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工業(yè)經(jīng)濟增長范文第1篇

[關鍵詞]工業(yè)經(jīng)濟；增長；環(huán)境污染；關系

工業(yè)經(jīng)濟與環(huán)境既相互制約又相輔相成，工業(yè)經(jīng)濟的增長離不開自然環(huán)境，因為工業(yè)經(jīng)濟的快速增長都是在一定的自然和社會環(huán)境的基礎之上進行，因此工業(yè)經(jīng)濟的增長既受到周圍環(huán)境條件的約束，同時工業(yè)生產(chǎn)又會給周圍環(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)濟發(fā)展和社會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)濟的發(fā)展成為當今關注的焦點。因此在我國環(huán)境友好型社會建設不斷深入的背景下，進一步加強我國工業(yè)經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系的深入細致研究，能夠有效制定出協(xié)調(diào)工業(yè)經(jīng)濟增長與環(huán)境的措施，這樣可以在很大程度上保證我國工業(yè)經(jīng)濟增長速度的同時，還能有效避免和減少環(huán)境污染。

一、工業(yè)經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系

（一）工業(yè)經(jīng)濟增長對環(huán)境的影響

在我國經(jīng)濟增長中工業(yè)的貢獻率較高，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、污染排放強度高等突出特點，導致資源浪費和環(huán)境承載能力降低等嚴重破壞生態(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，會嚴重地破壞農(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)濟增長速度的不斷加快，我國環(huán)境污染增長更快，但是相應的治理環(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， 就會導致污染的累積，導致生態(tài)系統(tǒng)的崩潰，影響到工業(yè)經(jīng)濟的增長。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，進而在很大程度上影響了工業(yè)生產(chǎn)活動。工業(yè)“三廢”對工業(yè)生產(chǎn)本身的危害也很嚴重，有毒的污染物質會腐蝕管道，損壞設備，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，國家會進一步加大對環(huán)境的管制，這樣就會對工業(yè)結構進行調(diào)整，但在工業(yè)結構調(diào)整期，會因為淘汰企業(yè)的關閉而短期內(nèi)降低整個工業(yè)經(jīng)濟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，影響市場供求的波動，造成工業(yè)經(jīng)濟短期的負面影響。

二、工業(yè)經(jīng)濟增長與環(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，因此工業(yè)生產(chǎn)活動必須要在保護環(huán)境的基礎之上開展，只有這樣才能實現(xiàn)工業(yè)經(jīng)濟與環(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)濟快速增長的過程中，有關部門必須要制定健全的環(huán)境保護法規(guī)體系，對工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)活動作出嚴格的監(jiān)督，有效提高其環(huán)境保護意識。同時有關部門還應該開征新稅、調(diào)節(jié)稅率、加征環(huán)境保護稅，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，進而有效提升環(huán)境保護的成效。

（二）積極推進工業(yè)生產(chǎn)結構的綠色化進程

在工業(yè)生產(chǎn)中會必不可免的產(chǎn)生工業(yè)廢物，因此有關部門必須要積極推進工業(yè)生產(chǎn)結構的綠色化進程，推動不同行業(yè)合理延長產(chǎn)業(yè)鏈，加強對廢物的循環(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)，必須要加強廢水深度處理，提高水循環(huán)利用率。與此同時，我國工業(yè)行業(yè)還應該優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)結構，走新型工業(yè)化道路，通過技術創(chuàng)新和技術改造增加企業(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，在促進經(jīng)濟增長的同時減少污染物的排放從而實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境的雙贏的目標。

三、結束語

環(huán)境是居民生存的基礎，不能為了過分追求工業(yè)經(jīng)濟的增長而破壞我國生活的環(huán)境，因此在我國環(huán)境友好型社會建設不斷深入的背景下，有關部門必須要協(xié)調(diào)好工業(yè)經(jīng)濟增長與環(huán)境之間的關系，盡可能的制定出保持工業(yè)經(jīng)濟與環(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)濟增長的同時，還能保護周圍的環(huán)境，進而實現(xiàn)構建環(huán)境友好型社會的目標。

參考文獻

[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)濟增長之間關系研究[J].合肥工業(yè)大學學報（自然科學版），2012年10期

工業(yè)經(jīng)濟增長范文第2篇

 

一、問題的提出

 

中國是個發(fā)展中國家。我國的經(jīng)濟增長依靠能源的消費，而我國的石油、天然氣資源不是十分的充足，根據(jù)有關資料顯示：中國人均能源資源占有量遠比世界平均水平值要低。我國人均石油、天然氣可采儲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，利用率低導致我國環(huán)境污染嚴重已成為不爭的事實。

 

那么能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長在數(shù)值上有什么關系?本文收集了1980年至2007年的時間數(shù)據(jù)，并加以實證分析。

 

二、模型設定

 

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

 

三、模型檢驗

 

假設模型中隨機擾動項u滿足古典假定，運用OLS方法估計模型的參數(shù)，利用計量經(jīng)濟學軟件Eviews得結果：

 

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

 

=0.999297 =0.999175 F=8176.418 DW=1.376476

 

1、經(jīng)濟意義檢驗

 

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

 

2、統(tǒng)計推斷檢驗

 

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

 

3、計量經(jīng)濟學檢驗

 

(1)多重共線性檢驗

 

①對各解釋變量進行多重共線性檢驗

 

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系數(shù)矩陣表可以看出各解釋變量之間的相關系數(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，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，改進最大，而且各參數(shù)的t檢驗顯著，但是x2的符號不合理，選擇保留x4，再加入其他新變量逐步回歸。

 

在X1、X4的基礎上加入X2后的方程明顯增大，但是X2的t檢驗不通過，因其為負值不合理。加入X3后不但方程的明顯增大，而且t檢驗值也通過，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檢驗不顯著。這說明引起多重共線性，所以應予剔除。

 

最后得出的回歸模型是：

 

(2) 異方差檢驗

 

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

 

(3) 自相關檢驗

 

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

四、自相關修正

 

采用科克倫—奧克特引入一階自相關系數(shù)AR(1) 得出的結果中可決系數(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)對應的Prob值為0.0067，在1%的顯著水平下顯著。D.W.對應的值為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。

 

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、結論分析

 

1、 在自相關的修正過程中，我們可以發(fā)現(xiàn)，全國生活能源消費總量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、工業(yè)能源消費總量等經(jīng)濟數(shù)據(jù)都具有時間上的慣性;另外一方面，城鎮(zhèn)人均可支配收入具有經(jīng)濟活動的滯后性，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，不會使居民能源消費的水平當期就達到應有的水平，而是要經(jīng)過若干期才能達到。因為人的消費觀念的改變存在一定的適應期。

 

2、 雖然能源價格、能源消費結構和環(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。事實上，這些因素越是得不到量化和反映，越是暴露了當前我國在這些方面的不足和缺陷，更應該重視和解決。

 

六、政策建議

 

1、充分發(fā)揮市場機制的作用，促進我國能源消費向高效、清潔的方向發(fā)展。在工業(yè)方面，有重點地調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，確保經(jīng)濟與能源消費的協(xié)調(diào)。

 

2、優(yōu)化和改善能源消費結構，大力發(fā)展清潔能源的使用，加強科學技術在此類能源上的創(chuàng)新性。我國具有豐富的水能、風能、太陽能等可再生資源，從長遠來看，我國應在中長期戰(zhàn)略上做好大力發(fā)展可再生能源的部署。

 

3、加強能源統(tǒng)計，制定有效的能源發(fā)展戰(zhàn)略。能源統(tǒng)計數(shù)據(jù)的質量，應包括數(shù)據(jù)的準確性和時效性。提高能源統(tǒng)計數(shù)據(jù)的準確性、時效性、國際可比性，便于有關部門及時調(diào)整戰(zhàn)略，實現(xiàn)能源的有效利用。

工業(yè)經(jīng)濟增長范文第3篇

[關鍵詞]制造業(yè)；能源消費；經(jīng)濟增長；協(xié)整檢驗

[中圖分類號]F423.62 [文獻標識碼]A [文章編號]2095-3283（2014）03-0080-03

一、引言

國內(nèi)外許多學者對能源消費和經(jīng)濟增長間的變動關系進行研究，如Kraft J.和Kraft A.（1978）對1947―1974年的美國數(shù)據(jù)進行研究，得出GDP對能源消費存在單向的因果關系，但是兩者不存在協(xié)整關系[1]。Yu和Hwang（1984）對1947―1979年美國的數(shù)據(jù)進行研究， 結果表明能源消費與GNP增長不存在因果關系[2]。Paresh Kumar Narayan和Stephan Popp （2012）分析了93個國家的能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期關系，認為能源消費不是實際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與能源消費總量數(shù)據(jù)進行研究，結果證明能源消費與GDP之間不存在長期均衡關系，但存在雙向因果關系[4]。楊俊、王慶存（2011）利用1978―2009年的數(shù)據(jù)對我國能源消費與經(jīng)濟增長的關系進行了研究，結果表明電力消費與GDP，GDP與煤炭消費，GDP與石油消費之間存在單向Granger因果關系[5]。

改革開放以來，新疆加快了結構調(diào)整步伐，經(jīng)濟結構由農(nóng)牧業(yè)主導型逐步向工業(yè)主導型轉變，工業(yè)經(jīng)濟步入快速增長期，實現(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2700.02億元，年均增長9.9%。進入21世紀，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個百分點，尤其近五年，是改革開放以來工業(yè)增長速度最快的時期，年均增速為13.6%，高于GDP 2.6個百分點。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個百分點（見圖1）。可見，工業(yè)的快速發(fā)展在新疆經(jīng)濟發(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備區(qū)，新疆煤的預測儲量為2萬億噸，占全國預測總儲量的37.7%；油氣資源約占全國陸上油氣資源總量的1/4。近年來，新疆能源消費呈快速上升趨勢，而工業(yè)能源消費占新疆能源消費總量的絕大部分，其在1988年占63.83%，到2011年上升至73.32%；而制造業(yè)的能源消費基本上占據(jù)了工業(yè)能源消費總量的六成左右（見圖2）。由此可見，能源是工業(yè)發(fā)展最重要的資源基礎，研究工業(yè)能源消費對工業(yè)經(jīng)濟的增長尤為重要，本文以制造業(yè)為落腳點，研究制造業(yè)能源消費與新疆工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的變動關系。

二、數(shù)據(jù)選取與變量設定

為研究新疆制造業(yè)能源消費對工業(yè)經(jīng)濟增長的影響，本文選取了新疆1988―2011年的制造業(yè)能源消費量和實際工業(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準煤，分別以MEC和IGDP來表示。所有數(shù)據(jù)都源自歷年《新疆統(tǒng)計年鑒》。為排除物價變動因素的影響，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)進行平減；同時由于制造業(yè)能源消費和工業(yè)生產(chǎn)總值的變化趨勢具有波動性，易產(chǎn)生異方差的問題導致偽回歸的現(xiàn)象，為了排除異方差性，本文對時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年新疆不變價的工業(yè)生產(chǎn)總值與制造業(yè)能源消費的變動趨勢。

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)能源消費為自變量建立新疆工業(yè)經(jīng)濟增長與制造業(yè)能源消費的雙變量對數(shù)模型，即：

lnIGDP=α+βlnMEC+μ

由圖2可知，除個別年份外，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計具有合理性，且lnIGDP和ln MEC存在協(xié)整關系。

三、實證分析

（一）ADF單位根檢驗

由上述分析可判斷，IGDP與MEC之間可能存在協(xié)整關系，在檢驗其協(xié)整關系之前，先要對時間序列的各變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用Augmented Dickey-Fuller（ADF）對時間序列進行檢驗。利用Stata軟件檢驗lnIDGP和lnMEC是否為非平穩(wěn)序列，檢驗結果如表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檢驗統(tǒng)計量值為1.409大于其臨界值-2.518，所以不能拒絕原假設，即存在單位根，而序列l(wèi)nMEC的ADF檢驗統(tǒng)計量值在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，存在單位根。對兩序列一階差分后再進行ADF檢驗，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（見圖4、圖5），同時兩序列為一階單整，即lnIGDP～I（1）、lnMEC～I（1）。

工業(yè)經(jīng)濟增長范文第4篇

 

當然，要對比工業(yè)經(jīng)濟空間差異，就要追源于區(qū)域總體經(jīng)濟差異的研究，然而由于在具體研究區(qū)際經(jīng)濟差異中，結果與原因解釋經(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，單純的差異測度缺乏對經(jīng)濟差異増長規(guī)律的深入探討，這就在一定程度上妨礙了區(qū)域經(jīng)濟増長差異的關鍵因素研究。因此有必要結合引入經(jīng)濟増長趨同的概念與方法來進一步研究區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟差異是否存在縮小(擴大)而走向趨同(趨異)。而關于對増長趨同的研究，可追源于20世紀中期等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提出的，即：發(fā)達國家由于邊際遞減規(guī)律的作用經(jīng)濟增長將會減緩，欠發(fā)達國家則相反;隨著時間的推移，各國的人均產(chǎn)出應趨同于一個人均水平不變的穩(wěn)定狀態(tài)值。從計量經(jīng)濟學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)相關趨同假說，指各地區(qū)人均GDP差異隨時間推移而縮小。卩趨同是與時間序列相關的趨同假說，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相關關系(趨同)的實證性檢驗[8]，也有學者運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動因素尤其是驅動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)濟差異與趨同分析已較為成熟，劉兆德則就90年代時期的經(jīng)濟發(fā)展及空間差異作了分析，張紅梅等分別在選取多項經(jīng)濟指標上運用主成分分析法對經(jīng)濟發(fā)展水平和區(qū)域空間結構作出測度，蒲英霞等運用GIS方法對空間格局進行定量分析并從趨同角度分析了江蘇省空間特征與成因，歐向軍等運用經(jīng)濟極化的概念和方法對江蘇經(jīng)濟差異作了定量分析，之后歐向軍與其他學者對經(jīng)濟空間格局、結構差異及成因進行了重點研究，仇方道等運用標準差及變異系數(shù)進行測度，并對經(jīng)濟結構作出了綜合評價，而沈正平等在分析南北經(jīng)濟差異的基礎上提出區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的對策。各項研究對江蘇經(jīng)濟的格局特征日趨詳盡，研究方法集中在標準差、變異系數(shù)、泰爾指數(shù)、主成分分析法、空間關聯(lián)、極化指數(shù)等方法，但是并未以工業(yè)經(jīng)濟為主要研究對象進行深入探討，且將空間差異與增長趨同結合的研究較少。

 

鑒于目前的研究進展，文章以江蘇省65個縣市為研究單元(圖1)以工業(yè)經(jīng)濟為研究對象，從蘇南、蘇中、蘇北三個地區(qū)分時段對工業(yè)經(jīng)濟增長差異與趨同進行定量判定，探討該省工業(yè)經(jīng)濟差異在區(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，并在此基礎上對主要影響因素進行針對性分析，為優(yōu)化區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟空間布局、制訂工業(yè)發(fā)展策田各妥善處理區(qū)域間競合關系、促進全省工業(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)濟規(guī)模的計算工業(yè)經(jīng)濟規(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)濟時空差異測度目前經(jīng)濟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)濟指標(變量)的地區(qū)分布，該系數(shù)可分解為組內(nèi)和組間差異兩個部分[22]，是衡量區(qū)域差異的重要指標。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、蘇北三個地區(qū)，運用泰爾(Theil)系數(shù)，綜合測度三個地區(qū)之間以及地區(qū)內(nèi)部工業(yè)經(jīng)濟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)濟差異、地區(qū)之間的工業(yè)經(jīng)濟差異、地區(qū)內(nèi)區(qū)縣(市)的工業(yè)經(jīng)濟差異;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)濟增長趨同檢驗當不發(fā)達地區(qū)的増長速度高于發(fā)達地區(qū)時，發(fā)達地區(qū)與不發(fā)達地區(qū)的收入之比會下降，會出現(xiàn)相對趨同。當不發(fā)達地區(qū)收入増量超過發(fā)達地區(qū)時，會出現(xiàn)絕對趨同。若初始的差異大，在一定時期內(nèi)高收入、低増長區(qū)域的絕對増量會大于高増長、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大的情況，可能會持續(xù)很長時間。可見，趨同并非完全是指區(qū)域差異縮小，而是指區(qū)域經(jīng)濟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)可能在一定時段內(nèi)并不會縮小。

 

4.工業(yè)經(jīng)濟時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。總體而言，從1980~2007年江蘇省各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟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，之后開始擴大，至2004年又有所下降。

 

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

 

4.2地區(qū)內(nèi)差異演變特征

工業(yè)經(jīng)濟增長范文第5篇

關鍵詞：經(jīng)濟增長；工業(yè)廢水排放量；VAR模型

中圖分類號：F224.0文獻標識碼：A

一、引言

改革開放以來，中國的經(jīng)濟增長帶來了人民生活水平的提高以及社會福利水平的改善，但隨之而來的是一系列環(huán)境問題。經(jīng)濟增長與環(huán)境惡化之間的兩難沖突備受關注，二者關系的研究已成為各領域探討的熱點問題。經(jīng)濟學家?guī)炱澞?955年提出了著名的倒U型曲線假說，20世紀九十年代，Grossman和Krueger在庫茲茨曲線基礎上提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線。國內(nèi)學者方行明、劉天倫通過建立一個一元三次的計量經(jīng)濟模型，應用最小二乘法估計，認為工業(yè)廢水排放量與人均GDP之間存在倒N型的關系，彭水軍、包群通過廣義的脈沖分析，認為人均GDP與工業(yè)廢水排放量存在N型關系。而本文主要利用VAR模型來分析經(jīng)濟增長與工業(yè)廢水排放量是否存在上述關系，首先建立工業(yè)廢水排放量和經(jīng)濟增長這兩個指標，因為考慮到時間序列的平穩(wěn)性問題，要利用單位根檢驗數(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)濟增長與工業(yè)廢水排放量的VAR模型，進行格蘭杰因果關系分析和脈沖響應分析。

二、變量選取與數(shù)據(jù)處理

（一）變量選取。因為本文只是單純地研究經(jīng)濟增長與工業(yè)排放量之間的關系，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)濟增長的指標選用人均GDP（單位：元），之所以選用該指標，在于與總收入相比，人均GDP更能反映出真實收入水平變化對環(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，各指標數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）數(shù)據(jù)處理。為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，消除可能存在的異方差，考慮到對時間序列進行對數(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的時間序列數(shù)據(jù)進行取對數(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。為了得到有效的檢驗統(tǒng)計量，防止為回歸的產(chǎn)生，在建立VAR模型前應首先對變量的時間序列數(shù)據(jù)進行ADF平穩(wěn)性檢驗。

在進行ADF單位根檢驗之前，首先應確定是否具有截距和時間趨勢項，否則，檢驗的結果將會大相徑庭。一般采用圖形觀察法，如果序列在偏離0位置變動，且呈現(xiàn)出隨著時間快速遞增或遞減的趨勢，則可以選擇既有截距又有時間趨勢項；如果序列隨時間遞增或遞減的并不迅速，可以考慮舍去時間趨勢項。從表1中我們可以看出，lngddp和lnmyczw這2個時間序列在10%的顯著性水平下均不能拒絕存在單位根的原假設，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)的時間序列，可以建立任何的模型。（表1）

三、VAR模型的建立及應用

（一）建立VAR模型。在ADF檢驗的基礎上，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等標準進行確定，如表2所示。（表2）滯后階數(shù)適當加大，可以消除誤差項中的自相關，但又容易減少自由度，影響模型參數(shù)估計的有效性。因此，我們重點參考AIC和SC最小的評價標準，將VAR的滯后階數(shù)確定為4階。因為對于變量人均GDP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）格蘭杰因果關系分析。在建立VAR模型的基礎上，來分析經(jīng)濟增長與工業(yè)廢水排放量之間的格蘭杰因果關系。Granger因果檢驗度量的是：對y進行預測時x的前期信息對均方誤差MSE的減少是否有貢獻，并以此作為因果關系的判斷基準。與x的前期信息相比，若MSE無變化，則稱x在Granger意義下對y無因果關系；反之，當x的前期信息對MSE的減少有貢獻時，稱x在Granger意義下對y有因果關系。即一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關系。

Granger因果檢驗往往受滯后長度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因果關系檢驗的滯后期；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)。

通過格蘭杰因果關系檢驗（表3），根據(jù)伴隨概率，在5%的顯著水平下，因為0.000，0.05，所以拒絕原假設，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，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系。這就從一個方面反映了我國經(jīng)濟的快速增長在一定程度上建立在高廢水排放量的基礎上的，但是這不符合中國的“低污染，高增長”的目標，所以我國要加快經(jīng)濟增長由粗放式向集約式的轉變，治理高能耗、高排放的企業(yè)，而且在較快的經(jīng)濟增長的條件下，也應該對工業(yè)廢水的治理增加投資。

（三）脈沖響應分析。前面我們分析了一個變量和另一個變量之間的格蘭杰因果關系，接下來分析當一個誤差項發(fā)生變化即模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，或者說VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊（即一個誤差項發(fā)生變化）給其他內(nèi)生變量帶來的影響，即脈沖響應分析。首先，我們給每億元工業(yè)產(chǎn)值的工業(yè)廢水排放量一個單位的沖擊，采用脈沖方法得到關于人均GDP的一個脈沖響應函數(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，實線表示脈沖響應函數(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，虛線表示正負兩倍標準差的偏離帶。

從圖1中可以看出，當在本期給人均廢水排放量一個正沖擊，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)廢水排放量的響應函數(shù)（圖2），實線表示每億元工業(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，但在第3期以后都顯示出不明顯的負效應。這說明人均GDP的一個正的沖擊可以持續(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，但是這個響應不是非常明顯。

四、結論

在1995～2009年這個研究期間，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，通過格蘭杰因果關系分析和脈沖響應分析，得出如下結論：

1、在一定程度上，中國經(jīng)濟的增長是工業(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)濟結構有關，但是工業(yè)廢水排放量不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

2、在響應期內(nèi)，dlngdp對dlnw的響應函數(shù)并沒有呈現(xiàn)倒N型或N型。沒有呈現(xiàn)倒N型可能是因為使用的模型不同，而沒有呈現(xiàn)N型是因為本文數(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)大學經(jīng)濟研究所）

主要參考文獻：

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[3]方行明，劉天倫.中國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關系新探[J].經(jīng)濟學家，2011.2.

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