郭 輝

（1．新疆師范大學(xué)商學(xué)院，新疆 烏魯木齊830054；2．新疆師范大學(xué)中亞與中國西北邊疆政治經(jīng)濟(jì)研究中心，新疆 烏魯木齊830054）

0 引言

1995年以來，新疆GDP總額從814．85億元增加到2013年的8 360．24億元（當(dāng)年價(jià)），年均增長率達(dá)13．04%；同期人均 GDP從4 701元增加到37 181元，年均增長率約為11．5%。從各項(xiàng)污染排放指標(biāo)看，同期全疆廢水排放量從39 827萬噸增加到100 700萬噸，年均增長率達(dá)5%；SO2排放總量從36．8萬噸增加到82．94萬噸，年均增長率達(dá)4．37%；煙粉塵排放量從40萬噸增加到75．59萬噸，年均增長率達(dá)3．4%；工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量從602．2萬噸增加到9 283．05萬噸，年均增長率達(dá)15．48%。以CO2為代表的碳排放量從1995年的6 645．573萬噸增加到2011年的23 757．668萬噸，年均增長率達(dá)7．78%。從初步的統(tǒng)計(jì)觀察看，隨著新疆的經(jīng)濟(jì)增長，各類主要污染排放量都呈現(xiàn)正向增長的態(tài)勢(shì)。那么，在我國實(shí)施碳強(qiáng)度約束的背景下，在新疆較高的污染物排放與脆弱的生態(tài)環(huán)境容量間的矛盾日益突出的現(xiàn)實(shí)情形下，有必要分析新疆經(jīng)濟(jì)增長與各污染排放指標(biāo)之間的關(guān)系。為此，需要摸清新疆主要污染物的環(huán)境庫茲涅茨曲線的運(yùn)行特征，對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長與污染排放之間的關(guān)系做出理性判斷。

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Grossman和Krueger（1995）提出利用環(huán)境監(jiān)控系統(tǒng)（GEMS）的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)人均收入與環(huán)境質(zhì)量水平兩者之間呈現(xiàn)先污染、后改善的倒U型曲線關(guān)系，將這種關(guān)系稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線（Environmental Kuznets Curve，EKC）［1-3］。自此以后，國內(nèi)外針對(duì)SO2、氮氧化物、煙粉塵懸浮顆粒物（SPM）等污染排放指標(biāo)與收入之間展開了大量的相關(guān)研究［4-21］，主要從2個(gè)方面展開：一是檢驗(yàn)ECK的倒U型關(guān)系是否存在。Shafik和Bandyopadhyay（1992）、Panayoutou（1993）、Selden和 Song（1994）、Lucas（1988）、Stern（1996）、張曉（1999）、范金（2002）等發(fā)現(xiàn)其所研究區(qū)域的污染排放指標(biāo)與人均收入之間存在倒U型的EKC關(guān)系，但也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)由于研究對(duì)象、研究方法、指標(biāo)選取等的差異性，污染排放與經(jīng)濟(jì)增長之間的不存在倒U型特征，EKC曲線可能出現(xiàn) U型、單調(diào)遞增、N型、單調(diào)遞減等形狀［4-10］。Egli 和 Hannes（2003）、Kathleen M．da（2001）、Vincent J（1997）分別利用德國、加拿大和馬來西亞等國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)倒U型關(guān)系并不存在［11-13］。Wagner（2008）通過研究1950～2000年100個(gè)國家的人均收入與能源消費(fèi)和碳排放污染指標(biāo)之間存在單調(diào)遞增關(guān)系［14］。包群和彭水軍等（2005）研究發(fā)現(xiàn)污染指標(biāo)的選取差異導(dǎo)致了環(huán)境收入曲線表現(xiàn)為倒U型、N型和U型的差異化［15］。沈滿洪和許云華（2000）、趙細(xì)康等（2005）、李瑞娥和張海軍（2008）、林伯強(qiáng)和蔣竺均（2009）、張學(xué)剛和王玉婧（2010）、周茜（2011）等研究都發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系并不一定符合經(jīng)典的EKC曲線特征，而是呈現(xiàn)出N型、U型、指數(shù)、線性等多種形式［16-21］。二是剖析EKC曲線形成的動(dòng)因機(jī)制［16-21］。Grossman和 Krueger（1991）和Panayotou（1997）從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)方面解釋了EKC現(xiàn)象［2，5］。Thampapillai（2003）認(rèn)為完善的市場(chǎng)機(jī)制會(huì)將環(huán)境污染的外部性轉(zhuǎn)化成內(nèi)部成本［22］。Sender和Song（1994）、Markus（2002）認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步將有助于改 善 環(huán) 境 質(zhì) 量［23-24］。Lopez（1994）、Copeland 和Taylor（2004）等認(rèn)為貿(mào)易和外商投資會(huì)產(chǎn)生跨境污染，致使人均收入水平不相同的地區(qū)產(chǎn)生不同的ECK 曲 線 特 征［25-26］。Deacon（1994）、Grainger（1995）、Torras和Boyce（1998）等研究發(fā)現(xiàn)EKC曲線的特征有賴于政府環(huán)境政策的正確實(shí)施［27-29］。國內(nèi)學(xué)者楊海生和賈佳（2005）、張德強(qiáng)和譚晶榮（2006）、何立華和金江（2010）、李時(shí)興（2012）、佘群芝和王文娟（2012）、徐圓（2013）、趙忠秀等（2013）、陳挺和王鼎（2013）、晉盛武和吳娟（2014）等分別從貿(mào)易、FDI、需求者偏好、技術(shù)進(jìn)步、政府干預(yù)和腐敗等角度將這些結(jié)構(gòu)與制度性因素納入模型對(duì)EKC形成的動(dòng)因進(jìn)行了有益探索［30-38］。

迄今為止，國內(nèi)外采取不同國家或者地區(qū)的環(huán)境污染和人均收入的面板數(shù)據(jù)、截面數(shù)據(jù)亦或是時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)EKC存在性的實(shí)證研究并沒有得出一致的結(jié)論。雖然EKC模型設(shè)定存在污染物與收入之間的單向性、同質(zhì)性假定、累積污染物的負(fù)外部性和對(duì)生態(tài)閾值忽視等缺陷［39］，但是這些研究極大地推動(dòng)了學(xué)術(shù)界對(duì)形成EKC特征的動(dòng)因研究。

鑒于同一個(gè)國家不同地區(qū)在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、文化傳統(tǒng)和歷史發(fā)展等方面的差異，因此，本研究重點(diǎn)探討新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展與污染排放的EKC特征。全文的主要結(jié)構(gòu)安排為：首先設(shè)定了估計(jì)模型；其次由于孤立看待環(huán)境污染水平也是不科學(xué)的，故采用熵值法測(cè)算得到新疆污染排放綜合指數(shù)；第三利用主要污染排放量、綜合污染排放指數(shù)和人均收入等時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)新疆污染排放的庫茲涅茨曲線進(jìn)行了計(jì)量檢驗(yàn)，以期了解新疆綜合污染排放水平和主要污染排放物的EKC特征，把握現(xiàn)階段污染排放的主要特征；最后對(duì)新疆的污染排放趨勢(shì)做出理性判斷，為政策制定提供借鑒。

一、模型與變量

（一）模型設(shè)定

采用經(jīng)典的EKC的二次和三次多項(xiàng)式的基本形式進(jìn)行研究，其估計(jì)模型為：

式中，Y代表衡量環(huán)境質(zhì)量水平的變量，X代表人均GDP，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1、α2、α3為變量 X、X2、X3為估計(jì)系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

對(duì)于模型（1）的系數(shù)估計(jì)結(jié)果有以下情形：

2）當(dāng)α1＜0，α2＞0時(shí)，表示人均 GDP與環(huán)境污染之間的ECK曲線呈U型特征。當(dāng)參數(shù)不顯著時(shí)則利用模型（2）。

對(duì)于模型（2）的參數(shù)估計(jì)結(jié)果有如下情形：

1）當(dāng)α1＝α2＝α3＝0時(shí)，表明人均GDP與環(huán)境污染之間呈一條水平線，不存在相關(guān)關(guān)系。

2）當(dāng)α1≠0，α2＝α3＝0時(shí)，表明人均GDP與環(huán)境污染之間存在線性關(guān)系。

4）當(dāng)α1＜0，α2＞0，α3＜0時(shí)，表明人均GDP與環(huán)境污染之間的EKC曲線呈反N型。

由于模型的設(shè)定形式對(duì)于最終的參數(shù)估計(jì)的有效性具有重要影響，因此，除了采取模型（1）和（2）進(jìn)行估計(jì)外，還對(duì)式（2）進(jìn)行線性-對(duì)數(shù)、對(duì)數(shù)-線性和雙對(duì)數(shù)等3種形式進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，以增加模型的解釋能力，分別參見式（3）、（4）和（5）。

（二）變量選擇及數(shù)據(jù)來源

EKC的曲線特征研究主要包括2種變量：衡量經(jīng)濟(jì)增長的變量和環(huán)境質(zhì)量水平的變量。從以往研究看，變量的數(shù)據(jù)類型主要采用時(shí)間序列、截面數(shù)據(jù)或者面板數(shù)據(jù)。大多研究選取人均GDP來衡量經(jīng)濟(jì)增長變量，選擇區(qū)域內(nèi)的環(huán)境污染排放物以衡量環(huán)境質(zhì)量水平。因此，本研究的兩類變量主要選取了跨越不同發(fā)展階段的新疆經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境污染數(shù)據(jù)的時(shí)間序列。經(jīng)濟(jì)增長變量選取了人均GDP（元／人）指標(biāo)；環(huán)境質(zhì)量變量主要選擇可獲取性并具有代表性的環(huán)境指標(biāo)，主要有：廢水排放量、SO2排放量、煙塵排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量和碳排放等5個(gè)變量。

鑒于新疆目前沒有關(guān)于生產(chǎn)和生活過程中碳排放量的實(shí)際監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，因此需估算研究區(qū)間新疆的碳排放總量，其測(cè)算方法為式（6）［40］。

其中，i代表煤炭、石油和天然氣3種一次能源，E代表它們的消耗量，NCV為2007年《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》附錄4提供的中國3種一次能源的平均低位發(fā)熱量，CEF為IPCC（2006）提供的碳排放系數(shù)，COF是碳氧化因子（本研究煤炭設(shè)定為0．99，原油和天然氣為1），44和12分別為CO2和碳的分子量，由于能源消耗單位不統(tǒng)一，各種能源折算標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)從2007年《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中得到［40］。根據(jù)碳排放總量可以測(cè)算新疆各年的人均碳排放指標(biāo)。

由于要對(duì)新疆的環(huán)境質(zhì)量水平做出動(dòng)態(tài)的綜合評(píng)價(jià)，但測(cè)算碳排放總量所需要的新疆能源消費(fèi)數(shù)據(jù)僅更新到2011年。因此，限于數(shù)據(jù)的可得性，將整個(gè)研究區(qū)間界定為1995～2011年。除碳排放指標(biāo)以外其它數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計(jì)50年》及2005～2013年各年的《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》。數(shù)據(jù)處理使用了SPSS 11．0、EViews 6．0軟件。

二、熵值法測(cè)算新疆綜合污染排放指數(shù)

依前所述，多數(shù)學(xué)者采用單一的污染指標(biāo)與人均GDP之間的EKC曲線特征進(jìn)行研究，但污染排放是一個(gè)動(dòng)態(tài)、開放的子系統(tǒng)，環(huán)境質(zhì)量的綜合水平會(huì)由于排放指標(biāo)之間的相互影響而發(fā)生變化。因此，采用熵值法對(duì)1995～2011年新疆污染排放綜合指數(shù)做出動(dòng)態(tài)評(píng)估，一是可以了解動(dòng)態(tài)發(fā)展情況，二是可以為檢驗(yàn)新疆經(jīng)濟(jì)增長與污染排放綜合水平的EKC曲線特征奠定基礎(chǔ)。

對(duì)影響新疆環(huán)境質(zhì)量的5個(gè)指標(biāo)分別設(shè)置變量名，廢水排放量設(shè)為was、so2排放量設(shè)為so2、煙塵排放量為dus、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量為sol、碳排放為co2。鑒于各個(gè)污染排放指標(biāo)之間的相關(guān)性會(huì)影響結(jié)果的可靠程度，因此先對(duì)新疆各類人均污染排放指標(biāo)進(jìn)行Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)?？紤]到能源消費(fèi)的數(shù)據(jù)僅更新到2011年，故人均碳排放指標(biāo)的測(cè)算結(jié)果也只能更新至2011年。由表1可知，除煙塵排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、碳排放外，其它變量之間的相關(guān)系數(shù)都大于0．8以上，表示這些變量之間均存在較強(qiáng)的相關(guān)性，信息耦合度較高。

表1 1995～2011年新疆各人均污染排放變量Pearson相關(guān)系數(shù)

在此基礎(chǔ)上，采取熵值法測(cè)算了1995～2011年新疆的污染排放綜合指數(shù)［41］。利用熵值法可以得到1995～2011年新疆污染排放綜合指數(shù)（表2），從該結(jié)果可以看出，新疆污染排放綜合指數(shù)呈動(dòng)態(tài)遞增態(tài)勢(shì)。

表2 基于熵值法測(cè)算1995～2011年新疆的污染排放綜合指數(shù)

三、新疆主要污染物的EKC檢驗(yàn)

（一）污染排放綜合指數(shù)的EKC檢驗(yàn)

新疆的污染排放綜合指數(shù)與人均GDP的擬合結(jié)果模型1到模型5的擬合效果都不理想。雖然擬合優(yōu)度都在0．8以上，但參數(shù)都未通過顯著性檢驗(yàn)，這說明用EKC的模型檢驗(yàn)不能詮釋2者之間的關(guān)系。但從2者的散點(diǎn)圖和多項(xiàng)式的趨勢(shì)圖看，隨著人均GDP的增加，新疆的污染排放綜合指數(shù)呈明顯上升的趨勢(shì)（圖1）。進(jìn)一步說明新疆的污染排放與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的正向關(guān)系。

（二）廢水排放量的EKC檢驗(yàn)

圖1 新疆污染排放綜合指數(shù)與人均GDP曲線

對(duì)新疆廢水排放量與人均GDP之間的EKC檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：模型1和模型2的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)都通過，且經(jīng)濟(jì)意義明顯，模型3到模型5的參數(shù)沒有通過檢驗(yàn)。綜合來看，新疆廢水排放的EKC檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?優(yōu)于模型2（表3）。從參數(shù)結(jié)果看，新疆廢水排放量在樣本區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)經(jīng)典的倒U型曲線。根據(jù)二次多項(xiàng)式的曲線特征和極值理論，可以求出該曲線達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn)時(shí)對(duì)應(yīng)的人均GDP水平分別為47 857元，按樣本區(qū)間人均GDP的平均增速測(cè)算，發(fā)現(xiàn)其轉(zhuǎn)折點(diǎn)發(fā)生的年份大約在2015年左右。顯然，新疆廢水排放量正處于倒U型曲線的爬升階段，若按現(xiàn)在的增速推斷，2015年為最高峰值，其后將會(huì)進(jìn)入到逐漸減少的階段。

（三）SO2排放量的EKC檢驗(yàn)

新疆SO2排放量的EKC檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型5優(yōu)于模型1和模型2（表3）。從參數(shù)結(jié)果看，新疆SO2排放量在樣本區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)反N型曲線，根據(jù)二次多項(xiàng)式的曲線特征和極值理論，可以求出該曲線達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn)時(shí)對(duì)應(yīng)的人均GDP水平分別為13 629．96元和129 597．64元，按樣本區(qū)間人均GDP的平均增速測(cè)算，可得其轉(zhuǎn)折點(diǎn)發(fā)生年份在2005到2048年左右?？梢娦陆甋O2排放量的EKC曲線已經(jīng)過第1個(gè)拐點(diǎn)，現(xiàn)在正處于反N型曲線的爬升階段，說明未來新疆SO2排放量仍有增加趨勢(shì)，并達(dá)到第2次轉(zhuǎn)折點(diǎn)。

（四）煙塵排放量的EKC檢驗(yàn)

新疆煙塵排放量與人均GDP的擬合結(jié)果模型1至模型5的擬合優(yōu)度和參數(shù)的顯著性不高，擬合效果都不理想（表3），即EKC模型不能詮釋2者之間的關(guān)系。但從2者的散點(diǎn)圖和多項(xiàng)式的趨勢(shì)圖看，隨著人均GDP的增加，新疆煙塵排放量有明顯的下降趨勢(shì)，并保持穩(wěn)定狀態(tài)（圖2）。

（五）工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的EKC檢驗(yàn)

圖2 新疆煙塵排放量與人均GDP散點(diǎn)趨勢(shì)圖

雖然新疆工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量與人均GDP的擬合優(yōu)度模型1至模型5都比較高，但整體對(duì)比后發(fā)現(xiàn)模型2的效果較為理想，引入立方項(xiàng)后，異方差和自相關(guān)都明顯消除。隨著人均GDP的增加，新疆工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的EKC曲線呈N型曲線特征，根據(jù)二次多項(xiàng)式極值解法，可以求出該曲線達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn)時(shí)對(duì)應(yīng)的人均GDP水平分別為6279．03元和394656．86元，按樣本區(qū)間人均GDP的平均增速測(cè)算得到2個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，其發(fā)生的年份大約在1999年和2036年左右，顯然新疆工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的EKC曲線已經(jīng)過第1個(gè)拐點(diǎn)，正處于N型曲線的緩慢下降階段（表3），但未來新疆工業(yè)固體廢物排放量仍將出現(xiàn)增加的階段性特征。

（六）碳排放量的EKC檢驗(yàn)

從表3模型估計(jì)結(jié)果看，新疆碳排放量的EKC檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?最優(yōu)。從參數(shù)結(jié)果看，新疆碳排放量在樣本區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)反N型曲線。根據(jù)二次多項(xiàng)式的曲線特征和極值理論，可以求出該曲線達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn)時(shí)對(duì)應(yīng)的人均 GDP水平分別為15 135．11元和710 018．46元，按樣本區(qū)間人均GDP的平均增速測(cè)算，發(fā)現(xiàn)其轉(zhuǎn)折點(diǎn)發(fā)生年份在2007到2042年左右，顯然新疆碳排放量的EKC曲線已經(jīng)過第1個(gè)拐點(diǎn)，正處于反N型曲線的爬升階段（表4），這說明新疆的碳排放量仍有大規(guī)模的增加趨勢(shì)。

四、結(jié)論與思考

筆者采取了線性的二項(xiàng)式和三項(xiàng)式的簡化形式以及擴(kuò)展形式對(duì)新疆的5種主要污染物進(jìn)行了EKC檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。總體得到以下結(jié)論與思考。

1）從模型形式、指標(biāo)選取、樣本容量等估計(jì)結(jié)果看，新疆主要污染物的EKC曲線呈現(xiàn)多樣化的變化特征：僅有廢水排放量的EKC特征呈現(xiàn)為倒U型特征；SO2排放量和碳排放量呈反N型；工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的EKC曲線呈N型。煙塵排放量和新疆污染排放綜合指數(shù)的EKC曲線不存在，但煙塵排放量呈總體下降趨勢(shì)，新疆的污染排放綜合指數(shù)總體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)（表4和圖1）。

表3 新疆污染排放綜合指數(shù)、各污染排放指標(biāo)的EKC模型估計(jì)結(jié)果

表4 新疆污染排放與經(jīng)濟(jì)增長的EKC曲線特征

2）從估計(jì)結(jié)果看，目前影響新疆綜合環(huán)境質(zhì)量的主要污染排放物是SO2、工業(yè)固體廢物和碳排放，因?yàn)檫@3種污染排放量的第1個(gè)拐點(diǎn)時(shí)間已經(jīng)出現(xiàn)，未來新疆可能面臨這3類主要污染物的第2次爬升階段。這與新疆主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)以原料采掘業(yè)和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)以煤為主具有高度的相關(guān)關(guān)系。

3）從各排放物的轉(zhuǎn)折點(diǎn)的時(shí)間跨度看，3類主要污染物的轉(zhuǎn)折跨度較長。新疆SO2排放量已在2005年達(dá)到第1個(gè)轉(zhuǎn)換點(diǎn)，其第2個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)的時(shí)間約為2048年，其跨度約為43年；新疆工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的第1個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)為1999年，第2個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)為2036年左右，其跨度約為37年；碳排放量的第1個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)為2007年左右，第2個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)的到達(dá)時(shí)間約為2042年，其跨度長約35年。綜合來看，對(duì)新疆環(huán)境質(zhì)量影響較大的前3類主要污染物到達(dá)轉(zhuǎn)折點(diǎn)的時(shí)間跨度都較長，這與新疆目前所處的工業(yè)化進(jìn)程階段相關(guān)。但重要的是，轉(zhuǎn)折點(diǎn)跨度長有一個(gè)有益的啟示：即在新疆經(jīng)濟(jì)增長與污染排放的兩難困境下，在較長的時(shí)間段里可以采取政策引導(dǎo)作用來改變EKC曲線的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，這有利于提升綜合環(huán)境質(zhì)量。

4）盡管新疆SO2、工業(yè)固體廢物和碳排放指標(biāo)的EKC曲線已達(dá)到第1次轉(zhuǎn)折點(diǎn)，這并不代表環(huán)境質(zhì)量水平會(huì)自動(dòng)改善。顯然，新疆的工業(yè)化進(jìn)程是以區(qū)域發(fā)展為導(dǎo)向的，在地方政府獲取政府績效時(shí)，如不將生態(tài)效率考慮到政府績效內(nèi)，這將導(dǎo)致對(duì)生態(tài)環(huán)境的掠奪式的發(fā)展模式。因此，未來政府應(yīng)在環(huán)境污染的外部治理中發(fā)揮主導(dǎo)性的干預(yù)作用，對(duì)于實(shí)施產(chǎn)業(yè)生態(tài)化、研發(fā)環(huán)境治理技術(shù)的主體進(jìn)行鼓勵(lì)和補(bǔ)貼，而對(duì)于造成污染負(fù)外部性的主體給予嚴(yán)格處罰。

5）由于EKC曲線特征僅是通過樣本區(qū)間數(shù)據(jù)分析得來，故其不能反映出新疆經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境治理的動(dòng)態(tài)變化過程。況且新疆總體的環(huán)境質(zhì)量除了受經(jīng)濟(jì)增長影響外，還有諸如貿(mào)易、投資、政策變化、生態(tài)文化觀念、公民環(huán)境意識(shí)等多方面因素的共同影響，這也充分表明污染排放和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系較為復(fù)雜。未來仍需結(jié)合新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特點(diǎn)探討EKC曲線運(yùn)行特征背后的影響因素。

［1］Grossman，Gene M．，Alan B．Kruger．Environmental Impact of North American Free Trade Agreement［D］．NBER Working Paper，1991（3）：914-914．

［2］Grossman G．M．，Krueger A．B．Economic Growth and the Environment［D］．NBER Working Paper，1994（4）：634-634．

［3］G M Grossman，and A Krueger．Economic Growth and the Environment［J］．The Quarterly Journal of Economics，1995（112）：353-377．

［4］Shafik N，Bandyopadhyay S．Economic Growth and Environmental Quality：Time-Series and Cross-Country Evidence［A］．World Bank．Background Paper for World Development Report 1992［C］，Washington：DC，1992．

［5］Panayotou T．Demystifying the Environment al Kuznets Curve：Turning a Black Box into a Policy Tool［J］．Environment and Development Economics，1997（2）：465-484．

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

［7］Lucas，R．J．On the Mechanics of Economic Development［J］．Journal of Monetary Economics，1988（22）：3-42．

［8］Stern D I，Common M S．Economic Growth and Environmental Degradation：The Environmental Kuznets Curve and Sustainable Development ［J］． World Development，1996，24（7）：1151-1160．

［9］張曉．中國環(huán)境政策的總體評(píng)價(jià)［J］．中國社會(huì)科學(xué)，1999（3）：88-98．

［10］范金．可持續(xù)發(fā)展下的最優(yōu)經(jīng)濟(jì)增長［M］．北京：經(jīng)濟(jì)管理出版社，2002．

［11］Egli Hannes． Are Cross-Country Studies of the Environmental Kuznets Curve Misleading？New Evidence from Time Series Data for Germany［R］．Economics Working Paper Series，2003．

［12］Kathleen M．Day．Growth and the Environment in Canada：An Empirical Analysis［J］．Canadian Journal of Agricultural，2001．

［13］Vincent J．Testing for Environmental Kuznets Curves with in aDeveloping Country ［J］．Environment and Developmental Economics，1997（2）：417-433．

［14］Wagner，M．The Carbon Kuznets Curve：A Cloudy Picture Emitted by Bad Econometrics？［J］．Resource and Energy Economics，2008，30（3）：388-408．

［15］包群，彭水軍，陽小曉．是否存在環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線？——基于六類污染指標(biāo)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］．上海經(jīng)濟(jì)研究，2005（12）：3-13．

［16］沈滿洪，許云華．一種新型的環(huán)境庫茲涅茨曲線［J］．浙江社會(huì)科學(xué)，2000（4）：53-57．

［17］趙細(xì)康，李建民，王金營，等．環(huán)境庫茲涅茨曲線及在中國的檢驗(yàn)［J］．南開經(jīng)濟(jì)研究，2005（3）：48-53．

［18］李瑞娥，張海軍．中國環(huán)境庫茲涅茨曲線的變化特征（1981～2004）［J］．西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2008，28（4）：35-43．

［19］林伯強(qiáng)，蔣竺均．中國二氧化碳的環(huán)境庫茲涅茨曲線預(yù)測(cè)及影響因素分析［J］．管理世界，2009（4）：27-36．

［20］張學(xué)剛，王玉婧．環(huán)境庫茲涅茨曲線——內(nèi)生機(jī)制抑或規(guī)制結(jié)果？［J］．財(cái)經(jīng)論叢，2010（4）：7-12．

［21］周茜．中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響——基于東、中、西部地區(qū)環(huán)境庫茲涅茨曲線的實(shí)證研究［J］．統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2011，26（10）：45-51．

［22］D．J．Thampapillai．The Environmental Kuznets Curve Effect and the Scarcity of Natural Resources：A Simple Case Study of Australia［R］．Australian Agricultural Resource Economics Society （Australian Capital Territory Branch），2003．

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

［24］Markus P．Technical Progress，Structural Change，and the Environmental Kuznets Curve ［J］．Ecological Economics，2002（42）：381-389．

［25］Lopez R．The Environment as a Factor of Production：The Effects of Economic Growth and Trade Liberalization［J］．Journal of Environmental Economics，1994（27）：163-184．

［26］Copeland B R，Taylor M S．Trade，Growth and the Environment［J］．Journal of Economic Literature，2004（42）：7-71．

［27］Deacon R．Deforestation and theRule of Law in Across Section of Countries［J］．Land Economics，1994（4）：414-430．

［28］Grainger A．TheForest Transition：an Alternative Approach［J］．Area，1995，27（3）：242-251．

［29］Torras M，Boyce J．Income，Inequality and Pollution：a Reassessment of the Environmental Kuznets Curve［J］．Ecological Economics，1998（25）：147-160．

［30］楊海生，賈佳．貿(mào)易、外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染［J］．中國人口、資源與環(huán)境，2005（3）：99-102．

［31］張德強(qiáng)，譚晶榮．關(guān)于外商直接投資對(duì)我國環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響及優(yōu)化途徑分析［J］．國際貿(mào)易問題，2006（3）：103-108．

［32］何立華，金江．自然資源、技術(shù)進(jìn)步與環(huán)境庫茲涅茨曲線［J］．中國人口、資源與環(huán)境，2010，20（2）：56-71．

［33］李時(shí)興．偏好、技術(shù)與環(huán)境庫茲涅茨曲線［J］．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（1）：31-37．

［34］佘群芝，王文娟．減污技術(shù)與環(huán)境庫茲涅茨曲線——基于內(nèi)生增長模型的理論解釋［J］．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（4）：131-136．

［35］徐圓．開放經(jīng)濟(jì)下的環(huán)境庫茲涅茨曲線與最優(yōu)污染稅率［J］．國際經(jīng)貿(mào)探索，2013（10）：24-35．

［36］趙忠秀，王苒，閆云鳳．貿(mào)易隱含碳與污染天堂假說——環(huán)境庫茲涅茨曲線成因的再解釋［J］．國際貿(mào)易問題，2013（7）：93-101．

［37］陳挺，王鼎．干預(yù)之下的和諧：經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境——環(huán)境庫茨涅茨曲線的存在性證明［J］．2013（10）：80-85．

［38］晉盛武，吳娟．腐敗、經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的庫茲涅茨效應(yīng)：以二氧化硫排放數(shù)據(jù)為例［J］．經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2014（6）：28-40．

［39］鐘茂初，張學(xué)剛．環(huán)境庫茲涅茨曲線理論及研究的批評(píng)綜論［J］．中國人口、資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)，2010，20（2）：62-67．

［40］郭輝，董曄．碳排放和能源消費(fèi)約束下的中國綠色全要素生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)增長研究［J］．經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2012（6）：77-81．

［41］宋丹丹，郭輝．基于AHP和熵值法的新疆水資源承載力綜合評(píng)價(jià)研究［J］．廣西師范學(xué)院學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2014（3）：59-64．