金 良 董鎖成 郭嘉銘 李澤紅 鄭 吉

(1.中國科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所，北京 100101;2.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué)資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)院，呼和浩特 010070)

在1972年Meadows 等人將世界系統(tǒng)以計算機(jī)模型——世界模型來模擬未來，模擬結(jié)果顯示，若世界人口、工業(yè)化、污染、食物生產(chǎn)的增加以及資源的減小保持在不變的速率，那么地球?qū)⒃谘芯磕攴葜?00 的某個時刻達(dá)到增長的極限［1］。該研究在當(dāng)時引致了大量的批評，與此同時也引發(fā)了經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源環(huán)境之間關(guān)系的熱切討論?；?955年Kuznets 關(guān)于收入分配倒U 形關(guān)系論述產(chǎn)生了環(huán)境庫茲涅茨曲線理論，Grossman 與Krueger 在研究北美自由貿(mào)易區(qū)協(xié)議的環(huán)境效應(yīng)中首次切實證明了收入與環(huán)境倒U 形曲線關(guān)系的存在［2］。此后，Stern 與Arrow 等人進(jìn)一步對這一論點加以完善，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以從技術(shù)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)三方面對環(huán)境水平加以正面的影響。其中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)主要是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整會改變生產(chǎn)過程對資源環(huán)境施加的壓力?？傮w來說，第二產(chǎn)業(yè)具有資源消耗量大，消耗強(qiáng)度高的特點，在生產(chǎn)過程中對環(huán)境的污染程度最高。來自中國國家環(huán)保局的數(shù)據(jù)顯示，工業(yè)污染占中國污染總量的比值最高曾達(dá)70%［3］。

近年來，中國學(xué)者從多方角度對產(chǎn)業(yè)的資源環(huán)境影響做出論述。李婭、孫根年［4］與包群、彭水軍［5］對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與大氣質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行實證研究;馬曉鈺、郭瑩瑩、李強(qiáng)誼等利用30 個省份的面板數(shù)據(jù)，總體分析我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動對工業(yè)三廢排放量的影響［6］;唐德才基于面板數(shù)據(jù)模型，對工業(yè)化進(jìn)程、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境污染三者的聯(lián)系進(jìn)行研究［7］。由于我國各區(qū)域內(nèi)城市發(fā)展基礎(chǔ)不一，發(fā)展水平不同，因此對具體城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染的關(guān)系進(jìn)行研究也十分必要。本文利用1991－2012年時間序列數(shù)據(jù)，對呼和浩特市三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展與工業(yè)三廢排放量的關(guān)系進(jìn)行實證研究。

1 研究區(qū)域基本情況

自2000年西部大開發(fā)正式運作以來，呼和浩特市得到了飛速發(fā)展，實現(xiàn)了自計劃經(jīng)濟(jì)時期“一五”、“二五”的以來的再一次經(jīng)濟(jì)飛躍。在這一期間，地區(qū)總產(chǎn)值由2000年的199.9 億元增至2012年2475 億元，增長11.4 倍。雖經(jīng)濟(jì)總量在全國城市中來說不算高，但呼和浩特市的經(jīng)濟(jì)增速在全國范圍內(nèi)名列前茅。

在地區(qū)生產(chǎn)總值不斷攀升的背景下，呼和浩特市三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在1991 至2012年間均呈上升趨勢。進(jìn)一步將呼和浩特市三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)換算，使各年度產(chǎn)值具有可比性。從圖1 中可以了解到，1999年及之前，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值處于較低的水平，自2000年起，第一、二產(chǎn)業(yè)增長速率加快，增長軌跡陡峭爬升。相較之下，呼和浩特市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長速率較為緩和。對比2012年與1991年數(shù)據(jù)，由第一產(chǎn)業(yè)到第三產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)值增長依次為115.09 億元、782.33 億元、1674.57 億元;增長倍數(shù)分別為18.8 倍、52.4 倍、113.2 倍。

在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動上，總體來看，呼和浩特市第一、二產(chǎn)業(yè)比例逐年走低，與此同時，第三產(chǎn)業(yè)的比重逐年增加。在1991 至1995年間，三次產(chǎn)業(yè)比值此增彼減，略有波動，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在1993年以50.23%的比重居于首位。然而這個數(shù)值在其后的第三年回落至41.28%，次年，即1997年，被第三產(chǎn)業(yè)比重超越。此后，第二產(chǎn)業(yè)份額除在2005年略有增長之外，其余年份均變動不大。而第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重自1996年達(dá)到18.27%后即逐年降低，至2011年下降為5.03%。投入產(chǎn)出比小、生產(chǎn)周期長的第一產(chǎn)業(yè)比重漸低，釋放出大量農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到第二產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)中，推動后兩個生產(chǎn)部門的發(fā)展，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，開發(fā)生產(chǎn)技術(shù)、提高生產(chǎn)效率?？梢钥吹浇?jīng)過近二十年的發(fā)展，呼和浩特市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日趨集約化、現(xiàn)代化、合理化。

2 研究方法，指標(biāo)選擇與相關(guān)數(shù)據(jù)處理

2.1 研究方法

對于某一系統(tǒng)在不同時間(地點、條件)的響應(yīng)，我們稱其為時間序列。時間序列可以分為兩種，即平穩(wěn)時間序列，以及非平穩(wěn)時間序列。嚴(yán)平穩(wěn)時間序列也就是我們常說的隨機(jī)序列，也稱白噪聲序列。但在日常的數(shù)據(jù)處理中，嚴(yán)平穩(wěn)的時間序列十分稀少。通常我們所說的平穩(wěn)序列是指寬平穩(wěn)序列。寬平穩(wěn)時間序列有以下三個特征:

(1)序列均值E(Yt)=μ 與時間t 無關(guān)

(2)序列方差E(Yt－μ)2=σ2與時間t 無關(guān)

(3)協(xié)方差γk=E(Yt－μ)(Yt+k－μ)與時間無關(guān)

若待處理的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，那么就可以建立自回歸模型或運用通常的最小二乘法來對變量進(jìn)行方程擬合。然而現(xiàn)實中我們遇到的時間數(shù)列是非平穩(wěn)的序列。這些序列在具有長期趨勢的同時，也疊加有不規(guī)則的變動。若是直接對非平穩(wěn)序列運用最小二乘法進(jìn)行擬合，會產(chǎn)生偽回歸的問題。在這種情況下，通常的解決方法是對數(shù)列進(jìn)行差分運算使其平穩(wěn)，之后再進(jìn)行擬合。然而差分處理會減小樣本容量，降低方程自由度，造成信息的缺失。因此本文采用誤差修正模型對選用指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

誤差修正模型存在單一方程與多方程兩種形式。本文所用到的是單一方程模式。

設(shè)有兩變量yt與xt，兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，則存在簡單協(xié)整方程:yt=β0+β1xt。

此方程詮釋了變量之間的長期關(guān)系。同時，據(jù)Granger 定理，若有多個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，則必有誤差修模型可以表達(dá)他們之間的關(guān)系。簡單的誤差修正模型表達(dá)式為:

k1ECMt－1為誤差修正項，k1為誤差修正系數(shù)，表示ECM 對Δyt的修正速度。誤差修正方程詮釋了變量間的短期關(guān)系，表示x 變量變動k0單位與y 變量變動一個單位同時發(fā)生。

2.2 指標(biāo)選擇與相關(guān)數(shù)據(jù)處理

本文選擇工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)廢水排放量與工業(yè)固體廢棄物排放量表征工業(yè)三廢排放，分別由G，W，S 表示。三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值指標(biāo)表征呼和浩特市三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，分別由PI、SI、THI 表示，并將各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以1991年為基礎(chǔ)，換算為可比數(shù)據(jù)。為了消除幾組變量數(shù)據(jù)可能存在的異方差，同時為了加強(qiáng)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對所選用指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，即最后得到的六組指標(biāo)表達(dá)為lnG，lnW，lnS，lnPI，lnSI，lnTHI。

3 VEC 模型建立

3.1 單位根檢驗

為檢驗數(shù)據(jù)是否可以直接應(yīng)用最小二乘法進(jìn)行方程擬合，或是進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗，對利用Eviews 6.0 對六個指標(biāo)的數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF 單位根檢驗以判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。ADF 單位根檢驗方程:

零假設(shè)與備擇假設(shè)分別是:H0:ρ=0(yt非平穩(wěn));H1:ρ ＜0(yt平穩(wěn))。

在實際檢驗過程中，滯后項的個數(shù)應(yīng)服從兩個原則:為消除自相關(guān)，滯后階數(shù)應(yīng)充分大;為保持較大的自由度，滯后階數(shù)應(yīng)盡量小。與此同時，在未知數(shù)據(jù)性質(zhì)時應(yīng)逐個嘗試在檢驗方程中加入趨勢項與位移項。對六組原始序列及其一階差分項進(jìn)行ADF 單位根檢驗考察其平穩(wěn)性，結(jié)果如表1 所示?？梢姡M原始序列皆為不平穩(wěn)序列，然而在進(jìn)行一階差分之后，除dlnS 在5%的顯著水平上平穩(wěn)之外，其余差分序列皆在1%的顯著水平下平穩(wěn)，可稱六組序列都是一階單整I(1)序列，為同階單整，可進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗。

表1 單位根檢驗(注:(C，T，K)中，C 代表截距項，T 代表時間趨示，K 代表滯后階數(shù))

續(xù)表1

3.2 協(xié)整檢驗

在進(jìn)行協(xié)整之前先確定VAR 最優(yōu)滯后階數(shù)。為考察工業(yè)三廢與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的關(guān)系，將序列組合為三組，表示為GR1、GR2、GR3，分別包括lnG、lnPI、lnSI、lnTHI;lnW、lnPI、lnSI、lnTHI;lnS、lnPI、lnSI、lnTHI。

表2 協(xié)整檢驗

可以看到，GR2 的VAR 方程最優(yōu)滯后階數(shù)為3，協(xié)整檢驗與誤差修正方程在檢驗中加入了約束項，因此最優(yōu)滯后階數(shù)是無約束的VAR 模型滯后期減去一期，即GR2 協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)為2。GR1 與GR3 通過最多檢驗標(biāo)準(zhǔn)的滯后階數(shù)為1，可計算出協(xié)整分析及誤差修正模型的滯后期為0。然而VEC 模型測算的是變量之間短期的擾動關(guān)系，若滯后期為0，得出的只有變量間的長期趨勢，VEC 模型失去意義。但是在分析的過程中發(fā)現(xiàn)，lnG、lnPI、lnSI 與lnS、lnPI、lnSI 建立VAR 模型后，得到具有統(tǒng)計意義的滯后階2，協(xié)整檢驗以及誤差修正方程的最優(yōu)滯后項為1，將這兩組變量分別由GR12 與GR32 表示。運用Johansen 檢驗三組非平穩(wěn)序列的協(xié)整性。

表3 GR12 協(xié)整檢驗結(jié)果

表4 GR2 協(xié)整檢驗結(jié)果

組GR12 的檢驗結(jié)果中，沒有協(xié)整關(guān)系假設(shè)所對應(yīng)的跡統(tǒng)計量小于臨界值，未拒絕原假設(shè)，即lnG、lnPI、lnSI 不存在協(xié)整關(guān)系。GR2 的檢驗結(jié)果在顯著水平0.05上拒絕了沒有協(xié)整關(guān)系與只有一個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，而在存在兩個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)上跡統(tǒng)計量小于臨界值，說明GR2 存在兩個協(xié)整關(guān)系。對GR32 的檢驗結(jié)果做同樣的分析，得知其同樣具有兩個協(xié)整關(guān)系。

表5 GR32 協(xié)整檢驗結(jié)果

4 VEC 模型的構(gòu)建

GR2 與GR32 各具有兩個協(xié)整關(guān)系，然而本文的研究目標(biāo)是考察工業(yè)三廢排放與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的聯(lián)系，因此兩組各取一個協(xié)整，分別以lnW 與lnS 為因變量，以lnPI、lnSI、lnTH，lnPI、lnSI 為自變量進(jìn)行VEC模型的構(gòu)建，滯后階數(shù)依次為2 與1。GR2 的長期均衡方程如方程(1)所示，短期均衡方程如方程(2)所示，模型AIC 與SC 分別為－0.123546 與2.063576。

5 結(jié)果分析

5.1 GR2 擬合結(jié)果分析

(1)從長期均衡關(guān)系來看，呼和浩特第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)廢水排放量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，工業(yè)廢水排放減小1%的同時，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別增加6.22%與0.23%。相對的，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)廢水的排放量成同向變動關(guān)系，其每增加4.99%，工業(yè)廢水排放量增加1%。中國國家統(tǒng)計局將農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)等統(tǒng)計在第一產(chǎn)業(yè)中，這部分產(chǎn)業(yè)在我國目前仍然以小規(guī)模個人生產(chǎn)為主，未形成規(guī)模化、機(jī)械化的生產(chǎn)模式，因此第一產(chǎn)業(yè)用水僅有少部分統(tǒng)計在工業(yè)廢水排放口徑中。因此第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)廢水排放變動呈負(fù)相關(guān)關(guān)系并不能說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長可以減少環(huán)境污染排放?？梢钥吹降谌a(chǎn)業(yè)的發(fā)展在長期內(nèi)有利于環(huán)境污染的控制。然而此結(jié)果顯示，若保持如今的發(fā)展趨勢，第三產(chǎn)業(yè)第增加1%所降低的工業(yè)廢水排放量要遠(yuǎn)小于第二產(chǎn)業(yè)增加一產(chǎn)值所帶來工業(yè)廢水排放增量。

(2)可以在短期均衡方程中看到修正系數(shù)為－0.17，也就是說，當(dāng)關(guān)系出現(xiàn)偏離長期趨勢時，上一期的偏離會以17%的力度在本期得到糾正。觀察滯后項的系數(shù)，可以看到滯后一期與滯后二期的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對工業(yè)廢水排放量的擾動系數(shù)符號相反，一階滯后項每變動1 個百分點，當(dāng)期廢水排放反向變動0.084 個百分點，而二階滯后項每變動1 個百分點，當(dāng)期廢水排放變動0.17 個百分點。與其具有同樣性質(zhì)的是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。當(dāng)滯后一期的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動時1%，廢水排放反向變動0.1%;而滯后二期的產(chǎn)值變動1%時，廢水排放同向變動0.3%，可見滯后兩期的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的正向擾動能力最強(qiáng)。第三產(chǎn)業(yè)的兩期滯后項所帶來的擾動作用皆是反向的，一階滯后項每增加1%，當(dāng)期廢水排放減小0.26%;二階滯后項每增加1%，當(dāng)期廢水排放減少0.15%。

5.2 GR32 擬合結(jié)果分析

(1)在長期，呼和浩特市固體廢棄物排放量與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值反向變動，與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值同樣變動。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，固體廢棄物排放減少1.58%;第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，固體廢棄物排放增加2.13%。

(2)可知誤差修正方程修正系數(shù)為－0.49，也就是說，本期會以42.3%的力度修正上一期變量關(guān)系與長期均衡產(chǎn)生的偏離，修正力度要比GR2 組變量的修正力度大。在短期滯后變量關(guān)系上，滯后一期的固體廢棄物排放量對當(dāng)期值有反向擾動的關(guān)系，擾動系數(shù)為0.55。亦即當(dāng)前者增加1%時，當(dāng)后者將減少0.55%。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的一階滯后項同樣與當(dāng)期固體廢棄物排放存在反向擾動的關(guān)系。該滯后項每變動1 個百分點，固體廢棄物排放的當(dāng)期值反向變動0.32 個百分點。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的擾動系數(shù)為0.31，其每增加1%，固體廢棄物排放相應(yīng)增加0.31 個百分點。總的來說，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的擾動力度要小于第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。

6 結(jié) 論

從協(xié)整分析的結(jié)果上來看，工業(yè)廢氣排放量與第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)均不存在協(xié)整關(guān)系;工業(yè)廢水排放與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在2 期滯后協(xié)整關(guān)系;工業(yè)固體廢棄物排放與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在1 期滯后的協(xié)整關(guān)系。

從誤差修正模型的建立結(jié)果來看，在長期與短期，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都以較強(qiáng)的力度正向作用于工業(yè)廢水以及工業(yè)固體廢棄物的排放量。在長期第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，工業(yè)廢水排放量增加量接近該數(shù)值的5 倍，工業(yè)固體廢棄物排放大約是其2 倍。這種情況與呼和浩特市的工業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)。截止到2012年，呼和浩特市企業(yè)數(shù)量最多的三種工業(yè)類別分別是非金屬礦物制品業(yè)，32家;電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，27 家;化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，23 家;這些都是能源消耗量較大，環(huán)境污染性較高的類別。在這之后又有農(nóng)副食品加工業(yè)21 家，其中以乳業(yè)以及軟飲料加工為主，兩者在2012年的產(chǎn)量依次為146.78 萬噸與108.53 萬噸。這兩種輕工業(yè)的生產(chǎn)過程中都伴隨著大量廢水的產(chǎn)生。然而近幾年來，雖然上述產(chǎn)業(yè)產(chǎn)量仍居于高位，然而其生產(chǎn)規(guī)模卻在逐年下降。2012年呼和浩特市鐵礦石原礦產(chǎn)量為107.31 萬噸，2011年為243.34 萬噸，產(chǎn)量下降了55.9%;2008年，乳業(yè)占食品加工業(yè)的比重為19.7%，比2004年下降了11.5 個百分點，2012年乳制品產(chǎn)量比上一年下降了22%。相應(yīng)的，其他輕工業(yè)產(chǎn)出品，如食用植物油、白酒、配混合飼料等均有所提高，這說明呼和浩特工業(yè)結(jié)構(gòu)正向著低能耗低污染與多元化、合理化的方向發(fā)展。

反之，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長都伴隨工業(yè)廢水排放量的下降，在長期其每增加1 個百分點，工業(yè)廢水排放量減小0.24 個百分點?？梢粤私獾?，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對環(huán)境污染的改善作用要遠(yuǎn)小于呼和浩特第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加對環(huán)境帶來的負(fù)面作用。表6 列出了近五年來呼和浩特市第三產(chǎn)業(yè)增加值中營利性產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成比例。

從表6 中可以了解到，第三產(chǎn)業(yè)增加值的結(jié)構(gòu)中居于前三位的是交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)以及住宿和餐飲業(yè)這三項基礎(chǔ)服務(wù)行業(yè)。而交通運輸與郵政業(yè)的發(fā)展相較于其他服務(wù)行業(yè)來說具更大的環(huán)境污染性，如公路的修建會產(chǎn)生固體垃圾，交通工具的增加會提高汽車尾氣排放量和能源消耗量。餐飲業(yè)的發(fā)展則會排放更多的生活垃圾與生活污水。而這三項服務(wù)行業(yè)在增加值中所占比例在近五年保持在一個穩(wěn)定的較高的數(shù)值上，這也以解釋誤差修正方程中第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加的同時，工業(yè)廢水排放量的減少量并不大。除金融業(yè)在2012年較2011年增長4.08%之外，其他的服務(wù)行業(yè)的比例也沒有明顯的波動，都處于一個較低的比例上。其中房地產(chǎn)業(yè)、信息傳輸計算機(jī)服務(wù)及軟件業(yè)對比前幾年的數(shù)值反而有部分下降。總的來說，呼和浩特市第三產(chǎn)業(yè)仍著重于基礎(chǔ)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)以及新興服務(wù)的發(fā)展上并不是很活躍。

表6 第三產(chǎn)業(yè)增加值構(gòu)成比例

7 研究啟示

基于呼和浩特市自然資源稟賦，如何在保證經(jīng)濟(jì)增長的同時，協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)活動與環(huán)境之間的關(guān)系，成為日趨重要的問題。生產(chǎn)是拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引擎，是連接人類活動與自然資源環(huán)境的橋梁。第二產(chǎn)業(yè)在相當(dāng)長的一段時間內(nèi)極大的拉動了呼和浩特的發(fā)展，然而包含在其中的一些高耗能高污染產(chǎn)業(yè)對環(huán)境造成了一定的不利影響。在今后的發(fā)展過程中，呼和浩特市應(yīng)調(diào)整工業(yè)結(jié)構(gòu)，像能源、化工與礦業(yè)這種環(huán)境污染性高的企業(yè)，應(yīng)在逐漸減少企業(yè)數(shù)量的同時大力推動新技術(shù)的開發(fā)，提高企業(yè)能源利用率，單位產(chǎn)出率與廢棄物處理量與處理率，建立清潔生產(chǎn)機(jī)制。在第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過程中，在加強(qiáng)基礎(chǔ)服務(wù)行業(yè)建設(shè)的同時，應(yīng)著力強(qiáng)化新型服務(wù)行業(yè)，如金融業(yè)、計算機(jī)服務(wù)及軟件業(yè)，租賃行業(yè)等。這些行業(yè)在具有環(huán)境友好性的同時，也可以大力服務(wù)于其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，有利于企業(yè)提高生產(chǎn)科技含量以及實現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)，減小生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與生產(chǎn)環(huán)境友好性的提高同時也可以調(diào)整居民就業(yè)結(jié)構(gòu)，保證居民就業(yè)質(zhì)量與生活質(zhì)量，走以人為本的科學(xué)發(fā)展路徑。

［1］Meadows D.H.，Meadows，D.L.，Randers，J.，Behrens，W.The Limits to Growth［M］．Universe Books，New York，USA，1972．

［2］Grossman G．a(chǎn)nd A Krueger Environmental Impact of a North American Free Trade Agreement［Z］．1991 Paper Prepared for the Conference on United States－Mexico Free Trade Agreement．

［3］李姝.城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與環(huán)境污染［J］．財經(jīng)問題研究，2011(6):38－43．

［4］李婭，孫根年．20年來西安市工業(yè)發(fā)展與大氣環(huán)境質(zhì)量變化的關(guān)系［J］．干旱區(qū)資源與環(huán)境，2009(11):59－64．

［5］包群，彭水軍．經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染:基于面板數(shù)據(jù)的聯(lián)立方程估計［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2006(11):48－58．

［6］馬曉鈺，郭瑩瑩，李強(qiáng)誼．我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動對環(huán)境污染的影響［J］．商業(yè)研究，2013(4):57－62．

［7］唐德才．工業(yè)化進(jìn)程、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染——基于制造業(yè)行業(yè)和區(qū)域的面板數(shù)據(jù)模型［J］．軟科學(xué)，2009，23(10):6－11．