張一

（美國丹佛大學，美國 科羅拉多州丹佛市）

我國西部經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的實證研究

張一

（美國丹佛大學，美國 科羅拉多州丹佛市）

本文以我國西部地區(qū)為研究對象，對區(qū)域經(jīng)濟增長與環(huán)境質量進行分析，分別構建了經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量的單因素計量模型、多因素計量模型，并對區(qū)域經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的協(xié)調度進行了研究。首先，通過主成分分析構建經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境質量的綜合發(fā)展水平指數(shù)，利用面板回歸擬合我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量的單因素和多因素實證模型；其次，利用模糊數(shù)學隸屬度函數(shù)計算了經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量關系的協(xié)調度。實證結果表明：我國西部地區(qū)環(huán)境質量與經(jīng)濟發(fā)展之間不全是EKC“倒U”關系，而是“倒N、S型、U型”關系；隨著經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，環(huán)境質量的承壓會逐漸增大；西部地區(qū)環(huán)境質量與經(jīng)濟發(fā)展處于弱協(xié)調狀態(tài)。

西部地區(qū)；經(jīng)濟增長；環(huán)境質量；區(qū)域經(jīng)濟

一、研究背景

在我國經(jīng)濟發(fā)展過程中，環(huán)境質量與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系一直是經(jīng)濟學家關注的重要議題。經(jīng)濟的發(fā)展必須要以一定的物質為基礎，而在發(fā)展過程中產(chǎn)業(yè)結構等方面往往對環(huán)境施以反作用，這種觀點已達成共識。一方面，經(jīng)濟的發(fā)展意味著產(chǎn)出的不斷增加，為了更多地產(chǎn)出，就會要求更多地投入來保障；另一方面，迫于增長的壓力，可能會有更多的污染排放到大氣中，從而影響環(huán)境的質量，這種觀點已經(jīng)在西方發(fā)達國家“先污染后治理”的發(fā)展模式中得到體現(xiàn)。國家“十二五”規(guī)劃明確提出了加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的主線，這意味著我國經(jīng)濟結構將在未來5年內面臨重大調整，改變經(jīng)濟發(fā)展模式已提上日程。因此，在保證經(jīng)濟持續(xù)增長的前提下，理清我國環(huán)境質量和經(jīng)濟增長之間的關系，改善環(huán)境治理狀況，對未來我國經(jīng)濟社會的健康發(fā)展是至關重要的。

在環(huán)境質量與經(jīng)濟發(fā)展之間的定量分析過程中，環(huán)境庫茲涅茨曲線假設EKC[1]是主流觀點，其主要是指環(huán)境破壞程度隨著收入水平的提高具有先升后降的規(guī)律，即“倒U”趨勢。該領域的考察重點是不同國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長與環(huán)境質量之間是否存在EKC規(guī)律；在引入時間趨勢、地點變量和貿易強度等變量后，Grossman&Krueger(1991)[2]通過GEMS全球截面數(shù)據(jù)實證驗證了環(huán)境污染與經(jīng)濟增長的長期EKC規(guī)律；通過研究發(fā)達國家和地區(qū)間經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的關系，Shafik&Bandopadhyay(1992)[3]，Selden&Song (1994)[4]也證實了它們之間的關系呈現(xiàn)“倒U型”規(guī)律；通過研究美國50個州的截面數(shù)據(jù)，Carson et al (1997)[5]分析了環(huán)境指標與經(jīng)濟增長之間的關系并發(fā)現(xiàn)符合“倒U”型規(guī)律；Shafik&Bandyopadhyay(1992)[6]在實證研究中建立了對數(shù)形式的二次方程，得到了關于經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的倒“U”型關系；但在對德國環(huán)境污染指標的時間序列數(shù)據(jù)和人均GDP進行研究時，Hannes Egli(2002)[7]卻證實大部分大氣污染物并不具有EKC假設的規(guī)律。

以大氣中固體懸浮物排放量、人均二氧化碳排放量、河流中的溶解氧、二氧化硫等指標為研究對象，Shafik(1992)[8]通過實證分析了環(huán)境質量與經(jīng)濟增長之間的指標狀況；Stern(2001)[9]用人均二氧化硫排放量來說明環(huán)境質量狀況；Valeria Costantini&Salvatore Monni (2007)[10]使用環(huán)境壓力指標作為宏觀經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展指標，將人文指標作為GDP的解釋變量引入到研究中；SherryBartz&David L.Kelly(2007)[11]利用二氧化硫、一氧化碳、氮氧化物、大氣中固體懸浮物等來代表環(huán)境惡化情況；通過將人均氮氧化物排放量、人均二氧化硫排放量、人均毀林率等指標進入到實證分析中，Panayotou(1993)[12]發(fā)現(xiàn)其引入指標與人均GDP在二次對數(shù)方程中的擬合程度最好，并符合EKC假設的規(guī)律；Madhusudan(2001)[13]的研究則發(fā)現(xiàn)三次方程的擬合優(yōu)度最高，擬合曲線呈現(xiàn)“N”形規(guī)律。李春生、王翊(2007)[14]等利用廣州市1982-2004年經(jīng)濟發(fā)展與廢水排放數(shù)據(jù)，擬合了人均GDP與廢水排放量的二次方程，得出廣州市的經(jīng)濟與環(huán)境質量符合環(huán)境庫茲涅茨曲線“倒U”型的結論；彭立穎、童行偉等(2008)[15]采用上海市1981-2005年期間的序列數(shù)據(jù)，對經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間的關系進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)煙塵排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)COD排放量和全市SO2排放量這四項環(huán)境指標同人均GDP的擬合曲線呈現(xiàn)典型的“倒U”型特征。郭軍華、李幫義(2010)[16]利用我國1991年至2007年29個省市的面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的長期均衡關系進行了面板協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)只有工業(yè)固體廢棄物排放量與人均GDP之間符合“倒U”型關系。類似的研究還有蘇偉、劉景雙(2007)[17]，魏立橋、趙曉娜等(2008)[18]。

就我國具體經(jīng)濟增長與環(huán)境保護而言，由于缺少相應技術、體制機制，環(huán)境保護措施尚不能夠與經(jīng)濟、社會結構相匹配，經(jīng)濟增長目標與環(huán)境質量的矛盾更為尖銳。多年來中國國內生產(chǎn)總值增長一直維持在8%以上，然而高速的經(jīng)濟增長是以高耗能、高污染為代價的。根據(jù)《全國環(huán)境統(tǒng)計公報（2008年）》披露的數(shù)據(jù)，2008年，全國廢水排放總量571.7億噸，比上年增加2.7%；工業(yè)二氧化硫排放量1991.3萬噸，占二氧化硫排放總量的85.8%；全國工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量19.0億噸，比上年增加8.3%。另外，我國單位產(chǎn)出能耗偏高是一個不爭的事實，與發(fā)達國家相比，還有較大的差距。據(jù)統(tǒng)計，2010年我國單位國內生產(chǎn)總值能耗是世界平均水平的2.2倍，主要礦產(chǎn)資源對外依存度逐年提高。經(jīng)濟的快速增長對環(huán)境的影響是深刻的，現(xiàn)階段，已經(jīng)出現(xiàn)資源過度開采、水土流失、極端天氣頻繁、環(huán)境污染嚴重等問題，我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展面臨著嚴峻的環(huán)境考驗。

我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平有較大差異，區(qū)域環(huán)境質量狀況各具特點，經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的矛盾在各地區(qū)表現(xiàn)不一。正是在這樣的背景下，本文通過分析1997-2012年西部地區(qū)經(jīng)濟與環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量進行實證分析。通過主成分分析構建經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境質量的綜合發(fā)展水平指數(shù)，利用面板回歸擬合我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量的單因素和多因素實證模型；利用模糊數(shù)學隸屬度函數(shù)計算了經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量關系的協(xié)調度。通過以上分析，結合我國經(jīng)濟發(fā)展中的實際情況，提出可持續(xù)發(fā)展建議。

二、研究指標與模型方法

1.研究指標設定

在遵循科學性、有效性的前提下，本文構建了包括環(huán)境質量、經(jīng)濟發(fā)展在內的多維度評價指標體系。在對指標進行評價時主要考慮我國目前的經(jīng)濟狀況，選擇具有代表性的指標，主要指標如表1所示。

本文以1997-2012年為時間跨度的數(shù)據(jù)作為樣本總體，全部數(shù)據(jù)來自1998-2013年《中國統(tǒng)計年鑒》及《環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。為了消除數(shù)據(jù)的劇烈波動以及異方差的影響，已分別對各時間序列數(shù)據(jù)做了自然對數(shù)處理。所有實證分析均利用計量經(jīng)濟軟件Eviews 6.0來完成，全部圖形均用matlab7.0繪制。

各變量表示如下：

工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物排放量——lnWaterit、lnGasit、lnWasteit；

人均GDP——lnGDPit；產(chǎn)業(yè)結構——lnPercentit；技術因素——lnConsumeit；

污染治理——lnTreatit；對外開放度——lnTradeit。

表1 經(jīng)濟、環(huán)境發(fā)展指標體系

2.研究模型方法

（1） 影響環(huán)境質量的單因素模型

在對西部地區(qū)進行經(jīng)濟-環(huán)境關系的研究中，以各省市作為一個橫截面，在時間序列上觀察這個截面單元各個經(jīng)濟、環(huán)境指標的變化情況，因此在對西部地區(qū)研究中，涉及的數(shù)據(jù)以及時間序列的特征稱為綜列數(shù)據(jù)(Panel Data)。

為了驗證我國經(jīng)濟增長與環(huán)境質量的關系，多采用回歸方法進行實證，以考察經(jīng)濟—環(huán)境之間是否存在環(huán)境庫茲涅茨假設規(guī)律。所利用的模型主要為環(huán)境質量指標與經(jīng)濟增長的線性二次、三次（對數(shù)）方程：

其中，Et為t時期環(huán)境污染指標，xt為t時期的收入水平。

表2 經(jīng)濟增長與環(huán)境質量指標關系

在大量的實證研究中，常見的表征環(huán)境壓力的指標主要有污染物濃度、污染物排放量或污染物人均排放量。不過，大多數(shù)人認為污染物的濃度取決于排放量、地理位置、大氣條件、擴散情況等多種因素，因此，污染物排放量和人均排放量逐步被廣泛認可，越來越多地應用于表征環(huán)境壓力的實證分析中。

（2）影響環(huán)境質量的多因素模型

在單因素模型分析中，主要以收入水平作為自變量來進行分析，但在多因素模型中，很多學者加入了體質因素、政策因素、貿易因素、地理環(huán)境因素等指標來進行分析，就多因素模型而言，在相對封閉的經(jīng)濟環(huán)境中，假設Y代表經(jīng)濟總產(chǎn)出，那么t時期的污染物排放量為：

其中，Et/Yt為單位產(chǎn)出排放強度，不妨表示為et。

假設存在環(huán)保政策的干預，對大部分產(chǎn)業(yè)來說，污染物排放量就會相對較小，那么t時期的污染物排放量就為：

其中，YtT為環(huán)境治理量，E(YtT)t/Et為環(huán)保政策的治理力度，記為t。

如果以國內生產(chǎn)總值GDP指標來表示經(jīng)濟的總產(chǎn)出Y，方程將變?yōu)椋?/p>

其中，GDPit/GDPt為第i部門的產(chǎn)值占GDP的比重，可以記作pi。

則對于第i部門來說，污染排放方程變?yōu)椋?/p>

由上述方程可知，影響環(huán)境質量的因素主要為技術因素、產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟總量增長、環(huán)保治理等。就我國經(jīng)濟發(fā)展而言，國外部門是非常重要的因素，如果將國外部門加入，則影響環(huán)境質量的因素將包括國外產(chǎn)出變動造成的環(huán)境質量變動。

其中，lnET為污染物排放總量，lnEI為國內部門污染物排放量，lnEE為國外部門污染物排放量。

（3）協(xié)調度研究

在對其他學者的研究中發(fā)現(xiàn)，通常運用模糊數(shù)學隸屬度函數(shù)來計算環(huán)境質量和經(jīng)濟發(fā)展之間的協(xié)調度。協(xié)調度描述的是定量測度和要素之間協(xié)調程度的指標，協(xié)調度函數(shù)為：

其中，U(i/j)表示i系統(tǒng)對j系統(tǒng)的協(xié)調度，F(xiàn)i為i系統(tǒng)的實際值，F(xiàn)'為j系統(tǒng)要求i系統(tǒng)應達到的協(xié)調值，S2為i系統(tǒng)的均方差。

公式表示的含義如下：

若實際值接近協(xié)調值，協(xié)調度U值越大，系統(tǒng)的協(xié)調發(fā)展程度越高。

若實際值偏離協(xié)調值，協(xié)調度U值越小，系統(tǒng)的協(xié)調發(fā)展程度越低。

若實際值等于協(xié)調值，協(xié)調度U值為1，系統(tǒng)的發(fā)展是完全協(xié)調的。

靜態(tài)協(xié)調度反映經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量在某一時期的相互協(xié)調發(fā)展情況，Us(i/j)=[min{u(i/j)，u(j/i)}]/[max{u (i/j)，u(j/i)}]，Us(i/j)介于0到1之間。

公式表示的含義如下：

若u(i/j)接近u(j/i)的值，U(i，j)的值越大，經(jīng)濟與環(huán)境質量之間相互協(xié)調發(fā)展的程度越高。

若u(i/j)越偏離u(j/i)的值，U(i，j)的值越大，經(jīng)濟與環(huán)境質量之間相互協(xié)調發(fā)展的程度越低。

若當U(i，j)的值為1，即u(i/j)與u(j/i)相等時，兩系統(tǒng)呈完全相互協(xié)調發(fā)展的狀態(tài)。

動態(tài)協(xié)調度反映經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量的相互協(xié)調發(fā)展趨勢：

其中，Us(t-T+1)，…，Us(t)為經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量在t-T+1至t中的各期靜態(tài)協(xié)調度。在任意兩個不同時刻t1和t2，令t1＜t2，如果Ud(t1)＜Ud(t2)，則表明經(jīng)濟與環(huán)境系統(tǒng)處于一條協(xié)調發(fā)展的軌道上。

三、實證結果分析

1.西部地區(qū)單因素模型

以西部地區(qū)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量為因變量，以人均收入的一次方、二次方、三次方為自變量進行面板數(shù)據(jù)回歸，分別建立混合回歸模型、隨機效應模型和固定效應模型，F(xiàn)檢驗拒絕建立混合回歸模型假設，且Hausman檢驗接受建立隨機效應模型假設，得到西部地區(qū)工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量個體隨機效應模型：

其中，虛擬變量D1，D2，…，D11的定義是：

如果屬于第i個個體，i=1，2，…，11其他

文章選取LLC、Breitung、IPS、ADF-Fisher、PPFisher檢驗方法對西部地區(qū)各變量面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果見表3所示。

從西部地區(qū)變量平穩(wěn)性檢驗結果來看，Breitung、IPS、ADF-Fisher、PP-Fisher四種檢驗方法得出的結論基本一致：lnWaterit、lnGasit、lnWasteit、lnGDPit、(lnGDPit)2、(lnGDPit)3的原始序列均未通過平穩(wěn)性檢驗，且各差分序列為平穩(wěn)序列，由此可以判斷，各變量均為一階單整I(1)，可以進行協(xié)整分析。而根據(jù) LLC方法的檢驗過程，可以看到：lnWaterit、lnGasit、lnWasteit、lnGDPit、 (lnGDPit)2、(lnGDPit)3的原始序列均已通過平穩(wěn)性檢驗，各變量均為零階單整I(0)，而lnWasteit的原始序列未通過平穩(wěn)性檢驗，因此，可以判斷以lnWasteit為被解釋變量的回歸方程是不可靠的。（1表示dlnwater工業(yè)廢水排放變量的一階差分；0表示顯著性水平，下同。）

表3 西部地區(qū)變量平穩(wěn)性檢驗

下面，針對各變量均為一階單整I(1)的情況進行協(xié)整分析。利用Pedroni協(xié)整方法進行檢驗，在90%置信水平下均顯著拒絕了工業(yè)三廢排放與經(jīng)濟增長之間不存在協(xié)整關系的原假設。詳細檢驗結果見表4。

表4 西部地區(qū)回歸方程協(xié)整檢驗

西部地區(qū)工業(yè)三廢的單因素模型擬合結果表明，工業(yè)廢水與經(jīng)濟增長之間存在倒N形關系，1997-2012年，西部地區(qū)人均GDP對數(shù)在7.70至10.09之間波動并逐年增高，這意味著在本研究時段內，工業(yè)廢水排放量隨著經(jīng)濟增長逐年降低，隨著經(jīng)濟實力的提高，工業(yè)廢水污染狀況得到改善。

西部地區(qū)工業(yè)廢氣排放擬合曲線呈S形走勢，1997-2012年，西部地區(qū)人均GDP對數(shù)水平恰好處于S曲線的上升區(qū)間，從而形成了工業(yè)廢氣排放隨經(jīng)濟增長逐漸攀升的規(guī)律。

工業(yè)固體廢物排放與經(jīng)濟增長之間存在U形關系。通過一階求導可以發(fā)現(xiàn)，在人均GDP的合理定義域內，工業(yè)固體廢物排放量隨著經(jīng)濟增長是逐漸提高的。

圖1 西部地區(qū)工業(yè)廢水擬合曲線

圖2 西部地區(qū)工業(yè)廢氣擬合曲線

圖3 西部地區(qū)工業(yè)固體廢物擬合曲線

2.西部地區(qū)多因素模型構建以西部

地區(qū)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固定費物產(chǎn)生量為因變量，以人均收入、第二/三產(chǎn) 業(yè)產(chǎn)值比重、單位 GDP電耗、治理廢水項目投資額為自變量，分別建立混合回歸模型、隨機效應模型和固定效應模型，F(xiàn)檢驗拒絕建立混合回歸模型假設，且Hausman檢驗接受建立隨機效應模型假設，從而得到影響西部地區(qū)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的多因素模型：

其中，虛擬變量D1，D2，…，D11的定義是：

如果屬于第i個個體，i=1，2，…，11其他

西部地區(qū)工業(yè)三廢的多因素模型擬合結果表明，人均收入、產(chǎn)業(yè)結構、技術因素是影響環(huán)境質量的重要因素：工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣排放與人均收入呈較復雜的S形關系；第二產(chǎn)業(yè)比重下降會降低工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣排放壓力；技術因素作用明顯，單位GDP電耗每上升一單位將導致工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物排放分別增加0.47、0.90個單位。

3.西部地區(qū)協(xié)調度計算

對西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展指標進行主成分分析，共提取出3個主成分，它們綜合了經(jīng)濟發(fā)展原始數(shù)據(jù)的98.18%的信息，進而得到西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展綜合發(fā)展水平值。同理，對西部地區(qū)環(huán)境發(fā)展指標進行主成分分析，共提取出2個主成分，它們綜合了環(huán)境發(fā)展原始數(shù)據(jù)的90.28%的信息，進而得到西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展綜合發(fā)展水平值。

表5 西部地區(qū)經(jīng)濟與環(huán)境綜合發(fā)展水平

由表5可知，1997-2012年，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的綜合發(fā)展水平得分不斷增加，且在2005-2008年經(jīng)濟發(fā)展綜合發(fā)展水平提高速度最快，達3.4%，環(huán)境質量的綜合發(fā)展水平得分也呈增長趨勢，特別是在2004-2007年間增長速度最快。

利用西部地區(qū)經(jīng)濟與環(huán)境質量綜合發(fā)展水平值進行回歸分析，分別得到西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展綜合發(fā)展水平協(xié)調值與環(huán)境質量綜合發(fā)展水平協(xié)調值，代入靜態(tài)協(xié)調度計算公式，可得西部地區(qū)靜態(tài)協(xié)調度得分。在此基礎上，利用動態(tài)協(xié)調度計算公式可得西部地區(qū)動態(tài)協(xié)調度得分。計算結果見表6。

表6 西部地區(qū)協(xié)調度結果

由表6可知，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量的靜態(tài)協(xié)調度基本處于弱協(xié)調狀態(tài)，其變動可以劃分為四個階段：1997-1998年有較大提升，1998-2001年卻處于緩慢下降趨勢，2001-2012年在波動中提升。其動態(tài)協(xié)調度總體上處于弱協(xié)調范圍之內，并呈現(xiàn)逐年上升趨勢，其中：1997-1999年上升最快，1999-2007年處于緩慢上升階段，2007-2012年間上升較快。

四、結論與展望

本文以我國西部地區(qū)為研究對象，通過分析西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量之間的關系，構建了兩者之間的指標體系，利用1997-2012年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量之間是否符合環(huán)境庫茲涅茨“倒U”關系的假設進行了驗證。區(qū)域環(huán)境質量的單因素實證研究結果顯示：西部地區(qū)工業(yè)廢水排放方程呈現(xiàn)倒N形關系，西部地區(qū)工業(yè)廢氣排放方程均呈現(xiàn)出S形關系，西部地區(qū)工業(yè)固體廢物排放方程呈U形關系，并不完全遵循環(huán)境庫茲涅茨“倒U”規(guī)律。西部地區(qū)工業(yè)三廢的多因素模型擬合結果表明，人均收入、產(chǎn)業(yè)結構、技術因素是影響環(huán)境質量的重要因素：工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣排放與人均收入呈較復雜的S形關系；第二產(chǎn)業(yè)比重下降會降低工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣排放壓力；技術因素作用明顯，單位GDP電耗每上升一單位將導致工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物排放的增加。通過構建經(jīng)濟、環(huán)境兩系統(tǒng)發(fā)展水平的評價指標體系，測度區(qū)域經(jīng)濟與環(huán)境系統(tǒng)的綜合發(fā)展水平，計算得出了西部地區(qū)經(jīng)濟—環(huán)境系統(tǒng)的協(xié)調度取值。實證結果表明，我國西部區(qū)域經(jīng)濟與環(huán)境的發(fā)展基本處于弱協(xié)調狀態(tài)。

通過對我國西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質量之間的實證分析可知，經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構、技術因素、環(huán)境治理、對外開放等因素對環(huán)境質量的影響程度不同。對于西部地區(qū)來說，產(chǎn)業(yè)結構的調整、技術要素進步均會對環(huán)境質量產(chǎn)生積極影響?？梢詮拇罅Πl(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)、轉變產(chǎn)業(yè)結構、淘汰落后產(chǎn)能等方面努力，促進環(huán)境的向好發(fā)展。另外，對外開放能夠為西部地區(qū)帶來環(huán)境質量的改善，因此，應該對該地區(qū)的對外開放政策加大優(yōu)惠力度，鼓勵其與國外先進工藝、管理的緊密交流與合作。對于西部地區(qū)來說，環(huán)境污染的治理工作取得了明顯成效，但還應繼續(xù)加大環(huán)保投資，促進污染壓力的下降。

[1]Stern，D.I.，Common，M.S.Is there an Environmental Kuznets Curve for Sulfur[J].Journal of Environmental Economics and Management，2001(41)：162-178.

[2]Grossmann，G.M.，Krueger，A.B.Economic Growth and the Environment[J].Quarterly Journal of Economics，1995(110)：353-377.

[3]Shafik N，Bandyopadhyay S.Economic Growth and Environmental Quality：Time Series and Cross-country Evidence[M]. Background Paper for World Development Report 1992，Washington D C：World Bank，1992.

[4]Selden，T.M.，Song，D.Environmental Quality and Development：Is there a Kuznets Curve for Pollution？[J]Journal of Environmental Economics and Management，1994(27)：147-162.

[5]Carson，R.T.，Y.Jeon，et al.The Relationship between Air Pollution Emissions and Income：U.S.Data[J].Environment and Development Economics，1997(2)：433-450.

[6]Shafik N，Bandyopadhyay S.Economic Growth and Environmental Quality：Time Series and Cross-country Evidence[M]. Background Paper for World Development Report 1992，Washington D C：World Bank，1992.

[7]Hannes Egli.Are Cross-Country Studies of the Environmental Kuznets Curve Misleading?New Evidence from Time Series Data for Germany[R].FEEM Working Paper No 25，2002.

[8]Shafik N，Bandyopadhyay S.Economic Growth and Environmental Quality：Time Series and Cross-country Evidence[M]. Background Paper for World Development Report 1992，Washington D C：World Bank，1992.

[9]Stern，D.I.，Common，M.S.Is there an Environmental Kuznets Curve for Sulfur[J].Journal of Environmental Economics and Management，2001(41)：162-178.

[10]Valeria Costantini，Salvatore Monni.Environment，Human Development and Economic Growth[J].Ecological Economics，2008，64(4)：867-880.

[11]Bartz，S.，Kelly，D.L.Economic Growth and the Environment：Theory and Facts [J].Resource and Energy Economics，2008 (30)：115-149.

[12]Panayotou，T.Empirical Tests and Policy Analysis of Environmental Degradation at Different Stages of Economic Development[J].Technology and Employment Programme，Working Paper，1993，WP238，Geneva：International Labor Office.

[13]Madhusudan，B.，Michael H.Institutions and the Environmental Kuznets Curve for Deforestation：A Crosscountry Analysis for Latin America，Africa and Asia[J].World Development，2001，29(6)：995-1010.

[14]李春生，王翊等.經(jīng)濟發(fā)達城市經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關系分析 [J].系統(tǒng)工程，2006，24(3)：63-66.

[15]彭立穎，童行偉等.上海市經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關系研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2008，18(3)：186-194.

[16]郭軍華，李幫義.中國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的協(xié)整研究——基于1991-2007年省際面板數(shù)據(jù)數(shù)理 [J].統(tǒng)計與管理，2010，3(2)：281-293.

[17]蘇偉，劉景雙.吉林省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關系研究 [J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2007，21(2)：37-41.

[18]魏立橋，趙曉娜.基于環(huán)境污染的經(jīng)濟增長模型——以廣東省為例 [J].軟科學，2008，22(2)：54-56.

[19]Selden TM，Song D.Environmental quality and development：is there a Kuznets curve for air pollution emissions[J].Journal of Environmental Economics and Management，1994.

[20]Grossman GM，Krueger AB.Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement[J].National Bureau of Economic Research Working Paper 3914，1991.

（責任編輯：FMX）

In the Empirical Study of the Western Economic Growth and Environmental Quality

ZHANG Yi
（University of Denver，The United States Denver，Colorado）

This thesis is regarding to the research on the western region of China and analyzing the regional economic growth and the environmental quality.Meanwhile，this thesis constructs the single-factor and multi-factor models of economic development and environmental quality，and studies the coordination degree of those.First of all，through the principal component analysis，the comprehensive index is built about the developmental level of economy and environmental quality.The panel regression is made to fit the single-factor and multi-factors models of the economic development and the environmental quality.Second，the fuzzy membership function is used to calculate the coordination degree between the economic development and the environmental quality.The empirical results show that the relationship between environmental qualities and economic developments is not all EKC "inverted U"，but"inverted N"，"S-shaped"and"U-shaped".With the continuous development of economy，the pressure of the environmental quality will increase gradually.The coordination of environmental quality and economic development in western China is in a weak state.

Western region；Economic growth；Environmental quality；Regional economic

F062.2

A

1004-292X（2014）03-0111-06

2013-09-23

國家自然科學基金項目（71102170）。

張 一（1991-），男，北京人，博士，主要從事區(qū)域經(jīng)濟研究。