武漢城市化與空氣污染關系的動態計量分析*

林晶羽

（寧波職業技術學院，浙江 寧波 315800）

近年來，城市化進程中的生態環境問題越來越受到關注，空氣環境作為生態環境的重要一環，不僅制約著城市化的發展，還與每個人的健康生活息息相關[1-2]。如20 世紀40年代美國洛杉磯的光化學污染事件及賓夕法尼亞州的多諾拉煙霧事件，1952年發生在英國倫敦的煙霧事件等，都對城市和居民生命安全造成了重大影響。因此，城市化與空氣環境的協調發展，已成為當前我國新型城鎮化和生態文明建設的迫切任務之一，是踐行“兩山”理論的一個重要體現。

空氣污染是城市化過程中自然環境條件和人類活動等多種因素共同作用的綜合表現，因此，目前國內外針對城市空氣環境質量影響的研究也主要集中在氣象要素等自然條件[3-5]和人類活動等社會經濟要素[6-7]，并逐漸聚焦于城市化與空氣環境影響規律的探討[8-11]，還有學者利用遙感技術探索了城市化程度與空氣污染的關系[12]。以上研究多集中于城市化過程對空氣環境的影響，缺乏城市化與空氣環境相互關系的探討。而隨著研究的不斷深入，許多學者開始引入計量經濟學模型中的協整、Granger 因果分析、脈沖響應分析、方差分解等來探索城市化與生態環境之間的關系，并取得較豐富的成果。張子龍等[13]的研究闡釋了城市化與經濟增長和環境壓力在時序維度上的相互作用機制及其特征；王長健等[14]測度了城市化綜合水平與生態環境綜合質量，并利用計量經濟學方法進行分析，認為城市化進程與生態環境之間既有相互脅迫的過程也有相互促進的環節，是一種在交互脅迫中相互促進的動態耦合關系；TAN 等[15]利用PCA-VAR 模型探究了社會、經濟和環境之間的互動關系。基于此，本文通過構建武漢市城市化綜合水平和空氣環境綜合質量評價指標體系，利用熵值法并引入計量經濟學模型進行分析，以期為該區域城市化和空氣環境協調發展的決策制定提供參考。

1 城市化與空氣污染關系研究的數據與方法

1.1 數據來源

城市化相關指標數據主要來源于《武漢市國民經濟和社會發展統計公報（1996—2013年）》 《武漢市統計年鑒（1997—2014）》；空氣環境數據主要參考武漢市環境狀況公報（1996—2013）》和《武漢市統計年鑒（1997—2014）》；部分年份缺失數據參考《湖北省統計年鑒（1997—2014）》 《中國城市統計年鑒（1997—2014）》及武漢市環保局網站的相關資料。

1.2 研究方法

1.2.1 指標體系的構建

測度指標體系的構建是評價城市化系統和空氣環境系統相互作用的基礎，在遵循指標選取的科學性、整體性、可獲取性、可操作性以及數據連續性等原則的基礎上分別采用頻度統計法、理論與實際分析法、專家咨詢法對指標進行設置和篩選。從人口、空間、經濟和社會4 個被普遍接受的子系統劃分方式[16]構建城市化綜合水平的評價指標體系；根據環境指標的PSR 模型，即壓力（Pressure）-狀態（State）-響應（Response）框架，構建空氣環境綜合質量的評價體系，它包括了空氣環境壓力指數、空氣環境質量指數和空氣環境抗逆能力指數[17]。利用熵值法獲得綜合指標得分和分量指標得分。

1.2.2 指標權重的計算

為了消除權重確定過程中人為主觀因素的干擾，本文利用熵值法[18-19]確定綜合指標體系的權重。

1）數據標準化處理：由于指標的數量級以及量綱的不同，需對初始數據進行標準化處理。

正向指標為

負向指標為

2）指標權重的計算：第i年第j 項指標值得比重的計算公式為

指標信息熵的計算公式為

指標權重的計算公式為

第i年的綜合評價得分為

式中：Xij為樣本城市第i年第j 項指標的初始數值；max ｛Xj｝和min ｛Xj｝分別為樣本城市所有年份第j 項指標的最大值和最小值；m 為評價年份數；n 為指標個數。

1.2.3 VAR 模型原理

向量自回歸（VAR）模型最初是由諾貝爾獎獲得者SIMS[20]在19 世紀80年代提出的，并在不同領域得到廣泛應用[21-22]。VAR 模型通常用來研究相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態沖擊，其表達式為

式中：yt為內生變量；xt為外生變量；p 為內生變量的滯后時間間隔；T 為樣本數量；ut為擾動向量，屬于白噪聲過程，不與自己的滯后值相關。

脈沖響應函數分析：如果一個時間序列具有單位根，那么它就是非穩定的。非平穩的時間序列不能預測其變化規律。ADF 檢驗通常用來檢驗序列的平穩性，協整檢驗和Granger 因果檢驗則可以確定相關變量的相互關系。VAR 模型建立以后，引入脈沖響應函數描述給隨機誤差項施加一個標準大小的沖擊，其對內生變量的當期值和未來值產生的影響。其函數表達式為

式中：Yt+s為內生向量；Ut為誤差項；ψs為脈沖響應向量。

方差分解：基于VAR 模型的預測方差分解是將模型中內生變量的預測誤差按其成因進行分解，通過分析對模型中的內生變量變化（用方差來度量）產生影響的每個信息沖擊的相對重要程度，然后計算每個變量的相對貢獻比例。VAR（p）模型的前s 期的預測誤差為

式中：λs-1代表第s-1 期滯后反映。

2 城市化與空氣污染關系研究的實證分析

2.1 武漢市城市化綜合水平指數變化特征

利用熵值法計算，得到城市化綜合水平以及各子系統的權重值（見第22 頁表1）。從各個子系統層的指標權重加和排序來看，依次為經濟城市化（0.3422）、社會城市化（0.2767）、空間城市化（0.2095）、人口城市化（0.1715），表明武漢城市化發展以經濟增長和提高居民生活水平為主要特征，其次是城市空間擴張，最后為人口城市化。從城市化綜合水平指數變化趨勢可以看出，武漢市城市化進程經歷了穩定發展（1996—2001）以及快速發展（2001—2013）兩個階段，同時，推動城市化進程最主要的經濟增長也表現出同樣的發展趨勢。其中，城市化綜合水平指數和GDP 分別由1996年的0.0421，782.13 億元提高到2013年的0.9813，9051.27 億元。進入21 世紀以來，武漢市抓住2001年中國加入世界貿易組織的機遇，并在2004年的“中部崛起”、2007年武漢市“兩型社會”綜合配套改革試驗區以及2008年“1+8”城市圈的國家政策引導下，經濟快速發展，建城區面積不斷擴張，城市居民人口數量不斷攀升，城市基礎設施建設也不斷完善，城市化進程得到迅猛發展。

表1 城市化綜合水平評價指標體系

2.2 武漢市空氣環境綜合質量指數變化特征

表2 給出了空氣環境系統的質量指數，其中，空氣環境壓力的權重為0.4403，空氣環境質量權重為0.2426，空氣環境抗逆能力權重為0.3172。武漢市空氣環境綜合質量總體上呈現出波動中線性上升趨勢，但在2012 出現明顯下降，說明武漢市近幾年來在改善空氣環境方面還存在一定的壓力。空氣環境質量指數變化比較復雜，總體上在一個穩定的水平內上下波動；空氣環境抗逆能力指數則呈現不斷上升的趨勢。

表2 空氣環境綜合質量評價指標體系

2.3 城市化水平與空氣環境質量的動態計量分析

首先筆者對對城市化綜合水平指數（U）與空氣環境綜合質量指數（A）、空氣環境壓力指數（A1）、空氣環境質量指數（A2）、空氣環境抗逆能力指數（A3）的時間序列進行單位根檢驗，檢驗其時間序列的平穩性。檢驗的結果表明，水平變量的ADF 檢驗值均大于5%的臨界值，U，A，A1，A2，A3均為非平穩序列；接下來對以上5 個序列的一階差分再進行ADF 檢驗，檢驗的結果表明，這些序列均是平穩的，由此可知，U，A，A1，A2，A3具有一階單整性，這些序列滿足協整檢驗的前提條件。

雖然時間序列U，A，A1，A2，A3均為一階單整I（1），但它們之間可能存在協整關系，即變量之間具有長期穩定的關系。為了對這種長期穩定關系進行檢驗，根據AIC 和SC 準則，分別得到U，A，A1，A2，A3之間的Johansen 協整檢驗結果。通過比較統計量與顯著性水平（5%） 的臨界值，U 與A之間存在唯一的協整關系，這表明武漢市城市化綜合水平的提高與空氣環境綜合質量的變化之間存在長期穩定的關系。同樣，U 與A1，A2，A3之間均存在協整關系，說明武漢市城市化綜合水平與空氣環境壓力、空氣環境質量以及空氣環境抗逆能力之間都存在著長期的均衡關系。

表3 給出了U 與A，A1，A2，A3的Granger 因果關系檢驗結果。通過檢驗可知，武漢市城市化綜合水平是空氣環境綜合質量的Granger 原因，同時也是空氣環境壓力的Granger 原因，而與空氣環境質量互不為Granger 因果關系，但空氣環境抗逆能力則是城市化綜合水平的Granger 原因，這表明了武漢市城市化在給空氣環境帶來壓力的同時，空氣環境的改善又會對城市化產生影響。

表3 城市化綜合水平指數與空氣環境綜合質量指數及其分量的Granger 因果關系檢驗結果

工業粉塵排放量指標的權重最高（0.1616），人均廢棄排放量從1996年的2.28 億m3/萬人增加到2013年的6.86 億m3/萬人，說明城市化過程中工業的快速發展，導致資源、能源物質的大量消耗，以及城市擴張引起的施工揚塵是導致武漢市空氣環境壓力的主要原因。工業SO2去除率（0.1487） 表明技術效應對提高資源、能源的利用效率有著顯著效果，是提高空氣環境抗逆能力的主要因素。

2.4 相關脈沖響應與方差分解

通過以上對武漢市城市化綜合水平與空氣環境綜合質量及其分量之間的動態計量分析發現，城市化綜合水平與空氣環境綜合質量、空氣環境壓力以及空氣環境抗逆能力之間存在統計意義上的因果關系。為了進一步分析它們之間的響應情況，借助脈沖響應函數進行分析，在此基礎之上，又建立預測方差分解模型，從深層次分析了結構沖擊對內生變量的貢獻度。

1）脈沖響應分析。建立U 和A，U 和A1以及U 和A3的VAR 模型，然后進行脈沖響應分析。結果可以發現，U 對A 先是具有正的沖擊效果，并在第2 期變成負的沖擊，即隨著武漢市城市化的快速發展，空氣環境綜合質量將會下降。從第3 期開始，U 對A 又產生持續的正的沖擊效應，說明城市化水平的提升將會促進空氣環境綜合質量的提升；從A1對U 的響應曲線分析結果表明，在初期，U對A1產生正的沖擊效果，并在第2 期之后變為正的沖擊效果，之后則在0 左右小幅波動，表明城市化先會給空氣環境帶來壓力，隨后壓力會減小，最終在一定水平上小幅波動；同理，從U 對A3的響應情況來看，A3對U 產生持續的正的沖擊效應并不斷加強，表現為城市化在給環境帶來壓力的同時，人們對環境的應對措施使環境狀況得到改善，并促進了城市化的良性發展。這也體現了新型城鎮化發展過程中對生態環境質量改善的重視。

2）方差分解。預測方差分解結果見第24 頁表4。由表4 可知，武漢市空氣環境綜合質量和空氣環境壓力從第1 期開始就受到自身及城市化綜合水平的影響。其中，空氣環境壓力受城市化綜合水平的影響要小于自身波動的影響，而空氣環境綜合質量從第9 期開始受城市化綜合水平的影響要大于自身波動的影響。從A，A1的分解結果看，U 對A 的貢獻率呈現出先小幅下降后不斷上升的趨勢，從第一期的43.03%增長到第10 期的54.733%，對A2的貢獻率則不斷下降，其變化率則越來越小；從U 的分解結果來看，A3對U 的貢獻率從第1 期的0 快速上升并超過其對自身波動的影響，達到第10 期的54.29%，并且仍有上升的趨勢。

3 結論

通過構建武漢市1996—2013年城市化綜合水平與空氣環境綜合質量的評價體系，應用協整檢驗、Granger 因果關系檢驗、脈沖響應分析以及方差分解模型，對武漢市城市化與空氣環境之間的關系進行了動態計量研究，得到如下結論。

1）城市化綜合水平指數表明，21 世紀以后，武漢市的城市化水平進入快速增長的態勢，以“中部崛起”的國家戰略為契機，進入了一個快速發展的時期。空氣環境綜合質量表現為波動中上升的態勢，空氣環境質量總體上出現好轉。

表4 空氣環境綜合質量、空氣環境壓力受城市化及城市化受空氣環境抗逆能力沖擊的預測均方誤差分解結果

2）協整檢驗表明，武漢市城市化綜合水平與空氣環境綜合質量及其分量均存在長期的動態均衡關系。Granger 因果關系檢驗證明了武漢市城市化綜合水平是空氣環境綜合質量和空氣環境壓力的Granger 原因，而空氣環境抗逆能力是城市化綜合水平的Granger 原因，表明城市化進程與空氣環境之間存在既相互脅迫又相互促進的動態耦合關系。

3）脈沖函數分析及方差分解模型結果顯示，武漢市城市化綜合水平的提高對空氣環境綜合質量和空氣環境壓力均具有正的沖擊效果，空氣環境抗逆能力則對城市化產生正的沖擊效果，即隨著城市化水平的不斷提升，武漢市空氣環境總體上將會得到改善，但是空氣環境壓力也會越來越大，而空氣環境抗逆能力的提高又會促進城市化的發展。武漢市在城市化快速推進的過程中，要注意污染物排放的增加對空氣環境帶來的負面作用，城市化綜合水平的提升對空氣環境也有一定的正面作用，因此應理性看待城市化發展推動空氣環境改善的措施。