環境污染的研究結論范文
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第1篇
關鍵詞：出口貿易；環境污染
中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2013）08-0055-03
1引言
多年以來，出口貿易一直是推動江蘇經濟快速發展的動力。江蘇的出口貿易總額逐年高速增長，對外貿易依存度顯著提高。其出口貿易總額從1990年的29.44億美元增長至2010年的2705.5億美元，平均年增長率近29.05%。在實現對外經濟高速增長的同時，江蘇省也不可避免地面臨著環境質量變化問題。工業廢氣排放量逐年上升，從1990年到2010年，廢氣排放總量從5047億m3上升到31212.9億m3。工業固體廢棄物排放也呈上升趨勢，從1990年的2234萬噸上升至2010年的9062萬噸。工業廢水排放量則變化不太顯著，廢水排放量基本保持在20億噸以上。經濟的增長往往會帶來環境的惡化，然而，經濟的增長不能以犧牲環境為代價，江蘇出口貿易與環境污染二者之間到底有怎樣的關系？如果出口貿易對環境污染有負面影響，那么出口貿易的產品結構是否會對環境污染也造成影響？這些都是本文將要探討的問題。
2文獻綜述
許多學者通過研究出口貿易對環境的影響，從而尋求解決出口貿易對環境污染問題的辦法。Copeland和Taylor實證認為貿易發展將會導致更多的污染排放。Grossman與Krueger（1991）最早將國際貿易的環境影響分解為規模效應、結構效應和技術效應三個方面，建立了貿易的環境效應分析的基本框架。Chichilnisky（1994）認為，在自然資源的產權界定和環境規制方面，南方國家比北方國家會更寬松，貿易自由化將導致南方國家更專業化于資源密集型產品，當產品規模擴大后，環境會進一步惡化。Esty和Geradin指出，經濟一體化會導致越來越多的環境避難所，這是因為某些國家實施的低環境標準和松弛的環境管制措施對該國形成有競爭力的產業能起到推進作用。vanBeers和vandenBergh（1996）側重于從方法論角度評論貿易和環境外部性之間的相互關系；Antweiler等人（2001）運用回歸方法進行了貿易的環境效應分析。此外，Ederington和Minier（2003）以及Winters（2004）等學者都各自對貿易和環境問題做了進一步的研究。
近年來，我國學者也對貿易對環境的影響進行了實證研究。張梅認為經濟增長、自由貿易的進一步會擴大導致環境惡化。李慕菡等（2005）通過對相關產業進出口和污染情況的分析，得出了我國國際貿易中污染產品的環境轉移客觀存在的結論。葉繼革、余道先（2007）用統計性描述方法從更加微觀的層面上分析了具體行業出口量的擴大對環境污染的不利影響。黨玉婷、萬能（2007）等人對我國1994-2003年的對外貿易環境效應進行了研究，研究結果表明現階段的進出口易從總體上惡化了我國的生態環境。但是，也有學者并不認同貿易增長對環境污染造成負面影響。李秀香等分析了二氧化碳的排放、出口增長與環境影響之間的關系，認為二氧化碳排放量的增加與出口增長沒有必然的正相關關系；張連眾等利用31個省市的二氧化硫排放量的截面數據進行回歸分析，表明貿易自由化有利于我國的環境保護。陳紅蕾、陳秋峰（2007）建立計量回歸模型，以二氧化硫（SO2）排放量作為環境污染指標對我國貿易開放的環境效應進行了實證研究，結果表明規模、結構和技術效應共同作用的結果可以減少污染排放量。
綜上所述，中外學者普遍認為出口貿易與環境污染之間存在聯系。基于此，在一個相對具體的區域內，在相對穩定的經濟和政策條件下，研究出口貿易與環境污染的關系，更符合一個地區的實際情況，更有利于為一個地區的經濟良性發展提供可靠的依據。本文以江蘇省為例，選取了1990～2010年的相關數據，實證分析了江蘇省出口貿易及貿易結構對環境污染的影響，并得出若干有助于推進江蘇省經濟與環境協調發展的結論。
3實證分析
3.1研究方法
本文利用江蘇1990-2010年江蘇出口總額（其中包括2000-2010年初級產品、工業制成品出口額）、工業廢氣、工業廢水、固體廢棄物排放量等數據構建計量模型，借助Eviews6軟件，運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等方法實證分析江蘇出口貿易與環境污染、貿易結構與環境污染之間關系。
3.2指標選擇
根據數據的可得性，本文選取“三廢”即工業廢氣排放量、工業固體廢氣排放物排放量、工業廢水排放量3個指標度量環境污染程度。出口總額作為出口貿易指標，并且為了進一步研究需要，選取初級產品出口額、工業制成品出口額作為指標分析產品貿易結構對環境的影響。
3.3數據采集
本文所選數據來源于江蘇統計年鑒、中國統計年鑒數據庫、江蘇省環境狀況公報等。具體如表1、表2所示。
從表中可以看出，一階差分以后的初級產品出口額及工業制成品出口額與環境污染存在相關關系，一階差分后，初級產品與環境污染存在負相關關系，工業制成品與環境污染存在正相關關系。可以認為貿易結構中，相較于初級產品，工業制成品的出口增加更能加劇了對環境的污染。
3.6格蘭杰因果檢驗
格蘭杰因果檢驗方法是分析時間序列變量之間的因果關系。協整分析的結果反映變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，但是，這種關系是否構成因果需要進一步驗證。考慮到經濟中通常出現的時滯效應，在對時間序列進行因果關系檢驗時，本文將對滯后各期的X與Y1、Y2之間關系進行檢驗，其檢驗結果列入表7內。
表7格蘭杰因果關系檢驗表
原假設滯后階數F值P值結論Y1不是X的Granger原因29.555410.0024不拒絕X不是Y1的Granger原因20.426470.6610拒絕Y2不是X的Granger原因34.604310.0254不拒絕X不是Y2的Granger原因30.683350.5805不拒絕Y3不是X的Granger原因22.306510.1362不拒絕X不是Y3的Granger原因22.361070.1307不拒絕檢驗結果顯示，在滯后二期的情況下，拒絕X不是Y1的Granger原因，即X是Y1的格蘭杰原因。其余情況下，均接受原假設。這就說明，江蘇出口總額的變化是導致是工業廢氣排放量變化的原因，而出口總額變化不會導致固體廢棄物排放量及工業廢水排放量的變化，究其原因，筆者猜測可能與所選分析數據較少，導致無法得出結論有關。
4結論
本文通過對江蘇省出口總額和工業廢氣、固體廢棄物、工業廢水排放指標分析，建立計量模型，進行協整分析與格蘭杰因果檢驗，得出如下結論。
第一，出口貿易的增長會加劇環境污染。以江蘇為例，隨著出口貿易的逐年增長，貿易規模的擴大，工業廢氣、固體廢棄物的排放也呈現出逐年增長的趨勢，江蘇省的環境污染有可能進一步惡化。因而，控制貿易的規模有利于改善環境質量。一味地擴大貿易規模，意味著擴大生產，增加污染，因此企業須制定全年生產計劃，不能因盲目追求利潤而擴大生產規模。同時，政府也應發揮作用，指導企業安排生產，不能只關注GDP數量而忽視GDP質量。
第二，出口貿易結構會對環境污染產生影響。由于在初步的回歸分析中，雖然擬合程度高，但是系數的斜率沒有通過顯著性檢驗，隨后進行一階差分，重新回歸分析，得出結論。在出口產品貿易結構中，初級產品出口額及工業制成品出口額都與環境污染存在相關關系，但是初級產品與環境污染存在負相關關系，工業制成品與環境污染存在正相關關系。可以看出，我省出口產品貿易結構中，尤其是工業制成品更能影響我省環境質量。因此，優化出口商品結構，對于減輕我省環境污染有一定的積極作用。降低出口商品中高污染、高耗能和資源性商品的出口比例，加大高新技術產品、機電產品等附加值高，污染低的產品。積極促使生產高污染、高耗能產品的企業進行技術改革，提高資源利用效率，必要時，甚至可以關掉這些高污染企業。
第三，出口貿易是影響江蘇省環境污染的原因。格蘭杰因果關系檢驗表明，出口總額的增長，出口貿易規模的擴大，會導致各類環境污染排放（諸如工業廢氣排放量）有上升趨勢，加重了我省的環境污染。因此，加快產業升級，優化產業結構，發展綠色經濟有利于改善環境。綠色經濟是以效率、和諧、持續為發展目標，以生態農業、循環工業和持續服務產業為基本內容的經濟結構、增長方式和社會形態。綠色經濟是一種新的經濟結構，通過發展綠色經濟，不僅能夠引導產業結構優勝劣汰，也能更好地提高自然環境的利用效率，有利于環境的可持續發展。
參考文獻
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[4]傅京燕.貿易與環境問題的研究動態與評述[J].國際貿易問題，2005.
第2篇
關鍵詞：財政分權 地方財政 環境質量
一、 從國外的文獻來看，較早的財政分權理論認為，財政分權的程度越高，環境污染越低。Tiebout（1956）利用“用腳投票”理論解釋了較高的財政分權體制可以激勵地方政府提供更多的公共服務來滿足居民的需求從而吸引更多的居民來該轄區居住，其中就包括提供較低的環境污染程度。
近些年來，國外關于財政分權對環境質量影響的研究，結論不一。有學者認為，財政分權使得環境質量提高，而有些學者認為，財政分權使得環境質量降低。從理論研究角度，Kunce and Shogren（2007）認為，分權監管環境會產生“競次”現象，為了吸引新的商業和創造就業機會，地方政府可能會通過放松環境監管來降低所引進的商業企業的社會成本，促使地方政府放松環境監管標準，導致環境質量下降。Fredriksson et al（2003）認為，地方政府降低環境標準或以其他地區為標桿制定標準是為了吸引投資，增加就業機會或稅收等，而環境作為具有顯著外部性的公共物品，地方政府很少有動力去關注他們的不作為給周邊區域強加的污染成本問題
從實證研究角度看， Potoski（2001）考察了美國《清潔空氣法案》頒布前后大氣污染狀況。在假定地方政府以轄區居民福利最大化為目標時，發現各州之間并不存在明顯的稅收趨劣競爭現象，甚至有的州環境標準設置在國家水平之上，即表現出“趨優競爭”。 Chirinko and Wilson（2007）認為地方政府針對不同類型的污染會采取不同的污染治理策略，即類似“騎蹺蹺板”
二、 國外文獻基本是針對財政聯邦制下，地方政府具有獨立的稅率決定權的財政分權行為進行研究的，而我國地方政府并不具備獨立的稅率決定權。不同于西方國家的財政分權，中國的財政分權伴隨著政治集權，晉升激勵使得地方政府官員有非常強的（政治）動力促進地方經濟快速發展。中國地方政府的治理模式是“自上而下”的“標尺競爭”，即地方政府更多的只需要對中央政府負責，中央政府通過以GDP為主導的考核機制對地方政府進行考評。在中國，中央政府擁有絕對的權威任命地方官員，因而有能力獎懲地方官員的行為，那么中國式財政分權對環境污染的影響又是怎樣的呢？國內專門作中國式財政分權對環境影響的研究主要分為理論研究和實證研究兩個方面。
從理論研究的角度看，對于財政分權與環境污染之間的關系，幾乎國內外所有學者都主要從財政分權對地方政府行為產生的影響這一角度進行理論分析。而以錢穎一（1997）為代表學者則指出傳統理論中對于政府官員的假設是存在問題的，政府官員也會為了尋求自身的利益而做出與轄區居民的愿望相違背的決策。就環境質量來說，如果缺乏一套激勵相容的制度，地方政府政府官員就會從自身利益最大化的角度出發為轄區內的居民提供最低標準的環境質量。因此，從理論分析而言，地方政府對于環境治理與污染控制的動機是存在不足的。蔡昉，都陽，王美艷；（2008）認為，中國的環境問題是由粗放式經濟發展模式導致的，而這種發展模式又源于“中國式分權”下的政府行為。地方政府是否有足夠的激勵，犧牲短期的增長以換取長期的可持續發展？特別是，中國改革以來的高速經濟增長，在很大程度上是靠地方政府追求GDP及其帶來的財政收入推動的，節能減排要求是否與地方政府的動機激勵相容，是任何有關政策能否有效的關鍵。周業安等（2004）認為，中國式分權和基于經濟增長的政績考核體制導致地方政府為了吸引外部資源展開互攀式競爭，雖然對經濟發展起到積極的推動作用，卻使得地方政府對改善環境的偏好不斷降低，帶來的是環境質量的不斷下降。張凌云，齊曄（2010）分析了作為“理性人”的政府，在面臨政治激勵（政績考核下的經濟發展動力）和財政約束（地方政府財稅壓力大）下的環境監管困境，只是沒有對相應的理論進行實證檢驗。
總之，從理論上分析，大多數研究結論都認為財政分權與污染量排放存在負激勵。
從實證研究的角度看，李永友、沈坤榮（2008）對我國污染控制政策的減排效果進行了系統研究，并同時考察了公眾環保訴求、鄰近轄區污染控制策略以及中央政府的污染控制行為等因素的效應，得出了一些有價值的結論。楊海生等（2008）則利用空間計量模型對我國地方政府間環境政策競爭進行了實證檢驗，并得出地方政府間環境政策存在明顯的相互攀比式競爭，即周邊省份環境治理投入多，本轄區投入也多；周邊省份監管弱，本轄區環境監管也弱的結論。楊瑞龍、章泉（2007）實證檢驗了中國的財政分權對環境質量的影響，得出財政分權度越高，環境質量越差，驗證了財政分權可能導致地方政府降低環境保護的努力。張克中，王娟，崔小勇（2011）從碳排放的角度，利用1998—2008年省級面板數據分析了財政分權與環境污染的關系。研究發現，財政分權與碳排放存在正相關關系，分權度的提高不利于碳排放量的減少，這說明財政分權可能會降低地方政府對碳排放管制的努力，財政分權導致碳排放增加的影響途徑主要是第二，第三產業。洪璐，彭川宇（2009）從中央政府與地方政府總收益函數分析出發，指出中央政府與地方政府在地方政府環境治理、財政支出比例選擇上存在的差異；運用混合戰略博弈模型對中央政府與地方政府博弈行為進行分析，得出地方政府執行環境政策的最優概率及中央政府對地方政府環境政策執行情況進行監督的最優概率。
總之，從國內文獻的研究來看，基本上還是認為，財政分權加大了地方環境污染。但是，研究越來越細致。如把環境污染的種類再細分，發現財政分權對不同污染物的影響是不同的。閆文娟，鐘茂初（2012）利用1999——2008年省級面板數據進行實證檢驗，發現中國式財政分權確實增加了外溢性公共物品（如廢水）以及覆蓋全國的純污染公共物品（如二氧化硫）的污染排放強度，但并沒有增加地方污染公共物品（如固體廢棄物）的污染排放強度。由此得出結論，財政分權對不同性質的污染公共品的影響是不一樣的。 又如，采用不同的財政分權度量標準，會得出不同的結論。薛剛，潘孝珍（2012）發現，以支出分權度衡量的財政分權指標與污染物排放規模負相關，且實證結果具有穩健性，以收入分權度衡量的財政分權指標與污染物排放規模的關系從實證的角度來講不確定。此外，針對我國各省區的不同的經濟發展水平，有學者提出了新的假說。李猛（2009）考察了財稅收入對地方政府環境監管行為的影響，在環境庫茲涅茨假說的基礎上提出了中國環境污染的新假說， 環境污染程度隨著人均地方財政能力水平的提高而持續上升，當人均地方財政能力水平超過倒U型曲線拐點值后，環境污染程度趨于下降，并利用中國省際面板數據進行驗證。研究表明，中國環境污染程度與人均地方財政能力之間呈現顯著的倒U型曲線關系，現階段幾乎所有省份的人均財政能力與倒U型曲線拐點值相去甚遠。面對這種情況，需要中央政府改善財稅激勵以優化地方政府的環境監管行為，實現經濟發展方式的根本轉變。
參考文獻：
1 Tiebout， A Pure Theory of Local Expenditure【J】，Journal of Public Economy，1956，（64）
2 Chirinko Robert S and Wilson Daniel J，Tax competition among US states ：Racing to the bottom or riding on a seesaw？ 【R】， 2011，CESIFO Working Paper，NO.3535
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9 楊海生，陳少凌，周永章：地方政府競爭與環境政策——來自中國省份數據的證據【J】，南方經濟，2008，（6）
10閆文娟，鐘茂初：中國式財政分權會增加環境污染嗎？【J】，財經論叢 2012，（5）
11 楊瑞龍，章泉，周業安：財政分權、公眾偏好和環境污染——來自中國省級面板數據的證據【R】，中國人民大學經濟學院經濟所宏觀經濟報告， 2007
12 張凌云，齊曄：地方環境監管困境解釋——政治激勵與財政約束假說【J】，中國行政管理， 2010， （3）
13 崔亞飛，劉小川：中國省級稅收競爭與環境污染——基于1998-2006年面板數據的分析【J】，財經研究， 2010， （4）
14洪璐，彭川宇：城市環境治理投入中地方政府與中央政府的博弈分析【J】，城市發展研究，2009（1）
第3篇
關鍵詞：環境污染；城市化；協整檢驗；VEC模型
中圖分類號：F290 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）25-0233-04
引言
在歷史發展的長河中，人類活動在改善人類生活方式和生活條件的同時，也在不斷地作用于周圍的環境并因此引起自然、人文等各類環境質量的改變。對應的這種環境尤其是大自然環境的變化對人類的生產、生活和健康造成了不同的影響。中國是一個有著悠久歷史的大國，也是一個積極發展現代化，不斷推進工業化、城市化的國家。改革開放以來，中國城市化進程明顯加快，現階段已進入到高速城市化的起飛階段。與此同時，重慶市是中國直轄市之一，是長江上游地區經濟中心、金融中心和創新中心，重慶市的城市化進程發展的如火如荼，其城市化進程一直在全國領先。作為領跑全國的城市集團之一，重慶市被稱為中國的“芝加哥”。因此，本文選擇重慶市來探究城市化與環境及其非農產業占比的關系。
城市化是一個涉足領域頗廣，對社會、經濟、文化等多種因素綜合考慮來進行發展的過程，表現為人口向城市的集中，城市地域范圍的擴展，經濟結構的升級，都市生活方式、價值觀念向農村地區的滲透、擴散等。因此，推進城市化是目前大多數國家實現工業化和現代化道路的必然過程。
閆新華（2009）利用VAR模型研究了山西省的經濟發展與環境污染直接的關系，并且借助環境庫茲涅茨曲線驗證了其兩者直接存在倒“U”型的關系[1]。文中最后得出結論，認為經濟增長與環境污染之間確實存在雙向作用機制，并且在這種雙向作用機制中環境污染對經濟增長的反作用機制要弱很多。Canas等（2003）研究了16個工業化國家原材料與人均GDP之間關系，印證了倒U型EKC曲線，即經濟發展與環境之間的發展趨勢[2]。
然而，在研究城市化發展過程中，不少學者也強調，經濟發展只是作為城市化的一部分，僅僅用經濟發展指標來說明與環境之間的發展關系，未免太牽強，不能說明本質問題。林伯強和劉希穎（2010）針對中國當前階段性經濟增長和能源消費特征，對Kaya恒等式做出適當修正，引入城市化因素，研究了現階段碳排放的影響因素。得出結論認為中國在城市化進程中控制碳排放增量，實現低碳轉型應當以節能為主[3]。
結合以上兩種分析方法和研究思路，不難看出，國內外學者在研究城市化和環境的關系問題上，或者是將城市化縮影到一個經濟發展指標，然后探討經濟的發展和環境的相互關系；或者將環境這個內涵豐富的領域濃縮到一個問題，比如溫室氣體、碳排放等。但是，這樣的研究不足以從大局上把握在城市化進程的深化中，其與環境到底存在什么樣的關系。因此有的學者對城市化與環境進行了直接的研究。杜江和劉渝（2008）利用中國的1998—2005年中國30個省（市、自治區）的面板數據，構建了6類環境污染指標同城市化水平及控制變量間的計量模型，對環境庫茲涅茨曲線（EKC）假說進行了擴展[4]。研究結果表明：4類污染物同城市化水平之間存在倒形曲線關系，另外兩類污染物同城市化水平之間存在正U形曲線關系，目前中國大體上已經進入U形曲線的右半段。曾浩和鄧宏兵（2012）以武漢市為研究區域，構建了武漢市城市化、生態環境系統協調發展的評價指標體系，運用層次分析法計算出了武漢市城市化與生態環境協調度[5]。結果顯示：2000—2012年，武漢市城市化水平總體上呈現出增長趨勢，但武漢市生態環境水平隨著城市化的發展呈現出波動型的變化特征，總體呈現出先下降后上升的趨勢；從近兩年來看，武漢市城市化發展水平與生態環境發展水平差距在縮小。
基于對城市化和環境污染的思考和研究的側重點不同，依據指標選取的特點和以點突出全局的思路。本文選擇重慶市，以其數據為基礎，研究城市化與環境污染的關系。為了側重研究環境污染這個綜合指標與城市化的關系，利用主成分分析方法將環境污染的細化指標提取出一個綜合性的指標進行建模。將控制變量非農產業結構占比引入模型，加深環境污染和城市化的關系研究。同時，在體現變量動態性和長短期的交互效應上，將使用協整分析和模型對環境污染與城市化進行實證研究。文章其余部分的結構安排如下：第二部分是模型和數據說明；第三部分給出估計結果，并進行了成因分析；最后是結論和啟示。
一、變量選擇與數據說明
（一）變量選擇及來源
本文選取的變量為城市化率（URB）、環境污染綜合指數（EVN）、非農產業結構占比（IND）。其中，城市化率用市人口和鎮駐地聚集區人口占全部人口的百分比來表示，用于反映人口向城市聚集的過程和聚集程度；環境污染綜合指數是通過對5個環境污染細化指標作主成分分析提取而來的，它們分別是廢水、廢氣、二氧化硫、工業粉塵及工業固體廢物。非農產業結構占比用的是第二、第三產業的產值占GDP的比重得來（所有數據據來自重慶市統計年鑒2012）。
（二）數據處理
為了建模需要，首先對城市化率和非農產業結構占比取對數，便于變量通過平穩性檢驗，將取對數后的變量記為lnURB、lnIND。同時，對環境污染的6個具體細化指標進行主成分分析，提取出作為環境污染綜合指數的變量。運用軟件，進行主成分分析，通過方差貢獻表，得到6個原始特征根分別為4.630、0.716、0.339、0.212、0.091、0.013，在滿足特征根λ>1時，第一個特征根對應的方差貢獻率為77.166%，也就是其累計方差貢獻率，累計值較大。
因此，提取1個主成分，對應的特征根分別為l1=4.630，方差貢獻率達到77.166%。通過SPSS運行后，直接輸出提取的一個主成分，將這個主成分命名為環境污染綜合指數（ENV）。
綜上，建立模型所需要的變量數據處理完畢，最后進入模型的變量為：城市化（lnURB）、環境污染指數（ENV）、非農產業占比（lnIND）。
二、檢驗過程與成因分析
（一）單位根檢驗
經濟計量學中為避免經濟變量的不平穩所產生的繆回歸問題，首先進行單位根檢驗數據的平穩性，本文選取ADF檢驗，該方法通過檢驗回歸方程的右邊，假設因變量yt的滯后差分項控制高階序列相關。
從上表可以看出，代表城鎮化率的變量lnURB在10%顯著水平下ADF檢驗存在單位根，環境指標ENV和城鎮化率指標lnIND的一階差分都在5%顯著水平下拒絕原假設，從而三個變量都是I（1）的，基于此，本文接著進行協整檢驗。
（二）協整檢驗
本文采用Johansen最大似然估計各變量的協整關系，Johansen協整檢驗是按照協整關系的個數r=0到r=k-1的順序執行，直到拒絕原假設為止。多變量協整檢驗共有5種形式的協整檢驗方程，本文采取第三種形式，即有線性趨勢但協整方程只有截距項，它的形式為：H1（r）∶PYt-1+BXt=a（bTYt-1+r0）+
a g0，選擇滯后1期。
由跡檢驗結果和最大特征值檢驗結果可以看出，在零假設時H0∶r=0，最大特征值統計量為26.1602大于5%的臨界值21.1316，且P值為0.0090，故拒絕原假設，在零假設H0∶r=1時，P值等于0.2162，在臨界值為5%時接受原假設認為存在一個協整關系。同樣道理，在跡檢驗結果中，零假設H0∶r=0時也拒絕原假設，H0∶r=1和H0∶r=2時接受原假設，因此，本文認為在臨界值5%下重慶市的城市化率與環境之間存在一個協整關系。
協整關系如下：
ENV=35.21lnURB-121.29lnIND
實際上，我們得出的協整方程表示的是環境污染綜合指數與城市化率和非農產業結構占比的長期均衡方程，在長期中城市化率與環境污染綜合指數呈現正相關關系，增加一單位lnURB會提高35.21單位的ENV。也就是說在長期中，隨著城市化進程的不斷加快，環境污染綜合指數逐漸增加，該結果符合現實狀況，從發達國家的城市化歷程來看，從工業大革命至城市化完成階段，隨著城市化的不斷進行，環境污染逐漸加劇，這與本文的結論是一致的，因此，可以說明，重慶市的環境隨著城市化的進行污染逐漸加重。
從環境污染綜合指數和非農產業結構占比來看，二者呈現負的相關關系，當lnIND增加一單位時會降低121.29單位的ENV，即當二三產業占比增加時會降低環境污染，該結論與現實也是符合的，二三產業之和代表了工業化的進程，協整檢驗表示的是長期中工業化程度：工業化程度的增加尤其是第三產業增幅加大，會增加環境污染小的企業。綜合上述結論我們可以看出，重慶市的城市化進程在長期中將會使環境污染得到改善，工業化程度越高會使環境越好。
（三）VEC模型分析
通過對文中變量進行協整分析發現三者存在長期協整關系，但我們仍無法得到每個變量間的短期動態關系，向量誤差修正模型解決了這一問題。由Granger定理：具有協整關系的變量具有向量誤差修正模型形式。基于此，本文在協整的基礎上進一步建立向量誤差修正模型，研究重慶市環境污染綜合指數與城市化率的關系，該模型中同樣引進非農產業結構占比作為參考，得到模型為：
其中，R2=0.579，F的值為3.096。
誤差修正項的系數為-0.004，符合反向修正原則，表明短期的非均衡狀態向長期的均衡狀態移動，在短期中城市化率與環境污染綜合指數的系數為19.998，由于VEC描述的是短期的關系，說明在短期內城市化會帶來環境污染，但是這個結果短期對環境的影響程度與長期中不同。在短期中非農產業結構占比也與長期中不同，長期中二者系數為121.29，短期二者系數為-3.378，說明短期非農產業結構的升級對環境污染程度小于長期的影響。
結論及啟示
以上根據1996—2011年的時序數據，通過協整分析、VEC、重慶市城市化率與環境污染綜合指數之間進行動態計量分析，結果發現：
1.城市化的提高會帶來環境污染，從長期來看，lnURB對ENV的降低作用為31.52，從短期來看，lnURB對ENV的降低作用為19.998，說明不管是長期還是短期，重慶的城市化都會帶來環境污染，但是長短期作用的程度有差異。
2.從VEC結果來看，符合反向修正原則，表明短期的非均衡狀態向長期的均衡狀態移動，說明城市化對環境污染的影響機制并不僅僅是因為城市人口的增多、城市規模的擴大會給環境帶來壓力，城市化的發展也會提高人民生活水平、增強社會環保意識、提高科技水平、優化非農產業結構和完善法律體系等，以上各種影響會使環境污染綜合指數降低。
3.從長期來看，非農產業結構占比的提高會弱化環境污染，一單位lnING會降低121.29單位的ENV，而短期中一單位lnIND則只會降低3.378單位的ENV，長短期差距非常大。
基于前文的理論分析和實證研究，重慶市在深化城市化的進程中，雖有值得肯定和借鑒的地方，但是在環境保護和產業結構優化上需要作出更多的努力和提升。鑒于對實證結果和環境污染與城市化問題的認識，本文謹提出以下三條建議，希望對全國城市化的發展，而不僅僅是重慶市的城市化提高提供思路：
第一，城市化過程不能急，質量提高是關鍵。在重慶市的城市化道路上，工業實力、經濟增長、環境保護意識都成為不可或缺的主導力量和中流砥柱，而這些因素的提高才是城市化的關鍵。在這個過程中不能一味地追求發展而忽視了對環境造成污染的嚴重后果。因而城市化進程不能急，質量提高才是關鍵。第二，非農產業作用強，產業結構需完善。非農產業的發展在重慶的城市化進程中起著相當重要的作用，在重慶市的城市化進程中，完善非農產業的結構占比，實現更合理的產業結構模式是對城市化進程的推動和促進，同時它也是增強環境承載力的有效途徑。第三，滯后效應很凸顯，環境污染需提防。需要指出的是，目前重慶市的城市化發展、產業結構不合理對環境污染的影響表現出很強的單方面作用。即短期內雖然其兩者會加劇對環境造成污染，但是這種環境污染后果并沒有很快地反作用于城市化的發展上，環（下轉285頁）（上接235頁）境污染對城市化的制約效應表現的非常滯后，下一步需要做的是調整產業結構，使其適應經濟可持續發展。
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