大連市社會經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境質(zhì)量關(guān)聯(lián)性分析

王甡

摘 要：社會經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境質(zhì)量之間存在相互作用，本文采用相關(guān)性分析和回歸模型對二者關(guān)系進行統(tǒng)計學分析，結(jié)果表明第二、三產(chǎn)業(yè)增加值、戶籍人口數(shù)與環(huán)境質(zhì)量指標存在顯著關(guān)聯(lián)性，用社會經(jīng)濟發(fā)展主要指標建立回歸模型可以對環(huán)境質(zhì)量指標變化進行解釋，從而為制定社會經(jīng)濟和生態(tài)環(huán)境規(guī)劃提供數(shù)據(jù)支持。

關(guān)鍵詞：

社會經(jīng)濟發(fā)展水平;環(huán)境質(zhì)量;關(guān)聯(lián)性分析

中圖分類號：S181

文獻標識碼：A

DOI：10.19754/j.nyyjs.20200315049

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

1?數(shù)據(jù)來源與分析方法

本文所需數(shù)據(jù)主要來源于《大連市統(tǒng)計年鑒》（2013—2017年），環(huán)境質(zhì)量數(shù)據(jù)主要來源于《大連市環(huán)境狀況公報》（2013—2017年）。相關(guān)性分析主要采用Pearson相關(guān)系數(shù)，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(yīng)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(jīng)濟指標主要選取區(qū)域3個產(chǎn)業(yè)增加值、戶籍人口數(shù)、用電量，環(huán)境質(zhì)量指標主要選取區(qū)域環(huán)境空氣質(zhì)量、水環(huán)境質(zhì)量、區(qū)域環(huán)境噪聲等相關(guān)監(jiān)測數(shù)據(jù)。

2?社會經(jīng)濟與環(huán)境質(zhì)量狀況

2017年大連市地區(qū)生產(chǎn)總值7363.9億元，比上年增長7.1%。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值477.1億元，增長4.4%;第二產(chǎn)業(yè)增加值3052.6億元，增長8.3%;第三產(chǎn)業(yè)增加值3834.3億元，增長6.4%。3次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為6.4∶41.5∶52.1，對經(jīng)濟增長的貢獻率分別為4.2%、49.7%和46.1%[4]，其中第二產(chǎn)業(yè)同比上年增加6.1%，第三產(chǎn)業(yè)同比下降5.9%。大連市生態(tài)環(huán)境質(zhì)量總體穩(wěn)定;市區(qū)空氣質(zhì)量優(yōu)良天數(shù)300d，優(yōu)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(zhì)符合國家標準;6條主要河流21個監(jiān)測斷面水質(zhì)優(yōu)良比例達到85.7%;近岸海域海水質(zhì)量以優(yōu)良為主;聲環(huán)境質(zhì)量和電磁輻射環(huán)境質(zhì)量基本保持穩(wěn)定[5]。

3?相關(guān)性分析

3.1?社會經(jīng)濟指標與環(huán)境空氣質(zhì)量指標相關(guān)性

以大連市各行政區(qū)為統(tǒng)計單元采集近5a的社會經(jīng)濟氣象指標與環(huán)境質(zhì)量指標數(shù)據(jù)，二者相關(guān)性結(jié)果表明，細顆粒物、可吸入顆粒物濃度與第二產(chǎn)業(yè)增加值、人口數(shù)量相關(guān)系數(shù)具有顯著正相關(guān)性，說明顆粒物濃度與各區(qū)域社會經(jīng)濟的主導(dǎo)發(fā)展密切正相關(guān)。SO2與人口數(shù)量具有顯著相關(guān)性，盡管SO2濃度整體水平近年趨于下降，但通過關(guān)聯(lián)具體區(qū)域數(shù)據(jù)來看，SO2濃度呈現(xiàn)出與區(qū)域人口規(guī)模的顯著正相關(guān)特征。NO2和O3濃度與第三產(chǎn)業(yè)增加值有顯著正相關(guān)性，第三產(chǎn)業(yè)中的交通運輸業(yè)、餐飲業(yè)等與環(huán)境污染有密切關(guān)聯(lián)，特別是大連國際航運、物流中心建設(shè)發(fā)展可能會對NO2和O3有所影響。

3.2?社會經(jīng)濟指標與水環(huán)境質(zhì)量指標相關(guān)性

結(jié)合區(qū)域社會經(jīng)濟情況對大連市主要河流水質(zhì)狀況進行相關(guān)性分析，化學需氧量和氨氮與社會經(jīng)濟指標沒有直接顯著相關(guān)性，通過數(shù)據(jù)對數(shù)轉(zhuǎn)換表明化學需氧量、氨氮和第三產(chǎn)業(yè)增加值存在間接顯著性，主要河流分布在農(nóng)村區(qū)域，沿河存在鄉(xiāng)鎮(zhèn)村莊和大片農(nóng)田，農(nóng)村畜禽養(yǎng)殖、生活污水等農(nóng)業(yè)面源分散排放可能影響到河流水環(huán)境化學需氧量和氨氮濃度。

3.3?社會經(jīng)濟指標與聲環(huán)境質(zhì)量指標相關(guān)性

大連市多年聲環(huán)境質(zhì)量總體保持穩(wěn)定，隨著城市社會經(jīng)濟發(fā)展，國際航運中心功能不斷增強，現(xiàn)代物流服務(wù)體系不斷完善，新興服務(wù)業(yè)快速成長，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和裝備制造業(yè)發(fā)展迅速，大連市區(qū)域聲環(huán)境質(zhì)量達標率與第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、戶籍人口數(shù)、用電量等社會經(jīng)濟指標呈現(xiàn)顯著負相關(guān)。

4?回歸模型分析

環(huán)境質(zhì)量與社會經(jīng)濟發(fā)展密切關(guān)聯(lián)，在前述相關(guān)性分析基礎(chǔ)上，采用多元線性回歸、嶺回歸和逐步回歸的分析方法，構(gòu)建具有統(tǒng)計顯著性意義的環(huán)境質(zhì)量指標與社會經(jīng)濟指標的關(guān)聯(lián)模型，根據(jù)決定系數(shù)大小選擇回歸模型類型，模型的F值及自變量的回歸系數(shù)均通過顯著性水平0.05檢驗，各模型整體上具有統(tǒng)計學意義。

4.1?PM2.5濃度嶺回歸模型

Y=1.12357678×ln第二產(chǎn)業(yè)增加值+1.83821436×ln戶籍人口數(shù)+5.21981873，決定系數(shù)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(chǎn)業(yè)增加值+2.98867895ln戶籍人口數(shù)+8.99093970，決定系數(shù)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(shù)-46.176，決定系數(shù)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(chǎn)業(yè)增加值-2.509，決定系數(shù)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(chǎn)業(yè)增加值+125.171，決定系數(shù)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(chǎn)業(yè)增加值-3.599，決定系數(shù)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(chǎn)業(yè)增加值-20.061，決定系數(shù)R2=0.370，SigF=0.004<0.01。

4.8?區(qū)域環(huán)境噪聲達標率多元線性回歸模型

Y=-0.00001998×第二產(chǎn)業(yè)增加值-0.00001486×第三產(chǎn)業(yè)增加值-0.00016254×用電量+0.91295078，決定系數(shù)R2=0.41，SigF=0.005<0.01。

5?結(jié)論

大連市社會經(jīng)濟指標與環(huán)境質(zhì)量指標數(shù)據(jù)相關(guān)性結(jié)果表明，第二產(chǎn)業(yè)增加值、戶籍人口數(shù)與細顆粒物、可吸入顆粒物濃度顯著正相關(guān);戶籍人口數(shù)與SO2濃度顯著正相關(guān);第三產(chǎn)業(yè)增加值與NO2和O3濃度顯著正相關(guān);第三產(chǎn)業(yè)增加值與化學需氧量、氨氮存在非線性顯著相關(guān)性;第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、戶籍人口數(shù)、用電量等社會經(jīng)濟指標與區(qū)域聲環(huán)境質(zhì)量達標率呈顯著負相關(guān)。綜合平均計算各個模型的決定系數(shù)，在環(huán)境空氣質(zhì)量方面，用第三產(chǎn)業(yè)增加值估計NO2濃度，用第二產(chǎn)業(yè)增加值和戶籍人口數(shù)估計PM10濃度，用戶籍人口數(shù)估計SO2濃度可以初步解釋相應(yīng)濃度變化的26%左右;用第二產(chǎn)業(yè)增加值和戶籍人口數(shù)估計PM2.5濃度，用第三產(chǎn)業(yè)增加值估計O3濃度可以初步解釋相應(yīng)濃度變化的17%左右;在地表水環(huán)境質(zhì)量方面，用第三產(chǎn)業(yè)增加值和降水量間接估計COD濃度，用第三產(chǎn)業(yè)增加值間接估計氨氮濃度可以初步解釋相應(yīng)濃度變化的38%左右;在區(qū)域環(huán)境噪聲方面，用第二產(chǎn)業(yè)增加值，第三產(chǎn)業(yè)增加值、用電量估計區(qū)域環(huán)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(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境狀況變化趨勢分析研究[J].環(huán)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(tài)環(huán)境與社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)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(qū)域經(jīng)濟差異影響因素分析[J].統(tǒng)計與決策，2006（4）：103-106.

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

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

（責任編輯?賈燦）