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環境污染的研究結論范文1
1實證分析
1.1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。
1.2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。
1.3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。
1.4單位根檢驗
在分別檢驗江蘇省出口總額與環境污染物排放指標的協整關系之前，需要檢查各變量的平穩性，否則可能出現偽回歸錯誤。本文采用ADF方法檢驗序列平穩性。結果由表3可以看出，在水平序列下，各變量除Y3外其他指標都是不平穩的，在進行一階差分以后，各變量都趨于平穩。
1.5協整檢驗
在進行時間系列分析時，傳統上要求所用的時間系列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產生“偽回歸”問題。但是，在現實經濟中的時間系列通常是非平穩的，我們可以對它進行差分把它變平穩，但這樣會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的，所以用協整來解決此問題。本文試對各個變量進行檢驗，并加以判定他們之間是否有長期的穩定關系，即他們之間是否是協整的。利用Eviews6軟件，分析結果表4。
從表4中，很容易發現工業廢氣排放與出口總額、工業固體廢棄物排放與出口總額二者的直線的擬合優度都很好，達到了90％以上，甚至于達到97％，說明出口貿易對環境污染有直接影響，且由于系數值都為正數，表明出口額的增長加劇了環境污染。然而，出口貿易的增長對工業廢水的影響不明顯，雖然回歸分析的P值通過檢驗，但是擬合程度只有23％左右，無法直接解釋出口貿易對環境污染，尤其是對工業廢水排放的影響。由于出口貿易對環境污染，特別是對工業廢氣、固體廢棄物排放有直接影響，因此，我們可以進一步探討江蘇省出口貿易結構是否會對環境污染產生影響（由于無法直接證明出口貿易會對工業廢水排放量產生影響，所以本文暫不考慮產品貿易結構對工業廢水產生的影響）。本文選取2000－2009年江蘇省出口貿易相關數據，包括初級產品出口額X1，工業制成品出口額X2，工業廢氣排放量Y1，工業固體廢棄物排放Y2，繼續分析貿易結構與環境污染二者之間存在的關系。方法與之前相同，先進行單位根檢驗，后再協整檢驗，結果如表5所示?；貧w結果的擬合程度非常高，但P值過高，也就是系數的斜率沒有一個通過了顯著性檢驗，說明X1、X2斜率至少有一個不為0，即存在多重共線性。所以，針對多重共線性，對原始序列做一階差分，重現進行檢驗，結果如表6。
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。
1.6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?？紤]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。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。
2結論
環境污染的研究結論范文2
[關鍵詞]出口貿易；工業污染排放；環境污染
[中圖分類號]F752．62
[文獻標識碼]A
[文章編號]1008-2670(2008）03-0031-03
[收稿日期]2008-03-04
[基金項目]本文系山東省軟科學研究項目《山東省出口貿易與循環經濟協調發展問題研究》(B2006038)階段性研究成果。
[作者簡介]朱啟榮，男，安徽巢湖人，山東經濟學院國際貿易學院副教授、碩士生導師，管理學博士，研究方向：國際貿易理論與政策。
一、引言
改革開放以來，我國出口貿易發展十分迅速，與此同時，環境污染呈現加劇之勢。出口易與環境污染之間的關系問題引起了人們高度關注[1]，逐漸開始反思貿易在促進經濟增長過程中對環境的影響[2,3]。蘭天(2004)[4]以CO[2](污染物)排放量為因變量，以出口貿易額為自變量，分析的結果是，貿易自由化有利于減少我國CO[2]排放量和環境的改善。張梅(2006)[5]對廣東出口貿易額與SO[2](污染物)排放量之間的相關性進行了研究，得出的結論是，廣東出口貿易額的擴大導致了廣東SO[2]排放量增加和環境的惡化。以上研究在一定程度上加深了人們對出口貿易與環境污染之間關系的認識，但是，這些研究選擇單一指標(如C0[2]、S0[2]排放量)作為研究對象，其研究結論仍然存在較大的局限性；此外，上述研究采用的簡單回歸的方法不但無法說明各變量之間的因果關系，而且還可能由于出口貿易額以及環境的各項指標都是時間序列，在沒有對其進行單位根檢驗的情況下，可能會出現“偽回歸”現象，使得研究結論的科學性受到懷疑。本文將選擇工業廢氣、廢水和廢渣為工業污染排放指標，采用協整檢驗和Granger因果關系檢驗的方法來分析山東省出口貿易對環境的影響。
二、山東省出口貿易對環境影響的實證分析
1．模型選擇
為了解決時間經濟序列的非平穩性可能產生的“偽回歸”問題，Johansen(1988)提出了協整驗方法。在Granger因果關系檢驗方法產生之前，人們對各種經濟現象之間關系的分析只局限于定性分析的方法，這種定性分析方法往往難以揭示各種經濟現象之間的因果關系。為此，Granger(1967)和Sims(1972)提出了運用統計方法檢驗各經濟現象之間因果關系的方法(即所謂“Granger因果關系檢驗”)。本文將采用Johansen的MLE方法(兩階段回歸法)分析山東出口貿易與環境污染關系的量化關系，并采用Granger因果關系檢驗方法識別兩者之間的因果關系。
2．變量及數據來源說明
雖然環境遭受污染有多方面的原因，既有工業生產中產生的污染，也有農業生產和生活產生的污染。但是，工業部門排放的大量廢氣、廢水、廢渣等對環境造成的污染是造成環境污染的主要原因。所以，本文選擇工業廢水排放量(water)、工業廢氣排放量(gas)和工業廢渣排放量(solid)為工業污染排放指標[6]，將它們分別與出口貿易額(出口規模)(export)組合，檢驗工業污染排放與出口貿易規模之間的協整和Granger因果關系。出口貿易額的單位為萬美元，工業廢水排放量和廢渣排放量單位均為萬噸，工業廢氣排放量單位為萬標立方米。文中使用的1990～2005年的山東省的出口貿易額來源于《中國對外貿易統計年鑒》(1991～2006)，同期工業廢水、廢氣和廢渣排放量來源于《山東省統計年鑒》(1991～2006)。圖1反映1990―2005年山東省出口貿易額與工業“三廢”排放變動趨勢。為消除誤差項的自相關現象，對文中模型中的變量均采取了對數形式。本文運用EViews3．1版本軟件進行分析。
環境污染的研究結論范文3
[關鍵詞] 經濟增長；環境污染；面板門檻
[作者簡介]王火根（1971—），男，江西農業大學經管學院講師，數量經濟學博士，正邦集團農業產業化研究博士后，研究方向為農業經濟、能源經濟。（江西南昌 330045）
本文受到江西省社科規劃辦基金項目（10YJ52）、江西省高校人文社科項目“企業節能減排行為研究和效果評估分析”的資助。
一、研究綜述
經濟發展對生態環境的影響一直是環境資源與生態經濟學關注的熱點問題之一。Grossman等（1995）對世界上一些國家的地區性污染物，如空氣懸浮物和SO2的排放變化與人均收入之間的數據進行實證分析后發現，環境質量或污染物的排放水平與人均收入之間呈現倒U形的曲線關系，即環境質量與經濟發展間是一種此消彼長和相互促進的關系，一般稱之為“環境庫茲涅茨曲線”。1991年美國經濟學家Grossman和Krueger針對北美自由貿易區談判中，美國人擔心自由貿易惡化墨西哥環境并影響美國本土環境的問題，首次實證研究了環境質量與人均收入之間的關系，指出了污染與人均收入間的關系為“污染在低收入水平上隨人均GDP增加而上升，高收入水平上隨GDP增長而下降”。田曉四等（2007）選取南京市1985～2004年的經濟與環境數據研究發現：工業廢水排放量和人均GDP具有“N”型的EKC曲線，工業廢氣排放量和固體廢物產量與人均GDP存在倒“U”型 EKC曲線。劉榮茂等（2006）基于中國1991～2003年29個省級區域環境質量與人均GDP的數據，利用工業廢水、廢氣、固體排放物等變量與人均 GDP擬合方程驗證了環境庫茲涅茨曲線假說在中國的存在性。
上述文獻在研究方法上存在著一個共同缺點，即毫無例外地使用線性模型進行估計，也就說簡單地估計出經濟增長對環境污染的影響。事實上，對于本質上具有線性特征的問題或數據而言，使用線性模型是足夠的，但如果所研究的對象具有非線性特征，線性模型將由于難以刻畫變量間的非線性關系而不再適用。由于環境污染效應的發揮是一個極其復雜的動態過程，會受多種條件因素的影響制約。比如，當地區的經濟發展相對滯后時，經濟增長對環境污染的影響可能相對有限；而當該地區跨越一定發展水平之后，經濟增長效應就更為顯著。簡言之，經濟增長對環境污染的影響會因為其他因素條件的變化而表現出非線性的門檻特征。就現實而言，中國作為一個地域遼闊、人口眾多、地區差異明顯的發展中國家，經濟增長和環境污染之間的效應很難滿足在各區域或省域之間的完全一致性，存在非線性關系是很有可能的。因此，如果我們忽略了這種客觀存在的區域或省域差異，進而簡單地將經濟增長與環境污染的關系視為單一線性的，恐怕難以準確地反映經濟變量之間的真實聯系，目前國內的多數文獻都采取了這一做法。
為了克服研究方法上的不足，我們采用面板門檻模型（Hansen，1999）實證檢驗經濟增長對環境污染的門檻效應，檢驗“環境庫茲涅茨曲線”中倒“U”型是否存在。如果存在“門檻效應”，則說明存在庫茲涅茨曲線環境，以及當存在“門檻效應”時，根據相應的門檻值對樣本進行分組，在充分反映樣本特性的情況下，考察中國不同地區其經濟增長與環境質量之間的變化關系。文章的結構安排如下：第二部分是面板門檻回歸模型的理論、應用和數據說明；第三部分是實證結果和解釋；第四部分是政策建議。
二、面板門檻回歸模型的理論、應用和數據說明
有關面板門檻模型方法的介紹，參考 Hansen（1999、2000）。單一面板門檻模型設定為：
yit=ηi+β′1xitI（qit？燮γ）+β′2xitI（qit>γ）+εit （1）
其中i和t分別代表第i個省份和第t年；ηi反映個體未觀測特征；qit表示門檻變量；γ表示為特定的門檻值；I（qit？燮γ）和I（qit>γ）均為指示性函數；εit～N（0，σ2）為隨機干擾項。采用矩陣形式可表示為：
yit=ηi+βxit（γ）+εit （2）
其中，xit（γ）= ，β=（β′1，β′2）
對式（2）組內去均值，得到：
y*it=βx*it（γ）+ε*it （3）
將所有觀測值進行堆積，可將式（3）寫成矩陣形式：
Y*=X*（γ）β+e* （4）
對于給定門檻值γ，可以通過 OLS方法估計式（4）以得到β的估計值：
β（γ）=[X*（γ）′X*（γ）]-1X*（γ）′Y* （5）
相應殘差平方和為：
S1（γ）=e（γ）′e*（γ）-1=Y*′[1-X*（γ）][X*（γ）′X*（γ）]-1
X*（γ）′Y* （6）
通過最小化式（6）對應的S1（γ）來求得γ，即γ=argyMinS1（γ）。由此可得β=β（γ），殘差向量e*（γ）=e*（γ）。
得到參數估計值之后，還需進行兩方面檢驗：一是門檻效應是否顯著，二是門檻的估計值是否等于真實值。第一個檢驗的原假設為H0∶β1=β2，對應的備擇假設為H1∶β1≠β2，檢驗統計量為：F=（S0*S1（γ））/σ2，其中，S0為在原假設H0下得到的殘差平方和。第二個檢驗的原假設為H0∶γ=γ ，其中γ 是γ的真實值，相應的似然比統計量為：LR1（γ）=（S1（γ）-S1（γ））/σ2
上述推導過程是在單一面板門檻模型下進行的，當存在兩個或兩個以上的門檻值，必須重復上述步驟去搜尋第二個門檻值。
加入其它四個變量（g？熏m？熏n？熏e）作為自變量，而只將q作為門檻回歸過程中的回歸方程：
Eit=ηi+β1·qit·I（qit？燮γ1）+β2·qit·I（qit>γ1）+a1git+a2mit+a3nit+a4fit+εit （7）
其中，E代表環境指標，這里以“SO2排放量（公噸）”表示；q表示收入水平，筆者以文獻中通常采用的“人均GDP”作為代表性指標；g表示工業水平，以工業增加值比重來表示；貿易開放程度使用進出口貿易總額與GDP之比和實際利用外資外商直接投資與GDP之比來度量貿易開放的環境效應，m進口貿易總額與GDP之比，n表示出口貿易總額與GDP之比；f表示外資外商直接投資與GDP之比；γ表示為特定的門檻值；I（qit？燮γ）和I（qit>γ）均為指示性函數，εit～N（0，σ2）為隨機干擾項，i和t分別代表第i個省份和第t年。SO2排放量指標數據來自《中國統計年鑒（2010）》，人均GDP指標數據來自《國研網統計數據庫》。全部樣本為2000年到2009年30個省、市、自治區共10年的樣本數據。由于的數據很不全面，故計算時將其排除在外。（以上數據均取對數）
由于門檻回歸方法本身具有分階段回歸的特點，免去了實證研究中需要添加git2才能觀察EKC下降階段的一些弊端。例如，對稱的曲線（EKC的上升部分和下降部分斜率相同）與現實情況不符，以及git和git2產生的多重共線性問題。但是采用門檻回歸的方法可以避免上述問題，筆者只需要觀察git前的系數β的符號和大小就能夠確定：在不同階段（由不同門檻變量的門檻值劃分的）經濟增長對環境質量的影響程度。
三、實證結果和解釋
（一）實證檢驗
考慮到時間和空間差異性，用傳統的面板線性回歸模型很難于揭示經濟發展與環境污染之間的關系。為了更好地展示環境污染效應的非線性特征，我們以人均GDP水平作為門檻變量進行估計，看看環境污染與經濟發展水平變化是否存在拐點，其他經濟變量與此類似（本文不作研究）。表1顯示了在對人均GDP作為門檻變量檢驗結果。
從結果來看，人均GDP作為門檻變量通過了檢驗，F值為22.59， P值為 0.023，說明在5%的顯著水平上通過了檢驗，門檻值為30000元/人。根據各地區人均 GDP水平與門檻值大小關系，我們將樣本按兩個時間段劃分為低區制（即人均 GDP低于門檻值）和高區制（即人均 GDP高于門檻值）兩個部分。從表 2不難發現，在2000-2003這四年間，中國大部分省份處于低區制，只有北京與上海處于高區制，從2004-2009年，處于高區制的省市北京、天津、河北、內蒙古、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東。
根據上面的分析，對式（7）式進行門檻估計，結果如表3所示：
從面板門檻回歸結果來看：
（1）人均GDP對污染排放量的回歸系數皆顯著為正，當人均GDP低于門檻值 30000元時，人均收入對環境污染邊際影響系數為0.678，而當人均 GDP跨越30000元這一門檻值時，人均收入對環境污染邊際影響系數提高為0.242。這一估計結果表明，人均收入增長效應的發揮與地區環境污染水平密切相關，經濟發展水平較高的地區，環境污染的增長效應越?。唤洕l展水平低的地區，環境污染增長效應相對較大。由此可見，地區經濟發展狀況對環境污染遞減效應的確存在鮮明的門檻特征。
（2）產業結構對污染排放量的回歸系數皆顯著為正，且在所有的回歸變量中影響因子最高，說明了工業產業比重過高會導致污染排放量的增加。這符合張海旺（2007）研究的結論：長期以來，我國在經濟發展上存在片面追求速度的問題，因而助長了具有速度和市場優勢的部分高耗能和高污染行業的增長。高能耗和高污染的行業比重過高，直接加劇了與環境的矛盾。而我國能源結構又過度集中于煤炭，這是我國環境污染嚴重的主因。
（3）外商直接投資回歸系數皆顯著為負，說明外商直接投資能夠在一定程度上改善我國的環境，這一結論與傳統的“污染避難所”假說不符。之所以會出現與“污染避難所”假說相悖的結論，主要有以下三點原因：其一，由于外商投資的技術外溢效應提高了我國的要素生產率和清潔生產的技術水平，從而會改善我國的環境質量水平；其二，近年來，由于我國政府在引進外商直接投資時已經注重引資的結構問題，特別是對環境方面的重視，這點在《中華人民共和國中外合資經營企業法實施條例》中已有明確規定：申請設立合營企業有造成環境污染的不予批準；其三，由于多邊環境保護協議的簽訂，進入我國的外商直接投資企業大多具有清潔生產的積極性和主動性，為了能在國際競爭中獲利，這些外資企業在追求自身利益最大化的同時，也會相應地提高其生產經營活動中的環保標準。
（4）出口貿易對污染排放量的回歸系數皆顯著為正，說明我國的出口惡化了環境，這意味著在我國的出口結構中，具有出口優勢的工業行業多屬于污染密集性行業，日漸擴張的對外貿易對環境的危害越來越大，且還有相當一部分屬于污染型產業，出口產品還有相當部分是用較大投入、較高消耗和較重污染換來的，這與葉繼革、余道先（2007）的研究是一致的。多年來，我國的經濟發展走的是一條高投入、高消耗、高污染、低效益的粗放型經濟增長道路，給資源和生態環境帶來了沉重壓力。由于我國的外向型產業在國際產業鏈中處于低端位置，形成了進口多為高附加值產品和服務，而出口多為一般制造業產品的貿易開放結構。長期以來我國依靠大量出口產品而獲得經濟利益，實際上是以大量消耗資源和環境為代價的。因此，需要實現經濟發展模式、產業升級模式和貿易模式的轉變，將經濟目標、貿易目標與環境目標進行有效的整合與協調。
（5）進口貿易對污染污染排放量的回歸系數皆顯著為負，說明進口能夠在一定程度上改善我國的環境。進口貿易所帶來的環境問題突出的一個表現為外國污染廢物（洋垃圾）進口現象，但我國當前進口的產品主要是自然資源和技術密集型的產品，如工業原料和半制成品以及機器。由于自然資源密集型的產品含污量高，所以和出口勞動密集型的產品比較，我國進口平均含污量遠遠高于其出口產品的含污量。因此，進口的發展對我國的環境是有利的，因為通過資源密集型的產品的大量進口，我國將很多的環境污染成本轉嫁到外國去了。
四、政策建議
（一）優化產業結構
現階段我國仍處于工業化發展的初級階段，工業能耗水平居高不下，同時各地區污染治理的整體水平提升尚需時日，從而對環境造成了很大的壓力。通過調整和振興規劃的實施，大力推進結構調整，加快淘汰落后產能、遏制“兩高”行業過快增長。用信息化等高新技術和先進實用技術改造和提升傳統產業，提高能源利用效率，減少污染排放。建立并實施工業固定資產投資項目節能環保評估和審查制度，遏制高耗能、高污染行業盲目發展，加強源頭控制。
（二）改善出口結構
政府部門應倡導建立可持續的商品出口結構，提高附加值高的商品及生態商品在出口總額中的比重。加大技術密集型、知識密集型產品的生產和出口，對污染密集型、資源密集型的產品采取一定的限制措施。鼓勵外向型企業自主研發，在省內盡快推行國際化標準組織 ISO14000的認證體系。對于初級產品及皮革加工業、橡膠工業、電鍍業、化工業等污染密集型產業應采取“限出獎進”的措施，而對于環境友好型產品，政府在必要時可采取鼓勵出口的措施。
（三）繼續實施綠色貿易戰略
在貫徹實施國家鼓勵出口，增加部分產品出口退稅率的同時，對近兩年來國家、各省陸續出臺的有關環境保護與控制制造業污染的措施仍要堅定不移地執行下去，通過鼓勵自主創新、高效節能和環境友善產品的出口等手段，繼續對“兩高一資”產品的出口進行嚴格限制，防止出現反彈，綠化或優化貿易結構，調控貿易總量，提高貿易的環境效率。
（四）積極引進國外先進的技術和設備、適用的清潔生產技術以及環境保護設備
使進口政策為國家經濟建設和提高可持續發展能力服務。可以利用當前美元貶值、出口速度放緩、有利于進口的時機，通過政策措施鼓勵企業進口先進技術和環保設備，改善生產條件，為出口符合國際標準的綠色產品奠定基礎。通過構建綠色貿易體系，減少并扭轉對外貿易的資源環境逆差，以環境保護優化貿易增長，促進貿易增長方式的轉變。
[參考文獻]
[1]Grossman， G. M.and Krueger， A. B. Environmental Impacts of the North American Free Trade Agreement. NBER. Working paper 1991.
[2] 韓玉軍？熏陸陽.門檻效應、經濟增長與環境質量[J].統計研究，2008，（9）.
[3] Hansen， B. E. Sample Splitting and Threshold Esti-mation [J] .Econometrica ，2000 （3）.
[4]王火根，沈利生.中國能源消費與經濟增長空間面板分析[J].數量經濟技術經濟研究，2007，（12）.
環境污染的研究結論范文4
【關鍵詞】環境治理投資 經濟增長 協整分析 誤差修正模型
一、引言
經濟增長是一個國家或地區最重要的宏觀經濟目標之一，也是衡量某個國家或地區經濟社會發展潛力的主要指標。然而經濟增長必須依賴于一定的自然環境。近年來，隨著工業化程度的提高，排放在自然環境中的工業污染物越來越多，超出了環境的承載能力，造成自然環境污染，威脅著人類的健康以及社會的可持續發展。因此，為了社會的發展，我們需要把原本用于經濟建設的一部分資金用于治理環境污染，改善生態環境。從長遠來看，這是經濟可持續發展的必要條件。面對這一問題，我們不禁要問，我國以往的環境污染治理投資是否會影響經濟增長，它們之間的關系又如何？為了有針對性地分析二者之間的關系，本文將運用協整理論，通過建立協整模型來實證分析環境治理投資與我國經濟發展的關系。
二、方法與分析
本文選取1991～2008年的國內生產總值（GDP）和環境污染治理投資指標（IE）進行實證分析。為了消除數據的異方差性，使數據線性趨勢更明顯，模型更具實際意義，本文借助Eviews軟件對上述原始數據進行了對數變換，分別得到LnGDP和lnlE。
對{LnGDP}與{LnIE}作趨勢圖可以看出，國內生產總值數據與環境污染治理投資數據均無周期且有上升趨勢。所以，{LnGDP}與{LnIE}均為非平穩序列，可以考慮它們是否存在協整關系，即長期均衡關系。因此，需要對兩序列進行平穩性檢驗，本文選用ADF檢驗法。
對序列{LnGDP}與{LnIE}作一階差分，分別記為和，并進行ADF單位根檢驗，可以得到國內生產總值和環境污染治理投資序列1階差分{LnGDP}與{LnIE}的ADF檢驗統計量的值分別為-3.007262和-5.767309，均小于在10%的置信水平下的臨界值，所以拒絕零假設，即兩原序列在一階差分后都不存在單位根，均為平穩序列，即{LnGDP}與{LnIE}均為一階單整，記為{LnGDP}～I（1），{LnIE}～I（1），滿足協整的前提條件。
假定回歸模型為：
LnGDPt=β0+β1LnIEt+εt （1）
應用最小二乘法對（1）式進行回歸，可得到如下估計方程：
Ln■DPt=6.658649+0.709934LnIEt （2）
（27.68828） （20.04500）
R2=0.961704 F=401.8019 D.W.=0.378552
由協整回歸方程（2）可看出，環境污染治理投資（LnIE）和國內生產總值（LnGDP）之間呈正相關，即IE每增加1%，GDP將平均增加0.709934%。環境污染治理投資（LnIE）的T統計量值為20.04500，說明LnGDP與LnIE關系顯著。R2值為0.961704，表明方程擬合度很好。
本文運用E-G兩步法對兩序列進行協整檢驗。由回歸方程（2）的估計結果，可得殘差序列的表達式：
εt=LnGDPt-6.658649-0.709934LnIEt
進而對殘差序列εt進行ADF檢驗，檢驗結果表明，殘差序列的ADF檢驗統計量的值為-4.289462，均小于在1%、5%和10%置信水平下的臨界值，拒絕零假設，即該殘差序列不存在單位根，為平穩序列。
由以上檢驗結果可知，環境污染治理投資和國內生產總值均為一階單整，且其殘差平穩，因此可以認為環境污染治理投資和國內生產總值之間存在長期均衡關系，即總體上呈現出經濟穩步增長和環境污染治理投資增加的趨勢。
三、結論
通過以上對我國經濟增長與環境污染治理投資之間的協整研究，我們可以得到如下結論：
第一，我國經濟增長與環境治理投資之間存在著協整關系，即這兩者之間具有長期均衡關系。這一動態的均衡關系，深刻揭示了我國經濟發展與環境治理投資的大致走勢，從而為調整我國經濟發展戰略提供了決策依據。
第二，環境治理投資是影響經濟增長的原因之一。合理增加環境治理投資并不會影響我國經濟發展速度，相反，增加環境治理投資可以提高經濟效益，增加國民收入。
第三，從長期來看，環境治理投資對我國經濟增長的影響是缺乏有彈性的（0
環境污染的研究結論范文5
[關鍵詞] 經濟增長；環境污染；面板數據；環境庫茲涅茲曲線
[中圖分類號] F222.3 [文獻標識碼] A [文章編號] 1006-5024(2008)08-0084-05
[作者簡介] 王彥彭，首都經濟貿易大學統計學博士生，研究方向為宏觀經濟與統計分析。(北京 100026)
一、引言
在我國工業化進程中，污染物排放量的不斷增加導致了環境質量的下降，同時，環境惡化反過來又限制了經濟的長期可持續增長。在可持續發展戰略的指導下，國家對土地資源、環境保護等方面進行了規定，這一方面為經濟可持續發展提供了政策支持；另一方面在客觀上也使當前的一些經濟行為受到影響。因此，在中部崛起戰略實施的過程中，各個省份處理好環境污染與經濟增長的矛盾就顯得更為突出。
二、文獻綜述
Grossman and Krueger(1992)在分析北美自由貿易協定的環境效應時，首次實證考察了環境質量與人均收入之間倒“U”型曲線關系的存在，這種關系人們后來稱為“環境庫茲涅茨曲線”(Environmental Kuznets Curve，EKC)。它的涵義可表述為：在經濟發展初級階段，經濟增長、人均收入的提高將會導致環境質量的下降，然而，當經濟增長超越了某臨界值點時，人均收入的提高反而有助于降低環境污染、改善環境質量。
20世紀90年代EKC模型提出之后，國外大量學者運用各國截面、時間序列或面板數據，對是否存在EKC進行了廣泛研究，對環境與收入之間的關系進行了大量的驗證。相關研究的文獻綜述很多，如Stern，1998；Ekins，1997；Dinda，2004，等等。其主要結論有：發達國家和新興工業化國家與地區普遍適用這條曲線，如對美國、西歐、日本和韓國、新加坡、中國香港、中國臺灣的經驗分析，均符合倒“U”型EKC的特征；EKC的形狀不一定都是倒“U”型，在某個階段，曲線的形狀不固定。
目前，國內對環境污染與經濟增長的研究，有代表性的成果分別為：杜希饒、劉凌(2006)通過對模型的競爭性市場均衡分析，給出了平衡增長路徑的經濟增長率，并系統地分析了在環境污染進入效用函數的情形下長期經濟增長的內在機理；通過對最優增長路徑進行比較靜態分析，分別討論了貿易自由化對環境質量、經濟增長、福利效應的影響，污染外部性對長期經濟增長的約束等，給出了模型的綜合結論及其現實涵義。彭水軍、包群(2006) 選用1985-2003年期間我國的六類環境污染指標，從時間序列的角度考察了環境污染與我國人均收入變化之間的長期均衡關系和相互作用機制。蔡洛枷、黃蔚(2006)通過選取1985-2004年湖北省的環境與經濟數據，建立人均GDP污染排放量模型，對湖北省經濟增長與環境污染之間的關系進行了回歸分析。宋濤等(2007)采用Weibull函數和Gamma函數形式的面板數據模型對全國1989-2005年四種環境污染指標人均排放量與人均收入之間的關系進行了研究。
目前，對環境污染與經濟增長關系的研究，主要是針對對全國或者某個省份、地區，采用的研究方法比較單一，如協整理論、面板數據模型、脈沖響應函數模型、KEC的檢驗等，很少將上述不同方法結合起來。此外，對處于整個區域的中部六省的綜合研究少有學者進行。本文針對上述研究不足，欲作出更深入、更有價值的探索。
三、數據與變量
本文所用樣本取自1990-2006年度中部六省(河南、湖北、湖南、江西、安徽、山西)的數據(來源于歷年各省《統計年鑒》和《中國統計年鑒》)，并用人均GDP來反映經濟增長的狀況，用能夠較好表現環境質量的流量指標――人均工業廢水排放量、人均工業廢氣排放量、人均工業固體廢物產生量來反映環境污染的狀況。
四、實證分析與結果
為了分析中部六省環境污染水平與經濟增長的關系，本文采用了面板數據模型。該模型能夠同時反映研究對象在時間和截面單元兩個方向上的變化規律及不同時間、不同單元的特性。面板數據模型的一般表達式為：
Yit=αi+βiXit+μiti=1，2，……N；t=1，2，……T (1)
其中，Xit是影響所有橫截面單元的外生變量向量；βi是參數向量；αi代表了截面單元的個體特性，反映了模型中被遺漏的體現個體差異變量的影響；μit是個體時期變量，代表模型中被遺漏的體現隨截面與時序同時變化的因素的影響；下標 i 代表不同個體；t 代表時間。
當分析對象在橫截面上無個體影響、無結構變化時，(1)式轉化為：
Yit=α+βXit+μit(2)
當分析對象在橫截面上存在個體影響，且表現為模型中被忽略的反映個體差異的變量的影響，但無結構變化時，(1)式轉化為：
Yit=αi+βXit+μit(3)
當分析對象在橫截面上除了存在個體影響外，還存在變化的經濟結構時，結構參數在不同橫截面單位上是不同的，這時即為一般形式：
Yit=αi+βiXit+μit(1)
要對模型進行正確估計，必須對模型的設定進行F檢驗。
F檢驗如下：
假設1：斜率在不同的橫截面樣本點上和時間上都相同，但截距不相同；
假設2：截距和斜率在不同的橫截面樣本點和時間上都相同。
首先檢驗“假設2”。如果檢驗結果是接受的，則沒有必要進行進一步的檢驗；如果是拒絕的，就應該檢驗“假設1”；如果“假設1” 也被拒絕，就采用(1)式表示的變系數模型。
檢驗“假設2”的F統計量為：
F2=～F[(n-1)(K+1)，
n(T-K-1)](4)
檢驗“假設1”的F統計量為：
F1=～F[(n-1)K，
n(T-K-1)](5)
在式(4)和式(5)中，S1 、S2 和S3 分別為采用模型(2)、(3)和(1)式的殘差平方和，N 為截面樣本點個數，T 為時序期數，K 為自變量數目。
1.相關性分析
根據1990-2006年中部六省數據，首先計算人均工業廢水排放量、人均工業廢氣排放量、人均工業固體廢物產生量與人均GDP之間的相關系數，這些系數反映了人均GDP對環境流量的影響力，即反映了經濟增長對環境污染的影響程度，計算結果見表1。
由表1可知，人均GDP與人均三廢污染物排放量之間的相關系數均比較高，這說明無論是經濟增長對環境污染還是環境污染對經濟增長的影響力都較大。
2.中部六省環境污染水平與經濟增長關系線性回歸分析
由于面板數據包括橫截面和時間序列數據，模型設定的正誤決定了參數估計的有效性，因此，首先要對模型的設定進行檢驗，以得到有效的參數估計；其次，主要檢驗模型參數在所有橫截面樣本點和時間上是否是相同的常數；第三，進行方程類型的判斷；第四，利用Eviews5.0對選取數據進行不同類型的面板數據模型的估計，分別計算出殘差平方和與F統計量值，計算結果見表2。
由表2可知，F統計量值均大于5%的顯著性水平下相應的臨界值，所以拒絕原假設2和原假設1，表明中部六省經濟增長對于環境的影響是不一致的。因此，模型的設定形式為(1)式，中部六省環境污染水平與經濟增長關系的線性回歸方程為：lnYit=αi+βilnXit+μit，i=6，T=16。其中，Y表示污染物的排放量和人均排放量，X是人均GDP。
由于模型中僅有一個解釋變量，所以不存在多重共線性，但為了避免異方差性，本文對變量均取對數。在區域經濟的研究中，檢驗通常發現誤差項與解釋變量是顯著相關的，因此，固定效應通常優于隨機效應?？紤]到由于各個省份之間的差異可能產生截面異方差，本文采用橫截面加權的方法進行回歸。利用Eviews5.0進行面板數據分析時，發現在對人均工業固體廢物產生量與人均GDP存在截面異方差和同期相關性，所以用廣義最小二乘估計修正，計算結果見表3。
由表3可知，三個回歸方程的R2 均在0.97以上，說明擬合優度較好；F值遠遠大于臨界值，說明回歸方程顯著；解釋變量都通過了T檢驗，表明被解釋變量與解釋變量之間線性關系非常顯著，建立的模型具有代表性。
由表3數據可得出以下結論：
(1)在5%的顯著水平下，經濟增長和對于用人均工業廢水排放量、人均工業廢氣排放、人均工業固體廢物產生量描述的環境污染狀況的影響也都是顯著的，這說明中部六省各省在人均GDP增加即經濟增長的同時，對環境造成的污染進一步加劇。
(2)中部六省的經濟發展水平與環境污染水平基本上成正相關關系(系數為正)。當同期經濟增長1%時，人均廢水排放量都將增加，環境污染進一步加劇，但幅度小于經濟增長速度。這從側面說明中部六省的經濟增長方式仍以粗放型為特征，經濟的快速增長是以犧牲環境為代價的。中部六省是全國商品糧和優勢農副產品生產加工基地、能源生產基地、重要原材料生產基地、有競爭力的制造業和高新技術產業基地、勞動力資源開發和輸出基地、重要的文化和旅游基地。這一方面為中部六省的經濟發展奠定了資源優勢；另一方面大量加工制造生產業的集中分布，加上產業結構的不合理、內部結構的單一與矛盾，使得粗放型經濟增長的方式造成了資源的破壞、環境的污染、生產條件的不斷惡化，從而降低了生產效率，影響了經濟增長的質量和經濟可持續發展進程。
(3)分省份來看，在人均工業廢水排放污染方面，湖北、湖南和山西三省的人均GDP增長與人均工業廢水排放量呈反向變動關系；在人均工業廢氣排放污染方面，只有湖北省的人均GDP增長與人均工業廢氣排放量呈反向變動關系。這說明，近年來湖北省在注重經濟增長的同時非常注重環境的治理與保護，成效突出，與經濟可持續發展的指導思想保持一致，在中部六省中起著典范和帶頭作用。
此外，由表3可知，山西省人均三廢排放量與經濟增長的相關關系都位于中部六省的前列。山西省盡管是全國煤礦能源重化工基地，為經濟的發展做出了巨大的貢獻，但也是全國環境污染最嚴重的省份之一；在經濟快速發展的同時，由于大量挖掘開采與煤炭加工，從而產生大量的廢氣。而實際情況中，廢氣的污染是比廢水加劇環境污染更重要的影響因素。因此，山西省經濟增長1%，人均工業廢水排放量將減少0.26484%，但人均工業廢氣排放量將增加0.633405%，居中部六省第二。工業廢氣排放量的增加對環境的污染更具有影響作用。由于山西省地區資源的因素，山西省應該在工業廢氣和工業固體廢物治理方面加大力度。
河南省是中部六省1990-2006年度人均經濟增長速度最快的省份，也是人口最多的省份。當經濟增長1%時，人均工業廢水排放量、人均工業廢氣排放量、人均工業固體廢物產生量都將增加。從實際情況看，河南省人口數量的比重過大，人口數量的增加不僅提高了居民用水等污染物的增加，而且間接地影響經濟增長中生產規模的擴大，最終使得人均工業污染排放量增加。這說明，河南省經濟快速增長的同時加劇了環境的污染，而且人口數量的增加對環境狀況也已構成壓力。
3.基于面板數據的環境庫茲涅茲曲線分析
本文根據U型KEC理論，環境庫茲涅茲曲線(EKC)計量模型為：Y=β0+β1X+β2X2+ε。其中，Y表示污染物的排放量和人均排放量，X是人均GDP，β0，β1，β2為模型參數，ε為隨機誤差項。
首先，要對模型的設定進行檢驗，以得到有效的參數估計；其次，主要檢驗模型參數在所有橫截面樣本點和時間上是否是相同的常數；第三，利用Eviews5.0對選取數據進行不同類型的面板數據模型的估計，分別計算出殘差平方和與F統計量值。計算結果見表4。
從表4可以看出，F統計量值均大于5%的顯著性水平下相應的臨界值，所以拒絕原“假設2”和原“假設1”，表明中部六省經濟增長對于環境的影響是不一致的。因此，模型的設定形式為(1)式，得到最后設定模型為 Yit=β0i+β1iXit+β2iXit2+εit，i=6，T=16。其中，Y表示污染物的排放量和人均排放量，X是人均GDP，β0，β1，β2為模型參數，ε為隨機誤差項。計算結果見表5。
從表5可以看出，由于中部六省各省的實際情況存在很大差異，導致在一個統一模型中不能準確描述中部六省環境與經濟增長的發展規律，有的省份有必要在環境庫茲涅茲曲線模型加入三次項，以作進一步研究。根據表5中數據作出的中部六省環境庫茲涅茲曲線圖可知，人均廢水排放量隨著人均收入的增加可能會出現波動，并非在經歷了一段時期后逐漸下降，人均工業廢氣排放量和人均工業固體廢物產生量基本上是隨人均收入的提高、經濟的發展而增加的。但從整體上來看，目前中部六省的環境與經濟增長仍處于環境庫茲涅茲曲線倒“U”型的左側。因此，中部六省在加快工業化進程中，應促進經濟增長與環境保護協調發展。此外，在中部六省中，隨著經濟增長和人均收入的提高，山西是人均工業廢氣排放量和人均工業固體廢物產生量增加速度最快、污染最嚴重的省份，這與第一部分對環境污染水平與經濟增長進行線性回歸分析得到的結論一致，因此，山西省應對此予以重視。
五、結論與對策
本文分析結果表明，就目前而言，中部六省經濟的增長都導致了環境的惡化，是環境污染的重要影響因素，這既是工業化進程的重要特征，也是中部實現經濟可持續發展遇到的嚴峻挑戰。從整體上來看，中部六省目前仍處于環境庫茲涅茲曲線倒“U”型的左側。
中部六省要實現中部崛起，消除貧困，提高人民生活水平，縮小與東部地區的差距，就要在毫不動搖地把發展經濟放在首位，實現經濟持續發展的同時，采取切合實際的對策，使經濟增長與環境保護相協調。
1.控制人口數量
經濟的發展離不開人口的重要作用。但是，為了滿足增長人口的物質需求，人們不得不大量開發相對有限的環境資源，造成有限資源過度開發和枯竭，可再生資源失去再生能力，從而使環境系統破壞，失去平衡。同時，人口密度增加，生產消費規模便擴大，人類所產生的廢物量也不斷增加。大量的廢物以廢水、廢氣和廢渣的形式回歸到環境中，當有害物質含量超過環境容量時，污染增加便使環境變壞。因此，控制人口數量是改善環境的一個重要途徑。
2.改善經濟增長模式，減少污染與消耗，以實現經濟的可持續發展
由于傳統的以“高投入、高消耗、高污染、低質量、高產出”為特征的生產模式和消費模式仍未改變，高投入、高消耗、高污染帶來的是經濟損失；高增長帶來的是為污染治理提供物質基礎。如果高增長帶來的收益大于高污染帶來的成本(損失)，這種方式是可取的；反之，則不可取。但實踐證明，“高增長，高污染”的經濟增長方式是不符合可持續發展戰略的。因此，應該進一步大力發展優勢產業，用高新技術和先進技術改造來提升傳統產業，改變傳統的“高投入、高消耗、高污染、低質量、高產出”增長模式，減少污染與消耗，實現經濟的可持續發展。
3.加快工業化進程，推進產業結構調整，促進經濟增長與環境保護協調發展
中部六省是全國商品糧和優勢農副產品生產加工基地，要加快工業化進程的步伐，推進產業結構調整，首先就要用工業化理念謀劃農業的發展。如，把農業的生產、加工、流通作為一個完整的產業體系，通過公司加農戶、企業聯基地、市場聯生產，逐步形成市場化、規?；?、專業化生產格局；按市場需求發展綠色農業，用先進技術改造傳統農業，依通行標準壯大品牌農業，以龍頭企業帶動支柱產業，使農業資源優勢轉化為產業優勢。另外，還應壯大工業經濟，加速形成工業主導型產業結構；大力發展服務業，實施旅游產業開發工程。
4.降低以國內生產總值來評價省份之間的綜合實力的比例，加大政府對于環境的重視程度，最終實現經濟的可持續發展
我國各省、市、地區每年描述經濟增長的國內生產總值時，將綜合實力競爭評價作為很大的權重，中部六省也不得不把經濟的發展放在首要位置。同時，隨著西部大開發和振興東北老工業基地戰略的實施，中部地區與東部地區差距越來越大，與西部地區的優勢越來越小。此外，由于收入差距的不斷拉大，人們要求增加收入、改變生活水平的呼聲越來越高，中部各省更加注重經濟的優先發展，積極創造優越的投資環境，進行大規模的招商引資，擴大固定資產投資以發展地區經濟。然而，在創造環境和優惠條件促使經濟快速發展的同時，環境卻在進一步惡化，最終將阻礙經濟的發展，使經濟的可持續發展將成為一句空話。在可持續發展思想的指導下，近年來，居民幸福指數的提出與測算，使人們的思想意識發生了改變。因此，在實現經濟可持續發展的過程中，應該減少將國內生產總值和經濟增長速度作為評價省份之間的綜合實力的比例，改變各省在注重追求經濟發展和經濟增長目標下而輕視環境保護的狀況，進而實現經濟可持續發展。
5.有效發揮政府的主導和監督作用，加強經濟增長與環境保護方面的協調，推進經濟的可持續發展
在經濟社會活動中，把人口、資源生態環境、經濟增長三者有機結合起來，妥善處理這三者的關系，科學、合理、有效地解決人口、經濟增長與資源生態環境問題，政府的主導和監督作用將是關鍵性的。因此，要實現中部崛起，解決經濟增長與環境污染相矛盾的問題，必須加強政府在經濟增長與環境治理保護中的主導和協調作用。
參考文獻：
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[8]宋濤，鄭挺國，佟連軍.基于Weibull函數和Gamma函數的環境污染與經濟增長的關系[J].地理研究，2007，(3).
環境污染的研究結論范文6
關鍵詞：工業集中；廢棄物排放；理論；試驗建模；未來發展
1 引言
國民第二產業工業在建立之初是分散、單個分布在一個區域內的，并不和產業鏈條中的商流或者下游產品有所地域的親緣性，這一過程中產品的運輸成本比較高。工業的集聚是隨著工業科技的提升，科技的不斷發展進步而產生的，就是將生產過程有關的集中工業集中在同一個地區，降低運輸成本，共用水、勞動力等資源，統一有序管理，利于相近工業的發展. 但是在經濟發展不久之后，人們也發現了這種模式存在的致命問題，工業污染物的排放更加集中，對當地的生態破壞程度遠遠超過了一個地區只有一個工廠的時代，工業集聚成了污染集聚的代名詞。污染不僅僅會對城市的生態環境產生影響，還會影響人文環境。惡劣的城市環境不容易吸收更多的投資，獲得長足發展。
如何減少污染物的排放，改善城市生態和人文環境成為當前我國研究的重點課題，許多科研工作者都付出了巨大的努力，致力于我國的工業可持續發展，本文將從數學建立模型角度對這個問題進行探討，力圖有所突破。
2 科學論證
在進行科學實驗之前，我們先來建立合理可行的研究模型，為研究提供必要的準備工作。主要從：一，工業產出層面來構建工業集聚和污染物排放之間的關系，二，工業生產投入多少來構建環境污染對經濟的反作用。
首先，工業集聚在產值增加的同時，也意味著污染的增多，生產過程中不可避免的會出現污染，排放廢氣、廢水、垃圾等污染物，對工廠所在地區的生態環境產生直接破壞，污染物排放過量，還會引發一系列嚴重后果，歷史上早期資本主義國家都爆發過污染事件，造成人員傷亡，帶來不可挽回的經濟損失，從而進一步影響地區的未來發展前途。我們將在實驗中選取合適的模型來模擬這個過程進行研究。
在實際的經濟發展過程中，不僅經濟的發展會對環境產生影響，造成生態環境和人文環境的污染，污染的環境.對經濟發展也有反作用。惡劣環境會阻礙地區今后發展，使得企業難以吸收到外界的投資，招到廉價勞動力，和先進的專家團隊，從長遠看，后果嚴重。對于這個嚴重的問題，我們也選擇了正確合理的科學模型進行探索。
3 實踐
在上節進行了理論分析和前期準備的基礎上，本節我們將正式開始科學的實踐研究，主要從建立模型和權威文獻參考、變量研究三方面入手。
學術界普遍采用數學建立模型的方式來分析工業集聚和污染物排放之間的辯證相關關系。將工業集聚后區域內所以的污染物排放都加起來，得出等于區域用的污染排放量。同時考慮到污染對人的影響，還要構建勞動生產的方程式加之人文環境的研究。
為了實驗的真實有效，我們參考了著名的統計研究專著，對重要的數據信息和變量進行進一步的對照比較，力圖選取的信息數據正確可用，便于分析。主要著作有本世紀2003年出版的《中國城市統計年鑒》和2012年的《中國區域經濟統計年鑒》等。并選取了我國范圍內有代表性的200多個城市和鄉鎮研究分析。
變量研究是實踐研究的最后一步，卻是最不可忽視的一個步驟。為了全面的進行研究，我們設置了許多變量，常用的有工業內部因素變量、污染物排放控制變量兩個。工業內部因素變量是通過改變工業生產的內部因素如勞動生產率、生產技術，改變之前粗放的經濟發展模式，提高勞動生產率和核心科學技術，減少污染物排放，縮小對環境的不良影響。污染物排放控制變量和前者有所不同，這是通過外部因素來改善污染的辦法。一個地區的經濟越發達，交通越便利，開放程度越高，產業布局越合理，醫療教育水平越高，工業生產產生的污染物就越少，當地的生態環境越好。
4 結果剖析
通過之前建立的兩個科學模型我們可以得到工業集聚和污染物排放之間的數學關系，產出的密度比較大，污染物排放多。工業集聚與污染物排放基本成正相關的關系，工業集聚程度越高，區域內排放的污染物越多，地區污染情況越嚴重。相反，如果工業集聚程度越低，排放的污染物越少，污染程度越低。
勞動者勞動生產率的高低與污染物排放成反比，粗放經濟下，勞動者經濟生產率不高，生產工藝低下，使用的原料大部分都被浪費，造成嚴重的污染。同時這兩者的作用也是相互的，環境污染會影響人的身體健康，如果工人身體不健康，便不利于勞動生產率的提高。所以在今后的發展一定要致力于提高工業的勞動生產率，減少粗放經濟對環境的破壞。
5 結語
本文是對工業的集中分布與廢棄物排放量的關系研究，從工業集聚出現的環境污染問題說起，提出要積極解決這種情況。從理論角度入手，建立生產密度模型和工業經濟集中與環境污染的作用和反作用兩個模型，進行了理論模型驗證。
在設定了實證模型和正確選取變量的基礎上，同步參考了國內外權威的文獻資料，采用變量研究法，對工業發展的內部外部因素進行分析，得出了要減少污染、提高勞動生產率、增大產出密度的結論。
在今后的政策制定時，要充分考慮到工業經濟與環境污染之間的相互作用關系，制定合理的地區經濟發展政策，減少污染物排放，完善污染治理防治和預警機制，對少量污染物進行徹底的處理，將對環境破壞降低到最低。努力提高勞動生產率，發展高新技術工業，提高產品附加值，降低污染。同時做好有關的醫療教育衛生交通工作。
參考文獻
[1]閆逢柱產業集聚發展與環境污染關系的考察科學學研究，李偉娜制造業集聚、大氣污染與節能減排經濟管理
