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工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長范文第1篇

[關(guān)鍵詞]工業(yè)經(jīng)濟(jì)；增長；環(huán)境污染；關(guān)系

工業(yè)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境既相互制約又相輔相成，工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長離不開自然環(huán)境，因?yàn)楣I(yè)經(jīng)濟(jì)的快速增長都是在一定的自然和社會(huì)環(huán)境的基礎(chǔ)之上進(jìn)行，因此工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長既受到周圍環(huán)境條件的約束，同時(shí)工業(yè)生產(chǎn)又會(huì)給周圍環(huán)境帶來很大的污染。自從改革開放以來，我國的工業(yè)經(jīng)濟(jì)有了很大的增長，但是工業(yè)生產(chǎn)卻造成了不同程度的環(huán)境污染，給我們的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)生活帶來了很大的影響，如何協(xié)調(diào)環(huán)境與工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展成為當(dāng)今關(guān)注的焦點(diǎn)。因此在我國環(huán)境友好型社會(huì)建設(shè)不斷深入的背景下，進(jìn)一步加強(qiáng)我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系的深入細(xì)致研究，能夠有效制定出協(xié)調(diào)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境的措施，這樣可以在很大程度上保證我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長速度的同時(shí)，還能有效避免和減少環(huán)境污染。

一、工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系

（一）工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境的影響

在我國經(jīng)濟(jì)增長中工業(yè)的貢獻(xiàn)率較高，但是工業(yè)本身都是以高耗能、高污染的粗放型行業(yè)為主， 存在資源利用率低、污染排放強(qiáng)度高等突出特點(diǎn)，導(dǎo)致資源浪費(fèi)和環(huán)境承載能力降低等嚴(yán)重破壞生態(tài)平衡的后果。例如工業(yè)生產(chǎn)中產(chǎn)生的工業(yè)廢水、二氧化硫、煙塵、廢棄物都是環(huán)境污染的主要污染物，對我國環(huán)境產(chǎn)生了較大的影響，工業(yè)生產(chǎn)中排放大量未經(jīng)處理的水、氣、渣等有害廢物，會(huì)嚴(yán)重地破壞農(nóng)業(yè)的生態(tài)平衡和自然資源對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展造成極大的危害。并且隨著我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長速度的不斷加快，我國環(huán)境污染增長更快，但是相應(yīng)的治理環(huán)境污染的投資太低，且效率不高，這就造成了環(huán)境污染不斷累積。

（二）環(huán)境對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響

環(huán)境雖然能夠在一定程度上接受、消納、分解工業(yè)生產(chǎn)中產(chǎn)生的污染，但是如果超過最大容量時(shí)， 就會(huì)導(dǎo)致污染的累積，導(dǎo)致生態(tài)系統(tǒng)的崩潰，影響到工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長。例如環(huán)境中的自然資源是作為生產(chǎn)必不可少的要素直接進(jìn)入工業(yè)生產(chǎn)過程，但是隨著環(huán)境污染程度的不斷加深，環(huán)境中的自然資源遭到了很大的破壞，進(jìn)而在很大程度上影響了工業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。工業(yè)“三廢”對工業(yè)生產(chǎn)本身的危害也很嚴(yán)重，有毒的污染物質(zhì)會(huì)腐蝕管道，損壞設(shè)備，影響廠房等的使用壽命，增大了工業(yè)生產(chǎn)的成本。除此之外，隨著環(huán)境污染的不斷加深，國家會(huì)進(jìn)一步加大對環(huán)境的管制，這樣就會(huì)對工業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，但在工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整期，會(huì)因?yàn)樘蕴髽I(yè)的關(guān)閉而短期內(nèi)降低整個(gè)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長率或引起工業(yè)產(chǎn)品供求的急劇縮減，而生產(chǎn)性質(zhì)受固定要素的投入的限制，無法在短期內(nèi)增加產(chǎn)品的供應(yīng)，影響市場供求的波動(dòng)，造成工業(yè)經(jīng)濟(jì)短期的負(fù)面影響。

二、工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的建議

環(huán)境是人類賴以生存的基礎(chǔ)，因此工業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)必須要在保護(hù)環(huán)境的基礎(chǔ)之上開展，只有這樣才能實(shí)現(xiàn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

（一）發(fā)揮市場作用，健全法規(guī)體系

健全法規(guī)體系是防止環(huán)境污染的有效手段之一，因此在工業(yè)經(jīng)濟(jì)快速增長的過程中，有關(guān)部門必須要制定健全的環(huán)境保護(hù)法規(guī)體系，對工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)活動(dòng)作出嚴(yán)格的監(jiān)督，有效提高其環(huán)境保護(hù)意識(shí)。同時(shí)有關(guān)部門還應(yīng)該開征新稅、調(diào)節(jié)稅率、加征環(huán)境保護(hù)稅，盡可能的提高工業(yè)企業(yè)排污成本大于其收益，這樣可以有效防止工業(yè)企業(yè)隨意的排放工業(yè)生產(chǎn)廢物，進(jìn)而有效提升環(huán)境保護(hù)的成效。

（二）積極推進(jìn)工業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的綠色化進(jìn)程

在工業(yè)生產(chǎn)中會(huì)必不可免的產(chǎn)生工業(yè)廢物，因此有關(guān)部門必須要積極推進(jìn)工業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的綠色化進(jìn)程，推動(dòng)不同行業(yè)合理延長產(chǎn)業(yè)鏈，加強(qiáng)對廢物的循環(huán)利用。例如在冶金、電力、煤炭、建材等固體廢棄物排放量較大的工業(yè)行業(yè)，鼓勵(lì)利用廢渣生產(chǎn)新型建材產(chǎn)品、鋪路和回填等。而在造紙、釀造、印染、制革等廢水排放量較大的工業(yè)行業(yè)，必須要加強(qiáng)廢水深度處理，提高水循環(huán)利用率。與此同時(shí)，我國工業(yè)行業(yè)還應(yīng)該優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，走新型工業(yè)化道路，通過技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)改造增加企業(yè)產(chǎn)品附加值和減少環(huán)境成本的支出，提高資源使用效率和環(huán)境效率，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)減少污染物的排放從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的雙贏的目標(biāo)。

三、結(jié)束語

環(huán)境是居民生存的基礎(chǔ)，不能為了過分追求工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長而破壞我國生活的環(huán)境，因此在我國環(huán)境友好型社會(huì)建設(shè)不斷深入的背景下，有關(guān)部門必須要協(xié)調(diào)好工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境之間的關(guān)系，盡可能的制定出保持工業(yè)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的政策，只有這樣才能保證我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，還能保護(hù)周圍的環(huán)境，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)構(gòu)建環(huán)境友好型社會(huì)的目標(biāo)。

參考文獻(xiàn)

[1]賀俊.胡家連.袁祖懷.基于內(nèi)生增長模型的環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系研究[J].合肥工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2012年10期

工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長范文第2篇

 

一、問題的提出

 

中國是個(gè)發(fā)展中國家。我國的經(jīng)濟(jì)增長依靠能源的消費(fèi)，而我國的石油、天然氣資源不是十分的充足，根據(jù)有關(guān)資料顯示：中國人均能源資源占有量遠(yuǎn)比世界平均水平值要低。我國人均石油、天然氣可采儲(chǔ)備量分別為世界水平值得10%和5%。從環(huán)境污染角度看，我國在節(jié)能減排工作上面面臨著新的問題挑戰(zhàn)。資源和能源消耗大，利用率低導(dǎo)致我國環(huán)境污染嚴(yán)重已成為不爭的事實(shí)。

 

那么能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長在數(shù)值上有什么關(guān)系?本文收集了1980年至2007年的時(shí)間數(shù)據(jù)，并加以實(shí)證分析。

 

二、模型設(shè)定

 

我們所用的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》 所設(shè)模型的樣本容量為27個(gè)。分別以能源消費(fèi)總量(Y)作為因變量，能源生產(chǎn)總量(X1)、全國生活能源消費(fèi)總量(X2)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(X3)和工業(yè)能源消費(fèi)總量(X4)為因變量。在EVIEWS軟件中輸入數(shù)據(jù)，觀察散點(diǎn)圖發(fā)現(xiàn)存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，故此選擇建立線性模型。計(jì)量模型可以設(shè)定為

 

三、模型檢驗(yàn)

 

假設(shè)模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)u滿足古典假定，運(yùn)用OLS方法估計(jì)模型的參數(shù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews得結(jié)果：

 

t= (-0.708675) (5.163553) (0.516422) (3.689293) (6.063122)

 

=0.999297 =0.999175 F=8176.418 DW=1.376476

 

1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

 

由回歸估計(jì)結(jié)果可以看出，能源生產(chǎn)總量、全國生活能源消費(fèi)總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費(fèi)總量四個(gè)解釋變量前的系數(shù)為正值，即與能源消費(fèi)總量呈線性正相關(guān)，與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義理論相符。

 

2、統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)

 

從估計(jì)的結(jié)果可以看出，可決系數(shù)R2=0.999297，F(xiàn)=8176.418，認(rèn)為模型的擬合程度可以接受。系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：給定 α=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=23時(shí)的臨界值2.069，、、的t值大于臨界值，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，表明能源生產(chǎn)總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費(fèi)總量對能源消費(fèi)總量有顯著性影響;僅有的t值小于臨界值2.069，所以接受原假設(shè)，表明全國生活能源消費(fèi)總量對能源消費(fèi)總量影響不顯著。

 

3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

 

(1)多重共線性檢驗(yàn)

 

①對各解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)

 

由上表可看出，模型整體上線性回歸擬合較好，R2 與F值較顯著，而解釋變量的t檢驗(yàn)不顯著，則說明該模型可能存在多重共線性。利用EVIEWS軟件得到各變量間相關(guān)系數(shù)矩陣表可以看出各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，所以解釋變量之間存在多重共線性。

 

②修正多重共線性

 

1、用EVIEWS分別對Y與各解釋變量、、、做最小二乘回歸最后發(fā)現(xiàn)的方程最大，所以以為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。

 

經(jīng)比較，新加入x4的方程=0.998541，改進(jìn)最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，但是x2的符號(hào)不合理，選擇保留x4，再加入其他新變量逐步回歸。

 

在X1、X4的基礎(chǔ)上加入X2后的方程明顯增大，但是X2的t檢驗(yàn)不通過，因其為負(fù)值不合理。加入X3后不但方程的明顯增大，而且t檢驗(yàn)值也通過，所以選擇保留X3，繼續(xù)回歸。

 

加入后，不僅下降，而且參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著。這說明引起多重共線性，所以應(yīng)予剔除。

 

最后得出的回歸模型是：

 

(2) 異方差檢驗(yàn)

 

采用White檢驗(yàn)n=9.5955小于在顯著性為0.05水平下的卡方檢驗(yàn)值16.9190，所以不存在異方差。

 

(3) 自相關(guān)檢驗(yàn)

 

采用DW檢驗(yàn)，由上分析可得DW=1.371751;給定顯著性水平α=0.05，n=28，K=3時(shí)，查Durbin—Watson表得下限臨界值=1.181，上限臨界值=1.650，可知

四、自相關(guān)修正

 

采用科克倫—奧克特引入一階自相關(guān)系數(shù)AR(1) 得出的結(jié)果中可決系數(shù)R2的值為0.999368.非常接近于1，模型擬合度非常高。在1%的顯著水平條件下，參數(shù)顯著不為零，模型整體性良好。 AR(1)對應(yīng)的Prob值為0.0067，在1%的顯著水平下顯著。D.W.對應(yīng)的值為1.85，查解釋變量為4且自由度為27的D.W.分布表，上下限分別為1.16，1.65.由于1.65<1.85<2.35，所以模型不再存在一階自相關(guān)。

 

最終回歸模型為：

 

t = (-0.699866) (7.276451) (4.647176) (6.135601)

 

=0.999368 F=8695.975 DW=1.850801

 

五、結(jié)論分析

 

1、 在自相關(guān)的修正過程中，我們可以發(fā)現(xiàn)，全國生活能源消費(fèi)總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費(fèi)總量等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)都具有時(shí)間上的慣性;另外一方面，城鎮(zhèn)人均可支配收入具有經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的滯后性，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，不會(huì)使居民能源消費(fèi)的水平當(dāng)期就達(dá)到應(yīng)有的水平，而是要經(jīng)過若干期才能達(dá)到。因?yàn)槿说南M(fèi)觀念的改變存在一定的適應(yīng)期。

 

2、 雖然能源價(jià)格、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和環(huán)境政策等因素未能在模型中得到量化和反映，但不是說這些因素對能源需求的影響并不重要。事實(shí)上，這些因素越是得不到量化和反映，越是暴露了當(dāng)前我國在這些方面的不足和缺陷，更應(yīng)該重視和解決。

 

六、政策建議

 

1、充分發(fā)揮市場機(jī)制的作用，促進(jìn)我國能源消費(fèi)向高效、清潔的方向發(fā)展。在工業(yè)方面，有重點(diǎn)地調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，確保經(jīng)濟(jì)與能源消費(fèi)的協(xié)調(diào)。

 

2、優(yōu)化和改善能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展清潔能源的使用，加強(qiáng)科學(xué)技術(shù)在此類能源上的創(chuàng)新性。我國具有豐富的水能、風(fēng)能、太陽能等可再生資源，從長遠(yuǎn)來看，我國應(yīng)在中長期戰(zhàn)略上做好大力發(fā)展可再生能源的部署。

 

3、加強(qiáng)能源統(tǒng)計(jì)，制定有效的能源發(fā)展戰(zhàn)略。能源統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的質(zhì)量，應(yīng)包括數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和時(shí)效性。提高能源統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性、時(shí)效性、國際可比性，便于有關(guān)部門及時(shí)調(diào)整戰(zhàn)略，實(shí)現(xiàn)能源的有效利用。

工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長范文第3篇

[關(guān)鍵詞]制造業(yè)；能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)

[中圖分類號(hào)]F423.62 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]2095-3283（2014）03-0080-03

一、引言

國內(nèi)外許多學(xué)者對能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長間的變動(dòng)關(guān)系進(jìn)行研究，如Kraft J.和Kraft A.（1978）對1947―1974年的美國數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，得出GDP對能源消費(fèi)存在單向的因果關(guān)系，但是兩者不存在協(xié)整關(guān)系[1]。Yu和Hwang（1984）對1947―1979年美國的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究， 結(jié)果表明能源消費(fèi)與GNP增長不存在因果關(guān)系[2]。Paresh Kumar Narayan和Stephan Popp （2012）分析了93個(gè)國家的能源消費(fèi)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期關(guān)系，認(rèn)為能源消費(fèi)不是實(shí)際GDP的Granger原因[3]。韓智勇等（2004）采用Engle-Granger兩步法對1978―2000年中國的GDP與能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果證明能源消費(fèi)與GDP之間不存在長期均衡關(guān)系，但存在雙向因果關(guān)系[4]。楊俊、王慶存（2011）利用1978―2009年的數(shù)據(jù)對我國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果表明電力消費(fèi)與GDP，GDP與煤炭消費(fèi)，GDP與石油消費(fèi)之間存在單向Granger因果關(guān)系[5]。

改革開放以來，新疆加快了結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)由農(nóng)牧業(yè)主導(dǎo)型逐步向工業(yè)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變，工業(yè)經(jīng)濟(jì)步入快速增長期，實(shí)現(xiàn)了前所未有的跨越式發(fā)展。1978年，新疆工業(yè)增加值僅有14.5億元，到2011年已達(dá)2700.02億元，年均增長9.9%。進(jìn)入21世紀(jì)，新疆工業(yè)增長速度不斷加快，年均增長11.6%，高于同期GDP增速0.7個(gè)百分點(diǎn)，尤其近五年，是改革開放以來工業(yè)增長速度最快的時(shí)期，年均增速為13.6%，高于GDP 2.6個(gè)百分點(diǎn)。工業(yè)增加值占GDP的比重由1978年的37.1%增長至2011年的40.84%，提高了3.74個(gè)百分點(diǎn)（見圖1）?？梢姡I(yè)的快速發(fā)展在新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮了不可替代的作用。

新疆是我國重要的能源基地，作為全國最大的資源儲(chǔ)備區(qū)，新疆煤的預(yù)測儲(chǔ)量為2萬億噸，占全國預(yù)測總儲(chǔ)量的37.7%；油氣資源約占全國陸上油氣資源總量的1/4。近年來，新疆能源消費(fèi)呈快速上升趨勢，而工業(yè)能源消費(fèi)占新疆能源消費(fèi)總量的絕大部分，其在1988年占63.83%，到2011年上升至73.32%；而制造業(yè)的能源消費(fèi)基本上占據(jù)了工業(yè)能源消費(fèi)總量的六成左右（見圖2）。由此可見，能源是工業(yè)發(fā)展最重要的資源基礎(chǔ)，研究工業(yè)能源消費(fèi)對工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長尤為重要，本文以制造業(yè)為落腳點(diǎn)，研究制造業(yè)能源消費(fèi)與新疆工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變動(dòng)關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)選取與變量設(shè)定

為研究新疆制造業(yè)能源消費(fèi)對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響，本文選取了新疆1988―2011年的制造業(yè)能源消費(fèi)量和實(shí)際工業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)，單位分別是億元人民幣和萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，分別以MEC和IGDP來表示。所有數(shù)據(jù)都源自歷年《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》。為排除物價(jià)變動(dòng)因素的影響，本文以1988年為基期的工業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)和1988年工業(yè)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)對各序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平減；同時(shí)由于制造業(yè)能源消費(fèi)和工業(yè)生產(chǎn)總值的變化趨勢具有波動(dòng)性，易產(chǎn)生異方差的問題導(dǎo)致偽回歸的現(xiàn)象，為了排除異方差性，本文對時(shí)間序列變量取自然對數(shù)，記取對數(shù)后的工業(yè)生產(chǎn)總值和制造業(yè)能源消費(fèi)總量分別為lnIGDP和lnMEC。圖2顯示了水平變量lnIGDP和lnMEC的趨勢圖，反映了1988―2011年新疆不變價(jià)的工業(yè)生產(chǎn)總值與制造業(yè)能源消費(fèi)的變動(dòng)趨勢。

根據(jù)1988―2011年的數(shù)據(jù)建立回歸模型，以工業(yè)生產(chǎn)總值為因變量，制造業(yè)能源消費(fèi)為自變量建立新疆工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與制造業(yè)能源消費(fèi)的雙變量對數(shù)模型，即：

lnIGDP=α+βlnMEC+μ

由圖2可知，除個(gè)別年份外，兩條曲線的變化趨勢相近，接近線性，其次lnIGDP和ln MEC都成增長趨勢，可以判斷上述模型的設(shè)計(jì)具有合理性，且lnIGDP和ln MEC存在協(xié)整關(guān)系。

三、實(shí)證分析

（一）ADF單位根檢驗(yàn)

由上述分析可判斷，IGDP與MEC之間可能存在協(xié)整關(guān)系，在檢驗(yàn)其協(xié)整關(guān)系之前，先要對時(shí)間序列的各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用Augmented Dickey-Fuller（ADF）對時(shí)間序列進(jìn)行檢驗(yàn)。利用Stata軟件檢驗(yàn)lnIDGP和lnMEC是否為非平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如表1，圖4、圖5所示（注：圖中的dlnIGDP、lnMEC為一階差分后的序列）。

由表1可以看出，在1%的顯著水平下，lnIGDP序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為1.409大于其臨界值-2.518，所以不能拒絕原假設(shè)，即存在單位根，而序列l(wèi)nMEC的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值在1%的顯著水平下為-0.786，也大于其臨界值-2.518，所以接受原假設(shè)，存在單位根。對兩序列一階差分后再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，dlnIGDP、dlnMEC兩序列在1%的顯著水平下分別為-2.585、-4.263，均小于其臨界值-2.528，所以兩序列在1%的顯著水平下均通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)（見圖4、圖5），同時(shí)兩序列為一階單整，即lnIGDP～I(xiàn)（1）、lnMEC～I(xiàn)（1）。

工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長范文第4篇

 

當(dāng)然，要對比工業(yè)經(jīng)濟(jì)空間差異，就要追源于區(qū)域總體經(jīng)濟(jì)差異的研究，然而由于在具體研究區(qū)際經(jīng)濟(jì)差異中，結(jié)果與原因解釋經(jīng)常分離，或選擇的分析角度主觀原因過多，從一定程度上削弱了這些研究的解釋力和可信度。同時(shí)，單純的差異測度缺乏對經(jīng)濟(jì)差異増長規(guī)律的深入探討，這就在一定程度上妨礙了區(qū)域經(jīng)濟(jì)増長差異的關(guān)鍵因素研究。因此有必要結(jié)合引入經(jīng)濟(jì)増長趨同的概念與方法來進(jìn)一步研究區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)差異是否存在縮小(擴(kuò)大)而走向趨同(趨異)。而關(guān)于對増長趨同的研究，可追源于20世紀(jì)中期等134提出的新古典増長模型。它是基于資本邊際收益遞減假設(shè)提出的，即：發(fā)達(dá)國家由于邊際遞減規(guī)律的作用經(jīng)濟(jì)增長將會(huì)減緩，欠發(fā)達(dá)國家則相反;隨著時(shí)間的推移，各國的人均產(chǎn)出應(yīng)趨同于一個(gè)人均水平不變的穩(wěn)定狀態(tài)值。從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度對此趨同定義為趨同和趨同。其中，a趨同即為與橫截面數(shù)據(jù)相關(guān)趨同假說，指各地區(qū)人均GDP差異隨時(shí)間推移而縮小。卩趨同是與時(shí)間序列相關(guān)的趨同假說，即窮國比富國增長快，就人均收入或人均產(chǎn)出而言窮國可以趕上富國。

 

目前，國內(nèi)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同的研究主要集中于區(qū)域間相對人均GDP分異程度隨時(shí)間推移是否減小Q趨同)以及區(qū)域的相對人均GDP增長速度與其初始水平是否呈負(fù)相關(guān)關(guān)系(趨同)的實(shí)證性檢驗(yàn)[8]，也有學(xué)者運(yùn)用了空間相互作用的概念、馬爾科夫鏈方法測度了區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同，并多居于發(fā)展現(xiàn)狀與演變趨勢的分析，對于造成趨同效果的驅(qū)動(dòng)因素尤其是驅(qū)動(dòng)因素的定量說明涉及并不多。且研究單元的選取目前多基于省域單元層面，對縣市級單元層面的研究相對較少。

 

其中，對江蘇省的空間經(jīng)濟(jì)差異與趨同分析已較為成熟，劉兆德則就90年代時(shí)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展及空間差異作了分析，張紅梅等分別在選取多項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)上運(yùn)用主成分分析法對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和區(qū)域空間結(jié)構(gòu)作出測度，蒲英霞等運(yùn)用GIS方法對空間格局進(jìn)行定量分析并從趨同角度分析了江蘇省空間特征與成因，歐向軍等運(yùn)用經(jīng)濟(jì)極化的概念和方法對江蘇經(jīng)濟(jì)差異作了定量分析，之后歐向軍與其他學(xué)者對經(jīng)濟(jì)空間格局、結(jié)構(gòu)差異及成因進(jìn)行了重點(diǎn)研究，仇方道等運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)差及變異系數(shù)進(jìn)行測度，并對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)作出了綜合評價(jià)，而沈正平等在分析南北經(jīng)濟(jì)差異的基礎(chǔ)上提出區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的對策。各項(xiàng)研究對江蘇經(jīng)濟(jì)的格局特征日趨詳盡，研究方法集中在標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、泰爾指數(shù)、主成分分析法、空間關(guān)聯(lián)、極化指數(shù)等方法，但是并未以工業(yè)經(jīng)濟(jì)為主要研究對象進(jìn)行深入探討，且將空間差異與增長趨同結(jié)合的研究較少。

 

鑒于目前的研究進(jìn)展，文章以江蘇省65個(gè)縣市為研究單元(圖1)以工業(yè)經(jīng)濟(jì)為研究對象，從蘇南、蘇中、蘇北三個(gè)地區(qū)分時(shí)段對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長差異與趨同進(jìn)行定量判定，探討該省工業(yè)經(jīng)濟(jì)差異在區(qū)域間及區(qū)域內(nèi)是否有縮小趨勢、工業(yè)增長是否存在趨同現(xiàn)象，并在此基礎(chǔ)上對主要影響因素進(jìn)行針對性分析，為優(yōu)化區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)空間布局、制訂工業(yè)發(fā)展策田各妥善處理區(qū)域間競合關(guān)系、促進(jìn)全省工業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展等方面提供參考。

 

2.研究區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展概況

 

目前江蘇制造業(yè)分布不均衡性明顯，南北地區(qū)性分布差異較大。2007年蘇南地區(qū)(南京、蘇中、無錫、常州、鎮(zhèn)江5市)工業(yè)增加值占了全省的67%蘇中地區(qū)(南通.、揚(yáng)州、泰州3市)占近18%，而蘇北地區(qū)(徐州、連云港、鹽城、宿迀、淮安5市)只占據(jù)了15%。從各單元的工業(yè)增加值的平均值看，蘇南地區(qū)為457億元，蘇中地區(qū)為134億元，蘇北地區(qū)71億元，梯度差距尤為明顯，尤其是蘇北與蘇南的差距更為顯著，平均各縣市單元工業(yè)增加值不足蘇南的。

 

通過對1990年與2007年江蘇省各縣市工業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的計(jì)算工業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模分別工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)年平均就業(yè)人數(shù))，可以進(jìn)一步看出在1990年和2007年不同年份江蘇省南、中、北三地區(qū)的工業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模梯度差異均非常明顯。其中蘇南地區(qū)以南京、蘇州、無錫等城市工業(yè)發(fā)展優(yōu)勢最為明顯。蘇中地區(qū)內(nèi)部相差較小，且以泰州地區(qū)的工業(yè)發(fā)展相對落后。而在蘇北地區(qū)以各市區(qū)工業(yè)較為集中，其他縣市工業(yè)發(fā)展普遍落后于蘇中、蘇南縣市。從縱向變化程度看，總體格局變化不甚明顯，但相對落后的蘇北地區(qū)其工業(yè)規(guī)模成倍增長，蘇南地區(qū)增長幅度相對平穩(wěn)。此外，在三個(gè)地區(qū)內(nèi)，蘇南地區(qū)規(guī)模等級分布較大即各縣市之間差異仍是很大，蘇北、蘇中差異則有連續(xù)分布之勢。但是這對于全省域的工業(yè)經(jīng)濟(jì)差異變化過程、變化程度、變化趨勢還不能得以明確，因此有必要進(jìn)一步分解量化分析。

 

3研究方法與數(shù)據(jù)說明

 

3.1研究方法

 

3.1.1工業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)空差異測度目前經(jīng)濟(jì)差異研究主要集中于絕對差異、相對差異和綜合差異，在相對差異中，泰爾T系數(shù)測度方法，可以比較經(jīng)濟(jì)指標(biāo)(變量)的地區(qū)分布，該系數(shù)可分解為組內(nèi)和組間差異兩個(gè)部分[22]，是衡量區(qū)域差異的重要指標(biāo)。本文為了更好地分析地區(qū)間及地區(qū)內(nèi)差異，將江蘇省分蘇南、蘇中、蘇北三個(gè)地區(qū)，運(yùn)用泰爾(Theil)系數(shù)，綜合測度三個(gè)地區(qū)之間以及地區(qū)內(nèi)部工業(yè)經(jīng)濟(jì)差異的總體特征及變化式中，T、BT、WT分別表示全省各縣市之間的工業(yè)經(jīng)濟(jì)差異、地區(qū)之間的工業(yè)經(jīng)濟(jì)差異、地區(qū)內(nèi)區(qū)縣(市)的工業(yè)經(jīng)濟(jì)差異;G/、P,:/表示i地區(qū)j城市工業(yè)的増加值和從業(yè)人口，G、P分別表示i地區(qū)總工業(yè)増加值和從業(yè)人口，G、P為全省工業(yè)増加值和從業(yè)人口。

 

3.1.2工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長趨同檢驗(yàn)當(dāng)不發(fā)達(dá)地區(qū)的増長速度高于發(fā)達(dá)地區(qū)時(shí)，發(fā)達(dá)地區(qū)與不發(fā)達(dá)地區(qū)的收入之比會(huì)下降，會(huì)出現(xiàn)相對趨同。當(dāng)不發(fā)達(dá)地區(qū)收入増量超過發(fā)達(dá)地區(qū)時(shí)，會(huì)出現(xiàn)絕對趨同。若初始的差異大，在一定時(shí)期內(nèi)高收入、低増長區(qū)域的絕對増量會(huì)大于高増長、低收入的絕對増量。相對差異(收入比率)縮小，但絕對差異維持或擴(kuò)大的情況，可能會(huì)持續(xù)很長時(shí)間?？梢?，趨同并非完全是指區(qū)域差異縮小，而是指區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平趨于接近的過程。在這一過程中某些形式的差異(如絕對増量差)可能在一定時(shí)段內(nèi)并不會(huì)縮小。

 

4.工業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)空分異及增長趨同特征

 

4.1總體及地區(qū)間差異演變特征

 

通過泰爾T系數(shù)測度(式1~3)，江蘇省工業(yè)經(jīng)濟(jì)所得到總差異變化趨勢呈現(xiàn)“S”形(表1，圖3)，即先從1980年的0289下降到2001年的0156而后保持穩(wěn)步升高至2003年的022，之后又開始下降?？傮w而言，從1980~2007年江蘇省各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的總體相對差異有所縮小，但縮小的速率有所放緩。從地區(qū)間的工業(yè)差異變化情況看，與總體差異趨勢較為一致(圖3)，即先從1980年開始縮小至2001年的0101，之后開始擴(kuò)大，至2004年又有所下降。

 

對于總體差異的貢獻(xiàn)率，地區(qū)間的差異是造成江蘇省工業(yè)經(jīng)濟(jì)空間差異的主要原因，雖呈先增后確勢，貢麵高達(dá)60%上下。地區(qū)內(nèi)的差異貢獻(xiàn)率貝相棚、，前期以蘇南差異貢獻(xiàn)率為主，中期以蘇中貢獻(xiàn)率相對較高，后期則以蘇北的貢獻(xiàn)率較高。

 

4.2地區(qū)內(nèi)差異演變特征

工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長范文第5篇

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；工業(yè)廢水排放量；VAR模型

中圖分類號(hào)：F224.0文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)增長帶來了人民生活水平的提高以及社會(huì)福利水平的改善，但隨之而來的是一系列環(huán)境問題。經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境惡化之間的兩難沖突備受關(guān)注，二者關(guān)系的研究已成為各領(lǐng)域探討的熱點(diǎn)問題。經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞?955年提出了著名的倒U型曲線假說，20世紀(jì)九十年代，Grossman和Krueger在庫茲茨曲線基礎(chǔ)上提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線。國內(nèi)學(xué)者方行明、劉天倫通過建立一個(gè)一元三次的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，應(yīng)用最小二乘法估計(jì)，認(rèn)為工業(yè)廢水排放量與人均GDP之間存在倒N型的關(guān)系，彭水軍、包群通過廣義的脈沖分析，認(rèn)為人均GDP與工業(yè)廢水排放量存在N型關(guān)系。而本文主要利用VAR模型來分析經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢水排放量是否存在上述關(guān)系，首先建立工業(yè)廢水排放量和經(jīng)濟(jì)增長這兩個(gè)指標(biāo)，因?yàn)榭紤]到時(shí)間序列的平穩(wěn)性問題，要利用單位根檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。如果數(shù)據(jù)平穩(wěn)或是協(xié)整，則建立經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢水排放量的VAR模型，進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析和脈沖響應(yīng)分析。

二、變量選取與數(shù)據(jù)處理

（一）變量選取。因?yàn)楸疚闹皇菃渭兊匮芯拷?jīng)濟(jì)增長與工業(yè)排放量之間的關(guān)系，不考慮對環(huán)境造成污染的其他因素的影響，所以在變量選取方面比較容易。經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)選用人均GDP（單位：元），之所以選用該指標(biāo)，在于與總收入相比，人均GDP更能反映出真實(shí)收入水平變化對環(huán)境的影響。而工業(yè)廢水排放量的指標(biāo)就直接選用每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量（單位：噸）。研究區(qū)間取自1995～2009年，各指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）數(shù)據(jù)處理。為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，消除可能存在的異方差，考慮到對時(shí)間序列進(jìn)行對數(shù)化處理后容易得到平穩(wěn)序列，且并不改變序列數(shù)據(jù)的特征。本文分別對每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量和人均GDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)的處理，新的序列分別命名為lnmyczw和lngdp。

（三）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了得到有效的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，防止為回歸的產(chǎn)生，在建立VAR模型前應(yīng)首先對變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

在進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)之前，首先應(yīng)確定是否具有截距和時(shí)間趨勢項(xiàng)，否則，檢驗(yàn)的結(jié)果將會(huì)大相徑庭。一般采用圖形觀察法，如果序列在偏離0位置變動(dòng)，且呈現(xiàn)出隨著時(shí)間快速遞增或遞減的趨勢，則可以選擇既有截距又有時(shí)間趨勢項(xiàng)；如果序列隨時(shí)間遞增或遞減的并不迅速，可以考慮舍去時(shí)間趨勢項(xiàng)。從表1中我們可以看出，lngddp和lnmyczw這2個(gè)時(shí)間序列在10%的顯著性水平下均不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此都是非平穩(wěn)的。而他們的一階差分序列dlngdp和dlnmyczw的ADF值均可以小于10%的顯著性水平下的臨界值，所以都是平穩(wěn)的。因此，dlngdp和dlnmyczw都是平穩(wěn)的時(shí)間序列，可以建立任何的模型。（表1）

三、VAR模型的建立及應(yīng)用

（一）建立VAR模型。在ADF檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們建立人均GDP和每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量為因變量，這些變量的滯后項(xiàng)為自變量的VAR模型。

為了確定VAR模型的滯后階數(shù)，我們根據(jù)LogL、LR、FPE、IC、SC和HQ等標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行確定，如表2所示。（表2）滯后階數(shù)適當(dāng)加大，可以消除誤差項(xiàng)中的自相關(guān)，但又容易減少自由度，影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。因此，我們重點(diǎn)參考AIC和SC最小的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，將VAR的滯后階數(shù)確定為4階。因?yàn)閷τ谧兞咳司鵊DP和每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量，經(jīng)過取對數(shù)和一次差分后，變量是平穩(wěn)的，所以可以建立滯后4階的VAR模型。

（二）格蘭杰因果關(guān)系分析。在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，來分析經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)廢水排放量之間的格蘭杰因果關(guān)系。Granger因果檢驗(yàn)度量的是：對y進(jìn)行預(yù)測時(shí)x的前期信息對均方誤差MSE的減少是否有貢獻(xiàn)，并以此作為因果關(guān)系的判斷基準(zhǔn)。與x的前期信息相比，若MSE無變化，則稱x在Granger意義下對y無因果關(guān)系；反之，當(dāng)x的前期信息對MSE的減少有貢獻(xiàn)時(shí)，稱x在Granger意義下對y有因果關(guān)系。即一個(gè)變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。

Granger因果檢驗(yàn)往往受滯后長度p的影響。處理滯后期有兩種方法：一是從滯后1開始測試，按AIC、SC最小的原則確定VAR的滯后長度，作為Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的滯后期；二是嘗試不同的滯后期，比如滯后1～6期，觀測因果關(guān)系的變化特征。本文的滯后階數(shù)直接利用VAR模型所確定的滯后階數(shù)。

通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（表3），根據(jù)伴隨概率，在5%的顯著水平下，因?yàn)?.000，0.05，所以拒絕原假設(shè)，即人均GDP是工業(yè)廢水排放量的格蘭杰原因。0.9569>0.05，所以接受原假設(shè)，即工業(yè)廢水排放量不是人均GDP的格蘭杰原因。表明人均GDP和工業(yè)廢水排放量之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。這就從一個(gè)方面反映了我國經(jīng)濟(jì)的快速增長在一定程度上建立在高廢水排放量的基礎(chǔ)上的，但是這不符合中國的“低污染，高增長”的目標(biāo)，所以我國要加快經(jīng)濟(jì)增長由粗放式向集約式的轉(zhuǎn)變，治理高能耗、高排放的企業(yè)，而且在較快的經(jīng)濟(jì)增長的條件下，也應(yīng)該對工業(yè)廢水的治理增加投資。

（三）脈沖響應(yīng)分析。前面我們分析了一個(gè)變量和另一個(gè)變量之間的格蘭杰因果關(guān)系，接下來分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化即模型受到某種沖擊時(shí)對系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，或者說VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊（即一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化）給其他內(nèi)生變量帶來的影響，即脈沖響應(yīng)分析。首先，我們給每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量一個(gè)單位的沖擊，采用脈沖方法得到關(guān)于人均GDP的一個(gè)脈沖響應(yīng)函數(shù)（圖1）。圖1中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：年），縱軸代表人均GDP增長率的響應(yīng)，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表人均GDP的增長率對每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。

從圖1中可以看出，當(dāng)在本期給人均廢水排放量一個(gè)正沖擊，人均GDP的增長率在前7期基本上是平穩(wěn)的，且是正的，當(dāng)人均廢水排放量受外部的某一正的沖擊后，傳遞給人均GDP的增長率，給人均GDP的增長率帶來同樣的沖擊即具有正的增長。在第7期內(nèi)下降為0，并持續(xù)下降，到第8期以后開始穩(wěn)定（響應(yīng)值為-0.03）。表明每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的正的沖擊可以使人均GDP的增長率持續(xù)降低，但是這種影響比較微小。

同理，我們給人均GDP一個(gè)單位的正的沖擊，可以得到每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的響應(yīng)函數(shù)（圖2），實(shí)線表示每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量增長率對人均GDP沖擊的響應(yīng)函數(shù)。

在圖2中可以看出，每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的增長率一直在0附近很小幅度的波動(dòng)，但在第3期以后都顯示出不明顯的負(fù)效應(yīng)。這說明人均GDP的一個(gè)正的沖擊可以持續(xù)降低每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量的增長率，但是這個(gè)響應(yīng)不是非常明顯。

四、結(jié)論

在1995～2009年這個(gè)研究期間，通過利用人均GDP和每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量建立VAR模型，通過格蘭杰因果關(guān)系分析和脈沖響應(yīng)分析，得出如下結(jié)論：

1、在一定程度上，中國經(jīng)濟(jì)的增長是工業(yè)廢水排放量的格蘭杰原因，這與中國正處在工業(yè)化中期，第二產(chǎn)業(yè)比重大的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有關(guān)，但是工業(yè)廢水排放量不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。

2、在響應(yīng)期內(nèi)，dlngdp對dlnw的響應(yīng)函數(shù)并沒有呈現(xiàn)倒N型或N型。沒有呈現(xiàn)倒N型可能是因?yàn)槭褂玫哪Ｐ筒煌?，而沒有呈現(xiàn)N型是因?yàn)楸疚臄?shù)據(jù)較新，加上近年來政府對工業(yè)廢水排放量的控制所致。

3、經(jīng)濟(jì)增長對工業(yè)廢水排放量的減少所起的作用不是很明顯。

（作者單位：河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究所）

主要參考文獻(xiàn)：

[1]Grossman G.and Kuerger A：Economic Growth and the Environment[J].Quarterly Journal of Economics，1995.110.2.

[2]夏慶澍，蘭天.中國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系的實(shí)證性研究[J].經(jīng)濟(jì)觀察，2011.1.

[3]方行明，劉天倫.中國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系新探[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2011.2.

[4]彭水軍，包群.中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染關(guān)系[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006.5.