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今年，被稱為中國版RoHS的《電子信息產品污染控制管理辦法》正式實施，一場綠色環保風暴席卷了電子配件企業和眾多家電廠商，一方面生產RoHS配件的眾多配件企業訂單大幅上升，另一方面家電廠商的利潤一再減少。電子產品遇到了難題。
過去人們常常把產品的高技術含量當做重要的指標，現在標準又在提高，例如現在的歐洲不僅把生態指標提高，而且對高科技電子產品也提出了更高的指標。所以我們的出口產品，不斷地遇到新的挑戰。
從世界工業發展史來看，只注重企業生產不顧環境保護的例子也有不少，有名的英國倫敦霧都就是如此。當今的發達國家，也經歷過先發展后治理的過程，所以20世紀以來，環境保護、產品本身的污染程度，甚至電子產品的輻射程度都被提到重要的高度。這是21世紀以來的新動向。
面對這些挑戰，我們如何應對？這是應該深刻思考的大問題。聰明的人，不僅善于在自己的實踐中總結經驗，也要從別人的實踐中吸取經驗，不要再犯前人已經犯過的錯誤。
實際上，人與自然的關系，涉及到幾個層次，生活環境、生產環境，而在生產環境中，又包括工業生產、農業生產、漁業生產、畜牧業生產等等，每個領域的生產都在不同程度上影響著自然環境。
目前我們遇到的一個大問題是：生產發展與自然環境如何協調，如何做到既發展生產，又重視環境保護，達到生態平衡？
我們注意到，一些小企業實際上只考慮企業本身的利益，甚至可能存在著僥幸心理，好像覺得，我這個企業很小，這條河很大，這條江很長，我排點污水沒有關系。于是你覺得沒有關系，我覺得沒有關系，結果匯聚起來就形成了嚴重的后果。因為事物是從量變到質變的，部分是要影響全局的。所以，這里有一個思維方式問題。
企業要發展，地方要發展經濟，這種愿望是可以理解的，但是進一步看，發展經濟的目的是什么？不能只是簡單地追求GDP。最終目的是為了提高人民的生活水平，同時也要使人民生活在一個清潔的環境中。即使從經濟的角度看，如果陷入邊污染、邊治理的循環中，那也是得不償失的。所以，我們要注意人與自然的和諧，和諧就是良性循環，可持續發展。
關鍵詞：空氣質量；空氣污染物排放量；經濟增長；環境庫茲涅茨曲線
中圖分類號：F129.9 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）05-0026-06
一、引言
2014年2月，中國大部分城市（特別是經濟發達地區的城市）因高濃度PM2.5引發人群急性死亡率、呼吸系統疾病和心血管疾病死亡率大大升高，越來越多的人開始關注和研究影響空氣質量的因素。其中有人提出，環境惡化是中國在經濟發展過程中只一味追求GDP增長造成的。那么經濟發展真的會影響空氣質量嗎？Grossman和Krueger（1991）[1]在對貿易、經濟與環境的相關關系進行研究時針對二氧化硫的排放基于庫茲涅茨曲線首次提出來“環境庫茲涅茨曲線”（簡稱EKC）假說。EKC假說認為，經濟增長與一些環境質量指標之間的關系不是單純的負相關和正相關，而是呈倒“U”形曲線的關系，即環境質量隨著經濟增長先惡化后改善。
對EKC曲線的探討，20世紀90年代國外主要是利用面板數據進行國別研究，對某種污染物排放濃度或人均排放量與人均收入（人均GDP）數據來做統計分析，其中以二氧化硫研究最多。Grossman和Krueger（1995）[2]運用模型y=a+bx+cx2對42個國家1977―1988年的歷史和截面數據進行研究，Panayotou（1997）[3]采用30個發達國1982―1994的歷史數據分析空氣中的二氧化硫。這兩個研究表明，主要的大污染物指標與收入之間存在倒U形關系。Dinda（2004）[4]將環境指標擴展為空氣中污染物、水中污染物、重金屬含量，采用模型y=a+bx+cx2+zit（zit為外部影響因素）研究發現，質量和環境的關系符合倒U形曲線關系。
對此進行實證研究的外國學者還有List和Gallet（1999）[5]等。但是他們的結論大多相似，都得出倒U形曲線關系確實存在的結論。但是仍有部分學者的實證分析并不支持EKC假說。Shafik和Bandyopadhyay（1992）[6]對149個國家和地區的10個指標與人均GDP關系進行研究卻發現污染物指標和人均GDP并不全都呈現倒U形曲線關系。Martinez-Zarzoso和Bengochea-Morancho（2004）[7]根據22個OECD國家1975―1998年二氧化碳排放量數據，發現lny=a+blnx+c（lnx）2+d（lnx）3，對數三次方程模型的擬合度更好，環境質量與經濟增長的關系為N形曲線關系。Galeotti和Lanza（2005）[8]在對100個國家僅25年二氧化硫濃度和人均GDP關系進行研究時，采用了y=a+bx+cx2+dx3和對數三次lny=a+blnx+c（lnx）2+d（lnx）3，雖然結論也并不均為倒U形關系，但是模型卻做了一定的改進。
通過分析上述學者的研究，發現大部分符合倒U型曲線關系實證研究的數據來源往往是發達國家或地區，而發展中國家或地區并不符合，它們大多呈遞增型或者N型。
因此，目前國內學者研究方向主要是針對我國的實際情況進行研究。根據研究對象不同，主要分為兩類：
第一類是以國內單個省或市的經濟發展水平和環境質量為研究對象。
吳玉萍等（2002）[9]以北京市1985―1999年經濟與環境為研究對象建立計量模型，研究結果表明：各環境指標與人均GDP演替軌跡呈現顯著的環境庫茲涅茨曲線特征，但比發達國家較早實現了其環境庫茲涅茨曲線轉折點，且到達轉折點的時間跨度小于發達國家。這表明，北京市已經進入經濟與環境協調發展的后期階段。陳華文和劉康兵（2004）[10]以上海市1990―2001年的經濟與環境為研究對象，實證研究結果表明：對于多數指標而言，環境庫茲涅茨曲線假說成立，并且不同的環境質量指標對應于不同的轉折點。因此他們認為，從總體上講，經濟增長最終將會改善環境質量，但是需要政府通過政策來協助實現。張軍（2013）[11]以河南省2000―2010年各種時間序列的環境質量、經濟數據進行試算，實證結果表明：河南省的經濟與環境質量的關系不符合庫茨涅茲曲線，曲線呈現N型。
第二類是以多個省份和城市的經濟發展水平和環境質量為研究對象。
張成等（2011）[12]對中國31個省份1991―2008年的SO2排放量和人均GDP進行整體和分組檢驗，結果表明：全國人均SO2排放量和人均GDP之間符合倒“U”型關系，拐點為6 639元。當時北京、上海和天津的人均GDP超過了拐點，實現了“雙贏”，而剩余的28個省份的人均GDP則尚未達到這一理論拐點。高靜和黃繁華（2011）[13]利用中國30個省、市、自治區1995―2009年的人均CO2排放量和人均實際GDP的面板數據檢驗EKC曲線，研究表明：東部地區存在倒U型的EKC，西部地區存在正U的EKC，中部地區不存在EKC。王西琴等（2013）[14]在東中西部分別選擇兩個典型城市共6個城市，用這些城市1994―2009年的三種污染物（工業COD排放量、工業SO2排放量、工業固體廢棄物）的標準化均值表征綜合環境污染水平，人均GDP標準化值表征經濟發展水平，對各城市的EKC曲線驗證并且分析當前所處的階段。結果表明：東部地區的兩個城市已進入倒“U”型EKC曲線下降階段；中部地區兩個城市處于倒“U”型EKC曲線上升階段的后期；西部地區兩個城市處于倒“U”型EKC曲線的上升階段。
目前，評價環境與經濟協調發展的方法主要有主成分分析法、層次分析法、模糊數學法和系統動力學模型等。由于“環境庫茲涅茨曲線”能夠更好地反映經濟是否對環境造成影響以及造成什么樣的影響，本文將基于EKC曲線分析法，采用我國31個省會城市和直轄市2003―2012年的面板數據，對經濟發展是否對環境質量（主要是空氣質量）產生影響進行驗證。
本文貢獻在于：第一，試圖通過建立基于面板數據分析的EKC模型來量化經濟增長與空氣質量的關系，研究對象是全國31個省會城市、直轄市2003―2012年的空氣質量和經濟發展水平。研究對象涉及我國各個省，地域面積廣，克服了研究單一城市的局限性。第二，采用最近十年的數據，可以為讀者提供最新的經濟發展水平和空氣質量信息，具有一定的前瞻性，而且十年的數據可以克服單一年限的偶然性。第三，本文在建立EKC模型量化經濟增長與空氣質量關系時，并非只是單純的做空氣質量與經濟增長之間的計量模型，而是首先研究空氣質量與工業排放物等直接影響因素之間的關系，然后在此基礎上引入了個體固定效應，排除了不隨時間變動的一些不可觀測的因素對空氣質量的影響。在直接因素和不隨時間變化的不可測因素都確定的情況下，做空氣質量與經濟增長之間的計量模型能更好地反映經濟發展水平對空氣質量的影響。
二、理論模型
（一）基本模型：環境庫茲涅茨曲線
環境庫茲涅茨曲線（EKC）是由Grossman和Krueger[1]在1991年參照經濟學中的庫茲涅茨曲線研究北美自由貿易協定的環境影響時首次提出的。List和Gallet[5]于1999年在其研究中提出理論模型，通過數學公式，將經濟發展等因素與環境質量聯系起來，以期發現經濟發展對環境質量的影響力。
其理論公式如式（1）所示：
Pjit=■xi=？茁jkiXjkit+？茲jiT+？著jit
其中，Pjit代表國家i在時間t內污染物j（j=SO2，NO2）的人均排放量；Xjkit代表國家i在時間t內外生參數K的矢量，當K=3時，方程為二次方，當K=4時，方程為三次方（Xjkit=1代表常數項）；T代表時間；？著是誤差項。
本文試圖通過建立基于面板數據分析的EKC模型來量化經濟增長與空氣質量的關系。建立引入經濟發展變量后的EKC模型為：
dayit=Xit？茁+？酌ln（gdp）it+？著it（2）
式（2）中，表示對數形式；day表示一年中達到二級質量天數；向量X是影響空氣質量的直接因素，包含3個變量，即二氧化氮（NO2）排放量、二氧化硫（SO2）排放量以及可吸入顆粒物（PM10）含量；GDP是各城市人均實際GDP；？著為隨機擾動項，下標i和t表示第i個城市第t年的數據。
（二）變量選擇
本文選擇1999―2012年每年“空氣質量級別二級和好于二級的天數”作為被解釋變量，以反映各城市每年的空氣質量狀況。二氧化氮（NO2）排放量、二氧化硫（SO2）排放量、可吸入顆粒物（PM10）以及人均實際GDP作為解釋變量。由于北京市城區的統計數據不全，嚴重殘缺，因此普遍采用整個北京市的統計數據（包括郊區）。基于上述模型，本文設定因變量為一年中達到二級質量天數（day），自變量的選取與設定如下：
1. 人均實際GDP。人均GDP較地區生產總值更能體現該地區經濟所處的發展階段，而不同的經濟發展階段往往體現著不同的能源消費強度和對環境保護的意識程度。空氣質量可能會因為人類的經濟活動而惡化，也可能會因生產技術的提高、環保投入的加大而改善。另外，由于我國目前大多數城市的發展主要是以第二產業為主的經濟增長，因此人均GDP也可以反映各城市第二產業的比重，從而反映對環境的影響程度。而人均實際GDP是在人均GDP的基礎上剔除了通貨膨脹的因素，使不同年份下的人均GDP具有可比性。本文選擇的是以2003年的物價水平作為基期。
2. 空氣污染指標。在研究影響空氣質量因素時，李玉敏等（2011）[15]認為主要的因素可能包括經濟整體增長、機動車保有量、第二產業產值占總產值的比重、綠色植被覆蓋率、能源結構和人口總量。本文認為，二氧化氮排放量、二氧化硫排放量以及可吸入顆粒物均是機動車保有量、第二產業產值占總產值的比重、綠色植被覆蓋率和能源結構的直接結果，因此直接由二氧化氮排放量、二氧化硫排放量以及空氣中可吸入顆粒物含量作為影響空氣質量的自變量更加直接和便利。雖然我國目前采取的是空氣質量指數（Air Quality Index，簡稱AQI）AQI來描述空氣質量，然而由于PM2.5指標是近兩年才開始統計，因此缺乏相關數據。我們采取計入空氣污染指數（Air pollution Index，簡稱API）API的三項指標來反映空氣的質量。這三項指標分別是二氧化硫排放量、氮氧化物排放量和粒徑小于10微米的懸浮顆粒物含量。
三、計量模型和分析
（一）模型
根據上面的理論模型，我們把計量模型設定如下：
dayit=Xit？茁+？酌ln（gdp）it+？著it（3）
其中，day為一年中達到二級質量天數，它是反映空氣質量的變量。向量X包含3個變量，即二氧化氮（NO2）排放量、二氧化硫（SO2）排放量以及可吸入顆粒物含量（PM10）。向量X的各變量反映了影響空氣質量的工業排污因素，這些因素是影響空氣質量的直接原因。除了這些因素外，肯定還有其他因素影響空氣質量。我們重點考察影響空氣質量的經濟因素，這個因素我們用ln（gdp）來反映，它是各城市人均實際GDP的自然對數。人均實際GDP反映了城市的人民生活水平，同時也反映了該城市的經濟發展水平。我們把X所含變量作為控制變量。我們要重點考察的是，較高的經濟發展水平（用ln（gdp）表示）會導致較低的還是較高的空氣質量（用day表示）。
（二）數據
本文所選取的研究對象包括中國31個省會城市、直轄市，研究區間選取2003―2012年。以人均實際GDP（單位：元）表示經濟發展水平，采用2003年不變價格，數據來源于歷年《中國統計年鑒》、各省統計年鑒、中國區域經濟統計年鑒和中國城市統計年鑒。以空氣質量達到及好于二級的天數（單位：天）表示空氣質量，數據來源于歷年《中國統計年鑒》。空氣中二氧化氮的含量（單位：ug/m3）、二氧化硫的含量（單位：ug/m3）、可吸入顆粒物的含量（單位：ug/m3）為三個控制變量，數據來源于歷年《中國統計年鑒》和國家統計局網站。
另外，關于缺值數據處理的特別說明。本文涉及的數據個別年份數值是缺失的，因此采用了以下兩種方式對其進行填補。一是采用插值法對缺失值處于前后年份數值已知中間的情況進行了填補。二是采用平均速率法對缺失值處于已經年份數值前后的情況進行了填補。第二種方式是通過已知中間幾年的數值計算出該地區的平均增長率，然后預測出后幾年數值和推出前幾年的數值。我們在表1和表2中分別列出各變量的描述統計量和各變量間的相關系數矩陣。從表2可以看出，ln（gdp）和day之間存在顯著的正向相關關系。
（三）計量分析
我們在表3列出計量模型的回歸和檢驗結果。
在表3的第（1）列和第（2）列中，我們對影響二級天數的控制變量進行回歸，考察各種工業排放物對空氣質量的影響。列（1）使用OLS方法，而在列（2）中，我們加入了反映各個城市個體固定效應的30個虛擬變量。可以看出，在列（1）和列（2）中，二樣化氮、二氧化硫和可吸入顆粒物這三個變量的系數均在1%的水平統計顯著，且符號為負。這兩列的結果沒有實質差別，但列（2）調整后的R2比列（1）高0.13，說明固定效應模型比OLS模型的解釋力高大約13%。這說明各種工業排放物對城市的空氣質量有顯著的負向影響。并且，我們注意到列（1）調整后的R2達到了0.768，說明各種工業排放物的變動對各城市二級良天數的變動有很強的解釋力，這個解釋力達到了76.8%，而不隨時間變動的一些不可觀測的因素則可以解釋各城市環境質量變動的13%。當然，這并不是我們主要關心的問題，我們關心的是除了這些因素以外的其他因素，包括經濟發展對城市空氣質量的影響，這種影響體現在誤差項中。
在考察主要控制變量對空氣質量的影響后，我們重點考察經濟發展水平對空氣質量的影響。我們在列（3）和列（4）中加入變量人均GDP的對數（ln（gdp）），列（3）為普通OLS，列（4）考慮了個體固定效應。結果顯示，無論是OLS模型，還是個體固定效應模型，ln（gdp）的系數均在1%的水平統計顯著，并且符號均為正。這說明城市的經濟發展水平對環境質量有顯著的正向影響。較高經濟發展水平一般意味著較好的空氣質量。另外，注意到列（3）和列（4）調整的R2分別為0.775和0.904。列（3）調整的R2只比列（1）高0.007，而列（4）調整的R2只比列（2）高0.009。這種提高幾乎可以忽略不計，說明經濟發展水平并不是空氣質量變動的主要原因，它對空氣質量變動的解釋力還不到1%。
鑒于經濟理論認為，經濟增長與環境質量的軌跡可以用倒U型的EKC曲線表示，初期的經濟增長會帶來環境質量的惡化，到達一定程度后經濟增長將帶來環境質量的改善，即EKC曲線上存在一個拐點，拐點之前人均實際GDP上升導致環境質量惡化，到達拐點時，環境質量最差，之后隨著人均實際GDP的上升而有所改善，其實質是經濟增長短期內能帶來環境的惡化，長期帶來的是環境的改善。
我們在列（5）和列（6）中引入人均GDP對數的平方（[ln（gdp）]2）。同樣，列（5）使用OLS模型，而列（6）使用個體固定效應模型。結果顯示，[ln（gdp）]2的系數同樣在1%的水平顯著為正。另外，與列（3）和列（4）相比，列（5）和列（6）調整的R2沒有任何變動。這表明，要說明經濟發展水平對空氣質量的影響，使用人均實際GDP對數的線性形式和平方形式沒有本質差別。
考慮到ln（gdp）有可能存在的內生性，我們在列（7）和列（8）中分別使用OLS和固定效應模型的工具變量法進行估計，作為列（3）到列（6）估計結果的穩健性檢驗。結果顯示，ln（gdp）仍然顯著為正，調整的R2也沒有發生顯著的變化。這說明我們上面的分析是穩健的。
為了更直觀地說明上面分析中ln（gdp）對day的影響，我們用散點圖進行說明。我們首先對以下模型進行估計：
dayit=Xit？茁+？著it（4）
我們可以得到上述模型day的擬合值，我們把它定義為“正常二級質量天數”，它反映了受各種工業排放物的影響應該達到的二級質量天數，記為norm_day。那么，實際的二級質量天數（day）與正常二級質量天數（norm_day）的偏離，反映了工業排放物以外的其他因素包括經濟發展水平對空氣質量的影響。我們把這種偏離定義為異常的二級質量天數，用extra_day來表示，顯然它可以用上述模型的殘差來表示：
Extra_dayit=dayit-normdayit（5）
顯然，extra_day反映了二級質量天數不能由工業排放物解釋的部分。在圖1中，我們畫出了各城市人均實際GDP的對數與異常的二級質量天數（extra_day）之間的散點圖，并用二次曲線進行擬合。可以看出，31個省會城市、直轄市中，大多數城市的異常二級質量天數為正，這說明以我國各城市排放的工業污染來看，大多數城市的環境水平并不算差。而且經濟發展水平較高的城市往往意味著二級質量天數越多。但城市的經濟發展水平對其空氣質量水平的影響并不是決定性的，這從較為平緩的擬合線可以看出。
四、結論和政策建議
本文以中國31個省會城市、直轄市2003―2012年的空氣質量和經濟發展水平為例，研究了經濟發展水平對空氣質量的影響。研究發現：空氣中二氧化氮的含量、二氧化硫的含量以及可吸入顆粒物的含量對空氣質量變動的解釋力超過了75%，不隨時間變動的一些不可觀測的因素可以解釋各城市空氣質量變動的13%，而經濟發展水平并不是空氣質量變動的主要原因，它對空氣質量變動的解釋力還不到1%。雖然經濟發展水平并不是空氣質量變動的主要原因，但它們依舊存在正相關的關系，即經濟發展水平較高的城市往往意味著二級質量天數的增多，但城市的經濟發展水平對其空氣質量水平的影響并不是決定性的。
由人均實際GDP對數和異常二級質量天數的擬合曲線可以看出：我國省會城市、直轄市的空氣質量與經濟發展的擬合曲線是正U型曲線最低點的右邊，但是斜率較小，即2003―2012年，我國省會城市、直轄市隨著經濟的發展，空氣質量得到一定程度的改善，但是改善程度有限。根據前人經驗，環境庫茲涅茨曲線是一條倒U形的曲線，即初期的經濟增長會帶來環境質量的惡化，到達一定程度后經濟增長將帶來環境質量的改善。我國省會城市、直轄市的曲線擬合只存在拐點后面的部分，即經濟增長帶來環境質量的改善，并沒有經濟增長帶來環境的惡化部分。分析其原因：（1）本文的樣本點取自2003―2012年，與前人研究相比，時間上具有一定的滯后性。在此時間段內，政府和群眾都已經認識到了保護環境的重要性，不能以犧牲環境為代價發展經濟。（2）本文的研究對象是中國31個省會城市、直轄市，而不是整個經濟體，空間上具有一定的獨立性。這些城市是我國較發達的城市，政府比較重視環境保護，并采取了相關的措施保護環境。然而在我國很多中小城市，政府和居民對環境的保護意識并不強。在相對獨立的空間里，各個省會城市相互的影響程度并不明顯。（3）居民對環境的保護意識在實際行為上的反應仍然較弱，各個地區對環境保護的宣傳工作作用不明顯。
空氣質量惡化是全民性問題，關乎全國人民的身體健康。從上面的結論可以看出，在我國注意環境保護后，環境污染程度有一定的改善，但是改善程度仍然不明顯，所以，我們若想徹底解決空氣污染問題，還需要做得更多。
參考文獻：
[1]Grossman G M and Alan B. Krueger，Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement[A].National Bureau of Economic Research，Working Paper，1991.
[2]Grossman G M and Alan B. Krueger，Environmental growth and the environment[J]. The Quarterly Journal of Economics，1995，110： 353-377.
[3]Panayotou T. Demystifying the environmental Kuznets curve： Turning a black box into a policy tool[J]. Environment and Development Economics，1997，（2）：465-484.
[4]Dinda S. Environmental Kuznets Curve Hypothesis： A survey[J]. Ecological Economics，2004，（49）：431-455.
[5]List J A and Craig A G. The environmental Kuznets Curve： dose one size fit all？[J]. Ecological Economics，1999，（31）：409-423.
[6]Shafik N and Bandyopadhya S. Economic Growth and Environmental Quality： Time Series and Cross country Evidence[M]. World Bank Publications，1992.
[7]Martínez-Zarzoso I and Bengochea-Morancho A. Pooled mean group estimation of an environmental Kuznets Curve for CO2[J]. Economics Letters，2004，（82）：121-126.
[8]Galeotti M and Alessandro L. Desperatly seeking Environmental Kuznets[J]. Environmental Modelling & software，2005，（20）：1379-1388.
[9]吳玉萍，董鎖成，宋鍵峰.北京市經濟增長與環境污染水平計量模型研究[J].地理研究，2002，21（2）：239-246.
[10]陳華文，劉康兵.經濟增長與環境質量：關于環境庫茲涅茨曲線的經驗分析[J].復旦學報（社會科學版），2004，（2）：87-94.
[11]張軍.基于環境庫茲涅茨模型的經濟與環境關系分析[J].中國環境監測，2013，29（2）：91-94.
[12]張成，朱乾龍，于同申.環境污染和經濟增長的關系[J].統計研究，2011，28（1）：59-67.
[13]高靜，黃繁華.貿易視角下經濟增長和環境質量的內在機理研究――基于中國30個省市環境庫茲涅茨曲線的面板數據分析[J].上海財經大學學報，2011，13（5）：66-74.
[14]王西琴，杜倩倩，張遠.我國東中西部典型城市EKC曲線的階段判斷[J].生態經濟，2013，（5）：56-60.
[15]李玉敏，李明麗，焦智康.北京市空氣質量影響因素計量經濟分析[J].中國城市經濟，2011，（5）：260-261.
Does the Cities' Economic Growth Affect Air Quality
――An Empirical Analysis Based on 31Cities in China
Chi Jianyu1， Zhang Yang2， Yan Siyu1
（1.School of Economics and Management， Communication University of China， Beijing 100024， China；
2.School of Science， Communication University of China， Beijing 100024， China）
【關鍵詞】經濟發展 能源利用 環境保護
一、導言
“可持續發展”是一個當前世界都很關注的焦點問題。如何實現社會發展與資源和環境的和諧不僅是當前我們面臨的問題也是未來幾代人需要考慮的方向。中國，作為最大的發展中國家，向來不僅注意經濟的發展更注重環境的保護。近年來，中國逐步加大研發投入，引進國外先進技術，同事調整國內產業結構，提高能源利用效率以及環境保護力度。但是，目前中國的經濟發展方式其實依然以粗放型為主；經濟結構的不平等已經成為經濟可持續發展的主要障礙，而且這種情況變得越來越嚴重。以山東省為例，由于經濟增長速度和規模的空前提升，資源消耗急劇增加，且勞動力成本低，資本投入極大。第二產業，特別是建筑業已成為全省大部分地區的主導產業，產業結構不平等，能源消費行業比重較大，服務業發展相對緩慢。同時，還存在著資源不足、排污量大、環境污染嚴重等現象。據山東省科技部的數據，山東省二氧化硫的排放量，化學需氧量、煙塵和工業粉塵排放量分別在中國地方排名中排到第一，第六，第七和第十。山東省作為中國改革開放的前沿，是中國在轉型過程中的典型例子。因此，山東省經濟發展中的一些問題有助于對中國未來的改革發展進行有效的分析。
二、山東省能源利用、環境質量與經濟增長的現狀
從1978在中國實施改革開放以來，山東省在社會和經濟發明經歷了迅速的發展。2015，山東國內生產總值（GDP）達到63002.30億元。和之前一年相比，增長明顯。伴隨著經濟的不斷快速增長，不可避免的能源需求量也有了非常明顯的增加。目前來看，山東省的主要能源依然是各類化石燃料能源，資源短缺已經逐漸成為其發展的一個大問題。從能源生產和消費總量方面來看，總能源消耗量的增長率遠遠大于總能源生產量。
舉個例子，煤炭消費量自1990以來急劇上升，但煤炭生產量已不能滿足消費需求。特別是近幾年，差距越來越大，煤炭消費量是煤炭生產總量的兩倍多。山東省2003年前的原油生產能力始終大于消費量，而2003至2008的原油產量低于消費量，這與全國其他地方的情況相似。自2003以來，煤炭生產量占全能源生產總量的比重超過70%，而且比重隨著時間的推移逐漸上升。在山東省，煤炭消費比重為70%至80%，原油消費比重為20%至30%，水電比例只有1%。在經歷了30年高速發展后的今天，中國面對著一個全新的環境。固守原有的增長模式的弊端日益突顯，轉變經濟增長模式的要求日益迫切。中國粗放型經濟發展模式日益面臨著國內資源制約和經濟全球化的雙重約束。
同時，作為山東省政府關注的人口與資源和環境的問題，一些措施正在積極展開。比如關于節能重點行業的推廣和重點大型企業的減排，以及關閉一些小造紙廠，小水泥廠等。二十世紀90年代末，山東省的垃圾和污染物的排放量達到高峰，然后逐漸下降。例如，二氧化硫的排放量，空氣污染水平評價指標以及化學需氧量都隨時間有了顯著的降低。
三、能源利用、環境質量與經濟增長關系分析
經濟可持續發展主要是協調好能源、經濟與環境的關系。其中，能源是非常重要的因素，是經濟增長的主要依靠；而經濟增長又是能源發展的前提，隨著經濟的快速發展使得前所未有的大規模開發和利用能源成為可能。同時，在經濟增長過程中，資源不斷的過度使用又導致了大量的污染物，當排放量超過一定的自然能虺惺艿南薅仁保就會發生嚴重的環境污染.。因此，保持經濟發展的可持續性就不應該以環境污染作為代價，同時資源的利用效率也需要不斷的提高。
在本文中，我們研究的是資源和經濟增長的利用效率，以及經濟增長與能源使用總量之間的關系。它們關系的散點圖（見圖1和圖2）如下所示：
從圖可以看出，自1990以來，山東省的經濟增長率和能源消費量一直在上升。變量X的系數（能源利用率）是0.96，接近1，表明每增加1億元GDP約需要增加10000噸標準煤。根據其他研究，中國的能源消耗量為美國的11.5倍，日本7.7倍，德國的4倍以上。因此，山東省與發達國家之間的能源消費率仍有較大差距。由于經濟增長嚴重依賴于山東省的能源而能源生產量不能滿足經濟發展的需要，因此把更多的能源需求量轉移到其他省份。據報道，山東省的許多煤炭企業獲得了外省的探礦權，在中國其他地方開采煤炭。隨著經濟的發展，能源消耗量只會不斷的增加，而單位的能源消耗量幾乎保持不變這是不理性的。
相關的理論研究表明，一個國家的整體環境質量會先隨著經濟的發展而下降，然后不斷的持續上升。在經濟發展的初期，環境惡化是經濟發展的必要代價，但是經過一定的時期后，經濟的發展將會有利于改善環境質量。在經濟發展初期，資源消耗率大于資源循環利用率，導致污染物不斷增加。達到一定的時候，先進的工業和服務業有助于改善經濟結構。隨著人們環保意識的增強，有效管理措施的實施，先進技術的采用，以及環保開支的增加，使得環境問題逐步解決。當收入水平超過庫茲涅茨曲線的轉折點時，環境質量開始改善。對此，本文在分析山東經濟增長與環境質量之間的關系時，基于格羅斯曼和克魯格的模型如下：
其中Et是環境污染的水平，Xt包含其他相關變量，像產業結構、貿易額等等。在本文中，我們還使用了四個指標衡量Et，這其中包括廢水排放量（E1），二氧化硫的排放量（E2），煙塵排放量（E3）和工業固體廢物排放量（E4）。
圖2中每個模型系數呈現一階序列相關。考慮到序列相關系數，在基于溫斯滕估算提供的估計結果下可得，人均GDP與環境污染總體水平是非線性的關系，而且它們的關系也不遵循倒U型曲線的庫茲涅茨理論。這和人均GDP與廢水排放量（E1）之間的相關性是相似的。這意味著，如果其他因素是不變的，隨著經濟的發展廢水排放量將先下降，換句話說，環境質量隨著經濟的發展先提高后降低。當使用其他三個指標進行估計時，結果表明，人均國內生產總值和人均排放量之間的關系是與庫茲涅茨倒U型曲線相一致的。換言之，隨著人均收入的增加，煙塵排放量將穩步增長，而工業固體廢物排放量也會呈“S”型增長。
在我們的研究中，產業結構是由工業增加值與GDP之間的比率來表示的。估計結果在表2中，產業結構的變化是負相關的，而與E1、E2和E3確實呈正相關。這意味著，隨著工業增加值占國內生產總值比重的不斷上升，廢水排放負荷逐漸下降，而二氧化硫和煙塵總量穩步上升.。以下可能是導致這樣的結果的潛在原因：首先，包括工業廢水和城市污水的廢水得到處理，然后，隨著節能技術的廣泛使用，工業廢水總量穩步下降。其次，工業增加值與排放量二氧化硫和工業粉塵之間是一個不平等的能源消費結構，產業的結構不合理造成如上的結果。例如，山東省的主要能源是煤炭，50%以上的煤直接燃燒，而二氧化硫和粉塵的排放主要來源于煤的直接燃燒，所以煤能源的消費結構加劇了大氣污染狀況。
到目前為止，有對于自由貿易和環境的之間的影響有三種不同的觀點。有些人認為，自由貿易會導致負面的環境影響尤其是在發展中國家；而其他人認為自由貿易造成的負面環境效只會存在于短期之內，長期來看它對環境的影是積極的。另外有人認為自由貿易和環境之間沒有密切的關系。國際貿易對環境質量的影響很小，貿易政策的變化對環境政策的福利影響也不大。在本文中，我們發現，盡管國際貿易對整體環境質量的影響不大，但它仍呈現正相關性，與總排放的污水和二氧化硫和煙塵排放量呈現負相關性。
此外，我們還估計了環境污染與人均收入之間的關系。結果表明，人均GDP與環境污染的總體水平存在顯著的線性關系，這是符合庫茲涅茨的倒U曲線的。隨著經濟的發展，廢棄物的排放總量穩步增長，當名義人均國內生產總值達到某一數值時，排放總量達到高峰，之后逐漸減少。目前，山東省人均GDP為64358.13元，如果全省繼續保持現有經濟增長率。10年后，排放總量將緩慢下降，環境質量將逐步改善。當然，對于山東省來說，為了提高環境質量，政府應該更加重視產業結構調整，鼓勵使用保護環境的新技術，在經濟發展的過程中改變原有的環境犧牲型增長模式。
四、結論和建議
本文考察了山東省能源利用、環境質量與經濟發展的關系。研究結果表明。首先，名義人均收入與環境質量之間的關系呈現倒U型的庫茲涅茨曲線。煙塵和固體工業廢物的排放量與實際人均收入呈現線性和非線性的關系。其次，山東省的經濟增長是高度依賴自然資源。近年來，盡管能源利用效率穩步提高，但與發達國家相比，粗放型的經濟發展模式并沒有改變。第三，產業結構不合理，不平等的能源消費結構和環境質量下降一直存在，因此，產業結構的優化將直接對經濟可持續發展造成影響。此外，工業廢物和污染物排放量也隨著經濟的快速發展和產業結構的不斷調整逐步下降。然而，仍有一些污染物隨著經濟增長而增加，在可預見的未來污染物總量將達到一個高點，環境壓力也將達到頂峰。
基于上述結論，我們認為山東省經濟改革應強調以下幾點。首先，提高公眾的環保意識，這是改善環境質量的關鍵。我們必須先提高人們的環保意識，找到合適的方法來平衡環境保護與經濟發展之間的關系。同時不算調整當前的產業結構。由于山東省經濟依然在不斷的快速發展，政府應適時的調整經濟政策，鼓勵發展資源消耗低的高新技術產業，以及可以減少污染和環境壓力的服務性行業。最后，營造良好的制度環境。例如，政府可以實行必要的減免稅收以及貼息政策，鼓勵企業采用節能、節水技術，完善法律法規，逐步降低環境污染。
參考文獻
[1]國涓，王玲，孫平.2009.中國區域能源消費強度的影響因素分析[J].資源學，（2）：31-39.
[2]林伯強.2009.高級能源經濟學[M].北京：中國財政經濟出版社.
[3]吳利學.中國能源效率波動：理論解釋、數值模擬及政策含義[J].經濟研究，2009（5）：130-142.
[4]關華，2011.能源―經濟―環境系統協調可持續發展研究.天津：天津大學.
[5]梁進社、王紅瑞、王天龍.中國經濟社會發展的資源瓶頸與環境約束[J].經濟研究參考，2011，（1）：12-26.
[6]李小勝，宋馬林，安慶賢.中國經濟增長對環境污染影響的異質性檢驗[J].南開經濟研究，2013（5）：96-114.
[7]齊紅倩，黃寶敏，李偉.供給與需求沖擊下的全要素生產率變動與中國產能過剩[J].南京：社會科學，2014（8）：16-23.
[關鍵詞]大氣污染；經濟增長；庫茲涅茨曲線
[DOI]1013939/jcnkizgsc201625215
1緒論
改革開放以來，我國經濟的快速發展很大程度上依賴于工業特別是重工業的帶動作用，這種產業結構的過度偏倚造成了經濟體對石油、煤炭等能源的強大需求。盡管自20世紀90年代初我國就實行了“環境保護”的基本國策，但隨著城鎮化、工業化進程的加劇，汽車尾氣排放和工業廢氣大量增加，我國大中型城市的空氣質量形勢越來越嚴峻。因此，從科學的數理角度探究城市經濟增長與大氣污染之間的關系，對調整我國區域產業結構和實現經濟發展與環境保護的協調具有現實意義。
1986―1991年間，武漢市的人均國內生產總值從1986年的1732元增長到1991年的2088元，年平均增長率為1507%。從1992年起，武漢市的人均國內生產總值從1992年的3752元增長到2013年的89439元，年平均增長率為1630%。從以上經濟統計指標可以明顯看出，1986―1991年這5年里武漢市經濟發展較為平緩，而從1992年后，武漢經濟出現了快速發展的勢頭，2013年相對于1999年，人均GDP的年平均增長率達到了1630%。可見20年來，武漢市人民生活水平有了很大改善，物質財富日益增加。
29年來武漢市的工業廢氣排放量整體上呈現上升趨勢，工業廢氣排放總量年平均增長率為830%。29年內大氣污染物的變化在1996年以前較小，1997年左右最嚴重，以后變化又趨于緩和，大氣污染物排放量總的來講呈波動式下降。這可以用武漢市近年來的環境保護政策和經濟的快速發展來解釋：1996年與1997年GDP增長較快，其導致的環境污染也表現在此階段較為嚴重，隨著環境保護力度的加大，污染程度逐漸減輕。
本文僅就大氣污染物與武漢市的人均GDP兩要素，試圖探討武漢市經濟發展與大氣環境污染物排放量之間是否符合環境庫茲涅茨曲線特征。
2經濟增長和環境污染間關系的實證分析
21選取模型指標、數據
建立庫茲涅茨模型，需選取經濟指標和環境指標作為研究分析對象。選取二氧化硫（SO2）年排放均值、二氧化氮（NO2）年排放均值、可吸入顆粒物（PM10）年排放均值三項指標作為環境指標，經濟指標選取人均GDP作為分析對象。本文在1986―2013年武漢市相關大氣污染物排放數據和人均GDP數據基礎上進行分析。
22變量的平穩性檢驗和協整分析
在對EKC簡化模型估計過程中，為了避免可能出現的虛假回歸，首先需要對上述簡化模型中所涉及的時間序列變量進行平穩性檢驗，而后再對時間序列的協整性進行檢驗。
（1）變量的平穩性檢驗
使用DF檢驗檢驗各時間序列變量的平穩性。可以知道，lnGDP、1nGDP2、1nGDP3以及1nSO2、 1nNO2和1nPM均為一階單整。所以，關于SO2、NO2和PM10排放量的估計方程中，解釋變量與被解釋變量之間都可能存在協整關系。
（2）變量的協整檢驗
為了進一步檢驗二氧化硫排放量和人均GDP之間的協整關系，本文使用Johnan sen檢驗對時間序列進行協整檢驗。檢驗結果顯示，有一個統計量在5%的水平下大于臨界值，即說明lnSO2、lnGDP、lnGDP2、lnGDP3之間存在協整關系，即關于SO2排放量與人均GDP模型的估計方程可信。
同理，分別對SO2排放量和人均GDP、PM10PM10排放量和人均GDP之間的協整關系進行檢驗，檢驗結果顯示，說明lnNO2、lnGDP、lnGDP2、lnGDP3之間和lnpm、lnGDP、lnGDP2、lnGDP3之間均存在協整關系，即關于NO2排放量與人均GDP模型的估計方程以及PM10排放量與人均GDP模型的估計方程均可信。
23構建模型
關于環境污染程度指標和人均GDP關系的EKC研究國際上通常用如下形式的簡化模型來進行。而且，使用僅包含人均GDP的作為變量的模型有利于進行國際比較。
lnY=β1lnX+β2lnX2+β3lnX3+ε
其中，Y為環境污染變量，X為收入，βk是系數，ε是常數項。經典的EKC 曲線為“倒U型”，出現條件為β1>0，β2
24結果與討論
（1）二氧化硫排放量與人均GDP模型
二氧化硫年均值與人均GDP曲線模型式結果如下：
LnSO2=8802-2921lnGDP+30893lnGDP2-0107lnGDP3
R2=070DW=174F=1885
從以上可以看出，方程整體上顯著，回歸系數顯著，對方程進行LM檢驗后，發現不存在自相關。在
方程中β10，β3
（2）二氧化氮與人均GDP的模型
對二氧化氮的EKC的估計，結果顯示存在自相關，使用科克倫-奧克特迭代估計法，結果如下：
lnNO2=53840-15272lnGDP+14323lnGDP2-044lnGDP3
R2=0659DW=232F=436
從回歸結果來看，各項系數比較顯著，自相關也消除。在方程中β1> 0，β20，二氧化氮對大氣污染程度與人均GDP之間呈現“N”型，即最初二氧化氮對大氣污染程度隨著人均GDP的增加而增加，當到達一個轉折點后會隨著人均GDP的上升而下降，再達到一個轉折點后，會隨著人均GDP的上升而上升。
（3）可吸入顆粒物（PM10）與人均GDP模型
對可吸入顆粒物的EKC的估計，結果顯示存在自相關，使用科克倫-奧克特迭代估計法，結果如下：
lnpm=-9951+32016lnGDP-342lnGDP2+045lnGDP3
R2=0913092DW=1857722F=5778
從回歸結果來看，各項系數顯著，自相關也消除。在方程中β10，β3< 0，可吸入顆粒物對大氣污染程度與人均GDP之間呈現“倒N”型，即最初可吸入顆粒物對大氣污染程度隨著人均GDP的增加而下降，當到達一個轉折點后會隨著人均GDP的上升而上升，再達到一個轉折點后，會隨著人均GDP的上升而下降。即人均GDP和可吸入顆粒物對大氣污染的長期關系也存在。
上述分析結果表明：就武漢而言，除了二氧化氮不存在對環境質量有益的EKC關系以外，二氧化硫、可吸入顆粒物均存在對環境質量有益的人均GDP與環境污染程度指標的EKC關系。
4結論
綜合以上關于武漢市人均GDP與大氣污染指標之間的關系的實證分析，人均GDP與二氧化硫年排放均值、可吸入顆粒物年排放均值之間存在“倒N”型關系，與二氧化氮年排放均值存在“N”型關系，均不符合庫茨涅茲模型的經典“U”型假設。因此應該從武漢市具體情況出發，找出一條適合自己的道路。要阻止武漢市大氣環境的進一步惡化，需要針對不同的大氣污染物污染來源制定合宜的方針政策。
參考文獻：
[1]Grossman GM，Krueger ABEnvironmental Impacts of a North American Free Trade Agreement[D].Princeton，Woodrow Wilson School-Public and International Affairs，1991
【關鍵詞】農產品；質量安全；農村經濟；發展影響
1引言
由于農產品的質量跟人們的身體健康有著密切的聯系，因而我國在農業農產品的發展過程中，對于農產品的質量安全的關注度越來越高。下面就對農產品質量安全存在的問題進行研究，并提出相應的整改措施，對于農業經濟的持續發展有著十分重要的意義。
2農產品質量安全問題對農業經濟發展的影響
2.1農產品信譽降低，農產品價格下降，影響農民增收
我國農民的主要收入來源就是銷售農產品，而當前農產品又存在著各種質量安全隱患，市場對于農產品需求量也在不斷降低，導致農產品出現滯銷的情況，農產品市場一度萎靡，相關的銷售服務體系也是名存實亡，價格也在不斷下降，因而要想依靠上調農產品的價格而實現農業增收有著一定的困難。
2.2國際競爭力降低，農產品出口受阻
現如今，國際市場上農產品之間的競爭已經從價格競爭轉為質量和安全競爭，而激烈的國際市場競爭中，產品質量更是競爭取勝的關鍵。我國大米的農藥殘留量嚴重超標，因而不能出口，而紡織品則有15％的難以通過生態監測，再如花卉、茶葉等也由于農藥殘留狀況嚴重，導致市場競爭力低下。并且，在國際市場上，我國農產品一直面臨著歐美以及東南亞等各國高質量產品的極大挑戰，被發達國家的“綠色貿易壁壘”所限制，我國農產品出口連續3年（2012~2014）個位數增長之后，2015年首次出現負增長。據海關統計，2015年我國農產品出口701.8億美元，同比下降1.6%，低于全國出口降幅1.2個百分點；四個季度出口同比分別增長1.8%、-5.6%、-3.2%和0.9%。總體看，2015年我國農產品出口呈“高開低走”的格局，出口形勢比較嚴峻。目前，發達國家市場占我國農產品出口比重仍高達60%左右。近三年，受日本經濟低迷、日元貶值等因素影響，我國對日本農產品出口連續三年出現負增長。2013年、2014年我國對日農產品出口增速為-6.2%和-1.1%；2015年對日農產品出口降幅進一步擴大，出口額為102億美元，同比下降8.3%；對歐盟農產品出口81.5億美元，同比下降3.7%；對美國農產品出口73.5億美元，同比下降1%；對澳大利亞出口9.7億美元，同比下降4.9%；對東盟農產品出口147.5億美元，同比增長9%；對“一帶一路”國家農產品出口218.1億美元，同比增長3.7%；對中東農產品出口28.3億美元，同比增長5.6%；對非洲、南美、俄羅斯、印度出口同比分別下降2.9%、0.9%、21.8%和12.3%。
2.3損失嚴重，降低了農民生產積極性
由于農產品的質量安全存在問題，嚴重影響了農民的經濟收入。例如曾經轟動一時的三鹿出現三聚氰胺問題，導致只能夠將牛奶倒掉，再如，我國的水果無論是質量還是外觀上跟進口水果比都存在一定的差距，價格比較低廉，因而有的水果只能在果園里爛掉，不但對農民的收入帶來影響，還會影響到農民的生產積極性。
2.4農產品加工企業發展困難加大
農產品質量安全得不到保證，導致深加工的產品出現滯銷的問題，相應的農產品加工企業的生產經營也變得越來越困難，貨物積壓以及資金出現短缺的問題日益嚴重，效益下滑，嚴重的可能面臨著倒閉破產的危機，尤其是那些外向型的農產品深加工企業，受其影響則更大。
3提高農產品質量安全的措施
3.1提高農業從業人員的綜合素質
從事農業生產的人員素質較低，容易導致農產品的質量低下，對我國農業經濟的發展形成制約，因而實現農業經濟健康發展的前提就在于提高農業勞動者的素質，其也是促進農業經濟長遠發展的一項戰略性的措施。要進一步轉變農民的生產觀念，對于農產品質量安全的意義有進一步的認知，從而樹立起以質量求效益、求發展的生產觀念，使其能夠自覺的參與到安全生產中去。積極向農民宣傳農產品質量安全的相關知識，并定期對其進行安全知識的培訓，使得農民的整體素質以及文化素質教育得到進一步的提高，從而有效促進經濟的發展。
3.2完善農產品質量安全法律法規
進一步完善農產品質量相關的法律法規，有助于保障農產品質量的安全，要加大《農產品質量安全法》的宣傳力度，不斷對農產品質量安全標準進行規范。盡管我國對于農產品質量的安全標準以及門類層次進行了明確的規定，但依舊需進一步完善，并且要與國際標準接軌。推廣ISO9000質量標準體系、ISO14000環境管理體系、HACCP危害分析和關鍵控制點分析、GMP良好生產規范和GHP良好衛生規范、TQM全面質量管理、ISO22000食品安全管理體系等管理標準。要多方面進行考慮，從生產環境、生產的投入以及運輸貯存農產品各過程出發，實行全過程的標準化生產。農業標準化是指運用“統一、簡化、協調、優選”的標準化原則，對農業生產的產前、產中、產后全過程，通過制定標準和實施標準，促進先進的農業成果和經驗迅速推廣，確保農產品的質量和安全，促進農產品流通，規范農產品市場秩序，指導生產，引導消費，從而取得良好的經濟、社會和生態效益，以達到提高農業競爭力的目的。農業標準化能有效促進農業結構調整和農業生產布局優化，推進農業產業化，延長農村經濟鏈，促進集約型農業發展，增強產品市場競爭力。
3.3健全農產品質量安全預警系統
建立并完善中央到地方的農產品質量的安全檢測，監督體系，將責任落實到個人，積極的履行農產品質量的安全監督責任制，在生產前對農產品產地的環境進行檢測，在實際生產中對生產技術進行監控，生產后還需要做好市場極端工作，由專門的管理機構派遣檢查員嚴格按照生產的標準，檢查企業生產的資質，以及生產資料的購買使用情況，以便確保生產行為對于產品質量以及產地環境的質量有著有益的影響。根據農產品質量安全包裝標準，包裝好那些符合農產品質量安全標準的，產品流通時也要嚴格執行相關的產品貯藏運輸的標準。
3.4培育農業協會，推廣農產地標簽制度，建立質量安全追溯制度
我國農村現階段實行的大多數還是，且土地相對比較分散，土地的規模較小，為相應的產地認定工作的開展帶來較多的不便，且不利于追溯農產品的質量安全。因而要積極的對農產品質量安全農產地標簽的地質進行推廣，對農產品的生產、運輸以及銷售的全過程進行監督，建立相應的質量安全追溯制度，使得消費者能夠對農產品質量的安全信息有充分的了解，建立相關的農業協會，在農民、市場以及政府之間建立起橋梁關系，充分發揮其作用。而農業協會在農產品的質量安全建設過程中具有的作用如下所述：①有效實行規模化的經營方式，以及標準化的生產形式，批量的進行化肥、農藥以及農用生產資料的采購，能夠有效的對有毒有害化學物質進行控制。②制定更為統一的生產標準以及產品質量標準，有助于退出自主的品牌，使用統一的品牌對農產品進行統一的包裝和標識，不但能夠使得農產品的檔次和效益得到提高，還能夠有效追溯產品的質量安全。③定期舉辦一些病蟲害防治以及衛生防疫工作，對相關生產人員進行專業的培訓，使其生產效率以及生產能力得到進一步的提升。
3.5走可持續發展之路，發展農業循環經濟
在農業生產中，各要素的過量投入，不但會對土壤、水體以及大氣的環境質量造成影響，還會影響農產品的質量安全。為了進一步實現農業經濟的可持續發展，可以充分發展農業循環經濟，而農業循環經濟作為一種投入低、循環效率高，技術含量高的一種新型農業。它的核心問題就在于利用生態經濟學、生態學原理對農業生產進行指導，使得在農業生產過程中，自然資源投入量以及排放廢棄物的量控制在最少，最終能夠有效實現“資源—產品—消費—再生資源—再生產品”的循環綜合利用。農業循環經濟是我國實施農業可持續發展的最佳選擇，以實現社會、經濟、生態三大效益的統一。推廣生產無公害農產品、綠色食品、有機食品，提高農產品的品質，確保農產品質量安全，增強我國農產品在國際市場上的競爭地位。
3.6培育農業龍頭企業，農產品就地深加工
由于許多農產品的質保時間較短，且容易變質，因而為了確保農產品的質量安全，務必要縮短農產品的貯存時間，及時的對其進行加工，避免其營養的流失。但我國對于水果、蔬菜這些農產品的實際處理能力還不足總產量的5%，對農產品的加工程度僅有45%，而發達國家高達80%；我國農產品加工產值與農業產值之比僅為0.6：1，而發達國家高達3：1。因而，對農業龍頭企業進行培育有助于帶動農產品的就地深加工，使得農產品的貯存期有所縮短，農產品的質量也會得到進一步的提高，增強了農產品的市場競爭力。對農產品進行加工，能夠有效促進農業的增值，而利用深加工的形式，不僅能夠有效提高農產品的附加值，還能夠有效結合農業和其他的產業，使得農業的產業鏈得到進一步的延長，在增加農業的后續效益的同時，還能夠使得農民直接參與農產品在生產、流通、銷售等各個環節的增值過程，農民除獲得種植業、養殖業的收入外，還可分享農產品加工業和服務業的部分利潤。把農業生產與農產品加工轉化的各個環節統一起來，提高農產品的附加值，促進農業產業化發展。
4結語
綜上所述，可以看出注重農產品質量安全措施與農業經濟發展之間具有不可分割的關系。只有分析各方面原因，不斷加強農產品質量安全的各項措施建設，才能保障農業經濟的持續發展。
參考文獻
[1]張慧芳，盧朝東，王娟.農產品質量安全與農業經濟持續發展的關系研究[J].鄉鎮經濟，2009，25（6）：49~52.
[2]哈媛媛.試析農業經濟管理對農村經濟發展的促進作用[J].福建農業，2015（5）：89.
一、當前高安市地稅收入質量與總量現狀分析
(一)全市地稅收入增長總體情況
“聚財興贛,執法為民”是地稅部門崇高的職責和神圣的使命。近年來,江西省高安市地稅局始終堅持組織收入原則,勤征細管,挖潛增收,地稅收入實現持續穩定地增長。2006年至2009年,高安市地稅稅收收入總量達到11.16億元,年均增長28%。今年以來地稅收入繼續保持強勁增長勢頭,1-6月份全市累計完成地稅收入26279萬元,增收6564萬元,同比增長33.29%,完成市政府下達奮斗目標52.56%,為高安市社會發展提供了堅實可靠的財力保障。
(二)高安市地稅收入結構分析
1、全市稅種之間增幅不一,差異懸殊
近五年來,江西省高安市稅收收入總量呈現出高速度增長態勢,但各稅種之間的增幅差異明顯,進而影響到各稅種所占比重發生明顯變化。其中營業稅和企業所得稅居地稅收入的主導地位,營業稅近五年來快速增長,增幅分別為30.59%、39.6%、13.6%、25.6%、33.9%,但所占稅收比重卻逐年下降,分別為45.96%、45.6%、44.72%、45.23%、43.3%;企業所得稅增幅分別為50.88%、99.5%、5.1%、18.8%、29.6%,所占稅收比重小幅度下降,分別為18.56%、26.46%、24.01%、22.97%、22.66%。
2、全市稅收產業結構差異不一,比重懸殊
2006年至2010年1-6月全市第二產業入庫地方稅收分別為:5870萬元、7740萬元、9966萬元、13365萬元、6870萬元,占當年地方稅收總量的31.87%、29.88%、33.21%、35.86%、26.14%。其中,在第二產業中為稅收收入貢獻較大的是建筑業、制造業和采礦業。
2006年至2010年1-6月全市第三產業入庫地方稅收分別為:12547萬元、18122萬元、19963萬元、23812萬元、19409萬元,占當年地方稅收總量的68.17%、69.95%、66.52%、63.90%、73.86%。可見,地稅收入中第三產業提供的稅收收入所占的比例基本上在65%以上,穩居榜首。其中,在第三產業中為稅收收入貢獻較大的是房地產業、交通業和金融業。
二、高安市地稅收入快速增長的原因分析
經濟是源,稅收是流,稅收的高速增長歸根結底來源于經濟的持續、健康發展。只有經濟活動不斷增加,經濟總量不斷擴大,才能不斷壯大稅源稅基,促使地稅收入穩步增長。
(一)稅收增長的經濟因素
1、地方經濟增長帶動稅收收入的增長
2006年至2010年6月,高安市經濟保持良好的發展勢頭,經濟的增長相應地帶動了地稅收入的增長。從近五年統計資料分析,企業經濟效益逐年提升,相應地地方稅收收入中的城建稅和企業所得稅收入也呈增長趨勢,2006年至2010年6月企業所得稅和城建稅年均增長分別達到了22.95%和5.92%,而在此期間,高安市GDP年均增長為18.85%。
2、經濟結構調整帶動地稅收入的增長
從高安市三大產業的比例關系看:第一產業基本無稅收,第二產業、第三產業年均增長分別為23.43%和29.94%。尤其是近幾年隨著高安市工業園區與陶瓷基地的建設、房地產業和交通運輸業的飛速發展,更成了拉動第二、三產業收入的增長點。
3、社會投資增長直接拉動了相關稅收收入的增長
2006年至2010年6月,高安市房地產行業和建筑行業共入庫地方各稅收入63629萬元,兩行業稅收占地方稅收收入總額的46.15%。
(二)稅收增長的征管因素
近年來,高安市地稅稅收收入大幅度增長,除經濟因素外,還在于高安市地稅局嚴格貫徹執行“依法治稅、應收盡收,堅決不收過頭稅”的組織稅收收入原則,通過加大征管力度,使征管水平和征管質量大幅提升。從2006年至2009年,我市稽查部門查補收入從363萬元上升到1002萬元,定基增長速度為176.03%,2010年1-6月查補收入180萬元。
三、稅收收入質量與總量面臨的不利因素與原因
(一)地稅收入增長面臨高基數壓力
近年來,我市地稅收入都遠遠高于經濟的增長,彈性系數較大,尤其是近五年的收入增速更是越來越高,2006年增幅為31.9%,2010年1-6月增幅為33.3%,2010年高安市政府下達給我局稅收收入任務為5億元,增幅更高達為34.17%,組織收入工作面臨不少問題。
(二)稅源結構不合理
2006年至2010年6月我市稅收收入主要來自第二產業的建筑業和第三產業的房地產行業與交通運輸業,三大行業所占稅收總額的比重一直在70%以上,特別是房地產與建筑業高度依賴政府的宏觀政策導向,而今年年初及后期的國家調控房地產市場政策,已經開始影響我市兩行業的發展,隨著國家調控的進一步加強,會使兩行業部分稅收缺失,或下滑,這樣較高的稅收基數壓力將轉移到其他行業,必然會使有的不排除部分地區收過頭稅,不利于稅務部分依法征稅。
(三)納稅人稅收遵從度低
目前,受現行稅制、征稅努力程度、稅收文化等的影響,我市部分納稅人依法納稅意識還不高,對稅收所持的態度不端正,表現為自私不遵從,為了自身利益,千方百計地偷逃稅款。同時,由于不知法,不愿花時間了解稅收法律法規,因此不能正確履行納稅義務。
(四)其它因素的可能影響
現階段稅收任務下達,不是以經濟增長的具體情況為依據,而是按上年的實際完成數,實行“基數滾動”,硬性增長,稅收收入任務存在計劃性和指標下達的不合理性。同時,由于地方政府履行政府職能的財力不足,在組織收入過程中,往往會采取各種手段,千方百計保地方財力。
四、提高稅收收入質量和總量的建議和對策
(一)進一步抓好稅源管理
大力推進信息管稅和信息共享,積極探索“四位一體”稅源管理模式,不斷拓展稅收綜合征管軟件在征管中的應用空間,強化稅收征管工作。充分利用稅收綜合征管軟件現有的數據,按照綜合征管軟件的要求加強數據管理,嚴把數據質量關,確保數據的真實、準確。加與外部信息溝通、協調,多渠道、多方面的掌握隱性稅源和流動稅源的信息,堵塞稅款流失,使信息管稅成為稅收征管工作的重要手段。
(二)進一步提高地稅部門的執法能力
在大力培養廣大干部的愛崗敬業精神和勤政廉政意識的基礎上,要有針對性地加強專業人才培訓,全面提升全系統干部的綜合素質和操作能力,適應新時期經濟社會的發展與企業稅收管理的需要。要防范執法不嚴,執法不公問題的發生,強化對執法過錯行為的追究力度,不斷加大對地稅執法工作的考核監督力度,對發現的執法過錯行為,嚴格按照《高安市地方稅務局行政執法過錯責任追究辦法》規定的程序和辦法,對執法過錯責任人進行行政處理和經濟懲戒。
(三)進一步提高納稅人稅法遵從度
結合今年開展的“創業服務年”活動,大力宣傳稅收政策,普及稅法知識。圍繞提高服務質效,堅持“始于納稅人需求、終于納稅人滿意”的原則,稅務部門要樹立公共服務觀、實效服務觀、全程服務觀;完善納稅咨詢服務工作機制,規范工作流程,優化受理程序;推行納稅咨詢限時回復承諾制度,定期收集和了解不同規模及類型納稅人的需求,積極開展個性化納稅咨詢;在納稅申報方面,要采取多元化申報方式,盡可能滿足納稅人需求。積極兌現落實稅收優惠政策,切實減輕納稅人負擔,充分營造“建設和諧誠信地稅,共創富民高安大業”的良好氛圍,不斷提高納稅人自主辦稅意識與能力,從而有效提高納稅人遵從度。
城市水環境質量與社會經濟關系密切，其協調關系是社會可持續發展的關鍵。本文運用灰色關聯度分析方法，對聊城市近5年（2008～2012）水環境中的控制指標化學需氧量、氨氮的排放總量與社會經濟發展相關的地表水資源量、環保投資與國民生產總值的比例、城市污水處理率、萬元GDP用水量之間的關聯度進行深入分析研究，最后根據水環境質量與社會經濟發展各相關量之間的關聯度大小提出進一步改善聊城市水環境質量的對策和建議。
一、聊城市水環境質量現狀
聊城市境內河流屬于海河流域，主要有徒駭河、馬頰河、衛運河、金堤河、趙牛河和京杭運河6條河流，共設置27個斷面。監測指標為23項，其中化學需氧量和氨氮是必測指標。化學需氧量和氨氮主要來源于工業和生活污染兩方面。近十年，聊城市水環境質量逐步改善。2003年河流水質達標率為0%，2012年河流達標率為33.3%，主要污染物為氨氮、總磷、化學需氧量和生化需氧量，其余污染物污染較輕。
二、灰色關聯度分析基本原理
對于2個系統之間的因素，其隨時間或不同對象而變化的關聯性大小的量度，稱為關聯度。在系統發展過程中，若2個因素變化的趨勢具有一致性，即同步變化程度較高，即兩者關聯程度較高；反之，則較低。因此，灰色關聯分析方法，是根據因素之間發展趨勢的相似或相異程度，亦即“灰色關聯度”，作為衡量因素間關聯程度的一種方法。灰色系統理論提出了對各子系統進行灰色關聯度分析的概念，旨在通過一定的方法，去尋求系統中各子系統（或因素）之間的數值關系。因此，灰色關聯度分析對于一個系統發展變化態勢提供了量化的度量，適合動態歷程分析。
灰色關聯度分析法是將研究對象及影響因素的因子值視為一條線上的點，與待識別對象及影響因素的因子值所繪制的曲線進行比較，比較它們之間的貼近度，并分別量化，計算出研究對象與待識別對象各影響因素之間的貼近程度的關聯度，通過比較各關聯度的大小來判斷待識別對象對研究對象的影響程度。
三、計算灰色關聯度
本次選取化學需氧量、氨氮排放量為評價指標，分別計算其與地表水資源量、環保投資與國民生產總值的比例、城市污水處理率、萬元GDP用水量等各相關指標的灰色關聯度，找出其關聯關系，計算結果見表1。
從表2計算結果可知：在選取的評價指標中，化學需氧量排放總量與社會經濟發展各項指標的關聯度都在0.7以上，與城市污水處理率的關聯系數最大，與萬元GDP用水量的關聯系數最小；氨氮排放總量與社會經濟發展各項指標的關聯度都在0.6以上，與城市污水處理率的關聯系數最大，與萬元GDP用水量的關聯系數最小。
由此可以看出，聊城市水環境質量與地表水資源量、環保投資占國民生產總值的比例、城市污水處理率及萬元GDP用水量的關系都比較緊密，尤其是城市污水處理率。
四、改善對策建議
1 加快污水直排口治理工程，嚴格控制污水直排。聊城各河流沿程仍有一些入河直排口，造成部分斷面水質波動，需要進一步加強建設直排口治理工程力度，確保污水全部進入城市污水處理廠處理后，排入河流。
貫徹新發展理念，深化改革創新
理念是行動的先導，發展實踐是由發展理念引領的。實現產業結構的合理調整，不能單純重視經濟增長，必須轉變自身觀念。
高質量發展是能夠更好滿足人民日益增長的美好生活需要的發展。要全面貫徹“創新、協調、綠色、開放、共享”新發展理念，推動產業經濟發展質量變革、效率變革、動力變革。要制定產業高質量發展指標考核體系，細化目標舉措，考嚴考實，考出實績實效、考出發展熱度。繼續強化供給側結構性改革在經濟發展中的主線作用，完成“去產能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板”五大任務，不斷提高全要素生產率。
做強龍頭企業，壯大主導產業
經濟的發達程度，往往取決于支柱產業和重點企業的高度與實力。必須培育龍頭型企業，提升整體競爭力；發揮資源優勢，培育特色產業；培育未來主導產業，構建現代產業體系，加快培育優勢突出、特色鮮明的現代產業體系。
強化創新驅動，推動產業升級
創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐。在高質量發展中搶抓機遇，要把創新作為高質量發展的第一動力，加快形成區域性創新高地。
構筑高水平創新載體，提升創新創業服務效能。著力打造一批以高新園區、科技綜合體和智能工廠為代表的匯聚創新元素、凸顯創新實效的高水平創新載體，重視服務業與制造業、農業及服務業內部深度融合，加大科技產業綜合體和眾創空間建設，構建“苗圃—孵化器—加速器—產業園區”全鏈條創新創業服務體系，形成助推經濟轉型的強大引擎。
突出企業創新主體地位，提升企業核心競爭力。圍繞激活創新“因子”，推動更多企業掌握決勝市場的“殺手锏”。注重激發和保護企業家精神，積極培育具有全球視野和創新思維的優秀企業家，充分調動企業發展的創造性。
設立重大成果轉化專項，培育產業發展新動能。創新科技資源共享與成果轉化機制，以創新為動力，在前沿科技領域設立重大成果轉化專項資金，推進更具引領性的原始創新和重大科技創新產業化。加強技術集成和商業模式創新，更大力度地推進市場化的創新，培育更加強勁的“新動能”。
探索外向經濟新模式，加快培育外貿新業態。積極探索跨境電商、跨國供應鏈整合等新業態，帶動企業嵌入全球產業鏈、價值鏈、供應鏈、創新鏈，形成面向全球的貿易、投融資、生產、服務網絡，使對外貿易成為助推產業轉型升級的新空間、新渠道。
注重人才集聚，形成人才方陣
無論是發展實體經濟，還是加大科技創新和發展現代金融，都離不開高素質的人力資源。在高質量發展中搶抓機遇，要以“招才引智”為抓手，筑牢人力資源對實體經濟的支撐。
圍繞各類創新載體，有針對性地招才引智。主動出擊做好人才引進，重點招引培養頂尖人才、雙創團隊、領軍人才以及產業發展急需的緊缺人才，重點引進培育擁有核心技術和自主知識產權、產業化前景廣闊的創新創業團隊。
瞄準世界科技前沿，高品質建設高校園區。支持高校、科研院所發展，鼓勵科研成果轉化。推動產學研項目落地，促進人流、物流、信息流、資金流匯聚融合，把科技資源、人才資源等諸多資源優勢充分轉化為發展優勢。
堅持項目為王，招才引智。牢牢把握招商引資的集聚效應，對產業鏈長、帶動性強、成長性好的高質量項目，要堅持項目、人才、創業團隊一起引進，形成利益共同體、發展共同體，項目與招才引智并舉，以優質增量的加速擴張帶動培育更多的經濟增長點。
關鍵詞：地區經濟發展 均衡 個體隨機效應 路徑選擇 制度質量
自1978年我國改革開放以來，開始實施市場化、產權制度等相關改革，經濟不斷取得高速增長，社會也取得了巨大發展，1979年以來國內生產總值年均實際增長超過8%，雖然一度受到金融危機的影響，經濟增長率有所起伏，但總體經濟發展態勢在世界各國的速度中也是罕見。同時在我國總體經濟發展不斷提高的態勢下，我國省域之間的差距在不斷拉大，如廣東與、浙江與貴州，從改革開放之初到現在的差距仍不斷拉大，如浙江與貴州1978年的GDP，前者為后者的2倍多，而2012年的GDP前者為后者的7倍左右。造成這些差距之間的因素不僅有地理位置差距，還有技術、資本投入、勞動力投入因素，但制度也是一個重要因素。從相關文獻看，一些學者也以制度與經濟進行了研究，但以省域為視角研究經濟增長與其之間的關系還甚少。筆者借鑒相關研究成果，利用2000-2011年相關數據，以我國30個省域為視角進行驗證，分析制度對經濟發展非均衡的影響，并進行解釋分析，對推動我國經濟超越非均衡態勢發展，具有重要的現實意義。
變量分析和數據選擇
就制度變量來看，國外相關文獻就此方面的測度主要有風險指標、自由化指數、經濟自由度指數、世界銀行提供的全球治理指標等，從國家大尺度進行了驗證分析。從國內學者研究的成果來看，胡鞍鋼（1993）根據市場化指數驗證了中國市場化改革；李 （1998）以對外開放比衡量了中國的對外開放程度；金玉國（2001）提出了衡量制度變遷因素的綜合指標；王小魯等（2003）通過構建市場化指數測評了我國各地區市場化進程；鐘昌標等（2006）驗證了我國的制度質量，指標有政府管制、非國有經濟發展水平、經濟體的治理結構、城市化率、市場化等；劉（2008）以產權多元化、對外開放程度、國家控制資金測度了我國制度質量。筆者借鑒了鐘昌標（2006）、郭蘇文（2012）等研究成果，構建相關指標來衡量我國省域的制度質量與經濟發展間的關系。
指標一：非國有企業發展水平，用NL表示，以國有企業單位職工與社會職工占比來表示，非國有企業的發展在經濟發展中的作用重大，市場調節具有重要意義，不同地區的非國有化存在著差異，值越大表明一個地區的制度質量越高。
指標二：政府管制程度，用GRG表示，用財政收入占地區生產總值比表示，這表明了市場經濟改革的方向，因為改革開放前后的計劃體制和市場體制下的財政收入在地區GDP中占比是不一樣的，值越大，表明制度質量越低。
指標三：市場化程度，用ML表示，用社會固定資產除國有經濟投資占總投資比表示，其值越大，表明制度質量越高。
指標四：對外開放程度，用TRA表示，以進出口額占地區生產總值表示，一個地方的對外開放程度對經濟發展具有重要意義，其值越大，制度質量越高。
指標五：城市化率，用UID表示，以一個地區的非農人口占地區總人口表示，值越大表明制度質量越高。在推進城市化的過程中，不僅是農民向城市聚集，也是產業結構的轉變和生活方式的變革，是一個從鄉村到城市的系統變化過程，是一個地區經濟社會發展進步的綜合標志。
指標六：金融深化程度，用FIA表示，以地區信貸額占本地區GDP表示，其值越大，制度質量越高。金融深化對資源具有重要意義，可積極增加資源流動性，優化資源配置，提高生產率，是經濟增長的發動機。
綜合上述指標，基于數據的可獲得性，選取了《中國統計年鑒》（2001-2012）、各省市統計年鑒（2001-2012），由于相關數據缺失，故剔除。在驗證中，對各變量數值進行計算以減少數據的波動和異方差性。
模型構建與驗證分析
根據本文研究需要，在進行固定效應模型和隨機效用模型分析之后，認為應該選擇隨機效應模型，基于關注制度和經濟增長關系，借鑒國外學者Rodrik（2002）、國內學者郭蘇文（2012）的方法，略去勞動力等因素，建立增長率、制度變量，加入時間趨勢，并考慮經濟的時間演變，構建相應模型，LnGDPit=α1T+α2T2+β1LnInstitutionit+ξ1+Uit，其中，Institution為各個制度質量指標，GDPit為解釋變量，是經濟增長，β1為估計系數，i（1，…，30）、t（1，…，8）表示為地區和時間下標，假如ξi～ i.i.d（0，σξ2），μit～ i.i.d（0，σμ2），E（ξiμit）=0。預期在模型中的各個制度變量系數為正（GRG除外）。
在上述基礎上，本文利用廣義最小二乘方法估計了上述構建的隨機效應模型，如表1所示。驗證第1列和以后各列，可知LnNL系數（1%上顯著）在1.061-1.815間波動，但為正，表明非國有企業對我國經濟存在積極影響，在經濟發展中占比上升，則市場經濟發展中積極影響會增強，對經濟發展具有積極作用。驗證分析第二列及后列，LnGRG系數（1%上顯著）為0.465-0.697，且為正，表示政府管制水平對經濟具有積極影響，否定了預期，認為改革開放以來政府管制水平雖呈下降態勢，但不同地區和時間相異，21世紀以來呈上升態勢，以前呈下降態勢。驗證分析第三列及后列，LnTRA系數（1%上顯著），表明對外開放對經濟發展有積極作用，對外開放越深入，與國際的聯系就越緊密，在對外貿易、信息的交換就越多和深入，可進一步優化我國產業結構，進一步深入專業化分工，引進新產品、新思想。驗證第四列及后列LnUID系數（1%上顯著），表明城市化率對經濟發展有積極作用，在農村到城市化的過程中，可以進一步為城市提供勞動力，優化城市發展結構。驗證第五列和第六列LnFIA系數為負（1%上顯著），表明金融深化對經濟發展有不利影響，可能在一定程度上，有些地方金融雖然發達，受金融危機、經濟結構調整等影響，金融深化與經濟發展的契合度還未起明顯作用；一些經濟落后地區，金融深化對經濟作用還需要一段時間。驗證第六列LnML系數（1%上顯著）為0.162，充分表明在社會主義市場化的過程中，對經濟增長持良好的促進作用，應繼續支持市場化的深入改革和發展。
自1978年以來，經濟發展水平不斷提高，經濟制度也不斷進行改革和創新，然而，由于不同地區的歷史經歷相異、地理位置不同、發展軌跡不同，各地區推進的改革開放戰略時間也不同，影響和導致了我國省域間制度質量具有一定差異，為研究制度因素與經濟增長提供了一定條件。驗證結果可知，制度因素對我國經濟增長具有正向的影響，非國有經濟發展水平、對外開放度、城市化率、市場化程度是省域間經濟增長非平衡的因素，也具有積極正向的影響。一個地區在發展過程中，雖然受制于資本等要素享賦差異，資本積累、技術進步和創新、經濟增長都需要制度保護，得益于何種要素與經濟增長的內生要素利用的效率高低，這與制度具有密切的關系，因而，只有積極增強制度質量，科學合理安排制度，才能有效發揮各種生產要素的作用。
結論及相關建議
綜上，我國省域間發展不平衡問題主要表現在城鄉發展差距較大、區域差距發展明顯、城鄉間公共服務水平差距較大、城鄉間社會事業發展相對滯后等，這些問題體現在經濟社會發展的很多方面和層次。探究其原因，一是自然因素，各省域自然稟賦的差異，如東部氣候好，土壤肥、交通好，西部地區交通閉塞、生態環境惡化，信息受到限制，經濟社會不利因素增多；二是歷史原因，幾千年來，我國存在發展差距，經濟中心在不斷變遷發展，雖然在“一五”計劃、“三線”時期加大了對中西地區的扶持，但非均衡的狀態未從根本上改變，1978年以來，各地區縱向比較發展較大，而橫向比較差距在拉大。三是政策原因，改革開放后，我國國情和經濟發展，實行了非均衡發展，東部地區在投資、財稅和金融實行了優先政策，率先贏得了較大發展，帶動了國家整體發展，客觀上拉大了與中西部差距。四是體制因素，在計劃體制下一些不合理的價格對城鄉差距有巨大影響，長期維持了能源和農產品的低價格，農村和中西部地區發展受到抑制，同時在市場經濟條件下，優勝劣汰的機制表現出了強者更強，弱者更弱，呈現出馬太效應，拉大了差距。總之，我國非均衡的發展問題是多種因素交織、相互影響的結果。
因而，未來我國區域經濟要保持高速發展，不僅要在動態均衡中剔除非均衡發展的負面影響，也要使非均衡趨于收斂，注意制度因素的構建，既要在全球化的思維中保持積極的競爭態勢，也要積極迎接全方位的挑戰，兼顧效率和公平，倡導合理的政策導向，構建成熟化的市場體系，支持和諧的資源要素流動，整合相關資源，促進可持續發展，加大力度促進區域經濟動態均衡一體化的開放式高效發展。首先，在企業、市場和政府等多元化主體共同參與的基礎上，統籌協調互動發展機制，使市場、合作、互助和扶持機制日漸完善，形成區域協調發展格局；其次，在城鎮化的推動下，以若干城市為極點，加快區域一體化進程；再次，按照主體功能區的要求，逐漸形成人口、經濟、資源、環境、服務相互協調的空間開發格局；最后，促進區域之間的服務均等化，在東、中、西、東北地區提高公共服務的公平性、可及性等，不斷增強落后地區發展能力的后勁，增強制度效率，有效縮小和扭轉區域差距。
參考文獻：
1.Ravn，M.O.and H.Uhlig.On Adjusting the Hodrick-Prescott Filter for the Frequency of Observations[J].Review of Economics and Statistics，2002（84）
2.Masters，William A.，and Margaret S. McMillan.Climate and Scale in Economic Growth[J].Journal of Economic Growth 2001，6（3）
3.Easterly，William&Levine，Ross.Tropics，germs，and crops：how endowments influence economic development[J].Journal of Monetary Economics，Elsevier，2003，50（1）
4.郭蘇文，黃漢民.中國地區經濟增長不平衡的制度質量解釋[J].統計與決策，2012（2）
