浙江污染红利抑制的规制绩效

2011-03-26 10:27张乐才
华东经济管理 2011年10期
关键词:库兹涅依存度拐点

张乐才

(中华人民共和国财政部 财政科学研究所,北京100142)

一、引 言

为了对日益严重的环境污染现象进行解释,经济学界提出了环境生产要素理论。Sibert(1974)[1],Baumol and Oates(1989)[2]等人认为,环境实际上是一种生产要素,环境要素以环境禀赋的形式决定比较优势的形成,一国如果环境禀赋丰裕,则该国会出口污染密集型产品。然而,把环境生产要素当作红利使用会招致环境污染,故如何抑制环境生产要素被过度使用、使污染被当作红利使用的经济现象不再存在又成为理论界关注的热点。对此,经济理论界存在两类不同的理论分野。第一种理论认为,由于环境污染是环境这种生产要素被过度使用造成的,因此,必须建立完善的产权保护机制、市场交易机制和严厉的环境标准,才能阻止环境的不断恶化,维持最优的环境质量水平(Tahvonen&Kuuluvainen,1993[3];Lopez,1994[4];Thampapillai,1995[5])。第二种理论认为,既然环境要素丰裕的国家会生产污染密集型产品,故发达国家可以将污染密集型产业转移到发展中国家,再根据比较优势原理,通过国际贸易方式从发展中国家进口污染密集型产品,从而达到在本国抑制把环境生产要素当作红利进行生产的经济行为(Copeland and Taylor,1995)[6]。

从上述综述可以看出,经济学界对如何抑制把环境生产要素当作红利使用的经济行为提出了富有价值的建议。然而,污染红利被抑制后其发展趋势呈现怎样的特征?对污染红利抑制的规制效果如何衡量?很显然,已有研究对二者的分析还相对缺乏。有鉴于此,本文决定以浙江省为例对污染红利的动态变化及污染红利抑制绩效加以研究。

本文的贡献在于:第一,对于污染红利的动态变化,文章借助污染库兹涅茨拐点对之进行分析。我们将库兹涅茨曲线拐点左边表征为污染红利扩大空间,右边表征为污染红利缩小空间。第二,对于越过了库兹涅茨拐点以后的污染红利变化特征,本文用污染红利依存度与依存指数对之进行分析。第三,对于污染红利抑制的经济绩效,文章用污染密集型产业竞争力对之进行分析。本文研究结果表明:目前浙江总体污染红利利用呈缩小趋势,这可从污染库兹涅茨拐点分析与污染红利依存度与依存指数分析得到证实;从污染密集型产业竞争力视角分析,浙江污染红利抑制取得了良好的经济绩效。故浙江实现了污染红利抑制与经济发展双赢的规制绩效。

文章有关污染红利指标用历年污染排放指标进行表征,即用历年废水排放总量、二氧化硫排放总量、工业粉尘排放总量分别表征历年废水污染红利、二氧化硫污染红利、工业粉尘污染红利。文章数据来源于历年《中国环境统计年鉴》、《浙江环境统计年鉴》与浙江环保厅相关资料。

本文余下部分结构安排如下。第二部分用污染库兹涅茨拐点对浙江三类污染红利的变化特征进行分析;第三部分用污染红利依存度与污染红利依存指数对后库兹涅茨拐点阶段的污染红利特征进行分析;第四部分则用污染密集型产业竞争力分析浙江污染红利抑制的经济绩效;第五部分则给出文章的结论。

二、污染红利视角下的库兹涅茨拐点

(一)模型设定

为了研究环境变化与经济增长的关系,经济学界提出了环境库兹涅茨曲线理论。Grossman and Krueger(1991)[7]率先从经济发展的规模效应、结构效应、技术效应三个方面来阐述环境库兹涅茨曲线的形成机理,Panayoutou(1993)[8]进一步证实了人均收入水平与环境状况之间存在“倒U”型曲线的关系。笔者认为,既然环境库兹涅茨曲线反映了人均收入与环境状况之间的关系,故环境库兹涅茨曲线也能作为描述污染红利变化特征的分析工具。由于环境库兹涅茨曲线存在拐点,我们可以将该曲线拐点左边表征为污染红利扩大空间,在该空间里面,人类对污染红利的利用随着人均收入增加而扩大;环境库兹涅茨曲线右边表征为污染红利缩小空间,在该空间里面,污染红利利用随着人均收入增加而缩小。本文度量污染红利利用变化所采用的库兹涅茨曲线回归方程为:

式中,α代表常数;EP表征污染红利水平;βi为解释变量的系数;Y代表人均GDP;e代表正常的误差项。

(二)实证结果

利用Eviews软件,本文对浙江3类污染红利指标与人均GDP的库兹涅茨曲线回归情况进行了估计(时间跨度为1998年至2008年)。其中,WATER表示废水污染红利、SO2表示二氧化硫污染红利、SOLID表示工业粉尘污染红利。相关结果整理见表1。

表1 浙江污染红利的库兹涅茨拐点估计

1.废水红利的库兹涅茨拐点

回归结果表明,浙江废水污染红利与人均GDP之间的关系可以表示为:

由(2)式可以算出,浙江废水污染红利与人均GDP的库兹涅茨拐点位于人均GDP为1.556万元/人处。这一结果表明,当人均GDP低于1.556万元时,随着该指标的上升,浙江废水污染红利将增加;而当人均GDP达到1.556万元时,如果该指标继续上升,则废水污染红利将减少。《浙江统计年鉴》显示,2000年浙江人均GDP已经超过了1.556万元,达到了1.72万元,故从2000年开始,浙江废水污染红利随人均GDP的增加而日渐缩小。根据彭水军等(2006)[9]的研究,我国废水污染红利与人均GDP倒U型曲线的转折点位于人均GDP2.465万元/人的临界点处,故反应浙江废水污染红利变化趋势的临界点要低于全国废水污染红利变化的临界点,说明浙江废水红利利用强度要低于全国。

2.二氧化硫红利的库兹涅茨拐点

表1表明,浙江二氧化硫污染红利与人均GDP之间的EKC方程呈现以下形式:

从(3)式可以算出,表征二氧化硫污染红利的库兹涅茨拐点是1.768万元/人。该拐点数值表明,当浙江人均GDP低于1.768万元/人时,二氧化硫污染红利将随着人均GDP的上升而增加;只有当人均GDP超过1.768万元/人的临界水平时,二氧化硫污染红利才呈下降趋势。根据彭水军等(2006)[9]的研究,我国二氧化硫污染红利的库兹涅茨拐点位于人均GDP0.794万元/人处。综上分析可得,相对于全国而言,浙江二氧化硫污染红利迈入递减步伐的数值要大于全国平均水平,说明浙江对二氧化硫污染红利的利用强度要大于全国平均水平。

3.工业粉尘红利的库兹涅茨拐点

表1显示,浙江工业粉尘污染红利与人均GDP的EKC模型为:

根据(4)式可以算出,浙江工业粉尘污染红利与人均GDP的库兹涅茨拐点在0.629万元/人处。该拐点表明,当人均GDP低于0.629万元/人时,浙江工业粉尘污染红利将随人均GDP的增加而增加,当人均GDP高于0.629万元/人时,随着人均GDP增加,浙江工业粉尘污染红利将日趋缩小。张红凤(2009)[10]等计算出全国工业粉尘污染红利的拐点为人均GDP0.2847万元/人。比较本文和张红凤等的分析结果可以得到如下结论:从工业粉尘排放角度分析,浙江污染红利迈入递减门槛的人均GDP水平要高于全国平均水平,也就是在相同的人均GDP水平下,浙江污染红利利用强度要大于全国平均水平。

(三)结果讨论

综合上述3类污染红利指标的变化趋势结果,我们可以得到以下主要结论:

第一,从回归出的3类污染红利指标分析,目前浙江总体污染红利利用均呈缩小趋势。由于浙江2009年人均GDP已达到6.312万元/人,而废水红利的库兹涅茨拐点位置为1.556万元/人、二氧化硫红利的库兹涅茨拐点为人均GDP1.768万元/人、工业粉尘污染红利的库兹涅茨拐点为人均GDP0.629万元/人,3类污染红利的库兹涅茨拐点数值均低于目前浙江人均GDP数值,故浙江污染红利利用呈日渐缩小特征。

第二,与全国平均水平比较,浙江污染红利利用呈现以下特点。首先,由于我国废水污染红利的库兹涅茨拐点位于人均GDP2.465万元/人的临界点处,而浙江废水污染红利的库兹涅茨拐点位置为1.556万元/人,故浙江废水污染红利抑制强度大于全国平均水平。其次,由于浙江二氧化硫污染红利利用的库兹涅茨拐点是1.768万元/人,全国二氧化硫污染红利的库兹涅茨拐点位于人均GDP0.794万元/人处,故浙江二氧化硫红利的抑制强度小于全国平均水平;再次,由于浙江工业粉尘污染红利库兹涅茨拐点位于人均GDP0.629万元/人,全国工业粉尘污染红利的库兹涅茨拐点为人均GDP0.2847万元/人,故浙江工业粉尘污染红利的抑制强度小于全国平均水平。

三、污染红利依存度与依存指数

参照外贸依存度定义,本文将污染红利依存度定义为:污染排放量与GDP的比值。不言而喻,污染红利依存度反映了经济发展对污染红利的依赖程度。文章之所以用污染红利依存度工具对污染红利变化特征进行分析,主要基于以下原因:污染库兹涅茨拐点虽然能度量污染红利发展特征,然而,当污染红利的变化迈过了拐点以后,其形状又会怎样?很显然,仅用污染库兹涅茨拐点分析对此无法回答。为此,笔者决定用污染红利依存度对污染红利迈过库兹涅茨拐点后的变化特征做进一步分析。与此同时,由于浙江废水污染红利、二氧化硫污染红利、工业粉尘污染红利的库兹涅茨拐点分别为人均GDP1.556万元/人、1.768万元/人、0.629万元/人,而浙江人均GDP在2000年为1.72万元/人,2001年为1.83万元/人,很显然,浙江废水污染红利利用与工业粉尘污染红利利用在2000年之前就越过了库兹涅茨拐点,而二氧化硫污染红利利用到2000年中旬才越过库兹涅茨拐点。由于文章使用污染红利依存度与依存指数的目的是分析污染红利利用越过库兹涅茨拐点后的特征,为了使3类污染红利指标具有可比性,文章决定分析浙江2001年后的污染红利利用特征,因为从2001年开始,3类污染红利均已越过了库兹涅茨拐点。

(一)污染红利依存度

1.污染红利依存度指标

本文选取以下3个指标来计算浙江的污染红利依存度。

(1)废水红利依存度=(废水排放量/GDP)×100%

(2)二氧化硫红利依存度=(二氧化硫排放量/GDP)×100%

(3)工业粉尘红利依存度=(工业粉尘排放量/GDP)×100%

从上述污染红利依存度定义不难发现:污染红利依存度指标具有如下特征。首先,既然污染红利依存度表征了经济发展对污染红利的依赖程度,故污染红利依存度越高,则该地区经济发展对污染红利的依赖程度越大,也说明该地区经济发展对环境破外的程度越大。其次,污染红利依存度曲线反映了经济主体对污染红利进行利用或抑制的变化趋势。如果污染红利曲线呈上升趋势,则说明经济主体正扩大污染红利的利用强度;反之,如果污染红利曲线呈下降趋势,则说明经济主体正采取污染规制措施对污染红利进行抑制。再次,污染红利依存度只适应于对同类污染物进行比较。对于不同的污染物来说,由于其性质不同,其对环境造成破外的特征与程度也不相同。例如,一吨废气带来的环境污染与一吨废水带来的环境污染就具有不同的特征,与此类同,一吨废水带来的环境污染也与一吨工业粉尘带来的环境污染性质各异。因此,污染红利依存度虽然能反映经济主体对污染红利进行利用或抑制的变化趋势,但其无法比较不同污染物红利的利用强度。表2计算了浙江2001年至2008年的三类污染红利依存度。

表2 浙江与全国红利依存度比较(%)

2.实证结果分析

(1)废水红利依存度。就废水红利依存度而言,比较表2可以发现:首先,从2001年到2008年,浙江历年经济发展对废水红利的依赖程度均低于全国。如2001年,浙江废水污染红利依存度为0.19%,全国则为0.39%;2008年,浙江废水红利依存度为0.15%,全国则为0.18%。其次,浙江废水红利利用强度在降低,但其降幅低于全国平均水平。2001年,浙江废水污染红利依存度为0.19%,到2008年则降为0.15%,降幅为0.04%。全国废水污染红利依存度从2001年的0.39%下降到2008年的0.18%,降幅为0.15%,其降幅要超过浙江,说明浙江对废水污染红利的抑制强度要低于全国平均水平。

(2)工业粉尘红利依存度。从工业粉尘污染红利角度分析,首先,浙江经济发展对工业粉尘红利的依赖程度要高于全国平均水平。表2显示,从2001年到2008年,浙江历年工业粉尘污染红利依存度均高于全国平均水平。其次,浙江工业粉尘污染红利利用强度呈下降趋势,其下降幅度要大于全国。2001年,浙江工业粉尘污染红利依存度为1.30%,到2008年则降为0.33%。2001年,全国工业粉尘污染红利依存度为0.90%,到2008年降低到0.24%,显然,其降幅要低于浙江,说明浙江对工业粉尘污染红利的抑制强度要大于全国平均水平。

苗木质量(QI)指数采用苗木质量指数公式[17]计算: 苗木质量式中:苗高单位cm,地径单位mm,总干重、茎干重、根干重单位均为g。

(3)二氧化硫红利依存度。从二氧化硫污染红利角度分析,首先,浙江经济发展对二氧化硫红利的依赖要低于全国平均水平,主要是因为从2001年到2008年,浙江历年二氧化硫污染红利依存度均低于全国平均水平。其次,表2还显示,浙江二氧化硫污染红利下降幅度要低于全国,说明浙江对二氧化硫污染红利的抑制强度要小于全国平均水平。

(二)污染红利依存指数

1.污染红利依存指数的指标特征

前面分析表明,由于各个污染物性质不同,故不同污染红利的依存度指标存在不可公度性,因此,如果某地区甲污染物红利依存度呈上升趋势,而乙污染物红利依存度呈下降趋势,其总污染红利依存度会如何变化呢?显然,单纯用污染红利依存度无法对其总体污染红利变化特征进行分析。为了克服该局限,笔者用污染红利依存指数来对污染红利变化特征进行分析。为了计算污染红利依存指数,本文先对污染物依存度指标进行标准化,标准化的方法为:

其中Yi为指标Xi标准化后的值,该值即为污染红利依存指数。为指标Xi在观察期间(即2001-2008年间)的平均值。然后,将n个标准化后的污染物红利依存指数加总,便得到了一个总污染红利依存指数(EPRI)。

其中,μi为i污染红利依存指数的权重。从上述污染红利依存指数定义可以看出,该指标具有如下工具性价值。首先,污染红利依存指数克服了不同污染物指标间不可公度的局限,可以将不同污染红利指标进行加总,从而得出一个反映整体污染红利变化的度量指标。其次,对于不同地区的相同污染物来说,在用公式Yi=Xi/计算污染红利依存指数时,尽管两个地区的污染物依存度大小不同(即两地具有不同的Xi),两者如果变化趋势雷同,则意味着Xi/的分子与分母扩大或者缩小相同的倍数(即X1/=X2/),则两个地区的污染红利依存指数可能相同。因此,污染红利依存指数所测度的污染红利抑制强度是相对于某污染红利的自身历史数据而言,是以自身历史数据为参照标准。如当甲地A污染红利依存指数增加时,说明相对于甲地A污染红利自身历史数据而言,A污染红利抑制强度增大了;反之,当甲地A污染依存指数减少时,说明相对于甲地A污染红利自身历史数据而言,A污染红利抑制强度变小了。

为了计算浙江2001年至2008年的污染红利依存指数,我们做出如下假设:即各个污染物依存度权重相同,故本文有关浙江总污染红利依存指数可表示为三个污染物依存指数的算术平均数。即EPRI=(废水红利依存度标准化值+二氧化硫红利依存度标准化值+工业粉尘红利依存度标准化值)/3。表3计算了浙江2001年至2008年的污染红利依存指数。

表3 浙江与全国污染红利依存指数

2.实证结果分析

从二氧化硫污染红利视角分析,相对于各自历史数据而言,浙江污染红利抑制强度要小于全国。2001年,浙江二氧化硫红利依存指数为1.31,到2008年,浙江二氧化硫红利依存度指数为0.67,降幅为0.64;2001年全国二氧化硫红利依存指数为1.33,到2008年降为0.55,降幅为0.78,该指标数值要高于浙江降幅。就工业粉尘红利而言,从2001年到2008年,浙江工业粉尘红利依存指数从1.80降到0.46,降幅为1.34,而同期全国工业粉尘红利依存指数从1.65降到0.44,降幅为1.21。因此,相对于各自历史数据而言,浙江对工业粉尘红利的抑制强度比全国平均水平要大;从废水污染红利视角分析,表3显示,从2001年到2008年,浙江废水红利依存指数降幅为0.25,同期全国废水红利依存指数降幅为0.73,故相对于各自历史数据而言,浙江对废水污染红利的抑制强度要小于全国。从总污染依存指数视角分析,从2001年到2008年,浙江总污染红利依存指数降幅为0.74,同期全国总污染红利依存指数降幅为0.90,说明相对于各自历史数据而言,浙江污染红利的抑制强度要小于全国。

(三)简要结论

上述分析表明,从污染红利依存度视角分析,浙江污染红利抑制具有如下特点。首先,比较浙江与全国平均水平的污染红利依存度可以发现,浙江经济发展对工业粉尘红利的依存度要大于全国,对废水红利与二氧化硫红利的依存度要小于全国;其次,就各污染红利依存度的降幅分析,浙江对工业粉尘红利与二氧化硫红利的抑制强度要大于全国平均水平,对废水污染红利的抑制强度要小于全国平均水平。

从污染红利依存指数角度分析,相对于各自历史数据而言,浙江对工业粉尘红利的抑制强度要大于全国,对废水污染红利、二氧化硫污染红利、总污染红利的抑制强度均小于全国平均水平。

四、浙江污染密集型产业竞争力

前面的分析表明,浙江污染红利利用呈现缩小特征,很显然,这应得益于对污染红利的抑制。然而,对污染红利的抑制会阻碍地区经济发展吗?鉴此,本文决定对浙江污染密集型产业竞争力进行分析,以进一步分析其污染红利抑制绩效。

(一)污染密集型产业及其分类

污染密集型产业是指在生产过程中若不加以治理则会直接或间接产生大量污染物的产业。根据污染密集型产业划分标准,污染密集型产业可分为重污染密集产业、中度污染密集产业和轻污染密集产业。重污染密集产业包括:电力、煤气及水的生产供应业、采掘业、造纸及纸品业、水泥制造业、非金属矿物制造业、黑金属冶炼及压延工业、化工原料及化学品制造业。中度污染密集产业包括:有色金属冶炼及压延工业、化学纤维制造业。轻污染密集产业包括:食品、烟草及饮料制造业、医药制造业、石油加工及炼焦业、纺织业、皮革、毛皮、羽绒及制品业、橡胶制品业、金属制品业、印刷业记录媒介的复制、机械、电器、电子设备制造业、塑料制品业等[11]。

(二)浙江污染密集型产业竞争力

1.产业区位商指标

区位商表示的是小区域某行业占大区域同业的比重与小区域总产值占大区域总产值的比重之比,它是反映区域产业竞争力的重要指标,其模型为:

其中,Qk是区位商;ej是第j个区域的总产值;是j区域内k产业的产值;Ej是大区域的总产值;是大区域内k产业的产值。当某一产业的区位商大于1时,表明该产业专业化程度比较高,在整个区域中具有一定竞争力。反之,如果区位商小于1,则表示该产业竞争力比较弱。

根据《2008年中国统计年鉴》和《2008年浙江统计年鉴》相关数据,我们计算了浙江2007年工业产业区位商,结果见表4。从表4可知,纺织业、废弃资源和废旧材料回收加工业、化学纤维制造业、皮革与皮毛及其制品业、塑料制品业、通用设备制造业、金属制品业、家具制造业等是区位优势行业。根据前面有关污染密集型产业分类可知,浙江区位优势产业主要是污染密集型产业。由此可见,从区位商视角分析,浙江竞争力较强的产业主要是污染密集型产业。

表4 2007年浙江污染密集型产业区位商

2.产业贡献率指标

前面的区位商指标已经表明,浙江竞争力较强的产业主要是污染密集型产业。很显然,如果这些污染密集型产业对浙江经济增长的贡献率较大,则说明浙江污染红利抑制没有妨碍经济发展;反之,则说明浙江污染红利抑制阻碍了经济发展。区域产业对经济增长的贡献率,是以各产业所占比重为权数对各自的增长率进行加权平均计算而得,其计算公式如下:

假设Di为第I产业的经济增长贡献率,Gv为GDP增长率,Gvi为第I产业增加值增加率,Pi为第I产业增加值占GDP的比重。第I产业对经济增长贡献率Di可以表示为:Di=GviPi/Gv。

根据《浙江统计年鉴》,本文计算了浙江主要污染密集型产业对经济增长的贡献率,这些污染密集型产业分别为纺织业、通用设备制造业、机械及器材制造业、化学纤维制造业、纺织服装鞋帽业、塑料制品业、皮革毛皮羽毛(绒)及其制品业。文章之所以选择这些污染密集型产业来测度其对经济增长的贡献率,主要基于如下原因。首先,根据前面的区位商分析,这些污染密集型产业是浙江竞争力较强的产业;其次,根据《浙江统计年鉴》,从2003年到2007年,这些产业是浙江的主要工业产业。表5显示,2007年浙江主要污染密集型产业增长率对GDP增长率的贡献率达到了28.4%,每个行业的平均贡献率为4%左右。分行业比较来看,对浙江GDP增长贡献比较大的是纺织业,其它六类制造业对GDP的贡献也呈上升趋势。以上情况表明,浙江污染密集型产业对浙江GDP增长具有显著带动作用。

表5 浙江主要污染密集型产业对经济增长的贡献率(%)

上述分析表明,浙江污染红利抑制虽然呈现越来越严厉的趋势,但并没有妨碍经济发展,这可从两个方面体现出来。从产业区位商指标分析,浙江竞争力较强的产业主要是污染密集型产业;从产业贡献率指标分析,浙江污染密集型产业对该地区GDP增长具有显著带动作用。

五、结 论

本文采用库兹涅茨拐点、污染红利依存度与依存指数、污染密集型产业竞争力分析等方法对浙江污染红利抑制的规制绩效进行了分析,得到了以下研究结果。

第一,从3类污染红利指标的库兹涅茨拐点分析:首先,由于浙江废水污染红利、二氧化硫污染红利与工业粉尘污染红利均已在2001年之前越过了库兹涅茨拐点,故浙江污染红利利用处于日渐缩小状况。其次,与全国平均水平比较,浙江废水污染红利抑制强度大于全国,二氧化硫污染红利抑制强度与工业粉尘红利抑制强度均小于全国。

第二,从污染红利依存度与依存指数视角分析:首先,就污染红利依存度而言,浙江经济发展对工业粉尘红利的依存度要大于全国平均水平,对废水红利与二氧化硫红利的依存度要低于全国平均水平;其次,就各污染红利依存度的降幅分析,浙江对工业粉尘红利与二氧化硫红利的抑制强度要大于全国平均水平,对废水污染红利的抑制强度要小于全国平均水平。从污染红利依存指数角度分析,相对于各自历史数据而言,浙江对工业粉尘红利的抑制强度要大于全国平均水平,对废水污染红利、二氧化硫污染红利、总污染红利的抑制强度均小于全国平均水平。

第三,浙江污染红利抑制虽然呈现越来越严格的趋势,但该地区对污染红利的抑制并没有妨碍经济发展。从产业区位商指标分析,浙江竞争力较强的产业主要是污染密集型产业;从产业贡献率指标分析,浙江污染密集型产业对该地区GDP增长具有显著带动作用。

当然,本文只是对污染红利抑制的规制绩效进行了初步研究。我们认为,此文的研究至少在两个方面值得进一步深化。首先,就地域而言,我们的研究是以浙江省污染红利作为研究对象,应该还要对跨省或跨国污染红利抑制绩效进行对比分析。其次,就污染红利标的物而言,我们的研究仅限于3类污染红利指标,故结论的客观性略显欠缺(如有关总污染红利依存指数的计算等)。未来的研究应从地域与污染红利标的物两个方向进行扩展,以使研究结果更客观,更具可比性。

[1] Siebert H.Environmental Protection and International Specialization[J].WeltwirtschaftlichesArchio,1974,110(3):494-508.

[2] Baumol W J,Oates W E.The Theory of Environmental Policy[M].Cambridge,Massachusetts:Cambridge University Press,1989.

[3] Tahvonen,Kuuluvainen.Economic Growth,Pollution and Renewable Resources[J].Journal of Environmental Economics and Management,1993,(24):101-118.

[4] López R.The Environment as a Factor of Production:The Effects of Economic Growth and Trade Liberalization[J].Journal of Environmental Economics and Management,1994,(27):84-163.

[5] Thampapillai et al.The Environmental Kuznets Curve Effect and the Scarcity of Natural Resources:A Simple Case Study of Australia1[J].Invited Paper presented to Australian Agricultural Resource Economics Society,2003,(24):28-45.

[6] CoPeland B P.North-South Trade and the Environment[J].Quarterly Journal of Economics,1994,(5):86-108.

[7] Grossman G M,Krueger A B.Environmental Impact of a North American Free Trade Agreement[R].National Bureau of Economic Research,working paper,1991.

[8] Panayotou,Theodore.Demystifying the Environmental Kuznets Curve:Turning a Black Box into a Policy Tool[J].Environment and Development Economics,1997,(2):465-484.

[9] 彭水军,包群.经济增长与环境污染——环境库兹涅茨曲线假说的中国检验[J].财经问题研究,2006,(8):3-17.

[10] 张红凤,周峰,杨慧,等.环境保护与经济发展双赢的规制绩效[J].经济研究,2009,(3):14-26.

[11] 赵细康.环境保护与产业国际竞争力[M].北京:中国社会科学出版社,2003:50-128.

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