趙 宇,吝 濤,*,葛汝冰,施亞嵐,張國欽,葉 紅,李新虎,孫彩歌

1 中國科學(xué)院城市環(huán)境與健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,中國科學(xué)院城市環(huán)境研究所,廈門 3610212 華僑大學(xué)旅游學(xué)院,泉州 362021

中國食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放及其城鄉(xiāng)差異

趙 宇1,吝 濤1,*,葛汝冰1,施亞嵐2,張國欽1,葉 紅1,李新虎1,孫彩歌1

1 中國科學(xué)院城市環(huán)境與健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,中國科學(xué)院城市環(huán)境研究所,廈門 3610212 華僑大學(xué)旅游學(xué)院,泉州 362021

食品源氮消費(fèi)是人居環(huán)境養(yǎng)分流動(dòng)的重要環(huán)節(jié),中國食品源氮消費(fèi)產(chǎn)生的環(huán)境排放受城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)影響在時(shí)空變化上呈現(xiàn)顯著分異?；谖镔|(zhì)流分析方法,從中國城鄉(xiāng)食品消費(fèi)后產(chǎn)物不同處理過程及其對(duì)氮代謝的影響出發(fā),模擬氮物質(zhì)代謝過程,構(gòu)建了一套氮素環(huán)境排放計(jì)算模型,借以研究中國近20年來城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放趨勢變化及其差異。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)1993—2012年間,我國城鄉(xiāng)居民人均食品源氮排變化軌跡迥異。同時(shí),城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)在其所造成的水體、土壤、大氣環(huán)境負(fù)荷中扮演的角色各不相同：在水體環(huán)境負(fù)荷中,農(nóng)村水體氮排占據(jù)主導(dǎo)地位,但城鄉(xiāng)間差異正逐步縮小；在土壤環(huán)境負(fù)荷中,城市土壤氮排主導(dǎo)優(yōu)勢明顯；2010年以前全國食品源氮消費(fèi)大氣環(huán)境負(fù)荷主要受農(nóng)村氣體氮排的影響,而2010年以后,城市大氣氮排成為影響全國大氣氮負(fù)荷的主導(dǎo)因素。引入社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素分析后發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平對(duì)城鎮(zhèn)居民人均食品源氮排起顯著促進(jìn)作用；而農(nóng)村食品價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民人均食品源環(huán)境氮排呈顯著抑制作用。通過情景預(yù)測分析發(fā)現(xiàn)：隨著我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快,未來全國居民人均食品源氮排將以更快速度繼續(xù)增長。

城鎮(zhèn)化；城鄉(xiāng)差異；食品消費(fèi)；氮素流動(dòng)；環(huán)境負(fù)荷；中國

城鄉(xiāng)之間由于自然、地理、歷史、文化等非經(jīng)濟(jì)因素的差異,導(dǎo)致兩者間長期存在著明顯的二元差異,這種差別不僅表現(xiàn)在居民經(jīng)濟(jì)收入相差懸殊,還表現(xiàn)在居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與模式的差異[1- 4]。食品消費(fèi)是居民消費(fèi)的重要組成部分[5],隨著社會(huì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)水平的提高,居民的消費(fèi)需求不斷增長,導(dǎo)致食品消費(fèi)模式和營養(yǎng)狀況也隨之發(fā)生改變[6]。自20世紀(jì)80年代以來,中國居民飲食偏好等的改變主要表現(xiàn)在主食消費(fèi)向主副食品替代,以及以植物性食品消費(fèi)為主轉(zhuǎn)變?yōu)閯?dòng)植物性食品并重的食品消費(fèi)與營養(yǎng)模式[7- 9]。同時(shí),中國居民的食品結(jié)構(gòu)也逐步經(jīng)歷著從生存型到數(shù)量型、再到質(zhì)量型的轉(zhuǎn)變[10]。伴隨著食物的生產(chǎn)與消費(fèi),營養(yǎng)成分也通過食物在城市中流動(dòng)。氮素作為人體必不可少的營養(yǎng)元素,既是構(gòu)成蛋白質(zhì)、核酸等重要生命物質(zhì)的基礎(chǔ),同時(shí)也是造成水體富營養(yǎng)化、光化學(xué)煙霧、酸雨、溫室效應(yīng)的元兇之一。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn),人類消費(fèi)的絕大部分氮素都排放到環(huán)境中,人類向生態(tài)環(huán)境中排放的過量氮素已成為全球面臨的重大環(huán)境污染問題之一[11- 13]。

目前,國內(nèi)外已有學(xué)者從國家、區(qū)域以及城市尺度探討了食品消費(fèi)中氮素流動(dòng)情況。Leach等開發(fā)了用于計(jì)算個(gè)人、家庭以及國家氮足跡的在線模型N-calculator[14],對(duì)美國和荷蘭全國尺度的人均氮足跡進(jìn)行了估算,發(fā)現(xiàn)兩國食品消費(fèi)氮足跡與食品、能量消費(fèi)的強(qiáng)度以及廢水處理的效率有關(guān)[15]；國內(nèi)有學(xué)者探討了氮素區(qū)域之間的流動(dòng),以及中國城鎮(zhèn)居民的食品氮素消費(fèi)變化,得出了我國區(qū)域之間氮素流動(dòng)不平衡,隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展,我國氮素需求量增大[16- 18]；也有學(xué)者以廈門市為例,通過長時(shí)間尺度食品氮素消費(fèi)變化情況研究,并對(duì)食品氮消費(fèi)造成環(huán)境負(fù)荷進(jìn)行定量化研究,得出廈門人均食品氮消費(fèi)所造成的環(huán)境氮負(fù)荷將顯著增加,并認(rèn)為大多數(shù)氮素進(jìn)入土壤和水體[8,19- 20]。然而卻乏有將視角定位于城鄉(xiāng)食品消費(fèi)后產(chǎn)物不同的處理過程及其對(duì)氮代謝的影響,關(guān)注城鄉(xiāng)食品源氮排放趨勢變化差異及原因的研究。本文基于城市和農(nóng)村兩個(gè)維度,針對(duì)居民家庭食品消費(fèi)活動(dòng),結(jié)合現(xiàn)有研究成果,模擬食品源氮物質(zhì)代謝過程,構(gòu)建了一套氮素環(huán)境排放計(jì)算模型?；诖?文章對(duì)比分析1993—2012年間中國城鄉(xiāng)人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放變化趨勢,探討城市和農(nóng)村食品消費(fèi)活動(dòng)在所造成的環(huán)境負(fù)荷中扮演的差異性角色,并進(jìn)一步對(duì)于影響城鄉(xiāng)居民食品氮消費(fèi)變化的主要社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行探究,預(yù)測我國未來的氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷的變化趨勢,為積極管控家庭食品消費(fèi)帶來的不良氮素環(huán)境影響提供科學(xué)的建議。

1 數(shù)據(jù)來源與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所涉及的1993—2012年間城市和農(nóng)村人均主要食品消費(fèi)數(shù)據(jù)(本研究中涵蓋的主要人均消費(fèi)食品包括糧食、豆類、蔬菜、水果、油脂、肉、蛋、奶、水產(chǎn)品九類)、人口數(shù)據(jù)、生活垃圾無害化處理率、城市污水處理率、城市垃圾填埋焚燒比率,以及影響因素分析中相關(guān)社會(huì)經(jīng)濟(jì)參數(shù)均來源于國家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)(http://data.stats.gov.cn)(《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》[21])；豆類食品的年均消費(fèi)量來自農(nóng)業(yè)部《中國食品與營養(yǎng)發(fā)展綱要》[22]；不同食品的氮折算系數(shù)基于《常見食品營養(yǎng)成分表》[23]中蛋白質(zhì)含量推算而得(見表1)；其余計(jì)算參數(shù)均來自有關(guān)文獻(xiàn)(表2)。由于外出就餐數(shù)據(jù)難以獲取,因此本研究只針對(duì)城鄉(xiāng)居民家庭的食品消費(fèi),不包括外出就餐。

表1 不同食品的含氮量折算系數(shù)

表2 食物氮環(huán)境負(fù)荷的計(jì)算參數(shù)

1.2 食品源氮消費(fèi)的計(jì)算方法

食品中含氮量計(jì)算公式為：

(1)

Wpi=Wi×Pi

(2)

式中,Wp為人均消費(fèi)食品的總氮量,Wpi為人均消費(fèi)食品i中所含的總氮量；Wi為食品i的人均氮消費(fèi)量,Pi為該食品的氮折算系數(shù),n為主要消費(fèi)食品種類數(shù)。

1.3 食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量計(jì)算方法

1.3.1 城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)流動(dòng)過程

完整的食品源氮代謝包括了城市社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)內(nèi)的代謝(食品消費(fèi)、人體代謝、廢棄物處理及再循環(huán))和生物地球化學(xué)循環(huán)兩部分[20]。本研究以城市社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)內(nèi)代謝為系統(tǒng)邊界,食品根據(jù)其能否被人類食用,分為可食部分和不可食部分?？墒巢糠滞ㄟ^進(jìn)食行為進(jìn)入人體的代謝環(huán)節(jié)；不可食部分食品(包括食品的不可使用部分和被丟棄的可食部分)成為廚余垃圾,與人體代謝產(chǎn)物一道,進(jìn)入廢棄物處理環(huán)節(jié)。

對(duì)于廚余垃圾的處理,由于垃圾中含有大量的水分和有機(jī)物,分類回收和焚燒處理的難度較大,因此現(xiàn)階段城市主要的處理方式為填埋和堆肥；農(nóng)村地區(qū)受家庭禽畜養(yǎng)殖的影響,廚余垃圾很大一部分用作禽畜的食材,被循環(huán)利用[24]。對(duì)于糞尿的處理,城鎮(zhèn)地區(qū)的糞尿經(jīng)管道收集成為糞尿污水進(jìn)入污水處理系統(tǒng),處理過程中產(chǎn)生的副產(chǎn)物污泥大都未經(jīng)處理(86.21%)[25]直接進(jìn)入土壤環(huán)境,尾水排出至自然水體。農(nóng)村地區(qū)糞尿主要經(jīng)過堆肥腐熟成為農(nóng)家肥料,施用于農(nóng)田。在填埋和堆肥、污水處理、糞尿腐熟回田的過程中,氮經(jīng)過硝化和反硝化過程,產(chǎn)生氧化亞氮、氮?dú)獾葰怏w排入空氣中,《2006年IPCC國家氣體清單指南》認(rèn)為垃圾填埋產(chǎn)生的氣體除CH4和CO2需要計(jì)算排放量外,其它氣體含量極少,可忽略不計(jì)。綜上,得到城鄉(xiāng)食品源氮素流動(dòng)過程,如圖1,圖2所示。

圖1 城市食品源氮消費(fèi)氮素流動(dòng)過程圖Fig.1 Nitrogen flows in urban food nitrogen consumption

圖2 農(nóng)村食品源氮消費(fèi)氮素流動(dòng)過程圖Fig.2 Nitrogen flows in rural food nitrogen consumption

1.3.2 城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量計(jì)算方法

本研究以大氣、水體、土壤作為環(huán)境排放的終端,分別分析和匯總城鄉(xiāng)食品消費(fèi)各環(huán)節(jié)的氮含量以及進(jìn)入各終端中的氮素環(huán)境負(fù)荷量,計(jì)算方法分別如表3、表4所示。

表3 城市人均食品源氮環(huán)境負(fù)荷計(jì)算公式

表4 農(nóng)村人均食品源氮素流動(dòng)計(jì)算公式

1.3.3 城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量影響因子分析與預(yù)測

本研究對(duì)城鄉(xiāng)人均食品源環(huán)境氮排進(jìn)行影響因子分析與預(yù)測時(shí),首先基于相關(guān)研究文獻(xiàn)選取有關(guān)社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響因子；在確定所選取的因子與人均城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷具有顯著相關(guān)關(guān)系的前提下,剔除具有多重共線性的因子；并將余下因子值取對(duì)數(shù)后引入?yún)f(xié)整檢驗(yàn),借以杜絕“偽回歸”。最后將與因變量存在協(xié)整關(guān)系的因子引入多元逐步回歸分析,以獲取與人均城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷有關(guān)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程。通過統(tǒng)計(jì)資料合理估算,獲取2020年城鄉(xiāng)居民相關(guān)社會(huì)經(jīng)濟(jì)因子的預(yù)測值,引入標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程,預(yù)測2020年中國人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷。以上所涉及的分析預(yù)測過程基于SPSS 20.0和Eviews 6.0平臺(tái)完成。

圖3 1993—2012年中國城鄉(xiāng)居民人均年食品源氮素環(huán)境排放量變化趨勢(kg 人-1 a-1)Fig.3 Nitrogen environmental emissions of food consumption per capita per year of urban and rural residents in China(1993—2012)

2 結(jié)果與分析

2.1 中國食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放的變化趨勢與城鄉(xiāng)差異

Spearman秩相關(guān)分析(rs為秩相關(guān)系數(shù),Wp為0.05置信度水平臨界值)發(fā)現(xiàn),研究期內(nèi)城市和農(nóng)村人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放的變化趨勢差異明顯。城市人均食品源氮素環(huán)境排放量呈現(xiàn)出顯著上升趨勢(rs=0.7278,Wp=0.447)：由1993年3.73 kg 人-1a-1以5.34‰的速度增長到2012年的4.13 kg 人-1a-1；農(nóng)村人均食品源氮素環(huán)境排放量呈現(xiàn)出顯著的下降趨勢(rs=-0.8692,Wp=0.447)：由1993年的3.23 kg 人-1a-1以9.25‰的速度下降到2012年的2.63 kg 人-1a-1(圖3)。

圖4 1993—2012年全國食品源氮消費(fèi)水體環(huán)境負(fù)荷總量變化(KT/a)Fig.4 Totals of water nitrogen emissions from food consumption per year in China(1993—2012)

2.2 全國食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量變化趨勢及城鄉(xiāng)差異

1993—2012年間全國食品源氮消費(fèi)水體環(huán)境負(fù)荷量呈明顯的下降趨勢(rs=-0.7835,Wp=0.447),如圖4從1993年的2821.72 kt以年均1.30%的速度下降到2012年的2206.05 kt。就各組份而言,農(nóng)村食品消費(fèi)后的人體代謝產(chǎn)物直接排放量在研究期內(nèi)首先維持穩(wěn)定而后顯著降低,由1993年的2173.01 kt,下降到2012年的1332.39 kt；城市食品消費(fèi)后的人體代謝產(chǎn)物直接排放糞尿含氮由1993年的541.12 kt波動(dòng)上升至2003年的776.32 kt,而后以年均3.60%的下降率快速下降至2012年的217.58 kt；城市污水尾水排放的含氮量在研究期內(nèi)呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢,由基期的107.60 kt上升至2012年的656.08 kt,研究期內(nèi)增長了5.10倍。就水體環(huán)境而言,以農(nóng)村居民食品消費(fèi)水體氮排占主導(dǎo)。但隨著城市污水處理能力的提高,以城市污水尾水排放為代表的城市居民食品消費(fèi)水體氮排量快速增長,城鄉(xiāng)居民食品消費(fèi)水體氮排總量上的差距正逐漸縮小。

1993—2012年間食品源氮消費(fèi)土壤環(huán)境負(fù)荷量呈現(xiàn)顯著上升的趨勢(rs=0.9949,Wp=0.447),圖5從1993年的926.58 kt以4.17%的年均增長率快速上升到2012年的2013.86 kt。就各組份而言,農(nóng)村廚余垃圾的直接排放所含氮量在研究期內(nèi)呈現(xiàn)維持穩(wěn)定而后明顯下降的趨勢,由1993年的352.76 kt下降到2012年的216.30 kt；而城市廚余垃圾的直接排放含氮量,在研究期內(nèi)呈現(xiàn)出先上升后快速下降的變化趨勢,由1993年的222.69 kt首先快速上升至2006年的398.70 kt,而后以年均1.72%的下降率迅速下降至2012年的161.15 kt。城市填埋處理的廚余垃圾含氮量和城市污水處理污泥含氮在研究期內(nèi)都呈現(xiàn)出不同幅度的增長態(tài)勢,分別增長了2.44倍和5.10倍。就土壤環(huán)境而言,該組份氮素環(huán)境負(fù)荷快速增長,城市食品消費(fèi)活動(dòng)貢獻(xiàn)程度明顯,其中城市廚余垃圾填埋處理以及城市污泥富集是造成全國土壤氮負(fù)荷快速增長的主要原因。

如圖6,食品源氮消費(fèi)大氣環(huán)境負(fù)荷量在研究期內(nèi)呈現(xiàn)出快速上升的趨勢(rs=0.9393,Wp=0.477)：以6.15%的年增長率快速上升到2012年的410.01 kt。就其組成而言,農(nóng)村回田處理人體代謝產(chǎn)物中氮素?fù)]發(fā)量逐年遞減,由1993年的228.16 kt減少到2012年的139.90 kt。城市焚燒處理廚余垃圾、城市污水處理過程中氣體排放、城市堆肥處理廚余垃圾揮發(fā)含氮量均有不同程度的增長,其中以城市焚燒處理廚余垃圾含氮量的增長趨勢最為明顯,由基期的13.29 kt上升至2012年的222.39 kt,20年間共計(jì)增長16.73倍。就大氣環(huán)境負(fù)荷而言,1993—2010年間農(nóng)村回田堆肥腐熟過程中排放的氣體氮素為影響全國食品源氮消費(fèi)大氣環(huán)境負(fù)荷總量的主導(dǎo)因素,而2001年以后,以城市廚余垃圾焚燒處理所代表的城市氮素大氣排放量迅速增長,并于2010年前后在總量上超過農(nóng)村氮素大氣排放量,成為影響全國氮素大氣排放量的最主要因素。

圖5 1993—2012年全國食品源氮消費(fèi)土壤環(huán)境負(fù)荷總量變化Fig.5 Totals of Soil nitrogen emissions from food consumption per year in China(1993—2012)

圖6 1993—2012年全國食品源氮消費(fèi)大氣環(huán)境負(fù)荷總量變化Fig.6 Totals of Atmospheric nitrogen emissions from food consumption per year in China(1993—2012)

2.3 全國城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量的主要影響因素研究

人均食品消費(fèi)量、消費(fèi)模式等會(huì)隨著社會(huì)和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而發(fā)生著轉(zhuǎn)變。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)[8,33- 34],本文分別選取中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、城鄉(xiāng)居民人均可支配收入水平、城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)、城鄉(xiāng)家庭平均規(guī)模、居民人均食品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及城市化率等6個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)因子,探究影響城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量的主要社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響因素間的差異。6個(gè)因子與城鄉(xiāng)人均食品源氮素環(huán)境負(fù)荷量均呈高度相關(guān),通過SPSS 20.0線性回歸共線性診斷剔除具有多重共線性的因子,最終選擇城鄉(xiāng)人均可支配收入指數(shù)(X1)、城鄉(xiāng)平均家庭規(guī)模(X2)、城鄉(xiāng)教育程度(教育投入強(qiáng)度)(X3)、城鄉(xiāng)食品價(jià)格指數(shù)(X4)這4個(gè)指標(biāo),作為進(jìn)入變量。為使各變量方差恒定,數(shù)據(jù)波動(dòng)相對(duì)穩(wěn)定,本研究對(duì)取對(duì)后的指標(biāo)值進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)(Eviews6.0),發(fā)現(xiàn)城市人均氮環(huán)境排放(Y城市)與上述4個(gè)指標(biāo)存在協(xié)整關(guān)系,農(nóng)村人均氮排(Y農(nóng)村)則與除受教育程度外其余3個(gè)指標(biāo)存在協(xié)整關(guān)系(附表)。最后利用spss20.0進(jìn)行多元逐步回歸,得到城鄉(xiāng)標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程如下：

lny城市=0.07lnx1(城市)+0.995(R2=0.660，P=0.000)

(3)

lny農(nóng)村=-0.204lnx4(農(nóng)村)+2.367(R2=0.906，P=0.000)

(4)

為進(jìn)一步驗(yàn)證所得方程的可靠性,將1993—2012年的城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)代入該方程,計(jì)算值與實(shí)際值的平均相對(duì)誤差僅為8.83%和1.86%,方程模擬效果良好。

從回歸方程可知,現(xiàn)階段,城市居民人均可支配收入水平指數(shù)對(duì)城市人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量具有顯著的正效應(yīng)(公式3),由于中國城市居民的食品消費(fèi)模式已經(jīng)完成了生存型到數(shù)量型的轉(zhuǎn)變,在可支配收入水平容許的情況下,相對(duì)于谷物、薯類食品,城市居民更傾向于禽畜產(chǎn)品的高氮食品消費(fèi)。影響農(nóng)村人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量與農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系(公式4)?？梢娹r(nóng)村居民食品消費(fèi)模式還處于植物性食品為主的生存型階段,食品價(jià)格因素仍舊是制約居民選擇消費(fèi)食品的瓶頸。

2.4 全國食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量的趨勢預(yù)測

利用《中國食品與營養(yǎng)發(fā)展綱要(2014—2020)》[22](表5)和其他規(guī)劃數(shù)據(jù),以及本研究中計(jì)算人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量的方法,得到2020年全國人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量將達(dá)到4.30 kg 人-1a-1。而應(yīng)用回歸方程進(jìn)行預(yù)測,估測2020年中國城市人均可支配收入水平指數(shù)將達(dá)到1930.40(《中共十八大報(bào)告》),預(yù)測當(dāng)年產(chǎn)生的城市人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量4.59 kg 人-1a-1；以研究期內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長率趨勢外推,預(yù)測2020年農(nóng)村人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷2.41 kg 人-1a-1；以城市化率為60.34%[35]計(jì)算,預(yù)測2020年全國人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量將達(dá)到3.73 kg 人-1a-1,并未達(dá)到最優(yōu)食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的人均食品消費(fèi)氮環(huán)境負(fù)荷量。隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快,受居民對(duì)營養(yǎng)均衡和膳食結(jié)構(gòu)合理需求的影響,未來全國居民人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量將以快于現(xiàn)有趨勢的速度繼續(xù)增長。

表5 2020年最優(yōu)營養(yǎng)膳食結(jié)構(gòu)

3 討論

我國城鄉(xiāng)人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放量的變化趨勢迥異,一方面是由于城鄉(xiāng)居民食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化,致使兩者供給氮素環(huán)境排放的能力差距逐步縮小。城市中,快速增長的高含氮率肉蛋禽奶食品逐步成為影響城市居民人均氮消費(fèi)量變化的主要因素；農(nóng)村中,消費(fèi)量逐年下降的低含氮率植物性食物仍舊在居民人均食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)中占主導(dǎo)。盡管農(nóng)村人均食品源氮消費(fèi)量在總量上仍舊存在優(yōu)勢,但由于城市化和人民生活水平的提高,兩者供給氮素環(huán)境排放能力的差距正逐步縮小(如圖7)。另一方面,城鄉(xiāng)居民對(duì)于食品消費(fèi)后產(chǎn)物資源化利用程度的差異,使農(nóng)村人均居民食品源消費(fèi)造成環(huán)境負(fù)荷僅約為城市居民相應(yīng)排放的1/2。就廚余垃圾處理而言,城市2012年處理的廚余垃圾中僅有22.66%[21]經(jīng)堆肥處理被循環(huán)利用,而農(nóng)村則因居民家庭中的禽畜養(yǎng)殖80%的廚余垃圾以飼料的形式參與到物質(zhì)循環(huán)利用中,人均環(huán)境氮排的城鄉(xiāng)差距由1993年的3.11倍逐年擴(kuò)大至2012年的4.49倍(如圖8)；對(duì)于人體代謝產(chǎn)物的處理,農(nóng)村約有30%的人體代謝產(chǎn)物經(jīng)過堆肥腐熟成為農(nóng)家肥料重新參與物質(zhì)循環(huán),在農(nóng)村食品消費(fèi)氮量逐年遞減的背景下,該組份農(nóng)村環(huán)境氮排也在研究期內(nèi)呈現(xiàn)顯著下降趨勢(rs=-0.8692,Wp=0.447)；城市處理人體代謝產(chǎn)物過程則因缺乏資源化再利用機(jī)制,使得人均環(huán)境氮排逐年波動(dòng)上升(rs=0.6375Wp=0.447),并于2009年前后超越農(nóng)村,達(dá)到2012年的2.62 kg 人-1a-1(如圖9)。

圖7 1993—2012年中國城鄉(xiāng)居民人均年主要食品氮消費(fèi)量變化Fig.7 Totals of nitrogen consumption per capita per year of urban and rural residents in China(1993—2012)

圖8 1993—2012年中國城鄉(xiāng)居民處理廚余垃圾人均年環(huán)境排放量Fig.8 Totals of nitrogen environmental emissions of dealing with kitchen waste per capita per year of urban and rural residents in China(1993—2012)

圖9 1993—2012年中國城鄉(xiāng)居民處理人體代謝產(chǎn)物人均年環(huán)境排放量Fig.9 Totals of nitrogen environmental emissions of dealing with human manure per capita per year of urban and rural residents in China(1993—2012)

從食品消費(fèi)活動(dòng)引起的環(huán)境氮負(fù)荷總量上來看,土壤、水體是氮素輸出的最主要的匯,而以城市消費(fèi)產(chǎn)物為主的環(huán)境氮排是造成全國氮環(huán)境負(fù)荷增加的最主要因素,主要體現(xiàn)在城市餐廚垃圾填埋、焚燒、城市污水污泥堆積,以及城市污水尾水排放過程中。因此,減少餐廚垃圾量和資源化利用消費(fèi)后產(chǎn)物是降低城市環(huán)境氮排乃至降低全國環(huán)境氮負(fù)荷的首要任務(wù)。據(jù)不完全統(tǒng)計(jì),截止2012年,全國污泥處理率僅為13.79%,直接棄置的比例達(dá)到50%或更多[25]；而被處理的廚余垃圾中也僅有22.66%[21]被堆肥處理,其余城市食品消費(fèi)產(chǎn)物中含氮?jiǎng)t以不同形式最終進(jìn)入到自然環(huán)境,如此這般,不僅造成了嚴(yán)重的氮環(huán)境負(fù)荷,也導(dǎo)致了嚴(yán)重食品氮素流失問題。以2012年為例,城市人均消費(fèi)產(chǎn)物最終造成環(huán)境負(fù)荷量為4.13 kg 人-1a-1,占到人均消耗食物中含氮的90%。食品中所含的氮素大都來自于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中氮肥的輸入,而氮肥主要源于工業(yè)固氮行為,即通過化學(xué)方法將空氣中的氮轉(zhuǎn)化為氨。據(jù)統(tǒng)計(jì),工業(yè)固氮產(chǎn)量的80%用于農(nóng)業(yè)[36],這就導(dǎo)致了食品氮素供需間的矛盾：一方面城市的食品消費(fèi)需求導(dǎo)致自然固氮供給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的能力遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足,使得人們不得不求助于工業(yè)固氮手段；另一方面城市的食品消費(fèi)機(jī)制造成了大量的氮素在自然環(huán)境中堆積,無法重新參與循環(huán)。與此同時(shí),快速城市化進(jìn)程,使得城市人口更為依賴外界物質(zhì)能量特別是食品氮素的輸入,這不僅對(duì)城市邊界以外的區(qū)域帶來更大的環(huán)境壓力,也加劇了氮素供需間的矛盾?？紤]到農(nóng)村有效的食品消費(fèi)后產(chǎn)物資源化利用的機(jī)制以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)氮素的需求,促使城鄉(xiāng)發(fā)展都市農(nóng)業(yè)(近郊農(nóng)業(yè))[37],實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)優(yōu)勢互補(bǔ),將是管控全國食品源氮排,促進(jìn)城鄉(xiāng)一體可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。

城市發(fā)展的可持續(xù)性除了受到外部自然環(huán)境、社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平、國家政策的影響,還與居民的個(gè)人選擇息息相關(guān)。在科學(xué)研究的基礎(chǔ)上，對(duì)居民食品消費(fèi)活動(dòng)進(jìn)行科學(xué)的引導(dǎo),改變居民的消費(fèi)觀念,形成合理營養(yǎng)的消費(fèi)結(jié)構(gòu),減少食物浪費(fèi),對(duì)城市可持續(xù)發(fā)展意義重大。

4 結(jié)論

(1)1993—2012年,城鄉(xiāng)食品源氮消費(fèi)對(duì)水體、土壤、大氣環(huán)境造成的負(fù)荷具有顯著差異：農(nóng)村水體氮排占據(jù)主導(dǎo)地位,但城鄉(xiāng)間差異正逐步縮小；城市食品消費(fèi)活動(dòng)對(duì)土壤環(huán)境負(fù)荷快速增長的貢獻(xiàn)明顯；2010年以前全國食品源氮消費(fèi)大氣環(huán)境負(fù)荷主要受農(nóng)村氣體氮排的影響,2010后,城市大氣氮排成為影響全國大氣氮環(huán)境負(fù)荷的主導(dǎo)因素。從總量上來看,土壤、水體是氮素輸出的最主要的匯,而以城市消費(fèi)產(chǎn)物為主的環(huán)境氮排是造成全國氮環(huán)境負(fù)荷增加的主要原因。

(2)在城鄉(xiāng)居民食品消費(fèi)活動(dòng)供給氮素環(huán)境排放能力的差距逐步縮小的背景下,導(dǎo)致城鄉(xiāng)人均食品源氮排變化趨勢迥異的主要原因?yàn)?城鄉(xiāng)對(duì)食品消費(fèi)后產(chǎn)物資源化利用方式的差異。

(3)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平對(duì)城鎮(zhèn)居民人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放量呈顯著促進(jìn)作用,而農(nóng)村食品價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放量呈顯著抑制作用。結(jié)合現(xiàn)有規(guī)劃和政策分析,未來全國居民人均食品源氮消費(fèi)環(huán)境負(fù)荷量仍將以快于現(xiàn)有趨勢的速度繼續(xù)增長,注重城鄉(xiāng)優(yōu)勢互補(bǔ)，發(fā)展“近郊農(nóng)業(yè)”是有效管控中國食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放的重要途徑。

[1] 楊曉達(dá). 消融城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的設(shè)想. 中國經(jīng)濟(jì)問題, 2003, (5): 55- 58.

[2] 宋躍征, 嚴(yán)先溥, 杜燕. 我國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化. 中國統(tǒng)計(jì), 2007, (9): 10- 12.

[3] 嚴(yán)先溥. 中國居民收入差距到底有多大?. 經(jīng)濟(jì)研究參考, 2005, (38): 21- 29.

[4] 嚴(yán)先溥. 重新審視中國農(nóng)村市場與農(nóng)民消費(fèi). 中國流通經(jīng)濟(jì), 2002, 16(1): 36- 37.

[5] 冼超凡, 歐陽志云. 城鄉(xiāng)居民食物氮足跡估算及其動(dòng)態(tài)分析——以北京市為例. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2016, 36(8): 2413- 2421.

[6] 封志明, 史登峰. 近20年來中國食物消費(fèi)變化與膳食營養(yǎng)狀況評(píng)價(jià). 資源科學(xué), 2006, 28(1): 2- 8.

[7] Noorman K J, Biesiot W, Moll H C. Changing lifestyles in transition routes towards sustainable household consumption patterns. International Journal of Sustainable Development, 1999, 2(2): 231- 244.

[8] 于洋, 崔勝輝, 趙勝男, 孟凡鑫, 李飛. 城市居民食物氮消費(fèi)變化及其環(huán)境負(fù)荷——以廈門市為例. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2012, 32(19): 5953- 5961.

[9] 王文秀, 吳開亞, 劉曉薇. 城鄉(xiāng)居民食物碳消費(fèi)變化與差異分析——以安徽省為例. 長江流域資源與環(huán)境, 2010, 19(10): 1177- 1184.

[10] Casani S, Rouhany M, Kn?chel S. A discussion paper on challenges and limitations to water reuse and hygiene in the food industry. Water Research, 2005, 39(6): 1134- 1146.

[11] Huang Y, Tang Y H. An estimate of greenhouse gas (N2O and CO2) mitigation potential under various scenarios of nitrogen use efficiency in Chinese croplands. Global Change Biology, 2010, 16(11): 2958- 2970.

[12] Galloway J N, Townsend A R, Erisman J W, Bekunda M, Cai Z C, Freney J R, Martinelli L A, Seitzinger S P, Sutton M A. Transformation of the nitrogen cycle: recent trends, questions, and potential solutions. Science, 2008, 320(5878): 889- 892.

[13] Boyer E W, Goodale C L, Jaworski N A, Howarth R W. Anthropogenic nitrogen sources and relationships to riverine nitrogen export in the northeastern U.S.A. Biogeochemistry, 2002, 57- 58(1): 137- 169.

[14] Leach A M, Galloway J N, Bleeker A, Erisman J M, Kohn R, Kitzes J.A nitrogen footprint model to help consumers understand their role in nitrogen losses to the environment.Environmental Development,2012,1(1):40- 66

[15] Galloway J N, Winiwarte W, Leip A, Leach A M, Bleeke A, Erisman J W. Nitrogen footprints: past, present and future. Environmental Research Letters, 2014, 9(11): 115003- 115013.

[16] 馬林, 魏靜, 王方浩, 高利偉, 趙路, 馬文奇, 張福鎖. 基于模型和物質(zhì)流分析方法的食物鏈氮素區(qū)域間流動(dòng)——以黃淮海區(qū)為例. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2009, 29(1): 475- 483.

[17] 王俊能, 許振成, 彭曉春. 中國城鎮(zhèn)居民食物氮消費(fèi)變化分析. 安徽農(nóng)業(yè)科學(xué), 2010, 38(19): 10332- 10334.

[18] 王俊能. 中國城鎮(zhèn)家庭食物消費(fèi)體系中氮素流動(dòng)特征分析[D]. 長沙: 湖南農(nóng)業(yè)大學(xué), 2010.

[19] 閆禎, 崔勝輝, 王慧娜, 于洋, 徐禮來. 廈門快速城市化中居民食物C、N、P消費(fèi)動(dòng)態(tài). 環(huán)境科學(xué)與技術(shù), 2012, 34(S1): 479- 486.

[20] 王進(jìn), 吝濤. 食物源CNP的城市代謝特征——以廈門市為例. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2014, 34(21): 6366- 6378.

[21] 國家統(tǒng)計(jì)局. 中國統(tǒng)計(jì)年鑒(1994—2013). 北京: 中國統(tǒng)計(jì)出版社, 1994- 2013.

[22] 國務(wù)院辦公廳. 中國食物與營養(yǎng)發(fā)展綱要(2014—2020). 北京: 國務(wù)院辦公廳, 2014.

[23] 馮磊, 沈健. 基礎(chǔ)營養(yǎng)學(xué). 杭州: 浙江大學(xué)出版社, 2005: 124- 130.

[24] Ma L, Ma W Q, Velthof G L, Wang F H, Qin W, Zhang F S, Oenema O. Modeling nutrient flows in the food chain of China. Journal of Environmental Quality, 2010, 39(4): 1279- 1289.

[25] 張杞蓉, 普曉晶. 中國城市污水廠污泥處置現(xiàn)狀研究. 環(huán)境科學(xué)與管理, 2015, 40(4): 86- 89.

[26] Qu X Y, Li Z S, Xie X Y, Sui Y M, Yang L, Chen Y. Survey of composition and generation rate of household wastes in Beijing, China. Waste Management, 2009, 29(10): 2618- 2624.

[27] 魏靜, 馬林, 路光, 馬文奇, 李建輝, 趙路. 城鎮(zhèn)化對(duì)我國食物消費(fèi)系統(tǒng)氮素流動(dòng)及循環(huán)利用的影響. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2008, 28(3): 1016- 1025.

[28] 劉曉利, 許俊香, 王方浩, 張福鎖, 馬文奇. 畜牧系統(tǒng)中氮素平衡計(jì)算參數(shù)的探討. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào), 2006, 17(3): 417- 423.

[29] 朱兆良. 中國土壤氮素研究. 土壤學(xué)報(bào), 2008,45(5)：778- 783.

[30] IPCC. 2006 IPCC Guidelines for National Greenhouse Gas Inventories. Tokyo, Japan: Institute for Global Environmental Strategies, 2007.

[31] 高利偉. 食物鏈氮素養(yǎng)分流動(dòng)評(píng)價(jià)研究——以黃淮海地區(qū)為例[D]. 保定: 河北農(nóng)業(yè)大學(xué), 2009.

[32] 施壓嵐. 中國食物鏈活性氮梯級(jí)流動(dòng)效率及調(diào)控研究[D]. 廈門: 中國科學(xué)院城市環(huán)境研究所, 2014.

[33] 羅婷文, 歐陽志云, 王效科, 苗鴻, 鄭華. 北京城市化進(jìn)程中家庭食物碳消費(fèi)動(dòng)態(tài). 生態(tài)學(xué)報(bào), 2005, 25(12): 3252- 3258.

[34] De Irala-Estévez J, Groth M, Johansson L, Oltersdorf U, Pr?tt?l? R, Martínez-González M A. A systematic review of socio-economic differences in food habits in Europe: consumption of fruit and vegetables. European Journal of Clinical Nutrition, 2000, 54(9): 706- 714.

[35] 中國社科院. 2013中國中小城市綠皮書. 北京: 中國社科文獻(xiàn)出版社, 2013.

[36] 谷保靜. 人類-自然耦合系統(tǒng)氮循環(huán)研究——中國案例[D]. 杭州: 浙江大學(xué), 2011.

[37] 胥智. 都市近郊型生態(tài)農(nóng)業(yè)園區(qū)規(guī)劃研究[D]. 雅安: 四川農(nóng)業(yè)大學(xué), 2012.

附表 協(xié)整檢驗(yàn)

附1 影響城市人均氮排相關(guān)因變量協(xié)整檢驗(yàn)

將城市人均氮環(huán)境排放量(Y城市)與城市人均可支配收入(X1)、城市平均家庭規(guī)模(X2)、城市教育程度(X3)、城市食品價(jià)格指數(shù)(X4)這5個(gè)指標(biāo),分別取對(duì)數(shù)后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

附1.1 城市影響因子單位根檢驗(yàn)

附表1 單位根的ADF檢驗(yàn)結(jié)果(城市)

注：c代表截距,t是時(shí)間趨勢,k是滯后階數(shù)

如附表1所示,在0.05的顯著水平下,上述取對(duì)數(shù)后時(shí)間序列變量：人均環(huán)境排放量(Y城市)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平指數(shù)(X1)、城鎮(zhèn)家庭規(guī)模(X2)、教育程度(X3)、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X4)的二階差分均不存在單位根,是平穩(wěn)序列,即五個(gè)變量均為二階單整序列I(2)。

附1.2 影響城市人均氮排相關(guān)因變量協(xié)整分析

附1.2.1 建立城市協(xié)整檢驗(yàn)回歸方程

附表2 協(xié)整檢驗(yàn)的回歸方程(城市)

如附表2所示所示,將取對(duì)數(shù)后的1993—2012年城市人均環(huán)境排放量(Y城市)量和取對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平指數(shù)(X1)、城鎮(zhèn)家庭規(guī)模(X2)、受教育程度(X3)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X4)進(jìn)行協(xié)整分析,得到回歸方程：

lnYt(城市)=0.138062lnX1t+0.860895lnX2t+0.035021lnX3t-0.114249lnX4t

(1)

從該方程我們可以可初步得知,取對(duì)數(shù)后的城市人均環(huán)境排放量(Y城市)與取對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平指數(shù)(X1)、城鎮(zhèn)家庭規(guī)模(X2)、受教育程度(X3)存在正相關(guān)關(guān)系,與取對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X4)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

附1.2.2 檢驗(yàn)單整性

對(duì)上式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn),判斷殘差序列是否平穩(wěn),本文采用ADF檢驗(yàn)法,不含常數(shù)和時(shí)間趨勢,由SIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù),檢驗(yàn)結(jié)果見下表。

附表3 未經(jīng)過差分處理的變量回歸后殘差序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果(城市)

如附表3所示,未經(jīng)差分處理的ADF值不小于1%—10%的ADF臨界值,即認(rèn)為未經(jīng)差分處理的變量回歸后的殘差序列是不穩(wěn)定的。

附表4 經(jīng)過一階差分處理的變量回歸后殘差序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果(城市)

如附表4所示,一階差分結(jié)果ADF值小于1%—10%的ADF臨界值。所以證明一階差分處理的變量回歸后殘差序列是穩(wěn)定的。并由附表2可知其長期均衡協(xié)整方程為：

lnYt=0.138062lnX1t+0.860895lnX2t+0.035021lnX3t-0.114249lnX4t

(1)

通過以上協(xié)整檢驗(yàn)可以得出,1993—2012年城市人均環(huán)境排放量(Y城市)和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平指數(shù)(X1)、城鎮(zhèn)家庭規(guī)模(X2)、受教育程度(X3)、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X4)之間存在協(xié)整關(guān)系。

附2 影響農(nóng)村人均氮排相關(guān)因變量協(xié)整檢驗(yàn)

將農(nóng)村人均氮環(huán)境排放量(Y農(nóng)村)與農(nóng)村人均可支配收入(X1)、農(nóng)村平均家庭規(guī)模(X2)、農(nóng)村食品價(jià)格指數(shù)(X3)這4個(gè)指標(biāo),分別取對(duì)數(shù)后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

附2.1 農(nóng)村影響因子單位根檢驗(yàn)

附表5 單位根的ADF檢驗(yàn)結(jié)果(農(nóng)村)

c: 截距,t:時(shí)間趨勢,k:滯后階數(shù)

由附表5可知,在0.05的顯著水平下,上述取對(duì)數(shù)后的各時(shí)間序列變量的一階差分序列不存在單位根,即是平穩(wěn)序列I(1)。所以將取對(duì)數(shù)后的農(nóng)村人均可支配收入(X1)、農(nóng)村平均家庭規(guī)模(X2)、農(nóng)村食品價(jià)格指數(shù)(X3)與取對(duì)數(shù)后農(nóng)村人均氮環(huán)境排放量(Y農(nóng)村)進(jìn)行協(xié)整分析。

附2.2 影響農(nóng)村人均氮排影響因子協(xié)整分析

附2.2.1 建立農(nóng)村協(xié)整檢驗(yàn)回歸方程

附表6 協(xié)整檢驗(yàn)的回歸方程(農(nóng)村)

如附表6所示,對(duì)1993—2012年取對(duì)數(shù)后的農(nóng)村人均環(huán)境排放量(Y農(nóng)村)與取對(duì)數(shù)后的農(nóng)村居民人均可支配收入水平指數(shù)(X1)、農(nóng)村家庭規(guī)模(X2)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X3)進(jìn)行協(xié)整分析,得到回歸方程：

(2)

從該方程我們可以可初步得知,取對(duì)數(shù)后的農(nóng)村家庭規(guī)模(X2)與取對(duì)數(shù)后的農(nóng)村人均環(huán)境排放量(Y農(nóng)村)存在正相關(guān)關(guān)系,與取對(duì)數(shù)后的農(nóng)村居民人均可支配收入水平指數(shù)(X1)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X3)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

附2.2.2 檢驗(yàn)單整性

對(duì)上式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn),判斷殘差序列是否平穩(wěn),本文仍然采用ADF檢驗(yàn)法,不含常數(shù)和時(shí)間趨勢,由SIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù),檢驗(yàn)結(jié)果如見附表7。

附表7 未經(jīng)過差分處理的變量回歸后殘差序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果(農(nóng)村)

如附表7所示,未經(jīng)差分處理的ADF值小于1%—10%的ADF臨界值,即認(rèn)為未經(jīng)差分處理的變量回歸后的殘差序列是穩(wěn)定的。并由附表6可知其長期均衡協(xié)整方程為：

lnYt=-0.018207lnX1t+1.057105lnX2t-0.045064lnX3t

(2)

通過以上協(xié)整檢驗(yàn)可以得出,1993—2012年農(nóng)村人均環(huán)境排放量(Y農(nóng)村)和農(nóng)村居民人均可支配收入水平指數(shù)(X1)、農(nóng)村家庭規(guī)模(X2)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X3)之間存在協(xié)整關(guān)系。

Environmental emissions of nitrogen from food consumption and differences between urban and rural areas in China

ZHAO Yu1, LIN Tao1,*,GE Rubing1,SHI Yalan2,ZHANG Guoqin1,YE Hong1,LI Xinhu1,SUN Caige1

1 Key Laboratory of Urban Environment and Health, The Institute of Urban Environment, Chinese Academy of Sciences, Xiamen 361021, China2 Collage of Tourism, Huaqiao University, Quanzhou 362021, China

Consumption of nitrogen in food forms an important part of the internal flow of nutrients within human settlements. Spatiotemporal variation in the environmental emissions of nitrogen from food consumption vary considerably between the city and countryside because of the dual economic structure of urban and rural areas. In this study, we used substance flow analysis to simulate the metabolism of nitrogen and constructed a set of models to calculate the quantity of environmental emissions from the consumption of nitrogen in food. The models focused on the different levels of resource recycling of the product after metabolism to determine the trends in environmental emissions of nitrogen from food consumption and the differences between urban and rural areas. The results indicated there was a substantial difference between trends in urban and rural environmental emissions of nitrogen consumed in food from 1993 to 2012. The roles of consumed nitrogen in urban and rural areas, which consisted of the environmental loads in water, soil, and the atmosphere, varied from each other. In terms of water nitrogen loads from food consumption, nitrogen in rural water played a dominant role. However, the difference in nitrogen emissions in water between the city and countryside was gradually decreasing. Regarding soil nitrogen environmental loads from food consumption, nitrogen in the urban soil was the dominant factor. Prior to 2010, the rural atmospheric nitrogen emission was the main factor that influenced the national level of atmospheric nitrogen emissions because of food consumption. Nevertheless, after 2010, the quantity of urban atmospheric nitrogen emissions exceeded that of rural areas, and became the leading factor of the national level of atmospheric nitrogen emissions. Additionally, correlation analysis was adopted to determine whether a positive correlation existed between per capita disposable income and per capita urban resident environmental emissions of nitrogen from food consumption. In addition, the per capita rural resident environmental emissions of nitrogen from food consumption was negatively correlated to the food price index. Based on scenario forecast analysis (SFA), we found that the growth of future national levels of per capita nitrogen emissions from food consumption would be faster than the current trend because of the acceleration of urbanization in China.

urbanization; urban-rural differences; food consumption; flow of nitrogen; environmental loads; China

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(41371540,41201598)；高分辨率對(duì)地觀測系統(tǒng)重大專項(xiàng)(30-Y30B13-9003-14/16)

2015- 12- 12; 網(wǎng)絡(luò)出版日期:2017- 02- 23

10.5846/stxb201512112475

*通訊作者Corresponding author.E-mail: tlin@iue.ac.cn

趙宇,吝濤,葛汝冰,施亞嵐,張國欽,葉紅,李新虎,孫彩歌.中國食品源氮消費(fèi)環(huán)境排放及其城鄉(xiāng)差異.生態(tài)學(xué)報(bào),2017,37(13):4573- 4586.

Zhao Y, Lin T,Ge R B,Shi Y L,Zhang G Q,Ye H,Li X H,Sun C G.Environmental emissions of nitrogen from food consumption and differences between urban and rural areas in China.Acta Ecologica Sinica,2017,37(13):4573- 4586.