城鎮(zhèn)化發(fā)展階段的空間差異及其環(huán)境影響研究——基于2005-2013年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)

張 燕，高 峰

（浙江理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州310018）

一、引言

城鎮(zhèn)化是擴(kuò)大內(nèi)需的重要途徑，有助于加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、增加就業(yè)、提高生產(chǎn)效率，是促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展和深化改革的強(qiáng)大動(dòng)力［1］。2013年，我國(guó)城鎮(zhèn)人口達(dá)7.31 億，城鎮(zhèn)化率為53.73%，基本上達(dá)到了世界平均水平。伴隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化的高速推進(jìn)，資源短缺與環(huán)境退化問(wèn)題也日益突出，成為制約我國(guó)可持續(xù)發(fā)展的瓶頸。

Northam（1979）提出城鎮(zhèn)化進(jìn)程近似一條“S”型曲線，可分為城鎮(zhèn)化水平較低且發(fā)展緩慢的初始階段（initial stage）、城鎮(zhèn)化水平急劇上升的加速階段（acceleration stage）以及城鎮(zhèn)化水平較高且增速趨緩至停滯的最終階段（terminal stage）［2］。國(guó)內(nèi)外學(xué)者在此基礎(chǔ)上使用Logisitic 增長(zhǎng)模型模擬世界各個(gè)國(guó)家城鎮(zhèn)化過(guò)程中不同階段的臨界點(diǎn)，以及加速階段中增長(zhǎng)速度的拐點(diǎn)，結(jié)果因研究對(duì)象不同而有所差異。王建軍和吳志強(qiáng)對(duì)日本、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、意大利與西班牙等發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)分析得出：加速階段始于城鎮(zhèn)化率為14.37%～18.62%之間，增速的拐點(diǎn)在36.6%～44.05%，加速階段的終點(diǎn)為53.63%～69.48%；而較晚完成城鎮(zhèn)化的韓國(guó)、墨西哥、巴西、阿根廷、哥倫比亞、沙特等后發(fā)國(guó)家的臨界點(diǎn)相對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家略高，城鎮(zhèn)化加速階段起點(diǎn)的均值為18.94%、加速增長(zhǎng)的拐點(diǎn)為44.82%、加速階段的終點(diǎn)為70.69%［3］。以上述后發(fā)國(guó)家的城鎮(zhèn)化發(fā)展經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，我國(guó)城鎮(zhèn)化率在1979年達(dá)到18.96%，城鎮(zhèn)化開(kāi)始進(jìn)入加速階段，至2005年達(dá)到42.99%，處于城鎮(zhèn)化由高速到放緩的拐點(diǎn)，可以認(rèn)為自2005年開(kāi)始我國(guó)進(jìn)入城鎮(zhèn)化加速階段的后期。國(guó)際經(jīng)驗(yàn)表明，在城鎮(zhèn)化加速階段環(huán)境保護(hù)壓力不斷增大，李佐軍和盛三化的研究也認(rèn)為未來(lái)一個(gè)時(shí)期，中國(guó)城鎮(zhèn)化帶來(lái)的環(huán)境壓力將持續(xù)加大［4］。

與此同時(shí)，我國(guó)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程呈現(xiàn)顯著的區(qū)域差異，城鎮(zhèn)化超前型和滯后型地區(qū)并存［5］，2013年，上海、北京、天津三個(gè)直轄市城鎮(zhèn)化率超過(guò)80%，已處于城鎮(zhèn)化水平較高且發(fā)展平緩的最終階段；廣東、遼寧、江蘇、浙江、福建等五個(gè)省份城鎮(zhèn)化率均超過(guò)60%，處于城鎮(zhèn)化加速階段的末期；而西部的西藏、貴州、甘肅、云南等省區(qū)尚處于城鎮(zhèn)化加速階段的前期。借鑒環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（Environmental Kuznets Curve，EKC）倒U關(guān)系［6］，羅能生等得出在城鎮(zhèn)化發(fā)展過(guò)程中，環(huán)境污染程度加劇，而后隨著城鎮(zhèn)化水平進(jìn)一步發(fā)展，環(huán)境污染程度逐年下降，但是這一趨勢(shì)的拐點(diǎn)在東中西部卻有所不同［7］。城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的正向關(guān)系，隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性會(huì)下降，且不同地區(qū)彈性系數(shù)值有所不同［8］，潘雅茹和羅文良的研究也表明城鎮(zhèn)化水平在東中西部的區(qū)域差異顯著影響我國(guó)FDI的空間分布［9］。

綜上所述，城鎮(zhèn)化對(duì)環(huán)境影響的研究，目前主要是從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)的總結(jié)出發(fā)，以具體城鎮(zhèn)化率臨界值為依據(jù)，探討城鎮(zhèn)化不同階段與環(huán)境污染的關(guān)系。但是，不同國(guó)家城鎮(zhèn)化發(fā)展特點(diǎn)存在顯著的差異，加之我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展特點(diǎn)以及城鎮(zhèn)化的空間差異，可能得出與其他國(guó)家不同的結(jié)果。而從研究區(qū)域來(lái)看，目前的研究主要仍以東中西部作為劃分依據(jù)，但各區(qū)域內(nèi)部城鎮(zhèn)化存在明顯的非均質(zhì)性［10］，如西部地區(qū)的內(nèi)蒙古、重慶城鎮(zhèn)化率超過(guò)很多東部地區(qū)省份，因而這種劃分不能全面地反映城鎮(zhèn)化與環(huán)境污染的關(guān)系。以上均為本文的研究提供了空間。

二、我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展階段的空間差異分析

近年來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)化已進(jìn)入快速發(fā)展時(shí)期，從2005年至2013年，全國(guó)城鎮(zhèn)化率水平提升10.74%，年均遞增1.34%，平均年增長(zhǎng)速度為2.83%。但我國(guó)地域范圍廣闊，區(qū)域差異顯著，城鎮(zhèn)化水平及增長(zhǎng)速度各異，具體見(jiàn)表1所列。

表1 2005-2013年城鎮(zhèn)化率變化情況 %

依據(jù)國(guó)際城鎮(zhèn)化發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)，尤其是后發(fā)國(guó)家的城鎮(zhèn)化歷程，2005年我國(guó)整體上進(jìn)入城鎮(zhèn)化加速階段的后期，但是從各省市區(qū)的城鎮(zhèn)化水平來(lái)看，所處階段各異。由于城鎮(zhèn)化各發(fā)展階段的臨界值是基于對(duì)已經(jīng)完成城鎮(zhèn)化國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)總結(jié)，具體數(shù)值上具有一定的偏差，而加速階段的增速拐點(diǎn)其本質(zhì)含義是在城鎮(zhèn)化率增長(zhǎng)速度由快到慢的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，對(duì)于我國(guó)各省市區(qū)的城鎮(zhèn)化所處階段，也可根據(jù)其城鎮(zhèn)化增速的變化來(lái)進(jìn)行分析。

基于上述兩個(gè)指標(biāo)下我國(guó)各省市區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展階段的判斷以及比較，本文對(duì)于研究區(qū)域的劃分將不以具體的東西部區(qū)域?yàn)闃?biāo)準(zhǔn)，而是綜合城鎮(zhèn)化率水平和城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)速度，以所處的城鎮(zhèn)化發(fā)展階段將31個(gè)省市區(qū)劃分為三個(gè)地區(qū)，具體見(jiàn)表2所列。

表2 處于不同城鎮(zhèn)化階段的省份

三、城鎮(zhèn)化發(fā)展階段與環(huán)境污染關(guān)系的實(shí)證研究

（一）模型及數(shù)據(jù)

不同的城鎮(zhèn)化發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)于資源環(huán)境的壓力所有不同，一般認(rèn)為，城鎮(zhèn)化初始階段，對(duì)資源環(huán)境的壓力較小，而在城鎮(zhèn)化快速推進(jìn)的加速階段，城鎮(zhèn)化將面臨資源環(huán)境的更大壓力，但是基于發(fā)達(dá)國(guó)家與后發(fā)國(guó)家的比較發(fā)現(xiàn)，后發(fā)國(guó)家在城鎮(zhèn)化加速階段的環(huán)境污染更為突出，且環(huán)境污染加劇時(shí)的城鎮(zhèn)化水平較發(fā)達(dá)國(guó)家偏低［11］。本文基于之前學(xué)者對(duì)環(huán)境污染問(wèn)題和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究，采用在環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的基礎(chǔ)上，引入城鎮(zhèn)化變量來(lái)考察城鎮(zhèn)化發(fā)展階段的不同對(duì)我國(guó)環(huán)境污染的影響，以公式（1）所示模型為基礎(chǔ)：

其中，i代表地區(qū)，t表示時(shí)間，Eit為環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)，γi為各省市區(qū)的截距，θt為各時(shí)間的截距，X為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，R為城鎮(zhèn)化率，C為影響環(huán)境污染的其他變量，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

同時(shí)，為更為準(zhǔn)確地分析城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)環(huán)境污染的影響，需加入環(huán)境污染的其他控制變量，公式（1）將變形為：

其中，Cs代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，Co代表對(duì)外開(kāi)放程度，Ct代表科技發(fā)展水平，Ce代表環(huán)境治理及觀念。

本文選取2005-2013年除港澳臺(tái)之外的31 個(gè)省市區(qū)作為樣本，相關(guān)原始數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2006-2014年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。

公式（2）中的環(huán)境質(zhì)量數(shù)據(jù)，選取廢水排放總量、廢水中化學(xué)需氧量排放量、廢水中氨氮排放量、廢氣中二氧化硫排放量、廢氣中煙粉塵排放量、固體廢物產(chǎn)生量等六類環(huán)境污染指標(biāo)，采用熵權(quán)法計(jì)算環(huán)境污染綜合指數(shù)來(lái)衡量，以期更為全面地反映各地區(qū)環(huán)境質(zhì)量狀況①；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以人均地區(qū)生產(chǎn)總值衡量，并以2005年為基期修正，以剔除物價(jià)水平變動(dòng)的影響；城鎮(zhèn)化率，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋?lái)衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以工業(yè)總產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來(lái)衡量；對(duì)外開(kāi)放程度，以進(jìn)出口貿(mào)易總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來(lái)衡量；科技發(fā)展水平，以分地區(qū)國(guó)內(nèi)三種專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)來(lái)衡量；環(huán)境治理與觀念，以污染治理投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量。為剔除量綱差異對(duì)分析的影響，將對(duì)外開(kāi)放程度、科技發(fā)展水平、環(huán)境治理與觀念的數(shù)據(jù)進(jìn)一步標(biāo)準(zhǔn)化處理，如公式（3）所示，分別得到對(duì)外開(kāi)放程度指數(shù)、科技發(fā)展指數(shù)、環(huán)境治理與觀念指數(shù)。同時(shí)，為了消除變量之間可能存在的異方差，并進(jìn)一步增強(qiáng)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文將所有變量都進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。具體指標(biāo)數(shù)據(jù)見(jiàn)表3。

表3 樣本數(shù)據(jù)變量的統(tǒng)計(jì)描述

（二）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)及模型選擇

面板數(shù)據(jù)是由時(shí)間序列數(shù)據(jù)和橫截面數(shù)據(jù)混合而成，存在用非平穩(wěn)時(shí)間序列建立回歸模型可能產(chǎn)生的“偽回歸”問(wèn)題。因此，回歸前必須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。如表4 所示，在水平值情況下，較多變量接受“存在單位根”的原假設(shè)，為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，但是所有指標(biāo)的一階差分均通過(guò)檢驗(yàn)，即為一階單整變量，符合協(xié)整檢驗(yàn)的要求。

表4 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

如表5 所示，城鎮(zhèn)化加速階段前期的地區(qū)，面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)在1%顯著水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，城鎮(zhèn)化加速階段后期的地區(qū)及城鎮(zhèn)化最終階段的地區(qū)，面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)在5%顯著水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，所以，lnE與lnX、（lnX）2、lnR、lnCs、lnCo、lnCt、lnCe存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表5 Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)于面板數(shù)據(jù)的回歸分析，有固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種模型，需通過(guò)Hausman 檢驗(yàn)進(jìn)行選擇。如表6 所示，lnE與lnX、（lnX）2、lnR、lnCs、lnCo、lnCt的回歸模型選擇檢驗(yàn)，城鎮(zhèn)化加速階段前期和后期的地區(qū)均在1%的而顯著性水平上拒絕“隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型。對(duì)于城鎮(zhèn)化終期階段的地區(qū)，面板數(shù)據(jù)中的橫截面?zhèn)€數(shù)較少，不能進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸，因此，基于分析的可比性要求，也采用固定效應(yīng)模型。

表6 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

（三）實(shí)證分析

根據(jù)面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)以及模型選擇的結(jié)果，本文選擇固定效應(yīng)模型，采用廣義最小二乘法對(duì)該面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表7所列。

表7 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

通過(guò)回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化加速階段的地區(qū)，城鎮(zhèn)化率的提升將加劇該地區(qū)環(huán)境污染問(wèn)題，而城鎮(zhèn)化終期階段的地區(qū)，城鎮(zhèn)化對(duì)其環(huán)境質(zhì)量已不存在顯著的影響。從城鎮(zhèn)化加速階段的前期與后期的比較來(lái)看，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)資源環(huán)境的壓力，前期明顯大于后期。各地區(qū)城鎮(zhèn)化率及其他控制變量對(duì)環(huán)境污染的影響有所不同，具體如下：

（1）城鎮(zhèn)化加速階段前期的地區(qū)。城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎嘏c環(huán)境污染綜合指數(shù)呈同方向關(guān)系，即按照現(xiàn)有的城鎮(zhèn)化模式，城鎮(zhèn)化進(jìn)程將進(jìn)一步加劇環(huán)境污染，且環(huán)境污染對(duì)城鎮(zhèn)化的彈性系數(shù)為0.183。環(huán)境污染綜合指數(shù)隨著工業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重的增加，呈下降趨勢(shì)，因此，該地區(qū)的工業(yè)化進(jìn)程有益于當(dāng)?shù)丨h(huán)境問(wèn)題的改善。對(duì)外開(kāi)放程度與環(huán)境污染綜合指數(shù)存在正向關(guān)系，即粗放的對(duì)外貿(mào)易模式在促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生了不良影響?？萍及l(fā)展水平、環(huán)境治理及觀念與環(huán)境污染綜合指數(shù)不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

（2）城鎮(zhèn)化加速階段后期的地區(qū)。城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎嘏c環(huán)境污染綜合指數(shù)呈同方向關(guān)系，且環(huán)境污染對(duì)城鎮(zhèn)化的彈性系數(shù)為0.146。環(huán)境污染綜合指數(shù)與工業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重呈反向關(guān)系，與對(duì)外開(kāi)放程度、環(huán)境治理及觀念存在正向關(guān)系，與科技發(fā)展水平不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。環(huán)境治理投入的增加反而會(huì)導(dǎo)致環(huán)境污染的加劇，對(duì)該現(xiàn)象可以解釋為環(huán)境治理投入規(guī)模較小，還不能對(duì)環(huán)境污染起到明顯的作用［12］。

（3）城鎮(zhèn)化終期階段的地區(qū)。城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎嘏c環(huán)境污染綜合指數(shù)不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與對(duì)外開(kāi)放程度、環(huán)境污染綜合指數(shù)不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。但是，科技發(fā)展水平、環(huán)境治理及觀念存在顯著的負(fù)向關(guān)系，即科技發(fā)展水平的提升有利于當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量的改善，環(huán)境治理力度的加大以及觀念的轉(zhuǎn)變，也對(duì)當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量的優(yōu)化起到積極作用。

四、結(jié)論與建議

本文采用2005-2013年31 個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，基于國(guó)際城鎮(zhèn)化經(jīng)驗(yàn)的總結(jié)，綜合城鎮(zhèn)化率水平和城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)速度兩個(gè)指標(biāo)，探討了我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展階段的空間差異，并以所處的城鎮(zhèn)化發(fā)展階段將31個(gè)省市區(qū)劃分為三個(gè)區(qū)域，即城鎮(zhèn)化加速階段前期的地區(qū)、城鎮(zhèn)化加速階段后期的地區(qū)以及城鎮(zhèn)化終期階段的地區(qū)，對(duì)比分析了不同城鎮(zhèn)化階段中的環(huán)境污染問(wèn)題。研究結(jié)果表明：

第一，我國(guó)整體上處于城鎮(zhèn)化加速階段，城鎮(zhèn)化進(jìn)程將進(jìn)一步加大環(huán)境壓力，而城鎮(zhèn)化加速階段前期的地區(qū)其面臨的環(huán)境壓力又顯著大于后期的地區(qū)。我國(guó)廣大中西部地區(qū)普遍處于城鎮(zhèn)化加速階段前期，城鎮(zhèn)化水平相對(duì)較低，城市功能建設(shè)相對(duì)滯后，對(duì)于環(huán)境污染的處理能力相對(duì)較弱，在新一輪城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，該類地區(qū)的環(huán)境治理將面臨更為嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，因此，中央政府財(cái)政應(yīng)通過(guò)一般性轉(zhuǎn)移支付和生態(tài)補(bǔ)償?shù)却胧?，加大?duì)該類地區(qū)的支持力度，提高環(huán)境保護(hù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入力度，提升城鎮(zhèn)各類污染物防控和處理水平。與此同時(shí)，對(duì)于城鎮(zhèn)化率水平很高、增長(zhǎng)趨緩的最終階段的地區(qū)，城鎮(zhèn)化已不對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)意義上顯著的影響，今后的工作重心是提高城鎮(zhèn)化的水平和質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)人的城鎮(zhèn)化和環(huán)境保護(hù)基本公共服務(wù)均等化。

第二，工業(yè)化進(jìn)程在城鎮(zhèn)化加速階段的地區(qū)，對(duì)環(huán)境污染問(wèn)題有顯著的改善作用；對(duì)外開(kāi)放程度則由于我國(guó)整體上粗放的外貿(mào)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生消極的影響。城鎮(zhèn)化與工業(yè)化是現(xiàn)代化的兩大引擎，要同步推進(jìn)城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程，進(jìn)一步科學(xué)規(guī)劃大中小型城市和小城鎮(zhèn)的功能定位，加大小型城市和小城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)培育力度，提升其人口承載力和服務(wù)功能。各地區(qū)尤其是處于城鎮(zhèn)化加速階段前期的西部省份，應(yīng)積極融入“一路一帶”國(guó)家戰(zhàn)略，進(jìn)一步提升對(duì)外開(kāi)放的水平和質(zhì)量。

第三，科技水平與環(huán)境治理在城鎮(zhèn)化加速階段的地區(qū)對(duì)環(huán)境沒(méi)有顯著的積極影響，其原因主要是該類地區(qū)科技發(fā)展水平和環(huán)境治理力度相對(duì)較低，尚不能對(duì)環(huán)境污染起到顯著的抑制作用。但是，城鎮(zhèn)化終期階段的地區(qū)，科技發(fā)展與環(huán)境治理均對(duì)環(huán)境產(chǎn)生顯著的改善作用。因此，無(wú)論是處于城鎮(zhèn)化加速階段還是最終階段的地區(qū)，加大科技創(chuàng)新力度、加強(qiáng)環(huán)境治理、改變環(huán)境觀念均是進(jìn)一步改善環(huán)境問(wèn)題的有效途徑。此外，中央政府應(yīng)組織實(shí)施污染控制與治理國(guó)家科技專項(xiàng)，大力研發(fā)污染控制、風(fēng)險(xiǎn)防范的科學(xué)技術(shù)，強(qiáng)化先進(jìn)技術(shù)示范與推廣。

注 釋：

①熵權(quán)法計(jì)算環(huán)境污染綜合指數(shù)的計(jì)算過(guò)程和結(jié)果從略。

［1］中國(guó)金融40人論壇課題組. 加快推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化：對(duì)若干重大體制改革問(wèn)題的認(rèn)識(shí)與政策建議［J］. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2013（7）：59-76.

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