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資源環境效應范文1
中圖分類號：F264.1；F205 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2013）11-0111-06
The Empirical Analysis on the Effect and the Response
of Resource and Environment of the Adjustment of Industrial Structure in Xinjiang
LI Fang， ZHANG Jie， ZHANG Fengli
（School of Economics and Management， Shihezi University， Shihezi 832000）
Abstract：
This paper selects industrial water consumption， industrial energy consumption， industrial waste emissions as the indicators of resource consumption and environmental pollution in Xinjiang ， based on characteristics of resources and environment effect analysis of industrial structure adjustment ， adopted econometric method of impulse response function and variance decomposition， simulated the situation of resource and environmental effect and response of the adjustment of industrial structure of Xinjiang. The result shows that：（1）The time characteristics of resource consumption of industry in Xinjiang showed a larger proportion of agricultural water lonely ；a bigger energy consumption intensity of secondary industry recently. Spatial characteristics of resource consumption are weaker amplitude characteristics in South of Xinjiang. Industrial pollution， per capita industrial waste gas emission shows rising trend in Xinjiang. （2）Grainger causality analysis found that， " Nine Five" since， Xinjiang industrial structure optimization is based on the cost of resource consumption， but did not have a direct effect on the ecological environment. The impulse response function and variance decomposition results show that： Industrial energy resource utilization efficiency is not high in Xinjiang. Only by constantly optimize the industrial structure to achieve energy efficiency. The rational allocation of water resources between industries， which ultimately to achieve the aim of water saving of Xinjiang.
Key words： the adjustment of industrial structure； effect of resource and environment； impulse response function
一、引言
新疆維吾爾自治區位于歐亞大陸腹地、中國西北邊陲，擁有豐富的煤炭、石油、天然氣等自然資源，并且依托這些資源形成了較為完善的現代工業體系。同時，新疆位于我國干旱半干旱區，屬于典型的綠洲風貌，生態環境脆弱。隨著新疆新型工業化進程的的快速推進，將不可避免地帶來資源過度消耗，加大對環境的破壞。因此，從產業生態系統協調發展的角度，研究新疆產業結構調整帶來的資源環境效應及響應的時序變化特征具有十分重要的意義，有利于構建資源節約型和環境友好型社會，推進可持續發展的產業發展戰略的實施。
國外學者在20世紀70年代開始關注產業與環境的關系。如福雷斯特發表的《世界動態學》，首次提出產業環境的概念，指出產業結構轉換或調整過程中，重視產業發展與環境保護的協調性[1]。在進一步考慮產業與資源的關系方面，赫爾曼·戴利倡導在產業結構調整過程中，控制資源消耗量大的產業規模，鼓勵無污染或污染小的產業發展，利用這一途徑實現與環境的協調發展[2]。國內學者在20世紀90年代開始關注產業與環境的關系[3]，針對典型生態環境區的產業結構調整的環境效應的研究較為豐富，彭建等分析了云南產業結構調整的環境效應[4]。趙雪雁、張海峰、李芳等分別對西北五省的甘肅、青海、新疆的產業結構調整的生態環境效應進行重點分析[5～7]。劉宇分析了東北遼寧省產業結構調整的生態環境效應[8]。結合資源分析的研究不多，徐增讓從資源自給率、耗煤產業結構、環境影響等方面分析了煤炭流動的資源環境效應[9]。針對新型工業化進程正處于加速發展時期，生態環境脆弱的經濟欠發達地區綜合考慮資源、產業與環境關系的研究不夠。基于此，本文以新疆為例，應用計量經濟學方法對產業結構調整導致的資源環境效應進行檢驗和響應分析，為加快產業可持續發展與資源環境保護提供政策建議。
二、資源環境在新疆產業結構調整中的效應表現
（一）資源消耗效應
產業結構是資源的轉換器，產業結構的變化將引起資源結構的變化，進而對生態環境產生影響。本文結合新疆產業結構的特點，從產業能源消耗、水資源消耗反映產業結構變動的資源消耗效應，從工業三廢排放變動反映產業結構變動的環境污染效應。
1.資源消耗的時序變化特征
伴隨著工業化和城市化進程的快速推進，能源消耗加大、用水量遞增是新疆發展中面臨的主要資源消耗問題?？紤]到指標的可獲得性和代表性，分別選取第二產業所占比重作為產業結構指標（X），產業能源消耗總量（Y1）、產業耗水量（Y2）作為資源消耗的指示性指標。通過分析發現，在新疆產業結構調整中的產業耗水、產業能源消耗呈現出不同變化特征。
由圖1可以看出，新疆水資源配置不合理，產業間用水比例不協調。這突出表現為農業用水量過大，占到生產用水量的90%以上。其原因在于新疆是我國重要的糧棉產區，種植作物以棉花、甜菜為主，這些都是喜水的作物，用水量大，且用水時間集中，形成了獨特的“灌溉農業，荒漠綠洲”的生態環境和經濟社會體系。非農業用水占生產用水平均不到10%。隨著新疆經濟總量的增加，各產業耗水量也呈現出上升的趨勢。
圖2 是新疆“九五”以來三次產業產值比重和三次產業能耗變動趨勢。由于2011年新疆統計年鑒有關能源方面公布的是2009年的數據，因此，對產業能源消耗數據的選取區間為1995～2009年。從產業結構來看，新疆三次產業結構由1995年的29.54：34.85：35.61轉變為2009年的17.76：45.11：37.12，第一產業比重有所下降，第二產業比重上升幅度較大，第三產業比重變化幅度不大，說明新疆正處于大力推進工業化的關鍵時期。從三次產業能耗結構來看，由1995年8.57：70.06：21.38轉變為2009年的6.22：77.84：15.94，第一產業能耗總體有所下降，第二產業能耗1995～1997年比重較大，1998～2005年有一定程度的下降，自2006年后又呈現上升趨勢，第三產業能耗波動幅度不大，總體呈現下降趨勢。
2.資源消耗的空間分布特征
新疆各地州產業結構的變化特征從靜態橫截面數據（見表1 ）看，首先，2009年新疆工業化水平在空間分布上表現得極不平衡，南北差異明顯。南疆五地州除巴州外，工業化水平較低，占新疆生產總值的18%左右，巴州第二產業占比達50%以上。隨著塔指油田的開發，極大地帶動了巴州工業水平的提高。除阿勒泰外，北疆工業化水平較高，克拉瑪依工業產值達80%以上，其他地州工業產值平均占生產總值的40%?？梢娔媳苯漠a業結構處于兩個不同的階段。
從橫截面動態變化看，2005～2009年間南疆喀什工業產值下降幅度最大，達11%，東疆哈密、南疆巴州、北疆石河子、博州、伊犁工業產值下降幅度較大，平均下降幅度為2%，南疆和田稍有下降，南疆工業產值下降幅度大于北疆工業產值下降幅度。
綜合新疆產業水資源、能源資源消耗的空間分布特征，與地州產業結構相對照，2009年新疆各個地州能源消耗量、用水量與其城市化水平分布具有一致性，人均能源消耗量和人均用水量分布分為南北兩個不同資源消耗地區：北部的人均能源消耗與用水量大，南部的能源消耗和用水量相對較小。從人均資源消耗分布的動態變化比較看，在2005～2009年間北部地區的產業能源消費數增長幅度與產業用水變動幅度較大，南部相對較小。
（二）環境污染效應
產業結構對環境具有重要的影響，不同的產業結構和不同的經濟發展階段對環境的影響有顯著的差異。新疆在加快推進新型工業化進程中，工業“三廢”作為工業生產在所難免的附屬產物，對生態環境形成脅迫效應。因此，目前，工業“三廢”排放成為新疆最主要的環境污染物。可以通過比較新疆和全國的工業“三廢”排放變化揭示產業結構調整過程中環境污染排放的總體特征。
1.新疆工業廢水排放與全國一樣有總體緩慢上升的趨勢，人均值處于全國人均排放量的下方
由圖3可知，自 1995 年以來，新疆廢水排放總量整體呈上升趨勢，期間波動幅度較大。從2000年以來增加勢頭更加明顯。就工業廢水排放量來說，大體可分為三個階段：第一階段為 1995～2000年，這一期間存在明顯的波動。1995年達到“九五”期間的最高值，人均工業廢水排放量最大值達12噸/人，1997年連續兩年大幅上升，1999年全疆工業廢水排放量大幅減少，2000年廢水排放量繼續下降，低于“九五”初的排放水平，也是15年來最低的排放水平；第二階段為 2001～2005年，工業廢水排放量在2000年較低排放的水平上保持小幅度波動；第三階段為 2006～2010年，工業廢水排放量呈逐年上升趨勢。隨著產業結構的調整，盡管新疆工業廢水排放人均負荷處在較低水平，但排放效應總體上加重。
2.工業廢氣排放同全國一樣有迅速擴大的趨勢
隨著新疆優勢資源轉換戰略的實施，新疆以煤炭、石油、天然氣開采、加工為主的資源型產業在新疆生產總值中占據主導地位，這些工業行業的發展加劇了新疆綠洲大氣環境的污染。
從圖4可以看出，新疆人均工業廢氣排放量與全國人均工業廢氣排放量變動趨勢較吻合，和全國的排放水平一致，總體處于上升狀態，說明新疆的大氣污染較嚴重。且逐漸增加的人均負荷反映出新疆工業廢氣排放效應正在加大。2002 年以前，新疆人均工業廢氣排放量增長緩慢，并且幅度不大。排放的絕對數量都維持在 2000 億標準立方米左右，由于這一時期新疆第三產業發展占據主導地位，所以沒有給環境帶來較大壓力。從 2003 年開始，工業廢氣排放量迅速增長，在6 年時間里，從 2003年人均 15170.51標準立方米增長到 2010年的人均 42678.6標準立方米，增長了近三倍，帶給環境的壓力加大。
3.工業固體廢物產生和全國變動趨勢較一致，人均值處于全國人均排放量的下方
2010年新疆人均工業固體廢物產生量是1.76噸，比上年有較大增長。2010年工業固體廢物綜合利用率是 47.32%，與2006年以來綜合利用率水平相當。新疆工業固體廢棄物集中產生在有色金屬礦采選業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、黑色金屬礦采選業、電力、熱力的生產和供應業等，這些行業的工業固體廢物產生量占新疆的60%以上。
由圖5可知，從 1995～1998 年，新疆人均工業固體廢物產生量變化極不平穩，波動很大。1996 年人均達到最低值 0.3噸，1997 年人均達到最大值接近0.6噸。這一階段的波動可能和新疆經濟發展的不平衡有關。1998～2007 年，產生量呈現平穩上升的趨勢，從1998～2001年這一階段趨于平緩，2002～2007年間人均產生量緩慢上升。2007年后，人均工業固體廢物產生量迅速上升，但人均負荷低于全國水平，2010年人均工業固體廢物產生量迅速增加，接近全國平均水平。新疆的工業“三廢”排放量逐年上升，加上環境的共有性，使新疆本來就十分脆弱的生態環境更加惡化。
三、新疆產業結構調整的資源環境效應與響應的實證檢驗
（一）新疆產業結構調整的資源環境效應的格蘭杰因果檢驗
為了探求新疆產業結構調整的資源環境效應，首先使用計量經濟學中的格蘭杰因果檢驗法進行因果分析。格蘭杰因果檢驗的思想是：兩個時間序列Xt和Yt，如果Xt是Yt的原因，則Xt先于Yt出現，在加入Xt滯后項的回歸模型中，Xt滯后項的系數應該統計顯著，并能夠提高模型的解釋能力，該模型為：
Yt=ki=1αiYt-i+ki=1βiXt-i+μt（t=1，2，3，K，T）
其中，Xt、Yt是指標向量，αi、βi為待估系數，μt為白噪聲序列。
以新疆二、三產業產值占新疆GDP比重（ISR）作為產業結構優化指標，以產業能源消費總量（NH）、產業耗水總量（SH）作為資源指標，工業廢氣排放（FQ）作為環境指標，考慮到對時間序列數據進行取對數處理容易得到平穩序列，而且不改變時序數據的特征，本文實際分析時均采用各變量的對數值。對其進行格蘭杰因果關系檢驗，滯后期選擇3時，在5%的概率下，分析結果表明：新疆產業能耗及產業水耗不是產業結構優化的格蘭杰原因；以廢氣排放表征的環境污染與新疆產業結構優化沒有聯系；產業結構優化是產業能源消耗和產業水資源消耗的格蘭杰原因。這說明在新疆產業結構調整過程中，二、三產業比重的提高增加了對能源消耗和水資源的消耗，但產業結構的優化并不僅依靠資源的消耗，產業結構與以逆向指標表征的生態環境之間不存在格蘭杰因果關系，意味著產業結構的優化不能以破壞生態環境為代價。
（二）新疆產業結構調整的資源消耗的響應分析
通過格蘭杰因果關系檢驗發現，在產業結構調整過程中，產業結構優化對產業能源消費量和產業水資源消耗直接產生統計意義的因果聯系，為了進一步分析產業能源消費量和產業水資源消耗對產業結構調整作用下的響應情景，采用脈沖響應函數來進行分析。廣義脈沖響應函數考察一個變量的沖擊怎樣影響其他變量以及這一影響力的持續時間。廣義脈沖響應函數由Koop（1996）等提出，后經Pesaran和Shin（1998）進行了拓展研究。在對VAR模型進行必要的數學變換后，Pesaran和Shin[10]將廣義脈沖響應函數定義為：
GIx（n，δj，Ωt-1）=E（yt+n/εjt=δj，Ωt-1）-E（yt+n/Ωt-1）
其中，δj代表來自第j個變量的沖擊，n是該沖擊響應時期數，而Ωt-1則是代表該沖擊發生時所有可獲得的信息集。令δj等于一個標準差沖擊，得出解析結論：
yt+n=σ-12jjAnej， n=0，1，2，…N
其中，ej是單位向量，表示t時刻給第j個變量一個標準差沖擊，對y在t+n時刻的影響期望值。
本文首先檢驗了在5%的顯著性水平下，所選2個指標與產業結構優化率之間存在唯一的協整關系，然后，在此基礎上，選取1995～2009年的產業結構優化率和產業能源消耗總量、產業耗水總量，分別建立產業結構優化率與它們之間的VAR模型，進行脈沖響應分析，結果見圖6和圖7所示。
圖中實線表示脈沖響應路徑，代表了能源資源、水資源消耗量對產業結構調整的響應，兩邊虛線為2個標準差的置信區間。圖6是產業能源消費量對產業結構調整的響應路徑。從圖6可以發現，在新疆產業結構調整過程中，產業結構的優化對產業能源消費具有正向的沖擊效果，即隨著產業結構不斷優化，產業能源消耗將增加，這種效果在第2期開始產生，并且以后持續增加。圖7反映產業耗水對產業結構變動的響應路徑，從圖7可以看出，在新疆產業結構調整過程中，產業結構優化對產業耗水具有負向的作用效果，從第二期即呈現出這樣的特征，即隨著產業結構的不斷優化，產業耗水對產業結構優化的沖擊呈現不斷減少的變化趨勢。
（三）新疆產業結構調整的資源消耗的方差分解分析
方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。根據方差分解理論，得到產業結構對能源資源、水資源消耗的方差分解結果，如表2所示。
表2表明了從1～10的預測期內，新疆產業結構調整對能源資源消耗和水資源消耗的影響。從產業結構調整對能源消耗影響的方差分解結果來看，第一期，產業結構調整對能源消耗的影響較小，僅有20.532%，第二期開始，產業結構調整對能源消耗的影響增加，迅速上升到56.251%，然后產業結構調整對能源消耗的影響保持較平穩的幅度，說明能源資源消耗受產業結構波動的影響逐漸減弱?？梢娦陆茉串a業結構優化程度不高，能源利用效率不高。只有不斷地優化產業結構才能實現能源效率的提高。
從產業結構調整對水資源消耗影響的方差分解結果來看，第一期，產業結構調整對水資源消耗的影響非常小，貢獻份額僅9.107%，第三期之后，產業結構調整對水資源消耗的影響迅速上升，第五期達到61.681%，隨后，產業結構變化對水資源消耗的貢獻度達70%以上，產業水資源消耗受產業結構波動的影響逐步加強。說明通過對水資源在產業間的合理配置，能夠實現節約用水的目標。
四、結論
隨著新疆產業結構調整進程的推進，用水量遞增、能源消耗加大，工業三廢排放的增加是產業結構調整過程中普遍的資源消耗、環境污染問題。從產業資源消耗時間序列來看，新疆水資源配置不合理，產業間用水比例不協調，農業用水占較大比重；第二產業能源消費量增長幅度較大。從產業資源消耗空間來看，新疆北部地區的產業能源消耗增長幅度與產業用水變動幅度較大，南部相對較小。工業污染方面，新疆產業結構調整過程中資源環境壓力正在持續加強。
格蘭杰因果分析發現，“九五”以來，新疆產業結構調整過程中，資源消耗不是產業結構優化的格蘭杰原因，產業結構優化不是以犧牲生態環境為代價。進一步的脈沖響應函數模擬表明：短期內，隨著產業結構的不斷優化，能耗不斷增加；從長期看，水資源的消耗將會減少。方差分解結果表明：新疆能源資源消耗受產業結構波動的影響逐漸減弱。水資源消耗受產業結構波動的影響逐步加強。
參考文獻：
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收稿日期：2013-01-30
基金項目：國家社會科學基金西部項目（11XJY015）；國家社會科學基金項目（12CJY039）
作者簡介：李 芳（1979- ） 女，甘肅民勤人，博士、講師，研究方向為產業經濟、生態經濟；
資源環境效應范文2
本刊特約通訊員（以下稱“通訊員”）：西安交通大學附屬小學是一所有著豐厚文化底蘊的現代化學校，師資力量雄厚，教學條件優越，科研氛圍濃厚。近幾年，學校開展了一系列校本資源庫的建設，為學校的現代化發展注入了新的活力。請您介紹一下目前學校整個資源庫的建設狀況。
雷玲校長（以下稱“雷玲”）：教育資源庫具有“教育教學資源共享、信息交流、網上教學和遠程教育”等功能，打破了傳統教育在時間和空間上所受的限制，它能使分布在不同地方的每一所學校和每一個家庭都能得到豐富的教育教學信息，能使每一位教師和學生受益。大量的、優秀的教育教學軟件和豐富的各學科教育教學資源庫對于培養同現代化要求相適應的高素質的專門人才將起到極大的促進作用。
我校于2002年2月參與了西安市現代教育技術實驗學?！笆濉绷㈨椪n題――《交大附小校本資源庫的研究》，通過幾年的努力建設已順利結題，并取得了一定的成果。目前整個資源庫建設的主要來源有三個：一是搜集、整理互聯網上大量的免費資源；二是購置K12、中教育星等教育軟件公司的商品資源；三是我校自主構建的資源，包括本校教師和學生自主構建的資源，注重實用,匯集了我校師生的教育智慧。主要自主構建的資源平臺包括：課件、教案下載資源，包括各學科教學課件、各學科優秀教學設計等；網絡教研資源平臺；教師博客資源系統；vod視頻點播資源系統；電教資源管理系統；學生成績統計管理平臺；學生博客資源系統；學生作品資源庫，包括學生電腦動漫作品、學生電子板報作品、學生個人網頁作品。
通訊員：資源庫的建設與具體的教學教研是怎樣進行結合的呢?
雷玲：學校將資源庫的建設與具體的學校教育科研業務緊密結合，做到在建設中使用和在使用中建設，促進教師專業發展的信息化。如：組織教師利用學校網絡教研平臺進行教研活動；使用vod視頻點播資源庫及電教資源庫，觀摩優秀教師課堂實錄及專家報告；利用教師博客進行討論研究，撰寫相關研究的教育作品。為了更好地將教研成果運用到教學中去，學校每年還分學科開展了信息技術與課程整合的研究，以充分發揮教師的主導作用、學生的主體地位，將整合課程與專題資源庫及特色網站的建設有機地結合起來，形成師生與網絡的多邊交流溝通機制，使教學信息在師生心靈“碰撞”中迅捷傳播。
通訊員：眾所周知，資源庫建設是一個系統性的工程，需要優質的軟硬件基礎，而且要求教科研各方也要均衡發展。從全國范圍來看，西安交大附小地處我國經濟欠發達的中西部地區，請問，學?；ň拶Y建設網絡環境的校本資源庫出于什么樣的考慮？
雷玲：為了順應教育信息化的時代要求，學校投資建設這樣的網絡環境資源庫的目的出于以下四種考慮：
(1)實現校內的教育資源共享，進行基于資源庫和網絡支撐平臺為課堂教學服務校本教學體系的研究。
(2)西安地區的學校目前也正積極地努力將現代教育技術運用在課堂教學中，由于各種原因影響造成有的教師對電教媒體的理解和運用的機械化、簡單化。有些學科雖然運用了教學資源，但教學效果還不夠理想，而自主開發的課件資源更是離教學精品課程資源還有一定的差距。為此，學校作為西安示范小學，深覺有責任、有必要推進網絡資源，推進教師優質教學資源的共享和學生的數字化學習。
(3)希望能探索一條網絡多媒體資源庫建設與學校網絡教研相結合的創新之路。通過實現現代教育技術與學科教學的有機整合，提高教學效率，進一步發揮我校在中西部地區的輻射作用。
(4)希望資源庫的建設能為日后西安交大附小網校的建成奠定基礎，以最優質資源面向西北地區乃至全國推廣。
通訊員：校本資源庫單靠學校教師開發，存在開發資源的條件和時間制約。今后，學校將采取哪些措施保障優質資源的動態更新？對于下一步的校本資源庫的發展有何打算？
雷玲：今后我們將一方面通過校際交流、網絡下載、購買、組織教師開發等多種途徑，繼續擴充校本資源庫的積件數目和增加教學優質資源的數量。另一方面會繼續通過采取一定的管理、評價機制來保障學校老師們對優質資源的動態更新，在不斷提高教師自身信息技術素養的同時更進一步地提高資源利用率。
資源環境效應范文3
我國教育部已明確指出：“班班通、堂堂用”工程的實施，促進了現代遠程教育的發展，使廣大中小學生能夠共享教學資源，提高了教育水平和質量。目前大部分學校配備了“班班通”教學設備，初步形成了數字化教學環境，促進了教學的順利開展。應重視并切實做好班班通教學設備的日常管理和維護，有效應用“班班通”，保障教學活動的正常開展。
1 班班通概述
“班班通”是融合了基礎設備、軟件資源及教育教學整合的系統工程，包括交互操作平臺、多媒體教學機、音視頻設備及網絡設備等，能夠在網絡環境下，以投影機為顯示設備，使每一個教室都能夠演示課件、現場直播及遠程教學等，實現日常教學與信息技術的有效整合。
“班班通”包含三層次含義。首先，“通”硬件。每個教室必須配備適量的網絡設施及信息化設備，即簡易的多媒體教室，對語音及視頻的配置需要由較高的質量，通常配備的語音電話為“秒秒鐘”話機，能夠對聲音質量進行較好處理。其次，“通”資源。不同的硬件設備所要求的資源也不一樣，是實現信息化教學的基礎。最后，“通”方法。應用信息化的方式，構建信息化課堂，開展信息化的有效課堂教學，實現信息化的教育，真正促進教師及學生共同發展。
2 班班通教學設備的應用
應用“班班通”打造有效課堂 由于“班班通”教學具有直觀性，可將抽象的知識直觀化，利于學生理解知識點，提高學習效率?！鞍喟嗤ā苯虒W設備具有趣味性，集聲像于一身，可激發學生學習興趣，將枯燥乏味的知識轉變為生動形象的知識，如可利用多媒體展示動畫韻律詩，并通過詩歌吟唱的方式表達出來，讓學生喜聞樂見?！鞍喟嗤ā苯虒W設備可針對學生實際情況，進行異步直觀教學，由于學生成績具有參差不齊的特點，可根據學生實際情況，采取不同的教學，進而促進每一個學生的發展。此外，可利用“班班通”開展教師全員參與的活動，開展由教師全員參加的推門聽課評選活動，為教師提供教研互動平臺，打造有效課堂，引領教師進行課堂創新，提高教學能力。
利用“班班通”突破德育瓶頸 可充分利用“班班通”加強學生德育工作。教師可充分利用網絡資源，組織學生統一觀看；或通過“班班通”將學校中好人好事進行宣傳，對于違規亂紀現象進行批評。提高德育效果，促進學生養成良好的習慣，最終實現“信息通”“心相通”。
利用“班班通”加強教育科研 由于“班班通”包含有豐富的教學資源，利用“班班通”可實現資源共享?？衫镁W絡進行文檔傳輸，方便教師查閱及反饋；學校也可將教學資源于學校網站，供教師及學生查閱，并相應提出建議；為學校領導、教師、學生之間的交流提供便捷平臺，如可通過發送電子郵件、QQ、MSN及留言板留言等方式加強師生交流。此外，可通過專題培訓、觀摩教學、課件制作等方式，提高教育科研水平，增強科研活力。
3 班班通教學設備的管理
通常情況下，班班通教學設備主要由核心主機、交互操作控制平臺、投影機、音頻設備及網絡等附屬設備所組成。其中需要加強核心主機的管理，即計算機的管理，包括音頻設備的管理及網絡管理等。
計算機的管理 在教學使用過程中，要確保軟件及硬件的綜合管理及維護。一般情況，通常會遇到應用程序無法讀取或操作系統受損等故障。遇到這些情況，可對系統進行重新安裝，往往較為困難的是計算機硬件故障，主要包括顯示器無法顯示、CPU過熱或硬盤受損等。這就需要在日常操作中應注意CPU散熱風扇情況，定期對風扇進行檢查，或者加入油，確保風扇的正常運行；若遇到硬盤受損應及時更換。還應注意計算機工作環境，定期對電腦進行清潔，保持周圍干燥，避免因空氣濕度過高極導致主板損壞。此外，要注意文檔備份，避免造成重要數據的丟失。
音視頻設備的管理 注意做好投影機的管理與維護。當前應用較為廣泛的為冷光源短焦投影機，日常維護得當，耐用性較強。投影機出現的故障，多發生在燈泡燒毀、顯示報警信號及電路故障等方面。若出現燈泡燒毀現象，僅僅需要到市場中購買同型號的燈泡后更換即可；若出現報警信號，常見的報警信號為“請除塵”，只需使用者打開外殼上的過濾網，對內側的海綿進行清理即可，保持散熱通暢等。若出現電路故障，如電路板燒毀等，這就需要專業維修人員進行維修，使用者不可貿然自行維修，否則會導致更多的損失。
網絡管理 “班班通”教學設備網絡故障可分為網絡邏輯故障及網絡物理故障。網絡邏輯故障較為麻煩，其中配置錯誤是經常遇到的問題。造成配置錯誤的原因有兩方面：其一，所使用計算機的IP地址出現錯誤；其二，路由器的端口參數設定不正確。若遇到這兩種故障，則可用“路由跟蹤程序”，幫助使用人員追尋正確的IP地址及參數，較為嚴重的則需要到學校網管中心請專業人員對網絡線路進行檢查。而網絡物理故障包括插頭松動、線路損壞、電磁干擾等，相對較為簡單，使用人員僅僅需要檢查相關設備是否連接完整，或線路是否中斷等。
4 結束語
“班班通”教學是一種新型教學模式，可實現網絡教學與課堂教學的整合，徹底打破原有的教師與學生、教室與教師、校園與教室之間的界限，達成資源共享，可有效提高課堂教學實效。為了確保“班班通”教學的正常、順利開展，應加強班班通教學設備的管理及維護，從而提高教學設備的利用率，并使其發揮最大的教學效益。
參考文獻
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資源環境效應范文4
關鍵詞：資源依賴；環境規制強度；生態效率；空間異質性
DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.06.08
中圖分類號：F0622；F1245 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2016）06-0035-04
Abstract：This paper calculated the ecoefficiency of 30 provinces during 2003～2012 by super efficiency SBM model with undesirable output and compared the ecoefficiency differences in high and low resource dependence regions. Distinguish the investment and feebased environmental regulation，it analyzed the effects of environmental regulation on ecoefficiency under resource denpendence.The results show that ecoefficiency of high resource dependence region was lower than low region，indicated that the presence of the “resource curse” phenomenon. Chinese environmental regulation was in a failed state.
Key words：resource denpendence； environmental regulation itensity； ecoefficiency； spatial heterogeneity
近年來，我國資源環境與經濟發展的矛盾日益凸顯，不斷出現的環境污染和生態失衡等問題，引起了政府部門和學術界對生態文明及區域可持續發展的高度重視，生態效率逐漸成為測量區域經濟與環境協調發展的重要概念和工具。環境規制在一定程度上能夠改善環境污染問題，環境規制效果的衡量不僅要以改善生態環境為目的，還要考慮經濟效益的情況。因此有針對性地制定環境政策并以最小的成本投入獲得最大的經濟效益，提高區域的生態效率，是環境規制制定與實施過程中面臨的重要挑戰。
1研究綜述
生態效率最初由Schaltegger和Sturm提出，指一定時期內產生的經濟價值與增加的生態環境負荷的比值[1]。后來這一概念逐漸演化為“一個區域以最少的資源消耗和最低的環境損害為代價實現經濟產出最大化的潛力”[2]。生態效率綜合考慮了經濟、資源和環境等多方面因素[3]，反映了資源節約和環境友好等綠色發展的核心要求，因此可以從效率層面反映綠色發展。
資源依賴、經濟增長與生態環境。自“資源詛咒”命題提出以來，學者們圍繞資源與經濟增長展開了諸多的理論與實證探索，觀點豐富，但尚未形成共識[4，5]。國內有學者對資源依賴度與經濟增長的關系進行了探討，指出資源豐裕地區過于依賴資源稟賦，進行資源開發的同時忽視了對脆弱生態環境的保護，資源豐裕、生態脆弱、區域貧困的惡性循環容易引發“資源詛咒”現象[6]。也有學者從生態學的角度對資源詛咒現象進行檢驗，認為中國的資源詛咒現象對人力資本的擠出及較低的資源利用效率影響了生態效率[7]。
環境規制與生態效率。環境規制產生的環境效益和經濟效益都會影響生態效率。經濟效益存在“遵循成本”和“創新補償”兩種觀點?！白裱杀尽闭f認為企業滿足政府環境規制的同時，會增加其額外的生產成本，短期內會損失生產效率[8]。 “創新補償”說認為適當的環境規制可以提高企業的創新投入，增加企業的生產效率和競爭力[9]。另外，關于環境規制與生態效率關系的研究結論分歧較大。有學者認為行業環境規制強度和環境效率間存在正相關 [10]。也有學者發現各省市環境規制制定和實施過程中存在“逐底競爭”特征，環境規制短時間內對生態效率的提升具有負效應[11，12]。根據以上觀點，將資源依賴、環境規制和生態效率間的關系整理如下（見圖1）。圖1資源依賴、環境規制和生態效率的邏輯關系
現有研究主要集中在兩方面：①“資源詛咒”問題，多以資源稟賦和經濟增長作為檢驗變量，對資源依賴、生態效率等指標關注較少；②環境規制與生態效率的關系及其他影響生態效率的因素。傳統研究大都是在區域同質性的假設條件下，考察環境規制對生態效率的影響，鮮有文獻將不同類型的環境規制加以區分。事實上，區域在資源方面存在巨大差異，不同的環境規制對生態效率的響應是不同的。
鑒于此，本文將資源依賴、環境規制和生態效率納入統一分析框架，并試圖從以下方面對現有文獻進行拓展：①在資源依賴和生態效率的全新視角下檢驗中國是否存在“資源詛咒”現象；②從區域資源依賴度入手考察環境規制對生態效率的實施效果；③將環境規制加以區分，反映環境規制效果的區域差異，為制定差異化的環境政策、提高區域生態效率提供參考。
2生態效率測算及差異分析
21資源豐裕度與資源依賴度
資源豐裕度與資源依賴度具有高度的正相關，一個地區的經濟或產業過度依賴資源會產生不利于經濟長期增長的負面效應，所以資源依賴才是阻礙經濟增長的內在動因。一方面，資源依賴程度高的地區資源開發行業較發達，采掘業占比高。另一方面，采掘業包含石油、煤炭、天然氣、金屬和非金屬礦采選業等細分行業[13]，較為準確地代表了當地自然資源狀況，因此采用每年采掘業從業人數占年末全部從業人數的比重來判斷區域資源的依賴程度具有一定的合理性。由于樣本數據不全，僅選取我國30個省市（不包括、香港、澳門和臺灣等地區）作為樣本，前10名劃分為高資源依賴度地區，后10名為低資源依賴度地區，如表1所示。
數據包絡分析是基于被評價對象間相對比較的非參數技術效率分析方法，分析多投入多產出時具有特殊優勢，在諸多領域具有廣泛適用性。本文采用包含非期望產出的SBM超效率模型評價樣本的生態效率。該模型不僅考慮了環境污染這種 “非期望產出”，區分有效DMU之間的效率差異，同時解決了徑向模型對無效率的測量沒有包含松弛變量的問題，模型設定如下：
N個決策單元（DMU）各有三類要素：投入變量、期望產出、非期望產出，DMU的投入產出變量分別用3個向量表示：xik、yrk 和btk，m、q1和q2分別為三類要素的數量，s-i、s+r和b-分別代表三類要素的松弛變量。下述方程為規模報酬可變（VRS）假設下的包含非期望產出的SBM超效率測量模型：
在借鑒相關文獻的基礎上兼顧到數據的合理性和可得性，選取的投入變量為：①勞動力投入，為歷年年末從業人數；②土地投入，為建成區面積和耕地面積；③能源投入，折算為標準煤單位的能源消耗總量；④資本投入，采用“永續盤存法”計算得出的年末物質資本存量[14]；⑤水資源投入，為用水總量。產出變量為：①期望產出，為實際GDP；②非期望產出，為工業廢水、工業廢氣、工業煙塵、工業固體廢物及二氧化硫排放量（由于數據可得性及統計口徑的不同，主要關注工業領域）。其中GDP利用GDP指數進行平減，基期為2000年。相關數據分別來自歷年《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》以及各省市歷年統計年鑒。
23生態效率測算結果分析
運用MaxDEA軟件，計算出不同區域2003～2012年的生態效率，部分年份生態效率如表2所示。
3環境規制與生態效率的空間異質性分析
31環境規制與生態效率的一般性分析
311環境規制指標的選取
目前，環境規制強度的衡量存在以下指標：排污費收入 [15]，治理污染總投資占工業產值的比重 [16]，環境規制數量 [17]。本文的環境規制指標分為兩類：第一類為投資型環境規制（EKIinvest），采用污染治理投資總額占GDP的比重表示；第二類為收費型環境規制（EKIfee），采用排污費收入占工業增加值的比重表示。我國排污費征收、污染治理投資屬于法律規定的政府行為，非企業自愿，在一定程度上可以反映環境規制的強度[18] 。
312不同區域環境規制強度的比較
因篇幅所限，本文選取不同區域2003年、2008年和2012年的環境規制強度進行比較（見表3）。①不同區域的投資型環境規制強度不斷加大，而收費型環境規制強度則不斷減弱。說明政府環境治理的方式以投資為主收費為輔。②高資源依賴度地區兩種環境規制強度均大于低資源依賴度地區，生態效率卻低于低資源依賴度地區。高資源依賴度地區在資源開發利用過程中易產生環境污染問題，
32環境規制對生態效率的影響分析
321模型設定與指標選取
本文主要研究環境規制強度對區域生態效率的影響，為了檢驗人均GDP與生態效率間是否存在EKC曲線，模型中加入人均GDP的二次項。為了避免異方差和多重共線性，各變量均取對數，回歸模型為：
其中，i指省份（i=1，2，3…30），t表示時間。EEit為生態效率；URBANit（城市化水平）為非農業人口占總人口的比重；TECHit（技術進步）為萬元GDP能耗；RESOURit（資源依賴度）為采掘業人口占全部從業人口比重；POPUDENit（人口密度）為年末人口數與區域面積的比值；GDPit（經濟水平）為人均GDP，以2000年為基期進行價格平減；FDIit（投資開放度）為實際利用外商投資總額占地區生產總值的比重；εit為誤差項。
數據來源于歷年《中國環境統計年鑒》《中國環境年鑒》《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》及各省市歷年統計年鑒。
322實證分析
（1）面板形式判定。運用stata軟件對面板數據進行豪斯曼檢驗與LM（F）檢驗，面板判定結果如表4所示。
區域分組檢驗發現，高資源依賴度地區投資型環境規制系數不顯著，收費型環境規制與生態效率呈顯著負相關，其每提高1%，生態效率下降0132%。其原因為收費型環境規制增加了企業的生產成本，使得企業的“遵循成本”大于“創新補償”。低資源依賴度地區投資型環境規制與生態效率呈顯著負相關，投資型環境規制強度每提高1%，生態效率下降0016%。合理的解釋為：以污染治理投資為代表的命令-控制型環境規制具有強制性，缺乏激勵機制，企業在生產過程中可能產生抵觸或者“偷工減料”的行為，使投資所產生的生態效應大打折扣。
城市化水平。所有樣本回歸結果表明，城市化水平的提高對生態效率的改善起到很大促進作用。其中低資源依賴度地區城市化水平的提高對生態效率的影響最大。
技術進步。技術進步在全部樣本和高資源依賴度地區樣本中的系數顯著為正，表明技術進步提高了區域的生態效率。低資源依賴度地區技術進步對生態效率存在抑制作用。
人口密度。低資源依賴度地區人口密度與生態效率之間存在負相關，其他樣本地區人口密度與生態效率之間存在正相關。低資源依賴度地區如上海、北京等，人口已屬飽和狀態，一旦超出其承載范圍，會對生態效率造成負面影響。
經濟水平。除低資源依賴度地區外，其他樣本地區人均GDP與生態效率之間呈U型關系。全部地區、高資源依賴度地區生態效率達到拐點所對應的人均GDP對數值分別為：2851、2666，經計算2012年全部地區、高資源依賴度地區人均GDP 對數分別為3292、3312，均已超越拐點，即今后隨著人均GDP的增長，生態效率會不斷提高。
投資開放度。全部地區、高資源依賴度地區FDI系數在統計上不顯著，低資源依賴度地區在1%水平通過顯著性檢驗。低資源依賴度地區，外資在促進當地經濟規模擴張的同時，帶來的技術效應會促進當地生產和產業結構向綠色環保方向發展。
4結論與建議
以生態效率作為衡量區域可持續發展的指標，高資源依賴度地區生態效率明顯低于低資源依賴度地區，我國存在“資源詛咒”現象。由于各省市間的空間異質性，高資源依賴度地區較高的環境規制強度并沒有顯著提升其生態效率，說明資源依賴下環境規制強度與生態效率之間存在綜合效應。
整體上，我國環境規制對生態效率的實施效果并不理想。全部地區樣本中，收費型環境規制對生態效率的制約作用大于投資型環境的促進作用。高資源依賴度地區的收費型環境規制與生態效率呈顯著負相關，主要原因為企業的“治污成本”大于“創新補償”。低資源依賴度地區的投資型環境規制與生態效率呈顯著負相關，說明我國的命令-控制型環境規制缺乏激勵機制，在引導企業自發治理污染、進行“清潔型”生產等方面效果不理想。
在環境規制效果不理想的前提下，高資源依賴度地區生態效率的提高更多地依賴于科技水平（資源利用效率）、城市化水平、經濟發展水平等因素；城市化水平、貿易開放度是影響低資源依賴度地區生態效率的主要因素。
為了提高環境規制的利用效率，實現區域生態環境與經濟增長的協調發展，提出以下建議：
（1）實施差異化的環境規制強度。在高資源依賴度地區，不應盲目提高收費型規制強度，應更多地注重產業政策調整、市場資源配置等其他因素。
（2）加強環境規制創新。制定激勵性的環境規制，充分調動企業“清潔生產”的積極性，增加環境規制的多樣性、有效性。末端治理技術的提高并不是解決污染問題的根本途徑，應鼓勵高污企業創新“生產技術”，從源頭上控制污染產生。
（3）注重非正式環境規制的培育。我國的環境規制以強制性的正式法律、法規及規章為主，非正式環境規制幾乎為空白。應鼓勵非政府環保組織的設立，努力培養公眾環保意識。
（4）加大技術創新。高資源依賴度地區 “粗放型”的資源開發模式阻礙了地區經濟與環境的協調發展，應通過科技進步和制度創新，提高資源利用率，降低單位GDP能耗，實現綠色發展。
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資源環境效應范文5
關鍵詞兩階段SBM模型；非期望產出；水資源利用效率；空間計量模型
中圖分類號F062.1
文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）05-0027-10DOI：10.12062/cpre.20170334
水資源作為生態環境的基礎要素之一，是社會經濟發展必不可少的重要資源，維系著人類文明和社會進步。目前，中國水資源空間分布不均，污染嚴重，生態環境惡化，環境問題和其他問題非常突出，成為阻礙中國經濟可持續發展的重要因素之一。《水污染防治行動計劃》的實施切實有效加大水污染防治力度，保護國家水安全[1]。對水資源可持續利用的認知已經提升到國家安全戰略性的角度，在中國各地區的水資源開發和利用過程中產生了一系列問題，如水生態環境惡化，水資源時空分布不均，水資源供需矛盾激化等問題日益受到重視。由于自然資源稟賦、產業結構、經濟發展水平等差異，中國各地區之間的水資源利用效率也存在一定的差異?？s小各地區水資源利用效率之間的差異，逐步改善水環境質量成為提高中國區域水資源利用效率問題之一。因此，在環境規制下對水資源利用效率的定量評價和相關影響因素分析具有重要意義，這也成為解決一系列水資源利用問題的關鍵。
1文獻綜述
作為效率評價的一種重要方法，數據包絡分析（Data envelopment Analysis， DEA）不需要明確投入產出變量之間的函數關系和不受變量量綱的影響，已被廣泛應用于水資源綜合效率評價領域。近年來，學者們利用不同類型的DEA模型對水資源效率進行了評價，Hu等[2]基于DEA模型首次建立了全要素的水資源利用效率的評價方法；李志敏等[3]通過主成分分析法和DEA對中國31地區2010年水資源利用效率狀況進行研究；采用DEAMalmquist指數法，廖虎昌等[4]研究了西部12省區的水資源效率；孫才志等[5]利用改進的DEA方法計算出中國31個省市區水資源利用相對效率，并且運用探索性空間數據分析法對中國水資源利用效率的時空差異、規律及影響因素進行了探索。然而，這些研究都未考慮生產過程中排放的水資源污染物，并未在環境規制下進行水資源利用效率評價。一些學者從考慮非期望產出角度對水資源利用效率進行了測度，岳立等[6]研究中國主要工業省區工業用水效率時將化學需氧量排放量和氮氨排放量作為非期望產出納入DEA模型中，得到考慮污染物排放的水資源利用效率變化明顯；把污水作為非期望產出，馬海良[7]基于投入導向的DEA模型測算了中國30個省級區域的全要素水資源利用效率；孫才志等[8-9]采用帶有“非期望”產出的DEA方法測度了1997―2010年中國31個省市區的水資源全局環境技術效率，與未考慮“非期望”產出的DEA的水資源技術效率進行比較分析；趙良仕等[10]將“非期望”產出―灰色水足跡考慮到評價水資源利用情況中，采用SBM模型，投產為水足跡、勞動力和資本，期望產出為GDP和非期望產出為灰色水足跡，測算了中國1997―2011年31個地區的環境規制下的水資源利用效率。上述研究從不同角度測度了水資源效率，但都沒有考慮其內部生產和污染物處理過程，無法有效識別水資源利用系統中各階段有效狀態。
從水資源的使用和污水排放過程來看，中國各地區水資源利用系統可以分為兩個子階段：水資源利用階段和污染物處理階段。目前，一些學者已從以下方面對兩階段利用系統進行研究，Wu等[11]建立了兩階段網絡生產結構的DEA效率評價方法，提出各子系統的效率分解和分析了中國2010年30個省區的工業循環經濟生產情況，但是在處理第一階段非期望產出時僅把非期望產出的相反數和期望產出同時作為產出；王有森等[12]構建了一種基于徑向的DEA的兩階段評價方法，并建立兩個子階段之間的聯系，研究了中國30個省市區的工業用水系統的效率。An等[13]提出基于松弛的兩階段SBM模型在第二階段考慮了非期望產出測度中國商業銀行運行效率；Wu等[14]利用基于徑向的兩階段DEA方法，把經濟活動分為生產和處理過程測度中國各省市能源減排效率。然而，以上的兩階段效率評價模型研究中均未考慮投入產出及中間變量的松弛性問題，基于松弛角度評價中國各地區水資源利用系統效率值得深入研究。
因此，本文把水資源利用系統分為第一階段污染物產生和第二階段污染物處理過程，采用考慮非期望產出的基于松弛的兩階段SBM模型，測算了2001―2014年中國省際31個省市的水資源利用效率。中國各省市水資源利用效率在空間分布上存在一定的集聚分布特征，接下來本文運用空間計量模型在考慮空間效應因素下從人均水資源量、工業用水量、生活用水量、人均GDP、對外開放程度、產業結構、技術進步等方面對各地區水資源利用整體效率的影響因素進行分析。
2研究方法與數據來源
2.1考慮非期望產出的兩階段效率評價模型
中國各省市的水資源利用系統可以分為第一階段水資源利用和第二階段污染物處理過程，其具體結構如圖1所示。
圖1說明了水資源利用兩階段系統，每個DMU投入產出過程由兩個子階段組成，第一子階段投入X形成期望產出Y和非期望產出F，第二子階段加入處理投入R把非期望產出F進行處理，得到產出H。假設有N個DMUs，分別為DMUj（j=1，…，N），令DMU0為被評價的決策單元，第一子階段和第二子階段的評價效率值分別為E01和E02。在生產過程中，一般決策者希望以最小的投入獲取最大的產出，與之同時排放出最少的非期望污染物產出，生產利用系統的效率評價必須兼顧投入和污染物產出最小化以及期望產出最大化為目標。本文研究兩個階段不同狀態下的生產系統效率，其中，中間變量F是第一階段的非期望產出，同時也是第二階段的處理投入。當評價第一階段的生產利用效率時，利用基于松弛的SBM模型，中間變量F作為第一階段的非期望產出在最優解之間可能存在意味著無效率的松弛。
本文在環境規制下基于Tone[15-16]建立的非徑向、非角度基于松弛的SBM模型，建立如下固定規模報酬、非期望產出的兩個生產系統的有效性模型[17-18]，提出了更加符合真實生產利用過程的松弛的非徑向SBM模型[19]，如下式：
在保持模型（1）中的投入產出松弛測度不變的條件下，本文應用下面模型得到第一階段中非期望產出的松弛測度。
如果E10=1，水資源利用第一階段是有效的。如果E10
在保持模型（2）中的投入產出松弛測度不變的條件下，本文應用下面模型得到第二階段中非期望產出處理的松弛測度。
其中，sr*和sh*是由求解模型（1）得到的常量，變量sf2是第二階段的非期望產出作為投入的松弛測度。通過非期望產出作為投入的松弛測度，可以知道有多少非期望產出可以處理。在模型（1）中投入產出松弛sr*、sh*和模型（4）中非期望產出松弛sf2*的計算基礎上，基于松弛的第二階段水資源利用效率定義如下：
如果E20=1，第二階段水資源處理是有效的。如果E20
當兩個階段水資源利用是IO有效時，僅僅說明整個投入產出是無松弛的；當每個子階段有效時，僅僅說明該階段投入產出和中間變量是無松弛的。因此，一個整體有效的狀態應考慮整個系統的投入產出、各階段的投入產出和中間變量的松弛問題，下面給出整個系統有效的定義。
在模型（1）、（3）、（5）中投入產出松弛sx*、sy*、sf1*、sr*、sh*、sf2*的計算基礎上，基于松弛的水資源利用整體效率定義如下：
根據生產有效性定義，兩個階段整體有效時應該滿足在所有投入產出和中間變量均沒有松弛，兩個階段IO有效是整體有效的必要非充分條件。利用本文提出的模型，水資源兩個子系統3種效率的有效狀態被測度，每個階段的有效狀態被識別。相比單投入產出系統，如CCR模型，本文提出的模型能給出每個階段的有效狀態評價，可以為決策制定者提供參考。相比Fare等[20]，Tone等[21]的兩階段網絡DEA模型及其變化模型[11-13]，上面模型可以在考慮非期望產出情況下測度兩階段系統的投入產出及中間變量的無效性。
2.2空間自相關檢驗
Tobler在1970年提出地理學第一定律：在空間上任何事物或現象都存在聯系，相距近的事物或現象之間的聯系一般較相距遠的要緊密[22]?？臻g自相關是通過統計學方法計算空間中某空間單元與其臨近單元間的某種特征值的空間自相關性程度，用來分析這些空間單元在空間上的分布特性。Moran’s I指數是最為知名和常用的空間自相關指數，分為全局型和局部型兩類。全局Moran’s I指數是Moran基于空間隨機分布現象提出的空間自相關指數[23]，局部Moran’s I指數是1995年Anselin提出LISA（Local Indicators of Spatial Association）方法論[24]。本文采用Moran’s I指數作為空間自相關性檢驗指標，全局Moran’s I指數計算如下：
該指數為正表示區域i的變量屬性值與臨近區域的變量屬性值相似，為負表示不相似，該指數的絕對值越大自相關程度越大。在隨機化假設下，同樣可用Z統計量可以檢驗局部Moran’s I指數的顯著性。
2.3空間面板數據模型
空間計量經濟學理論研究在空間上某個地區的經濟地理現象或屬性值與鄰近地區同一現象或屬性值存在的相關關系[25]。這種空間相關關系為空間效應，可以用下面兩種主要模型解釋：當被解釋變量的空間依賴性對模型設定非常關鍵時，應采用空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）；當模型的誤差項在空間上相關時，應采用空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）。
SLM主要分析被解釋變量的空間依賴效應，其模型表達式為：
式中，參數β是解釋變量對被解釋變量的影響，ρ是被解釋變量的空間自回歸系數，Wy是空間滯后因變量且為一內生變量，反映了空間距離對區域行為的作用。
SEM主要研究被解釋變量的空間異質性，其數學表達式為：
式中，參數β是解釋變量對被解釋變量的影響，λ是被解釋變量的空間誤差系數，ε是隨機誤差向量，μ是隨機誤差項。SEM中參數β表示自變量X對因變量y的影響，參數λ衡量了模型中各單元存在于隨機擾動誤差項之中的空間依賴作用，表示鄰近地區關于因變量的誤差沖擊對本地區觀察值的影響程度。
在建立SLM和SEM模型前，一般可通過兩個拉格朗日乘數（Lagrange Multiplier）形式LM-Lag、LM-Err及其穩健-LM-Lag、穩健-LM-Err等形式來檢驗哪類空間模型更恰當[25]。然后采用Hausman檢驗可以確定空間計量模型采取固定效應或隨機效應進行模型估計[26]。
2.4變量選擇
（1）投入產出指標選取。在圖1中，水資源利用系統第一階段消耗水資源、資本和勞動力，生產出GDP，同時排放出一定量的污染物，考慮到廢污水中主要污染物為化學需氧量（COD）和氨氮（AN），本文用產生量作為第一階段水資源利用系統的非期望產出。水資源利用系統第二階段為污染物處理階段，對污染物進行處理時需要額外的污染物治理投資來處理第一階段的非期望產出。經過該階段的處理，第一階段排放出的COD和AN可以得到一定程度的凈化處理，產出去除量。
以樣本容量個數必須不少于投入產出指標數的二倍為前提，在指標選取方面，充分考慮數據可獲得性和相關理論基礎，本文建立如下投入產出指標體系：第一階段投入指標分別為用水總量、固定資產投資以及從業人員，數據來源于《中國統計年鑒2002―2015》[27]和《中國水資源公報2001―2014》[28]；第一階段期望產出為GDP，數據來源于《中國統計年鑒2002―2015》[27]；第一階段非期望產出為工業廢水和城鎮生活污水中COD和AN產生量，第二階段新增投入為工業廢水治理項目投資和污水處理廠累計完成投資；第二階段產出為COD和AN的去除量，數據來源于《中國環境年鑒2002―2015》[29]。
（2）影響因素變量選取。提高水資源利用整體效率對可持續經濟增長至關重要，研究水資源利用整體效率的影響因素可以提出促進各地區可持續經濟發展的政策建議。一般從以下幾個方面研究各地區水資源利用整體效率的影響因素，自然資源稟賦、水資源消耗結構、經濟增長、開放程度、產業結構、技術進步等方面。本文研究各地區水資源利用整體效率的影響因素包含如下變量：人均水資源量、工業用水量、生活用水量、人均GDP、對外開放程度、產業結構、技術進步。
3實證研究結果
3.1中國各地區水資源利用效率測度
中國各地區水資源相對效率評價是DEA應用的一個重要領域，以往的研究側重單系統的水資源利用效率測度，對于基于松弛變量的兩階段的水資源效率評價較少[2-10]。因此，本文在考慮非期望產出的兩階段模型建立的基礎上，采用中國31個地區2001―2014年投入產出數據，利用Matlab2010b軟件對兩階段的水資源利用整體效率和分階段效率進行計算（見表1）。
在2001―2014年中國各地區水資源利用整體效率波動變化很大，且各地區分布極不均衡，遼寧、內蒙古、貴州、重慶、新疆初始值較低，而隨后呈現明顯逐年上升趨勢，但江蘇、安徽、云南呈現明顯的波動下降趨勢，其他地區為先波動上升后下降或先波動下降后上升趨勢。在2001―2014年中國各地區水資源利用第一階段效率多數地區程序波動下降趨勢，遼寧、山東、浙江、江西、湖南、山西、甘肅、海南、廣東呈現明顯逐年下降趨勢，而內蒙古、重慶、貴州、寧夏、新疆呈現先小幅下降后明顯上升趨勢，其他地區為先波動上升后下降或先波動下降后上升趨勢。在2001―2014年中國各地區水資源利用第二階段效率初始值較小的地區在后期存在上升趨勢，而初始值較大的地區在后期存在波動下降，振幅較大。因此，中國各省市水資源利用整體效率及分階段效率在經濟―地理空間分布上存在空間關聯特征。
根據基于松弛的兩階段SBM模型的水資源利用效率評價結果，分析中國31個省市水資源利用整體效率和各階段效率之間的關系，如圖2所示。
大多數地區水資源利用系統第一階段效率平均值高于第二階段水資源利用效率的平均值，而大多數地區整體效率平均值介于兩個階段效率之間，這說明中國水資源利用系統的效率同時受到兩個階段利用系統的影響，但第二階段處理效率對整體系統效率的影響更大。首先，水資源利用整體效率、第一階段效率和第二階段效率差異明顯，東部沿海地區高，包括北京、天津、山東、上海、浙江、廣東等地，西部內陸地區低，包括貴州、云南、廣西、青海、、新疆等地。其次，安徽、河南、海南、重慶、貴州、甘肅、寧夏的水資源利用整體效率高于第一階段效率，其他地區的整體效率都低于第一階段效率；海南、甘肅的第二階段水資源利用效率明顯高于整體效率和第一階段效率，其他地區的整體效率都高于第二階段效率。最后，水資源利用第一階段效率和第二階段效率為高高組合有北京、天津、山東、浙江、上海等地，低高組合有甘肅、海南，高低組合有黑龍江、福建、四川、江蘇等地，低低組合有、青海、新疆、內蒙古、云南、江西、貴州等區。
3.2空間自相關檢驗
采用空間自相關全局和局部Moran指數對中國31個省份2001―2014年考慮非期望產出的兩階段SBM模型的水資源利用整體效率的空間自相關程度進行分析。根據式（9），本文計算了水資源利用整體效率的全局Moran’s I指數，如下表。各時期水資源利用整體效率的全局Moran’s I指數均為正，除了2005和2011顯著性水平為5%，其他各時期顯著性水平均為1%，這意味著中國31個省份2001―2014年考慮非期望產出的兩階段SBM模型的水資源利用整體效率存在顯著的正的空間自相關，在空間分布模式上表現為很強的空間集聚模式，水資源利用整體效率較高的區域臨近于整體效率較高的區域，水資源利用整體效率較低的區域臨近于整體效率較低的區域。各區域之間的水資源利用整體效率存在關聯，在探討水資源利用整體效率的影響因素時不能忽視這種空間效應。
接下聿捎鎂植Moran’s I指數檢驗各地區水資源利用整體效率的局部集聚現象是否存在，如下圖。圖3是水資源利用整體效率的LISA集聚地圖，從2001到2014年中國31個省市水資源利用整體效率存在顯著的空間集聚分布特征，H-H集聚區類型主要集中在東部沿海，如山東、安徽、江蘇、上海、浙江、福建，隨著時間推移該類型區有向華北和東部轉移的趨勢，如北京、天津、吉林、黑龍江、內蒙古。L-L集聚區類型所占省份數量較多，主要為中部和西部地區，且面積較大的省份多數時期都屬于該類型區，如新疆、、青海、四川，隨著時間推移該類型區有向西南和中南地區擴散的趨勢。H-L和L-H集聚區類型區介于H-H和L-L集聚區類型之間，隨著時間推移這兩類集聚類型區變化很大，且顯著性水平較低。
3.3空間面板數據模型分析
空間計量模型主要分為空間滯后模型和空間誤差模型兩類，本文根據LM檢驗及穩健LM檢驗確定空間計量模型的類型，即空間滯后模型和空間誤差模型的選擇。然后通過Hausman檢驗確定空間計量模型估計時應采用固定效應還是隨機效應。如表3所示，采用LM及穩健LM檢驗對兩類空間計量模型的適用性進行檢驗，結果表明空間滯后和空間誤差兩種效應同時存在，應對兩類空間計量模型進行相應估計，對空間滯后模型和空間誤差模型的Hausman檢驗都拒絕了原假設采用隨機效應，本文空間計量模型估計應采用固定效應進行估計。
下面采用一般面板數據計量模型和考慮空間效應的面板數據空間滯后、空間誤差模型分別對考慮非期望產出的兩階段SBM模型的水資源利用整體效率的影響因素采用固定效應進行估計。模型回歸結果見表4。
假設各地區水資源利用整體效率沒有空間效應，采用固定效應的面板數據模型估計影響因素系數如下，工業用水量和生活用水量系數顯著為負，人均GDP和對外開放程度系數顯著為正，而人均水資源量、產業結構、技術進步系數不顯著。
假設各地區水資源利用整體效率存在空間效應，采用空間滯后計量模型估計影響因素系數如下，空間自回歸系數ρ都顯著為正，表明中國各地區水資源利用整體效率的空間自回歸效應存在，即一個地區的整體效率直接受到周圍地區的整體效率正向影響。從空間滯后模型估計結果來看，在考慮空間依賴性下測度的水資源整體效率的回歸系數與不考慮空間效率估計結果略有不同，人均水資源量、工業用水量系數顯著為負，人均GDP、對外開放程度、產業結構、技術進步系數顯著為正，而生活用水量系數不顯著。
假設各地區水資源利用整體效率存在空間效應，采用空間無誤差模型空間估計影響因素系數如下，空間自相關系數λ都顯著為正，表明中國各地區水資源利用整體效率存在空間異質性，即一個地區的水資源利用整體效率誤差項都對周圍地區存在正向影響。從空間誤差模型估計結果來看，在考慮空間異質性下測度的水資源整體效率的回歸系數，工業用水量系數顯著為負，人均GDP、對外開放程度、產業結構、技術進步系數顯著為正，而生活用水量系數不顯著。
從表4可以看出，無論是否考慮空間效應的回歸模型的回歸系數，工業用水量對中國水資源整體效率有顯著的負向影響，而人均GDP、對外開放程度對中國水資源整體效率都有顯著的正向影響。
4結論
在國務院印發的《水污染防治行動計劃》背景下，以總量和強度雙控制度為目標的水資源污染減排政策成為未來水污染減排政策的首選，本文綜合考慮各地區真實的水資源利用整體效率，采用考慮非期望產出的兩階段SBM模型核算了中國各地區2001―2014年的水資源利用整體效率，利用空間自相關檢驗和空間計量模型對2001―2014年中國31個省市區灰水資源利用整體效率的空間自相關效應及影響因素進行研究，可以得到以下主要結論： （1）在環境規制下引入兩階段生產過程對水資源利用系統效率進行評價，兼顧水資源污染物產生及處理兩個階段之間的相互影響，發現第二階段污染物處理效率主要影響水資源生產利用系統整體效率。從整體上看第二階段水資源利用效率高于第一階段效率，水資源利用整體效率介于第一階段效率和第二階段效率之間，各地區水資源污染物產出過多和處理不足是決定整體效率不高的原因。
（2）中國各地區水資源利用整體效率空間差異明顯，較高的地區主要分布在東部沿海，并向華北、東北轉移，較低的地區主要分布在中、西部，并向西南轉移。
（3）中國各地區水資源利用整體效率存在著顯著的正的空間自相關性，在分析影響因素時，需要考慮這種空間效應，與一般面板數據計量模型相比，空間滯后和空間誤差計量模型綜合考慮了空間依賴性和空間異質性，能夠更加準確地識別中國各地區水資源利用整體效率的顯著影響因素。
（4）經濟發展水平、對外開放程度對中國水資源整體效率產生顯著的正向影響，但工業用水量對中國水資源整體效率產生顯著的負向影響?？傮w表明，這三大因素是影響中國各地區水資源利用整體效率的核心因素，在水資源利用和可持續區域發展戰略制定時應充分考慮這些因素的空間協同效應。
（5）由計量模型得出的中國各地區水資源利用效率和相關影響因素之間的正向和負向影響只能表明二者之間在統計上的正負相關性，不能表示相關因素與水資源利用整體效率之間的“因果關系”。對于水資源利用整體效率產生顯著影響的各個因素，需要以后進一步探討其作用“機理”。
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資源環境效應范文6
關鍵詞：隧道工程；水環境效應；評價指標體系；可持續評價
縱觀國內外交通隧道的發展，凸顯出一個重要的特征：隧道越建越長，貫穿的水域面積越來越寬。這是經濟發展對交通運輸提出的必然要求。然而，隧道工程的實施與運營會改變其周圍水環境狀況，可能會破壞水環境系統，使水環境向著不利于人類的方向發展。因此，需定量地評價隧道工程對其周圍水環境的影響，以指導隧道工程建設和保護措施的采用，維持隧道區域水環境的可持續發展［1］。一套合理的評價指標體系是獲得正確評價結果的必然前提。因此，筆者對隧道工程水環境效應評價指標體系進行了相關研究。
1隧道工程對水環境的影響機理
水環境是指自然界中水形成、分布和轉化所處的空間。工程項目的實施會對水環境造成破壞和污染，從而導致系統的結構和功能發生變化，其稱為項目水效應。隧道工程的建設實施必然也會對水環境產生一定影響。其影響機理如圖1所示。隧道開鑿會完全封堵地下水帶來巨大壓力引發水流通道的轉移與變化，打破了地下水滲流場原有的平衡，致使出現斷流、涌水等現象。而隧道的不斷涌水、斷流會使地下水逐漸疏干，水位下降，疏干漏斗擴大，惡化水文地質條件，最終導致洞頂地表河湖泉井枯竭，水環境失去平衡，生態環境破壞。運行期中，隧道的滲漏水流失與車輛排放的危害氣體、噪聲等污染物質間接地對地下水影響，也會致使水環境的破壞。當水環境受到破壞時，滲漏水將使隧道承受一定的水壓力，對隧道產生軟化、分割、崩解的作用，引發巖溶地面塌陷等嚴重影響人類生活、生產的災害［2］。
2隧道工程水環境效應評價指標體系建立原則
隧道工程水環境效應評價指標是度量隧道工程對水環境系統影響的特征參數，是評價該影響的基本尺度和衡量基準。由于水環境系統的復雜性，單一的評價指標往往很難全面地評價隧道工程對水環境系統的影響，因而，需采用一套指標體系從多個角度分析考察隧道工程對水環境系統的影響。而這套評價指標體系構建的恰當與否將直接決定評價效果的真實性。因此，隧道工程水環境效應的評價指標構建時應遵循以下原則［2，3，4］。
2．1科學性與客觀性
指標選擇時應結合實際的客觀情況，在科學的理論基礎上，盡可能全面、完整、準確地反映水環境屬性。
2．2系統性與層次性
評價指標應按系統論的觀點進行考慮，盡可能確保完整、全面而系統地反映隧道工程水環境效應的整體狀況。同時，應以主要和關鍵因素為重點選擇評價指標，并將其關系用簡潔明朗的體系表達出來，確保一定層次性，防止指標的遺漏與重復而產生誤差。
2．3綜合性與具體性
隧道工程對水環境產生多方面影響，在評價時應盡可能綜合考慮這些方面選則綜合性指標。并針對每個綜合指標選擇有代表性評價指標作為其下屬指標，以達到綜合分析與評價的目的。
2．4動態性與靜態性
隧道工程因施工條件及行車運行等不確定因素而處于一個動態環境中，其對水環境的影響也必將隨著動態環境的不同而變化。因此，在選取指標時，既要選擇反映隧道工程水環境效應現狀的指標，也要選擇能反映隧道工程水環境效應發展趨勢的指標，做到動與靜結合，以全面反映隧道區域水效應的整體狀況。
2．5穩定性與獨立性
隧道工程隨其所處地區的地質、水文、氣象等因素的不同對水環境產生不一樣影響，在選擇評價指標時，應能體現不同的客觀條件，以提高評價指標的適用性。另外，隧道工程對水環境系統影響呈現鏈式反應，指標間通常存在重疊信息，所以在選擇指標時應保持各指標間的獨立性，避免指標包含重復信息而產生評價誤差。
2．6可操作性與實用性
在實際中，影響隧道工程水環境效應的有些指標數據難以獲得或者只能做定性分析，將其作為評價指標會影響隧道水環境效應評價結果的可靠性。因此，在選擇時應盡量避免這類指標，選取可通過統計資料整理、抽樣調查、典型調查或直接可從有關部門獲得數據等具有可操作性與實用性的影響效應作為評價指標。同時，應選取合理數量的評價指標，以使得評價過程簡單易行。
3隧道區域水環境效應評價指標體系
3．1評價指標體系框架設計
由隧道工程對水環境系統的影響機理分析可知，隧道工程會給隧道區域的水環境系統帶來以下影響：①出現嚴重的涌排水、滲漏水現象，使得其附近的水體大量流失；②導致水流通道的轉移，引起地下水運動方向發生顯著變化，從而導致水體的外流與二次污染；③地表巖溶泉出水量減少甚至巖溶泉消失；④水體水質惡化；⑤地下水位下降等。綜合來看，隧道工程對水環境的影響主要表現在兩方面：對水質的影響和對水量的影響。根據前文所述隧道工程水環境效應評價指標的設計原則，將隧道工程環境效應評價分解為兩個子準則：水質影響和水量影響。加之，在社會的發展過程中由于水環境的破壞與影響會對經濟的發展產生制約因素。因此，將經濟影響作為其第三個準則。根據具體性原則，又根據其作用機理并借鑒他人的研究成果選擇13個影響因素作為其子目標衡量準則。最終，建立了一套由一個總目標，3個準則和13個影響因素構成的隧道工程水環境效應評價指標體系，如圖2所示。
3．2評價體系框架論證
根據研究表明，隧道施工過程中水質影響主要為pH、SS、COD、油類等［5］。因此，將水質綜合污染指數、地下水礦化度、水體富營養指數作為水質影響準則的3個下屬指標。又因不同地區的水環境系統有不同程度的自凈功能，為了能消除其差異性，得到普遍適用的結果，也將水環境容量作為水質評價準則的1個下屬指標。在水量準則中，單位面積地下水資源量能直觀表征系統中現存水量情況。居民生活水源損失率能表明地表水的現存情況，地下水和地表水兩者共同構成地區儲水情況。因此，將其作為水量準則的下屬指標。過境水資源量能補充水資源短缺地區水資源，對其的考慮能夠準確體現出該區域的實際水量。由于植被在保持水土、調節氣候、凈化大氣、維持自然界的生態平衡上起著重要的作用，所以，植被覆蓋率能夠很好衡量一個區域水環境保護與利用的情況。生物完整性指數的分析可以確定水環境干擾與生物特性之間的關系，引導政府部門合理規劃水環境的利用與開采，為水環境的和諧發展提供參考性價值。它們能間接地反映區域水量狀況。因此，將植被覆蓋率與生物完整性指數也作為水量準則的子指標。在經濟準則中，將水利投資額、生態修復投資額和工農業產值作為其子目標，以全面體現隧道工程的經濟收支狀況，以促進區域經濟的積極發展。同時為了能夠清晰地看出該系統的一個系統變化過程，將水環境沉沒成本也作為經濟準則的一個子指標。
4隧道工程負面水環境效應相關對策
隧道工程的建設對水環境這個龐大系統帶來諸方面的負面效應是不可避免的，為了水環境的持續發展，不僅在評價體系上要不斷的改革、創新，管理部門也應提出一些措施和政策，為水環境的綠色和諧發展提供堅實的保障和嶄新的契機。在我國，水環境被定位為社會發展與進步的基石，不僅影響民眾的生活和健康，而且還威脅著國民經濟的順利發展。發達國家如日本、美國等，他們針對隧道工程負面水效應從政府方面做出了3方面的努力：①制定相關的法律法規；②協調政府部門間的合作；③建立合理的隧道建設管理模式。借鑒國外的經驗，為從根本上改變我國水環境狀況，促使水環境走上持續、全面發展的軌道，楊國棟等［6］提出減緩和消除影響的措施主要有：①建設前詳細勘察，盡量避開環境敏感點及地質特殊的地帶，加強施工滲水、涌水監控；②加強施工機械的養護維修及時對隧道內廢油、漏油收集；③盡可能在現場對施工廢水做預處理后再排放；④堅持和完善隧道區域水資源開發、環境綜合治理法規條例；⑤堅持環境、經濟和社會的三效原則，實現可持續發展；⑥加強公眾環境教育，提高群眾的環保意識與公眾參與意識。
5結束語
本文首先分析了隧道工程的水環境的影響機理。緊接著介紹了隧道工程水環境效應評價指標體系設計原則。并根據該原則和隧道工程對水環境的影響機理，建立了一套通用型隧道工程水環境效應評價指標體系。經分析論證得出本文中建立的隧道工程水環境效應評價指標體系能較為全面地反映隧道工程水環境效應，為今后的隧道工程水效應評價建立了基礎。最后，依據隧道工程的水環境影響機理，為減少隧道工程的負面水環境效應提出了幾點措施。在本文中，未對本文設計的隧道水環境效應評價體系進行實例驗證，也未對其評價方法進行研究，這將都是筆者以后的研究工作。
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