【深圳市產(chǎn)業(yè)結構與大氣污染的相關性實證探究（論文）25000字】

[40]?！叭龔U”指廢氣、固廢和廢水，本文首先分別計算出廢氣排放強度、固廢排放強度以及廢水排放強度，接著運用熵權法測算出三廢排放強度的綜合指標。以廢水為例，排放強度的計算公式如下所示：廢水排放強度=全市廢水排放總量/國內(nèi)生產(chǎn)總值三廢排放強度評價體系如下表12所示：表12三廢排放強度指標體系一級指標二級指標單位廢氣排放強度萬立方米/萬元三廢排放強度固廢排放強度萬噸/萬元廢水排放強度萬噸/萬元由于二級指標單位不一致，在進行熵權法測算之前需要先進行極差標準化以去量綱化。二級指標權重測算結果如下表13所示：表13二級指標權重測算結果一級指標二級指標信息熵值權重系數(shù)廢氣排放強度0.123139.49%三廢排放強度固廢排放強度0.063920.51%廢水排放強度0.124740.00%另外，由于三廢排放強度是負向指標，根據(jù)上表權重系數(shù)測算出結果后，需對結果取倒數(shù)進行正向化處理，從而得到三廢排放強度一級指標數(shù)值，結果如下表14所示。表14各年度產(chǎn)業(yè)結構高效化一級指標測算情況三廢排放強度一級指標測算數(shù)值199612004234577119971.43868620052.178404201310.2972219981.44463720063.162662201411.4277719991.61300220072.342365201515.7118720001.73843120083.494099201615.5328520012.32524620093.666076201737.2588620022.27729420104.7194632018148.367720032.31919620116.084579201921.52795產(chǎn)業(yè)結構高效化指的是資源配置效率提高的過程，科技進步和要素稟賦的變化提升了社會生產(chǎn)率，從而提高了產(chǎn)能利用率和資源的投入產(chǎn)出比。本文選擇全社會勞動生產(chǎn)率來反映產(chǎn)業(yè)結構高效化情況。其計算方法如下：全社會生產(chǎn)率=國內(nèi)生產(chǎn)總值/就業(yè)人數(shù)產(chǎn)業(yè)結構高級化指的是產(chǎn)業(yè)比重逐漸由低層次向高層次轉(zhuǎn)變的過程，主要表現(xiàn)為：在工業(yè)化前期實現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)比重的增大，工業(yè)化后期，產(chǎn)業(yè)重心由第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。因此本文選取第三產(chǎn)業(yè)占比作為產(chǎn)業(yè)結構高級化指標。其計算公式如下：第三產(chǎn)業(yè)占比=第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/國內(nèi)生產(chǎn)總值通過《深圳統(tǒng)計年鑒》、深圳市環(huán)境公報以及《廣東統(tǒng)計年鑒》等對數(shù)據(jù)收集整理，各指標數(shù)據(jù)如下所表15所示。表15產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級各項指標值年份產(chǎn)業(yè)結構合理化產(chǎn)業(yè)結構高效化產(chǎn)業(yè)結構高級化年份產(chǎn)業(yè)結構合理化產(chǎn)業(yè)結構高效化產(chǎn)業(yè)結構高級化19960.000000.000000.2825520080.016920.458430.2618919970.002980.040050.3477020090.018090.485100.4651519980.003020.076070.2962220100.025240.543540.4679419990.004160.122800.2014620110.034500.680680.4665120000.005010.182620.2236120120.043060.793640.6137820010.008990.205640.2336420130.063090.760500.6840020020.008670.254070.2546320140.070760.862890.7305720030.008950.267230.1754220150.099830.749080.8216520040.007840.321670.1118020160.098620.808140.9190620050.008000.274270.0000020170.246040.878890.9249220060.014680.298270.0514020181.000000.916100.9611820070.009110.382440.2113520190.139301.000001.00000運用熵權法，對三個二級指標進行賦權，權重測算結果如下表16所示。表16二級指標權重測算結果一級指標二級指標信息熵值權重系數(shù)產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)0.331969.73%產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級指標產(chǎn)業(yè)結構高效化指標0.071314.98%產(chǎn)業(yè)結構高級化指標0.072815.29%根據(jù)所得權重系數(shù)乘以各二級指標的標準化數(shù)值，計算可得產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級系數(shù)一級指標，其變化趨勢如下圖3所示。圖3產(chǎn)業(yè)結構升級優(yōu)化趨勢由上圖可知，1996-2005年深圳市產(chǎn)業(yè)結構呈波動趨勢，于1999年和2005年達到兩次極小值，之后呈顯著上升趨勢，表明深圳市產(chǎn)業(yè)結構越來越合理。6.3VAR模型的構建與分析運用Eviews10軟件，對上述綜合評價所得到的大氣污染一級指標與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級一級指標這兩個變量構建VAR模型進行動態(tài)分析，變量名稱分別設置為AP（Atmosphericpollution）和IU（Industrialupgrading）。6.3.1平穩(wěn)性檢驗為避免偽回歸的出現(xiàn)而導致結果不可信，在進行時間序列的分析之前需先對序列的平穩(wěn)性進行檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法檢驗變量的平穩(wěn)性。從下表17檢驗結果可知，變量AP和IU均在5%的顯著級別下平穩(wěn)。表17ADF單位根檢驗結果變量t值5%顯著結論AP-3.668197-3.622033平穩(wěn)IU-3.726373-3.622033平穩(wěn)6.3.2格蘭杰因果檢驗格蘭杰因果檢驗并非檢驗變量之間的真正因果關系，而是檢驗一個變量的歷史數(shù)值是否會對另一個變量的將來數(shù)值產(chǎn)生影響。例如對于變量X和變量Y，如果變量X為變量Y的格蘭杰原因，則存在以下關系式：y式中，k表示滯后階數(shù)，格蘭杰因果檢驗的原假設為：X不是Y的格蘭杰原因，若檢驗結果滿足p<0.05，則拒絕原假設，即X是Y的格蘭杰原因。進行格蘭杰因果檢驗之前需要先確定最優(yōu)階數(shù)，根據(jù)最佳滯后期選取準則確定滯后期，對于年度數(shù)據(jù)，一般分別建立VAR（1）、VAR（2）、VAR（3）、VAR（4）模型，根據(jù)赤池信息準則（AIC）和施瓦茲準則（SC），選取AIC值和SC值同時取到最小的階數(shù)為最佳滯后階數(shù)，如果AIC和SC在不同階數(shù)取到最小值，則使用LR檢驗法，通過最小的似然統(tǒng)計量LR選擇最優(yōu)階數(shù)。本模型的最優(yōu)階數(shù)結果如下表所示。表18最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結果LagLogLLRFPEAICSCHQ0-59.5400NA1.61356.15406.25366.17341-44.156426.1522*0.5192*5.0156*5.3143*5.0740*2-40.37295.67520.53975.03735.53525.13453-37.00584.37730.59855.10065.79765.23664-34.70412.53190.76605.27046.16665.4453根據(jù)上表結果，AIC和SC值同時在1階滯后取到最小，因此本模型選取一階滯后進行格蘭杰因果關系檢驗，所得結果如下表所示。表19格蘭杰因果檢驗結果原假設F統(tǒng)計量P值結論IU不是AP的格蘭杰原因4.489020.0468拒絕AP不是IU的格蘭杰原因6.940210.0159拒絕根據(jù)上表結果，在5%的顯著水平上，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級指標（IU）與大氣污染一級指標（AP）互為格蘭杰因果原因。這表明建立該VAR模型有意義，適合進行下一步分析。6.3.3VAR模型的構建根據(jù)上述VAR模型公式，運用Eviews可得估計結果如下所示。AP=0.5386.3.4VAR模型的穩(wěn)定性檢驗在進行脈沖檢驗與方差分解之前，需要對模型進行單位圓檢驗，當單位根都落在單位圓內(nèi)時，才表明模型是平穩(wěn)的，進行下一步脈沖響應分析才有意義。如果遇到單位根大于1的情況，應考慮對模型進行降階處理。檢驗結果如下圖4所示。圖4VAR模型穩(wěn)定性檢驗結果根據(jù)上圖結果可知，模型的兩個單位根都位于單位圓內(nèi)，且位于坐標軸上表明為實根。因此，VAR模型穩(wěn)定，可做進一步分析。6.3.5脈沖響應分析脈沖響應函數(shù)（IRF）用于分析單位沖擊對解釋變量的影響。通過上述檢驗，可以明確解釋變量會對被解釋變量產(chǎn)生影響，但影響方向仍未知。通過脈沖響應函數(shù)，對內(nèi)生變量施加個正向單位沖擊，通過觀察該沖擊對另一個變量長期條件下的作用效果，能夠得出變量之間動態(tài)效應的具體形式以及影響期限。對該模型進行脈沖響應分析結果如下圖5所示。圖5脈沖響應結果由上圖5可以看出，左上子圖表示的是大氣污染指標對自身施加一個單位沖擊之后的響應，其響應程度隨著時間延長逐漸下降，表明長時間內(nèi)大氣污染對其本身的影響越來越小。右上子圖表示的是大氣污染指標受到產(chǎn)業(yè)結構變化的單位沖擊后產(chǎn)生的響應，由上圖可以看出，其響應方向為負，且在第2期達到最大，之后，響應程度開始逐漸下降，表明產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級使得大氣污染程度減弱，這種影響在第二年達到峰值。左下子圖表示的是產(chǎn)業(yè)結構變化對于大氣污染沖擊的響應，其影響方向為負，且在第2期達到峰值，這表明大氣污染對于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級具有一定的負面刺激作用，這種刺激作用在第二年達到最大值。右下子圖表示的是產(chǎn)業(yè)結構變化指標對自身施加一個單位沖擊之后的響應，由圖可見其響應程度隨著時間延長逐漸下降，表明長時間內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構變化對其本身的影響越來越小。綜上所述，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與大氣污染程度之間存在負相關性。

第七章結論與政策建議7.1結論與政策解釋本文運用了典型相關性分析法和VAR模型動態(tài)分析法，對深圳市產(chǎn)業(yè)結構變化路徑與大氣污染程度的關聯(lián)性進行研究，所得到的結論以及政策解釋總結如下。第一，三次產(chǎn)業(yè)占比的變化與大氣污染之間存在較大關聯(lián)。其中，第二、第三產(chǎn)業(yè)的比重變化與大氣污染程度變化的關聯(lián)性最大。第一、第二產(chǎn)業(yè)占比與大氣污染呈正相關關系，第三產(chǎn)業(yè)占比與大氣污染程度呈負相關關系。究其原因，首先，根據(jù)深圳市的發(fā)展定位，第二產(chǎn)業(yè)中的高新技術產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)中的服務業(yè)被擺在了發(fā)展的重要戰(zhàn)略位置，在有限的土地面積限制下，為騰出更多的工業(yè)、服務業(yè)用地，滿足高新技術產(chǎn)業(yè)與現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展需求，農(nóng)牧用地急劇縮減，第一產(chǎn)業(yè)占比隨之降低，自2006年起，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值被壓縮至總產(chǎn)值的千分之一左右。從而使得第二、第三產(chǎn)業(yè)的占比呈近似總和為1的反向變化趨勢，其中，第二產(chǎn)業(yè)占比呈下降趨勢，第三產(chǎn)業(yè)占比穩(wěn)步提升。隨著互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展，高新技術產(chǎn)業(yè)在深圳占據(jù)越來越重要的主導地位。這類產(chǎn)業(yè)具有科技創(chuàng)新能力強、技術要素占主導、對環(huán)境影響較輕等顯著特點；而實體經(jīng)濟的蓬勃發(fā)展也帶來了虛擬經(jīng)濟的繁榮。隨之興起了以金融業(yè)為主導的現(xiàn)代服務業(yè)崛起的浪潮，虛擬經(jīng)濟以促進資本流動與合理配置為特點，對自然資源的依賴程度較輕，對大氣環(huán)境也無直接相關作用。由此可見，產(chǎn)業(yè)占比呈現(xiàn)出朝第三產(chǎn)業(yè)逐漸傾斜的趨勢明顯有利于大氣污染的好轉(zhuǎn)。第二，深圳市的產(chǎn)業(yè)結構變化路徑近年來呈現(xiàn)穩(wěn)中有進的優(yōu)化升級趨勢。根據(jù)圖所描繪的產(chǎn)業(yè)升級趨勢情況，從1996-2005年，產(chǎn)業(yè)升級情況呈現(xiàn)出先升再降、再升再降的波動趨勢，且這段時間的產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級指數(shù)變動與2005年之后相比，變動幅度較小。在做出進一步解釋之前，筆者需要再次強調(diào)的是第五章的產(chǎn)業(yè)占比變動與第六章產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級這兩者的意義差別。根據(jù)第七章對于產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的定義，產(chǎn)業(yè)占比變動僅是對于產(chǎn)業(yè)機構高度化的解釋，而優(yōu)化升級還包含了經(jīng)濟增長所導致的排放對環(huán)境影響程度的合理化指標以及體現(xiàn)經(jīng)濟活動效率的社會生產(chǎn)率這一表征產(chǎn)業(yè)結構高效化指標，換句話說，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級不僅簡單體現(xiàn)在三次產(chǎn)業(yè)占比的變動上，還更多地體現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的影響程度以及經(jīng)濟發(fā)展的投入產(chǎn)出比高低。由此可見，2005年以前，產(chǎn)業(yè)結構變化并未有明顯好轉(zhuǎn)；而2005年起，隨著十一五規(guī)劃的推進，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級受到越來越大的重視，此后呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢。第三，深圳市大氣污染程度在2005年之前呈波動趨勢，2006年起開始穩(wěn)步好轉(zhuǎn)。結合上文闡述，可直觀得出產(chǎn)業(yè)結構與大氣污染之間存在相關性。第七章對大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構的動態(tài)分析也進一步證明了我們的結論。改革開放伊始至20世紀九十年代之前的十年時間里，深圳大力發(fā)展“三來一補”為特色的加工業(yè)，即來料加工、來樣加工、來件裝配與補償貿(mào)易，同時第三產(chǎn)業(yè)也快速增長，該階段第三產(chǎn)業(yè)以旅店和服務業(yè)為主；20世紀九十年代以來，深圳的工業(yè)開始朝深加工方向發(fā)展，建筑業(yè)也隨之興起，同時，高新技術產(chǎn)業(yè)逐漸興起，第三產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出朝金融業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展的特點。到1995年之后，最初以傳統(tǒng)加工業(yè)為主的發(fā)展方式已基本被取代，以通信產(chǎn)業(yè)、計算機軟件產(chǎn)業(yè)、微電子與基礎元件產(chǎn)業(yè)、重點輕工產(chǎn)業(yè)、視聽產(chǎn)業(yè)、機電一體化產(chǎn)業(yè)和能源產(chǎn)業(yè)為主的一系列產(chǎn)業(yè)開始崛起，制藥、生物技術、新材料以及醫(yī)療器械等新興產(chǎn)業(yè)領域發(fā)展迅猛，其中，電子及通信設備制造業(yè)與現(xiàn)代裝備工業(yè)分別躍居為深圳第一、第二大行業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)中，旅游業(yè)、金融業(yè)以及物流業(yè)呈現(xiàn)出三足鼎立之勢。到目前，深圳市產(chǎn)業(yè)體系已逐漸形成“以高新技術產(chǎn)業(yè)和先進制造業(yè)為基礎，以現(xiàn)代服務業(yè)為支撐，適應現(xiàn)代化中心城市功能”的特點。7.2政策啟示深圳的經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境治理無疑是中國城市建設的成功范本。改革開放四十年來深圳能夠取得如此重大成績的原因，除了國家政策支持與地理區(qū)位優(yōu)勢之外，仍有許多適用于中國其他城市實現(xiàn)環(huán)境友好型發(fā)展的政策可供借鑒，由于每個城市存在發(fā)展定位、地理區(qū)位等差異，改革不能一概而論，一味地從調(diào)整產(chǎn)業(yè)占比的角度出發(fā)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級也未必可行，因此，下文從三次產(chǎn)業(yè)各自的優(yōu)化發(fā)展角度分別闡述，以提供更為普適的政策建議。第一，推動綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術。從2011年起，深圳的第一產(chǎn)業(yè)比重首次四舍五入為0（達到0.01以下級別），成為全國首個“無農(nóng)業(yè)”城市。具體而言，這是由于深圳發(fā)展空間與發(fā)展定位限制而造成的結果，對其他城市的發(fā)展不具有普適性。但對于我國這樣一個疆域遼闊、人口眾多的大國，促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，保障“菜籃子”和“米袋子”安全，尤為重要。2009年，國土資源部便劃定了十八億畝耕地紅線，通過實施最嚴格的耕地保護制度，堅決不碰耕地紅線。為推動第一產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，要堅持綠色導向，推進化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)投入品零增長行動，加快畜禽糞便等農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用，實現(xiàn)農(nóng)牧業(yè)循環(huán)發(fā)展，同時加強對農(nóng)業(yè)資源的保護，保護耕地和草原，加快對重金屬污染土壤的修復等。第二，加快工業(yè)轉(zhuǎn)型升級，由能源密集型向技術密集型與資本密集型過渡發(fā)展。作為實體經(jīng)濟的重要組成部分，工業(yè)發(fā)達是國家實力的重要保證。在研究者對許多城市進行的實證研究中，都得出了第二產(chǎn)值比重與大氣污染之間呈正相關關系的結論，但這并不意味著工業(yè)對于環(huán)境影響有弊無利，而要考慮工業(yè)的發(fā)展方式是否仍處于高能耗、高污染的情況。加快傳統(tǒng)工業(yè)向高科技產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，發(fā)展清潔生產(chǎn)，是推動工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要途徑。深圳自改革開放以來，一直致力于推動工業(yè)的結構轉(zhuǎn)變。本文根據(jù)深圳五年計劃簡要概括如下。改革開放之初的六五時期，也是深圳工業(yè)化的起步時期。這時的工業(yè)以“三來一補”為主要特點，以輕紡工業(yè)為主，其特點為勞動密集型?！捌呶濉睍r期，隨著電子產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和外來資金的吸納，開始形成“電子行業(yè)為主，外來投資為主，產(chǎn)品外銷為主”的產(chǎn)業(yè)外向型格局，發(fā)展特點也六五時期的勞動密集型轉(zhuǎn)向勞動、資金雙重密集型。到九十年代初的“八五”時期，輕、重工業(yè)的比重逐漸持平，高新技術產(chǎn)業(yè)也開始發(fā)展起來。九五時期，高新技術產(chǎn)業(yè)進一步崛起，成為經(jīng)濟的第一增長點，勞動密集型產(chǎn)業(yè)退居二線，以技術和資金為主導的產(chǎn)業(yè)成為新的引領潮流。深圳的工業(yè)發(fā)展史為仍處于工業(yè)化初期的城市提供了有利的發(fā)展啟示。加大科研創(chuàng)新幫扶與自主知識產(chǎn)權保護力度，是地方政府為城市產(chǎn)業(yè)朝后工業(yè)化發(fā)展所必須提供的政策導向。第三，發(fā)展現(xiàn)代服務行業(yè)，滿足第二產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級后的空余職位需求。第三產(chǎn)業(yè)具有對自然資源依賴性小的特點，通過發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，一方面能夠?qū)崿F(xiàn)對大氣環(huán)境不利影響程度的減輕，另外，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展往往能對第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到協(xié)同促進作用。改革開放以來，深圳大力發(fā)展以旅游、金融和物流行業(yè)為主的現(xiàn)代服務業(yè)。其中，金融業(yè)為深圳的基本建設投資貢獻了近三分之一的資金需求；為企業(yè)提供了80%以上的流動資金需求；物流行業(yè)的發(fā)展則有力實現(xiàn)了深圳在區(qū)域間、國際間的海、陸、空貨運的交通樞紐功能?？偠灾瑒?chuàng)新是推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要動能，科學技術是第一生產(chǎn)力，盡管三次產(chǎn)業(yè)具有不同的特點，但要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，提高科技創(chuàng)新能力是重中之重。同時，環(huán)境規(guī)制與政策執(zhí)行離不開政府、企業(yè)、公眾這三大主體的高效配合。下文從這三大主體出發(fā)闡述其對產(chǎn)業(yè)結構變化與大氣治理的重要意義。首先，財政應加大對科研的投入，通過建立專業(yè)化科研機構、加大對企業(yè)科技創(chuàng)新的經(jīng)濟幫扶力度、提高對人才的吸引力等方式，為科技進步保駕護航。針對大氣污染問題，則應加強環(huán)境規(guī)制與政策引導，如推動碳排放交易市場落地實施等。同時，企業(yè)主體應意識到科技創(chuàng)新的重要性，明確自身社會責任感，響應國家發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)的需要，走技術驅(qū)動的企業(yè)發(fā)展道路。最后，公眾應明確城市主人翁責任感，在職業(yè)規(guī)劃、日常習慣等方面響應政府號召，以身作則、以千千萬萬的個人力量凝結成產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級與大氣污染防治的強大推動力。7.3研究展望本文作為畢業(yè)論文課題，在經(jīng)歷了閱讀文獻、收集處理數(shù)據(jù)、結合有關政策進行數(shù)據(jù)分析這一系列過程之后，前后歷時近三個月完成。但是，由于寫作時間與作者個人能力的限制，本研究仍有一些待完善的地方。一，所選用的大氣污染與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的綜合評價體系有待完善。經(jīng)查閱文獻，目前我國并未建立起較為統(tǒng)一與公認度高的綜合評價體系。因此，筆者結合本科所學環(huán)境系統(tǒng)工程知識、參考引用度較高的由徐仙英、張雪玲于2016年構建的評價指標體系進行評價體系的建立。另外，由于數(shù)據(jù)收集的限制，有些原本計劃放進評價體系的指標未能實現(xiàn)。二，所研究的時間尺度受數(shù)據(jù)可得性限制。筆者原本計劃對深圳改革開放以來的產(chǎn)業(yè)結構變化與大氣污染的關聯(lián)性進行研究，但由于兩個原因?qū)е掠媱潝R淺。一是由于1995年之前深圳未發(fā)布環(huán)境公報，導致部分大氣環(huán)境數(shù)據(jù)不可得；二是由于1995年前大部分詳細統(tǒng)計量所選取范圍是深圳特區(qū)而非全市，而1995年之后統(tǒng)計重心開始轉(zhuǎn)向全市范圍，從地理范圍的角度考慮，這兩者口徑不一致會對統(tǒng)計結果造成一定影響。為了彌補統(tǒng)計年限限制的不足，筆者在數(shù)據(jù)分析的基礎上增多了對1995年之前的政策的考察分析，從而使讀者對深圳改革開放后的產(chǎn)業(yè)發(fā)展和大氣污染形勢變遷有更全面的了解。參考文獻李勇,徐建剛,尹海偉,王寶強.基于主成分分析的山東省產(chǎn)業(yè)生態(tài)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展研究[J].城市發(fā)展研究,2010,17(06):111-116.李磊,胡冰.經(jīng)濟-社會多指標因素對PM_(10)排放量的影響研究——以無錫市為例[J].生態(tài)經(jīng)濟(中文版),2014(12):116-118.任鳳蘭,林少馳.深圳經(jīng)濟特區(qū)發(fā)展報告[C]//中國經(jīng)濟特區(qū)發(fā)展報告(2016).2017.深圳市統(tǒng)計局.2019年深圳經(jīng)濟運行情況[EB/OL]..深圳市生態(tài)環(huán)境局.2019年度深圳市環(huán)境狀況公報[EB/OL].GrossmanGM,KruegerAB.EnvironmentalImpactsofaNorthAmericanFreeTradeAgreement[J].Papers,1991.PANAYOTOU,THEODORE.DemystifyingtheenvironmentalKuznetscurve:turningablackboxintoapolicytool[J].Environment&DevelopmentEconomics,1997,2(4):465-484.MillerR.Input-outputanalysis:foundationsandextensions[J].1985.WatanabeC.Systemsoptionforsustainabledevelopment--effectandlimitoftheMinistryofInternationalTradeandIndustry'seffortstosubstitutetechnologyforenergy[J].ResearchPolicy,1999,28(7):p.719-749.GalikCS,AbtRC,LattaG,etal.TheenvironmentalandeconomiceffectsofregionalbioenergypolicyinthesoutheasternU.S[J].EnergyPolicy,2015,85(oct.):335-346.張健.區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構變動對生態(tài)環(huán)境影響評價及調(diào)控研究[J].江西農(nóng)業(yè)學報,2008(02):129-133.賈惠婷.能源效率、產(chǎn)業(yè)結構與環(huán)境庫茲涅茨曲線——基于中國省際數(shù)據(jù)的實證分析[J].企業(yè)經(jīng)濟,2013,32(04):28-32.李鵬.產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整惡化了我國的環(huán)境污染嗎?[J].經(jīng)濟問題探索,2015(06):150-156.趙建華,劉亮.產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、經(jīng)濟增長與大氣污染——基于PVAR模型的經(jīng)驗證據(jù)[J].價值工程,2020,39(08):268-271.劉軍,王慧文,楊潔.中國大氣污染影響因素研究——基于中國城市動態(tài)空間面板模型的分析[J].河海大學學報(哲學社會科學版),2017,19(05):61-67+91-92.曹慧豐,畢巍強,曾詩鴻.產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的大氣污染治理效應——以河北省為例[J].管理世界,2015,000(012):182-183.吳振信,閆洪舉.空間異質(zhì)視角下產(chǎn)業(yè)結構對環(huán)渤海大氣污染的影響分析[J].中國市場,2016(20):74-76.李世奇,朱平芳.產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與能源消費變動對大氣污染的影響——基于上海投入產(chǎn)出表的實證分析[J].上海經(jīng)濟研究,2017(06):82-89.符淼.我國環(huán)境庫茲涅茨曲線:形態(tài),拐點和影響因素[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究,2008(11):40-55.趙細康,李建民,王金營,等.環(huán)境庫茲涅茨曲線及在中國的檢驗[J].南開經(jīng)濟研究,2005,003(003):48-54.劉思華.創(chuàng)建五次產(chǎn)業(yè)分類法,推動21世紀中國產(chǎn)業(yè)結構的戰(zhàn)略性調(diào)整[J].生態(tài)經(jīng)濟(中文版),2000(06):5-13.周毅,李京文.區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展理論演化及其啟示[J].經(jīng)濟學家,2012(03):14-19.威廉·配第,配第,馬妍.政治算術[M].中國社會科學出版社,2010.尹炳文.配第—克拉克定律與日本經(jīng)濟結構性增長[J].南開經(jīng)濟研究,1987(06):57-59.深圳市統(tǒng)計局.深圳統(tǒng)計年鑒[M].中國統(tǒng)計出版社,2019.吳德林