基于STIRPAT擴展模型平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡變化及驅(qū)動機制研究

易武英， 蘇維詞， 喻理飛， 趙衛(wèi)權(quán)， 邢 丹

(1.貴州大學(xué) 生命科學(xué)學(xué)院， 貴州 貴陽 550025； 2.貴州科學(xué)院 貴州省山地資源研究所， 貴州 貴陽550001； 3.重慶師范大學(xué) 地理與旅游學(xué)院， 重慶 400047； 4.貴州省農(nóng)業(yè)科學(xué)院蠶業(yè)研究所， 貴州 貴陽 550006)

1 研究背景

人類生活生產(chǎn)活動驅(qū)動水資源的社會代謝過程導(dǎo)致了水量減少和水質(zhì)污染[1]，目前水危機已成為全球性問題[2]，在中國尤其突出[3-4]。中國是農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水方式粗放[5]，漫灌、溝灌、畦灌等極其普遍，水資源利用效率低，水資源短缺問題嚴峻。喀斯特地區(qū)土層薄，土巖黏著力弱，巖層原次生孔(裂)廣泛發(fā)育，地表地下連通性強，不合理開發(fā)利用活動極易引發(fā)水土流失、巖石裸露及石漠化的發(fā)生，從而導(dǎo)致地表水源涵養(yǎng)調(diào)蓄功能衰退，甚至喪失。石漠化是先天脆弱環(huán)境與后天人為干擾破壞綜合作用下的結(jié)果，西南喀斯特地區(qū)降水資源豐富(年降水量1 000 mm以上)，但地表可利用水資源極其匱乏，喀斯特峰叢洼地是一特殊喀斯特地貌類型，相對封閉且廣泛分布，其人地地域系統(tǒng)復(fù)雜，粗放型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式導(dǎo)致喀斯特峰叢洼地水資源短缺問題日益嚴峻，生產(chǎn)用水與生態(tài)環(huán)境用水矛盾突出，嚴重制約了當?shù)厣鐣?jīng)濟發(fā)展及生態(tài)建設(shè)進程的推進[6-7]，因此，喀斯特峰叢洼地水資源問題受到政府、學(xué)界、公眾的廣泛關(guān)注，開展喀斯特地區(qū)農(nóng)業(yè)用水相關(guān)研究具有重要的現(xiàn)實意義。

農(nóng)業(yè)水足跡受生產(chǎn)區(qū)位、生產(chǎn)方式、氣候條件[8-9]、農(nóng)業(yè)人口特征(民族構(gòu)成、生活習(xí)慣、農(nóng)戶生計方式等)[10]、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平[11]、作物品種[12]、經(jīng)濟水平、耕作模式、灌溉方式、土壤特征、水系特征等眾多因素影響。農(nóng)業(yè)是用水大戶，對于地表可利用水資源極其匱乏的喀斯特地區(qū)，明晰其農(nóng)業(yè)水足跡主要影響因素，可為該地區(qū)水資源管理提供參考資料。目前水足跡驅(qū)動機制研究方法主要有系統(tǒng)動力學(xué)、 灰色關(guān)聯(lián)度法[13]、生命周期評價法[14-15]、多區(qū)域投入產(chǎn)出法[16]、STIRPAT[17]等，而STIRPAT主要用于能源足跡、碳足跡、生態(tài)足跡驅(qū)動力研究，對于水足跡研究較少。目前關(guān)于水足跡驅(qū)動力研究主要集中于人口、經(jīng)濟、技術(shù)等方面，而較少考慮城鎮(zhèn)化、膳食結(jié)構(gòu)、氣候?qū)ζ溆绊?。本文以平塘縣為例，從人口、經(jīng)濟、技術(shù)、城鎮(zhèn)化、膳食結(jié)構(gòu)、氣候6個方面，構(gòu)建水足跡STIRPAT擴展模型，識別平塘縣水足跡變化主要驅(qū)動因素，為該地區(qū)水資源科學(xué)管理提供參考依據(jù)。

2 研究區(qū)概況及數(shù)據(jù)來源

2.1 研究區(qū)概況

平塘縣位于貴州省南部，地處東徑106°40′～107°27′、北緯25°30′～26°07′，屬于國家級貧困農(nóng)業(yè)縣，國土總面積2 805 km2，2015年總?cè)丝?2.95×104人，農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝?7.62%，人地人水矛盾尖銳。屬于中亞熱帶季風(fēng)濕潤氣候區(qū)，氣候條件優(yōu)越，而生產(chǎn)方式落后，以傳統(tǒng)小農(nóng)經(jīng)營為主，水土資源時空匹配狀況極差，土層薄，且分布不連續(xù)，坡地多，平地少，抗旱能力極弱，作物受干旱脅迫頻繁，部分地區(qū)人畜飲水困難。平塘縣作物以水稻、玉米、薯類為主，不合理種植模式導(dǎo)致水資源消耗量大，隨著城鎮(zhèn)化進程的推進和人口的增長，水資源供需矛盾日益突出，生產(chǎn)用水擠占生態(tài)用水現(xiàn)象嚴重，當?shù)乜沙掷m(xù)發(fā)展受到嚴重阻礙。

2.2 數(shù)據(jù)來源

以2001-2015年《平塘縣統(tǒng)計年鑒》、《2001年黔南州水資源公報》、《平塘縣國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》為主要數(shù)據(jù)源，結(jié)合實地調(diào)研數(shù)據(jù)，部分指標缺失利用相近指標替代。 為避免歷年GDP產(chǎn)值受價格因素的影響，以2001年為基期年，運用平減指數(shù)法換算成可比價格后核算GDP年增長率。

3 研究方法

3.1 農(nóng)業(yè)水足跡計算

農(nóng)業(yè)用水量計算，包括作物產(chǎn)品生產(chǎn)用水量(藍水、綠水、灰水)和動物產(chǎn)品生產(chǎn)用水量，農(nóng)業(yè)用水量計算某一區(qū)域農(nóng)業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量與單位產(chǎn)品虛擬水量相乘求各獲得。其公式表示為：

(1)

式中：AWU為農(nóng)業(yè)用水總量；Pi為第i種農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的產(chǎn)量；VWCi為第i種農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的單位產(chǎn)品虛擬水量。

3.2 STIRPAT模型及其擴展

STIRPAT模型源于經(jīng)典IPAT環(huán)境壓力等式：I=PAT，最早于20世紀70年代由美國生態(tài)學(xué)家埃里奇(Ehrlich)和康默納(Comnoner)提出。York等在此基礎(chǔ)上建立了STIRPAT模型，其基本形式如下：

I=a·Pb·Ac·Td·e

(2)

此模型將人口(P)、經(jīng)濟(A)、技術(shù)(T)作為環(huán)境壓力(I)的驅(qū)動因素。

本文結(jié)合水足跡研究特征，對 STIRPAT模型進行改進，增加城鎮(zhèn)化、膳食結(jié)構(gòu)、氣象3個因素，由于城鎮(zhèn)化對農(nóng)產(chǎn)品需求量、需求結(jié)構(gòu)均具有重要影響；隨著生活水平的改善，消費結(jié)構(gòu)將產(chǎn)生相應(yīng)變化(其中深加工高虛擬水含量產(chǎn)品所占比重提升)，而膳食結(jié)構(gòu)特征直接影響虛擬水消耗量。平塘縣經(jīng)濟欠發(fā)達，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件惡劣，望天地所占比重較大，因此，氣候條件對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起著重要作用。經(jīng)改進后 STIRPAT模型如下所示：

I=a·Pb·Ac·Td·Ue·Df·Mg·h

(3)

式中：P為人口；A為經(jīng)濟；T為技術(shù)；U為城鎮(zhèn)化；D為膳食結(jié)構(gòu)；M為氣象；h為模型誤差項。

根據(jù)STIRPAT模型構(gòu)建的平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡變化驅(qū)動研究指標體系如表1所示，表2為各指標的觀測值。

通過等式兩邊取對數(shù)處理，既可降低異方差，又能獲得被解釋變量對解釋變量的彈性，公式(3)取對數(shù)后，其基本形式為：

ln (I)=lna+bln(P)+cln(A)+dln(T)+

eln(U)+fln(D)+gln(M)+ lnh

(4)

式中：ln (I)為因變量; ln(P)、ln(A)、ln(T)、ln(U)、ln(D)、ln(M)為自變量; lna為常數(shù)項，lnh為誤差項進行多元線性擬合確定模型參數(shù)。其中b、c、d、e、f、g為彈性系數(shù)，表示P、A、T、U、D、M每變化1%分別引起I的b%、c%、d%、e%、f%、g%變量。

表1 平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡變化驅(qū)動因子

3.3 偏相關(guān)及因子主成分分析

偏相關(guān)分析利用統(tǒng)計分析軟件SPSS9.0中偏相關(guān)分析對影響水足跡相關(guān)指標時間序列數(shù)據(jù)進行偏相關(guān)分析。

因子主成分分析利用SPSS19.0軟件，進行2001-2015年平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡變化影響因子主成分分析。

4 結(jié)果分析

4.1 平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡分析

表3為2001-2015年平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡分析結(jié)果。由表3 可知，2001-2015年平塘縣農(nóng)業(yè)總用水量從2001年6.02×108m3增加到2015年8.60×108m3，綠水、藍水、灰水、禽畜用水總體上呈增加變化趨勢，分別增加了0.52×108m3、0.50×108m3、1.50×108m3、0.07×108m3，按增加量大小排序為：灰水>綠水>藍水>禽蓄用水，灰水增長速度最快，綠水、藍水增長速度相近，禽畜用水基本不變，因此，灰水對農(nóng)業(yè)用水增長率的貢獻率最大?；宜焖僭鲩L主要由于農(nóng)藥化肥的大量使用，平塘縣氮肥使用量(折純后)從2001年3 780.38 t上升到2015年6 067.59 t。在播種面積變化幅度不大前提下，由于農(nóng)作物品種改良、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、種植技術(shù)改進以及作物新品種推廣，使單產(chǎn)增加，綠水、藍水水足跡有所增長(如表3所示)。

表2 平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡增長驅(qū)動因子觀測值

4.2 偏相關(guān)分析

以人口因子P、經(jīng)濟因子A、技術(shù)因子T、城鎮(zhèn)化因子U、膳食結(jié)構(gòu)因子D、氣象因子M各因子所涵蓋的指標為解譯變量，以I為因子變量，利用SPSS22.0統(tǒng)計軟件進行偏相關(guān)分析，結(jié)果顯示上述指標對研究區(qū)水足跡均具重要影響。

表3 2001-2015年平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡 108 m3

4.3 因子主成分分析

表4為主成分特征值與變異數(shù)統(tǒng)計，由表4可知，可提取3個主成分(即綜合變量)，分別以FAC1、FAC2、FAC3表示，3個綜合變量可解釋因變量87.652%。且t檢驗Sig(單側(cè))值小于0.01，擬合程度較好。表5為旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，由表5可得綜合變量FAC1、FAC2、FAC3與因變量的關(guān)系，如下：

FAC1=0.959P1+0.911P2+0.991A1+0.993A2+

0.941A3+0.920T1+0.929T2+0.804U1+

0.673D1+0.953D2+0.949D3-0.328D4-

0.387D5+0.869D6-0.038D7+0.001D8+

0.438D9+0.966D10+0.402M1

(5)

FAC2=-0.123P1+0.077P2+0.023A1+0.059A2+

0.086A3+0.087T1+0.018T2+0.112U1+

0.113D1+0.196D2+0.173D3+0.910D4+

0.894D5-0.422D6+0.929D7+0.956D8+

0.548D9+0.040D10+0.096M1

(6)

FAC3=-0.038P1+0.265P2-0.031A1-0.023A2+

0.002A3+0.044T1+0.119T2+0.268U1-

0.434D1-0.020D2-0.216D3+0.007D4+

0.075D5-0.163D6-0.028D7-0.125D8-

0.069D9-0.128D10+0.801M1

(7)

根據(jù)公式(5)～(7)，以W為被解釋變量，以FAC1、FAC2、FAC3為解釋變量，利用SPSS22.0軟件中最小二乘法(OLS)進行回歸擬合，Sig值小于0.01，表明模型擬合較好。表6為回歸擬合模型參數(shù)。

表4 主成分特征值與變異數(shù)統(tǒng)計

表5 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

表6 回歸模型參數(shù)

由表6得，綜合變量FAC1、FAC2、FAC3與I的關(guān)系式：

lnI=18.88+0.023FAC1-0.019FAC2+

0.108FAC3

(8)

將公式(5)～(7)代入公式(8)中可得：

lnI=18.88+0.02029P1+0.04811P2+0.019008A1+

0.019234A2+0.020225A3+0.024259T1+

0.033877T2+0.045308U1-0.03354D1+

0.016035D2-0.004788D3-0.024078D4-

0.017787D5+0.010401D6-0.021549D7-

0.031641D8-0.00779D9+0.007634D10+

0.09393M1

(9)

由公式(9)可得2002-2015年平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡的驅(qū)動因子模型為：

I=P0.0684A0.0585T0.0581U0.0453D-0.1071M0.09393

(10)

由式(10)可知，2002-2015年平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡變化的人口、經(jīng)濟、技術(shù)、城鎮(zhèn)化、膳食結(jié)構(gòu)、氣象驅(qū)動因子彈性系數(shù)分別為0.068 4、0.058 5、0.058 1、0.045 3、-0.107 1、 0.093 93，表示當人口每增加1%時，農(nóng)業(yè)水足跡總量將增加0.068 4%；當經(jīng)濟每增加1%時，農(nóng)業(yè)水足跡總量將增加0.058 5%；當農(nóng)業(yè)技術(shù)每增加1%時，農(nóng)業(yè)水足跡總量將增加0.058 1%；當城鎮(zhèn)化每增加1%時，農(nóng)業(yè)水足跡總量增加0.045 3%；當膳食結(jié)構(gòu)每變化1%時，農(nóng)業(yè)水足跡總量將變化-0.107 1%；當降水量每增加1%時，農(nóng)業(yè)水足跡總量將增加0.093 93%。此外，人口、經(jīng)濟、技術(shù)、城鎮(zhèn)化、氣象與農(nóng)業(yè)水足跡總量增長均呈正相關(guān)，且其影響強度由大到小排序為：氣象>人口>經(jīng)濟>技術(shù)>城鎮(zhèn)化。平塘縣喀斯特地貌廣泛發(fā)育，灌溉條件差，望天地較多，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受氣象影響較大，而膳食結(jié)構(gòu)與農(nóng)業(yè)水足跡總量增長呈負相關(guān)，平塘縣經(jīng)濟欠發(fā)達，生活水平低，膳食結(jié)構(gòu)以植物性食物為主，在一定程度減少了農(nóng)業(yè)用水。

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié) 論

本文運用STIRPAT擴展模型，剖析平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡變化驅(qū)動機制，識別農(nóng)業(yè)水足跡變化關(guān)鍵影響因素，根據(jù)模型分析結(jié)果可知：

(1)平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡從2001年6.02×108m3增加到2015年8.60×108m3，增加了42.86%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、種植技術(shù)改進、作物新品種推廣，使綠水、藍水有所增加，灰水快速增長主要由于化肥的大量使用。

(2)平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡6個驅(qū)動因子(膳食結(jié)構(gòu)、降水量、人口、經(jīng)濟、技術(shù)、城鎮(zhèn)化)，其每變化1%，分別導(dǎo)致農(nóng)業(yè)水足跡總量變化-0.107 1%、0.093 93%、0.068 4%、0.058 5%、0.058 1%、0.045 3%，而膳食結(jié)構(gòu)是平塘縣農(nóng)業(yè)水足跡變化主要影響因素，由于平塘縣整體經(jīng)濟欠發(fā)達，生活水平低，人口食物消費結(jié)構(gòu)中植物性食物所占比重較高。

5.2 討 論

平塘縣喀斯特峰叢洼地廣泛發(fā)育，極弱地表調(diào)蓄功能將成為限制平塘縣水資源利用效率高的瓶頸所在。研究只關(guān)注農(nóng)產(chǎn)品水足跡，未涵蓋二、三產(chǎn)業(yè)水足跡及生態(tài)需水量研究，主要由于相關(guān)工業(yè)、貿(mào)易、環(huán)境等方面數(shù)據(jù)不易獲取。此外，徑流與土壤水存在動態(tài)轉(zhuǎn)化(上坡徑流成為中、下坡土壤水重要補給源)，藍水與綠水難以嚴格區(qū)分，容易造成重復(fù)計算。

在經(jīng)濟發(fā)達的非喀斯特地區(qū)，隨著生活水平提高，食物消費結(jié)構(gòu)變化顯著(隨著生活水平的提高，食物中深加工高虛擬水含量產(chǎn)品所占比重提升)，將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)水足跡增加。但在經(jīng)濟欠發(fā)達的喀斯特峰叢洼地(以平塘縣為例)，居民膳食以植物性食物農(nóng)產(chǎn)品為主，膳食結(jié)構(gòu)中肉類所占比重不大，在某種意義上，該結(jié)構(gòu)是一種節(jié)水型的消費方式。