大連市社會經濟發展水平與環境質量關聯性分析

王甡

摘 要：社會經濟發展水平與環境質量之間存在相互作用，本文采用相關性分析和回歸模型對二者關系進行統計學分析，結果表明第二、三產業增加值、戶籍人口數與環境質量指標存在顯著關聯性，用社會經濟發展主要指標建立回歸模型可以對環境質量指標變化進行解釋，從而為制定社會經濟和生態環境規劃提供數據支持。

關鍵詞：

社會經濟發展水平;環境質量;關聯性分析

中圖分類號：S181

文獻標識碼：A

DOI：10.19754/j.nyyjs.20200315049

社會經濟發展與環境狀況之間的相互關系是受諸多因素影響的復雜的非線性關系，各因素相互影響，各要素相互制衡[1]。環境庫茲涅茨曲線表明，當人均收入達到一定水平，社會經濟高速發展，生態環境也會向良好方向發展。生態環境是社會經濟發展的基礎，很大程度上影響著社會經濟的發展;社會經濟對生態環境具有能動作用，促進或阻礙著生態環境[2]。大連市近年來經濟運行穩中向好，社會事業不斷進步，人民生活持續改善，生態環境質量總體保持穩定。為分析社會經濟發展對環境質量影響程度，本文對二者相關性及回歸關系做統計分析，為制定社會經濟和生態環境規劃提供數據支持。

1?數據來源與分析方法

本文所需數據主要來源于《大連市統計年鑒》（2013—2017年），環境質量數據主要來源于《大連市環境狀況公報》（2013—2017年）。相關性分析主要采用Pearson相關系數，回歸分析主要采用線性回歸模型和嶺回歸模型，為了保證所得回歸模型有較好的應用效果，必須在回歸時剔除自變量的多重共線性問題。嶺回歸是一種常用的處理此類問題的回歸方法[3]。社會經濟指標主要選取區域3個產業增加值、戶籍人口數、用電量，環境質量指標主要選取區域環境空氣質量、水環境質量、區域環境噪聲等相關監測數據。

2?社會經濟與環境質量狀況

2017年大連市地區生產總值7363.9億元，比上年增長7.1%。其中，第一產業增加值477.1億元，增長4.4%;第二產業增加值3052.6億元，增長8.3%;第三產業增加值3834.3億元，增長6.4%。3次產業結構為6.4∶41.5∶52.1，對經濟增長的貢獻率分別為4.2%、49.7%和46.1%[4]，其中第二產業同比上年增加6.1%，第三產業同比下降5.9%。大連市生態環境質量總體穩定;市區空氣質量優良天數300d，優良率為82.2%;酸雨頻率為2.8%;主要集中式生活飲用水源地水質符合國家標準;6條主要河流21個監測斷面水質優良比例達到85.7%;近岸海域海水質量以優良為主;聲環境質量和電磁輻射環境質量基本保持穩定[5]。

3?相關性分析

3.1?社會經濟指標與環境空氣質量指標相關性

以大連市各行政區為統計單元采集近5a的社會經濟氣象指標與環境質量指標數據，二者相關性結果表明，細顆粒物、可吸入顆粒物濃度與第二產業增加值、人口數量相關系數具有顯著正相關性，說明顆粒物濃度與各區域社會經濟的主導發展密切正相關。SO2與人口數量具有顯著相關性，盡管SO2濃度整體水平近年趨于下降，但通過關聯具體區域數據來看，SO2濃度呈現出與區域人口規模的顯著正相關特征。NO2和O3濃度與第三產業增加值有顯著正相關性，第三產業中的交通運輸業、餐飲業等與環境污染有密切關聯，特別是大連國際航運、物流中心建設發展可能會對NO2和O3有所影響。

3.2?社會經濟指標與水環境質量指標相關性

結合區域社會經濟情況對大連市主要河流水質狀況進行相關性分析，化學需氧量和氨氮與社會經濟指標沒有直接顯著相關性，通過數據對數轉換表明化學需氧量、氨氮和第三產業增加值存在間接顯著性，主要河流分布在農村區域，沿河存在鄉鎮村莊和大片農田，農村畜禽養殖、生活污水等農業面源分散排放可能影響到河流水環境化學需氧量和氨氮濃度。

3.3?社會經濟指標與聲環境質量指標相關性

大連市多年聲環境質量總體保持穩定，隨著城市社會經濟發展，國際航運中心功能不斷增強，現代物流服務體系不斷完善，新興服務業快速成長，高技術產業和裝備制造業發展迅速，大連市區域聲環境質量達標率與第二產業增加值、第三產業增加值、戶籍人口數、用電量等社會經濟指標呈現顯著負相關。

4?回歸模型分析

環境質量與社會經濟發展密切關聯，在前述相關性分析基礎上，采用多元線性回歸、嶺回歸和逐步回歸的分析方法，構建具有統計顯著性意義的環境質量指標與社會經濟指標的關聯模型，根據決定系數大小選擇回歸模型類型，模型的F值及自變量的回歸系數均通過顯著性水平0.05檢驗，各模型整體上具有統計學意義。

4.1?PM2.5濃度嶺回歸模型

Y=1.12357678×ln第二產業增加值+1.83821436×ln戶籍人口數+5.21981873，決定系數R2=0.18，Sig F=0.03<0.05。

4.2?PM10濃度嶺回歸模型

Y=1.74789903×ln第二產業增加值+2.98867895ln戶籍人口數+8.99093970，決定系數R2=0.24，sig F=0.01<0.05。

4.3?SO2濃度一元線性回歸模型

Y=5.563×ln戶籍人口數-46.176，決定系數R2=0.230，SigF=0.002<0.01。

4.4?NO2濃度一元線性回歸模型

Y=5.921×ln第三產業增加值-2.509，決定系數R2=0.317，SigF=0.000<0.01。

4.5?O3濃度一元線性歸模型

Y=0.053×第三產業增加值+125.171，決定系數R2=0.163，SigF=0.016<0.05。

4.6?COD濃度多元線性回歸模型

lnY=0.454×ln第三產業增加值-3.599，決定系數R2=0.39，SigF=0.016<0.05。

4.7?氨氮濃度一元線性回歸模型

lnY=1.291×ln第三產業增加值-20.061，決定系數R2=0.370，SigF=0.004<0.01。

4.8?區域環境噪聲達標率多元線性回歸模型

Y=-0.00001998×第二產業增加值-0.00001486×第三產業增加值-0.00016254×用電量+0.91295078，決定系數R2=0.41，SigF=0.005<0.01。

5?結論

大連市社會經濟指標與環境質量指標數據相關性結果表明，第二產業增加值、戶籍人口數與細顆粒物、可吸入顆粒物濃度顯著正相關;戶籍人口數與SO2濃度顯著正相關;第三產業增加值與NO2和O3濃度顯著正相關;第三產業增加值與化學需氧量、氨氮存在非線性顯著相關性;第二產業增加值、第三產業增加值、戶籍人口數、用電量等社會經濟指標與區域聲環境質量達標率呈顯著負相關。綜合平均計算各個模型的決定系數，在環境空氣質量方面，用第三產業增加值估計NO2濃度，用第二產業增加值和戶籍人口數估計PM10濃度，用戶籍人口數估計SO2濃度可以初步解釋相應濃度變化的26%左右;用第二產業增加值和戶籍人口數估計PM2.5濃度，用第三產業增加值估計O3濃度可以初步解釋相應濃度變化的17%左右;在地表水環境質量方面，用第三產業增加值和降水量間接估計COD濃度，用第三產業增加值間接估計氨氮濃度可以初步解釋相應濃度變化的38%左右;在區域環境噪聲方面，用第二產業增加值，第三產業增加值、用電量估計區域環境噪聲達標率，可以初步解釋達標率變化的41%。

參考文獻

[1]?李蔚，王麗平，程子峰.我國社會經濟發展與環境狀況變化趨勢分析研究[J].環境保護，2014（Z1）：57-59.

[2]祁敖雪，楊慶媛，畢國華，等.我國三大城市群生態環境與社會經濟協調發展比較研究[J].西南師范大學學報 （自然科學版），2018，43（12）：75-84.

[3]李政，鐘永紅.基于嶺回歸分析法的中國區域經濟差異影響因素分析[J].統計與決策，2006（4）：103-106.

[4]大連市統計局.《大連市統計年鑒》（2018）[M].北京：中國統計出版社，2018.

[5]大連市生態環境局.《大連市環境狀況公報》（2017）[N].大連日報，2018-06-08（05）.

（責任編輯?賈燦）