行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)我國(guó)環(huán)境影響分析

1、題目: 行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)我國(guó)環(huán)境影響分析摘 要在現(xiàn)代社會(huì)，行業(yè)經(jīng)濟(jì)分類作為重要的統(tǒng)計(jì)分類，對(duì)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究具有重要的意義，本文通過統(tǒng)計(jì)模型分析了行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境污染之間的關(guān)系，并對(duì)如何防范和治理環(huán)境污染提出了建議。本文收集了1989-2011年的行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)和環(huán)境污染指標(biāo)，首先利用因子分析將3個(gè)環(huán)境污染指標(biāo)綜合為一個(gè)環(huán)境污染指標(biāo)，命名為綜合環(huán)境因子，然后又用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)了各行業(yè)經(jīng)濟(jì)是否為環(huán)境的格蘭杰原因，最后利用向量自回歸模型分析了各行業(yè)經(jīng)濟(jì)對(duì)環(huán)境污染的貢獻(xiàn)度。得出的結(jié)論如下，從1989年到2011年以來對(duì)環(huán)境污染貢獻(xiàn)度最大的是建筑業(yè)，占了所有行業(yè)的34%，電力、燃?xì)饧八?/p>

2、生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及農(nóng)林牧漁業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境的污染相對(duì)較小，從各行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染影響程度的增長(zhǎng)趨勢(shì)來看，電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及農(nóng)林牧漁業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境污染影響的貢獻(xiàn)度逐漸減小，第三產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)基本保持不變，建筑業(yè)對(duì)環(huán)境污染的影響則逐漸變大。因此若要改善環(huán)境，治理環(huán)境污染，應(yīng)該重點(diǎn)解決建筑業(yè)、制造業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境的污染。關(guān)鍵詞：環(huán)境污染 行業(yè)經(jīng)濟(jì) 因子分析 格蘭杰因果檢驗(yàn) 向量自回歸模型AbstractIn modern society, industry, economic classification as an important statistical classifica

3、tion of social and economic development of the research has important significance, this paper analyzes the statistical model of economic development and trade relationship between environmental pollution, and how to prevent and control environmental Pollution is suggested. This collection 1989-2011

4、 years of industry indicators of economic development and environmental pollution indicators, the first to use factor analysis to three indicators of environmental pollution as a comprehensive environmental pollution index, named for integrated environmental factors, and then tested using Granger ca

5、usality test whether the environment in sectoral economic Granger cause Finally vector autoregression model to analyze the various sectors of economic contribution of environmental pollution. Concluded as follows, from 1989 to 2011 since the contribution of environmental pollution is the biggest con

6、struction industry accounted for 34% of all industries, electricity, gas and water production and supply industry, and agriculture, forestry, animal husbandry and fisheries, the first industrial pollution of the environment is relatively small, from all sectors of economic development impact of envi

7、ronmental pollution on the growth trends, Electricity, gas and water production and supply industry, and agriculture, forestry, animal husbandry and fisheries, the first industry's contribution to environmental pollution degree decreases, the tertiary industry and manufacturing sectors remained

8、unchanged, the construction industry on the effects of environmental pollution is gradually larger. So to improve the environment, environmental pollution, should focus on resolving the construction, manufacturing and tertiary industry pollution of the environment.Key words: Environmental pollution,

9、 industry economy, factor analysis, Granger causality test, vector autoregression model目 錄摘 要- 1 -Abstract- 2 -一 文獻(xiàn)綜述- 4 -二 研究方法與指標(biāo)數(shù)據(jù)說明- 5 -2.1研究方法- 5 -2.2指標(biāo)選取- 6 -三 實(shí)證分析- 7 -3.1對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析- 7 -3.2因子分析- 7 -3.3格蘭杰因果檢驗(yàn)- 9 -3.4向量自回歸模型- 10 -四 結(jié)論及其政策建議- 13 -附錄- 14 -參考文獻(xiàn)- 16 -行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)我國(guó)環(huán)境影響分析一 文獻(xiàn)綜述國(guó)家發(fā)展改革委關(guān)于推進(jìn)全

10、國(guó)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會(huì)建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)的通知中注明推進(jìn)城市群綜合配套改革，要深入貫徹落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀，從各自實(shí)際出發(fā)，根據(jù)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會(huì)建設(shè)的要求，全面推進(jìn)各個(gè)領(lǐng)域的改革，在重點(diǎn)領(lǐng)域和關(guān)鍵環(huán)節(jié)率先突破，大膽創(chuàng)新，盡快形成有利于能源資源節(jié)約和生態(tài)環(huán)境保護(hù)的體制機(jī)制，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展與人口、資源、環(huán)境相協(xié)調(diào)，切實(shí)走出一條有別于傳統(tǒng)模式的工業(yè)化、城市化發(fā)展新路，為推動(dòng)全國(guó)體制改革、實(shí)現(xiàn)科學(xué)發(fā)展與社會(huì)和諧發(fā)揮示范和帶動(dòng)作用。在現(xiàn)代社會(huì)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為聯(lián)系人類經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與生態(tài)環(huán)境之間的一條重要紐帶不僅是一個(gè)“資源配置器”，更是環(huán)境資源的消耗和

11、污染物產(chǎn)生的質(zhì)(種類)和量的控制體”產(chǎn)業(yè)的發(fā)展及其組合類型、強(qiáng)度的變化在顯著促進(jìn)區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)繁榮的同時(shí)，也對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生重要影響尤其當(dāng)微觀的環(huán)境污染治理效果越來越受到局限，資源的供給越來越緊缺，環(huán)境的自凈能力越來越低下，人們便把目光轉(zhuǎn)向了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境污染關(guān)系密切，不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)應(yīng)不同的環(huán)境效應(yīng)。弄清產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染之間的關(guān)聯(lián)，對(duì)于有效引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，建立合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、布局，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)全區(qū)環(huán)境系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的和諧具有重要作用。自上世紀(jì) 70 年代起，國(guó)內(nèi)外學(xué)者就對(duì)環(huán)境污染因素進(jìn)行了分解分析。Commoner（1972）認(rèn)為環(huán)境質(zhì)量主要受三個(gè)因素的影響：人口增長(zhǎng)因素，主要反映在總

12、人口的規(guī)模；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素，主要反映在人均消費(fèi)或人均產(chǎn)量；技術(shù)進(jìn)步因素。如果某要素對(duì)環(huán)境的效應(yīng)為零，表明該要素不產(chǎn)生環(huán)境壓力；如果某要素對(duì)環(huán)境的效應(yīng)大于零，則表明該要素增加了環(huán)境壓力，不利于協(xié)調(diào)發(fā)展；如果某要素對(duì)環(huán)境的效應(yīng)小于零，則表明該要素減少了環(huán)境壓力，有利于協(xié)調(diào)發(fā)展。Grossman（1991）給出了污染排放量分解的動(dòng)態(tài)方程，他將污染排放變化率分解為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)變化效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)。panayotou（1997）識(shí)別了三種影響環(huán)境質(zhì)量的因素：經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的規(guī)模，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的結(jié)構(gòu)或構(gòu)成，對(duì)污染削減努力的需求和供給的收入效應(yīng)；他們對(duì)相應(yīng)的環(huán)境效應(yīng)定義為：規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、收入或削減效應(yīng)。Groot

13、（2000）首先把經(jīng)濟(jì)劃分為三個(gè)部門：第一部門（比如農(nóng)業(yè)）以大的生存需求（如需求的低收入彈性）和強(qiáng)勞動(dòng)增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步為特征，該部門在生產(chǎn)的污染排放強(qiáng)度方面處于中間位置。第三部門（比如服務(wù)業(yè)）和第一部門具有相反的特征，即小的生存需求和有限的勞動(dòng)增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步，該部門具有最低的污染排放強(qiáng)度。第二部門（如制造業(yè)）在生存需求和生產(chǎn)率增長(zhǎng)方面處中間位置，但它的排放強(qiáng)度是最大的。這三個(gè)部門生產(chǎn)的產(chǎn)品替代性很差。在部門分類的基礎(chǔ)上，污染排放量的變化等于四部分變化之和：產(chǎn)出的變化、勞動(dòng)排放比率的變化、勞動(dòng)生產(chǎn)率的變化和部門產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的變化。Verbeke and Clercq（2002）指出影響環(huán)境污染的直接因

14、素為：經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和技術(shù)進(jìn)步。間接影響因素為：環(huán)境損害程度、環(huán)境意識(shí)、決策結(jié)構(gòu)（制度）和市場(chǎng)的完備程度。Stern(2002)把污染物排放量的變化分為投入結(jié)構(gòu)、產(chǎn)出結(jié)構(gòu)、規(guī)模和技術(shù)的變化幾個(gè)方面，并建立了非線性分解模型，對(duì)全球二氧化硫排放變化進(jìn)行了實(shí)證分析。國(guó)內(nèi)方面，王慧炯等將排污量的增加可以分解為四個(gè)部分：經(jīng)濟(jì)規(guī)模變化、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化、環(huán)境技術(shù)變化和交叉項(xiàng)。成艾華（2011）沿著 Levinson 的思路，將工業(yè)污染分解為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和分解余值。龍少波通過對(duì) Grossman 污染分解方程進(jìn)行拓展，加入了人口增長(zhǎng)效應(yīng)、收入效應(yīng)，并對(duì)技術(shù)效應(yīng)進(jìn)行了進(jìn)一步分解，在此基礎(chǔ)上，采用動(dòng)態(tài)計(jì)量

15、經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，探討了影響污染排放量的各種效應(yīng)。郭天配采用 SDA 分解法，利用 2002 年和 2007 年投入產(chǎn)出表將污染排放量變化分解為五個(gè)部分：污染強(qiáng)度變化、生產(chǎn)技術(shù)變化、最終需求支出變化、最終需求構(gòu)成變化、最終需求總量變化。從以上研究可以看出，各位學(xué)者的分解方法并不完全相同，總結(jié)起來可歸結(jié)為人口增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、勞動(dòng)生產(chǎn)率、環(huán)境意識(shí)、制度等。本文分析研究了國(guó)內(nèi)1989-2011年主要行業(yè)經(jīng)濟(jì)要素的發(fā)展?fàn)顩r以及同時(shí)段環(huán)境質(zhì)量污染狀況之間的關(guān)系，采用因子分析和向量自回歸模型分析了國(guó)內(nèi)行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境的影響，并由此對(duì)如何改善和治理環(huán)境建議和對(duì)策。二 研究方法與指標(biāo)數(shù)據(jù)說明2

16、.1研究方法本文將采用向量自回歸模型(VAR)模型來分析中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的雙向作用機(jī)制。VAR模型是西姆斯提出的一種動(dòng)態(tài)聯(lián)立方程模型,各個(gè)方程都具有相同的解釋變量,并以被解釋變量的滯后變量作為解釋變量,可以很方便地研究變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系,且克服了傳統(tǒng)聯(lián)立方程模型受制于經(jīng)濟(jì)理論不完善而帶來的諸如內(nèi)生變量和外生變量的劃分、估計(jì)和推斷等復(fù)雜問題。此外,VAR模型還可以進(jìn)行經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系、脈沖響應(yīng)以及方差分解分析。本文主要在VAR模型估計(jì)的基礎(chǔ)上,使用方差分解來進(jìn)行實(shí)證分析。VAR模型一般的數(shù)學(xué)表達(dá)式為其中, 為維內(nèi)生變量向量,為維外生變量向量, 為模型滯后階數(shù),一般根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則

17、和LR檢驗(yàn)來確定; 和B為K×K和K×D維系數(shù)矩陣; 為K維隨機(jī)擾動(dòng)向量, (ts)。本文還利用了因子分析的方法，因子分析是將多個(gè)實(shí)測(cè)變量轉(zhuǎn)換為少數(shù)幾個(gè)不相關(guān)的綜合指標(biāo)的多元統(tǒng)計(jì)方法，在教育領(lǐng)域和若其它領(lǐng)域的科學(xué)研究中，往往需要對(duì)反映事物、現(xiàn)象從多個(gè)角度進(jìn)行觀測(cè)，也就設(shè)計(jì)出多觀測(cè)變量，從多個(gè)變量收集大量數(shù)據(jù)以便進(jìn)行分析尋找規(guī)律。多變量大樣本雖然會(huì)為我們的科學(xué)研究提供豐富的信息，但卻增加了數(shù)據(jù)采集和處理的難度。更重要的是在大多數(shù)情況下，許多變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系，從而增加了問題分析的復(fù)雜性。因子分析就是將大量的彼此可能存在相關(guān)關(guān)系的變量轉(zhuǎn)換成較少的，彼此不相關(guān)的綜合指標(biāo)的

18、一種多元統(tǒng)計(jì)方法。這樣既可減輕收集信息的工作量，且各綜合指標(biāo)代表的信息不重疊，便于分析。設(shè)有個(gè)測(cè)量變量，每個(gè)變量可作如下分解：上式為因子模型，其中叫做公共因子，它們是在各個(gè)變量中共同出現(xiàn)的因子。我們可以把它們看作高維空間中所張起的互相垂直的個(gè)坐標(biāo)軸。表示影響的獨(dú)特因子。做因子載荷，它是第個(gè)變量在第個(gè)主因子上的負(fù)荷，或者叫做第個(gè)變量在第個(gè)主因子上的權(quán)，它反映了第個(gè)變量在第主因子上的相對(duì)重要性。為獨(dú)特因子的載荷。因子載荷矩陣的求解方法有許多種，在此可以利用SPSS軟件統(tǒng)計(jì)包中的因子分析模塊解決復(fù)雜的矩陣正交分解問題。經(jīng)過數(shù)據(jù)的處理，原來的維數(shù)據(jù)可以用維數(shù)據(jù)解釋，從而大大減少的數(shù)據(jù)處理的復(fù)雜性。2.

19、2指標(biāo)選取按照目前國(guó)內(nèi)外研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的慣例并結(jié)合統(tǒng)計(jì)分析的可操作行,本文選取的行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)為1989-2011年農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、建筑業(yè)增加值、采礦業(yè)增加值、制造業(yè)增加值、電力燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值,因第三產(chǎn)業(yè)分類較多故不將其繼續(xù)細(xì)分；環(huán)境污染指標(biāo)包括廢氣污染物二氧化硫排放、液體污染物工業(yè)廢水排放和固體污染物。行業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒，環(huán)境污染指標(biāo)來源于國(guó)家環(huán)境保護(hù)監(jiān)測(cè)中心。具體指標(biāo)情況見下表，變量符號(hào)變量符號(hào)二氧化硫排放量電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)廢水排放量第三產(chǎn)業(yè)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量建筑業(yè)增加值綜合環(huán)境因子制造業(yè)增加值采礦業(yè)增加值農(nóng)林牧漁業(yè)增加值三

20、 實(shí)證分析3.1對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析繪制環(huán)境污染指標(biāo)關(guān)于行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)趨勢(shì)圖,下表中柱形圖表示行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo),折線圖表示環(huán)境污染指標(biāo),從下表中可以看出,隨著各行業(yè)經(jīng)濟(jì)的快發(fā)展,環(huán)境污染指標(biāo)也逐漸升高,1989年制造業(yè)增加值為4639億元,建筑業(yè)增加值為794億元,到2011年兩者分別增加到153552和31943億元,相應(yīng)的二氧化硫排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量也大幅度的增加了。從實(shí)際情況來看環(huán)境污染的增加與各行業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有關(guān)，因此，從理論上說，分析各行業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)與環(huán)境指標(biāo)之間的關(guān)系能夠找出行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境的關(guān)系。圖1 行業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與環(huán)境指標(biāo)之間的關(guān)系3.2因子分析從上表中可以看出環(huán)境污染

21、與行業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有關(guān)，環(huán)境污染隨著行業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而加劇，但是各個(gè)行業(yè)對(duì)環(huán)境污染的影響大小以及各行業(yè)對(duì)環(huán)境污染的貢獻(xiàn)度我們無法從上圖中看出，為了分析各行業(yè)對(duì)環(huán)境污染的影響程度的大小從而找出如何應(yīng)對(duì)環(huán)境污染的問題，我們進(jìn)行了按如下步驟進(jìn)行了分析：為了分析行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染的影響，我們需要尋找行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染指標(biāo)之間的關(guān)系，如果分析所有行業(yè)對(duì)三個(gè)環(huán)境污染指標(biāo)的作用就會(huì)顯得有些凌亂，因此如果將三個(gè)環(huán)境污染指標(biāo)進(jìn)行一下綜合相對(duì)來說就比較清晰。因此首先對(duì)對(duì)三個(gè)環(huán)境污染變量進(jìn)行因子分析，求出一個(gè)與環(huán)境污染有關(guān)的因子，命名為綜合環(huán)境因子。3.21 因子分析的可行性進(jìn)行檢查。數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性比較大，適

22、合進(jìn)行因子分析，其次對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO and Bartlett檢驗(yàn)，結(jié)果見附表1，從表中看出KMO檢驗(yàn)值為0.493，Bartlett的P值為0.00，因此，說明數(shù)據(jù)可以進(jìn)行因子分析。3.22 因子分析結(jié)果的合理性。表1和附表2是對(duì)因子分析合理性的展示，從表1中看出將三個(gè)環(huán)境指標(biāo)綜合為一個(gè)環(huán)因子時(shí)，該因子對(duì)原三個(gè)環(huán)境指標(biāo)的信息提取量達(dá)到了87.19%，該因子基本上反映了原始信息。另外從附表2中看出當(dāng)選取一個(gè)因子時(shí)，該因子對(duì)二氧化硫排放量的信息提取為76.2%，對(duì)廢水排放量的信息提取為97.9%，對(duì)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的信息提取量為87.6%，該因子基本上包含了三個(gè)環(huán)境因子的信息。因此，因子分析結(jié)

23、果非常合理。 表1 因子信息提取量表因子個(gè)數(shù)單個(gè)因子的信息提取量累計(jì)信息提取量187.19887.198212.21399.41130.5891003.23因子載荷矩陣。因子載荷矩陣為附表3，從表中看出三個(gè)數(shù)相差不大，認(rèn)為該因子對(duì)三個(gè)環(huán)境變量的信息反映相差不大，因此可將其命名為綜合環(huán)境因子，從附表中可以看出，3.24計(jì)算因子得分。下表3為因子得分表，從下表能夠看出因子得分逐漸增大，這與二氧化硫排放量、廢水排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的增長(zhǎng)情況完全一致，這也反映了隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展環(huán)境污染越來越嚴(yán)重。表2 因子得分表年份因子得分年份因子得分1989-1.156922001-0.264081990-1.

24、223322002-0.229971991-1.1494120030.129151992-0.946620040.422931993-0.8692320050.982221994-0.7984220061.159831995-0.8091620071.227981996-0.674120081.199111997-0.5443920091.220711998-0.382420101.485391999-0.5427420112.082382000-0.318953.3格蘭杰因果檢驗(yàn)格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)軌驒z驗(yàn)變量之間的相互因果關(guān)系，通過格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)軌驒z驗(yàn)出各行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否為帶來環(huán)境污染的格蘭杰

25、原因，各行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否為環(huán)境污染的先導(dǎo)作用。下表為各行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)對(duì)綜合環(huán)境因子的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，分析結(jié)果如下，第一行為采掘業(yè)對(duì)環(huán)境的格蘭杰因果檢驗(yàn)，當(dāng)檢驗(yàn)的滯后期分別取滯后兩期、滯后三期、滯后四期、滯后五期時(shí)，P值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于顯著性水平，此處不能拒絕原假設(shè)，因此認(rèn)為采礦業(yè)不是環(huán)境污染的格蘭杰原因，在接下來的分析中不再分析采礦業(yè)對(duì)環(huán)境污染造成的影響。第二行是第三產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境污染的格蘭杰檢驗(yàn)，當(dāng)檢驗(yàn)取滯后兩期、滯后三期時(shí)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是環(huán)境污染的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)環(huán)境污染起作用。同樣的第三為建筑業(yè)，第四行為電力、燃?xì)饧八墓?yīng)業(yè)，第五行為農(nóng)林牧副漁業(yè)，第六行為制造業(yè)

26、對(duì)環(huán)境污染的格蘭杰因果檢驗(yàn)，均存在某個(gè)滯后期拒絕原假設(shè)，因此認(rèn)為建筑業(yè)、制造業(yè)、電力、燃?xì)饧八墓?yīng)業(yè)、農(nóng)林牧副漁均為環(huán)境污染的格蘭杰原因，均對(duì)環(huán)境污染有影響?？偟膩碚f，大部分行業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展均對(duì)環(huán)境污染有影響，可以通過分析行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境的影響作用來為環(huán)保提供建議。 表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)表滯后期2345原假設(shè)F值P值F值P值F值P值F值P值CK不是HJ的格蘭杰原因0.8754 0.4357 1.8614 0.1860 0.7049 0.6065 0.2239 0.9407 DS不是HJ的格蘭杰原因3.7856 0.0451 4.4313 0.0236 1.8216 0.2013 0.4583

27、 0.7963 JZ不是HJ的格蘭杰原因3.1020 0.0727 2.1093 0.1484 1.5191 0.2691 0.4486 0.8027 DL不是HJ的格蘭杰原因0.2925 0.7503 0.5401 0.6632 2.5624 0.0914 0.3047 0.8953 NY不是HJ的格蘭杰原因2.3184 0.1306 2.7850 0.0696 0.7742 0.5664 0.6189 0.6912 ZZ不是HJ的格蘭杰原因2.3914 0.1234 2.7535 0.0849 0.9379 0.4807 0.5721 0.7213 3.4向量自回歸模型由于行業(yè)經(jīng)濟(jì)之間及環(huán)

28、境相互影響，前期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和當(dāng)期的環(huán)境有影響，某個(gè)行業(yè)不僅對(duì)環(huán)境有直接影響還存在間接影響，通過建立向量自回歸模型能夠反映行業(yè)經(jīng)濟(jì)之間，行業(yè)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境之間錯(cuò)綜復(fù)雜的關(guān)系，分析行業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)環(huán)境污染的貢獻(xiàn)程度及影響大小。3.41協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)是建立向量自回歸模型的前提，同時(shí)通過協(xié)整檢驗(yàn)還能夠檢驗(yàn)行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否與環(huán)境污染之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。從標(biāo)準(zhǔn)化的行業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)及繪制出的折線圖中看出數(shù)據(jù)隨時(shí)間逐漸變大，即數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。對(duì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性差分或兩階差分后的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)得如下表4， 表4 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)電力、燃?xì)饧八?yīng)DL不平穩(wěn)一階差分后平穩(wěn)制造業(yè)增加值ZZ不平穩(wěn)一階差分后平穩(wěn)第三

29、產(chǎn)業(yè)增加值DS不平穩(wěn)一階差分后平穩(wěn)綜合環(huán)境因子HJ不平穩(wěn)二階差分后平穩(wěn)建筑業(yè)增加值JZ不平穩(wěn)二階差分后平穩(wěn)農(nóng)林牧漁業(yè)增加值NY不平穩(wěn)二階差分后平穩(wěn)由于數(shù)據(jù)的單位根的階數(shù)不一樣，不能直接利用EG檢驗(yàn)法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否有協(xié)整關(guān)系，此處首先檢驗(yàn)綜合環(huán)境因子、建筑業(yè)增加值、農(nóng)林牧漁業(yè)增加值之間是否存在一個(gè)線性組合使其為一階單位根過程，得表5，從下表中看出ADF值小于1%臨界值，所以存在一個(gè)三者之間的線性組合其一階差分為平穩(wěn)序列。表5 線性組合單位根檢驗(yàn)線性組合（不唯一）差分ADF值1%臨界值P值一階-3.898567-3.7880300.0079因此可以對(duì)六個(gè)變量之間進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如下表6，從表中EG

30、統(tǒng)計(jì)量小于1%臨界值，所以變量之間存在協(xié)整關(guān)系。表6 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果回歸模型類型滯后截?cái)郋G統(tǒng)計(jì)量1% 臨界值結(jié)果無趨勢(shì)項(xiàng)1-5.608949-2.679735有協(xié)整關(guān)系3.42建立向量自回歸模型。從上面的分析中看出變量之間存在協(xié)整關(guān)系，且變量之間關(guān)系復(fù)雜，相互影響，因此可以建立向量自回歸模型。首先是模型滯后長(zhǎng)度的選擇，這里根據(jù)LR、AIC等原則，選取滯后兩期，建立模型如下,式中是常數(shù)項(xiàng)，為常數(shù)項(xiàng)系數(shù)，為一階滯后項(xiàng)系數(shù)，為二階滯后項(xiàng)系數(shù)，為誤差項(xiàng)，模型估計(jì)結(jié)果見附表4，并且通過檢驗(yàn)該模型是穩(wěn)定的。 3.43向量自回歸模型的方差分析。方差分析通過分析內(nèi)生變量的沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，評(píng)價(jià)不

31、同內(nèi)生變量沖擊的重要性。因此方差分析給出對(duì)每一個(gè)向量自回歸模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)項(xiàng)的相對(duì)重要性的信息。此處可以通過方差分析來反映行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染照成的影響，來分析各行業(yè)對(duì)環(huán)境污染的貢獻(xiàn)度。剔除環(huán)境污染對(duì)自身的影響，分析結(jié)果見附表5，此處僅列出最后一行，見下表7，該表中數(shù)值表示各個(gè)行業(yè)23年來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染影響的貢獻(xiàn)大小，既反映了行業(yè)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染的影響，表7 各行業(yè)對(duì)環(huán)境污染的貢獻(xiàn)度行業(yè)對(duì)環(huán)境污染的貢獻(xiàn)度建筑業(yè)33.93388%第三產(chǎn)業(yè)26.33201%制造業(yè)25.10393%電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)8.133424%農(nóng)林牧漁業(yè)6.496756%將各行業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境

32、污染的貢獻(xiàn)繪制成圖，如下圖2，從表7和圖2中看出，從1989年到2011年以來對(duì)環(huán)境污染貢獻(xiàn)度最大也就是環(huán)境污染最嚴(yán)重的三個(gè)行業(yè)是建筑業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)，其中建筑業(yè)所造成的環(huán)境污染最大，占了所有行業(yè)的34%，第三產(chǎn)業(yè)與制造業(yè)兩者相差不多，都為26%左右，電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及農(nóng)林牧漁業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境的污染相對(duì)較小，均未超過10%。從各行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染影響程度的增長(zhǎng)趨勢(shì)來看，從1989年到2011年，電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及農(nóng)林牧漁業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境污染影響的貢獻(xiàn)度逐漸減小，第三產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)基本保持不變，建筑業(yè)對(duì)環(huán)境污染的影響則逐漸變大。因此若要改善環(huán)境，治理環(huán)境污染，應(yīng)

33、該重點(diǎn)解決建筑業(yè)、制造業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境的污染。圖2 各行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染貢獻(xiàn)度趨勢(shì)圖四 結(jié)論及其政策建議經(jīng)過上面的分析結(jié)論如下（1） 通過格蘭杰因果檢驗(yàn)看出，采礦業(yè)不是環(huán)境污染的格蘭杰原因，也就是說從統(tǒng)計(jì)角度來說，采礦業(yè)并不對(duì)環(huán)境污染造成影響。（2）根據(jù)向量自回歸模型的方差分析，1989年到2011年以來對(duì)環(huán)境污染貢獻(xiàn)度最大也就是環(huán)境污染最嚴(yán)重的三個(gè)行業(yè)是建筑業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)，其中建筑業(yè)所造成的環(huán)境污染最大，占了所有行業(yè)的34%。（3）電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及農(nóng)林牧漁業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境的污染相對(duì)較小，均未超過10%。（4）從各行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染影響程度的增長(zhǎng)趨勢(shì)來看，從19

34、89年到2011年，電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及農(nóng)林牧漁業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境污染影響的貢獻(xiàn)度逐漸減小。這兒指出，趨勢(shì)減小并不意味著該行業(yè)對(duì)環(huán)境污染照成的程度的減小。（5）第三產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)趨勢(shì)基本保持不變，建筑業(yè)對(duì)環(huán)境污染的影響則逐漸變大。政策建議如下（1）綜合各行業(yè)對(duì)環(huán)境污染的貢獻(xiàn)度及趨勢(shì)增長(zhǎng)，電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及農(nóng)林牧漁業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境的污染相對(duì)較小，建筑業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)對(duì)環(huán)境污染的程度相對(duì)較大。因此，應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)建筑業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)的環(huán)境監(jiān)管治理。（2）雖然電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)及農(nóng)林牧漁業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)對(duì)環(huán)境污染影響的貢獻(xiàn)度逐漸減小，但其實(shí)際對(duì)環(huán)境污染的影響并未減小，

35、仍然嚴(yán)重，因此仍需要注意保護(hù)環(huán)境。（3）加強(qiáng)排污監(jiān)督,科學(xué)制定環(huán)境標(biāo)準(zhǔn),強(qiáng)化環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的綜合決策。在加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí),必須始終堅(jiān)持可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略,把環(huán)境保護(hù)放到重要位置。科學(xué)的制定相關(guān)環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)體系,建立環(huán)境與經(jīng)濟(jì)綜合決策機(jī)制,把環(huán)境保護(hù)目標(biāo)列入國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展總體戰(zhàn)略目標(biāo)之中,用標(biāo)準(zhǔn)限制環(huán)境污染,保護(hù)環(huán)境。（4）改革我國(guó)目前的環(huán)保投融資體系,增加環(huán)保投入。我們應(yīng)當(dāng)按照“污染者付費(fèi),利用者補(bǔ)償,開發(fā)者保護(hù),破壞者恢復(fù)”的原則,逐步使排污者和開發(fā)者成為環(huán)保投資的主體。（5）充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制作用,建立和健全我國(guó)的環(huán)境資源配置體系。走出“環(huán)保靠政府,經(jīng)濟(jì)靠市場(chǎng)”的誤區(qū),開展排污權(quán)交易,將市場(chǎng)機(jī)制引入環(huán)

36、境保護(hù)事業(yè)之中,實(shí)現(xiàn)環(huán)保制度的創(chuàng)新。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下,通過經(jīng)濟(jì)激勵(lì)與約束機(jī)制可以給經(jīng)濟(jì)主體提供充分的刺激,將環(huán)境保護(hù)與企業(yè)利潤(rùn)最大化或消費(fèi)者效用最大化目標(biāo)聯(lián)系起來,實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)、消費(fèi)與環(huán)保的和諧統(tǒng)一。附錄附表1 因子分析KMO and Bartlett檢驗(yàn)Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.0.493Bartlett's Test of SphericityApprox. Chi-Square82.239df3Sig.0.00附表 2 因子對(duì)單個(gè)變量的信息提取量Communalities InitialExtraction二氧化硫

37、排放量（萬噸）10.762廢水（億噸）10.979工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（億噸）10.876附表3 因子載荷矩陣Component Matrix(a)Component二氧化硫排放量（萬噸）0.873廢水（億噸）0.989工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（億噸）0.936 附表4 向量自回歸模型估計(jì)結(jié)果DLDSHJJZNYZZC 0.631009 0.289303 0.181072 0.064217 0.131779 0.191298DL(-1) 0.065595 0.108083-0.249833-0.096417 0.

38、721373 0.227585DL(-2)-0.608382-0.150554-2.028369-0.247275 0.097199-0.485668DS(-1)-2.551612 0.076793-0.700748 0.614161-2.29099-0.541679DS(-2) 5.694281 0.637341 6.512607 0.072454 1.714759 1.342292HJ(-1) 0.433706 0.014662 0.234523-0.00304

39、2-0.091383-0.040252HJ(-2) 1.077336 0.149165 0.825031 0.166889-0.046246 0.235913JZ(-1)-1.127478-0.001497-4.822715 0.971829 3.105345 0.142202JZ(-2) 0.557937 0.401603-1.746414-0.55892-1.071815-0.549524NY(-1) 0.297168-0.231532 1.387664 0.0

40、21190 0.389768 0.064606NY(-2) 0.886888-0.083972 1.356842 0.117777-0.354213 0.013306ZZ(-1) 1.280661 0.621970 5.213210 0.385430-0.39257 1.256655ZZ(-2)-4.49996-0.248146-4.912253-0.377083-0.650967-0.476737附表5 向量自回歸模型方差分析結(jié)果 PeriodS.E.DLDSHJJZNYZ

41、Z 1 0.096479 0.007462 30.91546 69.07707 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.105293 0.004708 19.54039 56.59558 0.006197 7.288260 16.56486 3 0.156591 2.154899 16.93257 36.11286 5.588502 31.186

42、72 8.024463 4 0.178432 3.174771 14.82747 32.05106 8.441131 33.80551 7.700053 5 0.210765 13.36359 12.01507 25.48950 6.927603 30.34867 11.85557 6 0.223747 11.22834 12.24392 21.83816 15.20

43、909 25.64984 13.83066 7 0.245157 9.299540 16.05230 17.60391 23.43289 21.17262 12.43875 8 0.251701 9.077411 15.37713 16.60046 27.20781 19.97539 11.76179 9 0.252639 10.36557 15.35601 16.5

44、7141 26.62228 19.60733 11.47741 10 0.258517 11.40068 14.07998 16.43480 28.52946 19.03129 10.52379 11 0.272014 12.24605 13.34799 17.06012 29.13735 18.71955 9.488943 12 0.282263 11.82091 15.28081 18.78487 28.08989 17.36282 8.660699 13 0.299609 11.10500 19.09462 19.95373 25.82286 16.05