能源消费背景下中国的环境质量与公众健康
摘要：在揭示中国能源消费的环境影响的基础上，利用因子分析方法对１９９０～２００５年间
中国环境质量与公众健康的总体水平进行了评价，并对环境质量与公众健康的作用进行了实
证研究。研究结果表明，环境质量与公众健康状况具有相似的波动性协同变化趋势，环境质量
及其构成要素对公众健康存在单向因果关系。调整能源结构，促进能源消费结构的“绿色化”；
加强能源消费的健康风险识别，全面实施污染物综合消减；运用市场化手段促进能源消费环境
成本内部化仍然是控制污染物质的排放、改善中国环境质量与提高公众健康水平的重要途径。
关键词：能源消费；环境质量；公众健康
中图分类号：Ｃ９３ 文献标识码：Ａ 文章编号：１６７２８８４Ｘ（２００８）０４０５４９０６
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ＣＨＥＮＪｕｎ ＣＨＥＮＧＪｉｎｈｕａ ＢＡＩＹｏｎｇｌｉａｎｇ
（ＣｈｉｎａＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＧｅｏｓｃｉｅｎｃｅｓ，Ｗｕｈａｎ，Ｃｈｉｎａ）
﹢┈┉┇┉：Ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｓｏｆｅｎｅｒｇｙｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎｏｎｔｈｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔｉｎｃｈｉｎａｗｅｒｅｅｘｐｌｏｒｅｄ．Ｗｈｏｌｅ
ｌｅｖｅｌｓｏｆｔｈｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔｑｕａｌｉｔｙａｎｄｐｕｂｌｉｃｈｅａｌｔｈｉｎＣｈｉｎａｆｒｏｍ１９９０ｔｏ２００５ｗｅｒｅｅｖａｌｕａｔｅｄｂｙｆａｃ
ｔｏｒａｎａｌｙｓｉｓａｎｄｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｔｈｅｂｏｔｈｓｉｄｅｓｗａｓｓｔｕｄｉｅｄｅｍｐｉｒｉｃａｌｌｙ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗ
ｔｈａｔｔｈｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔｑｕａｌｉｔｙａｎｄｐｕｂｌｉｃｈｅａｌｔｈｈａｖｅｓｉｍｉｌａｒｕｎｄｕｌａｔｅｃｏｌｌａｂｏｒａｔｉｖｅｅｖｏｌｕｔｉｏｎｔｒｅｎｄ．
Ｔｈｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔｑｕａｌｉｔｙａｎｄｉｔｓｉｎｓｃａｐｅｓｈａｖｅｏｎｅｗａｙｃａｕｓａｌｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｔｏｐｕｂｌｉｃｈｅａｌｔｈ．Ｐｒｏｐｏｓｅｄ
ａｒｅｓｏｍｅｐｏｌｉｃｙｒｅｃｏｍｍｅｎｄａｔｉｏｎｓ，ｉｎｃｌｕｄｉｎｇａｄｊｕｓｔｉｎｇｔｈｅｅｎｅｒｇｙｓｔｒｕｃｔｕｒｅ，ｐｒｏｍｏｔｉｎｇｔｈｅｅｎｅｒｇｙ
ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎｓｔｒｕｃｔｕｒｅｔｒｅｎｄｓｔｏｂｅ＂ｇｒｅｅｎ＂，ｓｔｒｅｎｇｔｈｅｎｔｈｅｈｅａｌｔｈｒｉｓｋｉｄｅｎｔｉｆｉｃａｔｉｏｎｏｆｅｎｅｒｇｙｃｏｎ
ｓｕｍｐｔｉｏｎ，ｅｎｔｉｒｅｌｙｉｍｐｌｅｍｅｎｔｉｎｇｔｈｅｐｏｌｌｕｔｉｏｎｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅａｂａｔｅｍｅｎｔａｎｄａｄｏｐｔｉｎｇｍａｒｋｅｔａｂｌｅ
ｍｅｔｈｏｄｓｔｏｐｒｏｍｏｔｅｅｎｅｒｇｙｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎｉｎｔｅｒｎａｌｉｚａｔｉｏｎｏｆｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｃｏｓｔｓ，ｔｏｉｍｐｒｏｖｅｏｕｒｅｎｖｉ
ｒｏｎｍｅｎｔｑｕａｌｉｔｙａｎｄｐｕｂｌｉｃｈｅａｌｔｈ．
┎┌┄┇┈：ｅｎｅｒｇｙｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ；ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔｑｕａｌｉｔｙ；ｐｕｂｌｉｃｈｅａｌｔｈ
收稿日期：２００７０８２３
基金项目：国家自然科学基金资助项目（７０５７３１００）；教育部新世纪人才支持计划资助项目（ＮＣＥＴ０６００６６１）；湖北省教
育厅“十五”第三批资助项目（２００４ｄ０９２）
在中国工业化和城市化进程不断加快的背
景下，随着能源生产和利用中引起的环境质量
与公众健康问题逐步得到重视，环境保护目标
开始成为制定能源发展战略和经济社会发展规
划的一个重要考虑因素，这种倾向在中国未来
能源战略和经济社会发展中将继续存在。可持
续发展思想的不断深入人心和人们生活水平的
提高，促进了社会公众对环境质量和自身健康
保护的认识不断加强。然而，尽管许多研究已经
揭示了环境污染对居民健康产生着影响［１～３］，但
是对能源消费不断增长背景下中国的总体环境
质量、公众健康水平演化趋势及环境质量对公
众健康的具体影响程度上仍处于一个模糊认识
的状态，这在一定程度上影响了有关环境保护
和公众健康政策实施的效果。本文在揭示能源
消费对环境污染的作用的基础上，通过构建一
套能够反映环境质量与公众健康的指标体系，
对中国的环境质量和公众健康水平进行度量，
并揭示了环境质量影响因素对公众健康的影
响，从能源消费的角度为进一步提高环境质量、
改善公众健康状况提供了依据与对策。
１ 中国能源消费的环境影响
工业化的每一个阶段都离不开能源的开发
·９４５·
第５卷第４期
２００８年７月
管 理 学 报
ＣｈｉｎｅｓｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔ
Ｖｏｌ．５Ｎｏ．４
Ｊｕｌ．２００８
和利用。但是，以煤炭和石油为主的化石能源含
有大量的ＳＯ２和其他污染物，对人类的环境产
生着现实和潜在的威胁。能源消费对大气环境、
水环境和自然生态环境产生了显著的影响。
李立［４］的研究显示，环境污染最严重的工
业生产部门是ＳＯ２的“生产大户”，都是与煤炭
关系密切的产业，具有主要以煤炭为原料或燃
料制造出另一种能源的相同点。李京文［５］、李长
明［６］、郑博福等［７］和魏一鸣等［８］的研究表明，中
国以煤为主的能源消费结构及化石燃料特别是
煤炭的直接燃烧，是导致中国大气环境污染的
直接原因。雷明［９］通过设计“能源资源经济环
境”综合投入产出表，对中国 １９９２～２０２０年的
能源经济环境状况进行了分析与预测，阐述了
煤炭消费总量与ＳＯ２、ＣＯ２的同比下降关系。张
坤民等［１０］指出，能源使用是产生环境问题的关
键，以煤为主的中国能源结构产生的酸雨、烟
雾、ＳＯ２和悬浮颗粒物等严重污染了中国的环
境。金碚［１１］认为，中国依靠大量消费能源，推动
了经济的高速增长，但也使中国经济增长越来
越接近了资源和环境条件的约束边界。王立猛
等［１２］的研究显示，能源强度发生 １％的变化，将
引起环境压力相应发生０．７７７％的变化。
图 中国一次能源消费及构成情况［１３］
现有的研究显示，中国的大气污染主要以
煤烟型污染为主，其主要污染物是ＳＯ２、烟尘和
氮氧化物，且这一污染状况与中国以煤为主的
能源结构密切相关。从图 １可以看出，１９９０～
２００５年间，中国煤炭消费总量在能源消费中的
比重虽然有所下降，但是，其比重仍然维持在
７０％左右。石油是中国的第二大能源，占到能源
消费总量的２１％，并且呈现逐年上升的趋势。天
然气以及水电、核电和风电等优质清洁能源的
消费比重虽然有所上升，但是其在能源消费总
量中的比重仍然较低。根据《中国环境年鉴
２００５》公布的统计数据，２００４年全国燃煤电厂
排放ＳＯ２共计 ９２９．３万吨，占全国排放总量的
４１．２％，占工业排放总量的４９．１％，相对于２０００
年排放的７２０万吨，增长了２９．１％。２００４年全国
燃煤电厂排放烟尘 ３２０．２万吨，占全国烟尘排
放总量的２９．２％，占工业排放总量的３６．１％，相
对于２０００排放的３０１．３万吨，增长了６．３％。这
些数据为既有的研究结论提供了证据。
图２反映了１９９０～２００５年中国能源消费与
大气污染物的排放情况。从中可以看出，中国能
源消费总量呈现持续上升的趋势，由１９９０年的
９．８７０３亿吨标准煤上升到２００５年的２２．３３１９
亿吨标准煤，为１９９０年的２．２６倍。随着能源消
费总量的上升，ＳＯ２排放量也呈现了相应的上
升趋势，由 １９９０年的１４９５万吨上升为２５５０万
吨，为 １９９０年的 １．７倍。对于烟尘排放而言，
１９９０～１９９７年，其总量增长趋势与能源消费总
量的变化趋势呈现较强的一致性，但是在１９９７
年之后，随着烟尘排放管制措施的加强，其排放
量开始有所下降，但其下降的幅度较小，烟尘排
放总量在大气污染中的总体影响并未得到
改变。能源消费仍然是大气环境污染的直接原
因。
图 中国能源消费与大气污染物排放情况［１３］
与此同时，中国以煤炭为主的能源结构还
带来了水污染物的排放不断增加。崔民选［１４，１５］
的研究显示，在全国 ９６个国有重点矿区中，缺
水矿区占７１％，严重缺水矿区占４０％。随着煤炭
开采强度和延伸速度的不断加大，矿区地下水
位大面积下降，使缺水矿区供水更为紧张。大量
地下水资源因煤系地层破坏而渗透到矿井并被
排出，这些矿井水被净化利用的比率不足２０％，
对矿区及周边环境形成了新的污染。中国煤矿
每年生产的各种废水、污水已经占到全国废污
水排放总量的２５％。《２００６年上半年中国主要
污染物排放总量公报》显示，２００６年上半年，
ＣＯＤ排放总量为６８９．６万吨，同比增长３．７％；
ＳＯ２排放总量１２７４．６万吨，同比增长４．２％。这
２项重点污染物排放量程度不同的有所增加，
其主要原因在于能源消耗总量的持续增长。从
这一角度来看，中国的能源消费也已经成为水
污染物排放的直接影响因素之一。
·０５５·
管理学报第５卷第４期２００８年７月
２ 中国环境质量与公众健康水平评价
为了进一步讨论不断增长的能源消费背后
中国环境质量与公众健康水平的变化情况，本
文根据《中国统计年鉴》、《中国环境统计资料汇
编》各年的相关资料选取了１９９０～２００５年４个
环境质量影响指标的时间序列数据，运用时序
全局主成分分析法对 １９９０～２００５年中国环境
质量和公众健康水平进行了动态描绘。
． 中国环境质量的评价
环境质量的变化主要体现在“三废”的排放
上。有鉴于此，本文在评价中国环境质量的变化
趋势时，主要选取了工业固体废弃物排放量、
ＳＯ２和烟尘排放量（这２个指标共同作为废气排
放量的评价指标）、废水排放量等方面设立环境
质量的评价指标，并将以上指标再综合为一个
环境质量评价指数［１６］，以此来表示环境质量的
变化状况。其评价步骤如下：
（１）对这 ４个评价指标进行标准化处理
由于该４项指标具有不同的量纲，在运用时序
全局主成分分析之前，应对各个指标进行标准
化处理。其处理方法是用各个指标的值减去均
值再除以标准差。
（２）运用统计方法对上述 ４个指标进行主
成分分析 得到中国环境质量评价指标相关矩
阵的特征值（见表１）。
表 环境质量评价指标相关矩阵的特征值
主成分 牪１ 牪２ 牪３ 牪４
特征值 ２．８１８ １．０８６ ０．０８１ ０．０１６
贡献率燉％ ７０．４５３ ２７．１３８ ２．０１５ ０．３９４
累计贡献率燉％ ７０．４５３ ９７．９５１ ９９．６０６ １００．００
（３）确定主成分 由表１可以看出，前２个
主成分 牪１、牪２的累积访查贡献率已经达到
９７．９５１％，牪１、牪２ 作为综合因子的损失只有
２．０４９％，按照累积贡献率达到８０％以上提取公
因子为有效公因子的原则，那么处理后的 ２个
公因子基本上保留了原来指标的信息，能够代
表整个样本的相关变量的变化。这样，可用这２
个主成分牪１、牪２替代原来的４个指标，其对应的
特征向量见表２。
表 环境质量评价指标特征值向量
牨１ 牨２ 牨３ 牨４
牪１ ０．９４４ ０．９６１ －０．０９５ ０．９２７
牪２ ０．０２２ ０．４６９ ０．９２６ －０．０８８
由表２，可写出各个评价指标与２个主成分
之间的线性组合：
牪１＝ ０．９４４牨１ ＋ ０．９６１牨２ － ０．０９５牨３ ＋ ０．９２７牨４；
牪２＝ ０．０２２牨１ ＋ ０．４６９牨２ ＋ ０．９２６牨３ － ０．０８８牨４。
（４）构造综合评价模型 以选取牪１、牪２这２
个主成分时的方差贡献率作为权重，构建的综
合评价模型为爠＝０．７０４牪１＋０．２７１牪２。将牪１、牪２
代入该方程便得到 １９９０～２００５年中国环境质
量的综合指数爠。并根据这一综合指数，绘制出
中国环境质量变化的趋势曲线（见图３）。需要强
调的是，环境质量综合评价指数反映的是环境
质量的恶化状况，从这一曲线上可以发现，中国
的环境质量趋向于一个接近于“Ｎ”形的恶化状
态。
图 中国环境质量变化趋势图（１９９０～２００５年）
． 中国公众健康水平的评价
公众健康水平描述了一定时期全体社会公
众健康的总体状况，通常表现为全体社会公众
的疾病发生数量、种类以及由此导致的生命和
财产损失。本文试图以考察期内中国公众的主
要疾病感染人数、疾病导致的死亡人数和疾病
导致的货币支出等直接指标作为对其进行衡量
的基本指标，但是由于这些指标的数据在公开
的统计数据年之内均没有列出，所以在对公众
健康总体水平进行评价时，采用了与健康相关
的间接指标，如卫生机构、医生人数、医院床位
数、居民卫生支出和自然增长率。具体指标为卫
生机构个数［包括医院、卫生院、疗养院、门诊
部、诊所、专科防治院（所、站）、疾病预防控制中
心（防疫站）、妇幼保健院（所、站）、医学科学研
究机构和其他卫生机构］、卫生机构人员数（包
括卫生技术人员、医生、护士和护师）、每千人口
医生数、卫生机构床位数（包括医院、卫生院、疗
养院、妇幼保健院及其他卫生机构）、每千人口
医院卫生院床位数，以及居民个人卫生支出、自
然增长率等。这些指标与社会公众健康都具有
一定的关联。本文根据《中国卫生统计年鉴》、
《中国卫生统计摘要》和《中国统计年鉴》各年的
数据，选取了１９９０～２００５年以上６个反映公众
健康水平指标的时间序列数据，对中国公众健
·１５５·
能源消费背景下中国的环境质量与公众健康——陈 军 成金华 白永亮
康水平进行评价。
本文运用时序全局主成分分析法计算出了
中国公众健康水平综合评价指数。具体计算方
法和计算过程与前文相同，为简洁起见，省略具
体步骤。１９９０～２００５年中国公众健康水平综合
评价指数如图４所示。需要说明的是，本文衡量
公众健康状况的指标都是反映公众健康状况恶
化的指标，因此，所计算出来的综合评价指数反
映的是公众健康的恶化状况。从图４可以发现，
１９９０～２００５年，中国公众健康的状况也类似于
环境质量变化曲线，趋于一个“Ｎ”形的波动性
恶化状况。
图 中国公众健康变化趋势（１９９０～２００５年）
３ 中国环境质量与公众健康水平的关系
研究
环境质量的变化来源于不同的污染物排放
量的变化。然而，由于每一种污染物的性质不
同，其对公众健康水平的影响也就不尽相同，故
探讨总体环境质量和以不同的污染物排放量表
示的局部环境质量，与公众健康水平之间的关
系显得更为必要。本文将通过相关性分析、因果
关系分析和回归分析来解释环境质量变化对公
众健康的具体影响。
由于前文得出的中国环境质量综合评价指
数与公众健康水平指数均含有负值，不便于计
算，因此，将这２个指数的各年数值均加上１００，
得到２个新的指数，分别用Ｅ和Ｈ表示，这种变
换并不影响相关性分析、回归分析和因果关系
检验的结果。
． 相关性分析
本文对中国公众健康水平指数（爣）和环境
质量综合评价指数（爠）以及工业固体废弃物排
放量（爯ＧＦ）、ＳＯ２排放量（爯ＳＯ２）、烟尘排放量（爯ＹＣ）
和废水排放量（爯ＦＳ）进行了相关性分析。分析结
果所显示的相关系数见表３。从表３可看出，爣
与爠、爯ＧＦ、爯ＳＯ２、爯ＹＣ和爯ＦＳ５个变量都具有较强的
正相关性。这表明，这５个变量的变化与波动都
将给公众健康带来同向的波动与影响。
表 中国公众健康水平与环境质量相关性分析
爠 爯ＧＦ 爯ＳＯ２ 爯ＹＣ 爯ＦＳ
皮尔逊相关系数 ０．６７３ ０．７５９ ０．７７８ ０．７３２ ０．８０１
爣 显著水平（双尾） ０．００４ ０．００１ ０．０００ ０．０００ ０．０００
样本容量 １６ １６ １６ １６ １６
注：表示相关系数在 ０．０１的水平上是显著的（双尾检
验），下同。
． Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验
由于现实中的经济时间序列通常都是非平
稳的，采用传统的计量经济方法建模就容易产
生“虚假回归”的问题，故在进行 Ｇｒａｎｇｅｒ因果
关系检验时，本文先进行单位根检验，检验随机
变量是否是平稳序列。本文运用ＡＤＦ检验法对
所要研究的６个变量进行单位根检验。为了减
少数据的波动性，分别对这６个变量取自然对
数，记为 爣、爠、爯ＧＦ、爯ＳＯ２、爯
ＹＣ和 爯ＦＳ，检验结果
见表４。
表 各变量的单位根检验结果
变量
检验类型
（爞，爴，爦）
ＤＷ 值
ＡＤＦ
统计量
ＡＤＦ
临界值
结论
爠 （爞，爴，１） １．６４２ － １．７７７－ ４．００４ 非平稳
爣 （爞，爴，１） １．８５８ － １．５４４－ ４．００４ 非平稳
爯ＧＦ （爞，爴，１） ２．１４０ － ０．０２５－ ４．００４ 非平稳
爯ＳＯ２ （爞，爴，１） １．６９１ － １．２０２－ ４．００４
非平稳
爯ＹＣ （爞，爴，１） １．７８５ － １．７４３－ ４．００４ 非平稳
爯ＦＳ （爞，爴，１） １．４９２ － １．０３５－ ４．００４ 非平稳
爠′ （爞，０，１） １．６５１ － ２．７９４－ ２．７５４ 平稳
爣′ （爞，０，１） １．９７１ － ２．１０７ － １．９７０ 平稳
爯′ＧＦ （爞，０，１） １．９３６ － ２．４８４ － １．９７０ 平稳
爯′ＳＯ２ （爞，０，１） １．７４７ － ２．１８２ － １．９７０
平稳
爯′ＹＣ （爞，０，１） １．７５１ － ２．８０３－ ２．７５４ 平稳
爯′ＦＳ （爞，０，２） １．３２２ －２．９５６ －２．７４０ 平稳
注：检验类型中，爞，爴，爦分别代表检验模型中含有常数项、趋
势变量、滞后阶数。表示在０．０５的显著水平下拒绝原假设，
即时间序列是平稳过程。
由表４可知，各个变量的水平序列都是非
平稳的，而其一阶差分都是平稳的，即各个变量
都是爤（１）的，故可用各变量对数值的一阶差分
进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，检验结果见表５。
表 环境质量与公众健康的格兰杰因果关系检验
原假设Ｈ０ 数据个数 爡统计量 概率值 结论
爠不是 爣的原因 １５ ３．８１２ ０．０７４ 拒绝 Ｈ０
爣不是 爠的原因 １５ ０．０５６ ０．８１５ 接受 Ｈ０
爯ＧＦ不是 爣的原因 １５ ２．９８３ ０．１０９ 拒绝 Ｈ０
爣不是 爯ＧＦ的原因 １５ １．０４１ ０．３２７ 接受 Ｈ０
爯ＳＯ２不是 爣的原因 １５ ５．５９８ ０．０３５ 拒绝 Ｈ０
爣不是 爯ＳＯ２的原因 １５ ０．０３８ ０．８４８ 接受 Ｈ０
爯ＹＣ不是 爣的原因 １５ ３．３１８ ０．１０２ 拒绝 Ｈ０
爣不是 爯ＹＣ的原因 １５ ０．１３１ ０．７２３ 接受 Ｈ０
爯ＦＳ不是 爣的原因 １５ ２．６７１ ０．１２８ 拒绝 Ｈ０
爣不是 爯ＦＳ的原因 １５ ０．１１１ ０．７４４ 接受 Ｈ０
·２５５·
管理学报第５卷第４期２００８年７月
从表５可以看出，中国的爠是爣的Ｇｒａｎｇｅｒ
原因，而爣却不是爠的原因；爯ＧＦ、爯ＳＯ２、爯ＹＣ、爯ＦＳ是
爣的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，而爣 却不是爯ＧＦ、爯ＳＯ２、爯ＹＣ、
爯ＦＳ的原因，即环境质量及其主要构成条件与中
国的公众健康水平呈现显著的单向因果关系。
． 回归分析
为了进一步揭示环境质量综合指数及其主
要衡量指标的变化对中国公众健康综合水平变
化的作用，在相关分析的基础上，本文将爠以及
爯ＧＦ、爯ＳＯ２、爯ＹＣ、爯ＦＳ等变量作为自变量，将爣 作为
因变量进行了回归分析。在回归分析时，为了消
除数据中存在的异方差，分别对各个变量的数
据进行了对数处理。回归分析的结果见表６。
表 中国环境质量与公众健康回归分析结果
方程１ 方程２ 方程３ 方程４ 方程５
爞
４．６０
（３１９．６７）
４．５２
（５４．０９）
４．５８
（８５．５１）
４．４５
（５７．５７）
４．３１
（２１．７１）
爯ＧＦ
０．００３
（２．６１）
－ － －
０．００２
（２．１２）
爯ＳＯ２ －
０．０１
（２．１１）
－ － －
爯ＹＣ － －
０．００３
（０．４９）
－
０．００３
（６．４２）
爯ＦＳ － － －
０．０２５
（２．０３）
０．０４４
（８．３２）
爲２ ０．８０ ０．７４ ０．８０ ０．８３ ０．６８
调整的爲２ ０．７７ ０．６６ ０．７７ ０．８０ ０．６０
爟爾 值 ２．０４ １．９２ ２．０３ ２．０２ １．７４
爡统计量 ２４．６６ ９．７８ ２４．５６ ２９．５４ １８．５４
注：括号中的数字为牠统计量，，，分别表示显著水
平为０．１，０．０５和０．０１。
从表６可以看出，在方程１到方程４这４个
单一变量的回归方程内，爯ＧＦ、爯ＳＯ２、爯ＹＣ、爯ＦＳ这 ４
个自变量与爣 之间的回归系数分别为 ０．００３、
０．０１、０．００３和０．０２５，这表示，在不考虑其他环
境污染变量的情况下，爯ＧＦ、爯ＳＯ２、爯ＹＣ、爯ＦＳ分别每
提高 １％，那么公众健康综合水平就会下降
０．００３％、０．０１％、０．００３％和０．０２５％。由于爯ＧＦ、
爯ＳＯ２、爯ＹＣ、爯ＦＳ这 ４个变量之间存在共线性的问
题，在构建多元线性回归方程５时，本文剔除了
ＳＯ２排放量这一变量。通过方程 ５可以发现，
爯ＧＦ、爯ＳＯ２、爯ＹＣ、爯ＦＳ与公众健康综合水平之间存在
如下线性关系：
爣 ＝ ０．００２爯ＧＦ＋ ０．００３爯ＹＣ＋ ０．０４４爯ＦＳ＋ ４．３１。
这一方程表明，在工业固体废弃物排放量、烟尘
排放量和污水排放量同时存在的情况下，这 ３
个变量若分别提高１％，那么工业固体废弃物对
公众健康综合水平下降的作用为０．００２％，烟尘
排放量和污水排放量对公众健康综合水平下降
的作用分别为０．００３％和０．０４４％。
为了从总体上把握环境质量对公众健康的
影响，本文还将环境质量综合指数作为自变量，
将公众健康综合水平指数作为因变量进行了回
归分析。分析结果显示，中国环境质量综合指数
与公众健康综合水平指数之间存在如下线性关
系：
爣＝０．１２２爠＋４．０４牅＋［牃牜（１）＝０．７１＋牃牜（２）＝０．０３７］；
（３．７９） （５．６８）
爲２＝０．７３６，爲２＝０．６５８，爟爾＝１．９２，爡＝９．３４。
在这一方程中，模型的自变量回归系数为
０．１２２，这说明环境质量综合指数每上升１％，即
环境质量每下降１％，那么公众健康综合指数将
上升０．１２２％，即公众健康状况将下降０．１２２％。
有鉴于此，无论从环境质量综合指数的变化来
看，还是从其主要衡量指标的变化来看，中国的
环境质量对公众健康的影响是较为显著的。
４ 结论与政策建议
能源消费已经成为中国环境质量恶化的直
接原因，而环境质量的恶化又连带导致了中国
公众健康水平的恶化。尽管不断增长的能源消
费保障了中国经济的持续快速增长，然而，中国
能源消费总量的不断增加和长期以来形成的以
煤炭为主的能源结构，也使经济增长越来越接
近了资源环境的约束边界。“能源－环境”约束
现状又使得中国的工业化进程成为了对资源环
境的“掠夺式”开发。中国的环境保护问题已经
处于最紧要的拐点处。在环境问题日益严峻的
形势下，中国公众健康的整体水平已经出现了
日益下滑的趋势，能源消费背景下环境污染导
致的恶性肿瘤、呼吸系统疾病等多种疾病已成
为危害公众健康的最大威胁。
中国政府提出了到 ２０２０年全面实现小康
社会的奋斗目标，环境质量与公众健康状况的
改善已经成为全面实现小康社会的基本要求。
在这样的背景下，如何寻求能源消费、环境质量
与公众健康关系的协调发展，即在确保经济社
会持续发展所必需的能源消费状态下，更加切
实有效地保护环境、改善环境质量，并以此提高
社会公众的健康水平，保障人们生活质量的不
断提高，已成为中国小康社会建设的重要问题，
即中国要结合能源消费、环境污染和公众健康
的实际，寻求进一步改善中国的环境质量与公
众健康状况的对策与实现途径。
（１）调整能源结构，促进能源消费结构的
“绿色化” 能源结构调整是中国能源可持续发
展的长期任务，也是中国经济社会发展、环境保
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能源消费背景下中国的环境质量与公众健康——陈 军 成金华 白永亮
护和公众健康改善的必然要求。中国要推进能
源结构的“绿色化”，必须降低煤炭在一次能源
结构中的比重，提高煤炭的清洁化水平。降低煤
炭在能源消费中的比重，就是要解决石油供不
应求、水力资源充分利用的结构性矛盾，增加水
电、天然气等新型能源在一次能源消费中的比
重。与此同时，中国需要通过大力调整煤炭产品
结构，加快开发和推广应用煤炭洗选、型煤、动
力配煤、煤炭气化和液化等清洁技术，积极发展
煤炭深加工，加快煤炭气化的产业化进程，提高
煤炭工业的整体素质。并在此基础上，继续关停
并转不符合国家能源产业和环境保护政策的非
法开采、布局不合理和污染严重的小煤矿，严格
限制高灰高硫煤矿的开采，以推进中国能源结
构的“绿色化”进程。
（２）加强能源消费的健康风险识别，全面
实施污染物综合消减 能源消费特别是化石能
源的消费所排放的污染物质通过环境媒介严重
影响着人类的健康。故能源消费企业和行业需
要在能源消费之前做好能源消费的健康风险识
别，即通过科学精确的手段检测能源消费后污
染物排放的总量、规模和类型，以及由此可能产
生的区域环境污染及其对公众健康的影响，并
通过有效的技术和市场手段控制和减少这些影
响。就目前的情况来看，中国的能源污染控制主
要集中在一些煤炭消耗强度大的企业，如火力
发电、钢铁、建材和燃煤锅炉等，为了实现能源
与环境的可持续发展，必须采用从能源开采到
消费的全过程的污染监督控制技术，通过实施
综合的污染物排放标准，实现跨污染介质、多种
污染物的综合消减，使得能源活动环境外部成
本最小化。
（３）运用市场化手段，促进能源消费环境
成本内部化 能源消费产生的环境污染问题是
市场失灵的具体表现，校正这种失灵的有效方
法就是利用市场手段本身来控制环境污染。中
国在建立和完善市场经济体制的过程中，要利
用好税收和价格政策实现能源消费环境成本的
内部化，也需要利用市场交易的手段降低和消
减污染的社会成本。目前，中国促进能源消费环
境成本内部化的经济政策主要有环境税费及由
此派生的生态环境补偿税、燃煤电厂环保折价
和公共效益基金等。中国的能源与环境保护部
门要继续根据能源发展、环境保护和公众健康
的需要，按照环境税费管理的基本原则，对所有
消费化石能源的行业，根据企业污染物排放量
的多少，制定好合理的限定比例，让企业承担环
境成本，实现生态和资源价值的合理补偿。与此
同时，还可以根据排污权交易等市场化环境保
护措施实施的成熟情况，在完善排放配额分配
方法、总量控制目标、现有法规政策体系、监测
机构、交易机构、信息机构和队伍建设的基础
上，针对ＳＯ２、ＣＯＤ等污染排放物展开排污权交
易，促进环境成本的内部化。
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（编辑 刘继宁）
通讯作者：成金华（１９６２～），男，湖北黄冈人。中国地质大
学（武汉）（武汉市 ４３００７４）经济学院院长，教授、博士研
究生导师。研究方向为资源经济、产业经济。
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管理学报第５卷第４期２００８年７月
