• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    華北地區(qū)城市大氣環(huán)境質(zhì)量影響因素的空間計量經(jīng)濟分析

    2020-05-09 03:52:52丁欣周吉光吳文盛
    當代經(jīng)濟管理 2020年3期
    關鍵詞:自然地理華北地區(qū)霧霾

    丁欣 周吉光 吳文盛

    [摘要]選擇氣象條件相似的華北地區(qū)28市(盟)作為研究樣本,在驗證了城市大氣環(huán)境質(zhì)量之間的空間關系后,將自然地理要素抽象化并引入空間計量經(jīng)濟模型,基于傳統(tǒng)EKC模型論證了經(jīng)濟、社會和自然地理要素對地區(qū)大氣環(huán)境質(zhì)量的影響。分析結(jié)果表明:地形種類應是華北地區(qū)大氣環(huán)境質(zhì)量(PM25、PM10、SO2)的主要影響因素,資源型城市屬性在一定程度上會加重PM10和SO2的污染程度,其他諸如人均收入、人口密度、毗鄰沙漠、擁有海岸線等因素對大氣環(huán)境質(zhì)量的影響總體上不太顯著;僅在對NO2污染物指標的回歸中,可以發(fā)現(xiàn)顯著的EKC效應。

    [關鍵詞] 霧霾;華北地區(qū);空間計量經(jīng)濟學;自然地理

    [中圖分類號] F207 [文獻標識碼]A?? [文章編號]1673-0461(2020)03-0055-09

    一、引 言

    2011年以來,中國多個城市出現(xiàn)嚴重霧霾天氣,京津冀地區(qū)重度霧霾天氣頻發(fā),引起了廣泛的社會關注。隨后,一系列政策措施相繼頒布、實施,以應對大氣污染問題。即便到2018年度,全國338個地級及以上城市中,仍有近2/3的城市空氣質(zhì)量不達標;空氣質(zhì)量相對較差的10個城市中,河北仍獨占5席(生態(tài)環(huán)保部:《2018年全國生態(tài)環(huán)境質(zhì)量簡況》,2019)。可見,大氣污染防治將是長期的攻堅戰(zhàn),而京津冀地區(qū)則“首當其沖”,成為全國重點區(qū)域,防治工作任重道遠。

    霧霾是大氣中跨越地球廣大地區(qū)的碳質(zhì)氣溶膠粒子的積累,而碳質(zhì)氣溶膠顆粒主要是由燃燒過程產(chǎn)生的,包括生物質(zhì)和化石燃料燃燒;與此同時,大氣中揮發(fā)性有機物種的自然排放和轉(zhuǎn)化也有助于霧霾的發(fā)展(Guenter Engling、A Gelencsér,2010) [1]。rjan Gustafsson、Martin Krus、Zdenek Zencak等(2009)對亞洲南部的一項研究也表明化石燃料和生物質(zhì)燃燒(如住宅烹飪和農(nóng)業(yè)焚燒)過程是該地區(qū)范圍廣泛霧霾(atmospheric brown cloud)產(chǎn)生的原因 [2]。自2011年以來,國內(nèi)許多學者從工業(yè)技術到產(chǎn)業(yè)結(jié)構層面,紛紛陳述了對霧霾成因的解析,但迄今為止對“霾”的科學認識還不夠系統(tǒng)、全面 [3]。如段再明(2011)認為利用在焦化工業(yè)中濕法熄焦是誘發(fā)山西省霧霾天氣的主要原因之一 [4],顯然僅考察了部分成因。而潘本鋒、汪巍、李亮等(2013)結(jié)合氣象條件等因素,認為霧霾天氣是由氣象要素和環(huán)境要素共同作用形成的 [5];孟曉艷、余予、張志富等(2014)也認同了這種觀點,他們認為除污染物濃度超標外,地面風速小、相對濕度高、大氣層結(jié)穩(wěn)定是京津冀地區(qū)霧霾頻發(fā)的另一重要因素 [6]。關大博、劉竹(2014)則從行業(yè)類型及燃料消費種類兩方面量化梳理了京津冀地區(qū)重點污染行業(yè)及不同燃料對PM25污染的貢獻 [7]。而石彥波、盧廣(2015)的一項調(diào)查,則從大眾媒體的視角,解釋了京津冀地區(qū)何以成為中國霧霾最嚴重的地區(qū) [8]。

    中國科學院大氣物理研究所王躍思團隊長期追蹤大氣霾污染問題,對“霾”的成因進行了解析。他們得出霾的成因包括:天氣過程和局地氣象條件不利于污染物擴散,西北氣流輸送沙塵使污染物累積到太行山和燕山山前,城市周邊污染物氣團的近距離聚攏,污染物的局地排放以及二次顆粒物的不斷轉(zhuǎn)化生成 [9]。他們將之歸納為內(nèi)因和外因,內(nèi)因指污染物排放源的不確定性與未知源,而外因主要指天氣過程、氣候變化、氣象條件與大氣邊界層結(jié)構;并認為在排放源相對穩(wěn)定的情況下,外因往往是決定性因素,但在外因不可控的前提下,內(nèi)因即一次污染物排放量過大是治理大氣霾污染的關鍵因素 [10]。

    關于霧霾成因的探討,不是本文論述的重點。從學術探討方面,我們傾向于王躍思團隊的研究結(jié)論,即京津冀的區(qū)位、氣象條件等外因和特定經(jīng)濟發(fā)展階段污染物排放特征等內(nèi)因,是其霧霾形成的共同原因。實際上,早在2014年,京津冀地區(qū)就相繼公布了空氣顆粒物來源解析成果報告,基本認為燃煤機動車、揚塵和工業(yè)生產(chǎn)是京津冀主要的大氣污染因素 [11],同時,京、津、冀(以石家莊為例)3地的PM25來源中,區(qū)域傳輸分別約占28%—36%、22%—34%、23%—30% [12]。那么,本文從以大氣污染嚴重的京津冀地區(qū)為中心,將大氣污染的影響區(qū)域擴展到華北地區(qū),選取華北地區(qū)28個城市,研究大氣污染的空間依賴性,從而為區(qū)域大氣污染防治協(xié)作提供一些基礎資料。

    二、空間經(jīng)濟分析方法在大氣污染領域的理論研究

    1970年,Tobler提出了地理學第一定律,由此引發(fā)了運用空間統(tǒng)計學方法分析經(jīng)濟問題的趨勢。具體到大氣污染領域的研究,David Maddison(2006)認為之前的研究人員在分析大氣污染物(硫)排放的趨勢時,忽略了數(shù)據(jù)的空間特性,還忽視了對大氣污染物(硫)排放的越境性質(zhì)進行核算的重要性 [13]。而數(shù)據(jù)中存在的空間關系對計量經(jīng)濟學技術的典型運用有著重要影響,對數(shù)據(jù)空間關系的忽視,則會導致如Luc Anselin等所述的誤導性推理測試過程(misleading inference testing procedures)、偏差和不一致性問題(Anselin、Griffith,1988) [14]。

    一般來說,空間經(jīng)濟分析方法運用于大氣污染領域是基于如下兩點假設:大氣污染存在污染疊加效應;大氣污染的空間數(shù)據(jù)間存在統(tǒng)計關系 [15]。單純的數(shù)據(jù)空間關系在大氣污染方面的研究,多涉及環(huán)境科學和氣象科學領域(D M Elsom,1978;Sotiris Vardoulakisa、Norbert GonzalezFlescab、Bernard E A Fisher等,2005;G Arbia、M Copetti、G Lafratta,2009;Fahimah A AlAwadhi、Shafiqah A AlAwadhi,2006;白鶴鳴,2013),主要指明了大氣污染存在的空間溢出效應、空間自相關性等,較少涉及經(jīng)濟因素。而空間經(jīng)濟分析則重點考察了大氣污染的空間數(shù)據(jù)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展指標之間的關系,分析了大氣污染與經(jīng)濟增長、與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的聯(lián)系,其中最具代表性的是基于環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)的空間計量經(jīng)濟分析。

    關于經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量之間關系的探索,可以追溯到1987年世界環(huán)境與發(fā)展委員會《我們的共同未來》的出版,隨后Gene M Grossman、Alan B Krueger(1993)對NAFTA環(huán)境影響的實證分析則是關于國民收入和環(huán)境質(zhì)量關系(IncomeEmissions Relationship,IER)問題研究的發(fā)端 [16]。1995年,Gene M Grossman、Alan B Krueger使用全球環(huán)境監(jiān)測系統(tǒng)(GEMS)的數(shù)據(jù),擬合出了環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC),即經(jīng)濟增長最初造成了環(huán)境質(zhì)量的惡化,但隨后使環(huán)境質(zhì)量迎來了改善 [17]。其后,大量關于IER的研究基本上都是圍繞EKC是否存在或其形狀來展開。其缺憾在于,在分析環(huán)境因素時,基本未考慮環(huán)境污染(尤其是大氣環(huán)境污染)的空間關系。如David Maddison(2006)指出大多數(shù)研究人員在估計EKC時,都隱含的假設一國的人均排放量不受鄰國的影響,而他證明一國的二氧化硫和氮氧化合物人均排放量受到鄰國人均排放量的嚴重影響 [18];他提出歐洲國家的越境排放(硫)明顯改變了對EKC形狀的認知,在考慮數(shù)據(jù)空間關系的基礎上,他認為歐洲的硫排放不存在EKC,只是空間滯后(David Maddison,2007) [19]。Anil Rupasingha、Stephan J Coetz、David L Debertin等(2004)利用EKC綜合模型,研究了美國縣域人均收入與有毒污染物排放之間的關系,最初得出了倒“U”型關系,然而當收入的三次方納入模型后,揭示出有毒污染物的排放量將隨著收入的提高而再度增加 [20]。

    國內(nèi)關于EKC的空間計量分析陸續(xù)從2008年開始,楊海生等(2008)采用空間計量模型對中國46個城市EKC間的空間依賴關系進行了分析。之后的研究更多的集中在省域?qū)用嫔希ㄌK梽芳、胡日東、林三強,2009;袁加軍,2010;董鎖成、李飛、李澤紅等,2010;陳青青,2011;吳玉鳴、田斌,2012;安虎森、王雷雷、吳浩波,2014),也有涉及中國與周邊國家(和地區(qū))的EKC研究(國涓、項吉寧、郭崇慧,2009;孫攀、吳玉鳴、鮑曙明,2019)。劉軍、王慧文、楊潔(2017)則認為城市大氣污染在空間維度和時間維度上分別存在顯著的空間溢出效應和動態(tài)效應,當前中國正處于EKC拐點的左邊 [21]。

    基于前述分析,我們認為,從量級上工業(yè)排放(包括工業(yè)二氧化硫以及工業(yè)煙(粉)塵排放)是華北地區(qū)大氣中污染物的主要來源。但如果以污染物排放量作為分析對象,則城市(除已步入后工業(yè)化階段的北京)經(jīng)濟規(guī)?;蚬I(yè)經(jīng)濟規(guī)模越大,污染物排放量就越多,這是可以料想的結(jié)果。為此,我們基于傳統(tǒng)EKC的理論假設(即環(huán)境質(zhì)量與人均收入存在相關關系),在考慮空間因素的基礎上,將京津冀區(qū)域大氣污染問題擴展到整個華北地區(qū),并納入自然地理等因素,通過構建空間計量經(jīng)濟回歸模型,研究華北地區(qū)空氣環(huán)境質(zhì)量的主要影響因素。

    三、模型構建及數(shù)據(jù)來源

    華北地區(qū)是一個自然地理范疇,城市主要包括:北京市,天津市,河北省全境11市(石家莊市、唐山市、秦皇島市、邯鄲市、邢臺市、保定市、張家口市、承德市、滄州市、廊坊市、衡水市),山西省全境11市(太原市、大同市、陽泉市、長治市、晉城市、朔州市、晉中市、運城市、忻州市、臨汾市、呂梁市),以及內(nèi)蒙古自治區(qū)的4盟市(呼和浩特市、包頭市、烏蘭察布市和錫林郭勒盟)。之所以選擇華北28市(盟)作為研究樣本,首先主要是考慮在分析大氣環(huán)境問題時,可以不考慮氣候差異以及氣象條件等因素,而這些因素在一些可見的文獻中,被視為影響霧霾的幾類顯著因素。因此,本文從樣本選擇上首先想營造一種相對隔離的空間環(huán)境。這種分析的邏輯,類似于物理學中的隔離實驗,其在經(jīng)濟學中的運用,也是卡爾·波普爾所認為能在社會科學中成功運用的少數(shù)領域之一 [22]。其次,本文在變量的選擇上,同樣也想遵循簡化的邏輯思路,即主要分析各類污染物與人均收入之間的關系,甚至沒有考慮諸多學者所采用的三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構、城鎮(zhèn)化率、人力資本等指標。實際上,從社會經(jīng)濟發(fā)展的實際進程來看,在人口規(guī)模足夠大的前提下,這些指標基本上都脫離不了與人均收入(人均GDP)的關系。當然,根據(jù)分析的需要,本文也納入了一些自然地理因素作為協(xié)變量。

    (一)指標選取、數(shù)據(jù)來源及研究假設

    Gene M Grossman、Alan B Krueger(1993、1995)在分析地區(qū)大氣污染與人均收入關系時,將SO2、煙塵、重顆粒物作為因變量,而將人均GDP(包括滯后項、平方項、立方項)作為自變量,同時引入了一系列的虛擬變量——監(jiān)測點是位于中心城市或是郊區(qū)、監(jiān)測點用地的性質(zhì)(工業(yè)、商業(yè)、居民生活或其他)、城市是否擁有海岸線、是否毗鄰沙漠、人口密度、時間趨勢項等,擬合并提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)模型。后續(xù)的一些學者在此基礎上主要對自變量(解釋變量)進行了擴展,加入了諸如貿(mào)易強度(Matthew Cole等,1997 [23];Vivek Suri等,1998 [24])、技術水平(Matthew Cole等,1997)、教育程度(Robert Berrens等,1997 [25];Mariano Torras等,1998 [26];Pingo Wang等,1998 [27];Kishore Gawande等,2000 [28])、收入差距(Mariano Torras等,1998)、城市化水平(Robert Berrens等,1997;Mariano Torras等,1998)、民族多樣性(Anil Rupasingha等,2004)等變量。而吳玉鳴、田斌(2012)在對中國省域EKC的一項研究中,則囊括了人口、城市化、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構及對外開放等因素 [29]。

    如前文所述,在人口規(guī)模足夠大且不存在特殊經(jīng)濟生產(chǎn)形式的情況下,人均GDP實際能在較大程度上反映這些指標。按簡化分析的思路,本文主要選取人均GDP作為自變量,代表經(jīng)濟發(fā)展的相關指標;選取人口密度作為社會發(fā)展情況的代表,它在某種程度上也能反映地區(qū)城鎮(zhèn)化的進程。此外,本文考慮將自然地理因素引入,作為協(xié)變量。在自然資源條件方面,主要是看城市是否為資源型城市(是否列入國務院2013年印發(fā)的《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃(2013—2020)》中的“資源型城市”名錄),它從側(cè)面反映城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構和產(chǎn)業(yè)層次。在地理條件方面,本文首先直接借鑒Gene M Grossman、Alan B Krueger(1995)的指標設定,考慮了城市是否沿海(城市是否有海岸線)、是否毗鄰沙漠(100英里內(nèi)是否存在沙漠);其次,本文試圖考慮反映城市海拔以及坐落于山脈(主要是太行山脈和燕山山脈)方位的因素,以反映氣象學方面的大氣污染物擴散效應,最終選取了地形種類因素,將城市的地形種類簡單的劃分為了“平原”“山區(qū)”“高原”3種類型(這3種類型基本也能將城市在山脈坐落的方位區(qū)別開來)?;氐揭蜃兞浚ū唤忉屪兞浚┥?,選取了各城市的PM25、PM10、SO2、NO2 4個具有代表性的大氣環(huán)境質(zhì)量指標。以上所有的指標均取2017年度值。具體的指標解釋及數(shù)據(jù)來源見表1。

    根據(jù)變量選擇的過程,本文先期做出6個待驗證的假設。

    假設1:人均地區(qū)生產(chǎn)總值對大氣環(huán)境質(zhì)量有顯著影響;

    假設2:城市人口密度對城市大氣環(huán)境質(zhì)量有顯著影響;

    假設3:地形種類對城市大氣環(huán)境質(zhì)量有顯著影響;

    假設4:城市擁有海岸線會減輕大氣環(huán)境污染程度;

    假設5:毗鄰沙漠會加重大氣環(huán)境污染程度;

    假設6:資源型城市的大氣環(huán)境污染程度相對較重。

    (二)評價模型的構建

    Gene M Grossman、Alan B Krueger(1995)在分析污染與經(jīng)濟增長關系時,構建了簡化形式方程,除將地區(qū)(空氣和水)污染水平同人均收入水平作為解釋變量外,還將其它協(xié)變量納入方程。他們認為簡化式方程一方面能得出收入水平對污染程度的凈效應,另一方面省去了收集污染管制、技術水平等不易獲取且不太可靠數(shù)據(jù)的工作。而吳玉鳴、田斌(2012)則擴展了Gene M Grossman、Alan B Krueger(1995)等所擬合的傳統(tǒng)EKC模型,將人口、城市化等相關變量加入方程,以提高模型的擬合優(yōu)度,但他們卻舍棄了前3年人均收入均值的滯后變量。

    如前所述,基于傳統(tǒng)EKC模型,認同環(huán)境質(zhì)量與人均收入水平之間存在相關關系,同時參考Gene M Grossman、Alan B Krueger(1995)的研究,考慮了時間滯后影響,并加入相關協(xié)變量。為避免回歸模型的異方差性,對相關變量取自然對數(shù),因而構建如模型(1):

    其中,i代表華北地區(qū)各城市,其他變量解釋同表1。

    四、實證結(jié)果分析

    根據(jù)空間計量經(jīng)濟學的分析原理,在檢驗變量空間相關性的基礎上,擬合空間模型并進一步分析各變量的顯著性,以分析其在大氣環(huán)境質(zhì)量中的作用。

    (一)大氣環(huán)境質(zhì)量的空間相關性檢驗

    首先對各城市大氣環(huán)境質(zhì)量指標的空間依賴性進行了定量分析。在確定空間距離權重矩陣時,選用了一階“車”鄰接(rook contiguity)和最小門檻距離(threshold distance)兩種方法。所計算得出的全局Moran′s I值和標準化統(tǒng)計量z值(臨界值為196)分別列示于表2??芍瑹o論采取的哪種空間距離權重矩陣的確定方法,4種大氣環(huán)境污染指標在空間上均呈現(xiàn)出顯著的空間自相關性。從全局Moran指數(shù)散點圖(略)來看,大氣環(huán)境污染指標的正向空間自相關明顯,即在空間上呈現(xiàn)出的關系以“高值-高值”聚集、“低值-低值”聚集為主。

    表3展示了基于局部Moran指數(shù)的LISA聚類結(jié)果(一階“車”鄰接)。從空間分布上來看,可以明顯的發(fā)現(xiàn),“低值-低值”聚集區(qū)基本位于華北北部地區(qū),主要是錫林郭勒、烏蘭察布、張家口、承德等城市,而“高值-高值”聚集區(qū)則主要位于南部地區(qū),主要是冀中南和晉中南的幾個城市。PM25和PM10指標呈現(xiàn)出了相同的聚集情況,SO2的空間聚集情況最為顯著,而NO2的“高值-高值”聚集區(qū)范圍則相對小。Luc Anselin(2005)指出,顯示在LISA集聚圖中的所謂的空間集聚只是集聚中心,因此空間集聚程度比LISA集聚圖標識的范圍更廣,包含了集聚中心周圍相鄰的更大區(qū)域。

    (二)空間模型回歸的診斷及選擇

    首先對模型進行常規(guī)的普通最小二乘法(OLS)回歸估計,并擬選取最優(yōu)模型。對于4類環(huán)境污染指標,分別進行了擬合,并給出了空間模型回歸診斷結(jié)果(如表4)。如表4所示,對4類大氣污染物的擬合模型診斷顯示,空間滯后模型是最優(yōu)模型。這與Gong Zezhou、Zhang Xiaoping(2017)對中國重點城市大氣污染進行空間分析時的模型選擇是相一致的 [30]。而從全局Moran空間自相關指數(shù)來看(如表2),使用一階“車”鄰接來確定空間距離權重矩陣的方法得到的空間相關性更顯著,因此,選擇了一階“車”鄰接的方式確定空間權重矩陣。由此,構建空間滯后回歸模型(2):

    WlnPOLUji為i城市的j類大氣污染物環(huán)境質(zhì)量指標的空間滯后因子,表示地理上鄰近的各城市環(huán)境污染變量的加權求和值;ρ為空間自回歸參數(shù),表示鄰近城市環(huán)境污染對i城市的空間影響;其他同前。

    (三) 空間回歸結(jié)果及分析

    1 .關于PM2.5的相關結(jié)果及分析

    從估計結(jié)果來看,空間滯后回歸模型的擬合優(yōu)度(R2=0796)比普通最小二乘法估計(結(jié)果略)模型的擬合優(yōu)度(R2=0685)也相應有較大的提高。從解釋變量回歸參數(shù)來看,在考慮空間因素的情況下,解釋變量中對PM25影響顯著的僅有環(huán)境污染的空間滯后變量,以及地形種類因素。而在未考慮空間因素影響的情況下,解釋變量均不顯著。因此,認為GRPPC、PD、COAST、DESERT、RC對PM2.5不存在明顯的影響。而地形種類對PM2.5有顯著影響。當然,鄰近城市的空氣污染狀況也對該城市的環(huán)境質(zhì)量有顯著的影響(如表5)。

    2.關于PM10的相關結(jié)果及分析

    同理,對PM10擬合的空間滯后回歸模型的擬合優(yōu)度(R2=0688)比OLS模型(R2=0573)也相應有較大的提高。對于PM10,除環(huán)境污染空間滯后因子外,地形種類與資源型城市變量對其的影響也是顯著的,且相較于PM25,此時地形種類的影響更加顯著了。同樣,對于PM10來說,我們同樣也無法認為所設定的其他幾個變量對PM10有顯著影響(如表6)。

    3.關于SO2的相關結(jié)果及分析

    至于SO2,在常規(guī)OLS回歸模型中,R2=0643,解釋變量中僅有RC的t值顯著;空間滯后回歸模型則將擬合優(yōu)度提高到0688。而從估計結(jié)果來看,地形種類因素仍然顯著,但此時的作用卻是正向的;同樣,沿海因素也表現(xiàn)出了正向的顯著性,也未對環(huán)境污染起到稀釋與擴散作用。我們認為這兩個虛擬變量在設定時,考慮得較粗,在很大程度上體現(xiàn)出了城市所處的區(qū)位,而這些區(qū)位又反映了所涉及幾個省(區(qū)、市)的經(jīng)濟發(fā)展強度,譬如沿海城市經(jīng)濟發(fā)展水平一般高于內(nèi)陸城市。此外,資源型城市因素對SO2指標的影響在空間滯后回歸模型中也是顯著的(如表7)。

    剔除COAST因素后,對NO2進行常規(guī)OLS回歸,模型的擬合優(yōu)度R2=0684,所有解釋變量的t值均不顯著??紤]空間因素后,模型的R2提高到0768。與其他三類污染物指標不同,對NO2的擬合中,呈現(xiàn)出了明顯的EKC效應,人均地區(qū)生產(chǎn)總值不能拒絕對NO2指標有顯著影響。同時人口密度也呈現(xiàn)出了正向的顯著性,而之前一直較為顯著的地形種類因素的影響則不顯著了(如表8)。

    五、討 論

    已有的描述收入與污染排放關系的文獻林林總總,均依托分析對經(jīng)濟社會問題給予了相應的解釋。本文的基本思路是假定實際存在著環(huán)境質(zhì)量與收入之間的相關關系,而將經(jīng)濟社會中的各類典型要素納入方程,在特定地域空間關系下分析其實際影響。當然,在對自然地理要素設定時,我們實際進行了簡化,雖對各地區(qū)來說不一定準確,但基本遵循了可感知的正確趨勢。那么,從已得出的實證結(jié)果來看,能有如下認識:

    (一)大氣環(huán)境質(zhì)量指標的空間依賴性明顯

    從全局Moran空間自相關檢驗和局部Moran指數(shù)檢驗的結(jié)果,我們能觀察到大氣環(huán)境質(zhì)量指標的空間依賴性比較明顯,這與一些學者的結(jié)論也是相一致的 [31]。實際上,這與我們?nèi)粘5恼J識也相吻合,只是通常在實證分析中比較容易忽略空間關系。比如從人均收入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構來說,北京應是步入EKC的右邊即環(huán)境質(zhì)量較好的階段,但實際上,北京的大氣污染水平仍較高。許多研究人員也將其歸因于污染的空間傳輸,這也是我們所認同的,隨著氣象條件的作用,污染物在區(qū)域間會發(fā)生遷移,當然在我們的回歸模型中的空間滯后因子均較顯著,也在很大程度上支持了這一觀點。

    既然存在空間的依賴性,那么一地區(qū)的大氣環(huán)境治理就不可能依賴地區(qū)的單獨行動,必須聯(lián)防聯(lián)控,當然,這個舉措國家在2013年《大氣污染防治行動計劃》中就提出了。王躍思等(2013)認為京津冀同處一個氣候帶,因而形成了一個大的區(qū)域協(xié)同污染區(qū),根治大氣污染需要聯(lián)防聯(lián)控 [32];而樓宗元(2015)也提出通過府際合作這種治理模式,應對京津冀地區(qū)霧霾問題 [33]。總而言之,從局域Moran指數(shù)的LISA聚類結(jié)果中,可以為各城市尋找聯(lián)防聯(lián)控的對口城市提供一定的方向指引。

    (二)人均收入對大氣環(huán)境質(zhì)量的影響在華北地區(qū)表現(xiàn)不明顯

    除NO2的污染指標外,人均地區(qū)生產(chǎn)總值對其他3類空氣質(zhì)量的回歸結(jié)果并不顯著。即根據(jù)我們的模型設定,假設1得不到有效證實。當然,這可能由幾方面的原因造成。一是所選數(shù)據(jù)的代表性。實際上在之前選擇人均收入變量時,考慮過城市人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人均工資收入、人均可支配收入,同時我們也試著將統(tǒng)計范圍縮小到市轄區(qū),這樣就有6組不同數(shù)據(jù),但前期經(jīng)過擬合后,均未在結(jié)果中發(fā)現(xiàn)人均收入對大氣環(huán)境治理的顯著性影響。最終選取的仍是大多數(shù)學[JP2]者使用的人均地區(qū)生產(chǎn)總值指標,它也比市轄區(qū)指標更能代表1個城市的發(fā)展水平。二是由于在28個城市樣本中,地區(qū)或城市的人口數(shù)量差別較大,一些地域的經(jīng)濟發(fā)展水平顯然不能與北京等城市相提并論,但人均地區(qū)生產(chǎn)總值卻因人口基數(shù)少而在數(shù)值上逼近,如呼和浩特、包頭、滄州等城市。三是在同等條件下,一些重化工業(yè)城市的地區(qū)生產(chǎn)總值可能較高,相應的導致人均地區(qū)生產(chǎn)總值偏高,但從產(chǎn)業(yè)結(jié)構和經(jīng)濟發(fā)展階段來說,卻還處于高污染排放的發(fā)展階段。即是,僅靠人均地區(qū)生產(chǎn)總值指標還難以全面反映這些差異。實際上,Gene M Grossman、Alan B Krueger(1995)曾強調(diào),EKC關系的產(chǎn)生過程不是自動的,技術變革、教育、政治進程等條件最終可能導致污染的減少。由此,我們也認為擬合EKC效應,可能更適合從更大的區(qū)域范圍比如省域?qū)用嫒胧帧?/p>

    (三)城市人口密度對大氣環(huán)境質(zhì)量(除NO2外)的影響不顯著

    由于樣本中有的城市范圍較大且人口稀少,又考慮到空氣質(zhì)量的監(jiān)測點多位于城區(qū)之內(nèi),因此,我們使用了市轄區(qū)的人口密度作為其中的變量,結(jié)果顯示除NO2外,市轄區(qū)人口密度的影響并不顯著??梢钥吹?,大城市有較高的人口密度,但近年來一些城市的人口城鎮(zhèn)化速度激增,但城市建成區(qū)面積卻難有同等的增速,導致市轄區(qū)人口密度也較高,如滄州、廊坊、晉城、邯鄲、邢臺等城市。此外,一些人口密度較大的城市,如石家莊等,通過撤縣劃區(qū),大大降低了人口密度的統(tǒng)計值,然而其主城區(qū)人口密度仍非常之高。這些也影響了此指標的顯著性。實際上,使用全市的人口密度得出的也是類似的結(jié)果。因而,對于假設2,目前的回歸結(jié)果尚不能判斷。

    (四) 地形種類對大氣環(huán)境質(zhì)量的影響較顯著

    我們在設定城市的地形種類時,曾經(jīng)考慮了各城市的平均海拔,在樣本城市中,被認定為平原區(qū)的城市平均海拔在2—80米之間,而被認定為山區(qū)的在370—1 070米之間,被認定為是高原的則在980—1 420米之間,基本可以反映城市間地形種類因素的差異。雖然,我們的結(jié)果不能證明地形種類是影響大氣環(huán)境的決定性因素,但從構建模型的幾個指標來看,地形種類變量相對來說是最為顯著的。對于PM25、PM10來說,地形種類因素的回歸結(jié)果支持了我們的認知,即假設3是成立的。

    如前述分析,地形種類因素對SO2的排放影響呈現(xiàn)出了一種正向的關系,這與SO2排放的特征相關。SO2主要由工業(yè)排放產(chǎn)生,而我們設定的地形種類變量大體體現(xiàn)了從沿海到內(nèi)陸的梯度特征,而從沿海到內(nèi)陸的工業(yè)化發(fā)展階段也基本呈現(xiàn)了類似的態(tài)勢,于是就有此正向關系的產(chǎn)生。這也說明SO2與PM25、PM10的不同,它主要與地區(qū)工業(yè)排放關聯(lián)較大,而不僅僅是純大氣環(huán)境質(zhì)量的統(tǒng)計指標。因此,我們也推斷地形種類因素為此也未顯示出對NO2指標的顯著關聯(lián)性。

    (五)海岸線的存在未能顯示出對城市大氣環(huán)境的減輕作用

    海岸線指標僅在對SO2的影響中呈現(xiàn)出顯著性,而且與假設相反,是一種正向的作用。而其原因主要是沿海城市相較于冀、晉、蒙3省區(qū)的內(nèi)陸城市都有較高的工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。因而假設4在本研究中暫時無法得到證實。

    [9]王躍思, 姚利, 劉子銳,等 京津冀大氣霾污染及控制策略思考 [J] 中國科學院院刊, 2013, 28(3): 353-363

    [10][ZK(#]王躍思, 張軍科, 王莉莉,等 京津冀區(qū)域大氣霾污染研究意義、現(xiàn)狀及展望 [J] 地球科學進展, 2014, 29(3): 388-396

    [11]鞏志宏 京津冀地區(qū)霧霾成因初步揭開 [N] 科技日報, 2014-09-05(04)

    [12]李云燕, 王立華, 王靜,等 京津冀地區(qū)霧霾成因與綜合治理對策研究 [J] 工業(yè)技術經(jīng)濟, 2016, 35(7): 59-68

    [13]MADDISON D Modelling sulphur emissions in Europe: a spatial econometric approach [J] Oxford economic papers, 2007, 59(4): 726-743

    [14]ANSELIN L, GRIFFITH D Do spatial effects really matter in regression analysis? [J] Papers of the regional science association, 1988, 65: 11-34

    [15]白永亮, 郭珊, 孫涵 大氣污染的空間關聯(lián)與區(qū)域間防控協(xié)作——基于全國288個地市工業(yè)SO2污染數(shù)據(jù)的空間統(tǒng)計分析 [J] 中國地質(zhì)大學學報: 社會科學版, 2016(3): 63-72

    [16]GROSSMAN GENE M, ALAN B KRUEGER Environmental impacts of a North American free trade agreement [M]//GARBER P. The U SMexico Free Trade Agreement Cambridge, MA: MIT Press, 1993

    [17]GROSSMAN G M, KRUEGER A B Economic growth and the environment [J] Quarterly journal of economics, 1995, 110(2): 353-377

    [18]MADDISON D Environmental Kuznets curves: a spatial econometric approach [J] Journal of environmental economics & management, 2006, 51(2): 218-230

    [19]MADDISON D Modelling sulphur emissions in Europe: a spatial econometric approach [J] Oxford economic papers, 2007, 59(4): 726-743

    [20]RUPASINGHA A, GOETZ S J, DEBERTIN D L, et al The environmental Kuznets curve for US counties: a spatial econometric analysis with extensions [J] Papers in regional science, 2004, 83(2): 407-424

    [21]劉軍, 王慧文, 楊潔 中國大氣污染影響因素研究——基于中國城市動態(tài)空間面板模型的分析 [J] 河海大學學報(哲學社會科學版), 2017, 19(5): 61-67

    [22]KARL R POPPER The poverty of historicism [M] Boston: Beacon Press, 1957

    [23]COLE M A, RAYNER A J, BATES J M The environmental Kuznets curve: an empirical analysis [J] Environment and development economics, 1997, 2(4): 401-416

    [24]SURI V, CHAPMAN D Economic growth, trade and energy: implications for the environmental Kuznets curve [J] Ecological economics, 1998, 25(2): 195-208

    [25]BERRENS R P, BOHARA A K, GAWANDE K, et al Testing the invertedU hypothesis for US hazardous waste: an application of the generalized gamma model [J] Economics letters, 1997, 55(3): 435-440

    [26]TORRAS M, BOYCE J K Income, inequality, and pollution: a reassessment of the environmental Kuznets Curve [J] Ecological economics, 1998, 25(2): 147-160

    [27]WANG P, BOHARA A K, BERRENS R P, et al A riskbased environmental Kuznets curve for US hazardous waste sites [J] Applied economics letters, 1998, 5(12): 761-763

    [28]GAWANDE K, BOHARA A K, BERRENS R P, et al Internal migration and the environmental Kuznets curve for US hazardous waste sites [J] Ecological economics, 2000, 33(1): 151-166

    [29]吳玉鳴, 田斌 省域環(huán)境庫茲涅茨曲線的擴展及其決定因素——空間計量經(jīng)濟學模型實證 [J] 地理研究, 2012, 31(4): 627-640

    [30]GONG Z, ZHANG X Assessment of urban air pollution and spatial spillover effects in China: cases of 113 key environmental protection cities [J] Journal of resources and ecology, 2017, 8(6): 584-594

    [31]劉華軍, 杜廣杰 中國城市大氣污染的空間格局與分布動態(tài)演進——基于161個城市AQI及6種分項污染物的實證 [J] 經(jīng)濟地理, 2016, 36(10): 33-38

    [32]王躍思, 姚利, 劉子銳, 等 京津冀大氣霾污染及控制策略思考 [J] 中國科學院院刊, 2013, 28(3): 353-363

    [33]樓宗元 京津冀霧霾治理的府際合作研究 [D] 武漢: 華中科技大學, 2015

    [34]TIETENBERG T H Spatially differentiated air pollutant emission charges: an economic and legal analysis [J] Land economics, 1978, 54(3): 265-277

    Spatial Econometric Analysis of the Influencing Factors

    of Urban Atmospheric Environmental Quality in North China

    ——An Extension Based on Physical Geographic Elements

    Ding Xin,Zhou Jiguang,Wu Wensheng

    (Hebei GEO University,Shijiazhuang 050031,China)

    Abstract:

    The essay selects 28 cities (leagues) in North China with similar meteorological conditions as the research samples After verifying the spatial relationship of atmospheric environmental quality among cities, the physical geography elements are abstracted and introduced into the spatial econometric model, and then the impact of economic, social and physical geography factors on regional atmospheric environmental quality is explored based on the traditional EKC model It′s concluded that: the topography should be the main influencing factors of atmospheric environmental quality (PM25, PM10, SO2) in North China; the resourcebased urban attributes will aggravate the pollution degree of PM10 and SO2 to a certain extent, and other factors such as per capita income, population density, being adjacent to desert, and coastline have less significant impact on atmospheric environmental quality; a significant EKC effect can be found only in the regression of NO2 pollutant indicators

    Key words:? haze; North China; spatial econometrics; physical geography

    (責任編輯:張夢楠)

    收稿日期: 2019-09-19

    網(wǎng)絡出版網(wǎng)址: http://kns.cnki.net/kcms/detail/13.1356.F.20191224.1257.002.html 網(wǎng)絡出版時間:2019-12-24 13:44:31

    基金項目: 河北省社會科學基金項目《華北地區(qū)工業(yè)大氣污染物EKC的空間依賴性研究》(HB14YJ021)。

    作者簡介: 丁欣(1981—),女,山東濰坊人,經(jīng)濟學博士,副教授,主要研究方向為環(huán)境經(jīng)濟學、金融學;周吉光(1981—),男,湖北鄂州人,經(jīng)濟學碩士,副編審,主要研究方向為資源經(jīng)濟學、環(huán)境經(jīng)濟學;吳文盛(1964—),男,福建平和人,經(jīng)濟學博士,教授、碩士生導師,河北地質(zhì)大學地質(zhì)調(diào)查研究院院長,主要研究方向為資源經(jīng)濟管理、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、文化經(jīng)濟、民營經(jīng)濟。

    猜你喜歡
    自然地理華北地區(qū)霧霾
    華北地區(qū)SY1井鉆井技術難點及對策
    可以消除霧霾的新型無人機
    淺析《弟子規(guī)》如何融入地理課堂教學
    鑄造金鑰匙 開啟新殿堂
    華北地區(qū)不同林分類型枯落物層持水性能研究
    論自然地理環(huán)境和人文環(huán)境對民間音樂的影響
    戲劇之家(2016年18期)2016-10-27 10:49:41
    從霧霾中突圍
    霧霾的中醫(yī)認識及其防治
    海峽姐妹(2015年3期)2015-02-27 15:10:15
    霧霾下的清晰
    2014年度華北地區(qū)經(jīng)營工作交流會在河北召開
    人人澡人人妻人| 一区二区三区四区激情视频| 国产精品国产三级国产av玫瑰| 国产精品福利在线免费观看| 日韩人妻高清精品专区| 伊人亚洲综合成人网| 免费观看在线日韩| 最近中文字幕2019免费版| 大陆偷拍与自拍| 成人亚洲精品一区在线观看| 美女脱内裤让男人舔精品视频| 男女啪啪激烈高潮av片| 欧美xxⅹ黑人| 亚洲av二区三区四区| 午夜福利在线观看免费完整高清在| 欧美三级亚洲精品| 国产免费一级a男人的天堂| 人人妻人人澡人人爽人人夜夜| 欧美日韩综合久久久久久| 中文天堂在线官网| 国产一区二区在线观看日韩| 欧美bdsm另类| 精品卡一卡二卡四卡免费| 国产精品蜜桃在线观看| 亚洲中文av在线| 亚洲精品日韩av片在线观看| 一级毛片久久久久久久久女| 性色av一级| 国产伦理片在线播放av一区| 免费人妻精品一区二区三区视频| 综合色丁香网| 亚洲精品中文字幕在线视频 | 人人妻人人澡人人看| 少妇裸体淫交视频免费看高清| 久久人人爽人人片av| 免费人成在线观看视频色| 午夜福利在线观看免费完整高清在| av免费在线看不卡| 国产精品嫩草影院av在线观看| 纯流量卡能插随身wifi吗| 日韩,欧美,国产一区二区三区| 黄片无遮挡物在线观看| 一级毛片久久久久久久久女| 三上悠亚av全集在线观看 | 精品久久久精品久久久| 久久国产精品男人的天堂亚洲 | 国产精品.久久久| 亚洲天堂av无毛| 丰满迷人的少妇在线观看| 久久精品夜色国产| 久久毛片免费看一区二区三区| 男的添女的下面高潮视频| 九色成人免费人妻av| 五月天丁香电影| 亚洲国产毛片av蜜桃av| av.在线天堂| 少妇人妻久久综合中文| 2021少妇久久久久久久久久久| 国产日韩欧美亚洲二区| 在线天堂最新版资源| 精品一区二区免费观看| 一区二区三区乱码不卡18| 97在线人人人人妻| 两个人的视频大全免费| 国产男女内射视频| 韩国高清视频一区二区三区| 国产在线免费精品| 亚洲av成人精品一二三区| 久久6这里有精品| 亚洲精品中文字幕在线视频 | 亚洲精品国产成人久久av| 水蜜桃什么品种好| 80岁老熟妇乱子伦牲交| 黄片无遮挡物在线观看| 精品少妇久久久久久888优播| 久久人人爽人人片av| 在线播放无遮挡| 一区二区三区精品91| 国产日韩一区二区三区精品不卡 | 亚洲不卡免费看| 看十八女毛片水多多多| 亚洲自偷自拍三级| 日本欧美国产在线视频| 亚洲国产欧美日韩在线播放 | 在线观看免费高清a一片| 亚洲av不卡在线观看| 成人综合一区亚洲| 夫妻性生交免费视频一级片| 99久久中文字幕三级久久日本| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 亚洲综合精品二区| 99热这里只有精品一区| 高清午夜精品一区二区三区| 国产一区亚洲一区在线观看| 久久久久网色| 久久av网站| 亚洲美女黄色视频免费看| 视频中文字幕在线观看| 中文字幕免费在线视频6| 大香蕉久久网| av又黄又爽大尺度在线免费看| 日本欧美国产在线视频| 尾随美女入室| 搡女人真爽免费视频火全软件| 毛片一级片免费看久久久久| 夜夜爽夜夜爽视频| 日韩人妻高清精品专区| 亚洲色图综合在线观看| 精品久久久噜噜| 国产女主播在线喷水免费视频网站| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 男人爽女人下面视频在线观看| av专区在线播放| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 97在线视频观看| 国内精品宾馆在线| av线在线观看网站| 国产成人精品婷婷| 国产亚洲欧美精品永久| 美女福利国产在线| 王馨瑶露胸无遮挡在线观看| 下体分泌物呈黄色| 三上悠亚av全集在线观看 | 看十八女毛片水多多多| 免费观看在线日韩| 成人黄色视频免费在线看| 97超视频在线观看视频| 亚洲精品国产成人久久av| 久久午夜福利片| 成人二区视频| kizo精华| 国产精品偷伦视频观看了| 亚洲欧洲精品一区二区精品久久久 | 欧美 亚洲 国产 日韩一| 国产深夜福利视频在线观看| 亚洲性久久影院| 汤姆久久久久久久影院中文字幕| 亚洲国产精品一区二区三区在线| 亚洲欧美成人综合另类久久久| av在线播放精品| 99热全是精品| 秋霞伦理黄片| 大陆偷拍与自拍| 精品久久久久久久久亚洲| 偷拍熟女少妇极品色| 精品人妻熟女av久视频| 欧美成人精品欧美一级黄| 涩涩av久久男人的天堂| 国产精品99久久久久久久久| av.在线天堂| 国产一区二区在线观看av| 中国国产av一级| 99久久精品国产国产毛片| 久久久久久久大尺度免费视频| 精品一品国产午夜福利视频| 国产精品一区二区三区四区免费观看| 国产永久视频网站| 草草在线视频免费看| 亚洲内射少妇av| videossex国产| 成年av动漫网址| 亚洲久久久国产精品| 哪个播放器可以免费观看大片| 久久 成人 亚洲| 涩涩av久久男人的天堂| 国产黄频视频在线观看| 插阴视频在线观看视频| 男女无遮挡免费网站观看| 只有这里有精品99| 一本久久精品| 久久精品国产亚洲av涩爱| 亚洲欧美成人综合另类久久久| 亚洲va在线va天堂va国产| 精品一品国产午夜福利视频| av播播在线观看一区| 午夜福利视频精品| 欧美变态另类bdsm刘玥| av在线观看视频网站免费| 97超视频在线观看视频| 美女cb高潮喷水在线观看| 91精品国产九色| 午夜视频国产福利| 午夜日本视频在线| av天堂久久9| 在线 av 中文字幕| 精品亚洲成a人片在线观看| 国产成人一区二区在线| 日本与韩国留学比较| 777米奇影视久久| 久久 成人 亚洲| 久久99热6这里只有精品| 美女中出高潮动态图| 国产av码专区亚洲av| 亚洲天堂av无毛| 久久久久人妻精品一区果冻| 国产精品国产三级国产专区5o| 国产精品久久久久久久电影| 18禁在线播放成人免费| 精品久久久噜噜| 91aial.com中文字幕在线观看| 精品卡一卡二卡四卡免费| 日本欧美视频一区| 国产 一区精品| 夜夜骑夜夜射夜夜干| 国产伦理片在线播放av一区| 国产国拍精品亚洲av在线观看| 欧美丝袜亚洲另类| 全区人妻精品视频| 91精品国产国语对白视频| 国产欧美日韩精品一区二区| 婷婷色综合大香蕉| 亚洲精品第二区| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 免费久久久久久久精品成人欧美视频 | 日韩一本色道免费dvd| 久久97久久精品| 国产色婷婷99| 国产熟女午夜一区二区三区 | 青春草视频在线免费观看| 亚洲熟女精品中文字幕| 色婷婷久久久亚洲欧美| 欧美人与善性xxx| 五月玫瑰六月丁香| 自线自在国产av| 男女啪啪激烈高潮av片| 国产精品久久久久成人av| 亚洲无线观看免费| 多毛熟女@视频| 九九爱精品视频在线观看| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 99久久综合免费| 亚洲精品一二三| 我的女老师完整版在线观看| 熟妇人妻不卡中文字幕| 在线观看av片永久免费下载| 最近手机中文字幕大全| 亚洲欧美日韩东京热| 亚洲内射少妇av| 自线自在国产av| 2022亚洲国产成人精品| 亚洲国产精品成人久久小说| 插逼视频在线观看| 久久青草综合色| 男女无遮挡免费网站观看| 国内揄拍国产精品人妻在线| 一级av片app| 日韩欧美 国产精品| 黄色毛片三级朝国网站 | 久久6这里有精品| 两个人免费观看高清视频 | 国产午夜精品一二区理论片| 国产成人91sexporn| 在线观看www视频免费| 成年美女黄网站色视频大全免费 | 成年av动漫网址| 亚洲av国产av综合av卡| 夜夜骑夜夜射夜夜干| 欧美日本中文国产一区发布| 国产精品一区二区在线不卡| 日韩电影二区| 亚州av有码| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 22中文网久久字幕| 99久国产av精品国产电影| 免费看光身美女| 国产精品免费大片| 在线观看一区二区三区激情| 国产精品秋霞免费鲁丝片| 国产亚洲一区二区精品| 久久久久久久久久久久大奶| 久久人人爽av亚洲精品天堂| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 最近中文字幕2019免费版| 免费久久久久久久精品成人欧美视频 | 丝袜喷水一区| 汤姆久久久久久久影院中文字幕| 亚洲色图综合在线观看| 日日啪夜夜爽| 22中文网久久字幕| av卡一久久| 免费人成在线观看视频色| 日韩欧美 国产精品| 一级a做视频免费观看| 乱系列少妇在线播放| 亚洲欧美成人精品一区二区| 欧美日韩视频精品一区| 大片免费播放器 马上看| 在线观看一区二区三区激情| 国产精品一区二区性色av| 亚洲精品国产色婷婷电影| 如何舔出高潮| 欧美最新免费一区二区三区| 日韩中文字幕视频在线看片| 免费黄色在线免费观看| 欧美人与善性xxx| 日本vs欧美在线观看视频 | 免费观看av网站的网址| 多毛熟女@视频| 中文字幕制服av| 永久免费av网站大全| 国国产精品蜜臀av免费| 啦啦啦啦在线视频资源| 欧美丝袜亚洲另类| 新久久久久国产一级毛片| 九九在线视频观看精品| 亚洲欧洲精品一区二区精品久久久 | 欧美变态另类bdsm刘玥| 中文欧美无线码| 一本久久精品| 男女无遮挡免费网站观看| 成人亚洲精品一区在线观看| 亚州av有码| a 毛片基地| 尾随美女入室| 国产伦精品一区二区三区视频9| 男人和女人高潮做爰伦理| 赤兔流量卡办理| 日本午夜av视频| 精品久久久精品久久久| 99久久精品一区二区三区| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区| 久久韩国三级中文字幕| 久久狼人影院| 街头女战士在线观看网站| 精品卡一卡二卡四卡免费| 18+在线观看网站| 亚洲av男天堂| 国产精品一二三区在线看| 老司机影院毛片| 日韩伦理黄色片| 欧美日韩一区二区视频在线观看视频在线| 日韩av免费高清视频| 中文字幕免费在线视频6| 欧美精品人与动牲交sv欧美| 啦啦啦中文免费视频观看日本| 亚洲精品一二三| 日韩人妻高清精品专区| 最后的刺客免费高清国语| 国产伦理片在线播放av一区| 七月丁香在线播放| 亚洲精品456在线播放app| 欧美日韩综合久久久久久| 国产亚洲午夜精品一区二区久久| 精品人妻一区二区三区麻豆| 国产精品无大码| 曰老女人黄片| 黄色一级大片看看| 国产视频首页在线观看| 免费黄网站久久成人精品| 国产极品天堂在线| 一本大道久久a久久精品| 大香蕉久久网| 欧美另类一区| 国产乱人偷精品视频| 少妇人妻一区二区三区视频| 国产精品熟女久久久久浪| 久久久久国产网址| 精品久久国产蜜桃| 亚洲图色成人| 亚洲精品亚洲一区二区| 国产在视频线精品| 内射极品少妇av片p| 搡女人真爽免费视频火全软件| 亚洲欧美日韩另类电影网站| 国产av码专区亚洲av| 久久久久久久精品精品| 精品视频人人做人人爽| 看非洲黑人一级黄片| 99九九在线精品视频 | 三级国产精品欧美在线观看| 观看美女的网站| 夜夜爽夜夜爽视频| 最黄视频免费看| 国产片特级美女逼逼视频| 精品人妻熟女毛片av久久网站| 丰满人妻一区二区三区视频av| 日韩一区二区三区影片| 全区人妻精品视频| 久久久久久久精品精品| 午夜免费观看性视频| 欧美bdsm另类| 国产成人aa在线观看| 三级经典国产精品| 免费av中文字幕在线| 国产深夜福利视频在线观看| av在线观看视频网站免费| 久久久久网色| 欧美日韩综合久久久久久| 视频中文字幕在线观看| 亚洲丝袜综合中文字幕| 国产精品三级大全| 日日摸夜夜添夜夜添av毛片| 人人澡人人妻人| 不卡视频在线观看欧美| 美女内射精品一级片tv| 国产熟女欧美一区二区| 老司机影院成人| av网站免费在线观看视频| 人妻少妇偷人精品九色| 自拍偷自拍亚洲精品老妇| 亚洲成人一二三区av| 日本午夜av视频| 熟妇人妻不卡中文字幕| 免费不卡的大黄色大毛片视频在线观看| 国产色爽女视频免费观看| 亚洲av福利一区| 男人添女人高潮全过程视频| 噜噜噜噜噜久久久久久91| 熟女av电影| 18禁在线播放成人免费| 女性生殖器流出的白浆| 国产精品久久久久成人av| 寂寞人妻少妇视频99o| 国产精品久久久久久精品电影小说| 一级,二级,三级黄色视频| 麻豆精品久久久久久蜜桃| 国产精品福利在线免费观看| 晚上一个人看的免费电影| 99热国产这里只有精品6| 精品亚洲乱码少妇综合久久| 午夜激情久久久久久久| 久久毛片免费看一区二区三区| 噜噜噜噜噜久久久久久91| 欧美激情国产日韩精品一区| 国产免费视频播放在线视频| 美女脱内裤让男人舔精品视频| 国产精品久久久久久av不卡| 你懂的网址亚洲精品在线观看| 亚洲四区av| 中文天堂在线官网| 欧美3d第一页| 国产极品粉嫩免费观看在线 | 亚洲人成网站在线观看播放| 日本av手机在线免费观看| www.av在线官网国产| 99九九在线精品视频 | 热re99久久精品国产66热6| 少妇人妻一区二区三区视频| 精品亚洲乱码少妇综合久久| 2018国产大陆天天弄谢| 国产午夜精品一二区理论片| 免费观看性生交大片5| 黄色日韩在线| 女性被躁到高潮视频| 国产黄色免费在线视频| 如何舔出高潮| 一本—道久久a久久精品蜜桃钙片| 亚洲三级黄色毛片| 一级毛片久久久久久久久女| 国产男女超爽视频在线观看| 老司机影院成人| 国产精品国产三级专区第一集| 丝袜在线中文字幕| 亚洲综合色惰| 久久久精品免费免费高清| 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 久久鲁丝午夜福利片| 最后的刺客免费高清国语| 天天操日日干夜夜撸| 99热6这里只有精品| 精品久久久久久久久亚洲| 国产日韩欧美亚洲二区| 亚洲av福利一区| 97超碰精品成人国产| 国产高清有码在线观看视频| 美女福利国产在线| 日韩熟女老妇一区二区性免费视频| 免费观看的影片在线观看| 欧美精品人与动牲交sv欧美| 免费看日本二区| 精品一区二区免费观看| 久久这里有精品视频免费| 色视频在线一区二区三区| 国产高清不卡午夜福利| 国产精品99久久99久久久不卡 | 高清不卡的av网站| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 国产成人aa在线观看| 日本色播在线视频| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 午夜久久久在线观看| 伦精品一区二区三区| av国产久精品久网站免费入址| 国产成人精品无人区| 国产乱来视频区| 少妇人妻 视频| 日韩视频在线欧美| 色视频在线一区二区三区| 最近中文字幕2019免费版| 水蜜桃什么品种好| 26uuu在线亚洲综合色| 又黄又爽又刺激的免费视频.| 国产精品欧美亚洲77777| 亚洲国产日韩一区二区| 免费观看的影片在线观看| 久久久午夜欧美精品| 自线自在国产av| 九色成人免费人妻av| 国产探花极品一区二区| 国产亚洲精品久久久com| av在线观看视频网站免费| 亚洲图色成人| 一级a做视频免费观看| 成年人免费黄色播放视频 | 色94色欧美一区二区| 久久久久精品性色| 久久精品国产自在天天线| 欧美精品高潮呻吟av久久| 一级二级三级毛片免费看| 亚洲成人av在线免费| 黄色视频在线播放观看不卡| 久久精品国产自在天天线| 久久久国产欧美日韩av| 亚洲国产精品一区三区| 欧美最新免费一区二区三区| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频| av天堂中文字幕网| 水蜜桃什么品种好| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 一级毛片aaaaaa免费看小| 日本爱情动作片www.在线观看| 天堂中文最新版在线下载| 热re99久久精品国产66热6| 最近最新中文字幕免费大全7| 欧美老熟妇乱子伦牲交| 国语对白做爰xxxⅹ性视频网站| 国产免费福利视频在线观看| 最近手机中文字幕大全| 亚洲av二区三区四区| 亚洲精品国产av成人精品| 亚洲第一区二区三区不卡| 一本一本综合久久| 成人毛片60女人毛片免费| 成年人午夜在线观看视频| 永久网站在线| 大香蕉97超碰在线| 在线看a的网站| 久久久久精品性色| 日韩av在线免费看完整版不卡| 免费黄色在线免费观看| 久久99精品国语久久久| 丰满饥渴人妻一区二区三| 欧美精品一区二区免费开放| 欧美成人精品欧美一级黄| av福利片在线| 亚洲美女搞黄在线观看| 美女国产视频在线观看| 乱码一卡2卡4卡精品| 日韩大片免费观看网站| 欧美97在线视频| 91久久精品国产一区二区三区| 欧美老熟妇乱子伦牲交| 人人妻人人添人人爽欧美一区卜| 日本黄色日本黄色录像| 亚洲成人手机| 熟女电影av网| 亚洲精品日本国产第一区| 日日啪夜夜撸| 极品教师在线视频| www.色视频.com| a级片在线免费高清观看视频| 性色avwww在线观看| 黄片无遮挡物在线观看| 欧美一级a爱片免费观看看| 亚洲欧美日韩卡通动漫| 亚洲av欧美aⅴ国产| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 九色成人免费人妻av| 成人亚洲精品一区在线观看| 久久精品国产亚洲网站| 九九久久精品国产亚洲av麻豆| 老女人水多毛片| 精品久久国产蜜桃| 亚洲无线观看免费| 一级片'在线观看视频| 一本一本综合久久| 日韩一本色道免费dvd| 国产精品蜜桃在线观看| 欧美亚洲 丝袜 人妻 在线| 亚洲精品456在线播放app| 日日撸夜夜添| 免费少妇av软件| 91久久精品国产一区二区三区| kizo精华| 高清不卡的av网站| 国产精品一区二区在线观看99| 99九九在线精品视频 | 国产av精品麻豆| 亚洲欧洲国产日韩| 99热这里只有是精品50| 97在线视频观看| 国产精品人妻久久久久久| 国产黄片视频在线免费观看| 成人免费观看视频高清| 午夜91福利影院| 日韩欧美 国产精品| 性色av一级| 久久久久精品久久久久真实原创| 高清在线视频一区二区三区| 亚洲av福利一区| 日日摸夜夜添夜夜添av毛片| 91久久精品国产一区二区成人| 精品国产一区二区三区久久久樱花| 亚洲av免费高清在线观看| 男女边摸边吃奶| 欧美成人精品欧美一级黄| av免费在线看不卡| 久久狼人影院| 久久人人爽av亚洲精品天堂| 日韩熟女老妇一区二区性免费视频| 99久久精品国产国产毛片| 午夜日本视频在线| 久久久久久人妻| 一级片'在线观看视频| 亚洲久久久国产精品|