檀菲菲, 陸兆華,2,*

1 中國礦業(yè)大學(xué)(北京)化學(xué)與環(huán)境工程學(xué)院, 北京　100083 2 濱州學(xué)院山東省黃河三角洲生態(tài)環(huán)境重點實驗室, 濱州　256603

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基于NLPCA-GSO可持續(xù)發(fā)展評價
——以環(huán)渤海區(qū)域為例

檀菲菲1, 陸兆華1,2,*

1 中國礦業(yè)大學(xué)(北京)化學(xué)與環(huán)境工程學(xué)院, 北京100083 2 濱州學(xué)院山東省黃河三角洲生態(tài)環(huán)境重點實驗室, 濱州256603

摘要:區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平、發(fā)展的持續(xù)性和系統(tǒng)的協(xié)調(diào)性是區(qū)域可持續(xù)發(fā)展定量評價研究的三角構(gòu)架，而在傳統(tǒng)上基于各子系統(tǒng)主成分分析結(jié)果直接進(jìn)行形色各異的加權(quán)計算對可持續(xù)發(fā)展評價而言是有待商榷的。提出了非線性主成分分析和施密特正交化(NLPCA-GSO)相耦合的方法評價區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展水平來彌補(bǔ)傳統(tǒng)方法的不足，并由此建立區(qū)域發(fā)展持續(xù)性模型和可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)協(xié)調(diào)度模型，再以環(huán)渤海區(qū)域為實證分析其2001—2010 年的可持續(xù)發(fā)展?fàn)顩r。結(jié)果表明：基于NLPCA-GSO的可持續(xù)發(fā)展水平模型可以很好地彌補(bǔ)傳統(tǒng)主成分分析及對各子系統(tǒng)結(jié)果的綜合評價的不足；區(qū)域發(fā)展持續(xù)性模型、協(xié)調(diào)性模型和區(qū)域可持續(xù)系統(tǒng)變化的濾波分析形象地揭示區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的實質(zhì)和內(nèi)涵；實證研究表明環(huán)渤海區(qū)域在研究時段內(nèi)可持續(xù)發(fā)展水平有所上升，而環(huán)境子系統(tǒng)持續(xù)性的下降是引起區(qū)域發(fā)展持續(xù)性和系統(tǒng)協(xié)調(diào)度的變化的主要原因。研究結(jié)果可豐富區(qū)域可持續(xù)發(fā)展評價的方法學(xué)，也可為環(huán)渤海區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展研究奠定基礎(chǔ)。

關(guān)鍵詞：非線性主成分分析；施密特正交化；可持續(xù)發(fā)展評價；環(huán)渤海區(qū)域

可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)是由生態(tài)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)和社會組成的復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)[1]，單因素的孤立性研究或子系統(tǒng)要素之間的研究是難以全面地把握區(qū)域可持續(xù)發(fā)展問題的本質(zhì)。而區(qū)域可持續(xù)發(fā)展評價的實質(zhì)是對研究區(qū)域的環(huán)境-經(jīng)濟(jì)-社會復(fù)合系統(tǒng)的發(fā)展水平、持續(xù)性和協(xié)調(diào)性的綜合能力的評估和預(yù)測[2]，從而指引管理者和決策者通過實現(xiàn)努力地轉(zhuǎn)變生產(chǎn)和生活方式使環(huán)境和社會條件穩(wěn)定地支撐人類的人身安全、財富和健康[3], 因此，對可持續(xù)發(fā)展的度量和評價正是實施可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的基礎(chǔ)和核心環(huán)節(jié)[4]。近年來，盛行的評價方法主要可分為社會經(jīng)濟(jì)學(xué)方法、生態(tài)學(xué)方法、系統(tǒng)學(xué)方法和新興方法四大類，其中GDP核算[5]、真實儲蓄率測算法[6]、人類發(fā)展指數(shù)模型[7]等屬于社會經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，生態(tài)足跡[8]、能值分析[9]、物質(zhì)流分析[10]等屬于生態(tài)學(xué)方法，而系統(tǒng)學(xué)方法主要包括指標(biāo)體系法[11]、模糊數(shù)學(xué)方法[12]、系統(tǒng)動力學(xué)法[13]、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析[14]，新興方法包括非線性模型[15](如神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)、支持向量機(jī)等模型)、線性模型[16](如物元可拓法、集對分析法等)和一些優(yōu)化算法(如遺傳算法、蟻群算法等)[15]。

而系統(tǒng)學(xué)方法中的指標(biāo)體系法因其能較全面地反映和囊括整個可持續(xù)發(fā)展復(fù)雜巨系統(tǒng)而頗受學(xué)者青睞[17- 18]，其中主成分分析法的運(yùn)用尤為廣泛[19- 21], 且評價過程中區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)的發(fā)展水平[22- 23]或協(xié)調(diào)度[24]通常源于各子系統(tǒng)分別完成主成分計算后的二次判斷。但傳統(tǒng)主成分分析方法常受指標(biāo)間相關(guān)程度的影響，其結(jié)果也存在著線性映射等先天不足[25- 27]，而且一旦各子系統(tǒng)的樣本群不同，無論經(jīng)過相關(guān)矩陣或協(xié)方差矩陣的預(yù)處理后數(shù)值都是變化多端的，繼而造成的主成分與方差貢獻(xiàn)率的變化，甚至多次評價結(jié)果的不一致，所以從原理上來看主成分分析法只適于子系統(tǒng)本身的一次性評價[28]，因此利用各子系統(tǒng)主成分分析的結(jié)果直接進(jìn)行可持續(xù)發(fā)展評價的做法實際上忽略了主成分分析的本質(zhì)。鑒于此，本文提出非線性主成分分析和施密特正交化耦合的方法來改進(jìn)對各子系統(tǒng)主成分分析后的綜合可持續(xù)發(fā)展水平評價，并在此基礎(chǔ)上建立區(qū)域發(fā)展的持續(xù)性模型和可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)協(xié)調(diào)度模型。

同時，根據(jù)已建模型對環(huán)渤海區(qū)域2001—2010年的可持續(xù)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行實證分析。環(huán)渤海區(qū)域是中國三大經(jīng)濟(jì)圈之一[29]，也是中國經(jīng)濟(jì)的第三增長極和中國北方經(jīng)濟(jì)最活躍和發(fā)達(dá)的區(qū)域，主要包括京津冀、遼寧、和山東在內(nèi)的三省二市，加快環(huán)渤海地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展既是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷的結(jié)果，也是國家宏觀戰(zhàn)略發(fā)展的需要，而且相關(guān)的戰(zhàn)略和政策制定需要通過可持續(xù)發(fā)展的定量評價研究來支撐，因此環(huán)渤海區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展評價是該區(qū)域?qū)崿F(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的基本前提，也可為其他中觀尺度研究提供示范。

1研究方法

1.1非線性主成分分析

非線性主成分(Nonlinear Principal Component Analysis,記作NLPCA)一般包括Hastie和Stuetzle提出的主曲線和主曲面方法[30]、scholkopf提出的核主成分分析[31]以及Aitchison提出的中心對稱比變換[32- 35]，本文引用的NLPCA的中心思想源于后者。

一般來說，中心對稱比變換可由描繪的原始數(shù)據(jù)的散點圖的特征作出[34]，若設(shè)有n個樣本，p個指標(biāo)，則NLPCA的步驟如下：

(1)對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化對數(shù)比變換

(1)

(2)計算中心化對數(shù)比樣本協(xié)方差矩陣

S=(sij)p×p

(2)

其中

(3)從S出發(fā)求主成分，此后步驟類似于傳統(tǒng)主成分分析。

(3)

1.2格萊姆施密特正交化

格萊姆施密特正交化(Gram Schmidt Orthogonalization,記作GSO)是線性代數(shù)中常用的正交化方法，它提供了通過子空間上的一個基向量得出其他正交基的一種方法，并可進(jìn)一步求出對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)正交基，其基本思想是利用投影原理在已有正交基的基礎(chǔ)上構(gòu)造新的正交基[36]。式(4)—(6)為三維向量正交化的一般過程。

由于可持續(xù)發(fā)展評價過程中各子系統(tǒng)的評價結(jié)果實質(zhì)是源于自身樣本群的主成分分析聚合值，不同樣本群的數(shù)據(jù)離散程度的差異萬千導(dǎo)致了各子系統(tǒng)的可持續(xù)發(fā)展水平評價只適于一次性分析[27- 28]，因而本文認(rèn)為傳統(tǒng)的基于主成分分析的可持續(xù)發(fā)展評價研究中對各子系統(tǒng)的形色各異的加權(quán)計算是有待于商榷的[22- 24]。而本文認(rèn)為若對全部子系統(tǒng)的主成分得分形成的向量組進(jìn)行以各向量為基底向量的有限次正交化，從而通過投影的原理使得各子系統(tǒng)的評價結(jié)果保持獨立和有可比性，因此引入正交化與非線性主成分分析的耦合來優(yōu)化評價過程。

(4)

(5)

(6)

1.3NLPCA- GSO可持續(xù)發(fā)展評價模型構(gòu)建1.3.1數(shù)據(jù)預(yù)處理

依據(jù)文獻(xiàn)[25,33]對多指標(biāo)無量綱化方法的討論，本文采用均值化方法對指標(biāo)進(jìn)行無量綱化，以避免出現(xiàn)極差法和z- score等處理方法可能所致的不足，包括原始數(shù)據(jù)群差異性的消除和權(quán)重過分依賴極大和極小值，并在均值化處理之前對逆向指標(biāo)用倒數(shù)法采取同趨勢化處理[37]。從而，區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平、發(fā)展持續(xù)性和系統(tǒng)協(xié)調(diào)度模型的構(gòu)建依次如下：

1.3.2區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平模型

將區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)劃分為社會、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境3個子系統(tǒng)[16,38]，按照上述NLPCA的步驟對n組樣本(空間角度分析時不同樣本指不同區(qū)域，時間角度下則指不同年份)分別根據(jù)非線性主成分分析求出每個子系統(tǒng)的可持續(xù)發(fā)展水平(Sustainable development level, 記作SDL)。再令3個子系統(tǒng)的得分值(記作NLPCA- SDL)為一個n×3的向量組，以3個列向量(即社會、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境子系統(tǒng)2001—2010年的主成分得分)分別作為基底向量對向量組進(jìn)行正交化及單位化處理，并對所得的3個n維列向量求和，不同基底向量正交化的列向量之和的平均值可表征區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平(記作SDLGSO)。無論是線性還是非線性主成分分析方法計算出的SDL值僅對每個子系統(tǒng)的樣本群有意義，而不適于與其他子系統(tǒng)進(jìn)行橫向比較或加權(quán)求和[26- 28]。

為保證整個區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)SDL評價的合理性，本文在得到上述3個子系統(tǒng)的SDL基礎(chǔ)上對其進(jìn)行正交化和單位化，使得向量SDLGSO在其他方向的映射為零，而且以3個列向量分別為基底向量的處理方式鞏固了結(jié)果的均質(zhì)性，可合理地解決各個子系統(tǒng)可持續(xù)發(fā)展水平上的不可比性，實現(xiàn)各子系統(tǒng)SDL在可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)角度的統(tǒng)一，其結(jié)果能表征區(qū)域SDL在不同樣本之間的變化值(比如時間序列的樣本下可表征SDL的變化趨勢)。

1.3.3區(qū)域發(fā)展持續(xù)性模型

(7)

(8)

式中，x指SDL值，x0設(shè)定為第一個樣本的值(SDL1)，n為樣本的數(shù)量，Δt為樣本間隔數(shù)，v代表下一個樣本SDL值相對上一個的增速，第i個速度作為第i+1個樣本的初速度，n個樣本只有n-1個平均速度，本文只需計算v1并令其為全部樣本的初速度。

1.3.4區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)協(xié)調(diào)度

區(qū)域可持續(xù)發(fā)展協(xié)調(diào)度能反映系統(tǒng)內(nèi)部各子系統(tǒng)之間協(xié)調(diào)發(fā)展水平，以及經(jīng)濟(jì)、社會和環(huán)境之間的關(guān)聯(lián)效率，用以評判區(qū)域社會經(jīng)濟(jì)與環(huán)境是否協(xié)同發(fā)展[39]。由于通過NLPCA-GSO耦合分析得到的各子系統(tǒng)的SDL僅適于計算可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)的SDL，仍然不適宜橫向比較，但各子系統(tǒng)的SRD是適于橫向比較的，而且SRD值更能表征區(qū)域發(fā)展的質(zhì)量，因此本文視各子系統(tǒng)SRD之間的協(xié)調(diào)水平為整個區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)協(xié)調(diào)度(System coordination, 記作SC)，并構(gòu)建模型如下：

(9)

2實證研究

2.1數(shù)據(jù)來源

參考已有研究[18- 19,38,40- 41]，基于科學(xué)性、可行性和針對性等原則綜合全面考慮子系統(tǒng)發(fā)展?fàn)顩r構(gòu)建環(huán)渤海區(qū)域的指標(biāo)體系(表1)。社會子系統(tǒng)的指標(biāo)從人民生活水平(C1—C6)和社會發(fā)展水平(C7—C12)兩方面選??；經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)的指標(biāo)從經(jīng)濟(jì)規(guī)模(C13—C18)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)(C19、C20)和經(jīng)濟(jì)效益(C21、C22)三方面指出；而環(huán)境子系統(tǒng)的指標(biāo)從資源水平(C23、C24)、生態(tài)指數(shù)(C25、C26)、環(huán)境污染(C27—C29)和環(huán)境保護(hù)(C30—C34)等方面選擇，多個指標(biāo)綜合的以上各主題或方面均是組成各子系統(tǒng)不可或缺的基本構(gòu)架。構(gòu)建的指標(biāo)體系旨在盡可能地提高社會- 經(jīng)濟(jì)- 環(huán)境構(gòu)成的可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)的整體性，也考慮指標(biāo)間的獨立性，而部分指標(biāo)間存留的相關(guān)性在主成分分析的過程中可以消除。

其中大部分指標(biāo)由二次計算可得，由于城鄉(xiāng)居民相關(guān)信息統(tǒng)計的口徑不一致所以C2、C5、C6和C8由城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的數(shù)據(jù)重新核算而來，以及其他二次計算，總體來說，為滿足指標(biāo)選取的實用性、可操作性，以及結(jié)果的真實性和可比性，盡可能實現(xiàn)均值、單位均值和百分率等形式表示，如以人均值、密度、所占比例、利用率和達(dá)標(biāo)率等形式表征。

表1　環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展評價指標(biāo)體系

有關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《國家統(tǒng)計年鑒》( 2002—2011) 、《北京統(tǒng)計年鑒》(2002—2011) 、《天津統(tǒng)計年鑒》(2002—2011)、《河北經(jīng)濟(jì)年鑒》(2002—2011)、《山東經(jīng)濟(jì)年鑒》(2002—2011)、《遼寧經(jīng)濟(jì)年鑒》(2002—2011)，并由相應(yīng)年份的中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒和各類公報等補(bǔ)充，環(huán)渤海區(qū)域的數(shù)據(jù)是由分別由各省市數(shù)據(jù)按其人口數(shù)權(quán)重加權(quán)所得。

2.2數(shù)據(jù)處理

本文選取的環(huán)渤海區(qū)域包括北京、天津、河北、山東和遼寧5個省市，因此環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展評價指標(biāo)體系的原始數(shù)據(jù)源于5省市的加權(quán)求和，各種人均值以各省的人口占整個環(huán)渤海區(qū)域的比例為權(quán)重，百分率先通過各省比例還原該屬性值再計算整個環(huán)渤海的比例值，以此類推。

3實證研究結(jié)果與分析

3.1環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平評價

根據(jù)非線性主成分分析法計算出各子系統(tǒng)的主成分綜合得分值(NLPCA-SDL)(表2中第2—4列)，再對3個子系統(tǒng)的NLPCA-SDL值進(jìn)行以3次不同向量為基底的正交化和單位化處理得到SDLGSO(第4—6列)，分別求和再求平均值即為區(qū)域的SDL(第7列)。從第2—4列數(shù)值也可知社會、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境子系統(tǒng)的結(jié)果只能表征各子系統(tǒng)自身在2001—2010年的變化狀況，但橫向比較則不妥也不符合實際，比如2010年環(huán)境子系統(tǒng)的NLPCA-SRD值甚至遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于社會和經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)，2001、2003和2005年也存在類似狀況，因此證實了傳統(tǒng)方法下各子系統(tǒng)簡單的加權(quán)求和所得的SDL(第8列)也不能表征真正的可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)的水平。

表2　環(huán)渤海區(qū)域2001—2010年基于NLPCA-GSO的SDL值結(jié)果

*SDL：可持續(xù)發(fā)展水平 sustainable development level

圖1　環(huán)渤海區(qū)域2001—2010年SDL和SRD變化圖　Fig. 1　The changes of SDL and SRD during 2001—2010 in the Bohai Rim region

結(jié)合表2和圖1可知，2001—2010年環(huán)渤海區(qū)域整體的的可持續(xù)發(fā)展水平有明顯的提高(從-0.6840到0.7807，主成分分析的結(jié)果出現(xiàn)負(fù)值是正常的，總體而言值越大系統(tǒng)發(fā)展水平越大，反之則越小)，其中2006—2010年間出現(xiàn)緩沖階段，2006年下降后再于2008年后回升，反查原始數(shù)據(jù)得知2006年(“十二五”規(guī)劃的起始年)相比之前社會、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)的各項指標(biāo)都得到了改善，而2007年之后并非每項指標(biāo)的改善水平都保持下來，也可能源于各子系統(tǒng)中一些指標(biāo)改善的相互限制，如環(huán)境污染治理投資的比例沒有同步趕上GDP總量的增長，或者表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模的指標(biāo)與資源水平，以及表征經(jīng)濟(jì)效益的指標(biāo)和收入公平指標(biāo)間的相互限制等等。而只有科技水平和分配公平的日益進(jìn)步逐漸抵消了這種相互的限制，才會使可持續(xù)發(fā)展提高到新的水平。同時，圖1中環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平的變化情況與實際情況的對比分析也能夠驗證了NLPCA-GSO模型的可行性，說明只有經(jīng)過非線性和正交化的優(yōu)化處理后主成分分析的結(jié)果才能準(zhǔn)確地應(yīng)用到可持續(xù)發(fā)展評價的理論和實踐中。

3.2環(huán)渤海區(qū)域發(fā)展的持續(xù)性評價

圖1的次橫縱坐標(biāo)(圖上方坐標(biāo))是針對SRD的變化趨勢而言，本研究涉及的持續(xù)性是指2003—2010年間的每一年段的區(qū)域發(fā)展水平相對于2001—2002年間的變化率，以第一個年際間(2001—2002年)的增速為初始增速，由圖可知SRD的變化始終處于下降趨勢卻保持正值，說明該區(qū)域發(fā)展的持續(xù)性下降但區(qū)域發(fā)展水平仍然是保持提高的。但2006年之后的下降幅度逐漸平緩，即2006年之后該區(qū)域發(fā)展持續(xù)性的下降趨勢有所緩解，這一點也可從SDL的絕對水平值上得到驗證，也與事實相符。區(qū)域發(fā)展的持續(xù)性下降主要是由于社會保障水平提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、節(jié)能環(huán)保的技術(shù)創(chuàng)新等方面都還有很大的空間，在未來政府應(yīng)繼續(xù)實行綠色經(jīng)濟(jì)和社會機(jī)制，加大技術(shù)創(chuàng)新、新能源開發(fā)等的投入力度，積極探索適合環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈的生態(tài)文明發(fā)展模式。

由圖1也可知，環(huán)渤海區(qū)域社會子系統(tǒng)的SDL在2003—2010年間是緩慢上升，經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)總體輕微下降，而環(huán)境子系統(tǒng)則大幅度下降，從而也間接地說明了圖2中SRD的下降主要源于環(huán)境子系統(tǒng)SRD的變化。因此若是加快和加大生態(tài)環(huán)境保護(hù)的節(jié)奏和力度，增加環(huán)境子系統(tǒng)的持續(xù)性，可能是改善和調(diào)節(jié)環(huán)渤海區(qū)域發(fā)展的持續(xù)性的一劑最佳良藥。

3.3環(huán)渤海區(qū)域發(fā)展的協(xié)調(diào)性評價

圖2形象地證實了環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的系統(tǒng)協(xié)調(diào)度的變化，各子系統(tǒng)的持續(xù)性大小的分歧和偏差越大其協(xié)調(diào)度小，反之協(xié)調(diào)度越大，也可看出該區(qū)域發(fā)展的協(xié)調(diào)度總體上是呈上升趨勢，但這種協(xié)調(diào)度的提高主要顯現(xiàn)在2006年之前，是由社會子系統(tǒng)持續(xù)性的小幅度提高和環(huán)境子系統(tǒng)持續(xù)性的大幅度下降引起的，尤其是后者。2006年之后，各子系統(tǒng)持續(xù)性的變化相差無幾，因而造成了3個子系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)性的較穩(wěn)定地提高，然而，這種形式下的可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)協(xié)調(diào)性的進(jìn)步是不能夠在本質(zhì)上提高該區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的能力，未來應(yīng)該同步加強(qiáng)社會、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境子系統(tǒng)的持續(xù)性和之間的協(xié)調(diào)性，比如資源生態(tài)承載力的提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和生活水平的提高等多方面的同步實現(xiàn)。

3.4定性綜合評價

基于環(huán)渤海區(qū)域2001—2010年的可持續(xù)發(fā)展水平、持續(xù)性和系統(tǒng)協(xié)調(diào)性的定量地研究結(jié)果(圖2和圖3)，若將三者都定性地分為好、較好、中等、較差和差5個等級，并以SDL的變化程度為基準(zhǔn)將研究時段劃分為表3中5個階段。總體上來看環(huán)渤海區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展綜合能力在10年中有進(jìn)步的趨勢，主要表現(xiàn)為SDL和SC的提高，但SC的有所提高本質(zhì)上是由于環(huán)境子系統(tǒng)的SRD的下降引起的(圖3)，說明環(huán)境子系統(tǒng)水平的優(yōu)化是該區(qū)域當(dāng)前最亟待解決的問題，若是大力敲響生態(tài)環(huán)境保護(hù)的節(jié)奏在未來可能會轉(zhuǎn)變成促進(jìn)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展和促進(jìn)整個環(huán)渤海區(qū)域?qū)崿F(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的最有利因素。表3也可清晰地反映相應(yīng)階段的可持續(xù)發(fā)展的截面狀況，能針對性地找到各時段的具體癥狀。

圖2　環(huán)渤海區(qū)域各子系統(tǒng)SRD、平均SRD和SC變化圖　Fig. 2　The change of SRD in subsystems, average value of SRD and SC

圖3　環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)變化曲線濾波分析　Fig. 3　Filtering analysis of change curve of sustainable development system in Bohai Rim region

表3環(huán)渤海區(qū)域2001—2010年可持續(xù)發(fā)展綜合能力

Table 3Sustainable development comprehensive capability of Bohai Rim region from 2001 to 2010

階段PhaseSDL*SRDSC[2001,2003]差較好差[2004,2005]較差中等較差(2005,2006]中等中等較差[2007,2009]較好較差較好(2009,2010]好較差中等

SC：系統(tǒng)協(xié)調(diào)度 System coordination；SRD：區(qū)域發(fā)展的持續(xù)性 Sustainability of regional development；SDL：可持續(xù)發(fā)展水平 Sustainable development level

結(jié)合上述可持續(xù)發(fā)展的水平、持續(xù)性和協(xié)調(diào)性的分析結(jié)果，環(huán)境子系統(tǒng)的可持續(xù)性是制約環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的瓶頸因子，因此說明傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長至上理念的發(fā)展模式帶來了資源環(huán)境危機(jī)，從而制約了區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的實現(xiàn)，而環(huán)境子系統(tǒng)指標(biāo)集中呈現(xiàn)的水資源和大氣污染指標(biāo)應(yīng)是本地區(qū)的制約因子，它們本質(zhì)上是由重工業(yè)化的過度(尤其河北和山東)、產(chǎn)能過度擴(kuò)張和空間的過度集中(產(chǎn)業(yè)趨同和不良競爭) 等引起的。

3.5環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平曲線的濾波分析

時間序列一般包含長期趨勢和循環(huán)趨勢，為了深入分析環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)變化的表現(xiàn),對可持續(xù)發(fā)展水平(SDL)的時間序列進(jìn)行趨勢要素和循環(huán)要素分解,采用常用的經(jīng)濟(jì)變量長期趨勢分解方法HP濾波分析法，將可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)的變化可分解為趨勢成分和波動成分的時間序列，波動成分也稱之為可持續(xù)發(fā)展變化表現(xiàn)的缺口即實際變化指數(shù)與潛在變化指數(shù)的差額[42],它既可以反映環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)的變化趨勢,也可以反映周期波動的變化軌跡。因此，由圖3可看，2001—2010年，環(huán)渤海區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)的發(fā)展水平缺口小于0的年份有5個，但這并未SDL曲線的潛在變化指數(shù)的平穩(wěn)上升趨勢, 其由-0.68增長到0.44,說明環(huán)渤海區(qū)域近10a綜合的可持續(xù)發(fā)展水平確實不斷提升。但是，研究期間的波動成分的缺口總和接近于0(圖3波動成分曲線)，說明可持續(xù)發(fā)展實際變化指數(shù)與潛在變化指數(shù)相差不大，而2005年之后的波動程度越來越大，且增大幅度明顯，說明雖然整個區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展水平變化率提升了但可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)越來越不穩(wěn)定，可能是由高經(jīng)濟(jì)增長、高能源消耗、高污染排放的根本矛盾引起的,這些加劇了資源、能源和生態(tài)承載能力的緊張程度。同時，也警示了在關(guān)注可持續(xù)發(fā)展水平變化的前提下，也應(yīng)該剖析可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)變化的穩(wěn)定性。因此，環(huán)渤海區(qū)域未來應(yīng)重點降低環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)的敏感性，即其對內(nèi)外變化的響應(yīng)程度，包括能源強(qiáng)度和水、氣、固廢的排放強(qiáng)度等。也應(yīng)該提高系統(tǒng)適應(yīng)外界變化而進(jìn)行的自我調(diào)整能力,包括系統(tǒng)內(nèi)資源的多樣性及利用形式的多樣性，由各種經(jīng)濟(jì)效益和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化帶來的恢復(fù)力，以及科技創(chuàng)新能力指標(biāo)等構(gòu)架而成的支撐力。

4結(jié)論與討論

4.1結(jié)論

綜上，基于NLPCA-GSO耦合方法極大地優(yōu)化和完善了區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平的評價，并且在此基礎(chǔ)上嘗試構(gòu)建的區(qū)域發(fā)展持續(xù)性和可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)協(xié)調(diào)度模型也豐富了區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的定量和評價理論方法。區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)是一個多目標(biāo)系統(tǒng)，對其評價既要考慮運(yùn)行過程，又要考慮最終結(jié)果。實證研究表明2001—2010年環(huán)渤海區(qū)域可持續(xù)發(fā)展水平是波動上升的，然而如果淺顯的調(diào)查研究其可持續(xù)發(fā)展水平是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，只有結(jié)合區(qū)域發(fā)展水平的持續(xù)性變化和可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)性才能更好地揭示可持續(xù)發(fā)展綜合能力的本質(zhì)，與此同時，可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)變化的波動性是驗證可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)穩(wěn)定性的關(guān)鍵因素。研究結(jié)果也說明了當(dāng)前形勢下，盡管科技水平的進(jìn)步能帶來資源能源利用水平和環(huán)境廢物處理能力的提高，但仍然遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能抵消當(dāng)前發(fā)展模式造成的生態(tài)環(huán)境危機(jī)，因此亟需從根本上解決問題，同時也證實了只有可持續(xù)發(fā)展水平、持續(xù)性和系統(tǒng)協(xié)調(diào)性這三駕馬車齊頭并進(jìn)的時候區(qū)域可持續(xù)發(fā)展才能真正實現(xiàn)。

4.2討論4.2.1模型和方法

(1)同趨勢化和標(biāo)準(zhǔn)化方法的選擇：常用的同趨勢化方法有負(fù)向法、倒數(shù)法及與適度值差值的倒數(shù)變換法等，陳軍才[37]證明了負(fù)向法對于逆向指標(biāo)一般無效，當(dāng)指標(biāo)中沒有出現(xiàn)0值時倒數(shù)法較適用而出現(xiàn)0時比較適于運(yùn)用與適度值差值的倒數(shù)變換法，本文選取的指標(biāo)中沒有出現(xiàn)0值，而且各個逆向指標(biāo)倒數(shù)的實際意義也需要一一確認(rèn)，因此同趨勢化方法的選取是有針對性的。常用的數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化方法包括Z-score法、極值法、歸一化法和均值法，但文獻(xiàn)[25]認(rèn)為了Z-score法會消除各指標(biāo)變異程度上的差異，因而經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)不能準(zhǔn)確反映原始數(shù)據(jù)所包含的信息，導(dǎo)致綜合評價的結(jié)果的不準(zhǔn)確，而極差法和歸一化法的優(yōu)點是能使最后的計算結(jié)果處于0—1之間，但它們選取的極大和極小值對指標(biāo)的權(quán)重會產(chǎn)生很大影響。也有文獻(xiàn)[33]證明了均值法不會消除指標(biāo)的變異差異，所以當(dāng)指標(biāo)值都是客觀數(shù)值時一般應(yīng)該用均值化方法對指標(biāo)進(jìn)行無量綱化，而當(dāng)指標(biāo)值是主觀分?jǐn)?shù)時，則用標(biāo)準(zhǔn)化方法可能會更佳[25]。

(2)Gram-Schmidt正交化的引入：此種方法是線性代數(shù)中常用方法，運(yùn)算過程簡潔明了，可操作性強(qiáng)，嘗試引入可持續(xù)發(fā)展水平評價中可以彌補(bǔ)主成分分析評價只適于一次性評價的這種不足。但若正交化時選擇的基底向量不同則導(dǎo)致結(jié)果不同，因此本文以各向量分別為基底向量做正交化和單位化，以及對每組正交化和單位化之后的向量求和后再求平均值來達(dá)到預(yù)期目的，由此改進(jìn)后的區(qū)域SDL即可表征區(qū)域可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)縱向的可持續(xù)發(fā)展水平的變化趨勢。

(3)SRD模型和SC模型：本文構(gòu)建的SRD模型是基于SDL的增長速度的變化而生，由于各子系統(tǒng)的SDL縱向變化趨勢在子系統(tǒng)內(nèi)部是符合實際的，因此可得到各子系統(tǒng)發(fā)展的持續(xù)性，也為子系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)性評價奠定了基礎(chǔ)。但是模型的不足在于若樣本數(shù)為n時SDL的增長速度有n-1個，因此SRD和SC只存在n-2個。且本文的SC模型是針對各子系統(tǒng)持續(xù)性的變化趨勢而言的。

4.2.2局限性和未來方向

區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的分析與評價是一個探索性很強(qiáng)的研究學(xué)科和方向，屬于生態(tài)學(xué)、環(huán)境學(xué)和地理學(xué)等學(xué)科的交叉領(lǐng)域，尚處亟待發(fā)展階段。本文以環(huán)渤海區(qū)域為例，基于傳統(tǒng)主成分分析法評價區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的理論和方法，但受主客觀因素的影響,仍存在一些不足之處，如經(jīng)濟(jì)、環(huán)境系統(tǒng)涉及資料龐大,但由于現(xiàn)行社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計體系的限制，數(shù)據(jù)的可得性造成了部分指標(biāo)無法表現(xiàn)，需要在后續(xù)研究中加以補(bǔ)充、完善，而且，本實證中尚未涉及區(qū)域內(nèi)部各省區(qū)的比較及空間差異方面的研究，這也是下一步工作內(nèi)容。本實證研究側(cè)重在可持續(xù)發(fā)展綜合系統(tǒng)和子系統(tǒng)層面上的定量分析，而區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的實現(xiàn)和環(huán)境管理和規(guī)劃的施行需要精和準(zhǔn)的具體指標(biāo)來引導(dǎo)，因此明確的指標(biāo)層角度與可持續(xù)發(fā)展系統(tǒng)間的定量研究期待通過融入景觀生態(tài)學(xué)和環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)的思想來實現(xiàn)。

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Sustainable development assessment based on NLPCA-GSO: a case study of the Bohai Rim region

TAN Feifei1, LU Zhaohua1,2,*

1SchoolofChemical&EnvironmentalEngineering,ChinaUniversityofMining&Technology,Beijing100083,China2ShandongProvincialKeyLaboratoryofEco-EnvironmentalScienceforYellowRiverDelta,BinzhouUniversity,Binzhou256603,China

Abstract：The regional sustainable development level, sustainability of regional development, and system coordination are the three components comprising regional sustainable development assessments. Traditional methods determining entire sustainable development system levels, including the sustainable development level of societies, economies, and environmental subsystems, using principal component analyses (PCA) are problematic. The sustainable development of the Bohai Rim region, including two municipalities and three provinces in China, is affected by extreme conflicts between socioeconomic development and environmental pollution. We proposed a model coupling nonlinear principal component analysis and Gram-Schmidt orthogonalization (NLPCA-GSO), and provided a holistic regional sustainable development assessment method, including the sustainable development level, sustainability of regional development, and system coordination, in a single society-economy-environment system, using the Bohai Rim region as a case study. The evaluation framework, including the NLPCA-GSO, sustainability of regional development (SRD), and sustainability coordination (SC) models, was initially constructed, and was composed of three modules as three steps in the specific analysis. In the first module, the three subsystems in the sustainable development level were emphasized by NLPCA when the variables were selected, and the comprehensive level of the entire sustainable development system was highlighted by GSO when the different base vectors were determined; in second module, we focused on the dynamic potential of regional development and showed sustainability through the acceleration of the entire sustainable development level between each sample compared to first sample; and in third module, the sustainability of all subsystems was compared and the system coordination changes were emphasized, with a filtering analysis of sustainable development system changes presented. The present study emphasized a novel approach to determine the sustainable development level of several subsystems and to overcome the incomparability of PCA results among subsystems. NLPCA was used to overcome traditional PCA deficiencies in complex and multidimensional sustainable-development systems, and the eigenvector direction was determined to avoid distorted results. The results showed that the NLPCA-GSO model evaluated all the subsystems comprehensively; and the SRD and SC models graphically demonstrated the essential and connotation of sustainable development; the empirical study indicates that the Bohai Rim region has experienced a distinct development period, and while sustainability remained low, the sustainable development level and sustainability coordination increased slightly during the study period, possibly caused by the decrease of the environmental subsystem sustainability. Obviously, resources, energy, and ecological environmental factors cannot be substituted by physical or human capital only as the essential inputs in economic production, consumption, or welfare. The present study enriches the sustainable development assessment theory and methodology, and lays the foundation for further sustainable development research in the Bohai Rim region.

Key Words:nonlinear principal component analysis; Gram-Schmidt orthogonalization; sustainable development assessment; the Bohai Rim region

基金項目:國家自然科學(xué)基金項目(71273260/G0312); 中國礦業(yè)大學(xué)(北京)博士研究生拔尖創(chuàng)新人才培育基金項目(800015Z668)

收稿日期:2014- 11- 04; 網(wǎng)絡(luò)出版日期:2015- 08- 21

*通訊作者

Corresponding author.E-mail: lu-zhh@263.net

DOI:10.5846/stxb201411042166

檀菲菲, 陸兆華.基于NLPCA-GSO可持續(xù)發(fā)展評價——以環(huán)渤海區(qū)域為例.生態(tài)學(xué)報,2016,36(8):2403- 2412.

Tan F F, Lu Z H.Sustainable development assessment based on NLPCA-GSO: a case study of the Bohai Rim region.Acta Ecologica Sinica,2016,36(8):2403- 2412.