城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境質(zhì)量
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

楊林燕

（廈門海洋職業(yè)技術(shù)學(xué)院，福建 廈門 361012）

城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境質(zhì)量
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

楊林燕

（廈門海洋職業(yè)技術(shù)學(xué)院，福建 廈門 361012）

本文基于2003—2011年我國30個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，以STIRPAT模型為基本框架，探討我國城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境的影響效應(yīng)。實證分析結(jié)果顯示：城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與我國各地區(qū)的環(huán)境污染之間有較為顯著的相關(guān)性，尤其是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與工業(yè)污染排放物之間都呈現(xiàn)較強的正相關(guān)。隨著第二產(chǎn)業(yè)比重的增加，我國環(huán)境所面臨的壓力正變得越來越大。東部地區(qū)樣本研究結(jié)果表明，城市化與工業(yè)煙塵污染之間也呈現(xiàn)正相關(guān)，但二氧化硫的排放對環(huán)境污染影響不顯著，說明東部地區(qū)城市化進程中對二氧化硫等廢氣排放有所控制，同時產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)升級等措施在解決環(huán)境污染問題方面也發(fā)揮了積極作用。

城鎮(zhèn)化；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；環(huán)境質(zhì)量

一、引言及文獻綜述

隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，我國工業(yè)污染排放量也呈現(xiàn)與日俱增的態(tài)勢。21世紀(jì)之初是我國經(jīng)濟和社會發(fā)展的重要轉(zhuǎn)型期，也是城鎮(zhèn)化進一步發(fā)展的關(guān)鍵時期，同時也是自然資源、生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟社會發(fā)展矛盾最突出的時期。[1]處于經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型期的我國面臨著轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式和推進城鎮(zhèn)化的雙重壓力，如何通過提升技術(shù)進步和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)升級來實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變？實現(xiàn)經(jīng)濟較快發(fā)展的同時，又該如何有效地利用資源和保護環(huán)境？在這樣的現(xiàn)實背景下，研究并解決城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境保護之間的矛盾就顯得尤為重要了。

有關(guān)經(jīng)濟增長與環(huán)境污染兩者之間關(guān)系的實證分析始于20世紀(jì)末，研究經(jīng)歷了從考察總體經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染的關(guān)系到逐步引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步等因素對環(huán)境質(zhì)量的影響。韓峰、王琢桌（2010）認(rèn)為，假定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)不變，則產(chǎn)出增加的同時會伴隨污染的增長，即環(huán)境質(zhì)量會隨著經(jīng)濟發(fā)展而不斷下降。[2]但現(xiàn)實情況是經(jīng)濟的發(fā)展會推動技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)升級，例如，節(jié)能技術(shù)不斷開發(fā)以及對傳統(tǒng)技術(shù)的取代，能夠有效改善資源使用效率；同時，知識和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)比重的增加也能有效地減少環(huán)境污染的來源和壓力。

1．產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)既是各類經(jīng)濟投入的“資源轉(zhuǎn)換器”，也是經(jīng)濟活動中各類污染物的有效“控制體”。[3]資源借助各種經(jīng)濟活動在產(chǎn)業(yè)間有效運轉(zhuǎn)，各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的各種污染排放可以通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來調(diào)節(jié)和控制資源環(huán)境的污染程度。因此，隨著我國能源需求量逐漸加大，經(jīng)濟發(fā)展與資源供給的矛盾日益凸顯，深入分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級對資源環(huán)境影響的研究就具有很強的現(xiàn)實意義了。國內(nèi)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染方面進行較深入研究的學(xué)者，例如，成艾華（2011）引入環(huán)境效應(yīng)分解模型分析我國工業(yè)二氧化硫減排的動態(tài)效應(yīng)，結(jié)果顯示1998—2008年間中國工業(yè)減排的環(huán)境凈效應(yīng)中，由技術(shù)進步帶來的環(huán)境改善效應(yīng)占絕對主導(dǎo)，而結(jié)構(gòu)調(diào)整對環(huán)境污染的改善效應(yīng)不明顯。[4]劉宇、黃繼新（2013）運用時間序列方法，對遼寧省1985—2010年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變和環(huán)境質(zhì)量進行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的環(huán)境質(zhì)量效應(yīng)顯著，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變對環(huán)境質(zhì)量的影響是長期存在的。[5]

2．城鎮(zhèn)化與環(huán)境污染

關(guān)于城鎮(zhèn)化的概念，最早是由塞爾達（1867）在其《城市化概論》中提出的。我國學(xué)者辜勝阻（1991）拓展了城鎮(zhèn)化的概念，即指人口不斷地從農(nóng)村向城鎮(zhèn)地區(qū)集中的過程。[6]城鎮(zhèn)化的本質(zhì)是生產(chǎn)力變化帶來人們生產(chǎn)生活等方式改變的過程，城市物質(zhì)文明向農(nóng)村逐漸擴散的過程。城鎮(zhèn)化是一個發(fā)展中的概念，其輻射作用大大推動了一國物質(zhì)文明和精神文明的進步，但不合理的城鎮(zhèn)化也可能對環(huán)境產(chǎn)生重大影響。Pearce（1990）根據(jù)城市發(fā)展的不同階段研究了所出現(xiàn)的許多資源環(huán)境問題，例如，大氣和噪音污染、水資源的過量消耗、土地的過度開發(fā)和交通堵塞等，認(rèn)為城市發(fā)展與資源環(huán)境之間存在著一種相互作用的時序特征。[7]國內(nèi)學(xué)者張坤民等（2003）認(rèn)為，隨著農(nóng)村人口不斷向城市集中，城鎮(zhèn)化推動工業(yè)化，對生態(tài)資源和環(huán)境質(zhì)量造成巨大影響；同時，城鎮(zhèn)化又進一步推動技術(shù)進步，高效、節(jié)能材料的應(yīng)用也能有效改善環(huán)境污染情況。[8]對城鎮(zhèn)化與環(huán)境污染關(guān)系進行實證研究的國內(nèi)學(xué)者主要有：王家庭、王璇（2010）采用中國28個省區(qū)市2004—2008年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析了城市化與環(huán)境污染的關(guān)系，研究結(jié)果表明城市化與環(huán)境污染之間的倒U型曲線關(guān)系顯著。[9]王瑞鵬、王朋崗（2013）利用1992—2011年新疆城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、城市化與環(huán)境污染之間是否存在著長期均衡關(guān)系。[10]

上述研究存在的不足：（1）關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染關(guān)系的研究大多沒有考慮到人口增長的影響，未能較好地解釋人口增長帶來的城市化水平的提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷與環(huán)境質(zhì)量之間存在的關(guān)系。（2）關(guān)于城市化與環(huán)境污染關(guān)系的實證研究，大多采用時間序列數(shù)據(jù)或者進行倒U關(guān)系的驗證。為進一步拓展上述研究，本文選取2003—2011年我國30個省區(qū)市的樣本數(shù)據(jù)，以STIRPAT模型為基本框架，探討我國城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境的影響效應(yīng)。

二、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及處理

1971年，埃利希和霍爾德倫首次提出IPAT方程，用于分析人口、富裕度和技術(shù)三因素對環(huán)境的重要影響，鑒于該分析框架邏輯清晰，后來被學(xué)者們廣泛用于分析人口和經(jīng)濟等因素對環(huán)境的影響。Dietz和Rosa（1994）通過加入隨機性，進一步拓展了該方程，提出了STIRPAT模型。當(dāng)使用面板數(shù)據(jù)進行實證研究時，STIRPAT模型的基本分析框架如下：

其中，i和t分別表示個體和時間；因變量I為環(huán)境影響，自變量P、A、T分別為人口規(guī)模、富裕程度以及技術(shù)水平，e為隨機誤差項。上式中的自變量和因變量均采用自然對數(shù)形式，所以的系數(shù)估計值可直接視為彈性。

本文實證分析模型以STIRPAT模型的框架為基礎(chǔ)，即以I表示環(huán)境污染的程度，以人口城鎮(zhèn)化水平表示人口規(guī)模的大小，以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值表示富裕程度，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量技術(shù)水平。同時在自變量中加入人均收入的平方項和對外貿(mào)易依存度，以檢驗收入和環(huán)境污染之間的倒U關(guān)系。由此可以得到本文實證分析模型：

式（2）所涉及的變量：

I表示環(huán)境污染的程度，就本模型而言，具體包括二氧化硫氣體（FQ）和工業(yè)煙塵（YC）兩大類污染物。數(shù)據(jù)來源于2004—2012年《中國城市統(tǒng)計年鑒》中各省二氧化硫氣體和工業(yè)煙塵排放量，指標(biāo)值越大，表示環(huán)境質(zhì)量越差。

URB為人口城鎮(zhèn)化率，以各省城鎮(zhèn)人口占其總?cè)丝诘谋戎乇硎?。通常來講，城鎮(zhèn)化增加了大量溫室氣體排放，改變氣候特征，出現(xiàn)“熱島”效應(yīng)；改變地下水分循環(huán)系統(tǒng)，引致生物鏈的變化和打破各地區(qū)原有的生態(tài)平衡等。不合理地利用各類自然資源給城鎮(zhèn)化發(fā)展帶來了諸多弊端。因此，可以預(yù)期，城鎮(zhèn)人口聚集度越高，對其環(huán)境污染的影響就越大。

PGDP為各省人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值。各省人均GDP的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，為消除通貨膨脹的影響，得到實際人均GDP，將各省每年CPI指數(shù)以2003年為基準(zhǔn)年進行平減處理。此外，將PGDP的二次項加入到方程中用于檢驗各省環(huán)境庫茨涅茨曲線是否存在。

IND為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以各省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占當(dāng)年GDP的比重表示。可以預(yù)期，第二產(chǎn)業(yè)所占的比重越大，其對環(huán)境污染的影響也越大。

本文使用的樣本是2003—2011年除西藏以外30個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于2004—2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計特征

三、實證分析

1．實證分析方法

靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型通常有三種形式供選擇：混合回歸模型（PooledRegression Model）、固定效應(yīng)回歸模型（Fixed Effects Regression Model）和隨機效應(yīng)回歸模型（Random Effects Regression Model）。在面板數(shù)據(jù)模型形式的選擇方法上，我們經(jīng)常采用F檢驗決定選用混合模型還是固定效應(yīng)模型，然后用Hausman檢驗確定應(yīng)該建立隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。對于“個體數(shù)多、時間短”的短面板數(shù)據(jù)類型，一般假設(shè)擾動項it為獨立同分布，即不存在自相關(guān)。本文研究個體為30個，時間維度為9年，因此，也假定it滿足獨立同分布。由于橫截面?zhèn)€數(shù)大于時序個數(shù)，為消除異方差的影響，本部分采用截面加權(quán)估計法（CrossSectionWeights，CSW）對模型進行回歸。首先通過F檢驗和Hausman檢驗，檢驗結(jié)果表明應(yīng)選用固定效應(yīng)模型，接著進行具體的回歸分析。表2報告了全國樣本的基本回歸結(jié)果。

2．回歸分析結(jié)果

表2 全國樣本

表2的回歸結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境影響效應(yīng)非常顯著。無論被解釋變量是lnYC還是lnFQ，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重變量的系數(shù)均在1%的置信水平下顯著。因此，從我國總體發(fā)展來看，第二產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)生產(chǎn)總值中占比越高，對當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境污染程度越嚴(yán)重。其次，解釋變量的系數(shù)值均在1%的置信水平下顯著，即城鎮(zhèn)化比率越高，環(huán)境污染的程度也越大，這表明我國絕大多數(shù)城市目前都經(jīng)歷著高能耗和較高污染排放的工業(yè)化推動城鎮(zhèn)化的發(fā)展模式。這是因為，城鎮(zhèn)化過程中所產(chǎn)生的大量二氧化硫、二氧化氮等廢氣排放量隨著城鎮(zhèn)人口的集聚而大幅增加，這將對各地區(qū)的大氣環(huán)境質(zhì)量造成嚴(yán)重的負(fù)面效應(yīng)。第三，當(dāng)被解釋變量為lnYC時，EKC曲線沒有得到驗證；當(dāng)被解釋變量是lnFQ時，EKC曲線是存在的，即經(jīng)濟發(fā)展到一定階段后，環(huán)境污染的狀況有所改善。

一國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)發(fā)展水平直接影響著其經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系。但是，由于我國各地區(qū)之間的自然資源、水文地理、居民受教育程度等多樣化特征顯著，而這些差異也會對各地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生不小的影響。因此，為控制區(qū)域差異等因素對回歸結(jié)果的影響，將樣本劃分為東部和中西部?；貧w分析方法和步驟與全國樣本類似，表3和表4報告了具體的回歸結(jié)果。從表3的回歸結(jié)果中，可以清晰地看出，無論被解釋變量是lnYC，還是lnFQ，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重變量的系數(shù)值都為正，分別為0.402和0.281，都在1%的顯著性水平上通過檢驗，這與全國樣本回歸結(jié)果一致。同時，也說明東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境污染的影響仍然是較明顯的。與全國樣本回歸結(jié)果有較大差異的是城鎮(zhèn)化率和人均GDP平方項這兩個變量，具體來說，當(dāng)被解釋變量為lnYC時，人均GDP平方項的系數(shù)顯著為負(fù)，且在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明EKC曲線存在，而當(dāng)解釋變量為lnFQ時，EKC假說沒有得到驗證。這可能與東部地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有較密切的關(guān)系，一方面由于東部地區(qū)對二氧化硫等氣體的排放標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定較多且執(zhí)行較完善，另一方面，東部地區(qū)的重工業(yè)污染企業(yè)逐步向中西部遷移，因此東部地區(qū)的廢氣排放量得到較好的控制。

表3 東部地區(qū)樣本

表4 中西部地區(qū)樣本

表5 模型內(nèi)生性檢驗回歸結(jié)果（全國總體樣本）

表4報告了中西部地區(qū)樣本的具體回歸結(jié)果，各變量系數(shù)的顯著性和全國樣本相似，無論被解釋變量是lnYC還是lnFQ，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重和城鎮(zhèn)化率這兩個變量的系數(shù)均為正，且在1%的顯著性水平上通過了檢驗。當(dāng)被解釋變量為lnYC時，EKC曲線同樣存在，而當(dāng)被解釋變量為lnFQ時，EKC假說沒有得到驗證。

3．穩(wěn)健性檢驗

固定效應(yīng)模型內(nèi)生性問題主要來源于解釋變量及各控制變量與殘差項相關(guān)，嚴(yán)重的內(nèi)生性的后果是模型估計系數(shù)有偏且不一致。由于前文的回歸分析采用的是固定效應(yīng)模型，因此需要對模型進行內(nèi)生性檢驗。通常采用所有解釋變量的滯后一期項代替當(dāng)期項進行內(nèi)生性檢驗，鑒于前文模型回歸中樣本解釋變量均相同，本研究只對全國總體樣本中l(wèi)nFQ進行檢驗。如果該項不存在內(nèi)生性問題，則表明其他的回歸模型也不存在內(nèi)生性問題。表5報告了具體回歸結(jié)果。

從表5可以看出，被解釋變量同為lnFQ，滯后一期的所有解釋變量與當(dāng)期項的所有解釋變量都在1%的置信水平下顯著，兩者的回歸結(jié)果基本一致，滯后一期項的回歸結(jié)果表明城鎮(zhèn)化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這兩個解釋變量與環(huán)境質(zhì)量存在顯著的正相關(guān)。滯后一期的解釋變量與當(dāng)期解釋變量的相關(guān)性很高，同時又有效地避免了當(dāng)期解釋變量與當(dāng)期殘差項相關(guān)所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

四、結(jié)論與啟示

本文以STIRPAT模型為基本框架，基于對我國30個省區(qū)市面板數(shù)據(jù)的實證研究，探討了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平對各地區(qū)的環(huán)境影響效應(yīng)。全國總體樣本數(shù)據(jù)回歸結(jié)果顯示：城鎮(zhèn)化水平和第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重與環(huán)境污染的關(guān)系顯著正相關(guān)，表明城鎮(zhèn)化率和第二產(chǎn)業(yè)比重較高的地區(qū)環(huán)境污染較為嚴(yán)重。這是因為，一方面，隨著城鎮(zhèn)人口規(guī)模的增加，生產(chǎn)和生活消費所產(chǎn)生的各種污染排放物也逐漸增加，而城市廢棄物處理等基礎(chǔ)設(shè)施的更新速度卻趕不上人口增長的速度，因此城鎮(zhèn)化率的迅速提高導(dǎo)致環(huán)境污染加?。涣硪环矫?，城市的擴張伴隨著第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模擴大，工業(yè)煙塵、二氧化硫等污染物的排放也隨之迅速增加。當(dāng)被解釋變量為lnFQ時，全國總體樣本和西部地區(qū)樣本回歸結(jié)果表明EKC曲線存在，即二氧化硫排放量與人均GDP存在明顯的“倒U”關(guān)系。因此，必須協(xié)調(diào)好經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量兩者的關(guān)系，同時，由于各地區(qū)域特征差異的存在，這兩者的聯(lián)系又存在顯著差異，各區(qū)域選擇好適合的發(fā)展模式尤為重要。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是連結(jié)一國或地區(qū)環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的重要紐帶，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級是降低生產(chǎn)經(jīng)營活動對環(huán)境影響的有效措施。因此，各地區(qū)要通過促進企業(yè)技術(shù)進步、扶持新興產(chǎn)業(yè)和加速產(chǎn)業(yè)間技術(shù)轉(zhuǎn)移升級等政策措施，大力推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。一方面有助于發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)，另一方面也能有效地提升技術(shù)進步的環(huán)境凈效應(yīng)。

無論是發(fā)達國家，還是發(fā)展中國家，城鎮(zhèn)化進程中都面臨著資源短缺和環(huán)境污染等各種問題。城鎮(zhèn)化水平的提升所引致的環(huán)境問題，根本原因并不在于城鎮(zhèn)化自身水平的高低，而在于城鎮(zhèn)化的發(fā)展模式能否與當(dāng)前自然資源和生態(tài)環(huán)境相適應(yīng)，粗放型的城鎮(zhèn)化模式在經(jīng)濟發(fā)展中加大了資源環(huán)境消耗的強度和數(shù)量，而集約型的城鎮(zhèn)化模式則可以大大降低資源環(huán)境消耗的強度和數(shù)量。[1]

基于以上的分析，本文認(rèn)為在以后推進城鎮(zhèn)化進程中，絕不可以盲目追求發(fā)展速度，要立足資源環(huán)境承載能力，改變現(xiàn)有的城市發(fā)展模式，積極推進集約型的城鎮(zhèn)化，同時要構(gòu)建合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，形成資源節(jié)約與環(huán)境友好的低碳經(jīng)濟發(fā)展格局。

[1]盛廣耀.城市化模式與資源環(huán)境的關(guān)系[J].城市問題，2009，（1）：11-17.

[2]韓峰，王琢卓.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的影響研究[J].科技與經(jīng)濟，2010，（4）：12-15.

[3]李雪梅，閆海龍.礦產(chǎn)資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展及其經(jīng)濟環(huán)境效應(yīng)[J].資源與產(chǎn)業(yè)，2012，14（4）：108-114.

[4]成艾華.技術(shù)進步、結(jié)構(gòu)調(diào)整與中國工業(yè)減排：基于環(huán)境效應(yīng)分解模型的分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2011，21（3）：119-123.

[5]劉宇，黃繼新.遼寧省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的環(huán)境效應(yīng)分析[J].資源與產(chǎn)業(yè)，2013，2（15）：1-8.

[6]辜勝阻.非農(nóng)化與城鎮(zhèn)化研究[M].杭州：浙江人民出版社，1991.

[7]Pearce D.Economics of natural resources and the environment[M].New York：Harvester Wheatsheaf，1990：215-289.

[8]張坤民，溫宗國，杜斌，等.生態(tài)城市評估與指標(biāo)體系[M].北京：化學(xué)工業(yè)出版社，2003.

[9]王家庭，王璇.我國城市化與環(huán)境污染的關(guān)系研究——基于28個省市面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].城市問題，2010，（11）：9-15.

[10]王瑞鵬，王明崗.城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與環(huán)境污染的動態(tài)關(guān)系——基于VAR模型的實證分析[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2013，（1）：26-31.

[責(zé)任編輯：董建軍]

F124.5

A

1674-3288（2014）02-0013-05

2014-01-02

楊林燕（1983-），女，福建龍巖人，廈門海洋職業(yè)技術(shù)學(xué)院講師，研究方向：宏觀經(jīng)濟。