1、废水排放中化学需氧量是否符合环境库兹涅茨曲线基于截面数据的分析废水排放中化学需氧量是否符合环境库兹涅茨曲线基于截面数据的分析1. 引言“十一五”期间，中国政府提出了主要污染物总量减排的战略决策。作为约束性指标，化学需氧量排放量削减10%的目标使得各地政府在经济发展中越来越重视环境保护，污染物减排成为环境保护的重要抓手。“十二五”期间，化学需氧量将继续作为减排指标。分析化学需氧量排放量变化趋势及特点、找出化学需氧量排放量变化与水环境质量变化之间的关系对于其他污染物减排和环境质量的改善具有一定的借鉴意义。目前国内外学者对废水中化学需氧量的研究主要集中在化学需氧量的检测方法1-5，新技术在测定中的运
2、用和改进6-10，部分学者研究了化学需氧量减排与水环境质量变化关联分析11，基于基尼系数的化学需氧量排放公平性评估等12，而对特定地区化学需氧量的截面数据分析几乎没有，本文选取了2014年全国31个省市的化学需氧量进行了分析，以期弥补这一空白，探索在不同省市间化学需氧量排放量的规律。2.化学需氧量的截面数据来源2.1化学需氧量常用的化学需氧量(即CODcr)，是指在强酸并加热的条件下，用重铬酸钾作为氧化剂处理水样时所消耗氧化剂的量，以氧的mg/L来表示13。化学需氧量反映了水中受还原性物质污染的程度。水中还原性物质包括有机物、亚硝酸盐、亚铁盐、硫化物等。水被有机物污染是很普遍的，因此，化学需氧
3、量也作为有机物相对含量的指标之一，但只能反映能被氧化的有机物污染，不能反映多环芳烃、PCB等的污染状况。CODcr是我国实施排放总量控制的指标之一。CODcr数值越小，说明水被污染的越轻。根据地表水环境质量标准水域环境按功能高低依次划分为五类:I类主要适用于源头水、国家自然保护区。II类主要适用于集中式生活饮用水地表水源地一级保护区、珍惜水生生物栖息地、鱼虾类产卵场、仔稚幼鱼的索饵场等。这两类水域的COD排放上限都是15。III类主要适用于集中式生活饮用水地表水源地二级保护区、鱼虾类越冬场、洄游通道、水产养殖区等渔业水域及游泳区。这类水域的COD排放上限为20。IV类主要适用于一般工业用水区及
4、人体非直接接触的娱乐用水区。这类水域COD排放上限是30。V类主要适用于农业用水区及一般景观要求水域。COD排放上限为40。2.2截面数据：截面数据（cross-sectiondata）是指在同一时间（时期或时点）截面上反映一个总体的一批（或全部）个体的同一特征变量的观测值14，是样本数据中的常见类型之一。例如，工业普查数据，人口普查数据，家庭收入调查数据。在数学，计量经济学中应用广泛。与时序数据相比较，其区别在与组成数据列的各个数据的排列标准不同，时序数据是按时间顺序排列的，横截面数据是按照统计单位排列的。因此，横截面数据不要求统计对象及其范围相同，但要求统计的时间相同。也就是说必须是同一时
5、间截面上的数据。与时间数据完全一样，横截面数据的统计口径和计算方法（包括价值量的计算方法）也应当是可比的。在分析横截面数据时，应主要注意两个问题：一是数据的一致性，主要包括变量的样本容量是否一致、样本的取样时期是否一致、数据的统计标准是否一致；二是异方差问题，如果在回归模型Yi=0+1Xi+ui中，无论Xi取何值，ui的方差Var(ui)=E(ui2)=2(i=1，2，N)，就说随机扰动项ui具有同方差性。然而，现实中的大量现象与同方差性相违背。研究结果表明用截面数据进行回归分析，异方差性几乎是一个普遍现象15。由于数据是在某一时期对个体或地域的样本的采集，不同个体或地域本身就存在差异。对异方
6、差的检验大多集中于线性模型情形，检验方法很多。主要的检验异方差性的方法有：图示检验法、等级相关系数检验法、戈里瑟检验(GlejserTest)、巴特列特检验、布鲁奇-培根检验(TheBreusch-PaganTest)、戈德菲尔德-匡特检验(TheGoldfeld-QuandtTest)、沃特检验(WaldTest)、拉格朗日乘数检验、似然比检验、怀特大样本检验等。这些检验方法在性能上各有优劣，互为补充，在具体操作时宜结合使用，相互验证，不应单凭个别检验结论做出歧视性或排他性的断言。2.3数据来源本文数据主要来源于环境保护部的2013年环境统计年报、2014年环境统计年报和2015年中国统计年
7、鉴，从2014年环境统计年报的数据可以看出，2014年全国化学需氧量排放总量2294.6万吨，同比下降2.47%；排放量大于100万吨的省份有10个，依次为山东、广东、黑龙江、河南、河北、湖南、辽宁、四川、江苏和湖北。10个省份的化学需氧量排放总量为1325.8万吨，占全国化学需氧量排放量的57.8%。工业化学需氧量排放量前3位的省份依次是广东、江苏和新疆，分别占全国工业化学需氧量排放量的7.6%、6.6%和6.0%；农业化学需氧量排放量前3位的省份依次是山东、黑龙江和河北，分别占全国农业化学需氧量排放量的11.4%、9.3%和7.9%；城镇生活化学需氧量排放量前3位的省份依次是广东、四川和湖
8、南，分别占全国城镇生活化学需氧量排放量的10.0%、6.8%和6.2%。具体数据如下所示：表1 2013-2014年GDP和COD数据图1 2013-2014年人均GDP和人均COD排放折线图以各省市的人均GDP为关键字进行升序排序，从图中可知2013年人均GDP和化学需氧量的折线图与2014年的一致。本文主要选取了2014年各省人均GDP和人均COD排放量进行分析。图2 2014年中国各省人均GDP和人均COD排放分布图2. 实证结果及分析3.1二次模型的建立选取人均GDP作为经济发展水平的衡量因素，以各省COD水平作为重点考察的环境影响因素。以PCOD表示人均化学需氧量排放水平，以PGDP
9、表示经济发展水平(其中PCOD即2014年各省化学需氧量排放总量与人口总数之比，PGDP为2014年各省国内生产总值与人口数之比)，并对两者取对数，建立化学需氧量排放的环境库兹涅茨曲线的对数模型:ln(PCOD)=b0+b1ln(PGDP)+b2ln(PGDP)2（1）图3 取对数后的人均GDP和人均COD散点图式中，b0为截距项，b1，b2分别为PGDP和(PGDP)2的待估参数。当b10，b20时，则为二次曲线关系，即满足环境库兹涅茨倒“U”型曲线关系；反之，当b20时，则为“U”型曲线关系；当b2=0，b1不等于0时，则为线性关系。在Eviews7.0中代入人均GDP和人均COD排放的数
10、据对模型(1)进行回归分析，得到结果如下:ln(PCOD)=-183.156+34.308ln(PGDP)-1.580ln(PGDP)2（2）图4 回归分析结果3.2模型的检验拟合优度检验（R2检验）：R2表示在回归方程中，自变量对因变量的解释比例，这一比例越大，回归方程可以解释的部分越多，模型越精确，回归的效果越显著。是一个介于0到1的数，越接近1说明回归拟合效果越好。一般地，如果R2地取值超过0.8，认为模型的拟合优度比较高。在本例中R2为0.388，拟合程度似乎不够好。在查阅相关资料以后，发现在社会科学研究中，R2较低是十分正常的，即使一个很低的也不意味着该回归方程是没有用的，还要综合分
11、析其他检验参数。一般情况下，社会科学研究中R2在0.3以上就不考虑这个因素。参数显著性检验（t检验）：如果每一个回归系数都通过了检验，说明模型中的每一个自变量都是显著的。未通过显著性检验的系数所对应的变量，应结合实际情况考虑将其剔除，这是自变量选择的一个最常用的方法。Eviews给出了拒绝零假设时犯错误（第一类错误）的概率，称为相伴概率p。若此概率值低于事先确定的置信度（如0.05或0.01），则可拒绝零假设，反之则不能拒绝。在本次分析中t统计量的相伴概率p值即统计量右边的Prob.的值为0.00030.01，因此在0.01的水平上拒绝H0，即回归参数都十分显著。方程显著性检验（F检验）：若F
12、大于临界值，则拒绝零假设，认为在显著性水平下，因变量对自变量有显著的线性关系，回归方程是显著的；反之则不能拒绝原假设，认为回归方程不显著。在Eviews中，可以通过统计量的相伴概率p值来判定该方程的整体显著性水平。在本例中，在本次分析中，F统计量的相伴概率p值为0.0010dL，故不存在正自相关。也可以通过做et对et-1的回归来判定是否存在自相关，在命令窗口中输入lsece(-1)，弹出结果如图所示。通过该辅助回归可以得出原模型不存在自相关。图6 自相关检验结果3.3其他模型的对比其他模型的建立：尽管以上建立的二次模型各方面检验系数都通过了，本次实证分析为了保证模型建立的最优性，在此之外尝试
13、建立了其他模型，和以上模型进行对比，验证模型的科学性。建立的模型有以下几个：A、以人均GDP，COD设置模型：Pcod=a+b1*Pgdp+b2*Pgdp2 （3）此模型中为对人均GDP取对数，也未对人均COD取对数，直接以人均COD作为因变量，以人均GDP为因变量建立了二次模型，通过Eviews7.0进行了回归分析，得到以下结果：图7 模型A回归结果从以上的结果中可以看出，建立的回归模型t检验的相伴概率为0.53，远远超过了0.05的界限，t检验没有通过，R2为0.23，比以上模型低，方程拟合度小，显然此模型没有以上模型更好。B、以人均GDP，COD设置模型：Pcod=a+b1*Pgdp+b
14、2*Pgdp2+b3*Pgdp3 （4）图8 模型B回归结果C、以人均GDP，COD设置模型:Pcod=a+b1*ln(Pgdp)+b2*ln(Pgdp)2+b3*ln(Pgdp)3 （5）图9 模型C回归结果从建立的模型A、B、C可以看出，此三个模型的t检验，R2检验，F检验等都很差，和本次研究建立的第一个模型相比不显著，因此可以认为一下回归模型最能拟合2014年全国31个省市人均GDP和人均COD之间的关系。ln(PCOD)=-183.156+34.308ln(PGDP)-1.580ln(PGDP)2 （2）从公式(2)的估计结果中可以看出b10，b20，即人均GDP的系数为正，二次项的系
15、数为负，结果表明符合事先环境库兹涅茨曲线存在的预测，具有明显的倒“U”型曲线特征，拟合效果图如下图所示：图10 模型（2）拟合结果模型结果表明所研究的样本城市总体上体现出环境库兹涅茨曲线的变动特征.以人均GDP为经济发展水平的衡量指标，模型回归结果满足理论假设。从图的拟合曲线中可以看出，顶点为(-b1/(2*b2)，对应的数为10.857，和图1对应可发现略大于吉林省2014年人均GDP取对数（10.823）的结果（横轴对应21位），小于山东省2014年人均GDP取对数（11.017）的结果（横轴对应22位）。样本中的大约有一半的省份处于倒U型曲线顶点的左侧，反映了这些省份城市尚处于工业化上升
16、阶段，人均COD排放水平随着经济增长而快速增加。另外东部沿海发达城市接近环境库兹涅茨曲线顶点右侧，人均GDP越高而人均COD排放降低。4.结论和思考4.1结论1、通过分析可知，我国各省废水排放中化学需氧量符合环境库兹涅茨曲线。2、截面数据获得的倒U型曲线只是表明所选样本省份之间存在环境库兹涅茨曲线特征，而不能预测这些国家或地区以后的环境形势，而且各省市之间环境、资源状况、地理要素、分布、发展状况等存在非常大的差异，因此从截面数据获得的倒U型曲线的证据并不能令人信服。4.2关于回归分析的一点讨论A. R2的大小并不十分重要：在社会科学研究中，R2较低是十分正常的，即使一个很低的R2也不意味着该回
17、归方程是没有用的，这一点将在下一章中更加具体的阐述。B 回归分析并不确定因果关系：回归分析不是用来确定因果关系的，而只是在一元线性回归中简单地判断变量之间是正相关还是负相关。两个变量是否存在因果关系，必须以经济理论为判定准则。C. t检验显著性水平的设定:一般而言统计量的显著性水平只要观察其相伴概率p值大小即可获知。基本判断标准是p值越接近0，拒绝原假设（H0：i=0）的理由就越充分；反之当p值越接近1，拒绝原假设（H0：i=0）的理由就越弱。但是显著性水平是由研究者根据需要设定的，可以设定为0.01、0.05、0.10在某些条件下，只需要单尾检验（one-tailedtest）即原假设（H0
18、：i0）即可，此时显著性水平的p值只需要将双尾条件（H0：i=0）下p值除以2就可以得到。参考文献：1罗国兵. 水体化学需氧量的检测方法J. 岩矿测试，2013，06:860-874.2郑青，韩海波，周保学，李金花，白晶，蔡伟民. 化学需氧量(COD)快速测定新方法研究进展J. 科学通报，2009，21:3241-3250.3杨先锋，但德忠. 化学需氧量(COD)测定法的现状及最新进展J. 重庆环境科学，1997，04:57-61.4葛福玲. 化学需氧量测定方法的改进及研究进展J. 四川环境，2012，01:109-113.5梁柱. 化学需氧量测定方法研究D.南京农业大学，2006.6赵友全，
19、王慧敏，刘子毓，李玉春，范世福. 基于紫外光谱法的水质化学需氧量在线检测技术J. 仪器仪表学报，2010，09:1927-1932.7李茜楠. 分光光度法测定水中COD的研究D.北京化工大学，2015.8杨云涛. 基于嵌入式计算机的污水化学需氧量在线监测仪的开发与研究D.河北工业大学，2006.9李嘉庆. TiO_2薄膜的光催化性能及其在化学需氧量测定中的应用研究D.华东师范大学，2007.10王娟. 流动注射化学发光体系测定化学需氧量和有机磷农药残留的分析研究D.陕西师范大学，2004.11李名升，张建辉，罗海江，梁念，于洋，孙媛. “十一五”期间中国化学需氧量减排与水环境质量变化关联分析J. 生态环境学报，2011，03:463-467.12叶兆木，王飞，叶堤. 基于基尼系数的化学需氧量排放公平性评估J. 环境科学与技术，2011，10:200-206.13刘玉凤， 王东英. COD(化学需氧量)的含义及其排放标准J. 科技信息:科学教研， 2008(7):315-315.14桂小丹， 李慧明. 环境库兹涅茨曲线实证研究进展J. 中国人口资源与环境， 2010(S1):5-8.15白雪梅. 异方差性的检验方法及评述J. 东北财经大学学报， 2002(6):26-29.
