基于STIRPAT模型的農(nóng)業(yè)資源環(huán)境壓力影響驅(qū)動分析

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模型已被廣泛運用于資源環(huán)境影響的研究和分析[2-5]?；诖耍疚睦肧TIRPAT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，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)：水足跡基于消費角度評估人類對水資源系統(tǒng)的真實占用，建立了水資源利用和人類消費模式之間的聯(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壓力的指標(biāo)。

環(huán)境壓力指標(biāo)：提高化肥的施用量是實現(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)計年鑒和清原縣國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計資料，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。嶺回歸估計是最小二乘估計[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，方法和計算比較成熟[17]，在此不再贅述。參照文獻(xiàn)[18-19]，計算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，結(jié)果顯示擬合的方程能夠通過顯著性檢驗(見表1)。

表1 清原縣STIRPAT模型嶺回歸擬合結(jié)果檢驗

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減少和環(huán)境壓力降低的拐點。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，計算富裕度對資源環(huán)境影響的彈性系數(shù)并計算觀察數(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，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，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。