吳洋洋　呂惠進(jìn)　李允潔　葉瑋

摘要：指出了浙江省作出“五水共治”決策的同時(shí)，積極倡導(dǎo)生態(tài)文明省建設(shè)，水資源驅(qū)動(dòng)因素分析也是現(xiàn)階段需要考慮的重要問(wèn)題。結(jié)合主成分分析法，運(yùn)用STIPRAT模型，對(duì)浙江省水資源生態(tài)足跡驅(qū)動(dòng)因子進(jìn)行了分析。結(jié)果表明：2006～2013年間，浙江省水資源生態(tài)足跡正向驅(qū)動(dòng)因子由高到低排序?yàn)椋撼鞘谢?第三產(chǎn)業(yè)比值>人口規(guī)模>人均GDP>生活用水結(jié)構(gòu)>生態(tài)承載力；其彈性系數(shù)分別為：0.809、0.790、0.786、0.751、0.688、0.435；負(fù)向驅(qū)動(dòng)因子為恩格爾系數(shù)和生態(tài)足跡強(qiáng)度，其彈性系數(shù)為-0.221、-0.818；據(jù)此控制浙江省人口大規(guī)模流動(dòng)，采取相應(yīng)政策調(diào)整生活用水結(jié)構(gòu)，通過(guò)提高資源利用效率等可以減輕水環(huán)境壓力。

關(guān)鍵詞：主成分分析法；STIPRAT模型；水資源生態(tài)足跡；浙江省；驅(qū)動(dòng)因素

中圖分類號(hào)：X171.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：16749944（2017）18007905

1引言

“生態(tài)足跡（ecological footprint）”概念是由加拿大經(jīng)濟(jì)學(xué)家威廉·雷斯（William Rees）于1992年提出，其學(xué)生馬希斯·瓦克納戈?duì)枺∕athis Wackernagel）等于1996年對(duì)此模型加以完善，是一種度量人類對(duì)自然資源的需求與自然界所能夠提供的資源之間差距的方法＼[1＼]。此方法于1999年引入我國(guó)，被廣泛應(yīng)用于旅游業(yè)、水資源、碳排放、飲食結(jié)構(gòu)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)等實(shí)證研究，主要集中在核算方法的改進(jìn)＼[2＼]和靜態(tài)的時(shí)間序列研究＼[3＼]，隨著技術(shù)的進(jìn)步，更多學(xué)者進(jìn)行動(dòng)態(tài)時(shí)間序列研究＼[4～6＼] 。目前，對(duì)于生態(tài)足跡的驅(qū)動(dòng)因素分析尚處于探索階段＼[7＼]，主要關(guān)注人口、富裕度、技術(shù)水平對(duì)水足跡的影響＼[8＼]。

浙江省于2014年提出了“五水共治”的決策，而2015年正是關(guān)鍵年、沖刺年和深化年。浙江省在提出“五水共治”的同時(shí)，也積極推進(jìn)生態(tài)省的建設(shè)?；诖?，分析水資源生態(tài)足跡的驅(qū)動(dòng)因素對(duì)浙江生態(tài)省建設(shè)具有重要的意義。李志堅(jiān)運(yùn)用STIRPAT模型對(duì)浙江省低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素與綜合評(píng)價(jià)研究＼[9＼]；李正泉等對(duì)浙江省1995～2013年生態(tài)足跡動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行探究＼[5＼]；趙春芳等對(duì)浙江省水資源生態(tài)足跡時(shí)空格局進(jìn)行研究＼[10＼]，然而鮮見(jiàn)對(duì)浙江省水資源生態(tài)足跡驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行研究，本文運(yùn)用改進(jìn)的的STIRPAT模型對(duì)浙江省2006～2013年水資源生態(tài)足跡變化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制進(jìn)行分析，擬為浙江生態(tài)文明省建設(shè)和“五水共治”推進(jìn)提供理論參考。

本文基于改進(jìn)的STIRPAT模型，對(duì)浙江省的水資源生態(tài)足跡進(jìn)行建模分析，采用主成分分析法、偏最小二乘回歸方法（OLS），主要定量揭示浙江省水資源生態(tài)足跡驅(qū)動(dòng)因子邊際貢獻(xiàn)，擬為浙江省制定水資源管控策略及節(jié)約用水提供科學(xué)依據(jù)，響應(yīng)浙江生態(tài)文明省建設(shè)。

2研究方法

2.1STIRPAT基礎(chǔ)模型

IPAT模型是由美國(guó)生態(tài)學(xué)家Ehrlich和Holden于＼[11＼]20世紀(jì)70年代首次提出，是研究環(huán)境驅(qū)動(dòng)因素的基礎(chǔ)模型，主要研究人口、經(jīng)濟(jì)和技術(shù)對(duì)大氣環(huán)境變化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，但以上只是對(duì)因變量等比例影響分析，STIRPAT模型在能源和環(huán)境壓力領(lǐng)域也得到了應(yīng)用，表達(dá)式為：

I=PAT（1）

式（1）中：I代表環(huán)境壓力指標(biāo)；P為人口數(shù)量；A為富裕度；T為技術(shù)水平。STIRPAT基礎(chǔ)模型是由Rose等在IPAT的基礎(chǔ)上提出的，定量分析人文經(jīng)濟(jì)對(duì)環(huán)境壓力的驅(qū)動(dòng)因素，通過(guò)對(duì)人口、財(cái)富和技術(shù)的回歸分析，建立環(huán)境壓力隨機(jī)估計(jì)＼[12＼]。目前該模型也被廣泛應(yīng)用與能源足跡、碳排放研究、城市建設(shè)用地和人均生態(tài)足跡等驅(qū)動(dòng)因素研究，表達(dá)式為：

I=aPbAcTde（2）

式（2）中：a為模型系數(shù)，為常數(shù)項(xiàng)；P、A、T同（1）式意思相同；b、c、d分別為P、A、T的彈性系數(shù)；e為隨機(jī)誤差。當(dāng)a=b=c=d=e=1時(shí)，就是IPAT模型。為方便計(jì)算，對(duì)模型兩邊取對(duì)數(shù)，故將（2）式轉(zhuǎn)化為對(duì)數(shù)模型。

lnI=lna+blnP+clnA+dlnT+lne（3）

式（3）中：lnI為因變量；lnP，lnA，lnT為自變量；lna為

常數(shù)項(xiàng)；lne為誤差項(xiàng)。對(duì)模型進(jìn)行多元線性擬合，根據(jù)彈性系數(shù)概念，可知P、A、T每發(fā)展1%的變化，會(huì)引起I發(fā)生b%、c%和d%的變化。

2.2改進(jìn)的STIRPAT模型

I=aPbUcAdCeFfDgShNie（4）

為了進(jìn)行回歸分析，對(duì)（4）式兩邊取對(duì)數(shù)，得到公式（5）和圖1改進(jìn)的STIRPAT模型：

lnI=lna+blnP+clnU+dlnA+elnC+flnF+glnD+hlnS+ilnN+lne（5）

式（5）中：I-人均水資源生態(tài)足跡；lna-常數(shù)項(xiàng)；lnP-人口數(shù)量；lnU-城市化水平；lnA-人均GDP；lnC-生態(tài)承載力；lnF-生態(tài)足跡強(qiáng)度；lnD-第三產(chǎn)業(yè)比值；lnS-生活用水結(jié)構(gòu)；lnN恩格爾系數(shù)；lne-誤差項(xiàng)。b、c、d、e、f、g、h、i為模型的彈性系數(shù)，即當(dāng)P、U、A、C、F、D、S、N每變化1%時(shí)，會(huì)引起I的b%、c%、d%、e%、f%、g%、h%、i%變化（圖1）。

3浙江省水資源生態(tài)足跡驅(qū)動(dòng)因素分析

3.1研究區(qū)概況

浙江省地處長(zhǎng)江三角洲的中心地帶，是東部沿海經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)之一，與福建、安徽、江西、上海和江蘇相鄰，轄32市，58縣，轄域10.8×10 2km2。地勢(shì)西南高，東北低，屬于亞熱帶季風(fēng)氣候，氣溫適中，四季分明，光照充足，雨量充沛。年平均氣溫15～18℃，最高氣溫達(dá)到43℃。降水量在980～2000 mm，光照時(shí)數(shù)1710～2100 h。綜合農(nóng)業(yè)區(qū)發(fā)達(dá)，是茶葉、水產(chǎn)品、柑橘、菌類等重要產(chǎn)地。endprint

浙江省地形復(fù)雜，山地和丘陵占70.4%，平原和盆地占23.2%，河流和湖泊僅為6.4%，河流和湖泊所占面積比例較小，加強(qiáng)對(duì)水資源可持續(xù)利用分析很有必要。浙江省是一個(gè)人多地少的城市，人口增加使得水資源使用量也在增加，浙江省也存在著水資源浪費(fèi)和水資源污染等問(wèn)題。浙江省在2014提出了“五水共治”即：治污水、防洪水、排澇水、保供水、抓節(jié)水這五項(xiàng)，運(yùn)用改進(jìn)的STIRPAT模型對(duì)浙江省2006～2013年水資源生態(tài)足跡的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行分析，可以評(píng)價(jià)水資源生態(tài)足跡的影響因素，通過(guò)主成分分析和LOS回歸分析，建立驅(qū)動(dòng)因子模型，擬為水資源利用方面提供指導(dǎo)。

3.2數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)選取

3.2.1數(shù)據(jù)來(lái)源

浙江省2006～2013年的水資源生態(tài)足跡、生態(tài)承載力、生態(tài)足跡強(qiáng)度等來(lái)源于作者計(jì)算和相關(guān)文獻(xiàn)的整理，人均GDP、人口數(shù)、城市化率、第三產(chǎn)業(yè)比值、恩格爾系數(shù)等根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒計(jì)算得出。數(shù)據(jù)處理和分析主要運(yùn)用SPSS、Excel等統(tǒng)計(jì)軟件。

3.2.2指標(biāo)選取

人文要素對(duì)水資源生態(tài)足跡的影響是一個(gè)復(fù)雜要素共同作用的結(jié)果，人口、富裕度和技術(shù)水平只是一個(gè)廣義的衡量標(biāo)準(zhǔn)。尤其是技術(shù)水平包括區(qū)域消費(fèi)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、恩格爾系數(shù)等其他經(jīng)濟(jì)影響因素，因此為了更好的量化人文因素對(duì)水資源生態(tài)足跡的影響，通過(guò)閱讀文獻(xiàn)，引入以下量化的指標(biāo)參數(shù)，如表1。

3.3結(jié)果分析

3.3.1水資源生態(tài)足跡動(dòng)態(tài)變化分析

由表2可知，2006～2013年浙江省人均水資源生態(tài)足跡呈現(xiàn)波動(dòng)上升的趨勢(shì)，最近3年生態(tài)足跡較高，2013年達(dá)到0.766 hm2/人；2009年人均水資源生態(tài)足跡最小，這與水資源總量密切相關(guān)；2006～2013年浙江省水資源承載力變化較大，從0.781 hm2/人增加到1.823 hm2/人，增加2倍多。2008～2013年波動(dòng)最大，最高年份是2013年，達(dá)到1.823 hm2/人；最低年份是2006年，0.781 hm2/人；人均水資源生態(tài)承載力超過(guò)人均水資源足跡，出現(xiàn)生態(tài)盈余，表明浙江省水資源利用相對(duì)可持續(xù)，有利于生態(tài)文明省建設(shè)。

3.3.2水資源生態(tài)足跡強(qiáng)度動(dòng)態(tài)分析

水資源生態(tài)足跡強(qiáng)度即萬(wàn)元GDP水資源生態(tài)足跡，反映水資源利用率和該區(qū)域萬(wàn)元GDP產(chǎn)出對(duì)水環(huán)境的影響＼[13＼]，生態(tài)強(qiáng)度越大，水資源利用率越低，可以客觀評(píng)價(jià)水資源的利用效率。從圖2可以看出2006～2013年，浙江省人均水資源生態(tài)足跡強(qiáng)度呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)，這表明浙江省水資源可持續(xù)利用的空間較大，有利于減輕生態(tài)壓力和實(shí)現(xiàn)“五水共治”。但人均水資源生態(tài)足跡波動(dòng)上升，說(shuō)明GDP的增長(zhǎng)仍消耗大量的水資源，有必要對(duì)驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行分析。

3.3.3相關(guān)性分析

由表3可知：浙江省水資源生態(tài)足跡與城市化水平和人均GDP在0.05水平顯著相關(guān)，與人口規(guī)模、第三產(chǎn)業(yè)比值和生活用水結(jié)構(gòu)、生態(tài)承載力都存在相關(guān)性。以上表明隨著人口增加、城市化水平的提高、經(jīng)濟(jì)發(fā)展，浙江水資源生態(tài)足跡也是同步增長(zhǎng)；水資源生態(tài)足跡與生態(tài)足跡強(qiáng)度呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。生態(tài)足跡強(qiáng)度較小，說(shuō)明資源利用率較高，對(duì)人均水資源生態(tài)足跡具有延緩作用。

3.3.4驅(qū)動(dòng)機(jī)制分析

主成分分析。為了消除驅(qū)動(dòng)因子量綱關(guān)系，對(duì)表2中因變量、解釋變量的數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。運(yùn)用SPSS16.0對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，并以BC、BF、BP、BU、BA、BD、BN、BS表示。由表4可知，對(duì)自變量進(jìn)行篩選后，可以提取2個(gè)主成分F1、F2（綜合變量），F(xiàn)1、F2可以解釋因變量的94.625%，且t檢驗(yàn)的sig（單側(cè)）小于0.01，擬合程度非常好。從表5主成分旋轉(zhuǎn)矩陣可知，第一主成分F1與BP、BU、BA即人口規(guī)模、城市化水平、人均GDP，與BN即恩格爾系數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，故該成分主要是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民消費(fèi)狀況和城市發(fā)展水平的綜合反應(yīng)，包含了原始變量的信息；主成分F2主要與BF、BS呈現(xiàn)正相關(guān)，即是水資源利用效率、用水結(jié)構(gòu)的綜合信息反應(yīng)。綜合變量與原變量間的關(guān)系：

（2）因變量與綜合變量的LOS回歸模型。以因變量BI為被解釋變量，F(xiàn)I，F(xiàn)2為被解釋變量，運(yùn)用spss16.0中普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸，得到F1、F2與BI的回歸方程為：

BI=5.477F1+0.922F2-0.992（8）

將（6）和（7）帶入（8）可得：

BI=0.435BC-0.818BF+0.786BP+0.809BU+0.751BA+0.790BD-0.221BN+0.688BS（9）

由（9）可得水資源生態(tài)足跡驅(qū)動(dòng)因子的模型為：

I=aC0.435F-0.818P0.786U0.809A0.751D0.790N-0.221S0.688e（10）

由式（10）可知：浙江省2006～2013年水資源生態(tài)足跡的生態(tài)承載力、生態(tài)足跡強(qiáng)度、人口規(guī)模、城市化水平、人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)比值、恩格爾系數(shù)、生活用水結(jié)構(gòu)的彈性系數(shù)分別為0.435、-0.818、0.786、0.809、0.751、0.790、-0.221、0.688。以上結(jié)果表明當(dāng)生態(tài)承載力增加1%時(shí)，人均水資源生態(tài)足跡將增加0.435；當(dāng)生態(tài)足跡強(qiáng)度增加1%時(shí)，水資源生態(tài)足跡減少0.818；當(dāng)人口數(shù)增加1%時(shí)，水資源生態(tài)足跡增加0.786；當(dāng)城市化率增加1%時(shí)，水資源生態(tài)足跡增加0.809；當(dāng)人均GDP增加1%時(shí)，水資源生態(tài)足跡增加0.751；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)比值增加1%時(shí)，水資源生態(tài)足跡增加0.790；當(dāng)恩格爾系數(shù)增加1%時(shí)，水資源生態(tài)減少0.221；當(dāng)生活用水結(jié)構(gòu)增加1%時(shí)，水資源生態(tài)足跡增加0.688。以上定量分析表明，浙江省水資源生態(tài)足跡與恩格爾系數(shù)和生態(tài)足跡強(qiáng)度（萬(wàn)元GDP水資源足跡）呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，與其他6個(gè)影響因素為正相關(guān)，其影響程度大小排序?yàn)椋撼鞘谢?第三產(chǎn)業(yè)比值>人口規(guī)模>人均GDP>生活用水結(jié)構(gòu)>生態(tài)承載力。城市化水平、第三產(chǎn)業(yè)比值、人口規(guī)模是主要驅(qū)動(dòng)因子，人均GDP、生活用水結(jié)構(gòu)、生態(tài)承載力是重要驅(qū)動(dòng)因子。由此可知，城市化水平的加快、第三產(chǎn)業(yè)比值的上升、人口數(shù)量的增加、生活用水比重的增加是浙江省2006～2013年人均水資源生態(tài)足跡不斷增加的主要因素，水資源壓力會(huì)隨著驅(qū)動(dòng)因素的增加而加大，給浙江生態(tài)文明省建設(shè)帶來(lái)一定壓力。endprint

4結(jié)論和討論

通過(guò)對(duì)浙江省2006～2013年人均水資源生態(tài)足跡和人均水資源生態(tài)承載力進(jìn)行分析，得出人均水資源生態(tài)承載力基本大于人均水資源生態(tài)足跡，并沒(méi)有出現(xiàn)生態(tài)赤字，但人均水資源生態(tài)足跡在不斷上升，有必要對(duì)其驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行分析?；诖?，依據(jù)STIRPAT模型，采用主成分分析法，偏最小二乘回歸法，對(duì)浙江省水資源生態(tài)足跡驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行定量分析，得出以下結(jié)論：

2006～2013年，浙江省水資源生態(tài)足跡同城市化水平、第三產(chǎn)業(yè)比值、人口數(shù)量、人均GDP、生活用水結(jié)構(gòu)存在較大關(guān)聯(lián)，其中城市化水平提高、人口數(shù)量的增加和第三產(chǎn)業(yè)比值上升是其主要因素；恩格爾系數(shù)和生態(tài)足跡強(qiáng)度與水資源生態(tài)足跡存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，生態(tài)足跡強(qiáng)度和恩格爾系數(shù)越小，水資源利用率越高，可以降低水資源生態(tài)足跡。由于浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較快，人口規(guī)模不斷擴(kuò)大，故合理控制人口增長(zhǎng)，適度控制第三產(chǎn)業(yè)比重和城市化水平、提高水資源利用效率是緩解浙江水環(huán)境壓力的重要途徑。

水資源生態(tài)足跡是自然因素和人文因素共同作用的結(jié)果，文中選取人口、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)用水結(jié)構(gòu)等8個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素進(jìn)行分析，具有一定的局限性，需要更多的研究者進(jìn)一步研究其他的影響因素。

參考文獻(xiàn)：

[1]

尹璇，倪晉仁，毛小苓.生態(tài)足跡研究述評(píng)＼[J＼].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2004，14（5）：47～54.

＼[2＼]徐中民，張志強(qiáng).可持續(xù)發(fā)展定量指標(biāo)體系的分類和評(píng)價(jià)＼[J＼].西北師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2000，36（4）：82～87.

＼[3＼]李金平，王志石.澳門2001年生態(tài)足跡分析＼[J＼].自然資源學(xué)報(bào)，2003，18（2）：198～203.

＼[4＼]陳鵬，張立峰，孫瀅悅，等.1997-2005年四平市生態(tài)足跡計(jì)算與分析研究＼[J＼].農(nóng)業(yè)災(zāi)害研究，2015，5（10）：47～49.

＼[5＼]李正泉，馬浩，肖晶晶.浙江省1995-2013年生態(tài)足跡動(dòng)態(tài)變化探析＼[J＼].生態(tài)學(xué)報(bào)，2015，34（6）：170～176

＼[6＼]黃寶榮，崔書紅，李穎明.中國(guó)2000-2010年生態(tài)足跡變化特征及影響因素＼[J＼].環(huán)境科學(xué)，2016，37（2）：421～426.

＼[7＼]林黎陽(yáng)，許麗忠.福建省生態(tài)足跡驅(qū)動(dòng)因子分析＼[J＼].福建師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2014，30（4）：96～102.

＼[8＼]龍愛(ài)華，徐中民，王新華.人口、富裕及技術(shù)對(duì)2000年中國(guó)水足跡的影響.＼[J＼]生態(tài)學(xué)報(bào)，2006，26（10）：2258～3365.

＼[9＼]李立堅(jiān).浙江省低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素與綜合評(píng)價(jià)研究＼[D＼].杭州：浙江工商大學(xué).2011.

＼[10＼]趙春芳，董朝陽(yáng)，伍磊等.浙江省水資源生態(tài)足跡時(shí)空格局＼[J＼].水土保持通報(bào)，2016，36（1）：242～248.

＼[11＼]Ehrlich P R，Holdren J P.The impact of population growth＼[J＼].Science，1971（171）：1212 ～1217.

＼[12＼]York R，Rosa E A，Dietz T.STIRPAT，IPAT and Im PACT：analytic tools for unpackingthe driving forces of environ-mental impacts＼[J＼].Ecological Economics，2003（23）：351～365.

＼[13＼]楊勇，任志遠(yuǎn).銅川市1994 -2003年人均生態(tài)足跡變化及社會(huì)經(jīng)濟(jì)動(dòng)因分析＼[J＼].干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究，2007，25（3）：213 ～217.

Driving Factors Analysis of Ecological Footprint on Water Resources in Zhejiang Province Based on Stirpat Model

Wu Yangyang， Lü Huijin， Li Yunjie， Ye Wei

（College of Geography and Environmental Sciences， ZheJiang Normal University， Jinhua 321004， China）

Abstract： “A total of five waters treatment” was put forward in 2014 in Zhejiang province. At the same time， Zhejiang Province advocated the construction of an ecological province. So， the driving factors of water resources is an important issue to be considered at this stage. Ecological footprint driving factors of water resources are analyzed by using principal component analysis and STIPRAT model. The results showed that： from 2006 to 2013 years， the order of positive driving factors of ecological footprint water resources in Zhejiang from high to low is： urbanization> tertiary industry ratio> population> per capita GDP> water structure of life > ecological carrying capacity； Its flexible coefficients are： 0.809， 0.790， 0.786， 0.751， 0.688， 0.435； Negatively driving factors are the engel coefficient and strength of ecological footprint with the flexible coefficient -0.221， -0.818； Thus， it is necessary to control the large migration of Zhejiang Province and take appropriate policy adjusting the structure of water. Water pressure on the environment can be reduced by increasing the efficiency of resource.

Key words： principal component analysis； STIRPAT model； ecological footprint of water resources； Zhejiang； driving factorsendprint