侯彩霞, 趙雪雁, 文 巖, 張 亮, 張方圓

西北師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院, 蘭州 730070

農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的空間差異及其原因
——基于張掖市2010年調(diào)查數(shù)據(jù)

侯彩霞, 趙雪雁*, 文 巖, 張 亮, 張方圓

西北師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院, 蘭州 730070

農(nóng)戶是農(nóng)村最主要的行為主體，其生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境有重要影響，然而農(nóng)戶的生活消費(fèi)模式等因素的差異導(dǎo)致對(duì)環(huán)境的影響在空間上存在差異，為了緩解農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境的壓力，需要研究其消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的空間差異?；趶堃词?010年調(diào)查數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)資料研究了農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響空間差異，并分析了原因，研究結(jié)果顯示：(1)張掖市2010年人均生態(tài)足跡為1.056hm2/人，人均生態(tài)承載力為1.705hm2/人，人均生態(tài)盈余0.649hm2/人；(2)從生態(tài)足跡的構(gòu)成看，當(dāng)?shù)氐纳钕M(fèi)主要是以生物資源和化石能源消耗為主，占總生態(tài)足跡的81%，而建筑用地和水域消耗最少，占總生態(tài)足跡的1.2%。；(3)張掖市五縣(區(qū))農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境的影響總體差異較小，Gini系數(shù)為0.309。但是區(qū)域間的差異遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于區(qū)域內(nèi)的差異，區(qū)域間的差異為0.442，占總差異的71.1%，區(qū)域內(nèi)的差異為0.18，占總差異的28.9%。其中，甘州區(qū)農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響差異最大，Theil指數(shù)為0.078；(4)農(nóng)戶消費(fèi)模式、家庭規(guī)模和人均年收入增多，將加劇農(nóng)戶對(duì)環(huán)境的壓力，勞動(dòng)力受教育程度、社會(huì)資本存量和非農(nóng)化程度提高，將在一定程度上減緩農(nóng)戶對(duì)環(huán)境的影響。

環(huán)境影響; 生態(tài)足跡; 農(nóng)戶; 張掖市

中國乃至世界各國的環(huán)境問題日益嚴(yán)峻，人口增長、技術(shù)變化和消費(fèi)增加被認(rèn)為是產(chǎn)生環(huán)境危機(jī)的最主要三個(gè)原因[1]。然而，人口增長使得居民的生活消費(fèi)數(shù)量增加，再加上居民消費(fèi)水平的提高，這不僅給資源環(huán)境帶來直接的負(fù)面影響，而且作為社會(huì)再生產(chǎn)的主要環(huán)節(jié)和根本動(dòng)力，消費(fèi)成為生態(tài)環(huán)境壓力的終極原因[1]。因而，從居民的生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響入手研究生態(tài)環(huán)境問題不僅對(duì)保護(hù)生態(tài)環(huán)境有重要意義，同時(shí)也給可持續(xù)發(fā)展了提供新的思路[2]。目前，中國農(nóng)村人口為6.74億，占全國人口的50.32%，由于西北地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較落后，農(nóng)村居民占絕大多數(shù)，而農(nóng)戶是農(nóng)村最主要的行為主體，其消費(fèi)模式是影響環(huán)境的重要因素。隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及農(nóng)村生活質(zhì)量的提高，農(nóng)戶對(duì)資源的需求量日益加大、生活消費(fèi)排放的廢棄物也不斷增大，導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量遭受嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，農(nóng)戶生活消費(fèi)成為影響環(huán)境的重要因素[3-5]。由于農(nóng)戶的生活消費(fèi)模式存在差異[6-11]，從而對(duì)環(huán)境的影響造成空間上的差異，因此，研究農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的空間差異，在緩解農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的政策制定上，具有一定的參考價(jià)值。

基于此，本文運(yùn)用張掖市2010年調(diào)查數(shù)據(jù)以及統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)該區(qū)農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境的影響做了分析，以生態(tài)足跡作為測度農(nóng)戶的環(huán)境影響指標(biāo)，分析了農(nóng)戶對(duì)環(huán)境影響的空間差異，并且運(yùn)用最小二乘法分析了農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響，旨在為緩解生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境的影響，提高環(huán)境質(zhì)量提供理論依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

張掖市位于甘肅省河西走廊中段(東經(jīng)97°20′—102°12′，北緯37°28′—39°57′)，國內(nèi)重要的內(nèi)陸河黑河流域中游，總面積4.2萬km2。東靠武威、金昌，西至嘉峪關(guān)、酒泉，南與青海省接壤，北和內(nèi)蒙古毗鄰。海拔高度處于1200—5565m。本區(qū)地處中緯度地帶，深居歐亞大陸腹地，除祁連山區(qū)屬高寒的半干旱氣候外，其余均屬中溫帶干旱氣候?？傮w而言，氣候復(fù)雜多變，時(shí)空分布不均，夏季短而炎熱，冬季長而寒冷，干燥少雨，光照充足，太陽輻射強(qiáng)，晝夜溫差大。

張掖市現(xiàn)轄甘州區(qū)、臨澤縣、高臺(tái)縣、山丹縣、民樂縣、肅南裕固族自治縣1區(qū)5縣， 2010年該區(qū)人口達(dá)119.95萬，漢族人口占總?cè)丝诘?1%。2011年，張掖市農(nóng)戶人均純收入5575元，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶收入主要以農(nóng)業(yè)為主，其次是經(jīng)商、外出務(wù)工等。農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出5242元，農(nóng)村居民家庭食品消費(fèi)支出占消費(fèi)總支出的比重為39.06%。

2 數(shù)據(jù)來源和研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

2010年7—8月對(duì)張掖市農(nóng)戶進(jìn)行入戶調(diào)查。調(diào)查過程中，采用農(nóng)村參與式評(píng)估方法獲取相關(guān)數(shù)據(jù)。采用分層隨機(jī)抽樣法對(duì)張掖市的甘州區(qū)、臨澤縣、民樂縣、高臺(tái)縣、山丹縣4縣1區(qū)224戶農(nóng)戶進(jìn)行了調(diào)查，問卷回收率100%，有效問卷223份，占99.6%。雖然獲取的問卷數(shù)量有限，但調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，樣本戶的戶主平均年齡為44.87歲，家庭規(guī)模為3.91人/戶，家庭年收入為9121.9元/人。張掖市統(tǒng)計(jì)資料顯示戶主年齡的均值為43.79歲，家庭規(guī)模為3.93人/戶，家庭年收入為9153.7元/人，說明樣本具有較好的代表性。因此能較好的反映張掖市農(nóng)戶的普遍情況。

主要調(diào)查內(nèi)容涉及：(1)調(diào)查對(duì)象的基本情況，包括戶主的年齡、家庭人口及其受教育程度、家庭年收入、社會(huì)資本等；(2)農(nóng)戶的食物、能源等生活消費(fèi)情況。

2.2 研究方法

2.2.1 生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的測算方法

本文運(yùn)用生態(tài)足跡測算農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境的影響[11]。生態(tài)足跡是一個(gè)很好地表征人類活動(dòng)對(duì)環(huán)境影響的綜合指標(biāo)，由William Rees[12]于1992年提出，并由Mathis Wackernagel[12]進(jìn)一步完善。生態(tài)足跡在基本計(jì)算方法——綜合法的基礎(chǔ)上，已發(fā)展為成分法、投入產(chǎn)出法和能值法等計(jì)算方法，其中成分法由Simmons提出，Barrett等[13]進(jìn)行了改進(jìn)完善。成分法以人們的衣食住行為出發(fā)點(diǎn)，自下而上通過物質(zhì)流分析獲取主要消費(fèi)品的消費(fèi)量及廢物產(chǎn)生數(shù)據(jù)，借助生態(tài)足跡了解物質(zhì)流帶來的環(huán)境壓力[14]，由于其準(zhǔn)確性和實(shí)用性而具有廣泛的用途。本文采用成分法計(jì)算生態(tài)足跡，其計(jì)算公式為：

EF=Nefi=N∑(ci/pi)

(1)

式中，EF為總的生態(tài)足跡；i為消費(fèi)商品和投入的類型；N為人口數(shù)；efi為第i類項(xiàng)目的生態(tài)足跡；pi為i類消費(fèi)商品的平均生產(chǎn)能力；ci為i種商品的人均消費(fèi)量。

2.2.2 農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的空間差異測算方法

本文運(yùn)用Gini系數(shù)和Theil指數(shù)測算農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的空間差異。在差異性研究中，不平等度量方法主要用于收入與分配差異分析中，由于生態(tài)足跡與收入分配同樣具有不公平性和差異的可分解性，因此對(duì)于度量收入分配不平等的方法同樣適用于生態(tài)足跡的不平等評(píng)價(jià)。鑒于不同方法各有其優(yōu)點(diǎn)和不足，且側(cè)重點(diǎn)各不相同，單獨(dú)使用某種方法可能產(chǎn)生方法上的誤差，故采用Gini系數(shù)和Theil指數(shù)兩種方法。

Gini系數(shù)是指洛倫茨曲線圖中絕對(duì)均勻線與洛倫茨曲線之間的面積和絕對(duì)均勻線與絕對(duì)不均勻線之間的面積之比，通常用來測量收入與分配的不平等[15]。其計(jì)算公式如下：

(2)

式中,G為Gini系數(shù)，yi為第i組足跡占總足跡的比重(按升序排列，y1

Theil指數(shù)是將區(qū)域總體差異分解成不同空間尺度的區(qū)內(nèi)差異和區(qū)間差異，以便比較它們對(duì)區(qū)域整體的影響和貢獻(xiàn)[15]，計(jì)算公式為：

(3)

(4)

3 結(jié)果分析

3.1 農(nóng)戶生活消費(fèi)的環(huán)境影響

張掖市2010年人均生態(tài)足跡處于盈余水平，但盈余值很小，張掖市的人均生態(tài)足跡為1.056hm2/人，人均生物承載力為1.705hm2/人，人均生態(tài)盈余0.649hm2/人。從人均生態(tài)足跡的構(gòu)成看，當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)消費(fèi)主要是以糧食等生物資源和煤炭、薪柴等化石能源消耗為主，占總生態(tài)足跡的81%，而建筑用地和水域消耗最少，占總生態(tài)足跡的1.2%。除了人均耕地生態(tài)足跡和石化能源生態(tài)足跡出現(xiàn)生態(tài)赤字外，其余的都是生態(tài)盈余。人均耕地生態(tài)足跡最大，為0.636hm2/人，其次是人均石化能源生態(tài)足跡為0.220hm2/人?？梢姡r(nóng)戶生活消費(fèi)主要通過對(duì)糧食和石化能源的消費(fèi)而影響環(huán)境(表1)。

表1 張掖市2010年人均生態(tài)足跡的計(jì)算Table 1 Ecological footprint summary of Zhangye City in 2010

3.2 農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的空間差異性

研究結(jié)果顯示，張掖市5縣(區(qū))農(nóng)戶人均生態(tài)足跡Gini系數(shù)為0.309，介于0.3—0.4之間，農(nóng)戶人均生態(tài)足跡的差異性不是很大。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，甘州區(qū)人均生態(tài)足跡最高為1.212hm2，其次是臨澤縣為1.119hm2，山丹縣和高臺(tái)縣差距較小，分別為0.909hm2和0.923hm2，民樂縣的人均生態(tài)足跡最小為0.783hm2。甘州區(qū)和臨澤縣出現(xiàn)了生態(tài)赤字，而民樂縣、山丹縣和高臺(tái)縣為生態(tài)盈余。張掖市5縣(區(qū))總的Theil指數(shù)為0.622，區(qū)域間的差異遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于區(qū)域內(nèi)的差異，區(qū)域間的差異為0.442，占總差異的71.1%，區(qū)域內(nèi)的差異為0.18，占總差異的28.9%。甘州區(qū)的區(qū)內(nèi)差異最大，Theil指數(shù)為0.078(表2)。

表2 張掖各縣(區(qū))農(nóng)戶人均生態(tài)足跡差異狀況Table 2 The diversity of farmers per capita ecological footprint in Zhangye City

3.3 對(duì)環(huán)境影響的因素

3.3.1 模型構(gòu)建

York等在經(jīng)典的IPAT等式基礎(chǔ)上改造而成的人口、富裕和技術(shù)隨機(jī)回歸影響模型(STIRPAT模型)，由于能夠很好地解析人文因素對(duì)環(huán)境影響的作用而得到了廣泛應(yīng)用。STIRPAT模型的通用形式如下[16]：

I=aPbAcTde

(5)

式中,I為人均生態(tài)足跡；a為該模型的常數(shù)項(xiàng)；b，c，d為P、A和T的指數(shù)項(xiàng)；e為誤差項(xiàng)。該模型容許增加社會(huì)或其他控制因素來分析它們對(duì)環(huán)境的影響，但是增加的變量要與式(6)指定的乘法形式具有概念上的一致性。

為了衡量人文因素對(duì)環(huán)境影響的作用大小，可將方程(6)轉(zhuǎn)換成對(duì)數(shù)形式：

(6)

式中，a、e為方程(6)中a和e的對(duì)數(shù)，b，c表示其它的影響因素維持不變時(shí)，驅(qū)動(dòng)因素(P或A)變化1%所引起的環(huán)境影響變化百分比。

3.3.2 變量選擇

經(jīng)典的IPAT等式將影響生態(tài)環(huán)境的人文因素簡單地分解為人口、富裕和技術(shù)，認(rèn)為這三種獨(dú)立人文因素的聯(lián)合作用造成了環(huán)境影響，盡管這三種人文因素通常并不是獨(dú)立的[16]。在IPAT等式基礎(chǔ)上發(fā)展而來的ImPACT等式進(jìn)一步將人文因素分解為人口、富裕、消費(fèi)和技術(shù)[17]。按照這一思路，人文因素又被分解為人口、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、技術(shù)、政治和經(jīng)濟(jì)制度、態(tài)度和信仰[18]。生計(jì)方式和消費(fèi)模式表征經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，社會(huì)資本表征政治和經(jīng)濟(jì)制度、態(tài)度和信仰[19]，為了探尋農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的因素，本文將人口、富裕、生計(jì)方式和社會(huì)資本作為解釋變量，人口被進(jìn)一步分解為人口數(shù)量與人口質(zhì)量，其中，人口質(zhì)量用勞動(dòng)力受教育程度來表征；富裕狀況用年收入來測量；生計(jì)方式用非農(nóng)就業(yè)比重(從事非農(nóng)生產(chǎn)的鄉(xiāng)村勞動(dòng)力占鄉(xiāng)村勞動(dòng)力的比重)來測算；消費(fèi)模式用恩格爾系數(shù)來測算；社會(huì)資本采用因子分析法[19]，從信任、網(wǎng)絡(luò)和規(guī)范3個(gè)維度出發(fā)對(duì)農(nóng)戶的社會(huì)資本進(jìn)行估算[20]。

3.3.3 模型檢驗(yàn)和結(jié)果

本研究運(yùn)用最小二乘法模擬了對(duì)環(huán)境影響的因素，將所有解釋變量引入方程，采用向后逐步剔除法擬合模型。研究結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量達(dá)5.952，Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量為1.904，解釋度R2達(dá)到0.544，說明人口數(shù)量、人口質(zhì)量、富裕水平、生計(jì)方式和社會(huì)資本能解釋環(huán)境影響差異的54.4%。

研究結(jié)果顯示，消費(fèi)模式與人均生態(tài)足跡在0.01水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，消費(fèi)模式每提高1個(gè)單位，人均生態(tài)足跡隨之提高0.171個(gè)單位。家庭規(guī)模與人均生態(tài)足跡在0.05水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，家庭規(guī)模每提高1個(gè)單位，人均生態(tài)足跡隨之提高0.144個(gè)單位。人均年收入與人均生態(tài)足跡在0.1水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，人均年收入每提高1個(gè)單位，人均生態(tài)足跡隨之提高0.098個(gè)單位。說明家庭規(guī)模和人均年收入提高會(huì)加劇生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境的影響。

勞動(dòng)力受教育程度、信任和規(guī)范與人均生態(tài)足跡在0.05水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，勞動(dòng)力受教育程度、信任度和規(guī)范度每提高1個(gè)單位，人均生態(tài)足跡分別隨之降低0.028、0.292和0.165個(gè)單位。非農(nóng)就業(yè)比重和網(wǎng)絡(luò)與人均生態(tài)足跡在0.01水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，非農(nóng)就業(yè)比重和網(wǎng)絡(luò)水平每提高1個(gè)單位，人均生態(tài)足跡分別隨之降低0.126和0.087個(gè)單位。說明勞動(dòng)力受教育、非農(nóng)化程度、信任度、網(wǎng)絡(luò)水平和規(guī)范度的提高有助于緩解生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境的影響(表3)。

表3 環(huán)境影響因素的最小二乘法估計(jì)結(jié)果Table 3 The OLS estimated results of the factors on ecological footprint

*顯著性水平為0.1，**顯著性水平為0.05，***顯著性水平為0.01

4 討論與建議

隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程的推進(jìn)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)取得了長足的發(fā)展，農(nóng)戶的生活消費(fèi)對(duì)生存環(huán)境的影響越來越深刻。研究結(jié)果顯示，影響農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境壓力的因素中，家庭規(guī)模、勞動(dòng)力受教育程度和人均年收入有重要的作用，而徐中民等[18]、龍愛華等[21]學(xué)者也指出人口數(shù)量是驅(qū)動(dòng)我國生態(tài)足跡變化的主要因子。Pretty J[22]等也指出人力資本是自然資本改善的重要條件，而且徐中民等[18]學(xué)者的研究也顯示財(cái)富與生態(tài)足跡呈負(fù)相關(guān)。這主要是因?yàn)殡S著家庭規(guī)模的擴(kuò)大導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)生活消費(fèi)品需求的擴(kuò)張，再加上生活消費(fèi)水平的提高，致使生態(tài)消費(fèi)增加，從而加重農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境的影響，然而具有較高的文化水平的農(nóng)戶，不僅會(huì)約束自己引起環(huán)境惡化的行動(dòng)，而且會(huì)積極參與保護(hù)環(huán)境的行動(dòng)，從而促使自然環(huán)境得以改善；人均年收入的增加促進(jìn)農(nóng)戶生活質(zhì)量的提高，農(nóng)戶對(duì)環(huán)境質(zhì)量的要求日益提高，但對(duì)資源的需求量和對(duì)廢棄物排放量也日益加大，致使環(huán)境質(zhì)量遭受嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。因此控制家庭規(guī)模、通過技能培訓(xùn)、文化教育等措施，提高農(nóng)戶文化水平和引導(dǎo)農(nóng)戶正確的消費(fèi)觀，提高農(nóng)戶的環(huán)保意識(shí)，引導(dǎo)其自覺地保護(hù)環(huán)境、自發(fā)地監(jiān)管各種不良的環(huán)境行為是緩解環(huán)境壓力的重要舉措。

社會(huì)資本在一定程度上可緩解環(huán)境的壓力。 Grafton與Knowles[23]發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本可以促進(jìn)環(huán)境可持續(xù)指數(shù)的上升。信任度越高，農(nóng)戶之間關(guān)系越和諧，對(duì)環(huán)境保護(hù)的自覺性越強(qiáng)。規(guī)范度越高，農(nóng)戶之間的約束力就會(huì)越強(qiáng)，在輿論與道德的約束下，農(nóng)戶的生活消費(fèi)行為也會(huì)得到規(guī)范，從而減輕對(duì)環(huán)境的壓力，同時(shí)，遵守共享的規(guī)范、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)緊密，將促進(jìn)信息溢出和知識(shí)傳播，增強(qiáng)合作，形成集體性的消費(fèi)意識(shí)，促使人們自覺地采取符合集體目標(biāo)的個(gè)體行為，也有助于加強(qiáng)自律和自我管理，從而規(guī)范農(nóng)戶的消費(fèi)行為，促使自然資本得以改善，取得積極的環(huán)境效果[24]。因此建立健全政策引導(dǎo)機(jī)制，促進(jìn)不同地區(qū)間農(nóng)戶的交流和協(xié)作，形成高效、緊密的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，通過社團(tuán)的集體行動(dòng)促進(jìn)社區(qū)層面的環(huán)境治理，提高生態(tài)環(huán)境績效，減輕農(nóng)戶對(duì)環(huán)境的壓力，促進(jìn)生態(tài)系統(tǒng)的可持續(xù)發(fā)展。

農(nóng)戶生計(jì)方式和消費(fèi)模式不同，對(duì)環(huán)境的影響也有差異。研究結(jié)果顯示，生計(jì)方式和消費(fèi)模式是影響農(nóng)戶人均生態(tài)足跡的重要因素。閻建忠等[25]指出生計(jì)方式是影響生態(tài)環(huán)境的關(guān)鍵因素，提高非農(nóng)就業(yè)水平有助于緩解環(huán)境影響。以非農(nóng)活動(dòng)為主的生計(jì)多樣化不僅有利于降低生計(jì)脆弱性，減少自然災(zāi)害威脅，而且能促使農(nóng)戶尋找更加合理的生活消費(fèi)方式，增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)生態(tài)環(huán)境變化的響應(yīng)能力，有效地減輕環(huán)境壓力[26]，農(nóng)戶合理的消費(fèi)模式，有利于減輕農(nóng)業(yè)環(huán)境污染和糧食供給的壓力，從而減輕環(huán)境壓力，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)農(nóng)戶的恩格爾系數(shù)為42.7%，說明當(dāng)?shù)厣钏揭咽切】邓剑M(fèi)模式較合理，對(duì)環(huán)境的壓力較小。因此大力促進(jìn)二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，為農(nóng)村勞動(dòng)力提供非農(nóng)就業(yè)崗位，促進(jìn)農(nóng)戶生計(jì)轉(zhuǎn)型，促使其實(shí)現(xiàn)生計(jì)多樣化與非農(nóng)化，避免單一生計(jì)方式對(duì)環(huán)境造成巨大壓力，同時(shí)，保持合理的消費(fèi)模式是保護(hù)生態(tài)環(huán)境的關(guān)鍵[27]。

[1] 楊莉, 劉寧, 戴明忠, 陸根法. 城鎮(zhèn)化進(jìn)程中居民生活消費(fèi)的生態(tài)環(huán)境壓力評(píng)估——以江蘇省江陰市為例. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2008, 28(11): 5610-5618.

[2] 劉晶茹, 王如松, 楊建新. 可持續(xù)發(fā)展研究新方向: 家庭可持續(xù)消費(fèi)研究. 中國人口.資源與環(huán)境, 2003, 13(1): 6-8.

[3] 閔慶文, 李云, 成升魁, 劉壽東, 余衛(wèi)東. 中等城市居民生活消費(fèi)生態(tài)系統(tǒng)占用的比較分析——以泰州、商丘、銅川、錫林郭勒為例. 自然資源學(xué)報(bào), 2005, 20(2): 286-292.

[4] 閔慶文, 余衛(wèi)東, 成升魁. 商丘市居民生活消費(fèi)生態(tài)足跡的時(shí)間序列分析. 資源科學(xué), 2004, 26(5): 125-131.

[5] 蘇筠, 成升魁, 謝高地. 大城市居民生活消費(fèi)的生態(tài)足跡初探. 資源科學(xué), 2001, 23(6): 24-28.

[6] 趙慧霞, 姜魯光. 濟(jì)南市城市居民生活消費(fèi)的生態(tài)足跡. 生態(tài)學(xué)雜志, 2004, 23(6): 178-181.

[7] 張澤洪, 朱飛燕. 成都市城市居民生活消費(fèi)的生態(tài)足跡分析. 國土資源科技管理, 2006, 23(2): 100-103.

[8] 羅婷文, 歐陽志云, 王效科, 苗鴻, 鄭華. 北京城鎮(zhèn)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.

[9] 耿莉萍. 我國居民消費(fèi)水平提高對(duì)資源、環(huán)境影響趨勢分析. 中國人口 資源與環(huán)境, 2004, 14(1): 39-44.

[10] 徐中民, 張志強(qiáng), 程國棟. 甘肅省1998年生態(tài)足跡計(jì)算與分析. 地理學(xué)報(bào), 2000, 55(5): 607-616.

[11] 趙雪雁. 不同生計(jì)方式農(nóng)戶的環(huán)境感知——以甘南高原為例. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2012, 32(21): 6776-6787.

[12] Wackernagel M, Rees W. Our Ecological Footprint: Reducing Human Impact on the Earth. Gabriela Island: New Society Publishers, 1996: 61-83.

[13] Druckman A, Jackson T. Measuring resource inequalities: the concepts and methodology for an area-based Gini coefficient. Ecological Economics, 2008, 65(2): 242-252.

[14] 李定邦, 金艷. 基于生態(tài)足跡模型的家庭資源消費(fèi)可持續(xù)性研究. 華東理工大學(xué)學(xué)報(bào): 社會(huì)科學(xué)版, 2005, 20(2): 39-44.

[15] 章昌平, 廉超, 裴金平. Theil系數(shù)、基尼系數(shù)和縣域差異的實(shí)證分析. 統(tǒng)計(jì)與決策, 2013, (3): 109-113.

[16] York R, Rosa E A, Dietz T. Bridging environmental science with environmental policy: Plasticity of population, affluence, and technology. Social Science Quarterly, 2002, 83(1): 18-34.

[17] Waggoner P E, Ausubel J H. A framework for sustainability science: A renovated IPAT identity. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America, 2002, 99(12): 7860-7865.

[18] 徐中民, 程國棟, 邱國玉. 可持續(xù)性評(píng)價(jià)的ImPACTS等式. 地理學(xué)報(bào), 2005, 60(2): 198-208.

[19] 趙雪雁, 侯彩霞, 路慧玲, 張方圓, 張亮. 藏族地區(qū)農(nóng)戶的社會(huì)資本特征分析——以甘南藏族自治州為例. 中國人口 資源與環(huán)境, 2012, 22(12): 101-107.

[20] Putnam R D, Leonardi R, Nanetti R Y. Making Democracy Work: Civic Traditions in Modern Italy. Princeton: Princeton University Press, 1993: 57-66.

[21] 龍愛華, 徐中民, 王新華, 尚海洋. 人口、富裕及技術(shù)對(duì)2000年中國水足跡的影響. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2006, 26(10): 3358-3367.

[22] Pretty J, Ward H. Social capital and the environment. World Development, 2001, 29(2): 209-227.

[23] Grafton R Q, Knowles S. Social capital and national environmental performance: a cross-sectional analysis. Journal of Environment and Development, 2004, 35(13): 336-370.

[24] Pretty J. Social capital and the collective management of resources. Science, 2003, 302(5652): 1912-1914.

[25] 閻建忠, 張鐿鋰, 朱會(huì)義, 擺萬奇, 鄭度. 大渡河上游不同地帶居民對(duì)環(huán)境退化的響應(yīng). 地理學(xué)報(bào), 2006, 61(2): 146-156.

[26] Shackleton C M, Shackleton S E, Buiten E, Bird N. The importance of dry woodlands and forests in rural livelihoods and poverty alleviation in South Africa. Forest Policy and Economics, 2007, 9(5): 558-577.

[27] Dulal H B, Foa R, Knowles S. Social capital and cross-country environmental performance. The Journal of Environment & Development, 2011, 20(2): 121-144.

Spatial disparities and the reasons about the impact of the peasant household consumption on environment: based on the survey data of Zhangye city in 2010

HOU Caixia, ZHAO Xueyan*, WEN Yan, ZHANG Liang, ZHANG Fangyuan

NorthwestNormalUniversitygeographyandenvironmentalscienceGansu,Lanzhou730070,China

The Peasant Household are the most important actors in rural areas, their living consumption pattern has significant impact on the environment, however, the difference of farmer′s living consumption pattern and other factors led to the difference of the environmental impact in space. In order to alleviate the impact of household′s living consumption on environment, it is necessary to research the spatial difference of the environmental impact of the household′s living consumption. Based on the survey data in Zhangye, this paper analyzes the impact of household consumption on the environment and the reasons for spatial differences. the results shows: (1) the per capita ecological footprint of the peasant household in Zhangye in 2010 is 1.056hm2/people, per capita bio capacity is 1.705hm2/people, per capita ecological surplus 0.649hm2/person;(2) The peasant household′s ecological consumption is mainly based on biological resources and fossil-based energy consumption, about 81% of the total ecological footprint, but the construction land and waters consume is lowest, about 1.2% of the total ecological footprint;(3) The overall difference of the peasant household′s environmental impact in Zhangye is small, its Gini coefficient is 0.309. But the differences among the five counties is far greater than that of the region inside, its Theil index is 0.442, this kind of difference represents 71.1% of the overall difference, the difference of the region inside is 0.18, accounting for 28.9% of the overall difference. Among them the impact the peasant household′s living consumption on the environment in Ganzhou is the biggest difference, Theil index is 0.078; (4)Increasing household living consumption, family size and per capita income will exacerbate the environmental impact, however, improving the labor′s education level, social capital and non-agricultural level will mitigate the environmental impact.

environmental impact; ecological footprint; the peasant household; Zhangye City

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(91125019, 41061051, 41361106); 教育部新世紀(jì)優(yōu)秀人才支持計(jì)劃(NCET-11-0910);甘肅省高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)項(xiàng)目

2013-05-30;

日期:2014-04-25

10.5846/stxb201305301240

*通訊作者Corresponding author.E-mail: xbzhaoxy@163.com

侯彩霞, 趙雪雁, 文巖, 張亮, 張方圓.農(nóng)戶生活消費(fèi)對(duì)環(huán)境影響的空間差異及其原因——基于張掖市2010年調(diào)查數(shù)據(jù).生態(tài)學(xué)報(bào),2015,35(6):2013-2019.

Hou C X, Zhao X Y, Wen Y, Zhang L, Zhang F Y.Spatial disparities and the reasons about the impact of the peasant household consumption on environment: based on the survey data of Zhangye city in 2010.Acta Ecologica Sinica,2015,35(6):2013-2019.