时间：2023-09-26 09:30:33
序论：在您撰写工业经济增量时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
一、转变工业经济增长方式，要全面落实科学发展观
1、要处理好加快发展与提高效益的关系。工业经济的发展速度和企业经济效益是相互促进，互为条件的关系。因此，加快发展和提高经济效益要同时并举，两者缺一不可。在推进新型工业化进程中，一手要抓新的经济增长点，一手要抓经济效益的改善与提高。只有这样，才能促进工业经济健康发展。
2、要大力发展循环经济。目前，湖北工业经济高速增长资源扩张性特征相当突出，2004年全省规模以上工业总产值占全国的3.2%，但能源消耗量却占全国的6.7%。转变工业经济增长方式，大力发展循环经济是提高湖北工业经济运行质量和效益的保证。
一是要优化资源的开发。加强资源开采管理，实现资源的保护性开发。要改进湖北磷、盐、铁、煤等重要资源的开发利用方式，实现综合勘查、综合开发、综合利用，积极推进矿产资源深加工技术的研发，提高产品附加值；严格矿山开采的准入手续，提高采、选、冶工艺，坚决反对“采富弃贫”的浪费行为，延长矿山寿命,实现矿产资源的充分利用。
二是要提高资源利用效率。加大节能技术和节能产品的推广力度，利用经济的、法律的、政策的手段，促进企业节能技术的应用；加强对钢铁、电力、轻工等重点行业的能源、原材料等资源消耗管理，大力提高资源产出效率；提高冶金、有色、电力、酿造、印染等行业的废渣、废水、废气的综合利用率。
三是要把工业经济发展与环境保护、资源节约使用结合起来，实现可持续发展。对资源消耗量大，环境污染严重，不符合产业政策的项目要坚决实行淘汰；要严格控制不符合生产要素合理配置的工业项目，摆脱头疼医头，脚疼医脚的思维模式。
二、转变工业经济增长方式，要依靠科技进步
1、要把人才、技术的优势变成市场的优势。一是加快产学研一体化步伐，突出企业的主体地位，通过定期的产学研项目洽谈会，为科研院所和企业合作搭建一个平台。二是支持企业研发中心建设，建设一支高素质的企业创新队伍，提高企业自主创新能力，促进产品的更新换代。三是通过政策、资金等手段加大政府对企业新产品特别是高新技术产品开发的扶持力度。四是加快科技体制改革，构建新的科技创新体系，营造留住人才和用好人才的良好环境。
2、要继续加大技术改造力度。一是确定产业政策和技改项目资金投入导向，重点扶持一批现有基础较好、具有一定优势和发展潜力和行业，使其形成产业化。二是大力推广新材料、新工艺、新产品、新能源，加快生产设备、工艺的更新，以提高生产效率，减少环境污染。三是建立技改投资主体多元化的投融资体系，通过资源整合、企业改制等多种途径盘活资金存量，从而加大技改投入，最终实现企业技术的进步。
3、积极推进科技进步中介服务体系建设。一是积极推动科技进步中介服务机构的改革与发展，形成社会化、开放式、专业性的服务体系。二是加强科技信息服务网络建设，促进科技信息的交流与科技成果的转化。三是畅通银企合作渠道，争取金融部门对科技进步和技术改造工作的支持。四是建立“政府引导、市场运作”招商机制，利用多种形式牵线搭桥，开展对外经济技术协作。
三、转变工业经济增长方式,要加大工业结构调整力度
1、进一步调整优化企业组织结构。一是大力发展非国有经济，进一步提高非国有经济成分比重。对非国有企业要与国有企业一视同仁，享受同样的政策，具有同等的地位，支持非国有企业采取多种形式参与国有企业改制，鼓励其进入经营性基础设施和公益事业领域。二是加大国企改革力度。解决国有企业债务包袱相对重、企业冗员多、经营机制不活的问题，努力改变赢也国企，亏也国企的局面。三是培育一批大的企业集团。以优化行业组织结构、资本结构、资源结构、产品结构为目标，加强与企业之间的合作，充分利用现有存量资产，以较少的增量投入，激活存量资产，做大做强钢铁、汽车、石化、高科技等重点行业的重点企业，充分发挥龙头带动作用。四是大力发展中小企业。利用重点行业产业链长的优势，发挥其幅射作用。要抓好中小企业创业辅导工作和信用担保体系建设，不断促进重点企业的发展壮大。鼓励、支持中小企业向产业集群方向发展，引导中小企业紧跟大企业产品调整步伐，提高配套能力。
2、进一步调整优化产业结构。一是要努力提高轻工业比重，缓解能源原材料不足的压力，回避由于争夺资源而造成企业生产成本上升的风险。二是对有市场，有效益的传统产业，要鼓励其进行技术改造，走内涵式扩大再生产的路子，反对不切实际的盲目扩张；大力发展科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污染少的高新企业。
3、进一步调整产品结构。一是要提高产品科技含量，生产高附加值产品，提高产品市场竞争力。二是努力开拓国际市场，发展外向型产品，向国际市场要效益。要处理好保名牌与创名牌的关系，要立足于“创”，着眼于“保”，发展一批叫得响、规模大、效益好的精品名牌产品。四是加快进口替代研发速度，在保证产品质量的前提下，努力提高产品的国产化率。
四、转变工业经济增长方式，要实现管理创新
1、要狠抓管理制度创新。围绕提高产品质量、降低生产成本、提高生产效率和经济效益，在生产、采购、销售等环节和质量、成本、财务、资金等方面，建立和完善符合市场经济要求的管理模式和规范，增强企业效益的聚集效应。
2、生产环节要狠抓节能降耗。一是要加大节能设备的投入和节能技术的运用，舍得在节能上花钱；二是要加强节能管理，杜绝跑、冒、滴、漏。
今年以来，工业生产保持平稳较快增长，经济运行质量继续提高，能源运输供需两旺，国内需求稳定增长，生产资料价格涨势有所放缓，发展的稳定性、协调性有所增强，国民经济继续朝着宏观调控预期方向发展。
（一）工业生产保持平稳较快增长
上半年，规模以上工业增加值同比增长14.3%。其中6月份增长15.1%，比上月加快1.8个百分点。去年下半年以来，月度工业生产增速基本处于13―15%之间，增长的稳定性明显增强。
（二）经济运行质量继续提高
上半年，全国规模以上工业企业实现利润24105亿元，同比增长28.7%，增幅比一季度回落3.3个百分点；销售收入利润率6.2%，比一季度提高0.09个百分点。从13个主要行业看，建材、有色、化工和纺织利润分别增长63%、55%、50.4%和41.4%，煤炭、轻工行业利润分别增长33%和31%，电力行业利润由前4个月下降0.4%转为增长7.7%，电子行业利润仅增长3.6%。分地区看，19个省份利润增速在30%以上，其中江西、湖南、内蒙古分别增长65.8%、55%和54%。
（三）内需对经济增长的拉动作用持续增强
上半年，规模以上工业销售产值同比增长29.6%，内销对工业增长的贡献率达到91.4%，同比提高2.9个百分点。国内消费需求稳定增长。社会消费品零售总额增长16.8%，比一季度加快0.5个百分点。投资继续保持较快增长。固定资产投资同比增长25.6%，比一季度加快0.6个百分点；其中房地产开发投资增长32.9%，占固定资产投资比重的21.1%，同比提高1.2个百分点。
（四）能源供需总体平衡
煤炭供需基本平衡，库存较为充足。上半年，煤炭产运需保持较快增长。1―6月，全国铁路煤炭运量、主要港口煤炭发运量分别增长13.2%和20.1%。煤炭净进口量6174万吨，下降11.5%。6月末，重点电厂存煤6536万吨，可用18天；秦皇岛港存煤745万吨，比5月末增加170万吨。
发用电量保持较快增长，部分地区供需形势偏紧。上半年，全国发电量22166亿千瓦时，同比增长13.5%。据中电联统计，上半年全社会用电量增长12.2%，有9个省份增速超过15%。工业用电量增长11.7%，其中建材、钢铁行业分别增长19.8%和12.5%。受用电需求增长较快、来水比常年严重偏少、火电亏损等因素影响，华东、华中、南方等区域电力供需形势偏紧，部分省市实施了有序用电措施。
成品油市场运行平稳，消费需求保持高位。上半年原油产量10289万吨，同比增长4.6%；进口量12621万吨，增长7%。据行业统计，成品油表观消费量11839万吨，增长7.2%。6月末，成品油库存1356万吨，处于基本正常水平。
天然气供应能力稳步提高，消费快速增加。上半年，天然气产量513.8亿立方米，同比增长7.3%；进口量约为141亿立方米，增长1倍。据行业统计，天然气表观消费量631亿立方米，增长21%。5月份后，发电用气大幅增加。上半年，中石油西气东输系统向河南、江苏等地6个燃气电厂供气量同比增长64.9%，向燃气发电较多的浙江管网供气量增长15.4%。
（五）运输需求持续旺盛
上半年，全社会货运量170.9亿吨，同比增长13.9%，增速比一季度加快0.3个百分点。其中，铁路、公路、水运货运量分别增长8%、14.7%和15%，比一季度加快0.2、0.2和0.7个百分点。全国铁路日均装车16.82万车，同比增长7.1%，煤炭、粮食、石油、化肥等重点物资运输得到较好保障。规模以上港口完成货物吞吐量44.2亿吨，增长13.2%，其中内贸、外贸吞吐量分别增长15.6%和8%。
（六）生产资料价格涨势趋缓
上半年，工业生产者购进价格同比上涨10.3%，涨幅比一季度提高0.1个百分点。受宏观调控政策效应逐步显现、国际大宗商品价格高位回落等影响，近几个月生产资料价格涨势高位趋缓。制造业购进价格指数连续4个月回落，从2月份70.1%的高位回落到6月份的56.7%，说明上游产品价格涨势得到初步控制。6月末，布伦特原油期货价格112.5美元/桶，较4月上旬的高点回落约10%；进口铁矿石现货价格1295元/吨，较2月中旬高点时回落6.5%。6月份，国内生产资料市场铜平均价格69758元/吨，较3月份下跌3.1%。国内市场标准级棉花平均售价24441元/吨，较3月份下跌20.7%，化纤、纱、布等产品价格也较快下降。
（七）产业转型升级步伐加快
上半年，东、中、西部地区工业增加值分别增长12.4%、17.8%和17.3%。东部地区新兴产业增势强劲。中西部地区产业升级势头明显。
二、当前经济运行中需要关注的问题
（一）部分地区电力供需矛盾仍较突出
6月份以来，华东、华中等区域出现多轮大面积降水，水电出力明显增加，空调用电较常年偏少，电力供应紧张情况明显缓解。但从趋势看，随着工业生产继续保持较快增长以及气温升高、空调集中使用，电力需求将明显增加，总体供需依然是趋紧态势，部分地区紧张形势还有可能加剧。预计今年迎峰度夏日最大发电量将达到155亿千瓦时左右，比去年峰值高出11%以上。从供需形势看，东北、西北平衡有余，其余大部分地区供应偏紧，电力缺口约3000万千瓦。其中，江苏、浙江、重庆、京津唐等地矛盾较为突出。
（二）企业生产经营环境更趋严峻
地方和行业普遍反映，今年以来原材料、资金、劳动力等成本大幅上升，企业生产经营困难明显增加。资金环境总体偏紧，前5个月规模以上工业企业利息支出同比增长30.3%，其中小型企业增长42.6%。一些地区反映，重点企业贷款大都面临基准利率上浮10―30%的情况，中小企业贷款成本接近甚至超过银行基准利率的两倍。今年以来，即使各地劳动力工资普遍上涨了15―20%，但招工难，特别是招专业技术人员、熟练技工难的问题仍十分突出。机械行业反映，重型机床、发电设备、工程机械等产品新增订单有所回落。纺织行业反映，棉花价格波动剧烈，企业经营风险不断增大，目前订单以短周期、小额为主。
（三）出口形势不容乐观
受发达国家需求不振、汇率变动、贸易保护升级以及北非局势动荡等因素影响，今年以来工业出口增速明显放缓。上半年，规模以上企业出货值增长19.1%，同比回落9.3个百分点。制造业新出口订单指数基本在51%左右徘徊，较去年同期低约2个百分点。前5个月纺织品服装出口数量仅增长3.9%。国际航运市场需求恢复程度也低于预期，造船和集装箱等企业普遍反映后续订单明显减少。
关键词：经济增长；工业废水排放量；VAR模型
中图分类号：F224.0文献标识码：A
一、引言
改革开放以来，中国的经济增长带来了人民生活水平的提高以及社会福利水平的改善，但随之而来的是一系列环境问题。经济增长与环境恶化之间的两难冲突备受关注，二者关系的研究已成为各领域探讨的热点问题。经济学家库兹涅茨1955年提出了著名的倒U型曲线假说，20世纪九十年代，Grossman和Krueger在库兹茨曲线基础上提出了环境库兹涅茨曲线。国内学者方行明、刘天伦通过建立一个一元三次的计量经济模型，应用最小二乘法估计，认为工业废水排放量与人均GDP之间存在倒N型的关系，彭水军、包群通过广义的脉冲分析，认为人均GDP与工业废水排放量存在N型关系。而本文主要利用VAR模型来分析经济增长与工业废水排放量是否存在上述关系，首先建立工业废水排放量和经济增长这两个指标，因为考虑到时间序列的平稳性问题，要利用单位根检验数据是否平稳。如果数据平稳或是协整，则建立经济增长与工业废水排放量的VAR模型，进行格兰杰因果关系分析和脉冲响应分析。
二、变量选取与数据处理
（一）变量选取。因为本文只是单纯地研究经济增长与工业排放量之间的关系，不考虑对环境造成污染的其他因素的影响，所以在变量选取方面比较容易。经济增长的指标选用人均GDP（单位：元），之所以选用该指标，在于与总收入相比，人均GDP更能反映出真实收入水平变化对环境的影响。而工业废水排放量的指标就直接选用每亿元工业产值的工业废水排放量（单位：吨）。研究区间取自1995～2009年，各指标数据来源于《中国统计年鉴》。
（二）数据处理。为避免数据的剧烈波动，消除可能存在的异方差，考虑到对时间序列进行对数化处理后容易得到平稳序列，且并不改变序列数据的特征。本文分别对每亿元工业产值的工业废水排放量和人均GDP的时间序列数据进行取对数的处理，新的序列分别命名为lnmyczw和lngdp。
（三）变量的平稳性检验。为了得到有效的检验统计量，防止为回归的产生，在建立VAR模型前应首先对变量的时间序列数据进行ADF平稳性检验。
在进行ADF单位根检验之前，首先应确定是否具有截距和时间趋势项，否则，检验的结果将会大相径庭。一般采用图形观察法，如果序列在偏离0位置变动，且呈现出随着时间快速递增或递减的趋势，则可以选择既有截距又有时间趋势项；如果序列随时间递增或递减的并不迅速，可以考虑舍去时间趋势项。从表1中我们可以看出，lngddp和lnmyczw这2个时间序列在10%的显著性水平下均不能拒绝存在单位根的原假设，因此都是非平稳的。而他们的一阶差分序列dlngdp和dlnmyczw的ADF值均可以小于10%的显著性水平下的临界值，所以都是平稳的。因此，dlngdp和dlnmyczw都是平稳的时间序列，可以建立任何的模型。（表1）
三、VAR模型的建立及应用
（一）建立VAR模型。在ADF检验的基础上，我们建立人均GDP和每亿元工业产值的工业废水排放量为因变量，这些变量的滞后项为自变量的VAR模型。
为了确定VAR模型的滞后阶数，我们根据LogL、LR、FPE、IC、SC和HQ等标准进行确定，如表2所示。（表2）滞后阶数适当加大，可以消除误差项中的自相关，但又容易减少自由度，影响模型参数估计的有效性。因此，我们重点参考AIC和SC最小的评价标准，将VAR的滞后阶数确定为4阶。因为对于变量人均GDP和每亿元工业产值的工业废水排放量，经过取对数和一次差分后，变量是平稳的，所以可以建立滞后4阶的VAR模型。
（二）格兰杰因果关系分析。在建立VAR模型的基础上，来分析经济增长与工业废水排放量之间的格兰杰因果关系。Granger因果检验度量的是：对y进行预测时x的前期信息对均方误差MSE的减少是否有贡献，并以此作为因果关系的判断基准。与x的前期信息相比，若MSE无变化，则称x在Granger意义下对y无因果关系；反之，当x的前期信息对MSE的减少有贡献时，称x在Granger意义下对y有因果关系。即一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。
Granger因果检验往往受滞后长度p的影响。处理滞后期有两种方法：一是从滞后1开始测试，按AIC、SC最小的原则确定VAR的滞后长度，作为Granger因果关系检验的滞后期；二是尝试不同的滞后期，比如滞后1～6期，观测因果关系的变化特征。本文的滞后阶数直接利用VAR模型所确定的滞后阶数。
通过格兰杰因果关系检验（表3），根据伴随概率，在5%的显著水平下，因为0.000，0.05，所以拒绝原假设，即人均GDP是工业废水排放量的格兰杰原因。0.9569>0.05，所以接受原假设，即工业废水排放量不是人均GDP的格兰杰原因。表明人均GDP和工业废水排放量之间存在单向的格兰杰因果关系。这就从一个方面反映了我国经济的快速增长在一定程度上建立在高废水排放量的基础上的，但是这不符合中国的“低污染，高增长”的目标，所以我国要加快经济增长由粗放式向集约式的转变，治理高能耗、高排放的企业，而且在较快的经济增长的条件下，也应该对工业废水的治理增加投资。
（三）脉冲响应分析。前面我们分析了一个变量和另一个变量之间的格兰杰因果关系，接下来分析当一个误差项发生变化即模型受到某种冲击时对系统的动态影响，或者说VAR模型中的一个内生变量的冲击（即一个误差项发生变化）给其他内生变量带来的影响，即脉冲响应分析。首先，我们给每亿元工业产值的工业废水排放量一个单位的冲击，采用脉冲方法得到关于人均GDP的一个脉冲响应函数（图1）。图1中，横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：年），纵轴代表人均GDP增长率的响应，实线表示脉冲响应函数，代表人均GDP的增长率对每亿元工业产值的工业废水排放量的冲击的反应，虚线表示正负两倍标准差的偏离带。
从图1中可以看出，当在本期给人均废水排放量一个正冲击，人均GDP的增长率在前7期基本上是平稳的，且是正的，当人均废水排放量受外部的某一正的冲击后，传递给人均GDP的增长率，给人均GDP的增长率带来同样的冲击即具有正的增长。在第7期内下降为0，并持续下降，到第8期以后开始稳定（响应值为-0.03）。表明每亿元工业产值的工业废水排放量的正的冲击可以使人均GDP的增长率持续降低，但是这种影响比较微小。
同理，我们给人均GDP一个单位的正的冲击，可以得到每亿元工业产值的工业废水排放量的响应函数（图2），实线表示每亿元工业产值的工业废水排放量增长率对人均GDP冲击的响应函数。
在图2中可以看出，每亿元工业产值的工业废水排放量的增长率一直在0附近很小幅度的波动，但在第3期以后都显示出不明显的负效应。这说明人均GDP的一个正的冲击可以持续降低每亿元工业产值的工业废水排放量的增长率，但是这个响应不是非常明显。
四、结论
在1995～2009年这个研究期间，通过利用人均GDP和每亿元工业产值的工业废水排放量建立VAR模型，通过格兰杰因果关系分析和脉冲响应分析，得出如下结论：
1、在一定程度上，中国经济的增长是工业废水排放量的格兰杰原因，这与中国正处在工业化中期，第二产业比重大的经济结构有关，但是工业废水排放量不是经济增长的格兰杰原因。
2、在响应期内，dlngdp对dlnw的响应函数并没有呈现倒N型或N型。没有呈现倒N型可能是因为使用的模型不同，而没有呈现N型是因为本文数据较新，加上近年来政府对工业废水排放量的控制所致。
3、经济增长对工业废水排放量的减少所起的作用不是很明显。
（作者单位：河北经贸大学经济研究所）
主要参考文献：
[1]Grossman G.and Kuerger A：Economic Growth and the Environment[J].Quarterly Journal of Economics，1995.110.2.
[2]夏庆澍，兰天.中国经济增长与环境污染关系的实证性研究[J].经济观察，2011.1.
[3]方行明，刘天伦.中国经济增长与环境污染关系新探[J].经济学家，2011.2.
[4]彭水军，包群.中国经济发展与环境污染关系[J].中国工业经济，2006.5.
关键词：生产业 空间计量 溢出效应 经济增长
发展生产业不仅可以优化产业结构，转变经济增长方式，还有助于提升制造业的竞争力和其他服务业的发展水平，从而促进经济发展。学者主要从分工、专业化及产业互动角度等进行了丰富的研究，Riddle（1986）认为服务业（包括生产业）是促进其他部门增长过程的产业，服务业是经济的粘合剂。Hansen（1994）认为在日益增加的信息指向的经济中，生产业部门的增长实际上扩大了劳动分工和生产率，而且生产业的出口或外销也加速了区域的发展，它充当了催化剂的作用。郑吉昌（2005）认为现代生产业一方面推动分工的深化，另一方面又是分工经济“黏合剂”，从而使现代生产业成为经济增长的牵引力和经济竞争力提高的助推器。张亚斌，刘靓君（2008）实证研究表明，生产业可以通过技术进步与创新、深化分工、提高生产效率、产业集群、改善地区投资环境以及与工业、其他服务业的互动共同推动我国经济发展。Goe（1990）的研究阐明了生产业与其他活动的联系：认为生产业销售的最大部分是其他服务业而不是制造业；对大多数生产业而言，市场是主要面向最终（消费者）需求。程大中（2006）在对中国与英国、美国的生产业进行比较研究后指出，生产业与其他产业的前后向联系效应较弱，对经济没有产生应有的拉动作用。
从以上的文献梳理中发现：对于生产业对经济增长作用的研究仅限于理论分析和经典的计量经济的实证分析，由于变量普遍存在的空间依赖性，从而违背了经典计量经济样本观测值相互独立的假设，因此导致经典的OLS估计失效，本文将空间的相互作用纳入到回归模型的分析中，实证分析生产业对经济增长的贡献。
模型构建
（一）研究区域、样本数据
根据已有实证研究对生产业的普遍划分方式以及统计数据的可得性，本文将生产业细分为以下行业：交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，金融业，房地产业，租赁和商务服务业和科学研究、技术服务和地质勘查业，下文分析中分别用字母C、D、E、F、G、H、I代替。
研究区域是除了我国香港、澳门特别行政区和台湾省的中国大陆31个省、自治区和直辖市，简称各省份。样本数据区间为2006-2008年，所有数据均来源于《中国统计年鉴》和《中国第三产业统计年鉴》，利用Open Goeda空间计量软件进行数据分析。为消除物价水平的影响，以1978年为基期，用各省份CPI指数对GDP进行平减。由于统计年鉴中没有各省份生产业细分行业的产值数据，因此本文用就业数来代替产值进行计量分析。
（二）空间计量模型
模型构建思路：
第一，采用空间统计分析Moran指数检验被解释变量的空间自相关性，本文用来检验生产业与经济增长是否具有空间依赖性，由于采用的是各省份的相关数据，而且各省份之间有共同的相邻边界，因此，采用K值临近的空间权重矩阵（K-Nearest Neighbor Spatial Weights）进行分析。
第二，建立空间计量经济模型，进行空间计量估计和检验。首先构建一般的非空间模型，即经典线性回归模型，然后在其基础上通过引入空间依赖性，建立相应的空间计量模型， 本文采用了刘伟、李绍荣（2002）提出的计量模型，并对其进行简单处理，修正成为双对数一元线性回归计量模型，如下所示：
lnY=α+βlnXi+ε（i=1，2，…，7） （1）
式中Y表示全国不同时期GDP，用来衡量经济增长；Xi代表不同时期的以就业数为衡量指标的生产业和内部细分行业的发展水平；β为相关系数；α为常数项；ε为误差项。在建立经典线性回归模型的基础上，通过一个空间权重矩阵W，将区域间的空间相互作用引入模型，根据模型设立时对空间依赖性的体现方式不同，空间计量模型主要分为两类：空间滞后模型和空间误差模型。对选择使用何种模型进行检验，根据Anselin和Florax（1995）提出的判别标准进行判断。
实证分析
（一）空间自相关检验
采用全局空间相关系数对各省份的经济增长和生产业在空间上是否存在自相关和聚集特征进行检验，检验结果如表1所示。
从表1看出，省域经济增长、生产业及其内部行业的Moran's I系数都大于0，除科学研究、技术服务和地质勘查业在10%的显著性水平下显著以外，生产业，交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业通过率5%的显著性检验，经济增长、金融业，房地产业，租赁和商务服务业行业通过了1%的显著性检验。这意味着经济增长和生产业及细分行业都具有显著的空间正相关关系，经济增长的Moran's I系数为0.317，显示更强的聚集特征。区域之间存在近邻效应，某个区域的省域经济增长、生产业及其内部行业的发展水平与邻近区域的发展水平有关，这表明对于生产业及其内部行业与经济增长的关系的实证研究，经典计量模型假定的空间事物没有关联及均质假定存在局限，采用忽视空间效应的OLS估计存在模型设置偏差，导致研究结果缺乏应用的解释力。
（二）空间计量模型选择
从空间相关性检验结果可以看出，lnY和lnXi的全局Moran's I系数都具有明显的空间自相关，因此建立空间计量模型考察生产业及内部细分行业与经济增长的关系，首先进行空间加权最小二乘法估计，根据估计结果选择相应的空间计量模型，数据输出结果如表2。
根据空间计量模型判别标准：从表2空间相关性的检验中发现无论生产业整体行业还是单个行业，他们与GDP的LMLAG统计值较LMERR在统计上更加显著，且相应的R-LMERR统计值都要比 R-LMLAG显著。因此，判断应建立空间滞后模型来进行回归分析。
（三）空间滞后模型分析
表2的分析结果可知，应建立空间滞后模型来分析生产业及内部细分行业与GDP的关系，并进行估计，估计结果如表3所示。
从表3的估计结果可以看出，生产业就业对经济增长的影响系数通过了1%的显著性检验，经济增长对生产业就业的弹性系数为1.003，说明生产业就业每增加1%，就会引起经济增长增加1.003%。从单个行业与经济增长的检验结果看：交通运输、仓储和邮政业对经济增长的影响系数为1.015，通过了1%的显著性检验；信息传输、计算机服务和软件业对经济增长的影响系数为0.945，通过了1%的显著性检验；金融业对经济增长的影响系数为1.121，通过了1%的显著性检验；房地产业对经济增长的影响系数为0.772，通过了1%的显著性检验；租赁和商务服务业对经济增长的影响系数为0.682，通过了1%的显著性检验；科学研究、技术服务和地质勘查业对经济增长的影响系数为0.924，通过了1%的显著性检验。从以上的分析可以看出，不管是生产业还是内部细分行业，对经济增长的影响都是非常显著的。在考虑了空间因素的作用下，经济增长对金融业的弹性系数最高为1.121，因此金融业对经济增长的贡献要超过其他行业；经济增长对租赁和商务服务业的弹性系数最低为0.682，因此对经济增长的贡献较小。
结论
从经济增长和生产业的全局Moran's I系数看，经济增长、生产业及内部细分行具有较强的空间自相关性，区域之间存在近邻效应，某个区域的经济增长和生产业的发展水平与邻近区域的经济增长和生产业发展水平有关。
从生产业与经济增长的空间滞后模型分析看，生产业总体对经济增长贡献的作用明显，对于单个行业，金融业对经济的贡献最大，而租赁和商务服务业对经济的贡献较小，即传统生产业仍然对经济的贡献起主导作用，相比新兴生产业对经济的贡献较小，没有对经济增长产生应有的拉动作用。因此对于生产业的发展，一方面要注重传统生产业的效率和质量，不断增强其在地区间的溢出效应，促进相邻省份生产业的发展，另一方面，要大力发展新兴生产业，不断提高其在生产业中的比重，扩大对其他省份生产业的辐射作用。
参考文献：
1.刘伟，李绍荣.产业结构与经济增长[J].中国工业经济，2002(5)
［关键词］ 环境库兹涅兹曲线 经济增长 环境污染
经济与环境是人类生存发展的两个紧密联系的系统。20世纪70年代以来，许多学者研究了经济增长与环境质量之间的关系。在Kuznets提出收入分配与经济增长之间存在倒U形曲线关系之后，有学者指出经济发展与环境质量之间也可能存在倒U形曲线关系。此后，经济学家对此问题的实证研究从未停止过。国内对经济与环境关系的研究大多数是围绕环境库兹涅茨曲线进行的，即验证与国外EKC曲线研究的关系，若符合EKC曲线，转折点在哪？若不符合，两者之间是什么形状的曲线？如刘静（2009）、刘耀斌（2007）等人对区域EKC的实证研究，即用OLS方法进行EKC模型的估计。
文章利用安徽省的统计数据资料，首先对经济与环境现状进行描述性统计分析，进而对建立相应的模型，最后给出相应的对策。
一、变量选择、数据来源及研究思路
为了研究经济与环境之间的关系，所以选取了安徽省1987-2009年间每年的工业废水排放总量(万吨)、工业废气排放量(亿标立方米)、工业固体废料生产量(万吨)为衡量环境质量的指标。人均GDP数据由各年名义人均GDP以1978年为基期平减而来。数据来源于《安徽省统计年鉴》，时间跨度为1987-2009年。文章应用Excel和计量软件Eview6.0进行分析，在对安徽经济与环境质量水平总体分析的基础上，进行ADF检验，并建立计量模型，最后根据结论给出相应的建议。
二、安徽省经济增长与环境质量状况的描述性统计分析
近年，安徽经济增长迅速，GDP总量每年增速都在10%以上，2009年总量达到10063亿元，人均突破万元，达到了14809.4元。同时能源消耗与工业废物也伴随着经济增长在不断上升。
对环境质量指标进行描述性统计分析，图1-图4表明：安徽省工业废气排放量、工业固体废料生产量三者的变化趋势与实际人均GDP整体上相一致。从1987年到2009年，安徽省工业废水排放量总体趋势有所下降，从1987的1048445万吨减小为2009年的7344万吨。安徽省工业废气排放量持续走高从1987年到2004年，工业废气排放还只是略微增加，但从2004年至2008年，工业废气增速变为急剧上升,2009年是稍微的下降。在1990年到2005年期间，工业固体废物排放总体来说比较稳定。在2005年至2009年间，年平均固体废物排放达到6186万吨，2009年更是达到了惊人的8471万吨。经分析，经济发展导致了工业污染物的排放量越来越大，相应环境质量也有所下降，虽然节能降耗工作已经做出了很大贡献。
三、安徽省经济增长与环境质量关系的计量分析
根据安徽省1987-2009 年环境质量数据以及人均GDP 数据,采用二次曲线进行回归分析,建立安徽省的环境经济计量模型,结果发现此模型不能准确描述安徽省环境与经济的发展规律,因为人均GDP 与废水排放量的关系曲线表现为一个正U 形加倒U 型,而废气与固体废弃物排放量则呈现出近似倒U 形的左侧部分。由此可见,安徽省经济增长与环境污染曲线与标准的倒U 型EKC 曲线不太吻合,它既有三次曲线,也有二次曲线。进一步分析发现,工业废水排放的三次曲线拟合效果更好,因此在借鉴原模型的基础上添加一个三次项,用以说明安徽省的经济增长与环境污染水平的关系。即：
（i=1，2，3）（1）
其中：Yi（i=1，2，3）分别指工业废水排放量、工业废气排放量、工业固体废物排放量指标；X为实际人均GDP;a为回归系数；εi 为随机扰动项。如果横坐标表示人均GDP，纵坐标表示各环境污染指标，则有判断准则：
如果a1>0，a2
如果a10且a3=0，则经济增长与环境污染为U型曲线；
如果a1
如果a10且a3
如果a1
利用上述三次曲线模型进行回归，相应模型：
人均GDP与工业废水排放量相关数据拟合结果如下，
R2=0.881 P=0.000 F=36.870
人均GDP与工业废气排放量的回归拟合结果如下：
R2=0.985 P=0.000 F=1088.362
人均GDP与工业固体废物排放量的结果如下
R2=0.982 P=0.000 F=916.076
在5%的显著性水平上，通过观察其系数项及方程总体的P值，该方程系数均通过显著性检验,且回归方程总体上也是显著的,模型拟合很好。
模型拟合结果分析
分别以工业废水排放量、工业废气排放量和工业固废排放量为 y 轴,以人均 GDP为 x 轴,做出散点图。 利用 SPSS 统计分析软件 ,得到人均GDP和工业废水排放量、工业废气排放量以及工业固体废物排放量的函数模拟曲线图：
由人均 GDP与污染排放量回归模型可见,安徽省人均 GDP与工业“三废”环境指标曲线拟合效果较好,拟合优度R2最低为0.881,对环境库兹涅茨曲线具有较充分的解释意义。从安徽省工业“三废”的 EKC轨迹分析可以看出,三条曲线的形状各不相同,且与传统的 EKC曲线不太吻合。
由图5可以看出，在1987至2009间，曲线呈现出先下降再上升而后继续下降的特征，总体依然呈下降趋势。即随着人均收入水平的提高 ,工业废水排放出现了反复的波动，但总体势头良好，随经济的增长，总体废水排放减少。人均GDP与工业废水排放在图形上接近于“U+倒U”型。实际上环境质量的改善并非随着收入水平的提高而自动发生 ,而在很大程度上将取决于环境经济政策的调整。由于安徽省在废水治理方面投资较大 ,环保措施得当 ,因此在工业废水治理方面取得了显著成果。
图6与图7形状类似，在1987年至2009年间，均呈现上升态势，尤其最近几年上升势头更是明显。这说明 ,安徽省目前仍处在工业化发展时期 ,随着工业化进程的加快 ,工业废气排放量与工业固废排放量仍将持续增长。如果这种势头不能得到及时的遏制，那么一旦超过某个限度，环境污染问题将很难得到治理。
四、结语
在经济增长初期阶段，对环境问题的意识程度比较低或是忽视的，随着经济增长污染物排放水平也在增长，环境质量水平不高，随着收入提高到某一水平后环境质量开始改善，虽然安徽环境质量有所改善，但由于粗放型经济发展模式还没有得到根本性的改变，环境压力仍处于上升趋势。
安徽省 EKC曲线并不完全符合传统的 EKC曲线形式 ,这也验证了 EKC曲线具有一定的特殊性 ,在不同国家或地区具有不同的表现形式。因此推断出 EKC不是经济、环境发展严格遵守的一条必然规律 ,是根据经验数据对经济增长与环境污染做出的一种描述。
安徽省废水排放与人均GDP的关系曲线为“U+倒U”型；废气排放与固体废物排放曲线类似与倒U型EKC的左半部分，尚未到达转折点，这与典型的EKC是明显不同的。从上面的 EKC曲线来看 ,安徽省除工业废水排放量有所减少外 ,其它两个指标都处于不断恶化状态 ,可见安徽省环境质量要得到提高,还要有很长路要走。政府要加大对环境质量的治理力度。
因此，安徽省要实现节能减排，把GDP单位能耗和排污量降下来，优化产业结构是关键。安徽省要进一步调整产业结构，提升第三产业在整个国民经济中的比例，优化第二产业结构，重点发展低耗能、低排放的高新技术产业。
参考文献：
[1]王学山,吴豪,陈雯.区域环境质量与经济发展关系模型研究[J].长江流域资源与环境,2004 ,(4).
[2]刘静. 山东省经济增长与环境污染水平计量模型研究[J].山东农业大学学报,2009,40,(4).
[3]曾昭法, 陈青云. 湖南省经济增长与环境污染关系的定量研究[J ].统计信息论坛,2008,(8).
[4]蔡珞珈, 黄蔚.湖北省经济增长与环境污染关系研究[J ].当代财经,2006,(8).
论文摘要:文章试图对通信业对经济增长的贡献作一定的计量分析。为此，首先将国内部门分为通信产业部门和非通信产业部门，并以这两部门的生产函数为基础，推出最终的计量模型，然后根据有关的数据对模型进行回归分析。分析结果表明，通信业对经济增长的综合边际产出贡献很高，从而说明对通信业应该继续加大投入，引导和扶持通信产业的发展，发挥通信业的先导作用，进一步来促进国民经济持续稳定的增长。
引言
通信业是国民经济的基础性、先导性、支柱性产业。通信业的发展带动相关产业群发展，体现了信息经济的发展趋势，改变产业结构，使之更具活力;它还创造了大量就业机会，改变就业结构和劳动力素质。通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分，是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。在经济增长方式转变和经济结构调整的历史性进程中，通信业的重要性只会加强，不会削弱。回顾改革开放的发展历程，我们可以发现，作为国民经济的基础行业，通信业从弱小到强大、从落后到先进、从曾是制约经济发展的“瓶颈”到成为国民经济的先导产业，实现了质的飞跃。通信业在国民经济中的地位不断提高，对经济发展起到了巨大的拉动作用。然而，通信业与经济增长的关系如何?通信业对经济增长的拉动作用究竟有大?本文尝试用计量经济模型对此进行探讨。
1 计量模型分析
1.1 理论模型
本文尝试用菲德模型来分析通信业对国民经济的贡献。菲德模型是菲德(G.Feeler)于1983年提出的一个用于测算出口对经济增长作用的两部门模型。该模型把社会经济活动分为出口和非出口两个部门，由于出口部门面对的是国际市场，激烈的竞争促使它不断提高其生产技术水平和管理水平，非出口部门正好吸收这种由于生产技术水平和管理水平提高带来的外溢效应，从而增强其自身实力。因此，出口对于GDP增长的贡献可能要比出口本身增长所形成的GDP增量大。菲德的两部门模型就是用来估计出口对于非出口部门外溢作用以及出口与非出口部门之间要素生产力差别的数学模型。
通信产业作为一个部门，与经济中其他部门的联系十分重要，任何希望估计通信产业对国民经济的影响，必须关注通信产业对非通信产业的外溢作用。鉴于通信产业对经济增长的直接作用和外溢作用，将借鉴菲德提出的两部门模型来测度通信产业对经济增长的贡献。与菲德模型的思路相似，把通信产业对经济增长的作用类同于出口对经济增长的作用，将国内部门划分为通信产业部门和非通信产业部门。
模型建立如下:设各自的生产方程为:
P = f(Lp，Kp) (1)
N = g(Ln，Kn，P) (2)
其中P和N分别代表通信产业部门和非通信产业部门两部门的产出量，L和K分别代表劳动力和资本两大生产要素，下标代表部门。(2)式生产函数假设，通信产业的产出水平P将影响非通信产业部门的产出。
劳动力(L)与资本(K)总量可以表达为:
L = Lp+ Ln(3)
K = Kp+Kn(4)
社会总产品( Y)就是两部门产品之和，即:Y = P+N (5)
菲德模型将不同部门的劳动和资本边际生产力的相互关系表达如下形式:
其中fl代表通信产业部门劳动力的边际产出，fk代表通信产业部门资本的边际产出，gl代表非通信产业部门劳动力的边际产出，gk代表非通信产业部门资本的边际产出，δ是两个部门之间相对边际生产力的差异，理论上可以大于、等于或小于零，正的δ意味着通信产业部门的相对边际生产力高于非通信产业部门。
对(5)的两边求微分得:
dY =dN+dP = gkdKn+ gldLn+ gpdP+(1+δ)gkdKp+(1+δ)gldLp(7)
根据(3)、(4)、(5)、(6)、(7)，可以推导出如下回归方程:
(8)式中，α、β表示非通信产业部门资本和劳动力的边际生产力;γ代表通信产业部门对经济增长的全部作用， 为通信产业的外溢作用) 分别是总产出、劳动力和通信产业产出的增长率;P/Y是通信业产出占总产出的比例。将国内投资视同于资本存量的增量，由于资本存量的增量在统计数据中不存在，一般用固定资产投资来代替。于是(8)式可以改写为:
参数γ代表通信产业外溢作用与两部门间要素生产力差异两种作用之和。将一个常数项和一个随机误差项加入到方程(9)中，同时假定随机误差项具有零均值、同方差的特性，则方程(9)就成为所需要的回归方程。
通过方程(10)，对的系数γ的估计，可以得到通信产业部门对于经济增长的全部作用;需要说明的是，该模型将整个经济区分为两个部门是一种理论上的简化。同时，非通信产业的产出不仅依赖于配置在本部门的劳动和资本要素，还取决于同一时期通信产业的产出量。因此，这里存在着一个假设:通信产业部门对经济中其他部门的外溢作用发生在同一时期。这个假定与现实可能不太相符，但使用时间序列数据进行回归分析，对分析结果影响不会太大。
1.2 样本的选择
在本模型的计算过程中，Y用国内生产总值(GDP)来代替，GDP用当年价格计算。L用年末从业人数表示，从业人数合计指标反映了一定时期内全部劳动力资源的实际使用情况。I用历年全社会固定资产投资来代替，它包括了国有经济、集体经济、个体经济和其他经济成分历年的固定资产投资之和，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。通信产业部门的产出P用每年通信业务总量代表。样本区间为1998-2005年。样本选取时间从98年开始，是因为1998年邮电分家，通信业对国民经济的带动作用显著。上述指标的相关数据均取自《中国统计年鉴》和《中国通信年鉴》。如表1所示:
该回归模型采用的数据是时间序列数据，为了消除数据的波动性，我们对数据进行了平均平滑处理。处理数据结果如下表2所示:
1.3 模型回归结果
利用EVIEW统计软件对方程(10)做LS回归，结果如表3所示:
从方程(10)的回归结果看，所有的回归系数估计值α、β和γ都通过了统计的显著性检验，R2达0·671254表明了方程的拟合效果好。从方程(10)的估计结果，得到最关心的系数γ的估计值为1·764966，γ就是通信业对国民经济的全部作用。γ=1·764966的含义是:假设其他条件不变，通信部门每多生产出一单位的产出，国民经济将增加1·764966单位的产出。
2 结束语
通过以上的计量分析，得出的结果是:通信业对国民经济的全部作用参数的估计值γ为1·764966，也就是说，假定其他条件不变，通信业每多生产一单位的产出，整个国民经济GDP将增加1·764966单位的产出。这就说明了通信业对国民经济增长带来的巨大作用。
通信业对国民经济贡献不仅包括对GDP的直接贡献，其更大的贡献在于对国民经济发展和人民生活水平提高所产生的渗透作用与倍增作用，尤其是对其他产业的推动和带动作用。随着我国经济结构调整、增长方式改变、资源节约利用等改革需求越来越迫切，通信业作为国民经济的先导性、基础性和支柱性产业，必须为有效推进国民经济转型做出更新更大的贡献。这不仅要求通信业加快自身发展，更要求通过它改变人们的经济行为，改造提升其他产业，提高社会的整体经济效率。通信业的发展带动相关产业群发展，体现了信息经济的发展趋势，改变产业结构，使之更具活力;它还创造了大量就业机会，改变就业结构和劳动力素质。通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分，是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。基于上述的计量分析结果，笔者认为应该加快通信业的发展，在生产要素的投入上要向通信业倾斜，以发挥通信业的高效率，进而带动整个国民经济的发展。
参考文献
一、区域工业经济增长的EKC关系分析理论框架
我们引入Pfaff,Chaudhur和Nye（2000）有关EKC分析框架并加以扩展来讨论区域工业环境EKU曲线。用S代表区域工业经济活动提供的服务功能，A代表环境质量。显然，S，A不能直接从市场购买，但它们的水平受工业经济具体的经营活动所决定。一个区域的各行业企业通过其生产活动一方面为社会提供商品服务，另一方面又在生产过程中产生“工业三废”影响环境质量，如果我们进一步按各行业企业在生产活动中的产生污染的程度（即对环境质量影响的程度）把它们分为两大类标准，一类为重污染（d），一类为轻污染（C），则s可以表示为这两大类标准行业的函数
s（Q)＝Qd+Qc
其中Q＝（Qd，Qc）是两类污染标准的行业构成比例的向量数量和
进一步用E表示全部工业“三废”的排放量，则E可表示为Qd，Qc的函数
E（Q）＝Qd+Qc
可以确信环境质量A受E的直接影响，且可以线性地表示为
A（E）＝A-EA＞0为初始环境质量
如果我们进一步假设，行业企业是否为重污染行业或轻污染行业取决于行业的技术进步T，政府的环保政策P，环保投资I以及环保设备运营费R等，行业的环境质量A则可表示为T，P，I，R等变量的函数，既；
Qi＝Qi(T,P,I,R…)i＝d,c
由于I，T，R，P等都可以表示为工业总产值（或国民收）GY的函数，因此这些变量可以通过工业总产值影响行业企业“三废”排放量，形成规模效应，技术效应以及结构效应等（Henri LFde Groot,Cees AWithagen2002）并进而影响行业的环境质量的构成。由于这三大效应对环境的影响有正有负，这就使得环境质量与经济增长之间有可能呈现出非单调关系（Copeland，Taylor 2002）。
如果我们把行业的重污染看作劣质商品，行业的轻污染为正常商品。那么由于区域经济发展，人们对生活质量要求的变化，对外部引资的需要以及环保政策，环境税收等各方面的规定，社会（消费者的总和）对行业重污染的需求（发展区域经济的引致需求）将随总产值的变化而变化。这样一来对重污染行业（劣质商品）的需求将服从恩格尔曲线变化。在一定范围内，工业的污染程度会随工业总产值上升而上升，但达到一定阶段这一比例会随工业产值上升而减少。如果把这一关系反映到收入与环境质量的关系上，则可能出现EKC现象（Shubhan Chaudhar,Alexander SPfaff2002）。但需要指出，由于上述的规模效应，技术效应，结构效应对环境质量的影响有正，有负，且力度或大或小，因此这一效应在曲线形状上以及灵敏度方面的反映具有相当的不确定性。
二、数据与模型设计
（一）样本处理
由于本文重点分析经济增长与工业固废，工业废水，工业废气这三个领域的EKC效应以及环境投资，环保政策等因素对环境治理在改善环境质量方面的力度等方面的问题，因此本文所选择的变量主要为人均产值，工业总产值，工业固费，工业废水，工业废气等几个主要的总量指标以及诸如环保投资，环保设备运行费等一些其它指标。
为了讨论方便我们对分析变量作如下设定，并冠以相应的代码。
经济领域（EIF）主要变量为：人均产值（GRP-CAP），工业生产总值（GY），环保投资（HI），水处理费用（SYF）
废水分析领域（SIU）；工业用水总量（ZS），工业废水总量（ES），（吨）废水/亿元（FS/GY）平均废水（FS／GY）。
工业废气排放分析领域；工业废气排放量FQ，煤耗（MA），平均废气（FQ／GY）。
工业固废分析领域（GIF）；工业固废（GF）平均固废（GF／GY）。
其他变量，时间变量（t），行业变量（i）虚拟变量Y，Y＝1为设定行业，Y＝0为非设定行业需要指出的是当有些必需资料无法得到时，我们采用迁值法或其他有效以统计方法进行数据补充，而当数据资料明显有误或对分析的有效性构成威胁时则可能作技术处理，但所有变动均将作出辅助说明。
样本时间长度，为1983―2002年，20年。其中有关工业总产值的数据来源于包头市统计年鉴，而有关环境方面数据来源于包头市环保局有关统计资料。样本计量单位以原统计资料计量单位为准。
(二)计量模型设计
我们考虑设定两种计量经济模型，在第一类模型中使用时间序列数据来分析总量变化在时间方面的EKC效应，这一模型分别以废水，废气，固废总量为因变量，以工业产值的总量为自变量。第二类模型，分别为一些具体的分析模型，其目的是进一步分析环保治理与环境质量的数量关系。
第一类模型为多项式回归模型
Et=Bo+BIGYt+b2GYt2+B3GYt3+e
ES。。代表第七时间的环境污染指标，GY代表工业产值，这一指标是替代变量它代表了前述直接和间接对环境总体的影响效应。这一指标为多项式，如果B2，B3符号相反，我们期望有EKC效应。
第二类模型为多元线性回归模型
Y=BO+ΣBixi+eiI=1,2,3……n
这类模型主要用于分析各种因素相互之间的影响，为了简化的目的，主要从线性的角度来入手分析。这里Y代表被解释变量，X代表解释变量。
三、结论
综上所述，对基于资源特点形成区域工业而言，如果加大重视环境治理力度其经济增长与环境保护质量之间国民收入较低水平同样可能存在EKC效应，但对于不同的污染物，其EKC效应不同，对工业废水和工业固废，存在马鞍型EKC效应，转折点分别为120亿，140亿工业产值（换算后），在这一过程中，环保政策的力度显然起着决定的作用。而对于工业废气排放EKC效应不明显。具体而言我们得到如下结论：
第一，由于资源特点，包头地区工业体系在发展初期为重污染构成，在这一阶段由于发展的需要以及资金，政策等各方面的因素，环境保护力度不大，因此在初期中期其规模效应大于技术效应，环境的污染程度随国民收入上升而上升。但随经济进一步发展，人民生活水平的提高及以及人们对环境质量的要求提高，此外也是吸引投资的需要（这是发展中地区弥补资金不足的重要手段），因此包头地区在引入高技术，新投资的同时加大对环境的治理力度，加大环保投资。这样环境质量在经济发展到一定阶段随经济的发展趋于好转。这说明在经济发展与环境保护方面，政府起着决定作用。环境质量在政策力度加大的情况下可以在国民收入相对低的水平上形成EKC关系，这是本文通过对包头地区典型分析所得到的一个结论，它说明政府行为对环境的外部正影响是相当显著。
第二，尽管在一个区域内国民收入相同，但对于不同的污染物环境质量与经济增长的EKC效应不一样，比较而言，对工业废水，工业固废的总量控制相对容易一些，前者可以通过引入废水设备在短期内大幅度降低废水排放量，而后者通过能耗的转化（如燃烧转化为燃油）及设备引进也可以有效地在较短时间内降低固废的绝对产生量。但对于废气控制相对难一些，虽然燃烧下降减低烟尘排放，但其它燃料的使用加大了其它废气排放量，废气的排放总量并没有显著的降低。这从废水，废气，固废的转折点也可略见一斑，废水和固废的转折点大约在120亿140亿元左右，而废气在现有工业产值范围内并没见显著的EKC效应。
