重慶市環境污染與城市化的實證研究

摘 要：針對重慶市城市化進程的發展，綜合使用環境污染指標和城市化指標來探討兩者之間的關系。以重慶市1996—2011年的數據為基礎，對環境污染等6個細化指標進行主成分分析，提取環境污染綜合指數變量ENV。借助控制變量非農產業結構占比，在協整檢驗基礎上建立VEC模型。結果發現：長期和短期中城市化對環境污染的作用程度有差異；現階段的城市化發展促進環境污染程度；非農產業結構占比的提高會弱化環境污染。

關鍵詞：環境污染；城市化；協整檢驗；VEC模型

中圖分類號：F290 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）25-0233-04

引言

在歷史發展的長河中，人類活動在改善人類生活方式和生活條件的同時，也在不斷地作用于周圍的環境并因此引起自然、人文等各類環境質量的改變。對應的這種環境尤其是大自然環境的變化對人類的生產、生活和健康造成了不同的影響。中國是一個有著悠久歷史的大國，也是一個積極發展現代化，不斷推進工業化、城市化的國家。改革開放以來，中國城市化進程明顯加快，現階段已進入到高速城市化的起飛階段。與此同時，重慶市是中國直轄市之一，是長江上游地區經濟中心、金融中心和創新中心，重慶市的城市化進程發展的如火如荼，其城市化進程一直在全國領先。作為領跑全國的城市集團之一，重慶市被稱為中國的“芝加哥”。因此，本文選擇重慶市來探究城市化與環境及其非農產業占比的關系。

城市化是一個涉足領域頗廣，對社會、經濟、文化等多種因素綜合考慮來進行發展的過程，表現為人口向城市的集中，城市地域范圍的擴展，經濟結構的升級，都市生活方式、價值觀念向農村地區的滲透、擴散等。因此，推進城市化是目前大多數國家實現工業化和現代化道路的必然過程。

閆新華（2009）利用VAR模型研究了山西省的經濟發展與環境污染直接的關系，并且借助環境庫茲涅茨曲線驗證了其兩者直接存在倒“U”型的關系[1]。文中最后得出結論，認為經濟增長與環境污染之間確實存在雙向作用機制，并且在這種雙向作用機制中環境污染對經濟增長的反作用機制要弱很多。Canas等（2003）研究了16個工業化國家原材料與人均GDP之間關系，印證了倒U型EKC曲線，即經濟發展與環境之間的發展趨勢[2]。

然而，在研究城市化發展過程中，不少學者也強調，經濟發展只是作為城市化的一部分，僅僅用經濟發展指標來說明與環境之間的發展關系，未免太牽強，不能說明本質問題。林伯強和劉希穎（2010）針對中國當前階段性經濟增長和能源消費特征，對Kaya恒等式做出適當修正，引入城市化因素，研究了現階段碳排放的影響因素。得出結論認為中國在城市化進程中控制碳排放增量，實現低碳轉型應當以節能為主[3]。

結合以上兩種分析方法和研究思路，不難看出，國內外學者在研究城市化和環境的關系問題上，或者是將城市化縮影到一個經濟發展指標，然后探討經濟的發展和環境的相互關系；或者將環境這個內涵豐富的領域濃縮到一個問題，比如溫室氣體、碳排放等。但是，這樣的研究不足以從大局上把握在城市化進程的深化中，其與環境到底存在什么樣的關系。因此有的學者對城市化與環境進行了直接的研究。杜江和劉渝（2008）利用中國的1998—2005年中國30個省（市、自治區）的面板數據，構建了6類環境污染指標同城市化水平及控制變量間的計量模型，對環境庫茲涅茨曲線（EKC）假說進行了擴展[4]。研究結果表明：4類污染物同城市化水平之間存在倒形曲線關系，另外兩類污染物同城市化水平之間存在正U形曲線關系，目前中國大體上已經進入U形曲線的右半段。曾浩和鄧宏兵（2012）以武漢市為研究區域，構建了武漢市城市化、生態環境系統協調發展的評價指標體系，運用層次分析法計算出了武漢市城市化與生態環境協調度[5]。結果顯示：2000—2012年，武漢市城市化水平總體上呈現出增長趨勢，但武漢市生態環境水平隨著城市化的發展呈現出波動型的變化特征，總體呈現出先下降后上升的趨勢；從近兩年來看，武漢市城市化發展水平與生態環境發展水平差距在縮小。

基于對城市化和環境污染的思考和研究的側重點不同，依據指標選取的特點和以點突出全局的思路。本文選擇重慶市，以其數據為基礎，研究城市化與環境污染的關系。為了側重研究環境污染這個綜合指標與城市化的關系，利用主成分分析方法將環境污染的細化指標提取出一個綜合性的指標進行建模。將控制變量非農產業結構占比引入模型，加深環境污染和城市化的關系研究。同時，在體現變量動態性和長短期的交互效應上，將使用協整分析和模型對環境污染與城市化進行實證研究。文章其余部分的結構安排如下：第二部分是模型和數據說明；第三部分給出估計結果，并進行了成因分析；最后是結論和啟示。

一、變量選擇與數據說明

（一）變量選擇及來源

本文選取的變量為城市化率（URB）、環境污染綜合指數（EVN）、非農產業結構占比（IND）。其中，城市化率用市人口和鎮駐地聚集區人口占全部人口的百分比來表示，用于反映人口向城市聚集的過程和聚集程度；環境污染綜合指數是通過對5個環境污染細化指標作主成分分析提取而來的，它們分別是廢水、廢氣、二氧化硫、工業粉塵及工業固體廢物。非農產業結構占比用的是第二、第三產業的產值占GDP的比重得來（所有數據據來自重慶市統計年鑒2012）。

（二）數據處理

為了建模需要，首先對城市化率和非農產業結構占比取對數，便于變量通過平穩性檢驗，將取對數后的變量記為lnURB、lnIND。同時，對環境污染的6個具體細化指標進行主成分分析，提取出作為環境污染綜合指數的變量。運用軟件，進行主成分分析，通過方差貢獻表，得到6個原始特征根分別為4.630、0.716、0.339、0.212、0.091、0.013，在滿足特征根λ>1時，第一個特征根對應的方差貢獻率為77.166%，也就是其累計方差貢獻率，累計值較大。

因此，提取1個主成分，對應的特征根分別為l1=4.630，方差貢獻率達到77.166%。通過SPSS運行后，直接輸出提取的一個主成分，將這個主成分命名為環境污染綜合指數（ENV）。

綜上，建立模型所需要的變量數據處理完畢，最后進入模型的變量為：城市化（lnURB）、環境污染指數（ENV）、非農產業占比（lnIND）。

二、檢驗過程與成因分析

（一）單位根檢驗

經濟計量學中為避免經濟變量的不平穩所產生的繆回歸問題，首先進行單位根檢驗數據的平穩性，本文選取ADF檢驗，該方法通過檢驗回歸方程的右邊，假設因變量yt的滯后差分項控制高階序列相關。

從上表可以看出，代表城鎮化率的變量lnURB在10%顯著水平下ADF檢驗存在單位根，環境指標ENV和城鎮化率指標lnIND的一階差分都在5%顯著水平下拒絕原假設，從而三個變量都是I（1）的，基于此，本文接著進行協整檢驗。

（二）協整檢驗

本文采用Johansen最大似然估計各變量的協整關系，Johansen協整檢驗是按照協整關系的個數r=0到r=k-1的順序執行，直到拒絕原假設為止。多變量協整檢驗共有5種形式的協整檢驗方程，本文采取第三種形式，即有線性趨勢但協整方程只有截距項，它的形式為：H1（r）∶PYt-1+BXt=a（bTYt-1+r0）+

a g0，選擇滯后1期。

由跡檢驗結果和最大特征值檢驗結果可以看出，在零假設時H0∶r=0，最大特征值統計量為26.1602大于5%的臨界值21.1316，且P值為0.0090，故拒絕原假設，在零假設H0∶r=1時，P值等于0.2162，在臨界值為5%時接受原假設認為存在一個協整關系。同樣道理，在跡檢驗結果中，零假設H0∶r=0時也拒絕原假設，H0∶r=1和H0∶r=2時接受原假設，因此，本文認為在臨界值5%下重慶市的城市化率與環境之間存在一個協整關系。

協整關系如下：

ENV=35.21lnURB-121.29lnIND

實際上，我們得出的協整方程表示的是環境污染綜合指數與城市化率和非農產業結構占比的長期均衡方程，在長期中城市化率與環境污染綜合指數呈現正相關關系，增加一單位lnURB會提高35.21單位的ENV。也就是說在長期中，隨著城市化進程的不斷加快，環境污染綜合指數逐漸增加，該結果符合現實狀況，從發達國家的城市化歷程來看，從工業大革命至城市化完成階段，隨著城市化的不斷進行，環境污染逐漸加劇，這與本文的結論是一致的，因此，可以說明，重慶市的環境隨著城市化的進行污染逐漸加重。

從環境污染綜合指數和非農產業結構占比來看，二者呈現負的相關關系，當lnIND增加一單位時會降低121.29單位的ENV，即當二三產業占比增加時會降低環境污染，該結論與現實也是符合的，二三產業之和代表了工業化的進程，協整檢驗表示的是長期中工業化程度：工業化程度的增加尤其是第三產業增幅加大，會增加環境污染小的企業。綜合上述結論我們可以看出，重慶市的城市化進程在長期中將會使環境污染得到改善，工業化程度越高會使環境越好。

（三）VEC模型分析

通過對文中變量進行協整分析發現三者存在長期協整關系，但我們仍無法得到每個變量間的短期動態關系，向量誤差修正模型解決了這一問題。由Granger定理：具有協整關系的變量具有向量誤差修正模型形式。基于此，本文在協整的基礎上進一步建立向量誤差修正模型，研究重慶市環境污染綜合指數與城市化率的關系，該模型中同樣引進非農產業結構占比作為參考，得到模型為：

其中，R2=0.579，F的值為3.096。

誤差修正項的系數為-0.004，符合反向修正原則，表明短期的非均衡狀態向長期的均衡狀態移動，在短期中城市化率與環境污染綜合指數的系數為19.998，由于VEC描述的是短期的關系，說明在短期內城市化會帶來環境污染，但是這個結果短期對環境的影響程度與長期中不同。在短期中非農產業結構占比也與長期中不同，長期中二者系數為121.29，短期二者系數為-3.378，說明短期非農產業結構的升級對環境污染程度小于長期的影響。

結論及啟示

以上根據1996—2011年的時序數據，通過協整分析、VEC、重慶市城市化率與環境污染綜合指數之間進行動態計量分析，結果發現：

1.城市化的提高會帶來環境污染，從長期來看，lnURB對ENV的降低作用為31.52，從短期來看，lnURB對ENV的降低作用為19.998，說明不管是長期還是短期，重慶的城市化都會帶來環境污染，但是長短期作用的程度有差異。

2.從VEC結果來看，符合反向修正原則，表明短期的非均衡狀態向長期的均衡狀態移動，說明城市化對環境污染的影響機制并不僅僅是因為城市人口的增多、城市規模的擴大會給環境帶來壓力，城市化的發展也會提高人民生活水平、增強社會環保意識、提高科技水平、優化非農產業結構和完善法律體系等，以上各種影響會使環境污染綜合指數降低。

3.從長期來看，非農產業結構占比的提高會弱化環境污染，一單位lnING會降低121.29單位的ENV，而短期中一單位lnIND則只會降低3.378單位的ENV，長短期差距非常大。

基于前文的理論分析和實證研究，重慶市在深化城市化的進程中，雖有值得肯定和借鑒的地方，但是在環境保護和產業結構優化上需要作出更多的努力和提升。鑒于對實證結果和環境污染與城市化問題的認識，本文謹提出以下三條建議，希望對全國城市化的發展，而不僅僅是重慶市的城市化提高提供思路：

第一，城市化過程不能急，質量提高是關鍵。在重慶市的城市化道路上，工業實力、經濟增長、環境保護意識都成為不可或缺的主導力量和中流砥柱，而這些因素的提高才是城市化的關鍵。在這個過程中不能一味地追求發展而忽視了對環境造成污染的嚴重后果。因而城市化進程不能急，質量提高才是關鍵。第二，非農產業作用強，產業結構需完善。非農產業的發展在重慶的城市化進程中起著相當重要的作用，在重慶市的城市化進程中，完善非農產業的結構占比，實現更合理的產業結構模式是對城市化進程的推動和促進，同時它也是增強環境承載力的有效途徑。第三，滯后效應很凸顯，環境污染需提防。需要指出的是，目前重慶市的城市化發展、產業結構不合理對環境污染的影響表現出很強的單方面作用。即短期內雖然其兩者會加劇對環境造成污染，但是這種環境污染后果并沒有很快地反作用于城市化的發展上，環（下轉285頁）（上接235頁）境污染對城市化的制約效應表現的非常滯后，下一步需要做的是調整產業結構，使其適應經濟可持續發展。

參考文獻：

[1] 閆新華.經濟增長與環境污染的VAR模型分析——基于山西的實證研究[J].經濟問題，2009，（6）：59-60.

[2] FerraoPaulo ConceicaoPedro ANGELA.A new environmentalKuznets curves？ Relationship between directmaterial input and incomepercapita：evidence from industrialized countries[J].Ecological Eco-nomics，2003，46（2）：9-12.

[3] 林伯強，劉希穎.中國城市化階段的碳排放：影響因素和減排策略[J].經濟研究，2010，（8）：67-79.

[4] 杜江，劉渝.城市化與環境污染：中國省際面板數據的實證研究[J].長江流域資源與環境，2008，（6）：9-14.

[5] 曾浩，鄧宏兵.武漢市城市化與生態環境協調發展定量評價與分析[J].華中師范大學學報：自然科學版，2012，（10）：612-615.

[責任編輯 王曉燕]