1、主成分分析在城市可持續發展評價中的應用黃友均 1, 許 建 23, 黎澤倫 3(1. 安徽大學生命科學學院 , 安徽合肥 230039;2. 安徽省環境保護局 , 安徽合肥 230061;3. 合肥工業大學 , 安徽合肥 230009摘要 基于可持續發展理論 , 選取 19項指標建立了城市可持續發展評價指標體系。 提出主成分分析方法在城市可持續發展評價中的 應用思路和過程 , 采用社會科學統計軟件包 SPSS (13. 0 對合肥 “ 十五” 期間可持續發展狀況進行實證評價研究。 最終選取 3個主成分 , 建 立了綜合評價模型并計算得到了城市可持續發展綜合評價值。 結合定性方法 , 對合肥市可

2、持續發展狀況進行討論得到 :“ 十五” 期間 , 合 肥市可持續發展總體水平逐年上升 , 其中第三產業占 G DP 比例、 人均耕地面積和工業廢水排放達標率對合肥市可持續發展起著負面作 用。 研究結果可為合肥可持續發展的布局與規劃提供理論依據 , 同時驗證了主成分分析方法在城市可持續發展中的可行性。關鍵詞 主成分分析 ; 城市可持續發展 ; 指標體系 ; 綜合評價值中圖分類號 F291 文獻標識碼 A 文章編號 0517-6611(2007 24-07597-Study and Application of the P rincip al Component A nalysis in Sust

3、ainable of rb anHUANG You 2jun et all (Sch ool of Life Science , Anhui UniversityAbstract T he evaluation indices system of ent theory of sustainable developm ent. T he application of the principal com ponent analysis was the of sustainable developm ent of H efei from the year 20012005by the SPSS (s

4、tatistics package s (13. s principal com ponents were ch osen at last , and then the com prehensive m odel was established and the T hen the sustainable developm ent state of H efei was discussed. It was concluded that the sustain 2 able developm ent state of ; the ratio of third industry to G DP ,

5、percentage of industrial waste water up to the standards for discharge and area per capita of held back sustainable developm ent of H efei. T he results can provide the theory basis for the lay out of sustainable de 2 velopm ent of H efei , at the sam e tim e , which proved the practicability of app

6、lication of the principal com ponent analysis in sustainable developm ent. K ey w ords Principal com ponent analysis ;Sustainable developm ent of urban ;E valuation indices system;C om prehensive index 可持續發展已經成為當代研究的熱點和前沿 , 而城市可 持續發展是可持續發展的重要組成部分。 隨著城市化水平 的不斷提高 , 城市在社會和經濟發展中的主導作用更加顯 著 1-2, 城市可持續發展水平

7、的評估對于城市的發展也越來 越重要。 關于城市可持續發展評價的研究已有很多 , 且主成 分分析方法在不同城市橫向的比較研究中也得到了不同的運 用 3, 說明主成分分析方法在不同城市可持續發展評價中的比 較研究是有實際價值的。 筆者在此基礎上 , 以合肥市為例 , 運 用主成分方法從縱向來評價研究城市可持續發展狀況。 1 城市可持續發展評價指標體系的建立1987年世界環境與發展委員會在 我們共同的未來 報 告中第一次闡述了可持續發展的概念 , 得到了國際社會的廣 泛共識。 可持續發展指既滿足現代人的需求又不損害后代 人滿足需求的能力 4, 即經濟、 社會、 資源和環境保護協調發 展。 可持續發展

8、與環境保護既有聯系 , 又不等同 , 環境保護 是可持續發展的重要方面。 可持續發展的核心是發展 , 但要 求在嚴格控制人口、 提高人口素質和保護環境、 資源持續利 用的前提下進行經濟和社會的發展 5-6。 建立可持續發展 指標體系 , 需要考慮整個城市經濟、 人口、 社會、 環境等綜合 因素 , 另外 , 考慮到數據的可獲得性及科學性 , 筆者選用 19項指標建立了合肥市可持續發展評價指標體系 (表 1 。 2 實證研究2. 1 對數據進行標準化處理 指標之間由于各自單位、 量 級的不同而存在著不可公度性 , 對其進行綜合評價時 , 為了 盡可能地反映實際情況 , 必須排除由于各項指標的單位

9、不同 以及其數值量級間的懸殊差別所帶來的影響 , 需要對評價指 標作無量綱化處理。 指標標準化的方法很多 , 筆者從計算準作者簡介 黃友均 (1979- , 女 , 重慶人 , 碩士研究生 , 研究方向 :環境管 理與規劃。 3通訊作者 , 碩士生導師 , 高級工程師。收稿日期 2007204229 確方便的角度出發利用 SPSS 軟件 , 通過 Analyze 對話框直接 對原始數據進行標準化 9。2. 2 建立相關系數矩陣 , 選擇主成分 根據主成分分析方 法 , 利用社會統計軟件 SPSS (13. 0 計算得到城市可持續發展 的相關系數矩陣 10, 由于篇幅原因 , 只列出方差分解主成

10、分 提取分析結果 (表 2 和初始因子載荷矩陣 (表 1 。 由數據分 析知 , 人均糧食產量、 第三產業從業人員比例、 人口自然增長 率、 人均擁有道路面積、 人均生活用水量、 工業廢水排放達標 率與其他指標相關性不是很大 , 信息重疊性不強 , 而其他大 部分的數據存在信息量的重疊。 表 1 城市可持續發展評價指標體系及初始因子載荷矩陣 項目 指標主成分123 X 1人均生產總值 元 0. 979-0. 179-0. 097 X 2城鎮居民人均年可支配收入 元 0. 998-0. 0540. 013 X 3農民人均年純收入 元 0. 9960. 063-0. 049 X 4人均財政收入 元

11、 0. 9970. 049-0. 056 X 5第三產業占 G DP 比例 %0. 804-0. 582-0. 116 X 6全社會人均固定資產投資 %0. 999-0. 0280. 009 X 7人均糧食產量 kg 0. 3110. 509-0. 793 X 8城鎮化水平 %0. 971-0. 051-0. 152 X 9第三產業從業人員比例 %0. 8860. 4310. 068 X 10醫院床位數 張 /萬人 0. 876-0. 462-0. 136 X 11人口自然增長率 %-0. 3990. 6890. 603 X 12高等學校在校學生 人 /萬人 0. 9880. 0970. 04

12、9 X 13城鎮居民人均居住面積 m 20. 958-0. 1760. 088 X 14城鎮居民恩格爾系數 %0. 973-0. 1570. 166 X 15人均擁有道路面積 m 20. 8310. 1260. 513 X 16人均公共綠地面積 m 20. 9030. 1330. 399 X 17人均耕地面積 hm 2-0. 989-0. 0980. 019 X 18人均生活用水量 L/d 0. 2790. 912-0. 252 X 19工業廢水排放達標率 %-0. 566-0. 7970. 048 注 :數據主要來源于 合肥市統計年鑒 7和 安徽省統計年鑒 8。 主成分個數提取原則為 :主成

13、分對應的特征值大于 1的安徽農業科學 ,Journal of Anhui Agri. Sci. 2007,35(24 :7597-7598,7600 責任編輯 孫紅忠 責任校對 李洪 前 m 個主成分 , 且主成分累積貢獻率大于 85%。 特征值在 某種程度上可以被看成是表示主成分影響力度大小的指標。 從表 2可知 , 提取 3個主成分 , 即 m =3, 從表 1可知 X 11、 X 18、X 19在第 2主成分上有較高載荷 , X 7在第 3主成分上有較高載荷 , 其余指數在第一主成分上均有較高載荷 ; 根據表 2, 前3個主成分累積貢獻率為 98. 67%, 從這也可以判斷出選取 3個主

14、成分可以基本反映所有指標的信息。用表 1(主成分載荷矩陣 中的數據除以主成分對應的特 征值開平方根便可得到 3個主成分中每個指標對應的系數。表 1主成分載荷實際就是各指標因子與相應主成分間 的相關系數。 由表 1主成分 F 1知 , 人均生產總值、 城鎮居民 人均年可支配收入、 農民人均年純收入等與第 1主成分上有 較大的正相關性 ; 人口自然增長率、 人均耕地面積、 排放達標率與主成分 F 1有較大的負相關性。 濟系統與人口、 , 素的影響。 與經濟社會的和諧。 人口自然增長率、 人均生活用水量與主 成分 F 2有較大的正相關性 , 第三產業占 G DP 比例、 工業廢水 排放達標率與主成分

15、 F 2有較大的負相關性。 進一步表明了 人口、 環境與經濟相互促進、 相互制約的辨證關系。 主成分F 2主要包含了人口自然增長率、 人均生活用水量、 工業廢水排放達標率的信息。 人口自然增長率與主成分 F 3有較大的 正相關性 , 人均糧食產量與主成分 F 3有較大的負相關性 , 表 明經濟與人口的制約關系。 第 3主成分主要包含了人均糧 食產量的負相關信息。 表 2方差分解主成分提取分析結果 分初始特征值特征值方差貢 累積方差貢旋轉后的特征值特征 方差貢 累積方差貢 114. 063 74. 01574. 01514. 063 74. 01574. 01523. 09016. 26590.

16、 2813. 09016. 26590. 28131. 5948. 38998. 6701. 5948. 38998. 67040. 2531. 33010057. 16E 20163. 77E 201510064. 12E 20162. 17E 201510072. 80E 20161. 48E 201510082. 22E 20161. 17E 201510091. 74E 20169. 13E 2016100101. 50E 20167. 88E 2016100115. 37E 20172. 83E 201610012-4. 18E 2017-2. 20E 201610013-7. 95

17、E 2017-4. 18E 201610014-1. 48E 2016-7. 78E 201610015-1. 92E 2016-1. 01E 201510016-3. 74E 2016-1. 97E 201510017-5. 13E 2016-2. 70E 201510018-5. 78E 2016-3. 04E 201510019-1. 05E 2015-5. 53E 20151002. 3 計算綜合模型 用表 1中的數據除以主成分相對應的特征值開平方根便得到 3個主成分中每個指標的系數 , 利用SPSS 軟件可直接得到各系數。 各主成分表達式如下 : F 1=0. 26ZX 1+0. 2

18、7ZX 2+0. 27ZX 3+0. 27ZX 4+0. 21ZX 5+0. 27ZX 6+0. 08ZX 7+0. 26ZX 8+0. 24ZX 9+0. 23ZX 10-0. 11ZX 11+0. 26ZX 12+0. 26ZX 13+0. 26ZX 14+0. 22ZX 15+0. 24ZX 16-0. 26ZX 17+0. 07ZX 18-0. 15ZX 19 F 2=-0. 10ZX 1-0. 03ZX 2+0. 04ZX 3+0. 03ZX 4-0. 33ZX 5-0. 02ZX 6+0. 29ZX 7-0. 03ZX 8+0. 25ZX 9-0. 26ZX 10+0. 39ZX

19、11+0. 06ZX 12-0. 10ZX 13-0. 09ZX 14+0. 07ZX 15+0. 08ZX 16-0. 06ZX 17+0. 52ZX 18-0. ZX 19 F 3-0. ZX 1+02-0. 3-0. 04ZX 4-0. 09ZX 5+. 0160. 0ZX 8+0. 05ZX 9-0. 11ZX 1011+0. 04ZX 12+0. 07ZX 13+0. 13ZX 14+0. 41ZX 15+0. 32ZX 16+0. 02ZX 17-0. 20ZX 18+0. 04ZX 19 主成分綜合模型如下 :F =F 1 0. 75+F 2 0. 165+F 3 0. 085將

20、各主成分的表達式代入上式即可得到最終綜合評價 模型如下 : F =0. 1717ZX 1+0. 20605ZX 2+0. 2057ZX 3+0. 20405ZX 4-0. 0954ZX 5+0. 2077ZX 6+0. 0543ZX 7+0. 1851ZX 8+0. 2255ZX 9+0. 12025ZX 10+0. 06105ZX 11+0. 2115ZX 12+0. 19005ZX 13+0. 39465ZX 14+0. 2442ZX 15+0. 246ZX 16-0. 2016ZX 17+0. 072ZX 18-0. 6234ZX 192. 4 結果與分析 將標準化數據代入綜合評價模型

21、, 即可得到合肥 “ 十五” 期間的可持續發展綜合值 (圖 1 。 圖 1顯 示 , “ 十五” 期間 , 合肥市可持續發展水平逐年上升 , 到 2005年 已經達到較高水平 , 這在合肥市的各個方面得到了綜合的實 例驗證。 經濟發展呈上升趨勢。 人均生產總值、 城鎮居民人 均年可支配收入、 農民人均年純收入、 人均財政收入、 全社會 人均固定資產投資等衡量經濟發展水平的重要指標均單調 遞增。 這與可持續發展水平變化一致 , 說明經濟因素對于合 肥市整個可持續發展水平的提高起著非常重要的作用。圖 1 合肥 “ 十五” 期間可持續發展水平綜合值“ 十五” 期間 , 合肥市城鎮化水平不斷提高 ,2

22、005年城鎮 化率達 35. 5%。 人口自然增長率變化較復雜 ,2004年達到最 高 ,2005年下降至最低 , 說明 2005年合肥市人口控制較好 , 對(下轉第 7600頁 8957 安徽農業科學 2007年者或受害者被補償” 的原則。 按照事權劃分 , 對于受益對象 明確的 , 由受益對象補償 ; 社會受益或受益對象不明確的 , 由 政府補償。4 構建淮河流域水資源生態補償制度問題探討4. 1 補償主體的認定 淮河流域水資源生態補償制度應根 據具體情況確定補償主體。 流域水資源的開發利用者、 水資 源輸入地區、 水環境污染者在追求自身利益最大化的過程中 導致了外部不經濟性。 因此 ,

23、作為流域水資源生態補償的社 會主體 , 應當承擔相應的生態補償責任和義務。保護流域水資源的生態建設活動具有外部經濟性 , 生態 建設活動所產生的效益會使許多人受益。 但從長遠看 , 流域 生態建設地區的生態建設活動改善了當地的水資源環境 , 成 為水資源生態建設的最終受益者。 流域水資源生態補償制 度應確立受補償地區是自我補償的主體。, , 分為 中央、 省、在流域水資源生態恢復建設初期 , 應以國家和社會補償 為主、 自身補償為輔 ; 流域水生態環境有了一定的修復能力 后 , 應以自我補償為主 , 國家和社會補償為輔。4. 2 補償對象的范圍 流域水資源生態保護是一種具有很 強外部經濟效應的

24、活動 , 如果對保護者不給予必要的補償 , 就會導致普遍的 “ 搭便車” 行為 , 出現供給的嚴重不足。 “ 在 市場經濟條件下 , 生態保護必須有經濟上的補償才能持 續。 ” 5因此 , 流域水資源生態補償制度 , 應確立以下 2種補 償對象 : 水資源生態環境的建設者。 流域水資源生態建設 者進行水資源生態建設和保護 , 投入了大量精力和代價 , 甚 至犧牲了當地經濟發展的機會 , 為保護流域水資源作出貢 獻。 水資源污染和水生態破壞的受害者。 污染物排放引 起流域水環境的破壞 , 使水資源利用價值降低、 可用水量減 少 , 給受害地區和受害者造成人身損害和財產損失 , 生存空 間和發展機

25、會受到限制。4. 3 生態補償方式的選擇4. 3. 1 政策補償。 指上級政府對下級政府的權力和機會補 償。 受補償者在授權的權限內 , 利用制訂流域水資源政策的 優先權和優惠待遇 , 制訂一系列創新性政策 , 促進流域水資 源的合理開發、 利用和保護。4. 3. 2 資金補償。 指以直接或間接的方式向受補償區提供 資金支持。 贈款、 減免稅收、 退稅、 信用擔保的貸款、 貼息等。4. 3 勞力和土地等進行 , 增強水資源保護和建設的4. 3. 4 智力補償。 指由水資源的生態補償者開展智力服 務 , 向受補償者提供無償技術咨詢和指導 , 培養受補償地區 或群體的技術人才和管理人才 , 輸送各

26、類專業人才 , 提高受 補償者技能、 技術含量和組織管理水平。淮河流域水資源生態補償制度 , 應有利于多重補償類型 的組合和派生 , 以便建立起國家、 地方、 區域、 行業多層次的 補償系統 , 實施政府主導、 市場運作、 公眾參與的多樣化淮河 流域水資源生態補償方式。參考文獻1王慶 , 陳吉余 . 淮河流域綜合治理與南水北調 (東線 工程 J.長江流 域資源與環境 ,1998,7(4 :378-384.2錢敏 . 構筑人水和諧的新淮河 J.治淮 ,2004(10 :5-7.3林振山 , 齊相貞 . 長江岸線資源開發的若干環境問題和對策 J.長江 流域資源與環境 ,2005(1 :24-27.

27、4任勇 , 俞海 , 馮東方 , 等 . 建立生態補償機制的戰略與政策框架 J.環 境保護 ,2006(10A :18-23.5曹明德 . 對建立我國生態補償制度的思考 J.法學 ,2004(3 :40-43.(上接第 7598頁 可持續發展無消極影響。 社會福利越來越完善 , 醫院床位 數、 高等學校在校學生、 人均公共綠地面積等均逐年增加。 第三產業占 G DP 比例、 人均耕地面積、 工業廢水排放達標 率對 “ 十五” 期間合肥市可持續發展有負面作用。 第三產業占 G DP 比例和工業廢水排放達標率非單調變化 , 第三產業占 G DP 比例在 2005年達最高值。 為了提高合肥市可持續發展水平 , 必須采取相應的措施 , 將其負面影響轉為正面促進作用。 3 結論前人大多針對多個城市可持續發展水平進行橫向比較 , 而筆者則對一個城市進行縱向分析比較 , 定量考察城市的綜 合實力水平的變化情況。 分析結果基本符合城市發展的實際 情況 , 證明利用主成分分析城市可持續發展狀況是可行的。 城市的不斷發展必然導致綜合實力的不斷增強 , 城市之 間綜合實力的強弱只是特定時間和空間上的相對差別 , 是動 態與靜態的結合 11。 城市的可持續發展水平涉及到多方 面 , 只有各個領域均處于領先地位 , 城市可持續發展實力才 會強大 , 不能只強調一方面而忽視了其他方面。 筆者只是作 了初步分