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        大氣污染與經(jīng)濟增長關系的再檢驗
        ——基于門檻回歸模型對179個地級以上城市的分組研究

        2019-09-27 09:16:34王微微譚詠琳
        山東財政學院學報 2019年5期
        關鍵詞:庫茲涅人均收入第二產業(yè)

        王微微,譚詠琳

        (中國社會科學院大學 經(jīng)濟學院,北京 102488)

        一、引言

        隨著中國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的腳步逐漸加快,能源消耗的強度越來越大,污染性氣體的排放強度也隨之增大,因此大氣污染成為了經(jīng)濟發(fā)展的重要問題。中國環(huán)保部發(fā)布的《2017 中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》的數(shù)據(jù)顯示,2017 年全國地級以上城市的超標率達70.7%。因此,近年來,中國開始重視環(huán)境治理的問題,綠色發(fā)展的理念成為經(jīng)濟發(fā)展的重要指導思想,如何協(xié)調好環(huán)境和經(jīng)濟增長關系的問題,成為經(jīng)濟發(fā)展的重中之重。

        在研究環(huán)境和經(jīng)濟增長關系的理論中,環(huán)境庫茲涅茨曲線(Environmental Kuznets Curve,EKC)是研究的最為廣泛的一個假說。這個假說的內容是,環(huán)境污染隨著經(jīng)濟增長先升后降,呈現(xiàn)倒U 型的關系,拐點是拋物線的最高點。Shafik 和Bandyopadhyay[1]利用149 個國家1960 年到1990 年的面板數(shù)據(jù),將模型設定為三次項的形式,檢驗出大氣懸浮顆粒物和二氧化硫的庫茲涅茨曲線為倒U 型;Grossman 和Krueger[2]利用城市空氣污染、河流的含氧量、河流的排泄物污染和河流的重金屬污染四個方面的指標來衡量環(huán)境污染,檢驗了大多數(shù)指標的庫茲涅茨曲線是倒U 型的,并且轉折點出現(xiàn)在人均收入不超過8000 美元的地方。隨著該領域研究成果的增多,庫茲涅茨曲線的形狀也豐富了起來。Harbaugh 等[3]在Grossman 和Krueger 的基礎上做了兩個方面的工作,一個是更新數(shù)據(jù),另一個是改變模型設定,發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)結構和模型設定的變動,都會改變庫茲涅茨曲線的形狀,使得該曲線呈現(xiàn)正N 型、U 型、正向線性和負向線性等形狀,因此倒U 型的曲線缺乏穩(wěn)健性;Rupasingha 等[4]利用空間計量模型,并且在模型中加入了衡量種族多樣性和收入不平等的變量,得出庫茲涅茨曲線呈現(xiàn)正N 型;吉丹俊[5]在考慮經(jīng)濟發(fā)展和污染排放溢出效應的前提下,運用動態(tài)的空間面板模型檢驗出人均二氧化碳排放與經(jīng)濟增長呈正U 型;劉芳芳等[6]利用面板數(shù)據(jù)得出人均GDP 超過1 萬美元的九個省市的碳排放與經(jīng)濟增長的關系為倒N 型;朱冉等[7]利用時間序列的數(shù)據(jù)對成都的“三廢”進行研究,最后得出工業(yè)廢水和工業(yè)廢氣的庫茲涅茨曲線的形狀分別為線性和倒N 型。庫茲涅茨曲線的形狀多樣化表明,在用不同的數(shù)據(jù)和模型設定的情況下,環(huán)境污染與經(jīng)濟增長的關系會有所差異,因此研究過程中需要考慮到差異性的存在,做到具體情況具體分析。

        在研究庫茲涅茨曲線的時候,很多學者會根據(jù)不同地區(qū)的特點,檢驗曲線的差異。在該方面的研究中,主要有兩種地區(qū)分類的方法:第一種是按照地域進行分組。王菲等[8]研究中國碳排放與經(jīng)濟增長的關系時,將中國分為東部、中部和西部地區(qū),利用二次函數(shù)的模型,分別算出了東部、中部和西部庫茲涅茨曲線出現(xiàn)的拐點,結果發(fā)現(xiàn)東部的拐點比中西部要靠后,中部地區(qū)處于拐點的下降區(qū)間,西部剛好到達拐點;高靜和黃繁華[9]在庫茲涅茨曲線模型中加入了貿易的因素,從研究結果來看,“倒U 型”出現(xiàn)在東部地區(qū),“正U 型”出現(xiàn)在西部地區(qū)。第二種是利用門檻回歸模型,以可能會使庫茲涅茨曲線出現(xiàn)拐點的因素作為門檻變量,將地區(qū)進行分類。余東華和張明志[10]基于kaya 恒等式分析發(fā)現(xiàn),發(fā)展水平和發(fā)展結構會使得庫茲涅茨曲線出現(xiàn)“異質性”,因此,為了解決“異質性難題”,以人均收入和產業(yè)結構作為門檻值,利用門檻回歸將82 個國家分組,得到不同組別國家的庫茲涅茨曲線呈現(xiàn)的形狀有“U 型”、“N 型”和“倒N 型”;韓玉軍和陸旸[11]用收入、工業(yè)結構、對外經(jīng)濟結構、貿易依存度作為門檻變量,根據(jù)門檻變量Bootstrap 的P 值,對變量進行多輪篩選,每輪得出一個變量的門檻值,從而將108 個國家分成五個組別。

        通過總結發(fā)現(xiàn),門檻回歸模型突破了按地區(qū)分組的傳統(tǒng)方式,為分組研究提供了另一種思路,而大多數(shù)文獻在研究中國的庫茲涅茨曲線時,都是將研究對象劃分為東部、中部和西部三個區(qū)域,然后用省級面板進行分析,而很少有文獻利用門檻模型,將中國地級以上城市進行分類,從而研究不同地區(qū)庫茲涅茨曲線的形狀。另外,在選擇門檻回歸模型時,學者們都考慮到了影響庫茲涅茨曲線的因素,并且以此作為門檻變量進行分組。在眾多影響的因素中,產業(yè)結構和人均收入直接決定了一個地方的發(fā)展水平,這兩者的差異會導致經(jīng)濟的發(fā)展路徑不一樣,從而使得經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的關系有所差異,所以可以作為劃分地區(qū)的重要依據(jù)。因此,本文結合門檻回歸模型,將研究對象細化到地級以上城市,根據(jù)經(jīng)濟體系內部的特征,分別用人均收入和產業(yè)結構作為門檻變量來分組。這種做法的好處是可以準確地將同一類別的城市歸為同一個組別,再利用面板數(shù)據(jù)得出該地區(qū)的庫茲涅茨曲線,從而研究不同地區(qū)曲線的差異,這樣可以給中國的綠色發(fā)展提供一個參考,使得中國的環(huán)境政策更加有的放矢,做到具體情況具體分析,根據(jù)不同地區(qū)的特點而靈活變動。

        二、模型構建

        (一)門檻回歸模型

        1.門檻回歸模型的設定和門檻值的估計

        門檻回歸模型的主要優(yōu)點是可以根據(jù)觀察值的內部特征,計算出使得經(jīng)濟結構發(fā)生變化的拐點值。以此為根據(jù)對數(shù)據(jù)進行分組,可以使得具有相似特征的研究對象分在同一組,有效地避免了同一組內出現(xiàn)較大差異性的情況,從而保證了分組的客觀性、有效性和科學性。Hansen[12]提出了靜態(tài)固定效應的門檻回歸模型,以單一門檻模型為例,基本形式如公式(1):

        q為門檻變量,門檻變量既可以是解釋變量,也可以是非解釋變量;γ為門檻值;I表示指示函數(shù),其作用是將一個分段函數(shù)寫在同一個式子里,相應括號里的條件成立,I取1,否則取0;ε為隨機誤差項,服從獨立同分布;下標i表示個體,t表示時間。

        為了將(1)式簡化,將解釋變量寫成如公式(2):

        將系數(shù)寫為矩陣形式:β=(β1',β2')',則(1)式可簡寫為公式(3):

        在取得組內平均值和消除個體效應μi后,將所有數(shù)據(jù)累疊成列向量,最后表達式如公式(4):

        根據(jù)最小二乘法,得到隨γ變動的殘差平方和,γ的估計值為使得該殘差平方和達到最小的γ值,表達式如公式(5):

        2.門檻效應的假設檢驗和置信區(qū)間

        在得到γ的估計值后,還要檢驗門檻效應是否顯著,即檢驗式子中的系數(shù)差異是否顯著。原假設H0為β1=β2;備選假設H1為β1 ≠β2。

        在原假設成立的情況下,(1)式不再為分段函數(shù),解釋變量跟被解釋變量的線性關系不再跟門檻值相關。因此,通過最小二乘法得到殘差平方和為S0,然后構造出似然比檢驗的統(tǒng)計量如公式(6):

        為了解決F1的漸進分布非標準的問題,Hansen 認為可以通過自體抽樣(Bootstrap)的方法進行反復抽樣,反復計算統(tǒng)計量的模擬值,最后計算出模擬值大于真實值的概率,如果該概率小于設定的臨界值,就拒絕原假設,即門檻效應存在[12]。

        在檢驗了存在門檻效應以后,要確定門檻估計值的置信區(qū)間,此時原假設為γ=γ0,γ0為真實值,然后構造出似然比統(tǒng)計量如公式(7):

        設α為顯著性水平,若,則不拒絕原假設,Hansen 稱滿足該區(qū)域的γ值的集合為“非拒絕域”[12]。

        3.模型的應用

        這里分別以人均收入和產業(yè)結構[13]為門檻變量,通過門檻回歸,分別得出兩者的門檻值,從而找出使經(jīng)濟結構發(fā)生變動的轉折點,然后用這兩個門檻值對179 個地級以上城市進行分組。模型如方程(8):

        因為門檻的數(shù)量事先未知,因此要將模型設定為單重和多重門檻的形式,方程(8)給出了單重門檻的表達式,雙重及以上數(shù)量門檻的表達式以此類推。

        其中,lneiit表示對數(shù)化的人均二氧化硫排放量;Xit是一個由解釋變量進行對數(shù)處理后組成的列向量,解釋變量包括人均收入、科技投入、二氧化硫去除率和第二產業(yè)增加值占GDP 的比例,其中人均收入為核心解釋變量,后面三個作為控制變量加入模型中;qit表示門檻變量,可以是經(jīng)過對數(shù)處理后的人均收入或者第二產業(yè)增加值占GDP 的比例;γ是不同的門檻值;εit是隨機誤差項;i表示單個城市區(qū)位,t表示時間。

        (二)回歸檢驗模型

        在利用門檻值進行分組后,再根據(jù)各組的數(shù)據(jù)特征,以人均二氧化硫排放量為因變量,人均收入為核心解釋變量,用不同的方法進行回歸,以檢驗各組的大氣污染與經(jīng)濟增長的關系是否符合庫茲涅茨曲線。另外,加入產業(yè)結構、科技投入和環(huán)境規(guī)制作為控制變量,探究這些變量與大氣污染的關系。在建立回歸檢驗模型的過程中,這里使用的方法是,在方程中加入一、二、三次項,檢驗每項系數(shù)的顯著性,選擇系數(shù)通過顯著性檢驗的最高項次數(shù)作為函數(shù)的形式。在這種方法下,庫茲涅茨曲線的形狀多種多樣,可以是“U 型”、“倒U 型”、“N 型”、“倒N 型”或者是線性,因此,回歸檢驗模型可以先設定為[14]:

        式子中變量的說明:為了消除量綱的影響,這里的變量都作了對數(shù)處理。eiit表示城市i在時間點t的人均二氧化硫排放量;agdpit表示城市i在時間點t的人均收入;techit表示城市i在時間點t的科技投入;elirateit表示城市i在時間點t的二氧化硫去除率;gdp2it表示城市i在時間點t的第二產業(yè)增加值占GDP的比例;μit表示隨機誤差項。

        (三)數(shù)據(jù)與變量說明

        本文采用2008—2016 年地級以上城市的數(shù)據(jù),除去數(shù)據(jù)有嚴重缺失的城市,最后共選取了179 個城市,9年共計1 611 個觀測值。數(shù)據(jù)說明如下:

        人均二氧化硫排放量:工業(yè)排放的大氣污染物以二氧化硫為主,而且二氧化硫數(shù)據(jù)的可得性強,在統(tǒng)計上具有連續(xù)性[15],因此本文使用人均二氧化硫排放量來說明環(huán)境污染程度。

        人均GDP:經(jīng)濟增長是造成環(huán)境污染的重要原因,而經(jīng)濟增長的程度可以用人均GDP 來衡量,其中GDP以2007 年不變價計算,排除價格變化因素。

        每萬元GDP 的科技投入:科技投入可以代表一個地區(qū)的技術水平,科技投入越高,技術水平越高,工業(yè)污染的程度就越小,因此可以用每萬元GDP 的科技投入來代表技術水平,以探究技術水平與污染的關系。

        二氧化硫去除率:表示環(huán)境規(guī)制,二氧化硫去除率越高,環(huán)境規(guī)制的作用越好,環(huán)境污染就越小[16]。

        第二產業(yè)增加值占GDP 的比重:第二產業(yè)包括工業(yè)、采掘業(yè)等環(huán)境污染比較嚴重的行業(yè),其增加值占GDP 的比重有效地代表產業(yè)結構與污染的關系,該比值越高,污染就越嚴重,因此選取該指標來表示產業(yè)結構。

        以上數(shù)據(jù)均來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》(2009—2017),變量統(tǒng)計性描述見表1。

        表1 變量的統(tǒng)計性描述

        三、模型結果分析

        (一)門檻模型檢驗結果

        根據(jù)門檻檢驗模型,在10%的顯著性水平下,由自體抽樣方法得到的P 值判斷出門檻數(shù)量和門檻值,結果如表2 所示。

        表2 人均收入與第二產業(yè)比例門檻檢驗與門檻置信區(qū)間

        在顯著性水平為10%的情況下,人均收入的雙重和三重門檻沒有通過顯著性檢驗,因此有單一門檻。根據(jù)收入門檻分組,可以將城市分為兩組,一組是高人均收入,一組低人均收入,以105 566.88 元為分界點。

        產業(yè)結構的雙重和三重門檻也沒有通過顯著性檢驗,因此也有單一門檻。根據(jù)產業(yè)結構分組,可以分為兩組,一組是低第二產業(yè)比例,一組是高第二產業(yè)比例,以44.71%為分界點。

        由此可以將179 個城市分成四個組,第一組為低人均收入,低第二產業(yè)比例;第二組為低人均收入,高第二產業(yè)比例;第三組為高人均收入,低第二產業(yè)比例;第四組為高人均收入,高第二產業(yè)比例。

        分組的依據(jù):在根據(jù)門檻值進行分組的時候,在不同的時間段,同一個城市可能會屬于不同的組別,所以,在處理這個問題時,本文先計算了每個城市人均收入和產業(yè)結構在九年中的均值,根據(jù)均值將城市歸類,然后尋找出每個城市在哪一個組別中出現(xiàn)的年份最多,根據(jù)頻率將城市歸類。最后將均值與頻率得出的結果相互比對,看兩個結果是否相同,如果不同,則以后者為分類標準[10]。按照以上分類方法可以分為如表3 所示的四組:

        表3 分組情況

        (二)分組回歸模型結果

        根據(jù)城市的數(shù)量情況選擇合適的計量方法,第一、二組的橫截面維度遠遠大于時間維度,屬于短面板模型,且樣本符合最小樣本量的要求,所以可以使用固定效應模型;第三、四組的時間維度大于橫截面維度,屬于長面板模型,所以使用全面FGLS 的方法。分析結果如表4 所示。

        表4 分組回歸檢驗結果

        1.第1 組為低收入,低第二產業(yè)比例的城市

        圖1 低收入、低第二產業(yè)比例組別的庫茲涅茨曲線

        根據(jù)固定效應回歸的結果來看,一、二、三次項的結果在1%的顯著性水平下都很顯著,其一次項系數(shù)為正,二次項系數(shù)為負,三次項系數(shù)為正,且經(jīng)過計算,該模型先單調遞增,再單調遞減,最后再次單調遞增,因此,隨著經(jīng)濟增長,人均二氧化硫的排放量呈現(xiàn)先上升再下降最后再上升的趨勢,而且在下降的區(qū)間中,先以較快的速度下降,到達拐點后,再以較慢的速度下降,整體呈現(xiàn)一個“N 型”的形狀(如圖1),并且極大值對應的人均收入為9 998.39 元,極小值對應的人均收入為77 037.15 元。由圖1 可以看出,該組城市有的處于曲線上升的區(qū)間,有的處于曲線下降的區(qū)間,收入相對較低的時候大氣污染與經(jīng)濟增長成正比,隨著收入升高,并且越過極大值點時,大氣污染與經(jīng)濟增長成反比,此時若收入進一步升高,越過極小值點時,大氣污染又與經(jīng)濟增長成正比關系。又根據(jù)該組的均值為23 932.7 元,位于曲線下降的區(qū)間,表明大多數(shù)城市的大氣污染與人均收入處于反比的關系。另外,環(huán)境規(guī)制對二氧化硫排放有顯著的負效應,二氧化硫去除率每上升1%,人均二氧化硫的排放量就會減少0.12%;第二產業(yè)比例對二氧化硫的排放量有顯著的正向效應,第二產業(yè)比例每上升1%,人均二氧化硫排放量增加1.91%。由此看來,該組城市的發(fā)展水平仍然處于較低的狀態(tài),經(jīng)濟仍然有依靠第二產業(yè)來拉動的潛力,但是隨著經(jīng)濟的增長,該組城市的大氣污染有可能會回到上升的狀態(tài),再加上該組的人均二氧化硫排放量對第二產業(yè)比例的敏感程度是四組里面最高的,因此,在發(fā)展產業(yè)的同時,該組城市要特別注意環(huán)境的保護。

        2.第2 組為低收入,高第二產業(yè)比例的城市

        根據(jù)固定效應回歸的結果,把一、二、三次項同時加入模型中時,其系數(shù)在10%的顯著性水平下不顯著,而只將一次項加入模型中后,一次項的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著,說明隨著經(jīng)濟的增長,人均二氧化硫的排放量會下降(如圖2)。在該模型中,環(huán)境規(guī)制對二氧化硫的排放量有顯著的負效應,二氧化硫的去除率每增加1%,人均二氧化硫排放量就會減少0.13%;第二產業(yè)結構對人均二氧化硫排放量有顯著的正向效應,第二產業(yè)比例每上升1%,人均二氧化硫排放量增加1.47%。由此看出,這些地區(qū)對污染的程度更加敏感,隨著收入的增加,其會更加重視改善去污技術,以減少污染。如河北的城市(保定、石家莊等)在2012 年開始加強大氣污染治理,采取了壓產能、治燃煤、控重卡等措施,同時加強對無證排污、非法排污的執(zhí)法和懲罰力度,從源頭上控制污染的排放,使得污染有所減少;山西的城市(晉中、晉城等)嚴格控制煤炭的使用量,控制污染性氣體的排放,關停重點污染企業(yè),加大環(huán)境監(jiān)管力度,從而使得整治有顯著的成果。但是有一點不能忽視,該組城市的人均二氧化硫排放量依然是四組中最高的,因此仍然不能降低環(huán)境規(guī)制的力度。

        圖2 低收入、高第二產業(yè)比例組別的庫茲涅茨曲線

        3.第3 組為高收入,低第二產業(yè)比例的城市

        把三次項加入模型中時,各個系數(shù)都不顯著,而把一、二次項加入到模型中后,其系數(shù)在1%的顯著性水平下很顯著。得到的結果中,二次項的系數(shù)為負,一次項的系數(shù)為正,表明污染和經(jīng)濟增長的關系呈現(xiàn)明顯的倒U 型關系(如圖3)。二氧化硫的排放量先隨著經(jīng)濟的增長而增加,然后隨著經(jīng)濟的增長而減少,與EKC 理論相符,其轉折點在73 130.442 元的地方。因為該組的城市為高收入組,其中大多數(shù)城市的人均收入均越過轉折點,因此該組別的城市大多數(shù)時間都處于曲線下降的區(qū)間,即大氣污染與經(jīng)濟增長成反比的階段。另外,環(huán)境規(guī)制對二氧化硫排放量有顯著的負效應,二氧化硫去除率每提高1%,人均二氧化硫排放量就會降低1.28%。由此看出,該組城市經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)達到一個較高的水平,隨著經(jīng)濟的發(fā)展,產業(yè)結構得以優(yōu)化,高新技術產業(yè)的比例不斷提高,污染型產業(yè)的比例不斷降低,非污染型的企業(yè)蓬勃發(fā)展。由于城市發(fā)展戰(zhàn)略的轉變,污染型的企業(yè)也遷移到其他地方,減輕了發(fā)展過程中環(huán)境問題帶來的負擔。另外,雖說大氣污染隨經(jīng)濟增長降低在很大程度上也得益于環(huán)境規(guī)制,但有一點值得注意,該組大氣污染對環(huán)境規(guī)制的敏感程度是四組里最高的,如果繼續(xù)實行嚴格的環(huán)境規(guī)制,可能會壓制產業(yè)的發(fā)展,反而不利于經(jīng)濟增長。因此,對于該組城市,可適當?shù)胤潘森h(huán)境規(guī)制。

        圖3 高收入、低第二產業(yè)比例組別的庫茲涅茨曲線

        4.第4 組為高收入,高第二產業(yè)比例的城市

        把三次項加入模型中時,各個系數(shù)都不顯著,而把一、二次項加入到模型中后,其系數(shù)在1%的顯著性水平下很顯著。得到的結果中,二次項的系數(shù)為負,一次項的系數(shù)為正,表明污染和經(jīng)濟增長的關系呈現(xiàn)明顯的倒U 型關系(如圖4)。與上面的模型一樣,人均二氧化硫排放量先隨著經(jīng)濟的增長而增加,然后隨著經(jīng)濟的增長而減少,與EKC 理論相符,其轉折點在人均收入為362 217.45 元的地方。

        由圖4 可以看出,該組城市的大多數(shù)時間都處于曲線上升的區(qū)間,即大氣污染與經(jīng)濟增長成正比的階段,仍未越過拐點。另外,科技投入對人均二氧化硫排放量有顯著的負效應,科技投入每增加1%,人均二氧化硫排放量減少0.07%;環(huán)境規(guī)制對人均二氧化硫排放量也有顯著的負效應,二氧化硫去除率每增加1%,人均二氧化硫排放量減少1.09%;第二產業(yè)比例對人均二氧化硫排放量有顯著的正向效應,第二產業(yè)比例每增加1%,人均二氧化硫排放量增加1.66%。由此看出,該組城市雖然處于高收入城市,但是產業(yè)轉型未能充分實現(xiàn),仍然通過工業(yè)、制造業(yè)等產業(yè)尋求更大的發(fā)展,為了實現(xiàn)經(jīng)濟增長,忽視了環(huán)境質量問題。因此,在到達拐點前,政府要加強對污染性企業(yè)的監(jiān)管,力求實現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟平衡發(fā)展。

        圖4 高收入、高第二產業(yè)比例組別的庫茲涅茨曲線

        5.綜合上述情況的結論

        綜觀上述研究結論,可以直觀的發(fā)現(xiàn),在研究樣本中有32 個城市的環(huán)境庫茲涅茨曲線處于正N 型狀態(tài),有135 個城市處于單調遞減的線性狀態(tài),有12 個城市處于倒U 型狀態(tài),且處于倒U 型狀態(tài)的城市都屬于高收入的城市。

        關于控制變量對大氣污染的影響,科技投入在第3 組的系數(shù)顯著為正,可能的原因是該地區(qū)的第二產業(yè)比例較低,投入到去污技術的科技投入的部分還比較小。環(huán)境規(guī)制對人均二氧化硫排放均有顯著的負向效應,表明企業(yè)完善去污技術,政府加大整治力度,都可以使得環(huán)境有顯著的改善。另外,高收入地區(qū)的人均二氧化硫排放量對二氧化硫去除率的彈性明顯高于低收入地區(qū),表明環(huán)境規(guī)制在高收入地區(qū)的效應比在低收入地區(qū)的效應顯著。第二產業(yè)比例對人均二氧化硫排放均有正向效應,而在第1、2、4 組比較顯著,這表明第二產業(yè)比例的提高會增加污染程度,即污染型產業(yè)的增多會顯著加重大氣污染,各地區(qū)應該通過結構轉型,降低第二產業(yè)的比例。另外第1 組的人均二氧化硫排放量對第二產業(yè)比例彈性最高,表明該地區(qū)的污染程度對產業(yè)結構比較敏感。

        四、結論與政策建議

        (一)研究結論

        本文以人均收入和第二產業(yè)比例為門檻變量,將179 個地級以上的城市分成四組進行細致研究,然后以人均收入為核心解釋變量,研究不同組別的大氣污染和經(jīng)濟增長的關系,探究不同類型地區(qū)的庫茲涅茨曲線形狀,同時,在模型中加入科技投入、二氧化硫去除率和第二產業(yè)比例,探究不同因素對大氣污染的影響。

        研究結果發(fā)現(xiàn),低收入、低第二產業(yè)比例城市的庫茲涅茨曲線處于正N 型狀態(tài),且大多數(shù)城市已經(jīng)越過第一個極值點,但還沒越過第二個極值點,大氣污染與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)反比的關系;低收入、高第二產業(yè)比例的庫茲涅茨曲線處于單調遞減的線性狀態(tài),大氣污染與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)反比的關系;高收入、低第二產業(yè)比例城市的庫茲涅茨曲線處于倒U 型狀態(tài),且大多數(shù)城市越過極大值點,處于曲線下降的區(qū)間,大氣污染與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)反比的關系;高收入、高第二產業(yè)比例城市的庫茲涅茨曲線也是處于倒U 型的狀態(tài),且大多數(shù)城市并沒有越過極大值點,處于曲線上升的區(qū)間,大氣污染與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正比的關系,大氣污染隨著經(jīng)濟增長而增加。在影響大氣污染的其他因素中,環(huán)境規(guī)制會顯著地降低大氣污染,同時,第二產業(yè)比例的增加會顯著地提高大氣污染的程度。

        (二)政策建議

        1.因地制宜加快產業(yè)結構升級,實現(xiàn)綠色產業(yè)發(fā)展

        產業(yè)的發(fā)展助推經(jīng)濟增長,但是傳統(tǒng)產業(yè)會對環(huán)境造成較為嚴重的污染,因此有必要因地制宜[17],根據(jù)不同組別城市的特征,采取不同的政策來升級傳統(tǒng)產業(yè),協(xié)調好環(huán)境和經(jīng)濟的關系。對于第1 組城市,可以適當?shù)靥岣叩诙a業(yè)的比例以助推經(jīng)濟的發(fā)展,但是在這個過程中,要達到收入提高與大氣治理同時兼顧,經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護齊頭并進的目標,特別是對于該組還沒越過極大值點的城市,如毫州市、阜陽市等,可以加大地方政府的政策支持,結合科技創(chuàng)新發(fā)展當?shù)氐奶厣a業(yè),如生物醫(yī)藥、有色金屬回收利用等,以拉動經(jīng)濟的增長;對于第2 組城市,國家政府要加大投入,支持當?shù)鼐G色能源和綠色產業(yè)的發(fā)展,同時地方政府也要重視產業(yè)結構的優(yōu)化,提高產業(yè)的治污效率,使得經(jīng)濟的發(fā)展向著更加環(huán)保的方向前進;對于第3 組城市,可以將第二產業(yè)比例保持在較低的狀態(tài),加大環(huán)保技術的科研投入,推動環(huán)保技術的創(chuàng)新,引領綠色產業(yè)技術的發(fā)展,同時該組城市可以加大對周邊落后城市環(huán)保型產業(yè)的投資,加快其環(huán)保產業(yè)的發(fā)展,最終實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的共贏;對于第4 組城市,要充分利用該組城市的經(jīng)濟優(yōu)勢,加快產業(yè)結構升級,推動環(huán)保型產業(yè)的發(fā)展。

        2.調整環(huán)境規(guī)制力度,完善環(huán)保法律法規(guī)

        環(huán)境規(guī)制主要指政府通過強制性的手段約束企業(yè)的工業(yè)排放行為,政府可以對安裝環(huán)保設備的企業(yè)進行補貼,也可以對嚴重污染環(huán)境的企業(yè)進行處罰[18]。本文研究顯示,環(huán)境規(guī)制的提高可以降低大氣污染的程度。對于第1 組已經(jīng)越過極小值點的城市,如呼和浩特市,要更大力推動綠色能源的利用,加大政府對使用清潔能源企業(yè)的補貼力度,在發(fā)展經(jīng)濟的同時減少污染;對于第2 組和第4 組城市,要強化環(huán)境規(guī)制的力度,完善有關環(huán)保的法律法規(guī),加大執(zhí)行法律的強度,嚴厲處罰污染環(huán)境的企業(yè),關停污染特別嚴重的企業(yè),同時通過宣傳教育,提高人民參與環(huán)保的積極性,真正實現(xiàn)綠色發(fā)展。需要指出的是,對于大氣污染對環(huán)境規(guī)制的敏感程度最高的第3 組而言,如果繼續(xù)實行嚴格的環(huán)境規(guī)制,可能會壓制相關產業(yè)的發(fā)展,反而不利于經(jīng)濟增長,因此,對于該組城市,可適當放松環(huán)境規(guī)制。

        3.加大環(huán)??蒲型度?,推動環(huán)保技術創(chuàng)新

        環(huán)保技術可以從源頭上防治污染,是實現(xiàn)綠色發(fā)展的有效手段,而為了尋求更加成熟的技術來降低污染,需要加大環(huán)保科研的投入,不斷地進行技術創(chuàng)新。各組城市應加快推廣綠色技術和設備的使用,加大環(huán)保型技術和設備的科技投入,提高產業(yè)的治污效率。

        在這個過程中,充分發(fā)揮第三組城市的資金優(yōu)勢,一方面為科研機構設立專項基金,重視環(huán)保技術領域人才的培養(yǎng),推動創(chuàng)新環(huán)保技術的研發(fā),實現(xiàn)產學研一體化發(fā)展,保證科研成果的成功轉化,發(fā)揮技術創(chuàng)新的帶頭作用,引領環(huán)保技術的發(fā)展;另一方面加大對周邊落后城市環(huán)保型產業(yè)的投資,一是為其提供技術的支持,把較為成熟的經(jīng)驗運用到當?shù)氐漠a業(yè)中,助推當?shù)匚廴拘推髽I(yè)的轉型升級,二是為其提供資金支持,建立環(huán)境友好型和資源節(jié)約型的企業(yè),在運作的過程中形成示范效應,拉動當?shù)丨h(huán)保產業(yè)的發(fā)展,最終實現(xiàn)綠色經(jīng)濟發(fā)展的共贏。

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