制造业服务环境效应探讨论文

摘要：湖北省十堰市位于湖北省西北部，它既是一座车城，也是一座山城、旅游城，是鄂豫川陕渝毗邻地区的中心城市。根据2020年统计年鉴，2019年湖北省十堰市实现地区生产总值（GDP）2012.7亿元，按可比价格计算，增长7.0%。按常住人口计算，人均地区生产总值59232元，比上年增长7.3%，于省内排名中等。下面是小编精心推荐的《制造业服务环境效应探讨论文(精选3篇)》，仅供参考，大家一起来看看吧。

制造业服务环境效应探讨论文 篇1：

上海世博会环境效应的延续和扩散※

前言

10月31日，成功、精彩、难忘的上海世博会落下帷幕。正如许多专家先后提及，本届世博会给上海带来全面、系统、深远变革，如果说这种全面性、系统性和深刻性有什么特色，便是对低碳环境的全方位聚焦和展示。世博会不但云集了全球最为先进的低碳环境技术、实践案例和操作方法，而且还以巨额资金将新能源、新材料、新设施等投入使用，社会方方面面也被动员起来，这一切都对经济社会发展产生了深远影响。温家宝总理在世博高峰论坛“让世博精神发扬光大”主旨发言说明，传承世博精神已成当前最为紧要的问题，延续和扩散世博环境效应无疑是传承世博精神的重要体现。

世博环境效应有直接间接之分，所谓直接即世博会举办本身带来的日常管理不可能具备的环境改善，只是这种改善相比较的对象是“通常模式”，即世博会所没有的状态，至于这种效应有多大需要具体分析；所谓间接，即世博会申办、筹办、举办过程中出现诸多的科学技术、规范创新和治理机制对未来环境治理带来的影响，它不属于世博会本身效应，但确实因上海世博会才引致或加速实现，一般说来这种影响更为经久有效。本文主要探讨后一种影响，目的就创新各种机制确保城市回归日常管理环境效应能得以延续和传承。

一、上海世博会的特征和属性

分析世博环境效应首先需对世博环境效应本身做一番分析。上海世博会是由展览展示、文化活动和论坛研讨三部分构成的特大活动，大量参与性、环境影响性、文化推动性赋予其聚焦放大效应。然而聚焦放大只是形式，形式离不开内容，而内容无外是时间地点、目标人群、基础设施、媒体传播等方面（如图1）。

首先是时间，世博会运营虽只从5月1日到10月31日，但需经过申办、筹办和举办长达10年，而筹办、举办又可分世博经济、世博文化、世博社会、世博管理、世博主题等诸多方面，牵一发而动全身，系统、复杂和艰难。其次是地点，上海是中国重要直辖市和经济社会发展领头羊，目前正致力于国际经济、金融、贸易、航运四大中心建设，是一座正处于崛起进程中的全球城市，这种地理区位决定了世博会影响力不会局限于上海为核心的长三角区域性，必然扩展至全国乃至全球；目标人群是全球意愿参观者，其中主流为上海、长三角居民。再次是基础设施和产业结构效应，园区规划、住房配套、交通运输、展馆筹备、餐饮服务等等和大规模人口流动对宏观经济的拉动，新兴技术应用而引致的物流、安保、票务、娱乐等现代服务业和产业结构升级、国内外先进技术展示和思想观念对公民素质的提升、国际多元文化和价值理念对城市性格的塑造等等，这些一方面推动了经济增长、增加就业岗位，另一方面随着配套硬件设施完善和轨道交通、房屋以及现代服务业发展城市更新加速、生活愈加便捷。如果说时间、人物和基础设施呈现的只是一种结果、一种静态的话，那么其确保这种结果的动态便是使世博正常运作的组织创新和工作机制。图2是上海世博会运作圈层特性。

最里层是包括活动、展示、论坛在内的各种具体活动和事件，外一层便是使这些事件得以实现的组织创新和运行机制，更外层便是组织这些机制和规章的城市管理框架和国家制度，最外层便是国际体系包括主办国在国际体系结构中的位置和世界整体舆论环境等等。世博会圈层特性说明世博会可从横向纵向两方向发挥出巨大影响力。横向通过主办城市、城市间区域合作机制、论坛思想以及参观者等途径和方式将自身影响力投射到周边、长三角、其他区域乃至全国、全球；纵向伴随媒介对游客和城市社区、农村持续渗透，影响力逐渐从城市精英、知识分子下沉到普通居民，上海整个城市系统被强力动员，动员过程中媒体话语权发挥了重要作用。基于这种系统性、全面性，为确保高效运营，从中央到地方都给予了充分支持，切实做到“举全国之力，集世界智慧”。

二、环境效应是时代赋予上海世博会的战略责任

任何效应持续和扩散都必须首先从价值上获得正当性，而正当性和时代主题存在因果逻辑，而时代主题又是当前最需要回答的紧迫问题。如果说19世纪工业博览会追求的是钢铁般的科技力量，20世纪30、40年代追求的是和平信念，那么随着信息革命和后工业风险社会到来绿色转向便成为时代潮流。发展主义意识形态长期支配了人类头脑、构建了核心制度、塑造了国家和城市战略走向，这种战略思想观念结出了城市化工业化这一累累硕果但也产生不容忽视甚至不可逆转的后果，其中最为严重的便是对人类生命支撑系统的侵蚀。面对环境相当程度的被忽视、环境治理机制的实质性缺位和环境责任的深刻体悟，以低碳为核心绿色发展不折不扣地成为时代主题[1]。世博会是思想的驿站，对城市系统影响不可能局限于物质和工业，也不可能局限于科技和经济，而在经济、文化、社会、管理等诸方面都产生影响。“城市，让生活更美好”主题说明21世纪世博会已从侧重物质、崇尚科技、重视经济、推广工业产品转变到教化人类、追求人文、倡导自然、实现精神、担当责任方面上来。由此以来，上海必须将自身融合进历史进程成为问题解决方案一部分。

三、上海世博会环境效应的延续和扩散

上海世博会特征属性和时代责任决定其环境效应不应局限于一时而应具备充分的扩展性和延展性。直接效应是为筹办、举办世博会本身带来的，最突出表现便是世博园区选址而带来的对诸多污染企业的改造、搬迁，这一改造搬迁既优化城市功能布局和产业结构，有效减少了该地区排放；同时又通过建设大面积滨江绿地，增加“碳汇”。在“一减一增”中，世博园区成为未来市中心难得的“绿肺”，从而在物理形态上对上海环境产生持续影响。相比于形式上的直接环境效应，间接环境效应重点在于如何将上海世博会承担的战略责任转换为可持续的实际成效。战略管理学认为从战略责任到可持续环境效应产生需要一系列中间过程，不可能一步到位，需要的不仅仅是经验和技术，更是价值、组织创新、运行机制多方面的协同和融合。

（一）实现环境价值和规范对政治系统和全社会全方位输入，强化低碳环境社会共识

可持续的环境效应首先需要政治系统的价值和意识的“绿化”。按照系统论观点，政治与社会意识对政治制度、全社会行为有明显相关关系，其中政治意识相当程度上决定着价值构成，而价值构成又决定着制度架构，而制度架构又从根本上约束着社会和市场，最终对个人选择和行为产生巨大影响。通常政治体系价值输入存在两种途径：一种源自民众权利觉醒和创新，另外一种类似“西学东渐”国际性输入。根据国际政治经济学，国际体系规范一般通过知识、利益和制度对国内政策施加影响[2]，中国政府和领导人多种场合提及“低碳发展”、“气候变化”、“资源节约型、环境友好型”，说明气候环境价值已成功进入中国政治体系中枢。然而政治中枢向整个政治系统自上而下传导、政治系统向全社会传播仍需要适宜媒介，由此世博获得了传播平台的重要性（见图3）。上海世博会事务协调局与不同行为主体举办了一系列绿色、低碳活动，其中最瞩目的便是和上海市环保局、美国环保协会联合发起的世博绿色出行活动。2009年5月活动启动以来已穿越“长三角”16个城市扩展到全国，78家行业协会和企业承诺员工绿色出行上下班，172所学校近2万学生和家长填写了“绿色出行承诺书”，124个社区开展了各具特色绿色出行倡导活动，认建“世博绿色出行林”5000平方米。运营期间，世博局还采取各项措施鼓励参观者感受低碳环境意识，体验未来低碳生活方式。除了世博主管单位的官方行为，一些环保领域重要行为主体还配合世博积极宣传环保理念，比如世界自然基金会(WWF)发起熄灯一小时让人们关注地球。世博不但贡献低碳话语，使环境价值和意识从上到下、从政治到社会全方位传递，还提供一个更高层次的“低碳实践”。参观者可使用手机或者网上的“绿色出行碳计算器”直接计算自己参观世博的碳排放，在网上购买“碳指标”予以抵消；也可购买“含碳指标绿色出行交通卡”及其他“含碳指标世博纪念品”；还能直接参与种树等降碳活动，直接或间接降低碳足迹。通过系列活动和实践的开展，低碳、减碳话语和实践正式融入整合政治系统和日常百姓生活，从而对整个社会产生显著而深刻影响。

（二）促使低碳环境知识从知识共同体迅速走向社会，成为社会性的融合知识

实现可持续的环境效应不仅需要价值，还需要知识和制度[3]，如果说实现环境价值和规范对政治体系和全社会的传递是上海世博会战略重要性的初步体现，那么应该在“什么样”基础上实现“怎么办”扩散和传播更具有重要性，而“怎么办”的基础莫过于技术知识。世博园区是科学技术汇聚地，汇集了大量先进的低碳、节能、环保科技，出现大量低碳示范和案例，如对这些案例进行解剖分析不难提炼出以一整套可复制、可推广的标准和模式，如果行政管理部门和机构能将此标准予以推广，将产生异常广阔的效应。特别需要指出的是，具备系统知识的专家在政策制定和技术知识扩散过程中扮演着特殊的“经纪人”角色[4]，然而环境效应可持续的关键在于社会大众，如何将知识经纪人的专业隐性知识转化为社会大众的显性知识异常关键，世博会以其特殊性将最复杂、最深奥的专家知识直接转化成了最形象、最直观的表现形式从而实现了由点向线、由线向面扩散，并逐渐演变为社会性融合知识。由此我们认为世博是推动知识普及的催化剂和最佳战略工具之一。

（三）不仅输入价值、传递知识更在某种程度上激发了制度创新

使环境效应得以延续和扩散的最有效的方式是制度，然而制度构建成本异常昂贵，非一朝一夕所能完成。世博会具有强烈的安全属性，而这种安全属性促使不同的行为主体尤其不同地域、不同隶属的政府部门为确保世博妥善安全运营不得不凝聚目标，形成制度化的沟通渠道，使协调成本大为降低；这种安全属性还将政府环境责任提高至史无前例的高度，改进政府环境执法的氛围和舆论条件，推动了区域环境治理一体化。这方面最突出的案例是2010年4月8日由环境保护部应急办组织指导，上海市环保局、松江区人民政府主办，华东环保督察中心、江苏省环保厅、浙江省环保厅协办的上海世博会环境安全保障应急演练。如果上海市、浙江省、江苏省三省市环保部门在此基础上构建协同一致、持久有效的区域环境治理机制，那么世博在促进制度创新方面就得以部分落实。同样令人关注的是，上海市人民政府为迎接世博会特意开展了“加强市容环境建设和管理600天行动计划”，通过该计划政府各部门进一步健全和完善责任机制、保障机制和动员机制，进一步梳理、整合部门分工、接点范围，明确和发挥牵头部门的协调沟通作用，将有关整改措施长效化、制度化，为未来类似行动奠定组织基础。在国际机制构建方面，上海世博会同样不逊色，2008年8月，由上海市环保局与联合国开发计划署、联合国环境规划署以及中国国际经济技术交流中心合作开展“上海环境友好型城市动议”项目，该项目充分利用各方资源和专长，并以2010年上海世博会为平台向世界展示上海建设环境友好型城市的努力和取得的进展，如果此项目在后世博机构基础上不断滚动，就会成为不断推动环境治理的一大机制。

（四）最大限度改变城市“生态足迹”的发展路径依赖轨迹，促使整个城市产业结构向资源节约型、环境友好型改变

任何城市发展都离不开经济职能，而经济职能的核心便是产业结构和布局，产业结构不仅从根本上决定了城市经济功能也决定了城市可以成为什么样的城市。上海是一座迅速发展的全球城市，然而与这种趋势不相符合的是以钢铁、石化、船舶、汽车等构成的传统工业体系。这种传统工业体系会给生态构成沉重负荷，任何数量上扩展都会引致生态环境恶化，上海要实现资源节约型和环境友好型社会就必须进行产业结构调整。目前上海已将自身定位为要率先转变经济发展方式，通过长三角城市群一体化建设，率先成为中国经济“领头雁”、世界经济增长极，而要实现这一目标就必须加快调整产业结构、优化空间布局、大力发展服务经济、推进高新技术产业化和郊区城镇化建设。针对“十二五”期间上海将由“快速增长”步入“平稳增长”阶段，上海更加着力于产业发展的质量、效益、结构和水平，产业发展主线将从“战略性调整”转向“调整中加快提升发展”，并已制定高端制造、创新驱动、品牌引领、低碳发展为特征的新型产业体系，将新能源、民用航空制造业、先进重大装备、生物医药、电子信息制造业、新能源汽车、海洋工程装备、新材料、软件和信息服务业等作为九大领域重点投资。幸运的是，上海发展阶段、发展态势和发展目标与世博会宗旨、目标和手段天然契合，上海世博会新技术列表包括了上海欲以突破的几乎所有方面，技术展示为未来产业化提供了第一手技术参数和运营情况从而为后世博上海整个战略性新兴产业崛起准备了条件。上海世博会对产业结构贡献不仅仅限于高新技术产业本身还包括建立在创意和科技基础之上现代服务业。上海世博会需要门票、安保、审计、会务、生产等完善专业服务体系，也需要现代金融业，更需要现代文化创意产业和高附加值休闲娱乐产业。通过对高新技术战略性新兴产业的推动、对现代服务业的发展，上海世博会环境效应得以延续和扩散。通过正确处理好国家战略和上海目标、产业转移和向外扩张、高新技术产业和先进服务业、传统产业和新兴产业的关系，上海世博会将成为撬动“率先转型”、实现“经济增长与环境保护”双赢的支点和新的起点。

四、上海世博会实现环境效应延续和扩散的机制及相应优化

上海世博会要通过价值输入、知识传递、制度创新激励、产业结构变迁来延续和扩散环境效应。然而经过分析我们不难发现，上述方面都是时代主题演绎下的历史必然，是一种趋势，世博会在这种趋势中扮演了加速和催化的作用。然而历史趋势代替不了动力机制的分析，宏观层面的变革也离不开微观层面演化，世博实现环境效应的动力机制和微观层面演化又是怎样的呢？世博具有聚焦放大效应，为保持妥善运行从中央到地方都给予大力的财经技术支持，从政府到社会全力予以配合，不但摆脱了日常管理中的一些束缚，而且政府资源、社会资源、国际资源也被有效动员从而成就了安全化。以安全化动力机制看待世博会就不难发现环境效应延续和扩散的强度和力度。直接效应方面，对污染工厂的搬迁和改造、以行政手段关闭重型污染企业呈现出了坚决的政治意志和行政主导。间接效应方面，环境价值对政治体系和全社会全面渗透、知识专家到社会大众的技术知识传递、围绕制度创新开展大量卓有成效工作，均说明以安全化机制落实世博环境效应有其成功之处，也有其必要之处。这也从根本上说明世博会环境效应实质是政府主导下对低碳环境科技的大规模示范应用而衍生出来的政治经济态势。

正如任何安全化机制持续时间都是短暂的一样，安全化对世博环境效应延续和扩展也会产生某种限制。环境效应本质上属于日常管理，然而世博会安全化随着世博会闭幕嘎然而止，便和环境效应的可持续性产生矛盾，这种矛盾使得如果没有将这种力度和强度转化为制度那么环境效应的延续和扩展就受到影响。任何长效机制建设都离不开人的参与，如果没有居民环境价值觉醒和环境需求，如果不能在环境价值和技术知识普及基础上实现公民对环境事务的参与管理，那么任何机制生命力都是有限的。公民参与的形式既可包括各种活动、社会中间组织，也包括专门的制度化渠道。世博局开展大量活动，取得异常良好成效；然而对社会中间组织的培养和制度化参与的总体水平仍然较低，尤其在吸引高学历、高收入的社会精英层公民参与方面仍然有着制度性缺陷。

世博的安全化动力机制使得承载着环境价值和规范的世博效应得以最大限度的发挥，但安全化的缺陷便是无法实现对日常的经济社会事务进行管理，因此如何实现这一转换或者说软着陆便成为重中之重，而这一转换或者软着陆的基础便是价值、知识和制度构建。

价值方面，无论中央和地方都明确表示绿色发展将是下个五年核心主题，低碳环境纳入“十二五”整个规划，并决定将能源强度和碳强度作为主要政绩考核指标，这充分说明价值已彻底为政治系统所接纳，而社会对此也表示热烈欢迎，虽然这并不是全部属于世博贡献但世博在价值扩散过程中确实起到了某种作用，显著提升了城市居民对气候环境的关心。

知识尤其技术知识方面，世博科技列表充分说明世界低碳环境科技的历史趋势，仅仅展示作用极其有限，关键是如何积极推动这些科技的商业化和国产化，尽快以其可承受代价应用经济社会。笔者以为最好办法便是将后世博的园区建设成为全球技术交易中心和环境产品集散地，不但可以直接获取相关市场信息，尽快予以应用，还可以实现从市场中心这个位置本身获得诸多先机。建设这个中心的过程中能使全球低碳环境技术持续不断地汇聚上海，将最新的技术产品信息（包括技术信息和技术产品的价格信息）得以反馈从而最大限度地利用全球市场，这不仅是对世博环境效应的延续和扩大，更是对中国经济如何发展一个新范式的思考。

环境效应延续和扩散需要制度创新，制度创新需要成本，上海市政府以世博名义通过行政措施淘汰了落后产能关闭了若干重型污染企业，这是世博一大贡献，然而并不是所有的地方政府都摆脱了发展主义的经济激励，由此，逐步构建落后产能和环境有害产品的自然退出机制才最为关键。世博观点认为，构建这种机制并不仅仅是上海世博会或者上海市政府能做到的，需要中央政府在财政税收体制上做出一系列的创新安排，对后世博来说，如果未来世博园区或者世博继承机构能够收集最为前沿环境产品价格信息，并与相对应的环境有害产品进行对比，那么这就不但能给予环境有益技术和产品以市场信心，而且还给那些污染性企业制造出了市场和道德双重压力。目前中央已明确将在未来几年征收环境税和碳税，这对环境友好型技术和产品来说是利好消息，如果后世博机构能跟进中央政策逐步落实相关举措，那么世博园区环境效应无疑会得到经久延续。无论价值、技术还是制度都需要知识。

知识传播最直接有效地方式是书籍，如果世博会能将所有低碳环境知识包括技术列表、城市最佳实践区、论坛展示展览活动所取得的思想成果经验总结、对人类探索城市发展共同智慧进行全方位的编辑整理，在全球范围内进行推广，不但能实现与广大民众共同交流的目标，而且也为城市管理者提供非常必要的教科书和参考书。

五、结束语

正如《中国2010年上海世博会注册报告》指出的：“中国2010年上海世博会将成为人类文明的一次精彩对话”。目前，我们有理由认为上海世博会也是对人类未来命运思考的总结，而这段总结，环境是最为突出和最具亮点的特色。上海世博会从价值规范、技术知识普及、制度创新激励、产业结构变迁等诸多方面推动环境效应的延续和扩散，因而是不折不扣的城市环境治理的重要战略工具。上海世博会认为城市根本目的是让生活更美好，生活形态最终决定着人类未来，因此理想城市绝不仅仅是具体实践、制度构建，还应内在地包括形上思考，这一形上思考的结果便是和谐城市。和谐城市不仅包括建筑、生产与自然形成的环境和谐，城市居民、政府、商业等人与人的社会和谐，而且包括了全球挑战、城市未来、道路路径等发展和谐以及人自身幸福、满足感体现出来的心灵和谐，正是在和谐基础上城市慢慢从物质聚合体演变为城市有机体最终进化为城市生命。

上海世博会提升了全社会的环境关注、使得群众环境需要指数急剧提升，扩散了技术可行性，推进了政府、企业和社会三部门的协调，从而为安全化奠定了基础、形成了某种可能性。上海是正在崛起中的全球城市，世博在这个崛起中扮演了重要角色，相信随着后世博机构的逐步建立和关于世博档案、研究、信息的陆续发布，上海将再一次感受到世博精神的魅力，而环境治理也会因为这种精神而上一个新的台阶。

参考文献

[1] 胡鞍钢.全球气候变化与中国绿色发展[J].中共中央党校学报，2010（4）.

[2] 于宏源.国际机制中的利益驱动与公共政策协调[J].复旦学报，2006（3）.

[3] 默罕·穆那辛何.直面应对可持续发展与气候变化的挑战:可持续经济增长模式的应用[J].北京大学学报（哲学社会科学版），2009（1）.

[4] Hass，Peter. Epistemic Communities and International Policy Coordination[J].International Organization，1992，46 (6).

（责任编辑：文雪峰）

作者：汤 伟

制造业服务环境效应探讨论文 篇2：

基于区位商法的湖北省十堰市主导产业分析

摘 要：湖北省十堰市位于湖北省西北部，它既是一座车城，也是一座山城、旅游城，是鄂豫川陕渝毗邻地区的中心城市。根据2020年统计年鉴，2019年湖北省十堰市实现地区生产总值（GDP）2012.7亿元，按可比价格计算，增长7.0%。按常住人口计算，人均地区生产总值59232元，比上年增长7.3%，于省内排名中等。采用区位商分析法，结合相关数据对湖北省十堰市产业结构进行分类和剖析，阐明其优势主导产业、弱势产业以及产业结构不平衡等问题，进而为促进湖北省十堰市的产业转型升级提出合理化建议。

关键词：区位商;主导产业;湖北省十堰市

0 引言

湖北省十堰市以建设“现代新车城、绿色生态市”为目标，紧抓项目建设，补短板、调结构、稳增长，努力实现经济的高质量发展。根据2020年统计年鉴2019年湖北省十堰市实现地区生产总值（GDP）2012.7亿元，按可比价格计算，增长7.0%。按常住人口计算，人均地区生产总值59232元，比上年增长7.3%，于省内排名中等。同时，十堰市也是湖北省开发强度较高，发展基础较牢固，发展水平较高，发展前景较为良好的区域。本文运用区位商分析法，对其产业进行分析，并深度挖掘其产业结构中存在的问题，根据相关结论提出针对性的建议，对湖北省十堰市的产业发展继续保持活力，具有积极的意义。

1 文献综述

针对湖北省十堰市的产业发展，国内的学者展开了诸多的研究。陈瑞雪、刘晓东等学者以经济新常态为背景，分析了湖北省十堰市构建现代化产业体系的发展路径，认为坚持生态立市、产业强市、文明兴市的新发展战略，对推进十堰的经济发展具有重要意义;强艳芳、房珊琪、杨珺等人调研十堰市各县区产业结构变化的环境效应，为十堰市寻求更好的绿色经济发展模式奠定理论基础，以南水北调中线水源地十堰市为典型区域，通过基于年度统计数据和实地调查的生态环境影响指数法，系统分析比较了中线水源地十堰市各县市的产业结构演变对其环境效应的影响。

随着湖北省十堰市经济的崛起，该区域已经成为国内相关学者研究的热点。相关研究取得了积极的成果，对该区域经济的良性发展起到了重要的推进作用。但是我们也应当关注由于经济崛起与相关研究起步的时间较短，目前，围绕湖北省十堰市的研究多集中在宏观政策领域，缺乏对其经济发展中的子系统的研究分析，尤其是对经济发展起决定性作用的产业结构研究还相对较少，因此本文从主导产业及产业结构入手，探讨湖北省十堰市产业发展及产业结构转型升级问题，对完善相关研究成果具有良好的促进作用。

2 主导产业相关理论概述

2.1 区域专业化部门的地位

区域专业化部门是区域经济的核心。原因有以下几点：

（1）为充分发挥各个地区的优势，通过经济区划建立地域分工，分工合作促进生产力的发展。在地区优势的基础上，建立专业化部门，其顺利发展直接影响到地区、国家乃至世界的经济发展。

（2）专业化部门，尤其是主导专业化部门的发展，能促进地区全盘经济的发展。如匹兹堡地区的钢铁业、底特律地区的汽车业，休斯敦地区的石油业，只要稍有上下波动，就会立刻波及全区经济。

（3）只有聚焦强化专业化部门，迅速积累资金，才能输入区外先进技术，输入本地区需要而又难以生产的生产与生活资料，扩大投资，增加就业。

2.2 区域专业化部门确定的区位商法

区位商（Location quotient）它由哈盖特（P.Haggett）首次提出并运用于区位分析中，所谓区位商，是指某区域某行业就业人员数与该区域全部行业就业人员数之比和全国范围内，该行业从业人员数与全国所有行业就业人员数之比相除所得的商。将其作为评价区域优势产业基本的分析方法，十分有效。

学术界认可区位商指数能够被用来测量某地区某产业的集聚程度。其计算公式为：

LQ=qij/qiqik/qk

其中，qij指j地区第二（第三）产业中i产业的就业人数，qj指j地区第二（第三）产业总就业人数，qik指k国家第二（第三）产业中i产业的总就业人数，qk指k国家第二（第三）产业总就业人数，LQ即j地区第二（第三）产业中i产业的区位商。

如果LQ>1，说明j地区第二（第三）产业中i产业在该地区产业集聚程度高，其发展程度高于全国同类产业的平均水平，具有行业优势，竞争力较强;如果LQ<1，表示该产业在该地区较为分散，发展程度低于全国平均水平，比较劣势，只是一個自给性部门;如果LQ=1，则表明该产业与全国水平相当，处于一般水平。

2.3 主导专业性部门

在一个地区中，专业化部门可以是很多的，但只有主导专业化部门，即主导产业才能够在地区经济中起主宰作用，能带动地区全盘经济发展。一个专业化部门要成为主导专业化部门必须具备以下三个条件：

（1）区位商较高，一般大于2，生产主要为外区服务。

（2）占区域生产总值的较大比重，在一定程度上对主宰区域经济发展具有支配作用。有的部门，如某种手工艺产品，其产品中尽管有80%以上是供外区消费的，区位商很高，但这种行业总的产值不大，仍不能在地区经济发展中起主导作用。

（3）与地区内多数部门之间存在着生产或非生产的联系。这种联系越广泛深刻，专业化部门的发展越有可能通过聚集经济与乘数效应的作用促进整个地区经济发展。反之，有的部门即使产值大，区位商高，但是很少关联到地区其它经济部门，也不会发挥主导专业化部门的作用。

3 研究地区的数据来源与数据处理

3.1 研究地区的数据来源

本文选择了2019年湖北省统计年鉴数据与2019年十堰市统计年鉴数据，选取了就业与人口的分行业在岗职工人数来进行区位商计算。

3.2 研究地区的数据处理

按照统计年鉴行业划分标准，将行业分为农、林、牧、渔业、采矿业、制造业等十九项。根据十堰市这些行业分别进行了数据采集与整理，并输入Excel表，用区位商算法进行下一步计算，本文研究所采用数据为就业人口数（单位：人）。

4 研究地区的数据结果与分析

（1）由2020年统计年鉴的数据得出，十堰市LQ>1的产业有居民服务、修理和其他服务业;批发和零售业;卫生和社会工作;电力、燃气及水的生产和供应业;公共管理、社会保障和社会组织;教育;制造业;房地产业共8个产业，意味着这几个产业集聚度较高，大于全省平均水平。其中，居民服务、修理和其他服务业的LQ值非常接近于2，具有比较优势。

（2）LQ<1的产业有金融业;农、林、牧、渔业;水利、环境和公共设施管理业;信息传输、软件和信息技术服务业;文化、体育和娱乐业;租赁和商务服务业;住宿和餐饮业;交通运输、仓储和邮政业;采矿业;建筑业;科学研究、技术服务业共11个产业，说明其具有相对弱势。

（3）根据《十堰市城市总体规划（2011～2030）》，其战略地位明确强调：十堰是湖北省发展汽车制造业和生态文化旅游业的重要战略支撑点。同样，由《2020年十堰市统计年鉴》可知，全年全市规模以上工业中，汽车制造业增加值增长5.1%，高新技术产业实现增加值368.2亿元，比上年增长11.1%;全年全市旅游接待总人数7540.3万人次，比上年增长15.8%;旅游总收入773.3亿元，增长31.8%。入境游客20.4万人次，增长2.1%;旅游外汇收入6992万美元，增长3.5%。虽然汽车制造业与文化旅游业均呈现利好趋势，但由计算所得的区位商可知，制造业的LQ值为1.0990，旅游业所属的租赁和商务服务业的LQ值为0.6382，均存在一定的上升空间。因此，十堰市的产业结构还需进一步分析与调整。

（4）十堰市产业就未来发展来看，居民服务、修理和其他服务业具有发展良好的发展前景;但科技创新能力弱，内生动力不足，多数产品处于产业链的低端，产业竞争优势不明显，亟待提高。同时十堰市还应注重：力求建成國家生态发展示范地区、国际知名的生态文化旅游区、国家重要的汽车产业基地，鄂渝陕豫四省（市）交界地区的区域性中心城市和生态宜居城市。即稳步提升制造业与旅游业，加快成为特色主导。

5 建议与展望

结合上述的产业结构问题，笔者提出以下两点建议。

5.1 优化产业结构，促进产业结构主体多元化

在未来的发展规划中，要以提高十堰市的制造业（汽车产业）、科技创新、服务业、旅游业的市场规模为主导，优化产业组织，发展产业集群。

5.2 持续推进产业转型升级，夯实高质量发展基础

首先，以将十堰基地打造成国内一流的商用车和军车基地，以及东风主要的新能源、微车和汽车零部件装备基地为目标，聚焦十堰汽车产业转型升级，让“智造”引领车城制造业高质量发展。

同时，推动十堰汽车产业实现三大质变，即核心技术自主化、制造模式智能化、新能源汽车加强化。从追求产量，到追求自主、绿色、智能化，实现十堰汽车产业从“制造”到“智造”的飞跃，“中国商用车之都”升级现代汽车城。

最后，转型升级稳固十堰市在汉随襄十制造业高质量发展带中的地位，加快调整工业结构，构建主导产业支撑有力、新兴产业协同发力的完整工业体系。

6 展望与讨论

通过以湖北省十堰市为研究目标，采用区位商的方法，对其优势产业进行了识别和分析，本文作为一篇时政性论文对城市的产业结构调整优化和发展方向具有一定的指导意义。

但是，本文研究方法具有一定的局限性，仅采用单个指标——区位商从而确定主导产业存在些许偏颇。同时，数据也不够完善，绝大部分来源于统计年鉴，鉴于未来，还可以采用更多具有指导性意义的方法研究。

参考文献

[1]陈瑞雪，刘晓东.新常态下构建现代化产业体系的发展路径研究——以十堰市为例[J].江苏商论，2019，（3）.

[2]强艳芳，房珊琪，杨珺，等.十堰市产业结构变化及其环境效应[J].环境科学与技术，2018，41（3）.

[3]储传利，杨睿.基于区位商法的滇中城市群主导产业分析[J].云南建筑，2019，（1）.

[4]崔向阳，王玲侠.江苏省三大城市圈的产业分工研究——基于区位商分析法[J].西安财经学院学报，2017，30（6）.

[5]孙军娜，雷宏振，兰娟丽，等.基于区位商方法研究陕西省装备制造业集群竞争力[J].渭南师范学院学报，2016，31（24）.

[6]十堰市城市总体规划（2011-2030）（公示稿）[Z].

[7]十堰统计年鉴.2020/十堰市统计局，湖北省统计局十堰调查监测分局，国家统计局十堰调查队编[M].北京：中国统计出版社，2020.

作者：董昕恬

制造业服务环境效应探讨论文 篇3：

能源消费、出口与外国直接投资关系的Bootstrap ARDL检验：基于我国的经验考察

摘 要：温室气体排放引发的全球气候变化深刻影响着人类的生存和发展，已成为世界各国共同关注以及实施全球环境治理的焦点问题。随着国民经济的迅速发展和对外贸易、外国直接投资（FDI）的持续扩张，我国能源消费总量和温室气体排放总量快速攀升。作为一个负责任的国家，中国高度重视气候变化问题。2015年中国向IPCC提交了中国“国家自主贡献”的减排承诺目标：到2030年左右，CO2排放达到峰值;单位国内生产总值CO2排放比2005年下降60%～65%。受限于我国“富煤少油缺气”的能源禀赋特点，减排承诺面临着巨大挑战。在当前的开放型经济环境条件下，从贸易和FDI视角研究中国碳排放问题，对于中国实现减排目标和经济持续健康发展具有重要意义。

关键词：对外贸易; FDI;能源消费

一、引言

能源消耗是指生产和生活所消耗的能源，其强度变化与工业化进程密切相关。随着经济的增长，工业化阶段初期和中期能源消耗一般呈缓慢上升趋势，进入后工业化阶段后，经济增长方式发生重大改变，能源消耗强度开始下降。提高能源和环境效率是确保经济增长以及实现节能减排的重要手段，而外贸是提高能源环境效率的关键驱动力之一。关于全球能源消耗和温室气体排放，中国、欧盟和美国是世界上温室气体排放量最高的三个国家，是成功应对气候变化的关键，其温室气体排放量占全球排放量的一半以上。在过去10年中，能源行业仍然是温室气体排放的最大来源。据统计显示，在2015年，全球一次能源消耗总量增长1.0%，与2014年相若，相比过去10年平均增长1.9%为低。全球煤炭消费减少5300万吨油当量，其中降幅最大的是美国（-3300万吨油当量，-8.8%）和中国（-2600万吨油当量，-1.6%）。煤炭在全球一次能源消费中的占比降至28.1%，达到2004年以来的最低水平。全球煤炭产量下降6.2%，即2.31亿吨油当量，创有史以来最大跌幅。美国煤炭产量下降19%，中国煤炭产量也历史性地下降7.9%。

2013年，能源行业的温室气体排放量占全球排放量的72%。2012—2013年，由于发电，供热和运输行业的排放量增加，中国的温室气体排放量增加了3.65？譹？訛億吨二氧化碳当量（或4%）。但是，这一增长率确实低于历史平均水平。澳大利亚是世界第15大排放国。自2012年以来，其农业排放量下降了65 MtCO2e（或34.6%），这源于草原燃烧面积的减少，甲烷（CH4）和氮氧化物（N2O）的排放相应减少。

2015年全球能源消耗量占有率，石油继续成为首位达32.9%，煤炭消耗量下降至29.2%，是自2005年以来最低的消耗量占有率。随着天然气的全球需求增强，天然气消耗量占有率上升至23.8%，而核能则为4.4%，可再生能源2.8%，水力发电6.8%。与2014年全球能源消耗量相比，石油增长1.9%;煤炭下跌1.8%;天然气增长了1.7%;核电方面增长1.3%;可再生能源增长2.8%，较过去平均增幅0.8%为高;水力发电增长1%。2012—2013年，前10大排放国的排放量增加了2.2%，而过去10年的平均年增长率为2.4%。在同一时期，中国和美国的温室气体排放量分别增加了4.3%和1.4%。美国在2007年达到排放高峰，欧盟稳步下降，其他国家（包括俄罗斯和加拿大）在过去十年中相对稳定。据数据显示，2014—2016年，尽管全球经济增长，但全球能源相关的二氧化碳排放数据仍将保持稳定？譺？訛。

一次能源消耗总量前十位国家依次是中国、美国、印度、俄罗斯、日本、加拿大、德国、巴西、南韩、伊朗、沙特阿拉伯及法国。温室气体排放引发的全球气候变化影响了人类的生存和发展，注重和实施全球环境治理已成为世界各国关注的焦点。随着国民经济的快速发展和对外贸易与投资的不断扩大，我国的能源消耗总量和温室气体总排放量迅速增加。作为一个负责任的国家，我国非常重视气候变化问题。2015年，我国政府向气候变化专门委员会（IPCC）提交了“国家独立贡献”减排承诺目标，但由于我国“煤炭资源丰富，油气短缺”的能源禀赋特征，减排承诺的实现面临着巨大的挑战。在当前开放的经济环境下，从出口贸易和外商直接投资的角度研究我国的能源消耗，对于我国实现减排目标和持续健康的经济发展具有重要意义。

二、文献综述

开放经济下，不同国家和地区之间的产品市场和要素市场合作日益紧密。产品市场合作主要体现为合作国家和地区之间贸易的自由化;要素市场合作则体现为资本、劳动力、技术等在合作国家和地区之间流通的便利化（Rauscher，2001）。贸易自由化与要素流通便利化都会对环境产生一定程度的影响。目前，学术界关于两者对环境的影响尚无统一定论，主要存在以下三种观点：一是“污染天堂假说”，其核心观点认为各国为了维持或增强本国竞争力，降低各自的环境标准，出现“向底线赛跑”的情形。因发达国家的环境标准高于发展中国家，随着国际贸易和要素流动的不断扩大，污染产业会从发达国家转移，发展中国家成为“污染避难所”（Walter & Ugelow，1979）。第二种观点则认为贸易自由化和要素流通便利化，不仅有利于环保技术的扩散，而且可以实现环境资源的有效配置和高效利用，此外，合作所带来的经济增长会扩大对清洁环境及其相关产品与服务的需求，使可用于环境保护的资金相应增加，因而对环境有利（Antweiler et al.， 2001）。第三种观点认为贸易和要素流动所引发的环境效应是错综复杂的，各个效应之间相互作用、此消彼长，结果往往难以预测。目前，这种观点广为接受，其开创性的研究始于Grossman & Krueger （1993）在探讨建立北美自由贸易区对环境的影响时将贸易的环境效应分解为：规模效应、结构效应和技术效应，并认为这三个方面的效应可以为正亦可为负且相互影响，最后的总效应并不是简单的叠加。“三效应”分析有助于明确贸易和要素流动对环境的影响途径和影响方向，成为贸易与要素流动环境效应的基本分析框架。国内外大量学者从贸易和投资两个方面对国际区域合作的环境效应进行了实证检验。

（一）國际贸易对东道国环境的影响

Grossman和Krueger（1993）对北美自由贸易区建立的环境影响研究结果认为贸易自由化的总效应是有利于改善环境。Copeland & Taylor（1994）利用南北贸易模型分析了贸易的“三效应”，认为结构效应减轻了北方的污染但加重了南方的污染，规模效应对各国环境均有害，环境税的增加刺激企业采取额外的治污措施，产生正的技术效应，对外贸易整体上更有利于发达国家。Antweiler et al. （2001）实证发现自由贸易的结构效应非常小，生产规模每增长1%会使样本国家的污染集中度提高0.25%-0.5%，而技术效应可使污染集中度下降1.25%-1.5%，三种效应整体会改善环境。而Beghin （1995）、Qureshi （2004）、Frutosbenczeet et al. （2017）等的实证结果都认为贸易的自由化加剧了环境污染。张连众等（2003）、于峰等（2007）、龚超等（2008）、黄小兵等（2015）、林伯强等（2015）、李方静等（2018）的实证研究结论都认为贸易自由化对我国的环境影响总体上是正向的，技术效应是环境质量没有恶化的主要原因。但也有学者得出相反结论，党玉婷等（2007）认为结构效应和技术效应使我国环境在对外贸易中受益，但由于规模效应对环境的负面影响太多，总体来讲，我国现阶段的进出口贸易恶化了我国的生态环境。

（二）国际投资对东道国环境影响

关于国际投资对东道国环境影响，部分学者的研究支持“污染天堂假说”，如Chichilnisky（1994）、Porter（1999）、Cole等（2004，2011）以及Taylor（2004）等的研究均验证了以国际投资为载体的污染产业在世界范围内转移，造成了全球范围内环境质量的下降。Asghari（2013）、Shahbaz等（2015）、Lin （2017）、Abdouli et al.（2017）等的研究也证实了国际投资造成了东道国环境质量的下降。国内林季红等（2013）、卢进勇等（2014）、严雅雪等（2017）的研究从不同视角证实了FDI在一定程度上降低了我国环境质量。而另一部分学者的实证结论则相反，认为国际投资带来的清洁技术与环境管理的外溢效应使得东道国环境质量得以不同程度地改善（Popp， 2011;Poelhekke，2015;韩永辉等，2015;刘玉博等，2016;郑强等，2017）。还有部分研究持折衷观点，认为国际投资对东道国环境的影响是复杂多维的，基于不同条件（经济水平、产业结构、环境政策、投资结构等）得出的环境效应不尽相同（Runge， 1994;杨博琼等，2011;Kim & Adilov， 2012;刘渝琳等，2015）。

不同的学者在分析贸易和要素流动时所选取的指标、样本及研究方法不同，得出的结论也不尽相同。由此也可以看出，贸易和FDI所产生的环境效应评价是一个复杂的动态过程，在国际经济合作过程中如何降低环境负效应，提高环境正效应是各国面临的共同课题。

三、研究方法

本文将使用Bootstrap ARDL（Autoregressive Distributed Lag）来检验中国碳能源消耗、出口贸易和FDI的相互关系;Bootstrap ARDL使用自回归和多循环校准的原理使时间序列相关数据接近需要验证的预期结果。在时间序列分析中，有必要首先检查数据是否为定态。所谓的定态意味着统计量统计量如均值和方差不随时间变化，即自协方差和方差是固定的有限常数值可以避免错误的回归。单位根检验的目的是确定时间序列变量的平稳性，以确定时间序列的性质。在进行时间序列分析时，须先检定数据是否为定态性（stationary），所谓定态指一时间数列资料为一个随机过程（stochastic process），也就是自我共变异数及变异系数是固定有限的常数值;因此，若实际上变量为非定态而使用传统方法进行回归，可能会出现Granger与Newbold（1974）所称之虚假回归（spurious regression）的现象，因而无法正确解释变量间的真正关系，使估计结果没有任何经济上的意义。

本文使用我国1983—2017年碳能源消耗、出口与FDI的年统计数据，FDI均已平减为1983年价格作为基数。基于Bootstrap ADRL检验方法，对碳能源消耗、出口与FDI的变量数据取对数，确定数据平稳后，再做协整关系检验，且需做5000次的回路计算，才能得到较佳的结果。根据初步统计结果可以发现三组数据基本呈现出偏态分布，碳能源消耗属正偏态，出口和FDI属负偏态;碳能源消耗和出口是高狭峰，而FDI则属低阔峰。异常值和波动幅度较少，符合实证分析数据的要求（见表1）。

（一）实证模型

Bootstrap ARDL检验基于Granger（1969）因果关系测试。若三变量之间呈现协整关系，则我们可检验长期的Granger因果关系是否存在，若无，我们则可检验Granger短期因果关系。如果y是由变量引起的，则y和x之间没有找到协整。那么x→y的Granger因果关系检验应该只包括x的滞后差异，也就是说，本文需要检验是否δ>0，如果变量之间存在协整关系，那么这意味着相关变量和独立性变量形成固定的线性组合。滞后项可以认为是I（0），x→y的Granger因果关系检验应该包括x的滞后差和x的滞后水平，即β>0和δ=0。ARDL边界检验（Pesaran et al.， 2001）具有混合积分序列的时间序列，可以定义为：

（1）

在外生弱回归的情况下，从长远来看，这些回归因子不受变量的影响。该模型不排除回归之间存在协整。它不假设回归的因变量不存在（短期）Granger因果关系。时间序列Bootstrap ADRL测试方法，McNown等人（2017）提出了对Peseran等人（2001）的修改ARDL模型。

ARDL模型是：

（2）

i和j是滯后期的指标，i=1，2，...，k;j=1，2，…，k。t表示时间t=1，2，...，T。等式中的yt是被解释变量，xt是解释变量，存在变量Dt，j，是虚拟变量。αi，βi参数是解释变量和解释变量xi的系数值。μt是误差项，方程（2）可以重写并扩展为下面三变量的等式：

（3）

其他参数是等式（3）中原始参数的函数值。

McNown等（2017）建议将原始ARDL模型添加到解释变量的滞后期。虚拟假设是H0：θ=0.Peseran等（2001）检验协整关系的条件将更完整。Bootstrap ARDL检验是依赖于以下假设的协整关系：

H0：γ=θ=0，H0：γ=0，H0：θ=0。

根据Pesaran等人（2001）协整检验需要做F检验或t检验，以下假设：

H0：θ1=θ2=θ3=0或H0=θ1。

然而，McNown等人（2017）建议添加三个检验为区分协整和非协整的必要条件。McNown等人（2017）要求协整必须拒绝所有三个虚拟假设。

虚无假设误差项F1检验为H0：θ1=θ2=θ3。

滞后因变量的t检验为H0：θ1=0。

滞后自变量的F2检验为H0：θ1=θ2=θ3=0。

基于三个虚无假设，McNown等人（2017）解释Pesaran等（2001）的两个退化情况。仅呈现情况#2的临界值。两个退化案例如下：

退化情况#1，滞后因变量的F1检验和t检验是显着的，但对滞后自变量的F2检验是不显着的。

退化情形#2，滞后因变量的F1检验和F2检验是显着的，但滞后因变量的t检验是不显着的。本文发现Pesaran等人（2001）的ARDL边界检验排除退化情况#1，如果他们不考虑因变量的积分顺序必须是I（1）。但是，McNown等人（2017）采用Bootstrap ARDL检验，通过对滞后自变量系数的附加检验来解决这个问题。

如果因变量和自变量之间存在协整关系，则上述三个虚拟假设将同时被拒绝，并且解释变量和解释变量是稳定的线性重合。Granger因果检验在Bootstrap ARDL模型的基础上，我们可以检验碳能源消耗、出口和FDI三个变量之间的短期因果关系。如果它们在y，x和z之间没有协整关系，则可检验了长期因果关系。我们对x和z使用Granger因果关系检验，其中应包括x或z上的滞后期数。我们将要检验γ2=0或γ3=0。如果在因变量和自变量之间存在协整，则这意味着它们形成固定的线性组合。在这种情况下，短期关系检验应包括x或z的滞后差异以及x或z的滞后水平;也就是说，检验γ2和θ2或γ3和θ3。

（二）实证过程分析

1. 单位根检验

本文用DF、ADF和PP三种单位根检验来确定变速的平稳性（如表2）。

单位根检验结果表明在水平项I（0）检验看来（如表2），经济增长仅在DF单位根检验上的无截距与无趋势项呈现平稳I（0）的状态;碳能源消耗、出口与FDI，无论是DF、ADF和PP单位根检验都有部分呈现平稳I（0）的状态（如表2），但并不足以表明这三续列为稳定序列。由于Bootstrap ADRL是检测变量之间长期协整关系，三个变量必须是在I（0）或是I（1）的状态，才能进行检测。水平项I（0）检验的平稳度不佳，因而需要继续进行一阶差分的单位根检验。一阶差分单位根检验结果表明，本文使用的三个变量，无论是在DF、ADF和PP单位根检验都有呈现显着的平稳性，可表明这三个变量在I（1）的状态下，为不具有单位根的稳定序列（如表3）。

2. 最佳滞后期检验

在完成单位根检验后，需要确定AIC信息标准。因为ADF方法或PP方法需要确定最佳后向时段，所以有必要校正剩余项的自相关问题以使剩余项是白噪声过程。一方面如果添加的滞后期过多，则拒绝原假设的能力会降低;另一方面如果我们在模型中添加的滞后期太少，将无法完全纠正由移动平均值引起的阈值增加的缺点;所以有必要确定这些滞后期是何值。不同的滞后期经常影响最终分析的结果，因此，选择滞后期数是非常必要的。在本文中，我们选择一个广泛使用的金融和经济行业，使用AIC标准来判断和选择最小的AIC作为最佳滞后期。

3. 矢量自回归模型（VAR）

当多元时间序列模型由线性回归表示时，它意味着变量之间因果关系的假设。然而，由于经济系统的微妙运作，有时无法区分模型中的变量和内生变量。因此在识别方面会造成困难。Sims（1980）提出了矢量自回归模型（VAR）来解决结构模型识别问题。Sims认为，经济活动的特征将在数据中随时间完全反映出来，因此数据本身可以直接分析。很容易理解经济活动的本质，因此可以在不知道经济理论中这些内生变量的确切关系的情况下进行结构设置。在VAR模型中，所有变量都被视为内生变量，因此没有必要区分内生变量或外生变量，以及用一组回归方程来探索变量之间的关系，每个回归方程都是变量的后向其他变量的后向用作解释变量。所以，VAR模型更符合时间序列分析的精神;因为时间序列分析认为变量的后向项涵盖所有相关信息。从VAR的检验当中，我们发现以碳能源消耗为因变量，出口和FDI为自变量的关系式中的落后期数为：碳能源消耗为1期、出口为1期，FDI则为0期;以出口为因变量，FDI和碳能源消耗为自变量的关系式中的落后期数为：出口为1期，FDI则为0期、碳能源消耗为2期;以FDI为因变量，碳能源消耗和出口为自变量的关系式中的落后期数为：FDI为1期，碳能源消耗为0期、出口则为1期（如表4）。

注：LCCO表示经济增长;LFDP表示金融发展;LCPI表示消费水平;F1是y（-1），x1（-1）和x2（-1）系数的F统计量;F2是系数x1（-1）和x2（-1）的F统计量;t表示y（-1）系数的t统计量。D ##是指当年的虚拟变量。带有星号*的符号表示基于McNown等人（2017）提出的Bootstrap方法生成的临界值的10%水平的显着性。

4. Bootstrap ARDL检验

表4的长期协整分析中，以我国碳能源消耗为因变量，出口和FDI为自变量，在碳能源消耗及出口滞后一期下，三者之间有长期的协整关系;而以我国出口为因变量，FDI和碳能源消耗为自变量，以及以FDI为因变量，碳能源消耗和出口为自变量，在相关滞后期下，三者之间则没有长期的协整关系;但后者为McNown等人（2017）所说，属于退化情况#1，不存在协整关系。从表4可以看出，能源消费有虚拟变量为1992、2004及2009年（断点），出口有1991、2002及2007年三个虚拟变量（断点），而FDI则在1992年产生虚拟变量（断点）。本文在做长期Granger因果关系检验时（如表5），出口在滞后一期下，对碳能源消耗滞后一期（P值=0.6990）并无显着的影响，FDI对碳能源消耗滞后一期（P值=0.4281），亦不显着。

当检验短期Granger因果关系（如表6），我们发现碳能源消耗与出口同在滞后一期的情况下存在显著的因果关系（P值=0.0078）;碳能源消耗对FDI则不显著（P值=0.5881）;滞后一期的出口对滞后二期的碳能源消耗有显着的影响（P值=0.0455），对FDI则因果关系不显着（P值=0.1670）;滞后一期的FDI对碳能源消耗有显著的因果关系（P值=0.0083），对同是滞后一期的出口则亦有显著的因果关系（P值=0.0001）。

注：星号***，**和*分别表示1%，5%和10%水平，（+）， （–）表示正向和反向的符号。[.]是p值的表征系数。非协整性及其因果关系检验仅涉及滞后变量。

注：星号***， **和*分别表示1%， 5%和10%水平，（+）， （–）表正向和反向的符号。[.]是p值的表征系数。非协整性及其因果关系检验仅涉及滞后变量。

四、结语

基于Bootstrap程序的所提出的新ARDL检验是比Pesaran等人（2001）更强大且更少偏向的协整检验。自变量滞后的Bootstrap检验显示了合理的规模和功能特性（McNown等，2017）。本文用Bootstrap ARDL的方法检验我国碳能源消耗、出口和FDI三变量之间的协整关系，发现三变量之间存在协整关系;当FDI为因变量，碳能源消耗和出口为自变量，则呈现McNown等人（2017）描述退化#1的情况;在短期因果关系检验中，碳能源消耗、出口和FDI这三个变量的相关性是高的，彼此之间都呈现相当的显著水平。这可以说明我国经济发展的进程中，无论是碳能源消耗对出口、出口对碳能源消耗、外国直接投资对碳能源消耗或FDI对出口在滞后一期或二期的情况下都呈现一定程度的因果关系。

注 释：

？譹？訛 不同的温室气体对全球变暖效应的贡献不同。政府间气候变化专门委员会（IPCC）的第四份评估报告指出，在温室气体的总体变暖效应中，二氧化碳（CO2）贡献约63%，甲烷（CH4）贡献18%，氧化亚氮（N2O）贡献了约6%，其他贡献约占13%。为了统一测量整体温室效应，需要一个可以比较不同温室气体排放的测量单元。由于CO2升温效益的贡献最大，因此二氧化碳当量是衡量温室效应的基本单位。二氧化碳当量与排放有关。气体的二氧化碳当量是该气体的吨数乘以其产生温室效应的指数。该气体的温室效应指数称为全球变暖潜势（GWP），它取决于气体的辐射特性和分子量，以及气体浓度随时间的变化。特定气体的温室气候变暖潜力表明温室气体对应于一个世纪以来二氧化碳相同的变暖效应。正值表示气体使地表变暖。根据定义，二氧化碳的全球升温潜能值为1，其他温室气体的全球升温潜能值通常大于二氧化碳，但由于其空气含量低，二氧化碳仍被认为是造成温室效应的主要气体。

资料来源：中国科学院兰州文献信息中心，气候变化科学动态监测快车，2017年第9期。

參考文献：

[1] 杨博琼，陈建国FDI对东道国环境污染影响的实证研究——基于我国省际面板数据的分析[J].国际贸易问题，2011，（3）：110-123.

[2] 严雅雪，齐绍洲.外商直接投资对中国城市雾霾（PM2.5）污染的时空效应检验[J].中国人口资源与环境，2017，27（4）：68-77.

[3] 韩永辉，邹建华.引资转型、FDI质量与环境污染——来自珠三角九市的经验证据[J].国际贸易问题，2015，（7）.

[4] 龚超，兰天.中国区域贸易增长与环境污染的因子聚类分析[J].经济与管理，2008，（1）.

[5] 黄小兵，黄静波.环境规制对企业生产率及其出口行为的影响[J].广东财经大学学报，2015，（1）.

[6] 党玉婷，万能.贸易对环境影响的实证分析——以中国制造业为例[J].世界经济研究，2007，（4）.

[7] 林伯强，刘泓汛.对外贸易是否有利于提高能源环境效率——以中国工业行业为例[J].经济研究，2015，（9）.

[8] 林季红，刘莹.内生的环境规制：“污染天堂假说”在中国的再检验[J].中国人口.资源与环境，2013，（1）.

[9] 刘渝琳，郑效晨，王鹏.FDI与工业污染排放物的空间面板模型分析[J].管理工程学报，2015，（2）.

[10] 刘玉博，汪恒.内生环境规制、FDI与中国城市环境质量[J].财经研究，2016，（12）.

[11] 卢进勇，杨杰，邵海燕.外商直接投资、人力资本与中国环境污染——基于249个城市数据的分位数回归分析[J].国际贸易问题， 2014，（4）.

[12] 于峰，齐建.我国外商直接投资环境效应的经验研究[J].国际贸易问题，2007，（8）：104-112.

[13] 郑强，冉光和，邓睿，谷继建.中国FDI环境效应的再检验[J].中国人口·资源与环境，2017，27（4）：78-86.

[14] 張连众，朱坦，李慕菡，张伯伟.贸易自由化对我国环境污染的影响分析[J].南开经济研究，2003，（3）：3-5.

[15] 李方静，张静.服务贸易自由化程度对企业出口决策的影响探析[J].世界经济研究，2018，（6）：44-57，108，136.

[16] Abdouli， M， and S. Hammami， Economic growth， FDI inflows and their impact on the environment： an empirical study for the MENA countries[J].Quality & Quantity， 2017，51（1）：121-146.

[17] Antweiler， W.， B. R. Copeland and M. S. Taylor， Is Free Trade Good for the Environment？[J].American Economic Review， 2001，91（4）：877-908.

[18] Asghari， M.， Does FDI Promote MENA Region’s Environment Quality？ Pollution Halo or Pollution Haven Hypothesis [J]. International Journal of Scientific Research in Environmental Sciences （IJSRES）， 2013，1（6）：92-100.

[19] Beghin， J. and M. Potier， Effects of Trade Liberalization on the Environment in the Manufacturing Sector [J]. The World Economy， 1997，20（4）：435-456.

[20] Chichilnisky， G.， North-South Trade and the Global Environment[J]. American Economic Review， 1994，84（4）： 851-874.

[21] Cole， M. A.， Trade， the pollution haven hypothesis， and the environmental Kuznets curve： examining the linkages[J].Ecological Economics， 2004，48：71-81.

[22] Cole M. A.， R. J. R. Elliott， and J. Zhang， Growth， Foreign Direct Investment， and the Environment： Evidence from Chinese Cities[J].Journal of Regional Science， 2011，51（1）：121-138.

[23] Copeland， B. R. and M. S. Taylor， North-South Trade and the Environment [J].Quarterly Journal of Economics， 1994，109（3）：755-787.

[24] Dickey， D. A. and W. A. Fuller， Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root [J]. Journal of the American Statistical Association， 1979，74：427-431.

[25] Frutosbencze， D.， K. Bukkavesa， and N. Kulvanich， Impact of FDI and trade on environmental quality in the CAFTA-DR region [J].Applied Economics Letters， 2017，24（19）：1393-1398.

[26] Fuller， W. A.， Introduction to Statistical Time Series [J]. John Wiley and Sons， New York， 1976：373.

[27] Goh， S. K.， and R. McNown， Examining the Exchange Rate-Regime Monetary Policy Autonomy Nexus： Evidence from Malaysia [J]. International Review of Economics and Finance， 2015，35：292-303.

[28] Granger， C. W. J.， Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-spectral Methods [J]. Econometrica， 1969，37（3）：424-438.

[29] Grossman， G. M. and A. B. Krueger， Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement， General Information，NBER Working Papers，No. 3914，1993.

[30] Kim， M. and N. Adilov， The Lesser of Two Evils： An Empirical Investigation of FDI-Pollution Tradeoff [J]. Applied Economics， 2012，44：2597-2606.

[31] Lin， F.， Trade openness and air pollution： City-level empirical evidence from China. China Economic Review， 2017，45：78-88.

[32] McNown， R.， C. Y. Sam and S. K. Goh， Bootstrapping the Autoregressive Distributed Lag Test for Cointegration [J]. Applied Economics， 2017，21：1466-4283.

[33] Pesaran， M. H.， Y. Shin and R. J. Smith， Bounds testing approaches to the analysis of level relationships [J]. Journal of Applied Econometrics， 2001，16（3）：289-326.

[34] Phillips， P. C. B. and P. Perron， Testing for a unit root in time series regression [J]. Biometrika， 1988， 75（2）：335-346.

[35] Poelhekke， S. and F. Ploeg， Green havens and pollution havens[J].The World Economy， 2015，38（7）：1159-1178.

[36] Popp， D.， International Technology Transfer， Climate Change， and the Clean Development Mechanism[J].Review of Environmental Economics & Policy， 2011，5（1）：131-152.

[37] Porter， G.， Trade Competition and Pollution Standards： “Race to the Bottom” or “Stuck at the Bottom” [J]. Journal of Environment & Development， 1999，8（2）：133-151.

[38] Qureshi， M. S.， Trade Liberalization， Environment， and Poverty： A Developing Country Perspective [J]. Globalization and the Poor in Asia， 2008：250-287.

[39] Rauscher， M.， International Trade， Factor Movements， and the Environment. Oxford： Clarendon Press， 1997.

[40] Runge， C. F.， Globalization and Sustainability： The Machine in the Global Garden. Working Paper， University of Minnesota， 1997.

[41] Shahbaz， M.， S. Nasree， F. Abbas， and O. Anis， Does foreign direct investment impede environmental quality in high-， middle-， and low-income countries？ [J]. Energy Economics， 2015，（51）：275-287.

[42] Sims， C. A.， Macroeconomics and Reality [J]. Economertica， 1980，48（1）：1-48.

[43] Taylor， M. S.， Unbundling the Pollution Haven Hypothesis[J].Advances in Economic Analysis & Policy， 2004，4（2）：8.

[44] Walter， I. and J. Ugelow， Environmental Policies in Developing Countries[J].AMBIO，1979，8（2）：102-109.

作者：李方智 童藤 薛心蓓 李雪平