廣西二氧化硫排放量的空間計量分析.pdf

1、首先，本文采用2005年至2014年廣西壯族自治區(qū)工業(yè)二氧化硫排放量和生活二氧化硫排放量的總和除以人均GDP后取自然對數(shù)作為環(huán)境污染指標來進行計算。通過利用geoda軟件計算全局Moran's I值對廣西壯族自治區(qū)14個市的二氧化硫排放全局空間特征分析;2005年至2008年全局Moran's I呈現(xiàn)上升趨勢，2009年至2012年呈現(xiàn)下降趨勢，并且通過P值檢驗，說明存在空間相關性。再次利用geoda軟件檢驗四分位圖、Moran's I

2、散點圖、LISA顯著性水平圖以及LISA聚集圖的局部空間特征，2005至2010，2011至2014年空間格局變化不大，具體上說從2005年至2011年經(jīng)過5年時間百色由二氧化硫排放量低的區(qū)域變成二氧化硫排放量高的區(qū)域;梧州、賀州則由排放低的區(qū)域變成高的區(qū)域。Moran's I散點圖顯示Moran's I值均為正值，說明存在正的空間相關性。LISA顯著性水平圖以及LISA聚集圖顯示正向空間集聚。
　　本文在前人的研究基礎上選取廣西

3、二氧化硫排放量作為被解釋變量，能源消費結構、產(chǎn)業(yè)結構、技術水平、人口數(shù)量、經(jīng)濟發(fā)展水平、政策強度作為影響二氧化硫排放量的解釋變量。其中能源消費結構為煤炭消費量占總能源的比重;產(chǎn)業(yè)結構為第一產(chǎn)業(yè)總值、第三產(chǎn)業(yè)總值、工業(yè)總產(chǎn)值、建筑業(yè)總產(chǎn)值;以市場成交額度度量技術水平;以人均生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟發(fā)展水平;二氧化硫的去除量與排放量的比值作為政策強度。未引入空間效應的普通回歸模型并不顯著，引入空間效應后技術水平和政策強度的回歸系數(shù)較大旦始終為負值，

4、說明有效抑制二氧化硫排放量。而經(jīng)濟發(fā)展水平和工業(yè)總產(chǎn)值的回歸系數(shù)較大且為正值，說明是影響二氧化硫排放量的主要因素，第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)回歸系數(shù)逐漸增大，工業(yè)的對數(shù)回歸系數(shù)減小，出現(xiàn)反常現(xiàn)象，原因是交通運輸業(yè)的能源消耗增加，第三產(chǎn)業(yè)不斷壯大，技術發(fā)展增加能源消費，說明產(chǎn)業(yè)轉型導致的后果。人口數(shù)量和煤炭比重為正向影響二氧化硫排放量的次要因素。
　　本文對二氧化硫的收斂性進行驗證:選取2005年至2014年廣西二氧化硫排放量為樣本數(shù)據(jù)，主要通過

5、二氧化硫排放量的離散程度進行分析，繪制標準差時序圖。從圖中我們可以看出廣西二氧化硫排放量出現(xiàn)了短暫上升趨勢，2008年很明顯的下降，接著又緩慢的回升，但是上升趨勢不大，到2012年廣西二氧化硫排放量標準差處于穩(wěn)定的下降階段?？傮w上看，廣西二氧化硫排放量確實不存在δ-收斂。再利用geoda軟件對2005-2008，2009-2012，2005-2012三段時期為樣本數(shù)據(jù)進行β-收斂性檢驗，普通最小二乘估計回歸模型說明廣西二氧化硫排放量的β

6、-收斂模型并不理想，因此引入了空間計量模型進行β-檢驗，空間滯后、空間誤差模型的β-檢驗說明廣西二氧化硫排放量不存在β-收斂。說明廣西二氧化硫排放量在三個時期內(nèi)不存在趨于穩(wěn)定狀況的過程，沒有出現(xiàn)二氧化硫排放低的城市排放速度快，二氧化硫排放高的城市排放速度慢的現(xiàn)象。
　　綜上所述，為了提高廣西經(jīng)濟發(fā)展水平的同時又保證廣西的環(huán)境質(zhì)量良好，本文制定了加快產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、提高政府政策管理力度、降低工業(yè)二氧化硫排放量、發(fā)展環(huán)境友好型經(jīng)濟政策，