杜 鑫, 許 東, 付 曉, 吳 鋼

1 中國科學院生態(tài)環(huán)境研究中心城市與區(qū)域生態(tài)國家重點實驗室, 北京 100085 2 中國科學院大學, 北京 100049 3 沈陽師范大學, 沈陽 110034

遼河流域遼寧段水環(huán)境演變與流域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系

杜 鑫1,2, 許 東3, 付 曉1,*, 吳 鋼1

1 中國科學院生態(tài)環(huán)境研究中心城市與區(qū)域生態(tài)國家重點實驗室, 北京 100085 2 中國科學院大學, 北京 100049 3 沈陽師范大學, 沈陽 110034

以流域為單元進行社會經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護調(diào)控，是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的有效途徑，因此以流域為單元開展社會經(jīng)濟發(fā)展與水環(huán)境變化相互作用的研究方興未艾。運用多元線性回歸分析，選取社會經(jīng)濟指標(第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、年末總?cè)丝?為自變量，水質(zhì)指標(化學需氧量、氨氮濃度)為因變量定量研究了2001—2010年遼河水環(huán)境演變與流域內(nèi)社會經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系；并采用經(jīng)濟增長指標(人均GDP)、水環(huán)境指標(化學需氧量、氨氮濃度)作為模型中指標，進行了環(huán)境庫茲涅茨曲線模擬與分析。根據(jù)研究結(jié)果推斷：第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、人口是影響遼河水質(zhì)化學需氧量濃度變化的社會經(jīng)濟重要因素，影響氨氮濃度變化的因素眾多；遼河流域經(jīng)濟增長與水環(huán)境之間的關(guān)系曲線不完全符合典型的庫茲涅茨曲線特征。隨著經(jīng)濟快速增長，應(yīng)在開展工業(yè)點源污染達標排放控制的同時，加強農(nóng)業(yè)面源污染的治理力度。

遼河流域; 水環(huán)境演變; 經(jīng)濟發(fā)展; 多元回歸分析; 環(huán)境庫茲涅茨曲線

隨著社會經(jīng)濟的快速發(fā)展，人類對資源利用與環(huán)境保護之間的矛盾日趨尖銳。環(huán)境變化與社會經(jīng)濟之間的關(guān)系日益受到重視[1-3]，國外學者經(jīng)常通過對不同地區(qū)、不同污染物的實證研究來檢驗環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)是否存在，并將經(jīng)濟增長與生態(tài)環(huán)境之間是否存在EKC曲線作為論證工業(yè)化、經(jīng)濟增長與生態(tài)環(huán)境能否協(xié)調(diào)發(fā)展的依據(jù)[4-6]。而流域水環(huán)境作為人類生存和發(fā)展的重要依托，自20世紀90年代以來，以流域為單元開展社會經(jīng)濟發(fā)展與水環(huán)境變化相互作用的研究方興未艾[7]。

國內(nèi)學者近年來也開始關(guān)注水環(huán)境的研究。部分學者從戰(zhàn)略的高度提出了我國流域水環(huán)境保護與社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展等問題[8-9]；大量學者對于水環(huán)境的演變規(guī)律進行了分析[10-15]，部分學者對于水環(huán)境的演變成因進行了定性[10-12,14]或是定量[4,7,13,16-18]探討。從國內(nèi)研究現(xiàn)狀來看，應(yīng)加強研究方法的多元化以及研究的多視角化，從水環(huán)境的社會經(jīng)濟影響機制、發(fā)展趨勢全方位進行探討。

遼河流域是我國七大流域之一，位于我國重工業(yè)發(fā)達的東北地區(qū)，流域內(nèi)城市群集中、人口密集、工農(nóng)業(yè)發(fā)達，該區(qū)域曾為全國的經(jīng)濟發(fā)展作出過重大貢獻，多年的工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)導致流域水環(huán)境嚴重受損，遼河被列為我國重點治理的“三湖三河”之一[19]，其所面臨的人口、資源、環(huán)境與發(fā)展問題比其它區(qū)域更加深刻而復雜。近年來，針對遼河流域水環(huán)境的研究日益增多。特別是在水環(huán)境演變趨勢、水環(huán)境承載力、生態(tài)影響以及管理對策方面出現(xiàn)了較多成果[19-28]。從總體來看，這些研究工作對遼河流域水環(huán)境保護及水污染治理起到了重要作用，但未能將各類社會經(jīng)濟活動與流域的污染壓力結(jié)合起來，沒有考慮流域內(nèi)社會經(jīng)濟分布與污染產(chǎn)生的關(guān)系。而這些都是流域水環(huán)境管理中不可忽視的視角。

基于以上原因，本文以遼河遼寧省段為例，嘗試運用多元線性回歸分析和環(huán)境庫茲涅茨曲線模擬，定量研究分析遼河流域自2001—2010年10年間水環(huán)境演變與流域內(nèi)社會經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，并作出一定的發(fā)展判斷和分析。

1 研究區(qū)概況

遼河流域是我國七大流域之一，包括遼河水系和大遼河水系。遼河全長1390公里，流域面積21.9萬平方公里，由西遼河、東遼河以及發(fā)源于吉林、內(nèi)蒙古的招蘇臺河、條子河等支流在遼寧省境內(nèi)匯合而成，于盤錦市入海，河流干流主要在遼寧省境內(nèi)。

本文研究范圍為遼寧省境內(nèi)的遼河流域，主要由遼河、太子河、渾河、大遼河4條干流和40多條一級支流組成，流經(jīng)沈陽、鞍山、撫順、本溪、盤錦、營口、遼陽、鐵嶺八地市，其干流由遼河水系和大遼河水系組成，分別由盤錦的雙臺子河和營口的大遼河入海。

1.1 社會經(jīng)濟發(fā)展背景

遼河流域遼寧省境內(nèi)是經(jīng)濟較發(fā)達的工業(yè)集聚區(qū)和都市密集區(qū)。流域內(nèi)社會經(jīng)濟密度較大，社會經(jīng)濟相對活躍，遼河流域承載了超過全省半數(shù)以上的社會經(jīng)濟產(chǎn)值。以沈陽為核心的“五帶十群”發(fā)展規(guī)劃指出至 2015 年地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長達14%以上，規(guī)模以上工業(yè)增加值年均增長16%，城鎮(zhèn)化率要達到80%以上，要支撐如此大規(guī)模快速的地區(qū)發(fā)展，環(huán)境壓力巨大[22]。

2001年至今，遼河流域遼寧省段內(nèi)經(jīng)濟高速增長。2010年全流域地區(qū)生產(chǎn)總值達12284.41億元，是2001年的3.93倍，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是2001年的將近4倍。三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展中，2010年生產(chǎn)總值分別是2001年的3.06、4.48、3.82倍(圖1)，由此可以看出，區(qū)域發(fā)展過程中，二產(chǎn)增長速度較快，尤以工業(yè)增長速度明顯，為4.53倍。同時，2001—2010年遼河流域人口與GDP發(fā)展趨勢類似，也呈現(xiàn)增長趨勢，由2247.25萬人增長到2302.15萬人(圖2)。

圖1 遼河流域內(nèi)2001—2010年各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值 Fig.1 Total production value of industries 2001—2010 in Liaohe River watershed

圖2 遼河流域內(nèi)2001—2010年人口變化 Fig.2 Population sorts of 1990—2000 in Liaohe River watershed

1.2 水環(huán)境現(xiàn)狀

圖3 遼河水體2001—2010年平均水質(zhì)結(jié)果 Fig.3 Annual average on water quality of 2001—2010 in Liaohe river (mg/L)

在最近的10a中，遼河流域水環(huán)境質(zhì)量變化較大(圖3)。遼河水系遼寧省段內(nèi)包括遼河、渾河、太子河和大遼河4條主要河流。2002年遼河鐵嶺、沈陽、盤錦3個河段均為劣Ⅴ類水質(zhì)，污染嚴重。主要污染物是化學需氧量、生化需氧量和氨氮，分別超過國家Ⅴ類水質(zhì)標準0.8倍、0.1倍和0.8倍。由于境外污水排入，對遼河鐵嶺段水質(zhì)影響較大，渾河、太子河和大遼河的18個監(jiān)測斷面中，Ⅳ類和劣Ⅴ類水質(zhì)分別占27.7%和66.7%。其中渾河撫順段為Ⅳ類，沈陽段為劣Ⅴ類；太子河本溪段為Ⅴ類，遼陽段為Ⅳ類，鞍山段為劣Ⅴ類；大遼河盤錦段、營口段均為劣Ⅴ類水質(zhì)。氨氮污染突出，最高斷面超過國家Ⅴ類水質(zhì)標準6.9倍。各斷面中，沈陽七臺子、于家房、本溪興安和盤錦三岔河斷面污染嚴重。大凌河水系大凌河是全省水質(zhì)污染最重的河流。全河段化學需氧量、生化需氧量濃度均值分別超國家Ⅴ類水質(zhì)標準3.6倍和7.4倍。

2010年，遼河流域水質(zhì)相對好轉(zhuǎn)，26個干流斷面的化學需氧量平均濃度為18mg/L，遼河、渾河、太子河化學需氧量年均濃度在12—24 mg/L之間，為2001年來最低值。干流斷面化學需氧量年均濃度全部符合Ⅴ類水質(zhì)標準。但是氨氮污染仍然較重，57.7%的干流和59.5%的支流斷面氨氮超Ⅴ類水質(zhì)標準。

2 研究方法

2.1 多元線性回歸分析

運用多元線性回歸分析方法，建立遼河流域內(nèi)2001—2010年經(jīng)濟發(fā)展與水質(zhì)之間的相關(guān)關(guān)系模型。其中，社會經(jīng)濟指標為自變量，水質(zhì)指標為因變量。選用的社會經(jīng)濟指標包括第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值(FDP)、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值(SDP)、年末總?cè)丝?POP)，數(shù)據(jù)資源來源于遼寧省統(tǒng)計年鑒；考慮到遼河現(xiàn)有資料的實際情況，選擇研究期間逐年的化學需氧量(CODMn)、氨氮(NH3-N)等年平均值作為水質(zhì)評價指標，數(shù)據(jù)來源于環(huán)境統(tǒng)計報表。

多元線性回歸是研究多個變量之間關(guān)系的回歸分析方法，根據(jù)多個自變量的最優(yōu)組合建立方程來預測因變量。多元回歸分析的模型可以表達為：

Y=b0+b1x1+b2x2+…+bnxn+e

(1)

式中,Y為根據(jù)自變量計算出的估算值，b0為常數(shù)項，b1，b2，…,bn為的偏回歸系數(shù)，e為隨機誤差。多元線性回歸分析中常用復相關(guān)系數(shù)R和R2作為判定指標。R介于0—1之間，越接近1，表示線性關(guān)系越強；反之表示線性關(guān)系越差。R2經(jīng)常被用來作為多元回歸中的判定系數(shù)，來解釋回歸模型中自變量的變化在因變量變化中所占的比率。為了避免自變量的個數(shù)對判定系數(shù)產(chǎn)生影響，回歸分析中經(jīng)常使用修正的R2進行判定，以便可以較為確切的反應(yīng)擬合情況[29]。

2.2 環(huán)境庫茲涅茨曲線模擬

環(huán)境庫茲涅茨曲線是通過人均收入與環(huán)境污染指標之間的演變模擬，說明經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境污染程度的影響，環(huán)境庫茲涅茨曲線的含義是沿著一個國家的發(fā)展軌跡，尤其是在工業(yè)化的起飛階段，不可避免地會出現(xiàn)一定程度的環(huán)境惡化；在人均收入達到一定水平后，經(jīng)濟發(fā)展會有利于環(huán)境質(zhì)量的改善[30]。

本研究對遼河流域的水環(huán)境與社會經(jīng)濟之間的關(guān)系進行EKC曲線模擬。

這里采用經(jīng)濟增長指標(x)：考慮指標的代表性，選取人均GDP作為模型中經(jīng)濟增長指標。

水環(huán)境指標(y)：根據(jù)遼河流域遼寧段區(qū)域目前發(fā)展階段和生態(tài)環(huán)境問題的突出表現(xiàn)，分別選取CODMn、NH3-N作為模型中環(huán)境污染指標。

3 結(jié)果分析

3.1 多元回歸結(jié)果分析

將數(shù)據(jù)輸入到模型中，得到CODMn多元回歸模型結(jié)果表1—表3。

表1 CODMn模型匯總Table 1 Model summary

表2 ANOVA方差分析Table 2 Analysis of Variance

表3 回歸系數(shù)分析Table 3 Regression coefficient analysis

由表1中的R2以及修正的R2值可以看出回歸關(guān)系較好。表2方差分析結(jié)果表明，當回歸方程中包含自變量第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值時，其顯著性概率值Sig．小于0.05，拒絕總體回歸系數(shù)均為0的原假設(shè)，因此回歸方程應(yīng)該包含這兩個自變量(年末總?cè)丝谟捎赟ig．大于0.05，因此舍棄)。

同樣的方法可以得到氨氮的方差分析和回歸分析表。但由于Sig．大于0.05，表明氨氮與各指標間的關(guān)系不顯著，因此略掉。

根據(jù)以上CODMn的多元回歸分析結(jié)果，建立的線性相關(guān)關(guān)系如下：

CODMn=116.08-0.13FDP+0.002SDP

模型的輸出結(jié)果表明：①2001—2010年期間第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值對水質(zhì)污染因子CODMn的影響效果是顯著的?？梢酝茢嗔饔騼?nèi)社會經(jīng)濟所帶來的污染壓力可能還會逐年增加，應(yīng)加強管理與治理；② 氨氮與社會經(jīng)濟因子間建立多元回歸方程時R2較小，表明其與各因子間的關(guān)系相對較弱，這可能與影響氨氮的因子眾多有關(guān)，這也是遼河流域近年來氨氮指標一直居高不下的重要原因。

3.2 環(huán)境庫茲涅茨曲線模擬結(jié)果分析

根據(jù)上文分析，利用2001—2010年的人均GDP以及CODMn、NH3-N數(shù)據(jù)，可以得到CODMn、NH3-N與人均GDP之間擬合方程，各個方程所描述的經(jīng)濟增長與水環(huán)境環(huán)境污染之間關(guān)系曲線圖分別如圖4和圖5所示。

圖4 遼河流域CODMn濃度與人均GDP關(guān)系 Fig.4 Relationship between per capita GDP and thickness of CODMn in Liaohe River watershed

圖5 遼河流域NH3-N濃度與人均GDP關(guān)系Fig.5 Relationship between per capita GDP and thickness of NH3-N in Liaohe River watershed

模擬結(jié)果表明：

(1)遼河遼寧段的CODMn濃度與流域人均GDP存在N型函數(shù)關(guān)系，曲線經(jīng)歷下降、上升、再下降的多個階段；但趨勢線呈現(xiàn)出一定的庫茲涅茨曲線倒U型特征，在人均GDP達到27716元時出現(xiàn)拐點?？偟膩碚f，遼河流域在COD排放控制上已經(jīng)開始逐步越過這個拐點位置，目前正處于由上升向下降轉(zhuǎn)化的階段。這表明伴隨著經(jīng)濟的不斷增長，環(huán)保技術(shù)的應(yīng)用、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，水環(huán)境質(zhì)量開始呈現(xiàn)出局部改善的趨勢。

(2)遼河遼寧段的NH3-N濃度與流域人均GDP之間，沒有顯示存在典型EKC曲線倒U型的特征。目前，隨著人均GDP的增長，NH3-N濃度呈現(xiàn)出逐步下降的趨勢，但下降趨勢不大，結(jié)合遼寧省近年來發(fā)布的水環(huán)境公報，綜合分析其原因，主要是由于造成面源污染的因素眾多，較難控制。

4 結(jié)論與討論

以流域為單元開展社會經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境演變相互作用及調(diào)控研究，是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的有效途徑[7]。遼河流域水環(huán)境問題的發(fā)生與發(fā)展同流域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展階段及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有很大的關(guān)系。通過遼河流域遼寧段的社會經(jīng)濟指標與水質(zhì)指標的多元線性回歸分析，可以發(fā)現(xiàn)，遼河的水環(huán)境質(zhì)量的演變，同流域內(nèi)以工業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和流域人口的增加有關(guān)。

環(huán)境庫茲涅茨曲線模擬研究表明：在遼河流域經(jīng)濟增長與水環(huán)境環(huán)境質(zhì)量變遷關(guān)系的曲線中，隨著區(qū)域經(jīng)濟水平的提高，CODMn、NH3-N污染在綜合治理下開始出現(xiàn)一定程度的改善，但不完全符合典型庫茲涅茨曲線特征，特別是氨氮變化趨勢不明顯。

由2001—2010年流域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展與水環(huán)境演變的關(guān)系，并結(jié)合前人的研究成果可以推斷，未來遼河流域的污染物來源中，農(nóng)業(yè)及農(nóng)村生活污水所占的比重可能將持續(xù)增加，并成為主要的污染來源[13]。因此，在開展針對工業(yè)點源污染而采取的達標排放的同時，還必須加強農(nóng)業(yè)面源污染的治理力度，“點源與面源相結(jié)合”，以利于遼河水環(huán)境的改善。

本文運用多元回歸分析、環(huán)境庫茲涅茨曲線模擬分析了遼河水環(huán)境演變與流域內(nèi)社會經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)關(guān)系，為遼河流域水環(huán)境污染控制與治理提供一定的科學依據(jù)。流域水環(huán)境及其治理問題，受多種因素綜合作用，在本研究中僅僅考慮了流域內(nèi)社會經(jīng)濟的發(fā)展狀況對遼河水質(zhì)的影響，對氣候變化、流域土地利用類型改變、政府行為及環(huán)境保護政策等方面的作用沒有探討，這可能導致研究結(jié)果的分析不夠全面。此外，環(huán)境庫茲涅茨曲線僅反映了多種環(huán)境-收入理論關(guān)系的一種形態(tài)，且更適用于流量污染物和短期的情況，其多形態(tài)的環(huán)境-收入關(guān)系的理論基礎(chǔ)還需要深入研究和探討。

[1] Saboori B, Sulaiman J, Mohd S. Economic growth and CO2emissions in Malaysia: A cointegration analysis of the Environmental Kuznets Curve. Energy Policy, 2012, 51: 184-191.

[2] Galeotti M. Economic growth and the quality of the environment: taking stock. Environment, Development and Sustainability, 2007, 9(4): 427-454.

[3] Hettige H, Mani M, Wheeler D. Industrial pollution in economic development: the environmental Kuznets curve revisited. Journal of Development Economics, 2000, 62(2): 445-476.

[4] 萬倫來, 朱駿鋒, 沈典妹. 淮河流域經(jīng)濟增長與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量變化的關(guān)系——來自1998-2007年安徽淮河流域的經(jīng)驗. 地域研究與開發(fā), 2009, 28(4): 125-128, 138-138.

[5] Kijima M, Nishide K, Ohyama A. Economic models for the environmental Kuznets curve: A survey. Journal of Economic Dynamics and Control, 2010, 34(7): 1187-1201.

[6] Cavlovic T A, Baker K H, Berrens R P, Gawande K. A meta-analysis of environmental Kuznets curve studies. Agricultural and Resource Economics Review, 2000, 29(1): 32-42.

[7] 黃智華, 薛濱, 逄勇. 太湖水環(huán)境演變與流域經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系及趨勢. 長江流域資源與環(huán)境, 2006, 15(5): 627-631.

[8] 孟偉. 中國流域水環(huán)境污染綜合防治戰(zhàn)略. 中國環(huán)境科學, 2007, 27(5): 712-716.

[9] 劉昌明, 王紅瑞. 淺析水資源與人口、經(jīng)濟和社會環(huán)境的關(guān)系. 自然資源學報, 2003, 18(5): 635-644.

[10] 方鳳滿, 金高潔, 高超. 巢湖水環(huán)境質(zhì)量時空演變特征及成因分析. 水土保持通報, 2010, 30(5): 178-181, 220-220.

[11] 肖生春, 肖洪浪. 黑河流域水環(huán)境演變及其驅(qū)動機制研究進展. 地球科學進展, 2008, 23(7): 748-755.

[12] 車越, 楊凱, 范群杰, 張勇. 黃浦江上游水源地水環(huán)境演變規(guī)律及其影響因素研究. 自然資源學報, 2005, 20(2): 163-171.

[13] 焦雯珺, 閔慶文, 成升魁, 袁正, 李靜, 戴忱. 基于污染足跡模型的太湖流域水環(huán)境演變的人文驅(qū)動力評估——以江蘇省常州市為例. 資源科學, 2011, 33(2): 223-229.

[14] 劉濤, 揣小明, 陳小鋒, 楊柳燕, 席北斗, 許其功. 江蘇省西部湖泊水環(huán)境演變過程與成因分析. 環(huán)境科學研究, 2011, 24(9): 995-1002.

[15] 林澤新. 太湖流域水環(huán)境變化及緣由分析. 湖泊科學, 2002, 14(2): 111-116.

[16] 柳輝, 孫華. 經(jīng)濟增長與水環(huán)境質(zhì)量關(guān)系研究——以太湖流域無錫市為例. 資源與產(chǎn)業(yè), 2009, 11(2): 146-149.

[17] 潘鐵山. 太湖流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水環(huán)境污染關(guān)系初探——以江蘇省蘇錫常三市為例. 科技資訊, 2012, (7): 145-146.

[18] 靳曉莉, 高俊峰, 趙廣舉. 太湖流域近20年社會經(jīng)濟發(fā)展對水環(huán)境影響及發(fā)展趨勢. 長江流域資源與環(huán)境, 2006, 15(3): 298-302.

[19] 郭芬. 遼河流域水生態(tài)與水環(huán)境因子時空變化特征研究 [D]. 北京: 中國環(huán)境科學研究院, 2009.

[20] 蘇丹, 王彤, 劉蘭嵐, 白琳. 遼河流域工業(yè)廢水污染物排放的時空變化規(guī)律研究. 生態(tài)環(huán)境學報, 2010, 19(12): 2953-2959.

[21] 李艷利, 徐宗學, 李磊, 李艷粉. 遼河流域環(huán)境要素對水生態(tài)的影響. 環(huán)境科學與技術(shù), 2012, 35(4): 107-111.

[22] 王輝, 欒維新, 康敏捷, 趙冰茹. 遼河流域社會經(jīng)濟活動的環(huán)境污染壓力研究——以氮污染為研究對象. 生態(tài)經(jīng)濟, 2012, (8): 152-157.

[23] 王亞平, 劉建東, 史玉強, 孫曉怡, 李琳. 遼寧大伙房水庫水質(zhì)動態(tài)變化研究. 環(huán)境保護與循環(huán)經(jīng)濟, 2008, 28(6): 49-51.

[24] 趙衛(wèi), 劉景雙, 蘇偉, 竇晶鑫. 遼寧省遼河流域水環(huán)境承載力的多目標規(guī)劃研究. 中國環(huán)境科學, 2008, 28(1): 73-77.

[25] 王西琴, 張艷會. 遼寧省遼河流域污染現(xiàn)狀與對策. 環(huán)境保護科學, 2007, 33(3): 26-28, 31-31.

[26] 劉偉, 劉革. 遼寧省水環(huán)境演變趨勢分析. 東北水利水電, 2003, 21(1): 53-53, 58-58.

[27] 劉星才, 徐宗學, 張淑榮, 徐華山. 流域環(huán)境要素空間尺度特征及其與水生態(tài)分區(qū)尺度的關(guān)系——以遼河流域為例. 生態(tài)學報, 2012, 32(11): 3613-3620.

[28] 劉艷. 太子河遼陽段近十年COD變化規(guī)律與趨勢的分析. 遼寧城鄉(xiāng)環(huán)境科技, 2003, (3): 21-22.

[29] 盧紋岱. SPSS for Windows統(tǒng)計分析 (第二版). 北京: 電子工業(yè)出版社, 2002.

[30] 沈滿洪, 許云華. 一種新型的環(huán)境庫茲涅茨曲線——浙江省工業(yè)化進程中經(jīng)濟增長與環(huán)境變遷的關(guān)系研究. 浙江社會科學, 2000, (4): 53-57.

An empirical research on the relationship between water environment and economic development in liaohe river watershed

DU Xin1,2, XU Dong3, FU Xiao1,*, WU Gang1

1StateKeyLaboratoryofUrbanandRegionalEcology,ResearchCenterforEco-EnvironmentalSciences,ChineseAcademyofSciences,Beijing100085,China2UniversityofChineseAcademyofSciences，Beijing100049,China3ShenyangNormalUniversity,Shenyang110034,China

Taking a river watershed as a unit to regulate socio-economic development and environmental protection, is an effective way to achieve sustainable development. And therefore it is unfolding to carry out a study of the interaction between the socio-economic development and the changes in the water environment in a river watershed. Using multiple linear regression analysis, selecting socio-economic indicators (the primary industry GDP, the secondary industry GDP, the end of the total population of one year) as the independent variable, water quality indicators (concentration of CODMnand NH3-N) as the dependent variable, quantitative research of the relationship between the socio-economic development and water environment was carried out from 2001 to 2010 in Liaohe River watershed. And the environmental Kuznets curve was simulated by taking water environment indicators (concentration of CODMnand NH3-N) and economic growth indicators (per capita GDP) as indicators. And the results showed that the secondary industry GDP, population are important factors to affect the changes of the concentration of CODMn, and there are many factors to influence NH3-N concentration. And relationship curve between the economic growth and water environment is not fully consistent with the typical Kuznets Curve in Liaohe River Watershed. Accompanied rapid economic growth, industrial point source pollution discharge control should carry out, and agricultural nonpoint source pollution control efforts should be strengthened at the same time.

Liaohe River watershed; evolution of the water environment; economic development; multivariate regression analysis; environmental Kuznets curve

中國科學院項目(STSN-13-07); 國家重點實驗室項目(SKLURE2010-1-6)

2013-11-101;

日期:2014-07-18

10.5846/stxb201311011519

*通訊作者Corresponding author.E-mail: xiaofu@rcees.ac.cn

杜鑫, 許東, 付曉 吳鋼.遼河流域遼寧段水環(huán)境演變與流域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系.生態(tài)學報,2015,35(6):1955-1960.

Du X, Xu D, Fu X, Wu G.An empirical research on the relationship between water environment and economic development in liaohe river watershed.Acta Ecologica Sinica,2015,35(6):1955-1960.