢物排放量構(gòu)建綜合指數(shù)來(lái)描述環(huán)境污染水平，并采用無(wú)量綱方法進(jìn)行同度量處理。

本文選用極差標(biāo)準(zhǔn)化方法進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，其公式為:

式中，i為年份;y't為標(biāo)準(zhǔn)化以后的數(shù)值;yi為工業(yè)三廢排放的原始值;ymin為工業(yè)三廢排放的最小值;ymax為工業(yè)排放的最大值。根據(jù)下列公式計(jì)算出山東省每年的環(huán)境污染指數(shù)Yi，計(jì)算公式為:

式中，PIi為第i年的綜合環(huán)境污染指數(shù);j代表污染物排放類型;y'ji為第i年第j種污染物排放量的權(quán)重值。由于廢水、廢氣和固廢對(duì)環(huán)境污染的污染程度不一，本文參考王西琴(2005)采用的層次分析方法計(jì)算各指標(biāo)的權(quán)重，分別是0.27、0.41和0.32。最后計(jì)算出1981－2013年山東省環(huán)境污染指數(shù)，見(jiàn)表1。

表1 1981－2013年山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染水平

年份 人均GDP(元/人) 環(huán)境污染指數(shù) 年份 人均GDP(元/人)環(huán)境污染指數(shù)1993 3214 0.437 2010 41076 0.539 1994 4443 0.426 2011 47296 0.740 1995 5693 0.449 2012 52206 0.711 1996 6727 0.507 2013 56892 0.702 1997 7420 0.499

為檢驗(yàn)山東省環(huán)境變化與工業(yè)化過(guò)程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間的關(guān)系，我們考察兩個(gè)比率來(lái)檢驗(yàn)山東省環(huán)境曲線是否與工業(yè)化進(jìn)程中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)。第一個(gè)比率是重工業(yè)總產(chǎn)值與輕工業(yè)總產(chǎn)值的比率，用ZQ表示;另一個(gè)是第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的比率用MS表示。如圖1、2所示，1981－2013年山東省人均GDP與ZQ比率呈“N”型關(guān)系，與MS比例的關(guān)系呈倒“S”關(guān)系。

圖1 1981－2013年山東省人均GDP與ZQ的關(guān)系

圖2 1981－2013年山東省人均GDP與MS的關(guān)系

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)山東省經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境概況

一般說(shuō)來(lái)，重工業(yè)的污染排放量比輕工業(yè)的污染排放量大，在廢氣和廢水的排放上尤其如此。在20世紀(jì)80年代，山東省的輕工業(yè)所占比重較高。從90年代開(kāi)始，重工業(yè)增長(zhǎng)速度明顯加快，重工業(yè)比重于1991年超過(guò)輕工業(yè)后一直高于輕工業(yè)比重，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，山東重工業(yè)化的傾向更加明顯，2007年重工業(yè)比重高達(dá)65.07%，高出輕工業(yè)比重近30個(gè)百分點(diǎn)，山東省進(jìn)入了重工業(yè)化為主導(dǎo)的新一輪增長(zhǎng)周期。從經(jīng)驗(yàn)上看，工業(yè)化的過(guò)程與環(huán)境污染存在必然聯(lián)系;從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度看，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境的破壞通常遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)第三產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)比率的上升，即MS比率上升會(huì)引起污染物排放量增加。長(zhǎng)期以來(lái)，山東省的服務(wù)業(yè)比重一直偏低，第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)相比明顯滯后，從上世紀(jì)90年代初至2007年，第三產(chǎn)業(yè)占比僅上升了3個(gè)百分點(diǎn);同一時(shí)期的第二產(chǎn)業(yè)則上升了接近12個(gè)百分點(diǎn)。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)薄弱且增長(zhǎng)率一直存在明顯波動(dòng)，這也與山東省近20年中環(huán)境狀況的反復(fù)變化存在必然聯(lián)系。隨著近幾年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，2013年山東省第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重降為51.4%，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重提高到40%。與此相應(yīng)，經(jīng)歷了幾年的滯后期以后，從2011年起山東省環(huán)境污染指數(shù)開(kāi)始呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢(shì)。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析前，需要先對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，然后確定各變量的協(xié)整關(guān)系，進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。本文選用ADF檢驗(yàn)方法驗(yàn)證各變量的平穩(wěn)性，選用AEG檢驗(yàn)法驗(yàn)證所需變量間的協(xié)整關(guān)系，用Granger檢驗(yàn)法驗(yàn)證變量見(jiàn)的因果關(guān)系。表2、表3顯示了本研究所需變量的平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系。

表2 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

變量 差分 T統(tǒng)計(jì)量 P值結(jié)論AGDP1 0 階 0.680322 0.9993非平穩(wěn)1 階 －3.224910 0.0932平穩(wěn)AGDP2 0 階 2.031584 1.0000非平穩(wěn)1 階 －3.599527 0.0665平穩(wěn)0 階 2.843655 1.0000非平穩(wěn)1 階 －1.641723 0.7771 AGDP3非平穩(wěn)2 階 －4.591113 0.0052平穩(wěn)MS 0 階 －2.105715 0.2439非平穩(wěn)1 階 －5.819367 0.0000平穩(wěn)PI 0 階 －0.988388 0.7454平穩(wěn)SMOKE 0 階 －1.083514 0.7101非平穩(wěn)1 階 －4.747942 0.0006非平穩(wěn)1階 －6.152559 0.0000 平穩(wěn)SO2 0階 －2.052119 0.2644 非平穩(wěn)1階 －4.139478 0.0030 平穩(wěn)Waste 0階 2.039178 0.9875 非平穩(wěn)1階 －1.799723 0.0689 非平穩(wěn)2階 －2.086859 0.0380 平穩(wěn)Water 0階 2.737487 1.0000 非平穩(wěn)1階 －3.630608 0.0108 平穩(wěn)WG 0階 －2.366385 0.3889 非平穩(wěn)1階 －5.419837 0.0006 平穩(wěn)ZQ 0階 0.574299 0.9867 非平穩(wěn)1階 －4.623858 0.0009 平穩(wěn)

表3 變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

變量 T 統(tǒng)計(jì)量 顯著性水平 臨界值 結(jié)論P(yáng)i agdp2 －2.501 0.01 －2.583不存在協(xié)整關(guān)系0.05 －1.952存在協(xié)整關(guān)系Water agdp1 －2.899 0.01 －2.583存在協(xié)整關(guān)系Wg agdp1 －2.306 0.01 －2.583不存在協(xié)整關(guān)系0.05 －1.952存在協(xié)整關(guān)系Waste agdp1 －3.066 0.01 －2.583存在協(xié)整關(guān)系Pi agdp1 －2.492 0.01 －2.583不存在協(xié)整關(guān)系0.05 －1.952存在協(xié)整關(guān)系

表2、表3中變量AGDP為人均GDP，AGDP1、AGDP2、AGDP3為人均一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值。SMOKE為煙塵排放量，SO2為二氧化硫排放量，WASTE為固體廢物排放量，WATER為工業(yè)廢水排放量，WG工業(yè)廢氣排放量，PI為環(huán)境污染指數(shù)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示變量 AGDP1、AGDP2、MS、ZQ、SMOKE、SO2、WATER、WG、PI為一階平穩(wěn)過(guò)程，變量AGDP、AGDP3、WASTE為二階平穩(wěn)過(guò)程。根據(jù)協(xié)整理論，只能驗(yàn)證平穩(wěn)階數(shù)相同的變量間的協(xié)整關(guān)系，因此表3中提供了一階平穩(wěn)過(guò)程中相關(guān)變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下變量WATER和 ZQ、WG和 ZQ、WASTE和 ZQ、Water和 MS、WG和MS、Waste和 MS、Waste和agdp2、Water和agdp1之間呈現(xiàn)協(xié)整關(guān)系，在5%的顯著性水平下變量PI和ZQ、PI和MS、Water和agdp2、Wg和agdp2、PI和agdp2、Wg和agdp1、PI和agdp1之間呈現(xiàn)協(xié)整關(guān)系。因此見(jiàn)顯著性水平取為5%，所有研究變量間均存在協(xié)整關(guān)系。

在確定了各變量間協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，再利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法檢驗(yàn)所需變量之間的因果關(guān)系。表4顯示了各變量?jī)蓛砷g因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果，變量滯后階數(shù)由AIC和SC準(zhǔn)則確定。

表4 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

零假設(shè) F值相伴概率 結(jié)論P(yáng)I不是 AGDP2 的格蘭杰原因 0.89063 0.4225接受原假設(shè)

表4顯示，在10%的顯著性水平下變量ZQ和WATER、ZQ和WG、ZQ和WASTE、ZQ和PI、MS和WASTE、PI和MS、AGDP2和WATER、AGDP2和WG、AGDP2和WASTE、AGDP2和PI之間存在單向因果關(guān)系。

(三)環(huán)境庫(kù)茲涅茨模型分析

因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果，工業(yè)發(fā)展特別是重工業(yè)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染起著重要作用，根據(jù)EKC理論可分別繪制工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物排放量以及環(huán)境污染指數(shù)與人均工業(yè)GDP之間的散點(diǎn)圖，見(jiàn)圖3－圖6。從圖中可見(jiàn)，圖5顯示的環(huán)境污染指數(shù)PI與人均工業(yè)總產(chǎn)值A(chǔ)GDP2之間存在較明顯的N型關(guān)系，工業(yè)廢水排放量WATER與AGDP2之間存在較明顯的直線關(guān)系，變量WG和WASTE與AGDP2之間的關(guān)系不易確定。接下來(lái)，我們通過(guò)回歸分析的方法驗(yàn)證環(huán)境污染變量與人均工業(yè)產(chǎn)值之間的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，回歸結(jié)果見(jiàn)表5。

圖3 人均工業(yè)GDP與環(huán)境污染指數(shù)

圖4 人均工業(yè)GDP與工業(yè)廢水

圖5 人均工業(yè)GDP與工業(yè)廢氣

圖6 人均工業(yè)GDP與工業(yè)固體廢物

表5 山東省1981－2013年環(huán)境經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

污染物 常數(shù)項(xiàng) α1 α2 α3 R2 F 檢驗(yàn) 備注環(huán)境污染指數(shù)0.268(8.755)0.0003(2.166)－2.35E －07(－1.640)6.36E －11(1.813) 0.624 18.707 N型

表5分別顯示了工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物及環(huán)境污染指數(shù)對(duì)人均工業(yè)GDP的回歸結(jié)果?；貧w過(guò)程是先按照式(2)給定的模型對(duì)參數(shù)α1、α2、α3進(jìn)行估計(jì)，并對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。如果某個(gè)參數(shù)無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則用剔除法將其剔除，直到最后得到顯著性良好的模型。估計(jì)結(jié)果中工業(yè)廢水的回歸結(jié)果三個(gè)參數(shù)均可以通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度達(dá)到0.977，根據(jù)參數(shù)的符號(hào)可以判斷工業(yè)廢水回歸曲線為“N”型。工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢物的回歸結(jié)果都顯示模型中、兩個(gè)參數(shù)無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因而將其剔除，。剔除二次項(xiàng)、三次項(xiàng)后兩個(gè)回歸線均為直線型。工業(yè)廢棄回歸模型性擬合度不高，只達(dá)到0.244，工業(yè)固體廢物回歸模型性擬合度較高，達(dá)到0.988。環(huán)境污染指數(shù)回歸模型個(gè)參數(shù)均可通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，擬合度達(dá)到0.624。根據(jù)參數(shù)的符號(hào)判斷環(huán)境污染指數(shù)回歸曲線為“N”型。

(四)檢驗(yàn)和模型估計(jì)結(jié)果分析

因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，重工業(yè)輕工業(yè)的比率變化可以引起三種污染源的顯著變化，還可以引起環(huán)境污染指數(shù)的顯著變化。重工業(yè)與輕工業(yè)對(duì)污染造成的影響存在明顯差異，將重工業(yè)輕工業(yè)總產(chǎn)值比率對(duì)環(huán)境污染指數(shù)做簡(jiǎn)單回歸，回歸系數(shù)為0.26，這意味重工業(yè)相對(duì)輕工業(yè)產(chǎn)值的相對(duì)增加會(huì)導(dǎo)致環(huán)境污染水平整體上的上升。二三產(chǎn)業(yè)比率的變化不是造成所有污染源的顯著原因，但卻是產(chǎn)生工業(yè)固體廢物的顯著原因。

從圖3至圖6以及表5中可以看出，山東省各污染指標(biāo)與人均收入增長(zhǎng)所表現(xiàn)出的特點(diǎn)差異較大。在所有研究的環(huán)境指標(biāo)的總量與人均GDP的關(guān)系型中，沒(méi)有一個(gè)呈典型的“倒U”型關(guān)系，而是全部呈“N”字型和直線型。這說(shuō)明，山東經(jīng)濟(jì)發(fā)展中尚未出現(xiàn)發(fā)達(dá)國(guó)家發(fā)展過(guò)程中的“倒U”型的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線，這與山東所處經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段有很大的關(guān)系。從環(huán)境污染指數(shù)回歸的結(jié)果可以看出，山東省居民收入不斷增長(zhǎng)的過(guò)程，也是環(huán)境污染水平反復(fù)變化、螺旋式上升的過(guò)程，環(huán)境污染變化軌跡為“N”型曲線。

四、結(jié)論與啟示

其一，環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線實(shí)證分析表明:長(zhǎng)期以來(lái)(1981－2013年)，山東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量處于相對(duì)較低的水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基本合理，但依然存在改進(jìn)空間。國(guó)際上的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)表明，人均GDP達(dá)到1000美元/年，同時(shí)三次產(chǎn)業(yè)各自比例達(dá)到10.90:48.40:40.70時(shí)，表明該國(guó)進(jìn)入工業(yè)化較優(yōu)的結(jié)構(gòu)階段。山東省早在1999年人均收入已突破1000美元/年，而同期的三次產(chǎn)業(yè)比例為15.90:48.40:35.70，這一比例相對(duì)國(guó)際經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)存在明顯差距和改進(jìn)空間。

其二，從回歸結(jié)果可以看出，三次產(chǎn)業(yè)中，第二產(chǎn)業(yè)的工業(yè)對(duì)山東省環(huán)境造成的破壞最為嚴(yán)重。與此同時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)又是山東省至關(guān)重要的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，山東省工業(yè)的發(fā)展對(duì)全國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要的戰(zhàn)略意義。因此，僅靠降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的方式來(lái)治理環(huán)境污染并非是區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的理性路徑選擇。學(xué)術(shù)界認(rèn)為較可行的方法，應(yīng)當(dāng)是通過(guò)技術(shù)進(jìn)步來(lái)達(dá)到改良環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并舉的目的。可以通過(guò)加大第二產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的科技投資力度，重視環(huán)保型科技成果的開(kāi)發(fā)與利用，降低污染排放的同時(shí)注重發(fā)展集約型經(jīng)濟(jì)，降低資源消耗，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng);同時(shí)在政府財(cái)政支持下激勵(lì)企業(yè)發(fā)揮其社會(huì)職能，將環(huán)境治理費(fèi)用納入企業(yè)內(nèi)部成本。加大對(duì)排污超標(biāo)企業(yè)與主管單位的懲治力度，獎(jiǎng)懲并舉，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

其三，對(duì)山東區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化的建議:制造業(yè)的快速發(fā)展需要服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與之配套，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)要圍繞建設(shè)山東半島制造業(yè)基地，要以制造業(yè)的中間環(huán)節(jié)分離和兩端延伸為突破口，重點(diǎn)發(fā)展為制造業(yè)配套的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，包括現(xiàn)代物流業(yè)、科技服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、中介服務(wù)業(yè)和會(huì)展業(yè)，形成第三產(chǎn)業(yè)多元化、高品質(zhì)發(fā)展的長(zhǎng)效機(jī)制。第二產(chǎn)業(yè)必須走集約化生產(chǎn)、清潔化生產(chǎn)、低能耗高產(chǎn)出的區(qū)域發(fā)展道路，積極培育高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群，強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的環(huán)境質(zhì)量，多措并舉激勵(lì)企業(yè)內(nèi)生化環(huán)境成本，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境雙贏。更新農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整觀念，因地因市制宜，優(yōu)化種植業(yè)結(jié)構(gòu);建立和完善土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)依法流轉(zhuǎn)的機(jī)制;以“高、新、外”為特征，支持民營(yíng)科技型加工企業(yè)的發(fā)展，走農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化之路，推動(dòng)生態(tài)環(huán)境保護(hù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)良性互動(dòng)發(fā)展。