孫 克,徐中民，宋曉諭，程懷文，聶 堅(jiān)

1 中國(guó)科學(xué)院西北生態(tài)環(huán)境資源研究院,中國(guó)科學(xué)院內(nèi)陸河流域生態(tài)水文重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,蘭州 730070 2 贛南師范大學(xué)地理與規(guī)劃學(xué)院,贛州 341000 3 中國(guó)科學(xué)院大學(xué),北京 100049 4 浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，杭州 310000 5 江西省核工業(yè)地質(zhì)局，南昌 330000

?

人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的空間異質(zhì)性估計(jì)

孫 克1,2,3,*,徐中民1，宋曉諭1，程懷文4，聶 堅(jiān)5

1 中國(guó)科學(xué)院西北生態(tài)環(huán)境資源研究院,中國(guó)科學(xué)院內(nèi)陸河流域生態(tài)水文重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,蘭州 730070 2 贛南師范大學(xué)地理與規(guī)劃學(xué)院,贛州 341000 3 中國(guó)科學(xué)院大學(xué),北京 100049 4 浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，杭州 310000 5 江西省核工業(yè)地質(zhì)局，南昌 330000

利用2013年全國(guó)31個(gè)省級(jí)行政區(qū)的截面數(shù)據(jù),采用環(huán)境污染貨幣化方法估算了2013年中國(guó)省域環(huán)境污染損失,利用基于地理加權(quán)回歸技術(shù)的STIRPAT模型,對(duì)人口規(guī)模、富裕程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化和對(duì)外開放等人文因素對(duì)省域環(huán)境污染的影響進(jìn)行了空間異質(zhì)性估計(jì),同時(shí)驗(yàn)證了EKC假說(shuō)。主要結(jié)論如下：(1)2013年中國(guó)環(huán)境污染引起的經(jīng)濟(jì)損失為2812.48億元。(2)各省域環(huán)境污染存在空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性,省域環(huán)境污染空間分布上呈現(xiàn)東高西低的格局。(3)人文因素對(duì)省域環(huán)境污染具有顯著影響,人口和經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)及推進(jìn)城鎮(zhèn)化將加劇省域環(huán)境污染,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和擴(kuò)大對(duì)外開放將有助于緩解省域環(huán)境污染。(4)人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響存在空間異質(zhì)性。人口數(shù)量對(duì)省域環(huán)境污染的影響程度由西北向東南漸次增大；富裕程度對(duì)省域環(huán)境污染的影響由西向東梯次增大；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)省域環(huán)境污染的影響由東向西逐漸增大；城鎮(zhèn)化對(duì)省域環(huán)境污染的影響由西向東逐漸降低；對(duì)外開放對(duì)省域環(huán)境污染的影響由東向西逐漸增大。(5)基于現(xiàn)有樣本的計(jì)算結(jié)果有條件地支持EKC假說(shuō)。

人文因素；環(huán)境污染； STIRPAT模型；空間異質(zhì)性

近年來(lái),隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人們環(huán)保健康意識(shí)的提高,環(huán)境污染問(wèn)題關(guān)注人群已不再局限于政府和學(xué)者,已然成為全民關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。人類社會(huì)的發(fā)展活動(dòng)(人口增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等)必然會(huì)對(duì)環(huán)境造成影響[1],而科學(xué)準(zhǔn)確地測(cè)定人文因素對(duì)環(huán)境影響的大小,對(duì)解決日益復(fù)雜的環(huán)境問(wèn)題,促進(jìn)綠色發(fā)展,建設(shè)美麗中國(guó)具有重要的實(shí)踐指導(dǎo)意義。目前,人文因素與環(huán)境污染之間的關(guān)系研究大多聚焦在經(jīng)濟(jì)規(guī)?；蚪?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染的影響上[2- 8],把經(jīng)濟(jì)規(guī)模作為環(huán)境污染的唯一影響因素,通過(guò)構(gòu)建環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(EKC)計(jì)量模型,來(lái)驗(yàn)證EKC拐點(diǎn)的存在、曲線形狀等,這些研究雖然注意到了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的重要聯(lián)系,但忽略了其他人文因素與環(huán)境污染之間的影響關(guān)系,而且也沒(méi)有考慮環(huán)境污染的空間相關(guān)性,研究結(jié)果不夠全面科學(xué)。也有學(xué)者考慮了將多種人文因素納入EKC模型,蔡風(fēng)景[9]等將經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源利用率、科技教育水平等人文因素納入EKC模型,通過(guò)貝葉斯平均估計(jì)方法來(lái)檢驗(yàn)我國(guó)環(huán)境污染的EKC形狀及其主要影響因素,該研究雖然考慮了多種人文影響因素,但忽略了環(huán)境污染的空間相關(guān)性,研究結(jié)果可能存在偏差；吳玉鳴[10]擴(kuò)展了傳統(tǒng)的EKC模型,將人口規(guī)模、城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等人文因素納入模型,利用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法,分析了省際環(huán)境污染的空間相關(guān)性、EKC的形狀及人文影響因素,該研究雖然在模型設(shè)定中考慮了環(huán)境污染的空間相關(guān)性,但卻忽視了空間異質(zhì)性,這不符合環(huán)境污染的空間分布實(shí)際,研究存在進(jìn)一步改進(jìn)的空間。

回顧以往研究可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)前大多數(shù)關(guān)于環(huán)境污染影響因素的研究均忽略了空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性。根據(jù)地理學(xué)第一定律,地理空間鄰近的區(qū)域,其很多自然、人文因素會(huì)互相影響,存在“近朱者赤,近墨者黑”現(xiàn)象,傳統(tǒng)計(jì)量研究中所要求的研究區(qū)域彼此獨(dú)立且均勻隨機(jī)分布的前提條件很難滿足,因此采用傳統(tǒng)方法進(jìn)行的研究結(jié)果難免以偏概全[10-11]。地理加權(quán)回歸模型(GWR)可以較好地處理空間異質(zhì)性[12], 本文擬采用基于地理加權(quán)回歸的STIRPAT模型,測(cè)算人口規(guī)模、富裕程度和技術(shù)水平等人文因素對(duì)環(huán)境污染的影響,同時(shí)還將驗(yàn)證EKC假說(shuō)。跟以往研究相比,本文在人文因素對(duì)環(huán)境污染的影響分析中,考慮了空間樣本的空間異質(zhì)性,研究結(jié)果可為制定差異化的環(huán)境政策提供科學(xué)依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源和研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所涉及的31個(gè)省級(jí)行政單元的相關(guān)經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和能源計(jì)算數(shù)據(jù)來(lái)源于2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》等資料。

1.2 環(huán)境污染貨幣化方法

本文需要測(cè)算省級(jí)尺度的環(huán)境污染水平,一般環(huán)境污染物質(zhì)根據(jù)其物理化學(xué)特性,包括固體污染物、氣體污染物,水體污染物和噪聲污染。由于固體污染物數(shù)據(jù)獲取和處理難度較大,本文只考慮水體污染(化學(xué)需氧量COD)、氣體污染(二氧化碳、二氧化硫、工業(yè)粉塵和煙塵)和噪聲污染,其中二氧化碳排放量的估計(jì)采用IPCC的碳排放估計(jì)方法,即能源消費(fèi)量乘以二氧化碳排放系數(shù),本文選取煤炭、原油、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣消費(fèi)量和水泥生產(chǎn)量數(shù)據(jù)用于二氧化碳排放量估計(jì)。現(xiàn)有大多研究對(duì)于環(huán)境污染的計(jì)量一般直接使用污染物質(zhì)的排放量,而本文參考劉渝林[13]等文獻(xiàn)的研究成果和方法,采用環(huán)境污染損失貨幣化的方法即消除環(huán)境污染帶來(lái)?yè)p失所需要的資金貨幣量來(lái)近似計(jì)算環(huán)境污染經(jīng)濟(jì)成本,環(huán)境污染損失貨幣化方法可以將不同類型污染物質(zhì)造成的環(huán)境損失統(tǒng)一為具有經(jīng)濟(jì)意義的貨幣單位,使得有關(guān)環(huán)境污染水平的測(cè)算和研究結(jié)果更具有科學(xué)可比性[10,13]。具體來(lái)說(shuō),按照1988年不變價(jià)格,COD污染成本為1.11663元/kg,二氧化碳污染成本為0.004965元/kg,二氧化硫污染成本為1.101742元/kg,工業(yè)粉塵和煙塵污染成本為0.617869元/kg,噪聲污染成本為GDP的1%[10,13]。噪聲污染產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)損失一般采用市場(chǎng)估值法、享樂(lè)價(jià)格法和意愿調(diào)查評(píng)估法,分別從居民健康損失、固定資產(chǎn)貶值、防護(hù)費(fèi)用和消除噪音的支付意愿等方面對(duì)噪聲造成的經(jīng)濟(jì)損失進(jìn)行評(píng)估。目前,國(guó)內(nèi)學(xué)者采用上述標(biāo)準(zhǔn)評(píng)估方法進(jìn)行噪聲污染的經(jīng)濟(jì)損失估算主要集中在道路交通噪聲方面,其估值占GDP的比值一般為0.8%—3%[14-15],綜合考慮國(guó)情,在滿足基本粗略計(jì)算的條件下,本文認(rèn)為劉渝林和吳玉鳴兩位學(xué)者在估算噪聲污染產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)損失中,采用1990年世衛(wèi)組織報(bào)告[16]所提出的噪聲污染產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)損失為GDP的1%的估算方法是合適的。各地區(qū)各類環(huán)境污染物質(zhì)污染成本加總即可獲得各地區(qū)的環(huán)境污染損失。

1.3 環(huán)境污染水平的空間自相關(guān)模型

由于許多環(huán)境污染物質(zhì)具有跨區(qū)域的流動(dòng)性,本地區(qū)的環(huán)境污染不可避免會(huì)受到鄰近地區(qū)環(huán)境污染的影響,空間自相關(guān)Moran′s I模型可以較好地反映地區(qū)環(huán)境污染的空間相關(guān)性,具體模型為[11,17]：

Moran′sI的定義為：

(1)

1.4 STIRPAT地理加權(quán)回歸模型

要進(jìn)行人文因素對(duì)環(huán)境影響的研究分析,一般采用STIRPAT模型,由于該模型是基于經(jīng)典的人文環(huán)境影響分析框架即IPAT等式演變過(guò)來(lái)的,其計(jì)算結(jié)果具有較好的理論解釋性,進(jìn)行對(duì)數(shù)變換后,可以便捷地開展彈性分析[17-21]。其一般表達(dá)式為：

I=aPbAcTde

(2)

式中,I為環(huán)境污染,P、A和T分別為人口數(shù)量、富裕程度和技術(shù)水平,a為常數(shù)項(xiàng),b、c、d為P、A和T的指數(shù)項(xiàng),e為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

中國(guó)國(guó)土面積廣袤,地理地貌豐富多樣,不同地區(qū)資源稟賦、歷史、風(fēng)土人情、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等先天存在差異,“一刀切”的政策在省域情況不同的地方會(huì)產(chǎn)生不同的施策效果[22]。因此,人文因素對(duì)環(huán)境污染的影響在地理空間上是有差異的。地理加權(quán)回歸模型可以較好地適應(yīng)人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的空間異質(zhì)性要求,具體模型設(shè)定如下：

lnI=a(u,v)+b(u,v)lnP+c(u,v)lnA+d(u,v)lnT+e

(3)

式中,(u,v)為省域中心地理坐標(biāo),a(u,v)為常數(shù)項(xiàng)的位置函數(shù),b(u,v)、c(u,v)、d(u,v)為自變量系數(shù)的位置函數(shù)。由于STIRPAT模型是隨機(jī)形式,可以在模型中增加富裕的自然對(duì)數(shù)二項(xiàng)式來(lái)驗(yàn)證EKC假說(shuō),參考以往的研究思路和方法[1,11],本文設(shè)計(jì)了無(wú)人口技術(shù)影響和有人口技術(shù)影響兩種情景,具體形式如下：

lnI=a(u,v)+c(u,v)lnA+f(u,v)ln2A+e

(4)

和lnI=a(u,v)+b(u,v)lnP+c(u,v)lnA+f(u,v)ln2A+d(u,v)lnT+e

(5)

其中,(4)式為無(wú)人口技術(shù)影響模型,(5)式為有人口技術(shù)影響模型,f(u,v)為負(fù),則EKC假說(shuō)成立,通過(guò)對(duì) (4)式或(5)式求導(dǎo)計(jì)算極值,就可獲得曲線拐點(diǎn)值。

一個(gè)地區(qū)的環(huán)境污染應(yīng)該會(huì)受到很多因素的影響,從環(huán)境污染產(chǎn)生源和形成原因來(lái)看,除了人口規(guī)模、富裕程度和技術(shù)水平等人文因數(shù)以外,還有環(huán)境管制、社會(huì)資本、人口素質(zhì)、環(huán)保意識(shí)等人文因素,按照Dietz和York等提出的人文驅(qū)動(dòng)因素隨機(jī)回歸影響模型(STIRPAT模型)指標(biāo)選取理論,模型選取的人文因素應(yīng)該可以采用指數(shù)連乘的形式建立關(guān)聯(lián)[1,21]。因此,本文擯棄了其他難以量化和概念化乘積形式的人文因素,將研究聚焦在人口、富裕和技術(shù)這3個(gè)關(guān)鍵人文因素上,技術(shù)水平的測(cè)算比較復(fù)雜,一般采用無(wú)量綱的比值數(shù)據(jù),借鑒以往研究,本文將技術(shù)指標(biāo)分解為結(jié)構(gòu)性指標(biāo)、現(xiàn)代化指標(biāo)和開放性指標(biāo)[1,11]。文章用各省域的人口數(shù)量和人均GDP數(shù)據(jù)來(lái)分別表示該地的人口規(guī)模和富裕程度；用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為結(jié)構(gòu)性指標(biāo)、用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎丶闯擎?zhèn)化率來(lái)測(cè)度該地區(qū)的現(xiàn)代化水平,用外商投資企業(yè)貨物進(jìn)出口總額占GDP的比值來(lái)測(cè)度該地區(qū)的對(duì)外開放水平。

2 研究結(jié)果

2.1 環(huán)境污染的貨幣化估計(jì)

根據(jù)環(huán)境污染損失貨幣化方法,計(jì)算得到2013年中國(guó)省域環(huán)境污染損失(表1),從表1可以看出,2013年中國(guó)環(huán)境污染引起的經(jīng)濟(jì)損失為2812.48億元(1988年不變價(jià)格),其中噪音污染造成經(jīng)濟(jì)損失為1629億元,可見噪音污染產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)損失是環(huán)境污染損失的主要禍?zhǔn)?。長(zhǎng)期以來(lái),化學(xué)物質(zhì)引起的環(huán)境污染受到了人們的普遍關(guān)注,而噪音污染引起的危害卻沒(méi)有受到應(yīng)有的重視。事實(shí)上,噪音不僅對(duì)人類健康(生理、心理和身體)構(gòu)成巨大威脅,而且對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)也會(huì)造成巨大損失,從而增加經(jīng)濟(jì)環(huán)境成本(身體康復(fù)防護(hù)費(fèi)用、房地產(chǎn)等固定資產(chǎn)貶值和消除噪音采取的各種減噪措施成本等)。近年來(lái),隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展,和城市化的快速推進(jìn),噪聲來(lái)源和數(shù)量(道路里程和機(jī)動(dòng)車輛數(shù)量增加導(dǎo)致交通噪聲增加,建筑物增加導(dǎo)致施工噪聲增加,商業(yè)活動(dòng)頻繁導(dǎo)致活動(dòng)噪聲增加等等)急劇增加,其產(chǎn)生的環(huán)境經(jīng)濟(jì)成本(損失)也隨之大幅增加。因此,在環(huán)境污染中噪音危害不容小覷,應(yīng)該予以高度關(guān)注。環(huán)境污染損失中最高的為山東243.84億元,最低為西藏2.73億元。

2.2 環(huán)境污染的空間分布特征

在人文因素對(duì)省域環(huán)境污染水平的影響分析中,需要運(yùn)用地理加權(quán)回歸模型的前提條件是省域環(huán)境污染存在空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性[22-23],為此需要對(duì)省域環(huán)境污染水平進(jìn)行空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性檢驗(yàn)。基于GeoDa軟件,2013年省域環(huán)境污染的全局Moran′sI指數(shù)計(jì)算結(jié)果為0.2328,在5%水平上顯著,這說(shuō)明中國(guó)省域環(huán)境污染在地理上存在集聚現(xiàn)象。為進(jìn)一步了解省域環(huán)境污染的局部集聚特征,判斷其是否存在空間異質(zhì)性,可以繪制Moran散點(diǎn)圖(圖1),將散點(diǎn)圖中各象限的省級(jí)區(qū)域劃分為H-H型、L-L型、H-L型和L-H型4個(gè)類型,具體分布情況見表2。從省域環(huán)境污染的分布數(shù)量來(lái)看,大部分省域?qū)儆贖-H(8個(gè))和L-L類型(9個(gè)),此兩類型省域占比達(dá)到55%；從環(huán)境污染區(qū)域的分布地理空間來(lái)看, H-H型大多分布在東中部地帶(如魯蘇浙遼冀豫湘晉),L-L型大多處在中西部地帶(如黑新寧藏滇青甘陜黔),H-L型和L-H型則離散分布于東、中、西部地帶。Moran 散點(diǎn)圖較好地揭示了中國(guó)省域環(huán)境污染損失的局域集聚特征,H-H和L-L類型數(shù)量多,表明省域環(huán)境污染存在空間相關(guān)性；H-H和L-L類型地理分布呈現(xiàn)地帶集聚現(xiàn)象,說(shuō)明省域環(huán)境污染水平存在空間異質(zhì)性。事實(shí)上,從地理學(xué)的角度來(lái)看,借鑒“中心-外圍”理論,H-H和L-L類型其實(shí)就是省域環(huán)境污染的高污染中心區(qū)和低污染中心區(qū),H-L和L-H則屬于外圍區(qū),因此可以說(shuō),在省域環(huán)境污染的地理空間分布上,存在兩個(gè)中心區(qū),東部為高污染中心區(qū)(H-H),西部為低污染中心區(qū)(L-L),在東西部這兩個(gè)中心區(qū)間又穿插分布若干H-L和L-H型省區(qū)構(gòu)成外圍區(qū),省域環(huán)境污染空間分布所表現(xiàn)出的“中心外圍”空間模式,進(jìn)一步凸現(xiàn)了空間異質(zhì)性。由于省域環(huán)境污染存在空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性,人文因素對(duì)省域環(huán)境污染的影響就有可能發(fā)生空間變異。普通最小二乘法(OLS)模型獲得的全局不變估計(jì)參數(shù)只具有全局平均意義,無(wú)法細(xì)致地反映人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的局部特征,研究結(jié)論不太科學(xué)全面。因此,為了準(zhǔn)確把握人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的局部細(xì)節(jié),就有必要將空間區(qū)位信息納入計(jì)量模型即采用地理加權(quán)回歸模型。

表1 2013年各省區(qū)環(huán)境污染損失情況(1988年不變價(jià)格 108元)

統(tǒng)計(jì)資料尚缺中國(guó)香港、中國(guó)臺(tái)灣和中國(guó)澳門等數(shù)據(jù)

圖1 省域環(huán)境污染Moran散點(diǎn)圖 Fig.1 Moran′s I scatter diagram of environmental pollution of Chinese provinces

2.3 環(huán)境污染計(jì)量結(jié)果分析

2.3.1 OLS結(jié)果分析

對(duì)全局STIRPAT模型式(2)進(jìn)行對(duì)數(shù)變化,使用最小二乘法(OLS)對(duì)其進(jìn)行參數(shù)估計(jì),可以獲得人文因素對(duì)省域環(huán)境污染的全局(平均)影響,計(jì)算結(jié)果見表3。

仔細(xì)分析表3計(jì)算數(shù)據(jù),可以發(fā)現(xiàn)各人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響系數(shù)估計(jì)值的T統(tǒng)計(jì)量都通過(guò)了0.05的顯著性水平檢驗(yàn),說(shuō)明人文因素對(duì)省域環(huán)境污染具有顯著影響,人口和經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)及推進(jìn)城鎮(zhèn)化將加劇省域環(huán)境污染,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和擴(kuò)大對(duì)外開放將有助于緩解省域環(huán)境污染。因此在面對(duì)省域環(huán)境污染問(wèn)題,對(duì)人文因素應(yīng)該予以充分考慮和高度關(guān)注。進(jìn)一步比較各因素影響系數(shù)估計(jì)值可以發(fā)現(xiàn),人口規(guī)模對(duì)省域環(huán)境污染的影響最大,其次為城鎮(zhèn)化率,影響最小的為對(duì)外開放度。由于模型采用自然對(duì)數(shù)形式,根據(jù)自然對(duì)數(shù)的數(shù)學(xué)性質(zhì),可以很方便地進(jìn)行彈性分析,具體來(lái)說(shuō)就是,人口數(shù)量增加1%,會(huì)引起省域環(huán)境污染損失增加0.884%,城市化率每提高1%,引起省域環(huán)境污染損失增加0.808%,第三產(chǎn)業(yè)占比每提高1%,引起省域環(huán)境污染損失減少0.747%,人均GDP提高1%,引起省域環(huán)境污染損失增加0.417%,對(duì)外開放度每提高1%,省域環(huán)境污染損失就減少0.076%。理論上來(lái)說(shuō),人口規(guī)模和經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)張會(huì)加速資源的消耗和增加廢物或污染物質(zhì)的排放,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)即以低消耗低污染為特征的第三產(chǎn)業(yè)比重的提高則有利于環(huán)境污染的緩解,因此本文樣本的人口規(guī)模、富裕程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)估計(jì)值符合理論預(yù)期。同時(shí),也要注意到,本文樣本的城鎮(zhèn)化率和對(duì)外開放度的估計(jì)系數(shù)似乎不太符合理論預(yù)期。

表2 2013年省域環(huán)境污染空間分布情況

表3 最小二乘法模型估計(jì)結(jié)果

*表示在0.05水平顯著

2.3.2 GWR模型結(jié)果分析

省域中的省會(huì)城市一般為該地的人口和產(chǎn)業(yè)集聚中心,在省域范圍內(nèi)其經(jīng)濟(jì)政治文化地位舉足輕重。因此,本文選取省會(huì)城市的經(jīng)緯度作為省域中心地理坐標(biāo)。GWR模型的權(quán)屬函數(shù)選擇固定高斯函數(shù),帶寬采用交叉確認(rèn)法進(jìn)行確定,運(yùn)用GRW 4.0軟件,對(duì)模型(3)進(jìn)行回歸計(jì)算,結(jié)果見表4。

表4 地理加權(quán)回歸模型估計(jì)結(jié)果

此模型計(jì)算的局部回歸標(biāo)準(zhǔn)化殘差的Moran′sI指數(shù)為-0.0043,殘差呈空間隨機(jī)分布

圖2 GWR模型人口數(shù)量回歸系數(shù)空間分布 Fig.2 Spatial distribution of the regression coefficients of population in the GWR model

比較表3和表4的模型計(jì)算結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)：從模型的擬合效果來(lái)看, OLS模型的擬合優(yōu)度為0.95,GWR模型為0.961, GWR模型優(yōu)于OLS模型；從人文影響因素系數(shù)估計(jì)值結(jié)果來(lái)看, GWR模型系數(shù)估計(jì)值與OLS模型正負(fù)符號(hào)一致,且GWR模型系數(shù)估計(jì)值的平均值與OLS模型相差不大,說(shuō)明GWR和OLS模型都可用于人文因素對(duì)省域環(huán)境污染的影響分析,但OLS模型僅能反映人文因素對(duì)環(huán)境污染的全局影響特征,而無(wú)法反映影響作用的局部特征。從這點(diǎn)來(lái)說(shuō), 在反映人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的局部細(xì)節(jié)方面,GWR模型較OLS模型具有先天優(yōu)勢(shì)。為深入分析人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的空間異質(zhì)性,掌握其空間變化規(guī)律,可以將GWR模型計(jì)算的人文因素系數(shù)估計(jì)值導(dǎo)入GIS軟件平臺(tái),進(jìn)行可視化空間表達(dá)。

(1)人口數(shù)量對(duì)省域環(huán)境污染影響存在空間異質(zhì)性。從圖2所呈現(xiàn)的回歸系數(shù)空間分布來(lái)看,人口數(shù)量對(duì)省域環(huán)境污染的影響程度由西北向東南漸次增大,其中海南(0.8917)的環(huán)境污染受人口因素相對(duì)影響最大,而青海(0.8738)最小。這意味著,如果想通過(guò)采取控制人口增長(zhǎng)的政策措施來(lái)實(shí)現(xiàn)環(huán)境的改善,東南地區(qū)可以比西北地區(qū)獲得更好的政策效果。事實(shí)上,由于歷史經(jīng)濟(jì)社會(huì)的原因,中國(guó)人口在地理空間上歷來(lái)存在東重西輕和南多北少的分布格局即東(南)部人口多,西(北)部人口少,人口規(guī)模對(duì)省域環(huán)境污染影響的空間變化特征與中國(guó)人口的地理空間分布特征是相符的,這表明GWR模型的估計(jì)結(jié)果是符合中國(guó)人口分布實(shí)際的。

(2)富裕程度對(duì)省域環(huán)境污染影響存在空間異質(zhì)性。從圖3所呈現(xiàn)的回歸系數(shù)空間分布來(lái)看,經(jīng)濟(jì)發(fā)展(富裕水平)對(duì)省域環(huán)境污染的影響由西向東梯次增大,其中上海的環(huán)境污染受經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響最大(0.5002),最小為新疆(0.3572)。

(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)省域環(huán)境污染影響存在空間異質(zhì)性。從圖4所呈現(xiàn)的回歸系數(shù)空間分布來(lái)看,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)省域環(huán)境污染的影響由東向西逐漸增大,其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)新疆(-0.8780)環(huán)境污染影響最大,黑龍江(-0.6121)最小。在相同條件下,如果西部地區(qū)和東部地區(qū)提高相同比例的第三產(chǎn)業(yè)在GDP中的占比,則西部比東部獲得的環(huán)境改善效果更好。

圖3 GWR模型富裕程度回歸系數(shù)空間分布 Fig.3 Spatial distribution of the regression coefficients of affluence in the GWR model

圖4 GWR模型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)回歸系數(shù)空間分布 Fig.4 Spatial distribution of the regression coefficients of industry structure in the GWR model

(4)城鎮(zhèn)化對(duì)省域環(huán)境污染影響存在空間異質(zhì)性。從圖5所呈現(xiàn)的回歸系數(shù)空間分布來(lái)看,城鎮(zhèn)化對(duì)省域環(huán)境污染的影響由西向東逐漸降低,其中新疆(0.9830)的環(huán)境污染受城鎮(zhèn)化影響最大,黑龍江(0.5427)最小。

(5)對(duì)外開放對(duì)省域環(huán)境污染影響存在空間異質(zhì)性。從圖6所呈現(xiàn)的回歸系數(shù)空間分布來(lái)看,對(duì)外開放對(duì)省域環(huán)境污染的影響由東向西逐漸增大,其中對(duì)外開放對(duì)新疆(-0.07989)環(huán)境污染影響最大,廣東(-0.07240)最小。

2.3.3 EKC假說(shuō)驗(yàn)證

根據(jù)EKC假說(shuō),經(jīng)濟(jì)發(fā)展初級(jí)階段會(huì)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生壓力,且隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展壓力越大,當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到一定水平后,對(duì)環(huán)境的壓力也達(dá)到峰值,隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展,環(huán)境壓力也逐漸減小,經(jīng)濟(jì)與環(huán)境呈現(xiàn)出倒U型的曲線關(guān)系。采用地理加權(quán)回歸技術(shù)對(duì)模型(4)進(jìn)行參數(shù)估計(jì),可以得到各地區(qū)人均GDP平方項(xiàng)的系數(shù)值,如表5所示,人均GDP的系數(shù)值都為負(fù)值,且其T統(tǒng)計(jì)量都能通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn),這表明各地區(qū)的EKC都是開口向下的,EKC假說(shuō)成立。通過(guò)曲線函數(shù)求極值計(jì)算,可以得到各省域拐點(diǎn)值(1988年不變價(jià)格),比較各地區(qū)拐點(diǎn)值,發(fā)現(xiàn)拐點(diǎn)值存在空間異質(zhì)性。每個(gè)地區(qū)由于自身的實(shí)際情況不同,要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境良性互動(dòng)的條件門檻也會(huì)不同即拐點(diǎn)值不同,西藏要實(shí)現(xiàn)環(huán)境友好型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻最高(拐點(diǎn)值32004元),天津門檻最低(拐點(diǎn)值為12929元),拐點(diǎn)平均值為18257元。將2013年中國(guó)各省域人均實(shí)際GDP(1988年不變價(jià)格)與其拐點(diǎn)值進(jìn)行比較,可以發(fā)現(xiàn)人均實(shí)際GDP超過(guò)拐點(diǎn)值的省域(魯蘇浙遼京津閩滬粵蒙)絕大部分都位于東部地區(qū),表明東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境改善處于良性互動(dòng)階段,而中西部地區(qū)省域人均實(shí)際GDP低于拐點(diǎn)值(內(nèi)蒙古除外),有些省份離環(huán)境改善的距離還比較遠(yuǎn),中西部地區(qū)要實(shí)現(xiàn)環(huán)境友好型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展任重而道遠(yuǎn)。

圖5 GWR模型城市化率回歸系數(shù)空間分布 Fig.5 Spatial distribution of the regression coefficients of urbanization rate in the GWR model

圖6 GWR模型對(duì)外開放回歸系數(shù)空間分布 Fig.6 Spatial distribution of the regression coefficients of open index in the GWR model

表5 人均GDP的平方項(xiàng)系數(shù)和拐點(diǎn)估計(jì)結(jié)果

圓括號(hào)內(nèi)為T統(tǒng)計(jì)量；拐點(diǎn)值按照1988年不變價(jià)格計(jì)算

模型(5)是對(duì)模型(4)的擴(kuò)展,除考慮對(duì)數(shù)人均GDP的一二次項(xiàng)外,又增加了人口技術(shù)因素,通過(guò)地理加權(quán)回歸,發(fā)現(xiàn)各省域?qū)?shù)人均GDP平方項(xiàng)系數(shù)估值有正有負(fù),且其T統(tǒng)計(jì)量較小不顯著。這意味著人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化和對(duì)外開放等人文因素在經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的互動(dòng)中扮演著重要角色,可能暗示著適度控制人口規(guī)模、調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、實(shí)施緊湊精明質(zhì)量?jī)?yōu)先的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略和提高對(duì)外開放水平是各省域?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境良性互動(dòng)發(fā)展的前提。

2.4 環(huán)境污染計(jì)量結(jié)果討論

OLS估計(jì)結(jié)果顯示,城鎮(zhèn)化率和對(duì)外開放度的估計(jì)系數(shù)不符合傳統(tǒng)的理論預(yù)期。因此,有必要從機(jī)理方面進(jìn)一步考察城鎮(zhèn)化和對(duì)外開放對(duì)省域環(huán)境污染的影響。

(1)就城鎮(zhèn)化率來(lái)說(shuō),依照現(xiàn)代化理論,城鎮(zhèn)化率代表一個(gè)地區(qū)的現(xiàn)代化水平,即城鎮(zhèn)化率越高則該地的現(xiàn)代化水平越高,環(huán)境受到污染越低,但本文樣本估計(jì)的城鎮(zhèn)化率對(duì)環(huán)境污染影響系數(shù)為正,與理論預(yù)期不符。有兩個(gè)方面的原因或可部分解釋個(gè)中緣由,一是伴隨農(nóng)村優(yōu)質(zhì)人口的流失,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式發(fā)生轉(zhuǎn)變,而且這種轉(zhuǎn)變是退步式的,農(nóng)村依靠有機(jī)農(nóng)家肥增產(chǎn)的環(huán)境友好型、精耕細(xì)作式的傳統(tǒng)生產(chǎn)方式逐步消失,而依靠不斷增加化肥農(nóng)藥投入而增產(chǎn)的生產(chǎn)方式快速興起,農(nóng)業(yè)面源污染不斷增加,農(nóng)村人居環(huán)境惡化；二是一個(gè)地區(qū)實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化一般意味著具有較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、齊全的環(huán)保設(shè)施、普遍較高的環(huán)保意識(shí)、公共服務(wù)配套較齊全等,從這個(gè)角度來(lái)看,我國(guó)現(xiàn)階段很多地區(qū)的城鎮(zhèn)化都不是真正意義上的城鎮(zhèn)化,而只是身份城鎮(zhèn)化即“戶籍城鎮(zhèn)化”,很多應(yīng)該同步配套建立的公共基礎(chǔ)設(shè)施和政策制度沒(méi)有建立,城鎮(zhèn)化率這個(gè)指標(biāo)相對(duì)于真正意義的現(xiàn)代化水平來(lái)說(shuō)代表性不夠。

(2)就對(duì)外開放度來(lái)說(shuō),根據(jù)“污染天堂”的假說(shuō),對(duì)外開放會(huì)導(dǎo)致發(fā)達(dá)國(guó)家將高污染高能耗企業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國(guó)家,從而導(dǎo)致發(fā)展中國(guó)家環(huán)境污染問(wèn)題惡化,但本文樣本的計(jì)算結(jié)果不支持“污染天堂”假說(shuō)。一個(gè)重要的原因可能是因?yàn)檫@些年來(lái)我國(guó)環(huán)境管制政策效果得到發(fā)揮,提高了外商投資的環(huán)保技術(shù)門檻,高污染高能耗的企業(yè)被拒之門外,而擁有低碳環(huán)保綠色技術(shù)的企業(yè)被大量引進(jìn)。

GWR模型估計(jì)結(jié)果顯示,人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的空間異質(zhì)性表現(xiàn)出明顯的東西差異。仔細(xì)分析人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的東西差異,可以獲得以下政策啟示：

(1)就經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而言,東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平要高于西部地區(qū),但同時(shí)要注意到東部地區(qū)的環(huán)境污染比西部地區(qū)要嚴(yán)重得多,這暗示著東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很大程度上是以犧牲環(huán)境為代價(jià)而取得的。因此,西部地區(qū)在發(fā)展當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)時(shí)應(yīng)該提高警惕,引以為戒,切勿走重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和規(guī)模,而輕視發(fā)展質(zhì)量和效益的非環(huán)境友好型發(fā)展道路,而東部地區(qū)應(yīng)該更加關(guān)注經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量,結(jié)合供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革,淘汰高污染高消耗的落后產(chǎn)能,做好經(jīng)濟(jì)發(fā)展新舊動(dòng)能的轉(zhuǎn)換工作。

(2)就產(chǎn)業(yè)升級(jí)和結(jié)構(gòu)調(diào)整而言,西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱,第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)占比較大,而第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展嚴(yán)重不足,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理,甚至畸形,很多西部省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)度依賴自然資源,有些省份已經(jīng)落入了“資源詛咒”的尷尬境地,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)口號(hào)規(guī)劃多于行動(dòng)執(zhí)行,因此在產(chǎn)業(yè)升級(jí)方面(提高第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在GDP中的比例),西部省份比東部省份更加緊急,國(guó)家應(yīng)該繼續(xù)加大西部開發(fā)政策支持力度,充分調(diào)動(dòng)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的積極性,同時(shí)西部地區(qū)自身也應(yīng)該主動(dòng)作為,簡(jiǎn)政放權(quán),綜合運(yùn)用市場(chǎng)、財(cái)政、稅收、政府投資等多種手段,最大限度地激發(fā)市場(chǎng)主體(企業(yè))優(yōu)化升級(jí)的活力,而東部地區(qū)應(yīng)該樹立低碳環(huán)保的綠色發(fā)展理念,不斷提升低碳綠色產(chǎn)業(yè)在GDP中的比重,為西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)起到帶頭示范的作用。

(3)就城鎮(zhèn)化的發(fā)展程度而言,西部地區(qū)遠(yuǎn)落后于東部地區(qū),西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施落后,很多城市的公共服務(wù)供給能力不足,社會(huì)保障水平較低,城鎮(zhèn)化質(zhì)量較低,在各方面配套嚴(yán)重不足的情況下,大量農(nóng)業(yè)人口涌入城市,由此給城鎮(zhèn)環(huán)境造成的壓力可想而知。因此,西部省份在推進(jìn)地區(qū)城鎮(zhèn)化時(shí),應(yīng)該摒棄只重視城市規(guī)模擴(kuò)張,而忽視城市配套建設(shè)的城鎮(zhèn)化發(fā)展思路,牢固樹立以人為本,緊湊精明的城鎮(zhèn)化發(fā)展思路,以便將城鎮(zhèn)化帶來(lái)的環(huán)境負(fù)面效應(yīng)降到最低。

(4)東部地區(qū)地處沿海,對(duì)外交流具有先天區(qū)位優(yōu)勢(shì),近水樓臺(tái)先得月,而西部地區(qū)地處內(nèi)陸深處,交通不便,對(duì)外交流先天不足,東部地區(qū)由于對(duì)外開放歷史較長(zhǎng),水平較高,外商投資存量巨大,依靠外商投資來(lái)改善環(huán)境的邊際效應(yīng)正在逐漸減小,而西部地區(qū)由于外商投資對(duì)外開放歷史較短,水平較低,外商投資嚴(yán)重不足,外商投資經(jīng)濟(jì)環(huán)境邊際效應(yīng)較高。為此,西部地區(qū)應(yīng)該抓住國(guó)家西部大開發(fā)和東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的歷史機(jī)遇,完善招商引資軟硬環(huán)境,提高對(duì)外商投資的吸引力,形成環(huán)境與經(jīng)濟(jì)效益兼得的良好發(fā)展局面,同時(shí)東部地區(qū)應(yīng)該厚植發(fā)展優(yōu)勢(shì),做好對(duì)外開放的提質(zhì)增效工作,打破經(jīng)濟(jì)環(huán)境邊際效應(yīng)遞減瓶頸,將對(duì)外開放提升到一個(gè)新境界。

3 結(jié)論

本文采用環(huán)境污染貨幣化方法估算了2013年中國(guó)省域的環(huán)境污染損失,利用基于地理加權(quán)回歸技術(shù)的STIRPAT模型,對(duì)人口規(guī)模、富裕程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化和對(duì)外開放等人文因素對(duì)省域環(huán)境污染的影響進(jìn)行了空間異質(zhì)性估計(jì),同時(shí)驗(yàn)證了EKC假說(shuō)。主要結(jié)論如下：

(1)2013年中國(guó)環(huán)境污染引起的經(jīng)濟(jì)損失為2812.48億元,噪音污染是造成環(huán)境污染損失的主要因素。

(2)各省域環(huán)境污染存在空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性,省域環(huán)境污染空間分布上呈現(xiàn)東高西低的格局。

(3)人文因素對(duì)省域環(huán)境污染具有顯著影響,人口和經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)及推進(jìn)城鎮(zhèn)化將加劇省域環(huán)境污染,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和擴(kuò)大對(duì)外開放將有助于緩解省域環(huán)境污染。

(4)人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響存在空間異質(zhì)性。人口數(shù)量對(duì)省域環(huán)境污染的影響程度由西北向東南漸次增大；經(jīng)濟(jì)發(fā)展(富裕水平)對(duì)省域環(huán)境污染的影響由西向東梯次增大；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)省域環(huán)境污染的影響由東向西逐漸增大；城鎮(zhèn)化對(duì)省域環(huán)境污染的影響由西向東逐漸降低；對(duì)外開放對(duì)省域環(huán)境污染的影響由東向西逐漸增大。

(5)基于現(xiàn)有樣本的計(jì)算結(jié)果有條件地支持EKC假說(shuō),適度控制人口規(guī)模、調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、實(shí)施緊湊精明質(zhì)量?jī)?yōu)先的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略和提高對(duì)外開放水平,可能是各省域?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境良性互動(dòng)發(fā)展的前提。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展正處于“三期疊加”階段(增長(zhǎng)速度進(jìn)入換檔期、結(jié)構(gòu)調(diào)整面臨陣痛期、前期刺激政策消化期),而我們面臨的環(huán)境問(wèn)題也日益復(fù)雜,環(huán)境治理進(jìn)入關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)階段。由于人文因素對(duì)環(huán)境污染的影響存在空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性,環(huán)境污染治理思路應(yīng)該從各地單獨(dú)治理轉(zhuǎn)變?yōu)榭鐓^(qū)域協(xié)同治理,從過(guò)去“一刀切”的政策思路轉(zhuǎn)變?yōu)橐虺且虻厥┎??？傊?在環(huán)境治理方面,既要加強(qiáng)頂層設(shè)計(jì),協(xié)同各方,又要結(jié)合實(shí)際,因地制宜。

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Spatial heterogeneity estimation of the impacts of human factors on environmental pollution in Chinese provinces

SUN Ke1,2,3,*, XU Zhongmin1,SONG Xiaoyu1, CHENG Huaiwen4, NIE Jian5

1KeyLaboratoryofEcohydrologyofInlandRiverBasin,NorthwestInstituteofEco-EnvironmentandResources,ChineseAcademyofSciences,Lanzhou730070,China2GeographyandPlanningCollegeofGannanNormalUniversity,Ganzhou341000,China3UniversityofChineseAcademyofSciences,Beijing100049,China4EconomicalCollegeofZhejiangUniversityofFinanceandEconomics,Hangzhou310000,China5JiangxiNuclearIndustryGeologicalBureau,Nanchang330000,China

In China today, environmental pollution have become important factor that restrict sustainable development in China. Accurate analysis of the impact of human factors on the regional environmental pollution in province is an important part of the current research on sustainable development. The GWR measurement model is more accurate than the traditional ordinary least squares (OLS) model because of its spatial factors. According to the theory of loss of environment pollution in currency, we estimated loss of environment pollution of 31 provincial regions in China in 2013 and explored the features of spatial distribution of the Chinese environmental pollution using the method of spatial autocorrelation analysis. We quantitatively examined the impacts of China′s population, affluence, and technology on the environment pollution by constructing a STIRPAT model based on the GWR. The main conclusions are as follows: (1) the economic loss caused by environmental pollution in China in 2013 is ￥2812.48×108yuan. The noise pollution is the main factor causing the loss of environmental pollution. (2)there are spatial correlation and spatial heterogeneity, and the spatial distribution of regional environmental pollution in the provinces is the pattern of the East High and West Low. (3)human factors to the provincial environmental pollution has significant effect, population and economic growth and promote urbanization will exacerbate the provincial environmental pollution, and industrial structure upgrading and expanding the opening to the outside world will help to alleviate some of the provincial environmental pollution. (4) the influence of human factors on the provincial environmental pollution has a spatial heterogeneity. Population of the extent of the impact of the provincial environmental pollution from the northwest to the southeast gradually increases; affluence on the influence of the provincial environmental pollution from west to east echelon increase; industrial structure on the impact of the provincial environmental pollution from east to west is gradually increasing; urbanization of the provincial environmental pollution influence from west to east gradually reduced; opening to the outside world on the influence of the provincial environmental pollution from east to west increases gradually. (5) the calculation results based on the existing samples are conditional to support the EKC hypothesis.

human factor; environmental pollution; STIRPAT model; spatial heterogeneity

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(91125019，91325302)

2016- 02- 15; 網(wǎng)絡(luò)出版日期:2016- 10- 29

10.5846/stxb201602150284

*通訊作者Corresponding author.E-mail: sunke07@163.com

孫克,徐中民，宋曉諭，程懷文，聶堅(jiān).人文因素對(duì)省域環(huán)境污染影響的空間異質(zhì)性估計(jì).生態(tài)學(xué)報(bào),2017,37(8):2588- 2599.

Sun K, Xu Z M,Song X Y, Cheng H W, Nie J.Spatial heterogeneity estimation of the impacts of human factors on environmental pollution in Chinese provinces.Acta Ecologica Sinica,2017,37(8):2588- 2599.