劉玉玉，李文義，張令光，姜 欣

(1.濟(jì)南大學(xué) 水利與環(huán)境學(xué)院， 山東 濟(jì)南 250022； 2.山東黃河河務(wù)局， 山東 濟(jì)南 250011；3.山東省水利科學(xué)研究院， 山東 濟(jì)南 250014； 4.山東省農(nóng)村供排水安全工程技術(shù)研究中心， 山東 濟(jì)南 250014)

農(nóng)業(yè)給人類生活供應(yīng)最主要的物質(zhì)，同時向社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入生產(chǎn)資料。目前農(nóng)業(yè)面臨著兩大資源環(huán)境問題：一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)耗水量較大，據(jù)2006年第四屆世界水資源論壇公布結(jié)果顯示，至2030年全球的糧食需求增加一倍，將需要更多的灌溉用水，而這部分用水已經(jīng)占到全球人類淡水消費(fèi)的七成；另一方面，伴隨農(nóng)村生產(chǎn)力和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)用化學(xué)品自20世紀(jì)中期開始在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中得到廣泛應(yīng)用，引發(fā)了農(nóng)業(yè)環(huán)境受到污染、農(nóng)村生態(tài)遭到破壞等諸多問題。因此，明晰人類生活生產(chǎn)活動對農(nóng)業(yè)水資源和環(huán)境影響驅(qū)動的規(guī)律和特征，并探索和提出相應(yīng)的措施和建議可為當(dāng)前資源環(huán)境可持續(xù)發(fā)展提供重要支撐。

目前，關(guān)于影響驅(qū)動分析的研究方法包括非線性動力學(xué)、灰色關(guān)聯(lián)法、STIRPAT模型以及自回歸模型等。其中，STIRPAT模型是基于IPAT的拓展，可定量研究人文指標(biāo)對資源環(huán)境壓力影響的程度。同時，該模型與彈性系數(shù)的聯(lián)合分析，能夠進(jìn)一步檢驗(yàn)各因素變化對資源環(huán)境壓力的影響[1]。故而，STIRPAT模型已被廣泛運(yùn)用于資源環(huán)境影響的研究和分析[2-5]?；诖?，本文利用STIRPAT模型，以清原縣(撫順市農(nóng)業(yè)縣)為研究對象，分析該地區(qū)主要人文要素對資源環(huán)境的影響驅(qū)動，以便于理解復(fù)雜的資源環(huán)境問題，為該地區(qū)的農(nóng)業(yè)資源可持續(xù)利用和農(nóng)村環(huán)境保護(hù)提供科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

清原滿族自治縣地處遼寧省撫順市東部，與吉林省交會，位于東經(jīng)124°20′6″～125°28′58″，北緯41°47′52″～42°28′25″之間，總面積3 921 km2。其中，山地占82.7%，平地占13.8%，水面占3.5%，素有“八山一水一分田”之稱。清原縣位于遼東山地丘陵之地，東南高、西北低，境內(nèi)有渾河、清河、柴河和柳河，是遼寧省天然綠色屏障，又是沈陽、撫順等中部城市的水源涵養(yǎng)地[6]。2001年8月被遼寧省政府納入國家生態(tài)建設(shè)示范縣行列。這一特殊的地埋位置，對遼寧經(jīng)濟(jì)、社會可持續(xù)發(fā)展起著至關(guān)重要的作用。

1.2 研究方法

STIRPAT是自York等[7]提出的隨機(jī)回歸模型，基于IPAT模型的改進(jìn)拓展。利用STIRPAT模型可定量研究P(人口)、A(富裕度)、T(技術(shù))與I(環(huán)境影響)間存在的關(guān)系，在很多領(lǐng)域已得到廣泛的應(yīng)用。其形式如下：

I=aPbAcTde

(1)

式中：a為常數(shù)；e是誤差；b、c和d分別為人口、富裕度和技術(shù)的指數(shù)。如果假設(shè)a=b=c=d=e=1，STIRPAT模型則是IPAT等式。為進(jìn)一步檢驗(yàn)和分析人文要素對環(huán)境I的影響，常將式(1)進(jìn)行對數(shù)化：

lnI=lna+b(lnP)+c(lnA)+d(lnT)+lne

(2)

以lnI作為因變量， lnP、lnA和lnT作為自變量，對模型(2)進(jìn)行多元回歸擬合。為了辨明經(jīng)濟(jì)和環(huán)境壓力間有無存在倒U型環(huán)境庫茲涅茨曲線，將上述模型中自變量lnA分解為lnA與(lnA)2兩項(xiàng)，那么，模型變?yōu)椋?/p>

lnI=lna+b(lnP)+c1(lnA)+c2(lnA)2+

d(lnT)+lne

(3)

式中：c1和c2為富裕度對數(shù)系數(shù)和其二次項(xiàng)的系數(shù)。式(3)中對lnA求一階偏導(dǎo)數(shù)，則得到富裕度對環(huán)境影響的彈性系數(shù)EIA為：

EIA=c1+2c2(lnA)

(4)

已知lnA的值，據(jù)式(4)可求EIA值，若c2值小于零，則可確定存在環(huán)境庫茲涅茨曲線以及存在環(huán)境開始改善的富裕狀態(tài)值。

1.3 指標(biāo)與數(shù)據(jù)來源

(1) 自變量。人口和富裕指標(biāo)：通常認(rèn)為人口數(shù)量增大與經(jīng)濟(jì)增長是導(dǎo)致環(huán)境問題的主要驅(qū)動力，很多研究結(jié)果也證實(shí)了這一假設(shè)[8-9]。因此，選擇總?cè)丝跀?shù)與人均GDP作為人口與富裕程度的表征指標(biāo)。

技術(shù)指標(biāo)：模型中的技術(shù)指標(biāo)可以分解為T1(現(xiàn)代化指標(biāo))和T2(結(jié)構(gòu)化指標(biāo))。由于城市化進(jìn)程和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整可以改變經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)業(yè)的發(fā)展的影響，本文將城市化率作為反映研究區(qū)現(xiàn)代化的指標(biāo)；將第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)之比作為反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。

(2) 因變量。水資源壓力指標(biāo)：水足跡基于消費(fèi)角度評估人類對水資源系統(tǒng)的真實(shí)占用，建立了水資源利用和人類消費(fèi)模式之間的聯(lián)系[10]，目前已作為水資源定量測度的主要指標(biāo)被廣泛應(yīng)用與研究[11-13]。因此，將水足跡作為測量人類對水資源消費(fèi)壓力的指標(biāo)。

環(huán)境壓力指標(biāo)：提高化肥的施用量是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和增值的重要途徑之一。自1985年開始，中國的化肥施用量以年均157萬t增長，至2005年已居世界第一位。由此帶來的環(huán)境問題也愈來愈明顯。因農(nóng)用化肥的實(shí)際利用率只占總量的三分之一，多余的氮磷等給大氣、水體及土壤等造成了嚴(yán)重污染[14]。因此，本文選擇化肥施用量作為表征環(huán)境壓力的指標(biāo)。

(3) 本文的數(shù)據(jù)主要來源于遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒和清原縣國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)資料，數(shù)據(jù)覆蓋27年(1990年—2016年)。

2 結(jié)果與討論

為了解決自變量之間的多重共線性問題，本文對清原縣農(nóng)業(yè)水資源壓力和環(huán)境壓力分別進(jìn)行嶺回歸擬合測算。嶺回歸估計(jì)是最小二乘估計(jì)[15]的一種改進(jìn)算法，它是以放棄部分精確度為代價來尋求效果稍差但更符合實(shí)際的回歸方程[16]。

2.1 結(jié)果與分析

2.1.1 水足跡

水足跡可以通過將本地區(qū)所消費(fèi)的商品與服務(wù)數(shù)量與各自產(chǎn)品和服務(wù)的單位產(chǎn)品虛擬水含量相乘求和計(jì)算得到[10]。目前已有眾多學(xué)者對虛擬水和水足跡進(jìn)行了研究，方法和計(jì)算比較成熟[17]，在此不再贅述。參照文獻(xiàn)[18-19]，計(jì)算1990年—2016年清原縣水足跡。

清原縣農(nóng)畜業(yè)水足跡在研究27年間呈波折上升的規(guī)律，于2012年達(dá)到最大為8.22億m3，又波折下降至6.11億m3(2016年)。1990年—2016年清原縣水足跡多年平均為4.59億m3，農(nóng)產(chǎn)品和畜產(chǎn)品虛擬水多年平均分別為2.27億m3和2.31億m3，見圖1。雖然多年農(nóng)產(chǎn)品和畜產(chǎn)品用水比例相當(dāng)，但值得注意的是，農(nóng)產(chǎn)品和畜產(chǎn)品比例發(fā)生很大變化：1990年—1994年，農(nóng)產(chǎn)品虛擬水占農(nóng)畜水足跡的81.21%；1995年后該比例波折下降、上升后趨于49.5%。表明清原縣在農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)由主要從事單一糧食生產(chǎn)到逐步發(fā)展糧食、畜牧多元結(jié)構(gòu)。

圖1 1990年—2016年清原縣水足跡動態(tài)特征

2.1.2 模型計(jì)算結(jié)果與分析

將水足跡、總?cè)丝?、人均GDP、城市化率以及三產(chǎn)與一產(chǎn)之比作為模型1(測度資源壓力影響)；將化肥施用量、總?cè)丝?、人均GDP、城市化率以及三產(chǎn)與一產(chǎn)之比作為模型2(測度環(huán)境壓力影響)，分別代入式(3)，對其進(jìn)行嶺回歸分析，當(dāng)自變量的回歸系數(shù)變化趨于平穩(wěn)，測得嶺回歸結(jié)果確定隨機(jī)模型，從而分別得到資源和環(huán)境壓力影響回歸擬合方程為：

lnY1=-2.858+1.749lnP+0.238lnA-

0.012(lnA)2-0.755lnT1+0.166lnT2

(5)

lnY2=-45.352+15.181lnP+0.081lnA-

0.074(lnA)2-0.119lnT1+0.456lnT2

(6)

對嶺回歸的擬合結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示擬合的方程能夠通過顯著性檢驗(yàn)(見表1)。

表1 清原縣STIRPAT模型嶺回歸擬合結(jié)果檢驗(yàn)

2.2 討 論

從模型1和2中各指標(biāo)的系數(shù)可以看出：

(1) 人口影響。總?cè)丝诘脑黾訉λY源和環(huán)境壓力的加劇起到了一定的作用，在其他條件相同的情況下，總?cè)丝诿吭黾?%導(dǎo)致對水資源和環(huán)境的占有量分別增加1.749%和15.181%；人口的增加對環(huán)境的壓力要大于水資源。

(2) 富裕程度影響。由表1系數(shù)中可以發(fā)現(xiàn)，在其他條件相同的背景下，經(jīng)濟(jì)每增加1%將導(dǎo)致人類對水資源的消費(fèi)占有量增加0.238%，對環(huán)境壓力增加0.081%。說明隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，人類對水資源消費(fèi)占有量和環(huán)境壓力將會持續(xù)增加，但是增加速度要小于經(jīng)濟(jì)增長的速度。

(3) 技術(shù)影響。城市化率和資源環(huán)境壓力呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即，城市化率的提高可以減緩水資源和環(huán)境的壓力，該結(jié)果支持發(fā)展或現(xiàn)代化進(jìn)程可以緩解或減少對資源環(huán)境影響的假說；而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對于水資源和環(huán)境壓力的影響具有一定的推動作用。因此，對研究區(qū)清原縣，需要適度的發(fā)展現(xiàn)代化進(jìn)程和合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以減緩人類社會對水資源和環(huán)境壓力的影響[20]。

(4) Kuznets曲線分析。由于人均地區(qū)生產(chǎn)總值二次項(xiàng)的系數(shù)小于零，由此可見清原縣資源環(huán)境壓力變化在理論上可能存在著類似環(huán)境Kuznets曲線，也就是說，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有可能帶來水資源消費(fèi)減少和環(huán)境壓力降低的拐點(diǎn)。將式(3)對lnA求一階偏導(dǎo)數(shù)，得到人均地區(qū)生產(chǎn)總值即富裕度對資源和環(huán)境影響的彈性系數(shù)EIA分別為：0.238-0.024lnA和0.081-0.148lnA。當(dāng)對人均地區(qū)生產(chǎn)總值取不同的值時，計(jì)算富裕度對資源環(huán)境影響的彈性系數(shù)并計(jì)算觀察數(shù)據(jù)范圍內(nèi)各相鄰年彈性系數(shù)的變化，結(jié)果見圖2。

圖2 1990年—2016年人均地區(qū)生產(chǎn)總值對資源與環(huán)境影響的彈性系數(shù)

由圖2可見：(1) 1990年—2016年人均地區(qū)生產(chǎn)總值對水資源影響的彈性系數(shù)大于0，表示在研究期間經(jīng)濟(jì)的增加與水資源壓力增加之間存在著正相關(guān)作用，也就是說，經(jīng)濟(jì)的增長加劇了研究區(qū)水資源的壓力；而人均地區(qū)生產(chǎn)總值對環(huán)境影響規(guī)律不同，在2009年出現(xiàn)負(fù)值；(2) 隨著時間的發(fā)展，1990年—2013年彈性系數(shù)變化曲線呈逐漸下降變小，這說明，人均地區(qū)生產(chǎn)總值對水資源環(huán)境壓力變化影響在變??；在2013年出現(xiàn)拐點(diǎn)，表示后幾年經(jīng)濟(jì)的增加對水資源和環(huán)境壓力的緩解或減少有著一定的推動作用。由此可見，研究區(qū)清原縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展對水資源與環(huán)境壓力變化的程度類似Kuznets曲線正在逐漸形成。

3 結(jié) 語

本文借助STIRPAT模型，擇取若干社會經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，以農(nóng)業(yè)縣清原縣為實(shí)例，對人類社會活動驅(qū)動影響的農(nóng)業(yè)水資源與環(huán)境壓力變化進(jìn)行了分析和探討，研究表明STIRPAT模型能較好的擬合資源環(huán)境和社會經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的關(guān)系，反映了人口、富裕度、城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等對資源環(huán)境壓力變化的影響。

基于構(gòu)建的STIRPAT模型與結(jié)果分析可知，人類活動對水資源和環(huán)境影響是多角度綜合的、復(fù)雜的，表現(xiàn)在：(1) 總?cè)丝诤徒?jīng)濟(jì)的增加以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對水資源和環(huán)境壓力的加劇起到了一定的推動作用，其中，人口增加對環(huán)境壓力影響最大；(2) 城市化率的提高對于水資源和環(huán)境壓力的影響具有一定的緩解作用；(3) 人均地區(qū)生產(chǎn)總值的增長與水資源環(huán)境壓力之間存在類似Kuznets曲線正在逐漸形成，該曲線已出現(xiàn)拐點(diǎn)，表明在未來經(jīng)濟(jì)的增加可緩解或減少水資源和環(huán)境壓力。

基于本文擬合的模型與分析，結(jié)合研究區(qū)清原縣的實(shí)際情況，減輕水資源和環(huán)境壓力可以從以下幾個方面統(tǒng)籌決策：合理控制人口、科學(xué)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)地區(qū)現(xiàn)代化發(fā)展以及探索轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式。