中國城鎮化影響環境汙染的預測與分析
聶高輝 邱洋冬
內容摘要：本文通過建立可拓展的隨機性環境影響評估模型，對城鎮化演進影響環境汙染的前景進行了預測。研究發現：中國城鎮化水平預計在2020年將達到60.44%，2030年達到70.99%，城鎮化水平不斷演進，但速度趨緩；技術、經濟、產業結構合理性、城鎮化水平和人口因素每增加1%時，環境汙染將分別增加0.0428%、0.0729%、-0.1453%、0.0608%、0.0601%；環境汙染預測結果顯示，「十三五」規劃時期城鎮化演進將導致環境汙染指數上升0.0845，「十四五」規劃時期城鎮化演進將致使環境汙染指數上升0.0328，「十五五」規劃時期城鎮化演進將導致環境汙染指數上升0.0199。
關鍵詞：城鎮化；環境汙染；STRIPAT；因子分析；協整分析
中圖分類號：F224 文獻標識碼：A 文章編號：1004-7794（2017）10-0010-07
DOI: 10.13778/j.cnki.11-3705/c.2017.10.002
一、引言
城鎮化是人類社會發展的客觀趨勢，是實現現代化的必由之路。改革開放以來，我國城鎮化水平從1978年的17.9%上升至2015年的56.1%，年均增長1.03個百分點，城鎮化速度比發達國家同期快得多。然而，以往的城鎮化由於與傳統的經濟發展方式直接相關，其規模城鎮化特點比較突出，主要以工業化為主導、以做大經濟總量和承載投資為主要目標、以土地批租為重要手段、以勞動力城鎮化為主要特點、以發展特大城市和大城市為重點、以行政等級化的城鎮管理體制為支撐。隨著資源環境利用方式的顯著變化和社會經濟結構的巨大變革，傳統的城鎮化發展模式不可避免地造成一系列環境汙染問題：水資源短缺、水環境汙染嚴重；交通擁堵問題突出、城市霧霾指數飆升；城市發展盲目擴張、土地資源浪費嚴重、耕地與綠化面積減少；垃圾圍城、居民生活質量下降。中國城鎮化發展面臨著生存壓力與健康危機的雙重壓迫，環境汙染問題成為阻礙城市進步、遏制經濟發展的毒瘤。在當前我國經濟下行壓力較大、結構性矛盾突出、國內外環境日益複雜的情況下，城鎮化與環境汙染的矛盾日益凸顯，準確研判城鎮化發展的新趨勢新特點，精準預測城鎮化發展對環境汙染的影響程度，妥善應對城鎮化面臨的風險挑戰，是實現社會主義現代化建設、全面建成小康社會的必然要求。
二、文獻綜述與研究框架
城鎮化是推動我國經濟增長的巨大引擎和擴大內需的潛在動力（楊玉珍，2014）[1]，也是現代化建設的必然趨勢（榮宏慶，2013）[2]，能有效解決產能過剩、人口就業和經濟增長問題。但是，隨著人口的大批量集聚，加上國民素質的限制，城市環境汙染的自我調節能力從根本上無法實現城市的綠色化要求，勢必導致一系列的環境汙染問題（王曉嶺等，2012；Martinez et al，2011）[3-4]。國內學者對城鎮化與環境汙染之間的相互關係進行了大量研究，發現城鎮化與環境汙染之間存在耦合效應與門檻效應。崔木花（2015）發現中原城市群9市的城鎮化與環境汙染之間的耦合度較高，說明城鎮化是造成環境汙染的影響因素之一，中原城市群城鎮化與生態環境耦合協調發展水平總體偏低，其中8市城鎮化水平滯後於環境汙染水平，兩者協調水平處於中等偏低狀態[5]。唐李偉等（2015）通過構建動態面板門檻模型發現，生活碳排放與城鎮化之間存在收入門檻效應，當收入小於門檻值（25720.098）時，城鎮化的演進將加重環境汙染，且這種促進效應遠大於資源利用效率帶來的減排效應，使得碳排放量總體上升；當收入跨過門檻值時，城鎮化對環境汙染的促進效應將小於資源利用效率帶來的減排效應，使得碳排放量總體下降[6]。也有學者對城鎮化演進過程中產生環境汙染的原因進行了探究。楊玉珍（2014）認為在城鎮化的演變過程中，劇烈的人為擾動和自我調節能力的有限是造成環境汙染的根本原因[1]。榮宏慶（2013）則認為城鎮用地失控、粗放的經濟增長模式、環境保護意識欠缺與生態環境保障制度缺乏是造成城鎮化演進過程中產生大量環境汙染的主要原因[2]。
可拓展的隨機性環境影響評估模型（STRIPAT）是由Dietz et al[7]於1997年提出的，現已廣泛運用於環境影響方面的研究中。張樂勤等（2014）通過對隨機性環境影響評估模型進行拓展，加入城鎮化解釋變量，以研究中國城鎮化演進對耕地影響前景預測[8]。胡廣闊等（2016）基於貝葉斯方法對隨機性環境影響評估模型進行改造，將其運用於我國未來11年的碳排放強度進行了有效的預測分析[9]；李國志等（2010）基於STIRPAT模型和面板數據方法，分析了不同區域各影響因子（人口、經濟、技術）對二氧化碳排放量的影響[10]；宋海雲等（2016）則將該模型運用到金磚國家城鎮化發展對碳排放影響的比較研究中[11]。
基於上述分析，本文首先對城鎮化水平進行預測分析，採用時間序列預測法進行城鎮化水平預測；其次，構建環境汙染指數評價指標體系，利用熵權法對環境汙染指數進行評估；然後，對城鎮化發展與環境汙染的趨勢進行分析，提出假設H0，即城鎮化演進與環境汙染之間存在協同效應，並採用協整檢驗與格蘭傑因果關係檢驗方法，驗證假說H0；最後，以STIRPAT模型為基礎，建立起回歸分析模型，採用彈性預測的方法測算出未來城鎮化演進將造成環境汙染的影響程度。
三、變量定義與模型構建
（一）變量定義與數據來源
1.變量定義。
（1）城鎮化水平（U）。從人口學的角度看，城鎮化演進是一個農業人口轉化為非農業人口、農業地域轉化為非農業地域、農業活動轉化為非農業活動的過程，故城鎮化水平以城鎮人口與總人口的比值測算。
（2）產業結構合理化（S）。參照幹春暉等（2011）[12]的定義方法，運用泰爾熵對產業結構的合理化程度進行測度，定義公式為：
（3）其他解釋變量。人口數量（P），以年末總人口數量來衡量；經濟水平（A），以人均GDP為代理指標；技術水平（T），以第三產業產值佔國內生產總值的比例測算。
（4）環境汙染（E）。通過構造出反映環境汙染的指標體系，採用熵權法對環境汙染程度進行評估。
2.數據來源。
各大指標的相關數據來源於國家統計局、《中國統計年鑑》、全國環境統計公報、中經網統計資料庫與國泰安資料庫，其中部分指標數據存在缺失，例如2015年9大能源消費量和1996年廢水排放量、二氧化硫排放量數據缺失，為保持數據的完整性，採用二次指數平滑法對2015年9大能源消費量的數據進行補全，而1996年廢水排放量、二氧化硫排放量的數據則運用均值插補法進行填補。
（二）模型構建
1.城鎮化水平預測模型構建。
據國家衛計委副主任王培安公布，預計2030年，中國城鎮化率將達70%，按照世界城鎮化發展普遍規律，我國城鎮化發展至2030年仍處於快速發展階段。基於此，借鑑簡新華等（2010）[13]、孫東琪等（2016）[14]等學者運用的時間序列預測法，對我國人口城鎮化的演進進行預測，具體表達式如下：
2.環境汙染指數的測度。
有關環境汙染程度的度量，劉滿風（2015）[15]、許和連（2012）[16]等學者提出採用工業三廢中的6項環境汙染指標來衡量，鑑於本文主要研究城鎮化對環境汙染程度的影響及預測，單純採用工業三廢來衡量環境汙染程度則有失全面性，生活與工業排汙均不可偏廢，故從大氣汙染、土壤汙染、水體汙染3個維度對環境汙染程度進行刻畫，結合生活與工業排汙情況，構建環境汙染評價指標體系，如表1所示。
表1 環境汙染評價指標體系
| 系統 | 一級指標 | 二級指標 |
| 環境汙染評 價指標體系 | 大氣汙染 | CO2排放量 |
| 二氧化硫排放量 | ||
| 城市生活垃圾清運量 | ||
| 煙塵排放量 | ||
| 土壤汙染 | 工業固體廢棄物排放量 | |
| 水體汙染 | 廢水排放量 |
特別指出，大氣汙染的二級指標CO2排放量沒有直接的指標可以量化，在此借鑑IPCC[1]對溫室氣體的測算方法，以各能源的消耗量與碳排放係數的乘積求和得到。
採用熵權法對環境汙染指標進行綜合測度，具體測度步驟如下：
第一步：構建環境汙染指數的原始評價指標矩陣Xij，並進行標準化處理。
3.城鎮化演進對環境汙染影響的模型構建。
為刻畫環境汙染對城鎮化水平變動的反應程度，即測算出城鎮化變動1%引起環境汙染變動的程度，本文擬採用可拓展的隨機性的環境影響評估模型（STIRPAT）對其進行研究，具體表達式如下：
四、實證研究結果
（一）城鎮化水平的預測結果
將1978—2015年城鎮化數據用於模型估計，得出城鎮化演進的預測模型為：
模型的平均絕對誤差為3.39%，說明模型的擬合效果較好，可做進一步預測分析。值得注意的是，2020年城鎮化發展水平的預測值60.42%，與2014年中共中央、國務院印發的《國家新型城鎮化（2014—2020年）》中制定的目標（到2020年，常住人口城鎮化率達到60%）一致；2030的城鎮化發展水平的預測值70.99%，與權威機構的預測結果及預期目標70%[1]相似。這些結果進一步驗證了時間序列預測法預測的精確性，為接下來的研究奠定了堅實基礎。令t=39，代表2016年，以此類推，代入式（14）預測中國2016—2030年城鎮化水平，預測結果如表2所示。
| 表2 城鎮化率的預測結果 單位：% | |||||
| 年份 | 觀測值 | 擬合值 | 年份 | 觀測值 | 擬合值 |
| 1978 | 0.1792 | 0.1738 | 2005 | 0.4299 | 0.4293 |
| 1979 | 0.1896 | 0.1807 | 2006 | 0.4434 | 0.4409 |
| 1980 | 0.1939 | 0.1878 | 2007 | 0.4589 | 0.4526 |
| 1981 | 0.2016 | 0.1951 | 2008 | 0.4699 | 0.4643 |
| 1982 | 0.2113 | 0.2026 | 2009 | 0.4834 | 0.4760 |
| 1983 | 0.2162 | 0.2103 | 2010 | 0.4995 | 0.4878 |
| 1984 | 0.2301 | 0.2183 | 2011 | 0.5127 | 0.4996 |
| 1985 | 0.2371 | 0.2264 | 2012 | 0.5257 | 0.5114 |
| 1986 | 0.2452 | 0.2348 | 2013 | 0.5373 | 0.5232 |
| 1987 | 0.2532 | 0.2434 | 2014 | 0.5477 | 0.5349 |
| 1988 | 0.2581 | 0.2522 | 2015 | 0.5610 | 0.5466 |
| 1989 | 0.2621 | 0.2612 | 2016 | — | 0.5583 |
| 1990 | 0.2641 | 0.2704 | 2017 | — | 0.5699 |
| 1991 | 0.2694 | 0.2798 | 2018 | — | 0.5814 |
| 1992 | 0.2746 | 0.2894 | 2019 | — | 0.5929 |
| 1993 | 0.2799 | 0.2992 | 2020 | — | 0.6042 |
| 1994 | 0.2851 | 0.3092 | 2021 | — | 0.6154 |
| 1995 | 0.2904 | 0.3194 | 2022 | — | 0.6265 |
| 1996 | 0.3048 | 0.3297 | 2023 | — | 0.6375 |
| 1997 | 0.3191 | 0.3402 | 2024 | — | 0.6484 |
| 1998 | 0.3335 | 0.3509 | 2025 | — | 0.6590 |
| 1999 | 0.3478 | 0.3617 | 2026 | — | 0.6696 |
| 2000 | 0.3622 | 0.3727 | 2027 | — | 0.6799 |
| 2001 | 0.3766 | 0.3838 | 2028 | — | 0.6901 |
| 2002 | 0.3909 | 0.3950 | 2029 | — | 0.7001 |
| 2003 | 0.4053 | 0.4063 | 2030 | — | 0.7099 |
| 2004 | 0.4176 | 0.4178 |
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|
|
（二）環境汙染程度的評估結果
應用熵權法對環境汙染綜合指數進行測算，測算結果如表3所示，由表3可以看出環境汙染指數逐年遞增。
表3 環境汙染指數
| 年份 | 汙染指數 | 年份 | 汙染指數 | 年份 | 汙染指數 | 年份 | 汙染指數 |
| 1996 | 0.2081 | 2001 | 0.2155 | 2006 | 0.4177 | 2011 | 0.5216 |
| 1997 | 0.2513 | 2002 | 0.2084 | 2007 | 0.4220 | 2012 | 0.5436 |
| 1998 | 0.3692 | 2003 | 0.2765 | 2008 | 0.3892 | 2013 | 0.5590 |
| 1999 | 0.1890 | 2004 | 0.3342 | 2009 | 0.3852 | 2014 | 0.6278 |
| 2000 | 0.2074 | 2005 | 0.4379 | 2010 | 0.4181 | 2015 | 0.6064 |
（三）城鎮化進程與環境汙染變化趨勢分析
從圖1中可以看出，中國城鎮化水平由1996年的30.48%提升至2015年的56.10%，年平均增長1.35個百分點，其中1996—2007年，年均增長1.40個百分點，略高於同期世界城鎮化發展速度（1.39）。在城鎮化的快速演進背景下，環境汙染加深程度明顯，環境汙染指數從1996年的0.2081增加至2015年的0.6064，年均增加0.2010。兩者之間可能存在一定的協同關係，由此提出假設H0：城鎮化演進與環境汙染之間存在協同效應。
圖1 城鎮化演進與環境汙染的變化趨勢
（四）城鎮化演進與環境汙染的協整與格蘭傑因果關係檢驗
1.協整檢驗。
首先對城鎮化率與環境汙染指數的對數序列進行ADF單位根檢驗，檢驗結果表明在5%的顯著水平下均能通過平穩性檢驗，數據平穩，可對lnE和lnU做協整檢驗，以探究城鎮化與環境汙染之間的長期均衡關係。檢驗結果顯示，lnE、lnU之間存在協整關係，即城鎮化與環境汙染之間存在著長期穩定的協同趨勢。
2.格蘭傑因果關係檢驗。
採用Granger因果檢驗方法對lnE和lnU之間相互作用關係進行檢驗，檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，拒絕原假設「lnU不是lnE的格蘭傑原因」，不能拒絕原假設「lnE不是lnU的格蘭傑原因」，說明城鎮化演進是環境汙染的單向格蘭傑原因，反之則不然，假說H0驗證正確。
（五）城鎮化演進對環境汙染的影響研究
1.環境汙染影響因子的因子分析。
第一步，原始數據的樣本充足性進行檢驗。經檢驗可知，巴特利特球度檢驗統計量的顯著性概率P值為0.000，說明變量之間存在相關關係。同時，KMO統計量的檢驗值為0.716（大於0.5），說明原始數據適合做因子分析。
第二步，公共因子確定。經檢驗可知，前兩個因子的貢獻度高達98.577%，大於85%，符合提取公共因子的原則，因此提取前兩個因子作為主因子。
第三步，因子旋轉與因子得分估計。由表4可知，公共因子F1在lnT、lnA、lnU和lnP指標上的載荷值都很大，4大指標反映了我國的經濟與人口規模以及技術發展水平，故將F1定義為規模與技術效應因子。公共因子F2在lnS上的載荷值均較大，是反映我國產業結構調整合理性的公共因子，可以將F2命名為結構效應因子。
表4 因子載荷與因子得分矩陣
|
| 旋轉前因子載荷 | 旋轉後因子載荷 | 因子得分 | |||
| 指標 | F1 | F2 | F1 | F2 | F1 | F2 |
| lnT | 0.950 | 0.226 | 0.934 | 0.287 | 0.432 | -0.315 |
| lnS | -0.786 | 0.616 | -0.366 | -0.930 | 0.526 | -1.242 |
| lnA | 0.993 | 0.031 | 0.871 | 0.477 | 0.226 | 0.055 |
| lnU | 0.990 | 0.118 | 0.913 | 0.400 | 0.321 | -0.108 |
| lnP | 0.991 | 0.123 | 0.917 | 0.396 | 0.327 | -0.118 |
根據因子得分係數矩陣，得出綜合影響因子的得分表達式：
2.綜合影響因子與環境汙染指數的回歸分析。
以F1和F2為解釋變量，lnE為被解釋變量，進行回歸分析。經檢驗，模型擬合效果很好（R2=0.7908，F=32.1379），並且各變量的回歸係數均能通過統計檢驗（顯著性概率值P小於0.05），由此可得回歸方程：
由式（18）可知，產業結構合理化的減少（越合理），技術、經濟、城鎮化水平和人口的增加將導致環境汙染的加重，在此對城鎮化的作用機理作如下解釋：其一，隨著城鎮化的快速演進，城區人口暴漲，造成交通擁擠的同時，也增加了車輛尾氣排放量；其二，城鎮化的演進為工業提供了足夠的廉價勞動力，促進了我國工業化的生產，然而工業化生產大多具有資源消耗大、三廢排放量大等特點，加大了環境汙染；其三，我國目前的城鎮化發展模式為傳統粗放的城鎮化模式，對由此引發的環境汙染問題重視程度不足。
將式（18）轉換為環境汙染的STRIPAT模型表達式：
由式（19）可知，技術、經濟、城鎮化水平和人口因素（標準化後）每增加1%時，環境汙染將分別增加0.0428%、0.0729%、0.0608%、0.0601%，產業結構合理性每增加1%，將導致環境汙染降低0.1453%。由此可知，影響環境汙染的首要因素為產業結構合理性，其次是經濟增長，再次為城鎮化，最後為人口與技術因素。
（六）城鎮化演進對環境汙染影響的前景預測
根據式（19）以及城鎮化預測值，預測城鎮化演進對環境汙染的影響大小，結果如表4所示。
表5 人口城鎮化演進對環境汙染影響前景預測
| 年份 | 城鎮化水平預測值 （標準化後） | 城鎮化演進導致環境汙染指數增加量（%） |
| 2016 | 0.3115 | 0.0289 |
| 2017 | 0.4108 | 0.0195 |
| 2018 | 0.5093 | 0.0146 |
| 2019 | 0.6078 | 0.0118 |
| 2020 | 0.7046 | 0.0097 |
| 2021 | 0.8006 | 0.0083 |
| 2022 | 0.8956 | 0.0072 |
| 2023 | 0.9899 | 0.0064 |
| 2024 | 1.0832 | 0.0058 |
| 2025 | 1.1740 | 0.0051 |
| 2026 | 1.2648 | 0.0047 |
| 2027 | 1.3530 | 0.0043 |
| 2028 | 1.4404 | 0.0039 |
| 2029 | 1.5261 | 0.0036 |
| 2030 | 1.6100 | 0.0033 |
由表5可知，中國城鎮化演進對環境汙染影響程度呈現由強變弱的趨勢。2016—2020年，城鎮化演進將導致環境汙染指數上升0.0845，年均增加0.0169，增長幅度較大；2021—2015年，城鎮化演進將致使環境汙染指數上升0.0328，年均增加0.0064，相比「十三五」時期，環境汙染指數上升幅度有所降低；2026—2030年，城鎮化演進將導致環境汙染指數上升0.0199，年均增加0.0040，增長速度逐步趨緩。筆者認為，隨著城鎮化的不斷推進，在消化產能過剩與解決農村剩餘勞動力就業問題的同時，也促進了工業化與第三產業的發展，使得生活與工業汙染不斷加重，從而引發一系列的環境問題。但是，隨著城鎮化的推進，經濟不斷取得發展，科學技術得到進步，能源效率不斷提升，加上產業結構的合理調整以及政府從宏觀上對環境汙染的把控，經濟發展模式將會發生巨大的變化，三大產業中能源的消耗量以及「三廢」的排放量將會不斷降低，從而環境汙染趨勢不斷減緩，中國城鎮化演進對環境汙染影響程度呈現由強變弱的規律。
五、結論
本文綜合運用時間序列預測法、熵權法和因子分析法，並構建STRIPAT模型進行回歸分析，就中國人口城鎮化演進對環境汙染的影響前景進行了預測分析，定量測算出未來15年城鎮化發展對環境汙染的影響程度，得出以下主要結論。
第一，2016—2030年我國仍處於城鎮化的快速發展階段。2020年我國城市化水平將達到60.42%，預期達到2014年中共中央、國務院制定的目標；2030的城鎮化發展水平將達到70.99%，城鎮化發展將進入轉折階段。
第二，城鎮化演進與環境汙染之間存在長期均衡關係，並且城鎮化是環境汙染的單向格蘭傑因果關係，進一步驗證城鎮化是造成環境汙染的重要因素之一。
第三，未來人口城鎮化演進將加重環境的汙染程度，但是這種影響程度將不斷降低。「十三五」時期，城鎮化演進將導致環境汙染指數上升0.0845，年均增加0.0169，增長幅度巨大；「十四五」時期，城鎮化演進將致使環境汙染指數上升0.0328，年均增加0.0064，相比「十三五」時期，環境汙染指數上升幅度有所降低；「十五五」時期，城鎮化演進將導致環境汙染指數上升0.0199，年均增加0.0040，增長速度逐步趨緩。
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作者簡介：
聶高輝，男，1962年生，江西新幹人，博士，現為江西財經大學信息管理學院教授、碩士生導師，研究方向為經濟計量分析。
邱洋冬，男，1994年生，江西贛州人，現為江西財經大學信息管理學院碩士研究生，研究方向為經濟計量分析。