• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)分析

    2017-11-22 10:09:31方琳吳鳳平張慶海
    中國人口·資源與環(huán)境 2017年11期
    關(guān)鍵詞:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整

    方琳 吳鳳平 張慶海

    摘要

    隨著流域內(nèi)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的深入發(fā)展,流域水環(huán)境面臨的形勢十分嚴峻,太湖流域作為我國社會經(jīng)濟發(fā)展最快的地區(qū)之一,其水體質(zhì)量不容樂觀。為了實現(xiàn)流域內(nèi)經(jīng)濟、社會和環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展,本文首先基于主成份分析法確定太湖流域水質(zhì)綜合污染指數(shù),以此表征流域水環(huán)境質(zhì)量。在此基礎(chǔ)上,基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗方法,利用1991—2014年的太湖流域(江蘇部分)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制的相關(guān)數(shù)據(jù),從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角分析其對流域水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)。實證結(jié)果表明:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為79.522和-179.283,說明流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)的長期粗放式增長會導(dǎo)致水質(zhì)惡化,而且其影響程度并不會隨著時間而自動消退。而人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為67.578和309.411,說明流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市,短期會增加用水量,加劇水質(zhì)惡化,而長期造成的負面影響則會相對逐漸減弱。至于政府在流域治理方面的規(guī)制行為,由于其長短期彈性分別為-21.705和19.687,說明政府治理行為短期并不會有效改善水體質(zhì)量,其管制效果并非立竿見影,往往需要等待若干年才能有初步成效,而且相比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響程度,政府環(huán)境規(guī)制對水質(zhì)的影響力度略顯不足。最后基于實證分析結(jié)果,本文提出了促進改善流域水環(huán)境質(zhì)量的若干政策建議,包括:優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)和大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整;加大城市環(huán)境保護宣傳力度,普及節(jié)水意識和管制排污行為,并扶植農(nóng)業(yè)發(fā)展,實現(xiàn)城鄉(xiāng)人口數(shù)量的合理流動;促進研發(fā)一些高新排污設(shè)備,繼續(xù)加大政府在治理污水方面的投資,強化政府的環(huán)境規(guī)制行為等。

    關(guān)鍵詞 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu);政府環(huán)境規(guī)制;主成份分析;邊限協(xié)整檢驗

    中圖分類號 X22文獻標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104(2017)11-0176-09DOI:10.12062/cpre.20170443

    改革開放以來,流域水資源開發(fā)、利用工作取得顯著成效,為流域內(nèi)經(jīng)濟和社會發(fā)展做出了突出貢獻,但同時,水資源短缺、水污染嚴重等問題亦十分突出。太湖流域是我國社會經(jīng)濟發(fā)展最快的地區(qū)之一,其水體富營養(yǎng)化程度十分嚴重[1],據(jù)《太湖流域水資源公報》顯示,2015年度太湖流域河流水質(zhì)評價總河長5 688.5 km,全年僅有20.3%的評價河長水質(zhì)達到或優(yōu)于III類,380個水功能區(qū)全年期水質(zhì)達標(biāo)個數(shù)106個,達標(biāo)率僅為27.9%。而與此同時,城鎮(zhèn)生活用水和第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)用水占流域內(nèi)用水總量的69.4%,城鎮(zhèn)居民生活廢污水排放和第二產(chǎn)業(yè)廢污水排放量則分別高達流域廢污水排放總量的30.5%和45.2%。可見,隨著流域內(nèi)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的深入發(fā)展,水資源需求和廢污水排放量均將在較長一段時期內(nèi)持續(xù)增長,這必將導(dǎo)致水環(huán)境的進一步惡化,流域水資源面臨的形勢也更為嚴峻。依據(jù)國務(wù)院批復(fù)并實施的《太湖流域水環(huán)境綜合治理總體方案(2013年修編)》的文件精神,明確要求搞好太湖流域的生態(tài)文明建設(shè),不斷提升水環(huán)境質(zhì)量,實現(xiàn)流域內(nèi)經(jīng)濟社會和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展,為全國湖泊治理提供有益經(jīng)驗?;诖耍疚膹牧饔騼?nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角考察其對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響,著重分析流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制行為對水環(huán)境質(zhì)量的短期沖擊和長期效應(yīng)的差異,并在實證分析的基礎(chǔ)上給出相應(yīng)的政策建議。

    1 文獻綜述

    目前有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面,國外學(xué)者們主要從人口集聚,經(jīng)濟發(fā)展,水文、氣候等自然條件,水利設(shè)施建設(shè),凈水工程技術(shù)和政府治理等角度展開研究。如Paul等[2]認為人口集聚程度會對河流生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生非對稱性影響;Allan[3]也認為較低的人口密度會改變地區(qū)環(huán)境效應(yīng);Voeroesmarty等[4]發(fā)現(xiàn)較高密度的集聚現(xiàn)象會惡化生態(tài)環(huán)境。而Gunda T等[5]和Xia J等[6]均發(fā)現(xiàn),隨著人均收入的增加,環(huán)境可持續(xù)發(fā)展指數(shù)的大部分壓力指標(biāo)會發(fā)生惡化;Lawford等[7]認為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是影響流域水質(zhì)的主要因素,水環(huán)境生態(tài)系統(tǒng)的惡化可以看成是經(jīng)濟發(fā)展的副產(chǎn)品。Grey等[8]、Peng Hui等[9]和Giupponi等[10]則采用了多種方法驗證水文、氣候等自然條件變化會對盆地、流域水資源管理提出挑戰(zhàn),從而威脅水資源安全。還有一些國外學(xué)者如Gleick等[11]和Ashleg等[12]則建議生態(tài)系統(tǒng)嚴重退化的國家,可以通過投資建設(shè)水利基礎(chǔ)設(shè)施,采用凈水工程技術(shù)等方案來減緩水環(huán)境污染程度。也有一些學(xué)者從水資源治理等政府管理視角下分析其對水環(huán)境質(zhì)量的影響,如Rouillard等[13]和Rnieper等[14]指出政府對水資源治理會對環(huán)境產(chǎn)生間接影響,而且Pahlwostl等[15]、Cook等[16]、Morse[17]亦提出政府腐敗程度低是實現(xiàn)有效的水資源管理的關(guān)鍵因素之一。

    而國內(nèi)有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面則主要集中在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長對水生態(tài)環(huán)境的影響方面,如馬勇等[18]綜合運用“柯布—道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)和DEA模型,對長江中游城市群的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其產(chǎn)業(yè)生態(tài)化問題進行評價;楊建林等[19]以呼包銀榆經(jīng)濟區(qū)為例,檢驗和分析了經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對生態(tài)環(huán)境的動態(tài)效應(yīng);張明等[20]利用經(jīng)濟、環(huán)境指標(biāo)的面板數(shù)據(jù),對我國東部地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟增長之間是否存在環(huán)境庫茲涅茨倒U型關(guān)系進行了嚴格的統(tǒng)計檢驗;郭唯等[21]在人口、水資源、經(jīng)濟和諧發(fā)展評價基礎(chǔ)上,分析了河南省經(jīng)濟增長與水環(huán)境質(zhì)量和諧度的時間變化過程和空間分布情況;張可等[22]采用多指標(biāo)多原因模型分析人口、資本、物質(zhì)、技術(shù)、公共服務(wù)多種要素和資源的集聚與環(huán)境污染的關(guān)系等;趙海霞等[23]運用投入產(chǎn)出分析方法,探討不同經(jīng)濟發(fā)展模式下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對環(huán)境污染的影響程度等。

    顯然,雖然目前有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面已取得了不少研究成果,但是基于流域的立場,研究水環(huán)境質(zhì)量的影響因素方面的相關(guān)文獻很少,目前僅有董偉等[24]采用灰關(guān)聯(lián)分析方法分析長江上游水源涵養(yǎng)區(qū)生態(tài)安全的影響因素;佟新華[25]基于日本水環(huán)境數(shù)據(jù)研究其影響因素及水生態(tài)環(huán)境的保護措施;葉晶[26]運用結(jié)構(gòu)方程模型研究滇池流域水環(huán)境質(zhì)量的影響因素;王磊等[27]采用RS與GIS信息技術(shù)與主成份分析相結(jié)合的方法綜合研究了太湖流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)污染負荷現(xiàn)狀及其總體空間趨勢。由于流域不同于一般的行政區(qū)域,其水環(huán)境質(zhì)量依賴于流域內(nèi)跨行政區(qū)域的多方因素的影響,因此單純從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整角度衡量水環(huán)境質(zhì)量效應(yīng)有些許片面。而且從理論上而言,流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加,必然會導(dǎo)致很長一段時期內(nèi)的工業(yè)排污量增大,造成流域水體污染,而這種影響是否會隨著時間的推移保持相對穩(wěn)定態(tài)勢?另一方面,城鎮(zhèn)化進程的加快促使流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市,勢必會加大流域內(nèi)的用水量,而農(nóng)村人口現(xiàn)有環(huán)保意識不足,這部分人群流動到城市中,短期可能會惡化流域水環(huán)境質(zhì)量,而長期對水環(huán)境影響的程度會否減弱?還有近些年,政府在流域環(huán)境治理方面進行了大力投入,雖然大部分學(xué)者都認同其作用會導(dǎo)致水質(zhì)變優(yōu),但其對流域水環(huán)境的治理效果是否立竿見影,需要多少年才能有初步成效等?這些都有待實證方面的進一步考證。endprint

    因此,本文以太湖流域為例,從流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府的環(huán)境規(guī)制三方面衡量經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響。雖然太湖流域行政區(qū)包含江蘇、浙江、上海和安徽,但江蘇省大部分位于流域的上游,其經(jīng)濟行為對上下游水質(zhì)影響重大,而且其行政面積占據(jù)太湖流域的53%,故本文借助于太湖流域(江蘇部分)1991—2014年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù),運用基于自回歸分布滯后(autoregressive distributed lag: ARDL)模型的邊限協(xié)整檢驗方法,研究流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的短期影響和長期效應(yīng)的差異,為國內(nèi)其他流域水環(huán)境質(zhì)量的相關(guān)研究提供參考。

    對照已有參考文獻,本文的貢獻主要在于以下兩點:①基于流域立場,從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動、政府環(huán)境規(guī)制視角下研究流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響效應(yīng),并從短期和長期兩方面衡量這三者所產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)是否會隨著時間的推移而發(fā)生轉(zhuǎn)變,彌補了現(xiàn)有文獻在這方面的空白,是比較有現(xiàn)實意義和實踐依據(jù)的;②采用基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗方法,是由于該模型在小樣本數(shù)據(jù)下檢驗變量間的長期均衡和短期動態(tài)關(guān)系方面具備獨特的優(yōu)勢,這使得本文的研究在理論上也是合理可行的,亦可為后續(xù)研究提供一定的理論支持。

    2 研究方法

    在時間序列模型中,由于序列的非平穩(wěn)性可能會給回歸模型帶來“偽回歸”問題,為了避免出現(xiàn)虛假回歸,EngleGranger[28]和JohansenJuselius[29]分別提出了適用于兩變量和多變量的協(xié)整檢驗方法,但是這兩種方法均要求變量具有相同的單整階數(shù),而且分析中選擇內(nèi)生變量和外生變量,確定滯后階數(shù)、趨勢項和截距項時,往往會給研究結(jié)論帶來很大的不確定性,導(dǎo)致模型穩(wěn)定性不高。因此,Pesaran等[30]提出基于自回歸分布滯后(ARDL)模型的邊限協(xié)整檢驗(Bound Testing),這種分析方法與其他協(xié)整檢驗方法相比,具有如下幾方面的優(yōu)勢:一是可以避免內(nèi)生性問題,可對長期協(xié)整系數(shù)進行顯著性檢驗;二是基于協(xié)整和誤差修正模型,可以同時估計長期和短期方程;三是可以對不同階數(shù)的單整變量進行協(xié)整檢驗,不要求時序變量同為I(0)或I(1)過程;四是由于該方法對樣本規(guī)模敏感性相對不高,所以對于小樣本也具有很好的適應(yīng)度[31-32]。因此,結(jié)合本文所使用小樣本的時序數(shù)據(jù)特征,選擇基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗方法進行建模分析。

    為了分析流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長期效應(yīng),本文考慮建立如下形式的線性模型:

    WQt=α+βISt+γPSt+δERt+εt(1)

    其中,WQt是流域水質(zhì)綜合污染指數(shù),表征水環(huán)境質(zhì)量;ISt表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;PSt表示人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化;ERt是政府環(huán)境規(guī)制變量。

    由于變量可能存在非平穩(wěn)性,故不能直接建立上述長期均衡模型,依據(jù)Pesaran等提出的邊限協(xié)整檢驗的思想,為了檢驗非平穩(wěn)變量間的長期關(guān)系,需要先建立如下的ARDL模型:

    ΔWQt=α0+∑mi=0βiΔISt-i+∑nj=0γjΔPSt-j+∑rk=0δkΔERt-k+∑ql=1φlΔWQt-1+η1WQt-1+η2ISt-1+η3PSt-1+η4ERt-1+εt

    (2)

    在變量是I(0)或I(1)過程時,對方程滯后系數(shù)進行聯(lián)合顯著性檢驗,具體檢驗方法如下:

    檢驗原假設(shè)為:H0:η1=η2=η3=η4=0(不存在協(xié)整關(guān)系)(3)

    備擇假設(shè)為:H1:η1≠η2≠η3≠η4≠0(存在協(xié)整關(guān)系)(4)

    Pesaran等提出利用F統(tǒng)計量檢驗變量是否存在協(xié)整關(guān)系,并提出在原假設(shè)成立條件下,F(xiàn)檢驗統(tǒng)計量的分布并不是常見分布,Pesaran等給出F統(tǒng)計量的兩個臨界值:上限和下限,檢驗依據(jù)為:若F統(tǒng)計值高于臨界值上限,則拒絕H0,認為存在協(xié)整關(guān)系;若F統(tǒng)計值低于下限,則接受H0,認為變量間不存在協(xié)整關(guān)系;但是如果F統(tǒng)計值落在兩臨界值之間,則依據(jù)此法無法判斷是否存在協(xié)整關(guān)系。

    若存在協(xié)整關(guān)系,此方法能同時估計出變量間的長期協(xié)整方程和短期動態(tài)方程,如下式:

    長期協(xié)整方程:WQt=α+βISt+γPSt+δERt+εt(5)

    短期動態(tài)方程:ΔWQt=α0+∑mi=0βiΔISt-i+∑nj=0γjΔPSt-j+∑rk=0δkΔERt-k+∑ql=1φlΔWQt-1+θt-1+t(6)

    其中,t-1為長期協(xié)整方程的殘差滯后項。

    3 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

    在變量界定方面,對于衡量水環(huán)境質(zhì)量的指標(biāo),大部分學(xué)者采用的是工業(yè)和生活廢水排放量[18-19,33]。借鑒張亞麗等[34]、尹海龍等[35]提出的單項和綜合水質(zhì)污染指數(shù)評價指標(biāo),本文采用綜合水質(zhì)污染指數(shù)評價指標(biāo),主要是基于以下理論和實踐依據(jù):首先,依據(jù)水利部公益性行業(yè)科研項目“健康太湖綜合評價與指標(biāo)研究”成果表明,太湖流域目前存在的主要問題是:水體質(zhì)量輕污染,中度富營養(yǎng)化問題,藍藻數(shù)量不健康等,所有這些指標(biāo)都不是單一水質(zhì)污染指數(shù)能包含的,故本文采用綜合水質(zhì)污染指數(shù)。其次,水質(zhì)評價方法眾多,研究中較常用的有單因子指數(shù)評價法、水污染指數(shù)法、綜合污染指數(shù)評價法、模糊綜合評判法、主成份分析法等,前2種屬于單項污染評價指標(biāo),后3種屬于綜合污染評價指標(biāo),每種評價指標(biāo)適用于不同的研究對象?;谔饔虻陌l(fā)展現(xiàn)狀,本文需要評價因子較多,要求較高的水質(zhì)綜合評價方法,故基于太湖流域江蘇省各監(jiān)測點的各項水質(zhì)原始數(shù)據(jù),采用主成份分析法確定水質(zhì)綜合污染指數(shù)用以反映太湖流域江蘇部分的水環(huán)境質(zhì)量。

    對于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整指標(biāo),學(xué)術(shù)界對該變量界定的看法不一,一般是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展速度、人口因素、對外貿(mào)易程度,技術(shù)水平以及城市規(guī)模等方面來衡量[20,35-36]?;跀?shù)據(jù)的可獲得性和太湖流域的實際發(fā)展情況,本文經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口結(jié)構(gòu)變動和政府環(huán)境規(guī)制3方面來考慮。目前,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用的指標(biāo)有第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重[33],第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重[37],制造業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重[21],第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重[20]等,由于太湖流域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)尚處于起步階段,第二產(chǎn)業(yè)的工業(yè)污染仍然很嚴重,因此本文采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(%)來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。人口結(jié)構(gòu)變動考慮的方面比較多,有些學(xué)者從人口數(shù)量的變化(人口規(guī)模)來考慮[36],有些學(xué)者從人口收入結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)等方面來考慮[38],本文認為太湖流域近些年的人口城鄉(xiāng)流動變化頻繁,大量人口從農(nóng)村流動到城市,由于環(huán)保意識等習(xí)慣認知難以短期內(nèi)改變和用水人口數(shù)量的遞增,必然在很大程度上造成水環(huán)境污染,因此,本文從人口城鄉(xiāng)流動方面衡量人口結(jié)構(gòu)的變動,采用學(xué)術(shù)界比較認可的城市化率(%)作為人口結(jié)構(gòu)變動的衡量指標(biāo),由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)中有若干年的城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)有明顯離群值,出于數(shù)據(jù)可信度的考慮,本文參考周一星等[39]提出的修正方法,對個別離群的城市化率數(shù)據(jù)進行了修正。政府環(huán)境規(guī)制變量衡量的是政府對水環(huán)境質(zhì)量的政策干預(yù)力度,目前較為常用的衡量方法有:工業(yè)廢水和廢氣治理運行費用與增加值之比,治理污染設(shè)施運行費用或人均運行費用,或?qū)⑷司杖胨阶鳛楹饬績?nèi)生性環(huán)境規(guī)制強度的代理變量等[37],基于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文采用污染治理廢水項目本年完成投資額(萬元)來衡量政策環(huán)境規(guī)制變量。endprint

    本文基于太湖流域(江蘇部分)1991—2014年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù),分析流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng),由于流域內(nèi)相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)缺失,故采用江蘇省區(qū)行政統(tǒng)計數(shù)據(jù)乘以其所占流域面積占比進行了相應(yīng)折算。其中,本文所用省區(qū)的原始數(shù)據(jù)均來自于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》,而水質(zhì)原始數(shù)據(jù)則來自于中國湖泊科學(xué)數(shù)據(jù)庫太湖站各監(jiān)測點水質(zhì)數(shù)據(jù)和《太湖健康狀況報告》。為了提高估計的準確性和可信度,對于可能存在的價格波動的影響,以CPI為價格指數(shù)對名義量進行了調(diào)整,基期為1990年;同時為了消除原始數(shù)據(jù)的異方差性,對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整變量數(shù)據(jù)作了取對數(shù)處理。

    4 實證分析

    4.1 利用主成份分析法確定水質(zhì)綜合污染指數(shù)

    主成份分析法是一種通過降維來簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的方法,把多個指標(biāo)化為少數(shù)幾個綜合指標(biāo),使這幾個綜合變量反映原來多個變量的大部分信息,而且彼此之間互不相關(guān)。鑒于流域?qū)嶋H情況和數(shù)據(jù)的可獲得性,水質(zhì)評價指標(biāo)選用各監(jiān)測點的透明度、懸浮質(zhì)、電導(dǎo)率、溶解氧、總氮、總磷、葉綠素a、氨氮、硝態(tài)氮、亞硝態(tài)氮、磷酸根、高錳酸鹽指數(shù)數(shù)據(jù)共十二項,其中個別水質(zhì)指標(biāo)如透明度、溶解氧與水環(huán)境污染程度成反比,故將其取倒數(shù)處理,再對所有數(shù)據(jù)進行標(biāo)準化,并借助主成份分析,計算綜合污染指數(shù)。

    對數(shù)據(jù)進行主成份分析,得到數(shù)據(jù)矩陣的特征值、差值、貢獻率、以及累計貢獻率如表1所示。

    4.2 單位根檢驗

    雖然邊限協(xié)整檢驗并不要求變量是同階單整過程,但是Ouattara[40]亦指出這種方法并不適用于I(2)及以上階數(shù)的變量。因此,本文利用多種單位根檢驗的方法作為參考,借助ADF,PP和KPSS檢驗結(jié)果判斷變量是否是I(0)或I(1)過程,檢驗結(jié)果見表2。

    從上表可以看出,本文中所有變量均是I(0)或I(1)過程,可以采用邊限協(xié)整檢驗。

    4.3 估計ARDL模型

    由于本文基于1991—2014年的年度數(shù)據(jù)進行分析,根據(jù)有關(guān)經(jīng)驗,選擇最大滯后期為4,并依據(jù)AIC信息準則確立最優(yōu)模型為ARDL(4,2,3,3),估計結(jié)果見表3。

    從估計結(jié)果可以看出,太湖流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動(IS)、人口從農(nóng)村流向城市(PS)和政府的水環(huán)境規(guī)制行為(ER)等均會在一定程度上影響流域水環(huán)境質(zhì)量。從流域內(nèi)江蘇省區(qū)來看,第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加會對水體造成污染,其滯后2期(lnISt-2)回歸系數(shù)為188.02,數(shù)值為正且統(tǒng)計上顯著,說明第二產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展會對水體質(zhì)量產(chǎn)生長遠持久的負面影響,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響并不會隨時間推移而自動消退。從人口結(jié)構(gòu)角度來看,隨著城鎮(zhèn)化進程的加快,人口從農(nóng)村流動到城市,同樣會加劇水質(zhì)的惡化,其回歸系數(shù)從144.868(lnPSt),71.831(lnPSt-1),到-105.679(lnPSt-2),-58.864(lnPSt-3),統(tǒng)計上均顯著,但回歸結(jié)果卻由正轉(zhuǎn)變?yōu)樨?,可見長期由于城市的環(huán)保宣傳工作實施到位等,人口流動對水質(zhì)的負面影響將逐漸被削弱。至于政府在流域水環(huán)境的規(guī)制行為方面,其當(dāng)期并不會減弱水體污染,回歸系數(shù)為2.334(lnERt),而滯后3期的回歸系數(shù)為負,分別為-1.733(lnERt-1),-6.453(lnERt-2)和-10.9(lnERt-3),可見其治理效果要持續(xù)3年才有所體現(xiàn),而且其影響力度相比產(chǎn)

    業(yè)結(jié)構(gòu)和人口結(jié)構(gòu)的調(diào)整力度要小的多。另外,從估計結(jié)果中,我們亦發(fā)現(xiàn),水體的自我清潔修復(fù)功能(WQ)也是比較脆弱的,其滯后4期的回歸系數(shù)顯著且僅為-1.241(WQt-4),即若僅靠自身凈化能力,水體污染需要等上4年才能略有恢復(fù),相較于其他結(jié)構(gòu)性調(diào)整,自身調(diào)整的能力很低,故可以暫不考慮。

    4.4 邊限協(xié)整檢驗和長短期方程估計結(jié)果

    我們利用F統(tǒng)計量檢驗變量是否存在協(xié)整關(guān)系,檢驗結(jié)果見表4??梢钥闯觯捎贔統(tǒng)計值為7.154,高于5%顯著水平下的上限臨界值4.35,所以拒絕原假設(shè),依據(jù)邊限協(xié)整檢驗的思想,認為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

    表5顯示誤差修正項(ECMt-1)在10%的顯著性水平上顯著,符號為負,此項系數(shù)絕對值越大,表明系統(tǒng)受到?jīng)_擊后,向均衡回復(fù)的速度越快。誤差修正項的回歸結(jié)果為-0.237,這表明當(dāng)太湖流域水環(huán)境受到一個外部沖擊后,流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整將使得水環(huán)境質(zhì)量以23.7%左右的速度進行調(diào)整,整個收斂到均衡水平的過程大約持續(xù)5年。

    從長期協(xié)整關(guān)系來看,流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnISt)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)(lnPSt)的回歸系數(shù)分別為79.522和67.578,數(shù)值為正且統(tǒng)計上顯著,說明其會對流域水環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生強大的負面影響。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加和農(nóng)村人口大量流入城市均會造成流域內(nèi)水環(huán)境質(zhì)量在一定程度上的惡化,而政府環(huán)境規(guī)制行為(lnERt)的回歸系數(shù)為-21.705,從長期來看,政府環(huán)境規(guī)制行為能起到改善流域水環(huán)境的作用,但其影響力度遠低于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。

    另外,從短期調(diào)整方程來看,人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)仍然會惡化水環(huán)境質(zhì)量,其短期影響力度為當(dāng)期(ΔlnPSt)和持續(xù)滯后2期(ΔlnPSt-1,ΔlnPSt-2)的回歸系數(shù)之和(即:144.868+105.679+58.864=309.411),顯然遠高于長期影響力度(67.578),從側(cè)面反映了流域內(nèi)人口從農(nóng)村流入到城市確實會短期加重水環(huán)境污染的現(xiàn)狀,但只要合理的流向規(guī)劃和正確的政策宣傳導(dǎo)向,人口城鄉(xiāng)流動對水環(huán)境造成的負面影響會相對逐漸減弱。另一方面,從短期回歸結(jié)果,我們也發(fā)現(xiàn)了一些和長期影響不一致的情況,如第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加短期并不會惡化水環(huán)境質(zhì)量,其滯后一期(ΔlnISt-1)的回歸結(jié)果為-188.020,且短期總彈性為當(dāng)期(ΔlnISt)和滯后1期(ΔlnISt-1)的回歸系數(shù)之和(即:8.737-188.020=-179.283),顯然短期并不會惡化水環(huán)境質(zhì)量,甚至一定程度上改善了水體質(zhì)量,然而結(jié)合其對水環(huán)境造成的長期負面影響(79.522),說明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對流域水環(huán)境質(zhì)量的負面影響是逐漸體現(xiàn)出來的,一定LM是拉格朗日乘數(shù)檢驗,AC(p)檢驗殘差項是否存在p階序列相關(guān),原假設(shè)為不存在序列相關(guān);JB檢驗用于檢驗殘差序列是否服從零均值的正態(tài)分布,原假設(shè)為序列服從零均值的正態(tài)分布;ARCH(p)檢驗用于檢驗殘差序列是否滿足同方差的要求,原假設(shè)為序列不存在p階條件異方差;Reset檢驗是指Ramsey的模型設(shè)定檢驗,用于檢驗?zāi)P偷亩x形式是否有誤,原假設(shè)為模型設(shè)定無偏差。括號內(nèi)為P值。endprint

    程度上表明目前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展日趨不合理,這就需要政府有效合理的排污引導(dǎo)和產(chǎn)業(yè)規(guī)劃,方能逐漸消除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非均衡發(fā)展對水環(huán)境所造成的長期負面影響。另一方面,政府的環(huán)境規(guī)制行為并不會如預(yù)期般那樣改善水環(huán)境質(zhì)量,短期回歸結(jié)果從當(dāng)期(ΔlnERt)到直至滯后2期(ΔlnERt-1,ΔlnERt-2)分別為2.334,6.453和10.900,短期總彈性為19.687(2.334+6.453+10.900),數(shù)值為正且統(tǒng)計上均顯著,說明政府環(huán)境治理的頭幾年并不能輕易改善水環(huán)境質(zhì)量,短期治理成效很低,并非立竿見影,而鑒于長期回歸系數(shù)為負且統(tǒng)計上顯著,說明政府環(huán)境治理的長期行為確實有利于改善水體質(zhì)量,這就需要政府在水環(huán)境治理方面進行針對性的持續(xù)改進和加強,方能發(fā)揮政府治理的成效。

    最后,我們對模型的殘差項做了序列相關(guān)性、正態(tài)性、同方差性和模型設(shè)定的檢驗,從檢驗結(jié)果可以看出,在長期關(guān)系中,均不存在序列相關(guān)和異方差性,模型設(shè)定亦合理。而且依據(jù)Brown等[41]提出的CUSUM和CUSUMSQ檢驗結(jié)果顯示,遞歸殘差曲線的CUSUM和CUSUMSQ值都在5%的臨界線內(nèi),說明估計的模型是穩(wěn)定的,相關(guān)的估計結(jié)果可以作為政策制定的參考依據(jù)。

    5 結(jié)論與政策建議

    本文基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗,利用1991—2014年的太湖流域(江蘇部分)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制的相關(guān)數(shù)據(jù),從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角分析其對流域水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)。實證結(jié)果表明:①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為79.522和-179.283,可見流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)持續(xù)粗放式增長長期會導(dǎo)致水質(zhì)惡化,而且其影響程度并不會隨著時間而自動消退;②人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為67.578和309.411,說明流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市,短期會增加用水量,加劇水質(zhì)惡化,而長期造成的負面影響則會相對逐漸減弱;③政府在流域治理方面的規(guī)制行為,由于其長短期彈性分別為-21.705和19.687,說明政府治理行為短期并不會有效改善水體質(zhì)量,其管制效果并非立竿見影,往往需要等待若干年才能有初步成效。另外我們亦發(fā)現(xiàn),相比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響程度,政府環(huán)境規(guī)制對水環(huán)境質(zhì)量的回歸系數(shù)均小于前兩者,說明其對水質(zhì)的影響力度略顯不足。

    以上所有實證結(jié)果均顯示了流域內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性優(yōu)化調(diào)整均會在短期和長期范圍內(nèi)影響到水環(huán)境質(zhì)量,因此針對估計結(jié)果,我們給出相應(yīng)的政策建議:

    (1)政府應(yīng)該加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度。由于第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加會很大程度上污染流域水環(huán)境質(zhì)量,所以政府需要在控制第二產(chǎn)業(yè)排污現(xiàn)狀下,將優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)和大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)作為產(chǎn)業(yè)調(diào)整的重要任務(wù),一方面借鑒他國的農(nóng)業(yè)機械化,向集約式農(nóng)業(yè)發(fā)展;另一方面通過創(chuàng)造性的知識、集約化的發(fā)展來促進第三產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展,從而達到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的目的。

    (2)城市人口過多,會加重水環(huán)境壓力,為了解決過快的城鄉(xiāng)人口流動,政府應(yīng)該通過扶植農(nóng)業(yè)發(fā)展,在農(nóng)村實行高效的生產(chǎn)現(xiàn)代化管理,給農(nóng)民更多優(yōu)惠政策等,有效規(guī)劃城鄉(xiāng)人口流動,實現(xiàn)城鄉(xiāng)人口數(shù)量的合理轉(zhuǎn)變;同時,對于由鄉(xiāng)入城的新增城市人口,政府需要加大環(huán)境保護的宣傳力度,普及節(jié)水意識和管制排污行為,用以緩解流域內(nèi)人口過量對用水和排污所造成的壓力,降低其對水環(huán)境所產(chǎn)生的負面影響。

    (3)政府的環(huán)境規(guī)制行為雖然短期治理成效不高,但長期效果顯著。其原因主要可以歸結(jié)為流域的跨區(qū)域管理的特征,由于流域內(nèi)省區(qū)及各城市間溝通交流需要時間累積效應(yīng),因此短期效果不大,但只要建立了合理有效的溝通機制、并長期執(zhí)行行之有效的措施,長期治理效果是顯著有效的。考慮到政府在過去幾十年因為片面追求經(jīng)濟發(fā)展,給環(huán)境造成很大的污染,現(xiàn)在我們更應(yīng)該吸取教訓(xùn),加大治理污水方面的投資,研發(fā)一些高新排污設(shè)備,并繼續(xù)積極推進河長制、水資源消耗總量和強度雙控行動,做好水資源承載能力監(jiān)測預(yù)警和水效領(lǐng)跑者引領(lǐng)行動等創(chuàng)新性工作,為流域內(nèi)經(jīng)濟社會環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展做出努力。

    (編輯:王愛萍)

    參考文獻(References)

    [1]翟淑華,張紅舉.環(huán)太湖河流進出湖水量及污染負荷(2000—2002年)[J].湖泊科學(xué),2006,18(3):225-230.[ZHAI Shuhua, ZHANG Hongju. Water quantity and waste load variation of rivers around Lake Taihu from 2000 to 2002[J]. Lake sciences, 2006,18(3):225-230.]

    [2]PAUL M J, MEYER J L. Streams in the urban landscape[J]. Annual review of ecology & systematics, 2001, 32(1):207-231.

    [3]ALLAN J D. Landscapes and riverscapes: the influence of land use on stream ecosystems[J]. Annual review of ecology evolution & systematics, 2004, 35(1):257-284.

    [4]VOEROESMARTY C J, MCINTYRE P B, GESSNER M O, et al. Global threats to human water security and river biodiversity[J]. Nature,2010,467(7315):555-561.

    [5]GUNDA T, BENNEYWORTH L, BURCHFIELD E. Exploring water indices and associated parameters: a case study approach[J]. Water policy, 2015, 17(1):98-111.endprint

    [6]XIA J, ZHANG Y. Water security in north China and countermeasure to climate change and human activity[J]. Physics and chemistry of the earth,2008,33(5):359-363.

    [7]LAWFORD R, BOGARDI J, MARX S, et al. Basin perspectives on the waterenergyfood security nexus[J]. Current opinion in environmental sustainability, 2013, 5(6):607-616.

    [8]GREY D, SADOFF C W. Sink or swim? water security for growth and development[J]. Water policy, 2007, 9(6):545-571.

    [9]PENG H, JIA Y, QIU Y, et al. Assessing climate change impacts on the ecohydrology of the Jinghe River Basin in the Loess Plateau, China[J]. Hydrological sciences journal, 2013, 58(3):651-670.

    [10]GIUPPONI C, GIOVE S, GIANNINI V. A dynamic assessment tool for exploring and communicating vulnerability to floods and climate change[J]. Environmental modelling & software,2013,44(3):136-147.

    [11]GLEICK P H. Global freshwater resources: softpath solutions for the 21st century[J]. Science, 2003, 302(5650):1524-1528.

    [12]ASHLEY R, CASHMAN A. The impacts of change on the longterm future demand for water sector infrastructure[M]//Infrastructure to 2030.Paris:OECD,2006:241-349.

    [13]ROUILLARD J J, BENSON D, GAIN A K. Evaluating IWRM implementation success: are water policies in Bangladesh enhancing adaptive capacity to climate change impacts[J]. International journal of water resources development,2014,30(3):515-527.

    [14]KNIEPER C, PAHLWOSTL C. A comparative analysis of water governance, water management, and environmental performance in river basins[J]. Water resources management,2016,30(7):2161-2177.

    [15]PAHLWOSTL C, JEFFREY P, ISENDAHL N, et al. Maturing the new water management paradigm: progressing from aspiration to practice[J]. Water resources management, 2011, 25(3):837-856.

    [16]COOK B R, SPRAY C J. Ecosystem services and integrated water resource management: different paths to the same end? [J].Journal of environmental management, 2012, 109(17):93-100.

    [17]MORSE S. Is corruption bad for environmental sustainability? A crossnational analysis[J]. Ecology & society, 2006, 11(1):709-723.

    [18]馬勇,劉軍.長江中游城市群產(chǎn)業(yè)生態(tài)化效率研究[J].經(jīng)濟地理,2015,35(6):124 -129.[MA Yong, LIU Jun. Efficiency evaluation of regional industrial ecology of the Yangtze River middle reaches urban agglomerations[J]. Economic geography, 2015,35(6):124-129.]

    [19]楊建林,徐君.經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對生態(tài)環(huán)境的動態(tài)效應(yīng)分析——以呼包銀榆經(jīng)濟區(qū)為例[J].經(jīng)濟地理,2015 (10):179-186.[YANG Jianlin, XU Jun. Analysis of dynamic effect of industrial structure change on ecological environment in economic zones: taking HuBaoYinYU economic zone as an example[J]. Economic geography, 2015(10):179-186.]endprint

    [20]張明,杜雨瀟,夏恩君.我國東部地區(qū)經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量間關(guān)系的實證研究[J].技術(shù)經(jīng)濟, 2012,31(6):84-88.[ZHANG Ming, DU Yuxiao, XIA Enjun. Empirical research on relationship between economic growth and environmental quality in eastern region of China[J]. Technology economics, 2012,31(6):84-88.]

    [21]郭唯,左其亭,馬軍霞.河南省人口-水資源-經(jīng)濟和諧發(fā)展時空變化分析[J].資源科學(xué), 2015, 37(11): 2251-2260.[GUO Wei, ZUO Qiting, MA Junxia. Spatial and temporal change analysis of harmony development among populationwater resourceseconomics in Henan, China[J]. Resources science, 2015,37(11):2251-2260.]

    [22]張可,豆建民.集聚與環(huán)境污染——基于中國287個地級市的經(jīng)驗分析[J].金融研究, 2015 (12):32-45.[ZHANG Ke, DOU Jianmin. Agglomeration and pollution: empirical analysis based on the 287 cities of China[J]. Finance research, 2015 (12):32-45.]

    [23]趙海霞,董雅文,段學(xué)軍.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與水環(huán)境污染控制的協(xié)調(diào)研究——以廣西欽州市為例[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2010(3):21-27.[ZHAO Haixia, DONG Yawen, DUAN Xuejun. Coordination between industrial structure adjustment and water pollution control: a case study of Qinzhou City in Guangxi Province[J].Journal of Nanjing Agricultural University(social sciences edition),2010(3):21-27.]

    [24]董偉,蔣仲安,蘇德,等.長江上游水源涵養(yǎng)區(qū)界定及生態(tài)安全影響因素分析[J].工程科學(xué)學(xué)報,2010,(2):139-144.[DONG Wei, JIANG Zhongan, SU De, et al. Delimitation of water conservation areas in the upper Yangtze River and analysis of influencing factors on ecosecurity [J]. Chinese journal of engineering,2010,(2):139-144.]

    [25]佟新華.日本水環(huán)境質(zhì)量影響因素及水生態(tài)環(huán)境保護措施研究[J].現(xiàn)代日本經(jīng)濟,2014,33(5):85-94.[TONG Xinhua. Research on the influential factors of water environment quality and the protection measures of water ecological environment in Japan[J]. Contemporary economy of Japan,2014,33(5):85-94.]

    [26]葉晶.基于結(jié)構(gòu)方程模型的滇池流域水環(huán)境質(zhì)量影響因素研究[D].武漢:華中農(nóng)業(yè)大學(xué),2012:23-28.[YE Jing. Study on the influencing factors of water environmental quality in Dianchi Lake basin based on Structural Equation Model[D]. Wuhan: Huazhong Agricultural University,2012:23-28.]

    [27]王磊,張磊,段學(xué)軍,等.江蘇省太湖流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的水環(huán)境污染效應(yīng)[J].生態(tài)學(xué)報, 2011,31(22):6832-6844.[WANG Lei, ZHANG Lei, DUAN Xuejun, et al. Waterenvironment effects of industry structure in Taihu Lake Basin in Jiangsu Province[J]. Acta ecologica sinica,2011,31(22): 6832-6844.]

    [28]ENGLE R F, GRANGER C W J. Cointegration and error correction: representation, estimation, and testing[J]. Econometrica,1987,55(2):251-276.

    [29]JOHANSEN S, JUSELIUS K. Maximum likelihood estimation and inference on cointegration: with applications to the demand for money[J]. Oxford bulletin of economics and statistics,1990,52(2):169-210.endprint

    [30]PESARAN M H, SHIN Y, SMITH R J. Bounds testing approaches to the analysis of level relationships[J].Journal of applied econometrics, 2001,16(3): 289-326.

    [31]JUNGHO B. Environmental Kuznets curve for CO2 emissions: the case of Arctic countries[J]. Energy economics. 2015,50: 13-17.

    [32]HASANOV M. The demand for transport fuels in Turkey[J]. Energy economics,2015,51:125-134.

    [33]彭立穎,童行偉,沈永林.上海市經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關(guān)系研究[J].中國人口·資源與環(huán)境,2008,18(3):186-194.[PENG Liying, TONG Xingwei, SHEN Yonglin. Relationship between environmental pollution and economic growth in Shanghai of China[J]. China population, resources and environment, 2008,18(3):186-194.]

    [34]張亞麗,周揚,程真,等.不同水質(zhì)評價方法在丹江口流域水質(zhì)評價中應(yīng)用比較[J].中國環(huán)境監(jiān)測, 2015,31(3):58-61.[ZHANG Yali, ZHOU Yang, CHENG Zhen et al. Comparison and analysis of different evaluation methods for water quality in the Danjiangkou Valley[J]. Environmental monitoring in China,2015,31(3):58-61.]

    [35]尹海龍,徐祖信.河流綜合水質(zhì)評價方法比較研究[J].長江流域資源與環(huán)境, 2008,17(5):729-733.[YIN Hailong, XU Zuxin. Comparative study on typical river comprehensive water quality assessment methods[J]. Resources and environment in the Yangtze Basin, 2008,17(5):729-733.]

    [36]林翊,劉倩.福建省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對生態(tài)環(huán)境影響的實證分析[J].福建師范大學(xué)學(xué)報:哲學(xué)社會科學(xué)版, 2014 (1): 26-32.[LIN Yi, LIU Qian. Empirical analysis on the relations between the adjustments of industrial structure and environmental quality of Fujian Province[J]. Journal of Fujian Normal University (philosophy and social sciences edition). 2014(1):26-32.]

    [37]李志濤,黃河清,張明慶,等.鄱陽湖流域經(jīng)濟增長與水環(huán)境污染關(guān)系研究[J].資源科學(xué), 2010(2): 267-273.[LI Zhitao, HUANG Heqing, ZHANG Mingqing, et al. Econometric analysis of the relationship between economic growth and environmental degradation of the Poyang Lake Basin [J]. Resources science, 2010(2):267-273.]

    [38]李茜,胡昊,李名升,等.中國生態(tài)文明綜合評價及環(huán)境, 經(jīng)濟與社會協(xié)調(diào)發(fā)展研究[J].資源科學(xué), 2015,37(7):1444-1454.[LI Qian, HU Hao, LI Mingsheng, ZHANG Yinjun, et al. Ecological civilization evaluation and coordinated development between environment, economy and society[J]. Resources science, 2015,37(7):1444-1454.]

    [39]周一星,田帥.以 “五普” 數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)對我國分省城市化水平數(shù)據(jù)修補[J].統(tǒng)計研究, 2006(1):62-65.[ZHOU Yixing, TIAN Shuai. Repair the provincial urbanization level data to our country, based on the data from the Fifth Census[J]. Statistical research, 2006(1):62-65. ]

    [40]OUATTARA B. Foreign aid and fiscal policy in Senegal[R]. Manchester: Mimeo University of Manchester, 2004.

    [41]Brown R L, Durbin J, Evans J M. Techniques for testing the constancy of regression relationships over time[J]. Journal of the Royal Statistical Society:series B (methodological), 1975: 149-192.endprint

    猜你喜歡
    產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整
    人口老齡化背景下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整研究
    卷宗(2016年10期)2017-01-21 01:28:29
    我國工業(yè)部門節(jié)能政策效應(yīng)研究
    財政支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級:基于湖南省的實證研究
    人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響
    中小企業(yè)如何適應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整
    產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整背景下的我國大學(xué)生就業(yè)與創(chuàng)業(yè)協(xié)同研究
    淺論經(jīng)濟新常態(tài)下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整
    上海金融集聚對長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響
    商(2016年21期)2016-07-06 08:48:48
    論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與林業(yè)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變
    A市汽車城產(chǎn)業(yè)發(fā)展困境研究
    免费观看无遮挡的男女| 天天一区二区日本电影三级| eeuss影院久久| 99热这里只有是精品在线观看| 男女边吃奶边做爰视频| 中文天堂在线官网| 麻豆成人av视频| 亚洲在线自拍视频| 人妻系列 视频| 一个人看的www免费观看视频| 在线观看人妻少妇| 九九爱精品视频在线观看| 又爽又黄无遮挡网站| 日韩欧美精品免费久久| 亚洲成人一二三区av| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 80岁老熟妇乱子伦牲交| 人体艺术视频欧美日本| 亚洲精品成人久久久久久| 青春草国产在线视频| 国产一级毛片在线| 美女被艹到高潮喷水动态| 黄色配什么色好看| 日韩一本色道免费dvd| 99久久精品热视频| 国产精品爽爽va在线观看网站| 天天躁日日操中文字幕| 亚洲成人久久爱视频| 别揉我奶头 嗯啊视频| 国产淫语在线视频| 高清午夜精品一区二区三区| 在线a可以看的网站| 午夜福利网站1000一区二区三区| 人体艺术视频欧美日本| av免费观看日本| 欧美精品国产亚洲| 最近视频中文字幕2019在线8| 国产亚洲午夜精品一区二区久久 | 观看免费一级毛片| 欧美激情国产日韩精品一区| 身体一侧抽搐| 精品国产三级普通话版| 久久精品综合一区二区三区| 一夜夜www| 久久精品久久精品一区二区三区| 亚洲国产欧美在线一区| 26uuu在线亚洲综合色| 日韩av不卡免费在线播放| 黄色配什么色好看| 亚洲国产色片| av又黄又爽大尺度在线免费看| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 亚洲乱码一区二区免费版| 三级国产精品欧美在线观看| 波野结衣二区三区在线| 秋霞伦理黄片| 午夜视频国产福利| 国产激情偷乱视频一区二区| 国产精品久久久久久精品电影小说 | 精品欧美国产一区二区三| 99re6热这里在线精品视频| 亚洲欧美一区二区三区国产| 国产91av在线免费观看| 免费少妇av软件| 老女人水多毛片| 久久久久性生活片| 亚洲欧美成人精品一区二区| 精品一区二区三区人妻视频| 九色成人免费人妻av| 欧美成人a在线观看| 一级av片app| 日韩在线高清观看一区二区三区| 22中文网久久字幕| 久久久久久久午夜电影| 亚洲国产色片| 国产在线男女| 国产爱豆传媒在线观看| or卡值多少钱| 99热6这里只有精品| 免费人成在线观看视频色| 日本免费a在线| 午夜爱爱视频在线播放| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 午夜福利高清视频| 国产一区二区亚洲精品在线观看| 国产老妇伦熟女老妇高清| 国产在线一区二区三区精| 日韩一区二区视频免费看| 国产一级毛片七仙女欲春2| 精品久久久久久电影网| 国产在视频线精品| 精品一区二区三卡| 日韩av不卡免费在线播放| 国产亚洲91精品色在线| 亚洲欧美一区二区三区国产| 亚洲性久久影院| 亚洲av中文av极速乱| 午夜激情久久久久久久| 97精品久久久久久久久久精品| 一级毛片aaaaaa免费看小| 亚洲欧美日韩东京热| 能在线免费观看的黄片| 成人亚洲精品av一区二区| 欧美三级亚洲精品| 欧美成人a在线观看| 国产午夜福利久久久久久| 午夜激情久久久久久久| 亚洲精品自拍成人| 在线天堂最新版资源| 亚洲,欧美,日韩| 免费高清在线观看视频在线观看| 一夜夜www| 免费看日本二区| 国产精品不卡视频一区二区| av免费观看日本| 校园人妻丝袜中文字幕| 欧美高清性xxxxhd video| 欧美不卡视频在线免费观看| av免费在线看不卡| 久99久视频精品免费| 日韩欧美一区视频在线观看 | 小蜜桃在线观看免费完整版高清| 人妻少妇偷人精品九色| 国产精品国产三级国产专区5o| 成人一区二区视频在线观看| 国产极品天堂在线| 亚洲av男天堂| 高清视频免费观看一区二区 | 欧美三级亚洲精品| 免费在线观看成人毛片| 亚洲色图av天堂| 国产亚洲av片在线观看秒播厂 | 精品国产一区二区三区久久久樱花 | 精品熟女少妇av免费看| 国产av码专区亚洲av| 肉色欧美久久久久久久蜜桃 | 人人妻人人澡欧美一区二区| 国产男人的电影天堂91| 国产av国产精品国产| 建设人人有责人人尽责人人享有的 | 免费看日本二区| 亚洲国产成人一精品久久久| 春色校园在线视频观看| 丰满少妇做爰视频| 午夜亚洲福利在线播放| 成年av动漫网址| 成年免费大片在线观看| 好男人视频免费观看在线| 少妇的逼水好多| 超碰97精品在线观看| 成人av在线播放网站| 校园人妻丝袜中文字幕| 在线观看免费高清a一片| 搡老妇女老女人老熟妇| 亚洲欧美清纯卡通| 欧美性感艳星| 爱豆传媒免费全集在线观看| 精品午夜福利在线看| 听说在线观看完整版免费高清| 国产精品精品国产色婷婷| 丰满少妇做爰视频| 狠狠精品人妻久久久久久综合| videos熟女内射| 日本-黄色视频高清免费观看| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 亚洲国产精品成人久久小说| 成人高潮视频无遮挡免费网站| av网站免费在线观看视频 | 国产亚洲av嫩草精品影院| 欧美潮喷喷水| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 男人爽女人下面视频在线观看| 午夜免费男女啪啪视频观看| 久久久成人免费电影| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 黄色一级大片看看| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 又爽又黄无遮挡网站| 久久精品熟女亚洲av麻豆精品 | 激情 狠狠 欧美| 精品人妻偷拍中文字幕| 99久久九九国产精品国产免费| 人体艺术视频欧美日本| 国产永久视频网站| 久久久午夜欧美精品| 晚上一个人看的免费电影| 精品久久久久久久久久久久久| 中国美白少妇内射xxxbb| 不卡视频在线观看欧美| 国产一级毛片七仙女欲春2| 亚州av有码| 一区二区三区乱码不卡18| 天堂影院成人在线观看| 大香蕉久久网| 汤姆久久久久久久影院中文字幕 | 国产高清国产精品国产三级 | 99久久九九国产精品国产免费| 美女大奶头视频| 少妇裸体淫交视频免费看高清| 男插女下体视频免费在线播放| 亚洲精品乱码久久久v下载方式| 国产激情偷乱视频一区二区| 国产午夜福利久久久久久| 亚洲欧洲国产日韩| 国产成人a∨麻豆精品| 男人狂女人下面高潮的视频| 搞女人的毛片| 人人妻人人澡欧美一区二区| or卡值多少钱| 能在线免费观看的黄片| 久久精品熟女亚洲av麻豆精品 | 精品国产三级普通话版| 日韩强制内射视频| 亚洲四区av| 国产亚洲av片在线观看秒播厂 | 777米奇影视久久| 亚洲精品国产av成人精品| 欧美成人午夜免费资源| 国产精品人妻久久久久久| 亚洲在久久综合| 麻豆久久精品国产亚洲av| 看非洲黑人一级黄片| 一级a做视频免费观看| 一夜夜www| 国产精品伦人一区二区| 青春草视频在线免费观看| 夫妻性生交免费视频一级片| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 国产精品麻豆人妻色哟哟久久 | av天堂中文字幕网| 亚洲av中文av极速乱| 国产av在哪里看| 国产成年人精品一区二区| 精品久久久久久久久av| 免费观看性生交大片5| 秋霞在线观看毛片| 国产精品久久视频播放| 精华霜和精华液先用哪个| 久久久午夜欧美精品| 一本—道久久a久久精品蜜桃钙片 精品乱码久久久久久99久播 | 色尼玛亚洲综合影院| 久久久精品免费免费高清| 亚洲av二区三区四区| 日本色播在线视频| 两个人视频免费观看高清| 久久久a久久爽久久v久久| 人妻少妇偷人精品九色| 国产视频内射| 男的添女的下面高潮视频| 久久韩国三级中文字幕| 亚洲性久久影院| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 亚洲av电影不卡..在线观看| 国产三级在线视频| 水蜜桃什么品种好| 精品熟女少妇av免费看| 在线观看免费高清a一片| 午夜免费男女啪啪视频观看| 床上黄色一级片| 熟妇人妻不卡中文字幕| av国产免费在线观看| 男人爽女人下面视频在线观看| 国产精品.久久久| 色综合站精品国产| 亚洲在线自拍视频| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 欧美3d第一页| av在线蜜桃| 亚洲高清免费不卡视频| 免费看光身美女| 亚洲国产欧美人成| 欧美97在线视频| 男女下面进入的视频免费午夜| 一级黄片播放器| 国产精品久久久久久久电影| 国产精品久久久久久av不卡| 黄色一级大片看看| 免费观看性生交大片5| 少妇的逼水好多| 国产成年人精品一区二区| 成年av动漫网址| 日本与韩国留学比较| 中文乱码字字幕精品一区二区三区 | eeuss影院久久| 人妻少妇偷人精品九色| 午夜福利网站1000一区二区三区| 精品久久久精品久久久| 内地一区二区视频在线| 亚洲熟女精品中文字幕| 少妇熟女欧美另类| 亚洲精品自拍成人| 在线免费十八禁| 国产黄片美女视频| 欧美zozozo另类| 午夜免费男女啪啪视频观看| 一级a做视频免费观看| 免费黄频网站在线观看国产| 亚洲国产av新网站| 亚洲图色成人| 草草在线视频免费看| 男人狂女人下面高潮的视频| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区| 成年人午夜在线观看视频 | 日本av手机在线免费观看| 可以在线观看毛片的网站| 美女国产视频在线观看| 高清毛片免费看| 国产三级在线视频| 天堂俺去俺来也www色官网 | 男人和女人高潮做爰伦理| av在线亚洲专区| 2018国产大陆天天弄谢| 国产成人a区在线观看| 久久久成人免费电影| 女的被弄到高潮叫床怎么办| 深夜a级毛片| 在线免费十八禁| 日本免费在线观看一区| 性色avwww在线观看| 国产毛片a区久久久久| 嫩草影院精品99| 久久精品熟女亚洲av麻豆精品 | 久久久久久久国产电影| 国产一区二区在线观看日韩| 蜜桃亚洲精品一区二区三区| 国产一区二区三区av在线| 99久国产av精品国产电影| 免费av不卡在线播放| 嫩草影院新地址| 日韩在线高清观看一区二区三区| 嫩草影院精品99| 午夜视频国产福利| 国产亚洲最大av| 大又大粗又爽又黄少妇毛片口| 国产精品久久久久久精品电影| 欧美极品一区二区三区四区| 精品久久久久久久久亚洲| 国产精品国产三级国产专区5o| 日韩av不卡免费在线播放| 好男人在线观看高清免费视频| 老司机影院毛片| 国精品久久久久久国模美| 国产伦理片在线播放av一区| 综合色av麻豆| 亚洲欧美成人精品一区二区| 国产精品精品国产色婷婷| 国产又色又爽无遮挡免| 99九九线精品视频在线观看视频| 秋霞伦理黄片| 成人国产麻豆网| 最新中文字幕久久久久| 精品一区二区免费观看| 日本一二三区视频观看| 成人综合一区亚洲| 亚洲成人精品中文字幕电影| 天天躁日日操中文字幕| 成人美女网站在线观看视频| ponron亚洲| 午夜亚洲福利在线播放| videos熟女内射| 精品一区二区三区人妻视频| 日本免费a在线| 国产精品伦人一区二区| 三级男女做爰猛烈吃奶摸视频| 国产精品三级大全| 国产v大片淫在线免费观看| 人体艺术视频欧美日本| 国产黄a三级三级三级人| 亚洲人成网站在线播| 亚洲精品一二三| 一区二区三区高清视频在线| 亚洲内射少妇av| 国产三级在线视频| 天美传媒精品一区二区| 麻豆乱淫一区二区| 内射极品少妇av片p| 免费电影在线观看免费观看| 国产美女午夜福利| 中文字幕久久专区| av播播在线观看一区| 毛片女人毛片| 内射极品少妇av片p| 黄片wwwwww| 啦啦啦中文免费视频观看日本| 一级毛片aaaaaa免费看小| 亚洲精品亚洲一区二区| 精品久久久精品久久久| 国产伦一二天堂av在线观看| 国产一区亚洲一区在线观看| 欧美极品一区二区三区四区| 男人舔奶头视频| 97热精品久久久久久| 尾随美女入室| 久久久国产一区二区| 99久久人妻综合| 免费高清在线观看视频在线观看| 好男人在线观看高清免费视频| 免费av不卡在线播放| 一二三四中文在线观看免费高清| 免费看不卡的av| 成人国产麻豆网| 国产在线一区二区三区精| 高清日韩中文字幕在线| 亚洲人成网站高清观看| 久久久久久久午夜电影| 国产亚洲精品av在线| 午夜亚洲福利在线播放| 人人妻人人澡人人爽人人夜夜 | 国产精品蜜桃在线观看| 亚洲美女视频黄频| 国产精品蜜桃在线观看| 国产三级在线视频| 国产精品嫩草影院av在线观看| kizo精华| 伊人久久精品亚洲午夜| 色综合亚洲欧美另类图片| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 男的添女的下面高潮视频| av女优亚洲男人天堂| 免费观看在线日韩| 91在线精品国自产拍蜜月| 91精品一卡2卡3卡4卡| 欧美精品国产亚洲| 欧美成人午夜免费资源| 精品人妻视频免费看| 日本欧美国产在线视频| 人体艺术视频欧美日本| 丰满少妇做爰视频| av天堂中文字幕网| 女人十人毛片免费观看3o分钟| 亚洲欧美成人精品一区二区| 精品一区在线观看国产| 大又大粗又爽又黄少妇毛片口| av免费在线看不卡| 精品久久久久久久久久久久久| 日韩伦理黄色片| 免费看日本二区| 中文欧美无线码| 国产黄色视频一区二区在线观看| 欧美日韩综合久久久久久| 久久综合国产亚洲精品| 天堂网av新在线| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 99视频精品全部免费 在线| 国产三级在线视频| 国模一区二区三区四区视频| 毛片女人毛片| av.在线天堂| 午夜福利视频1000在线观看| 你懂的网址亚洲精品在线观看| 美女内射精品一级片tv| .国产精品久久| 久久6这里有精品| 伊人久久精品亚洲午夜| 校园人妻丝袜中文字幕| 国产成人一区二区在线| 久久精品综合一区二区三区| 亚洲人成网站高清观看| 草草在线视频免费看| 青春草国产在线视频| 人妻夜夜爽99麻豆av| 亚洲精品国产av成人精品| 黄色日韩在线| 嫩草影院新地址| 亚洲无线观看免费| 国产精品日韩av在线免费观看| 黄色欧美视频在线观看| 97人妻精品一区二区三区麻豆| 建设人人有责人人尽责人人享有的 | 精品久久久久久久久久久久久| 亚洲精品成人久久久久久| 日韩一区二区三区影片| 午夜福利网站1000一区二区三区| 亚洲最大成人手机在线| 欧美日韩综合久久久久久| 大片免费播放器 马上看| 国产精品1区2区在线观看.| 性色avwww在线观看| 全区人妻精品视频| 国产精品久久视频播放| .国产精品久久| 少妇裸体淫交视频免费看高清| 老司机影院成人| 联通29元200g的流量卡| 精品一区在线观看国产| 成人午夜精彩视频在线观看| 国产亚洲91精品色在线| 内地一区二区视频在线| 亚洲欧美精品专区久久| 51国产日韩欧美| 免费观看在线日韩| 好男人在线观看高清免费视频| 国产精品.久久久| av在线播放精品| 搞女人的毛片| 国产综合精华液| 亚洲性久久影院| 视频中文字幕在线观看| 国产成人一区二区在线| 国产精品女同一区二区软件| 亚洲人成网站在线观看播放| 丰满乱子伦码专区| 秋霞伦理黄片| 丰满乱子伦码专区| 欧美高清成人免费视频www| 国国产精品蜜臀av免费| 真实男女啪啪啪动态图| 国产精品一区二区性色av| 美女脱内裤让男人舔精品视频| 一区二区三区高清视频在线| 日韩成人av中文字幕在线观看| 久久亚洲国产成人精品v| 男女边吃奶边做爰视频| 啦啦啦韩国在线观看视频| 最近最新中文字幕免费大全7| 一级黄片播放器| 国产精品一区二区在线观看99 | 久久热精品热| 国模一区二区三区四区视频| 欧美日本视频| 日本爱情动作片www.在线观看| 在线播放无遮挡| 一级毛片电影观看| 亚洲三级黄色毛片| 2018国产大陆天天弄谢| 欧美潮喷喷水| 一级毛片电影观看| 小蜜桃在线观看免费完整版高清| 黑人高潮一二区| 亚洲在线自拍视频| 热99在线观看视频| 亚洲美女搞黄在线观看| 欧美bdsm另类| 国产精品日韩av在线免费观看| 久久97久久精品| 天天一区二区日本电影三级| 深爱激情五月婷婷| 赤兔流量卡办理| 国产精品日韩av在线免费观看| 久久这里有精品视频免费| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 久久久久久久亚洲中文字幕| 免费不卡的大黄色大毛片视频在线观看 | 久久久久久久久久久免费av| 亚洲欧美日韩卡通动漫| 内射极品少妇av片p| 免费观看性生交大片5| 国产伦理片在线播放av一区| 欧美性感艳星| 亚洲乱码一区二区免费版| 国产成人a区在线观看| 亚洲熟妇中文字幕五十中出| 少妇的逼水好多| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 日韩在线高清观看一区二区三区| 有码 亚洲区| 天堂网av新在线| 色吧在线观看| 尤物成人国产欧美一区二区三区| 欧美精品一区二区大全| 精品久久久久久电影网| 中文字幕亚洲精品专区| 最新中文字幕久久久久| 如何舔出高潮| 免费看a级黄色片| 国产麻豆成人av免费视频| 人体艺术视频欧美日本| 97人妻精品一区二区三区麻豆| 少妇人妻精品综合一区二区| 蜜臀久久99精品久久宅男| 成人二区视频| 久久国产乱子免费精品| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 亚洲美女视频黄频| 男女那种视频在线观看| 久久久久久国产a免费观看| 免费看不卡的av| 久久99热这里只频精品6学生| 网址你懂的国产日韩在线| 欧美xxxx黑人xx丫x性爽| 全区人妻精品视频| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 汤姆久久久久久久影院中文字幕 | 久久精品久久久久久噜噜老黄| 成人鲁丝片一二三区免费| 精品人妻视频免费看| 欧美高清性xxxxhd video| 国产成人免费观看mmmm| 蜜桃久久精品国产亚洲av| 成人国产麻豆网| 乱码一卡2卡4卡精品| 国产精品一区二区三区四区久久| 欧美成人午夜免费资源| 国产黄片美女视频| 性色avwww在线观看| 日韩av不卡免费在线播放| 欧美成人精品欧美一级黄| 日韩三级伦理在线观看| 日韩成人伦理影院| 一二三四中文在线观看免费高清| 国产精品.久久久| 一本久久精品| 亚洲精品乱码久久久久久按摩| 三级国产精品片| 欧美日韩精品成人综合77777| 日本三级黄在线观看| 777米奇影视久久| 亚洲在久久综合| 亚洲最大成人手机在线| 亚洲成人精品中文字幕电影| 欧美高清性xxxxhd video| 久久久国产一区二区| 国产伦在线观看视频一区| 亚洲精品国产av成人精品|