家庭转型的动态过程及其环境负荷研究_中国统计年鉴论文

家庭转变的动态过程及其环境负载研究，本文主要内容关键词为：负载论文,过程论文,环境论文,家庭论文,动态论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

       正处于社会转型过程中的中国，其家庭正在经历着前所未有的文化、社会和技术的冲击，不可避免地发生着深刻的变化，同时也作用于整个社会的生活方式、家庭功能和代际交流，并使之呈现出时代特色。

       1949年，中华人民共和国成立以来，在计划生育政策和社会经济发展的综合作用下，中国人口从高增长转变为低增长，预计其人口规模在2020年左右达到峰值(UNPD，2013)。但是，人口与环境的关系是复杂的(Entwisle et al.2008；Liu et al.1999)，在中国人口数量增长趋缓和环境保护投入不断加大的宏观背景下，人口转变并没有带来资源消费和环境恶化的明显缓解，中国及至世界仍没有找到解决工业文明所带来的环境问题的根本方案。

       家庭内部共同生活的特性决定，它是许多资源和环境产品的基本消费单位，蕴涵了个人所不具有的丰富内涵。鉴于中国人口数量增长已经趋向稳定(刘爽，2010)，家庭转变可能是左右我国资源环境的关键因素之一。本文利用省级家庭动态变化的数据就中国家庭转变的动态过程，以及家庭转变与资源消耗的关系，进而对环境产生的影响进行实证研究。

       1 文献回顾

       1.1 家庭转变理论

       关于家庭结构和家庭变动的研究一直是人口学和社会学关注的重要领域。西方学者认为(Burch，1967)，家庭转变伴随工业化、城市化及人口转变同步进行，在家庭模式转变及其长期趋势方面存在明显的特征。西方国家的家庭转变历程表明，通常表现为人口的平均家庭规模在家庭转变初期略微上升，中期快速下降，后期缓慢下降乃至趋于平稳(Goode，1963；United Nations，1973；Bongaarts，2001)。

       Goode(1963)在分析人口普查数据的基础上提出了家庭规模收敛理论：当社会经历城市化和工业化时，通常会出现家庭规模缩小的趋势。家庭规模小型化的特征首先在19世纪的西方发达国家得到印证(Bongaarts，2001)，如果将家庭规模收敛理论应用于正在经历城市化和工业化的发展中国家，那么家庭规模小型化的趋势将不可避免。事实上，中国家庭规模小型化的趋势也正在形成之中(郭志刚，2008；王跃生，2013)。

       对家庭转变的长期趋势分析说明，伴随着人口转变过程，家庭规模小型化反映了生育、死亡等人口因素的影响，也是家庭结构对社会经济环境变化的反应(United Nations，1973)，人口、社会、经济环境的变化是家庭转变的诱发因素。

       1.2 人口与环境关系

       任何环境社会科学研究都离不开人口因素，家庭作为人口的次级维度，家庭转变对环境影响的研究也离不开人口与环境关系理论的支撑。马尔萨斯等西方学者关于人口与环境关系的讨论和研究持续了200多年，人类活动对自然资源的消费不可避免地影响到自然环境，过度消费成为环境的严重威胁(Chen et al.2010；He et al.，2008)。除了个别研究人口与整体环境关系外，主要将人口与环境某个方面的关系作为研究对象。比如，化石能源消费导致温室气体排放，住房需要扩张侵占动植物栖息地进而危害生物多样性(Lepczyk et al.，2008；Peterson et al.，2009)，等等，人口都被作为重要的研究维度之一。

       Duncan(1961)提出的环境社会学研究范式中，包括人口、经济、技术和组织四维变量，以分析包括人口的社会变量与环境变化的关系，对环境社会学产生了深远的影响。在人口与环境关系研究中，人口数量或人口增长率是最常见的人口维度指标。Ehrlich and Holdren(1971)提出著名的I-PAT模型描绘人口对环境的影响，其对环境问题的社会科学研究产生了深远的影响。Dietz等(1994；1997)提出的人口、财富、技术对环境影响的动态回归模型，本质上并没有突破I-PAT模型的理论框架。此类模型主要运用人口数量指标，很难同时容纳人口结构和家庭结构的信息，这往往会低估人口因素对环境的影响(Malea et al.，2009)。

       1.3 家庭转变的环境影响

       家庭转变对环境的影响属于人口与环境关系框架下的次级概念，并受到人口与环境关系研究的影响。

       不同群体、不同家庭人们的消费行为和消费后果方面存在差别，人口分析单位的选择取决于这种差别的显著程度，诸如生活能源、家用乘用车、耐用消费品、住宅用地等以家庭为基本消费单位的自然资源消费，不仅仅取决于人口数量，家庭转变的影响也不容忽视。在特定情景下，即使人口数量趋于稳定，家庭数量也会因为家庭规模缩小而增长(Peterson et al.2013)，从而导致资源消费量的增加。

       近年来，大量的实证研究发现家庭指标比人口指标更好地解释或预测环境影响。Lutz等(1994)在构建人口、发展、环境模型时，已经关注到家庭规模和家庭结构的问题。MacKellar等(1995)的研究发现，如果以人口规模作为分析单位，只有约1/3能源消费增长归因于人口因素，但以家庭数量作为分析单位，76％能源消费的增长可以归因为人口因素。Liddle(2004)关于人均机动车使用的研究，以及Lepczyk等(2008)和Peterson等(2007)关于生物多样性的研究，也都共同地指向家庭数量是优于人口数量的解释指标。国内也有大量研究发现类似的实证证据(蒋耒文等，2001；彭希哲等，2010；肖周燕，2012；陈佳瑛等，2009)。

       综上所述，国内外学者对人口与环境关系的社会科学研究已经比较成熟，但是以家庭作为分析单位，并将家庭转变及其环境影响置于动态分析框架进行系统研究的成果并不十分多见。学术界有关人口与环境关系在家庭转变方面的讨论多停留在一般性的概念阶段，很少有理论或实证研究能将家庭转变作为定量参数。究其原因，家庭人口学理论以及数据资料的相对缺乏(Keyfitz，1987；郭志刚、刘金塘，2002)，造成在环境社会科学研究中，家庭分析单位的应用明显滞后于人口分析单位的发展。在人口转变、社会转型的大背景下，中国人口数量的变化已经趋向稳定(刘爽，2010)，包括家庭转变在内的人口结构性因素变化可能是未来一段时期中国人口与环境关系的焦点。这一主题的研究，若改进指标的选取、把握现实新问题对人口与环境关系的影响、强化理论基础等，将会深化人口与环境关系的研究。本研究的目的就是要在现有研究的基础上，提出并检验中国家庭转变对环境影响的理论模式，以期发现中国家庭转变的环境意义。

       2 数据和方法

       2.1 概念界定

       关于家庭结构和家庭变动的研究一直是人口学和社会学关注的重要领域。家庭结构包括两个基本方面：一是家庭人口要素，主要指家庭规模大小。二是家庭模式要素，主要指家庭成员之间因联系方式不同而形成的不同的家庭模式。人口再生产意义上的家庭通常包括：核心家庭、主干家庭、联合家庭和其他家庭(杨善华，2006)。一般来说，家庭内部的代际关系越简单，家庭规模越小。从整个社会来看，即使人口数量不变，核心家庭比例的上升也会导致家庭数量的增长，家庭规模的变化一定程度上包含了家庭模式变化的信息。

       本文的家庭转变是指受到人口、社会、经济环境变化的影响，家庭结构、代际关系产生相应的反应，并直接表现为一个国家或地区的平均家庭规模的增加、稳定或减小。“转变”与“变化”的区别在于前者是按照特定的轨迹进行演进，地区间差异主要源自它们处于相同或相似轨迹的不同转变阶段，从而为归纳家庭转变模式提供了可能。本文以平均家庭规模作为家庭转变的主要测量指标。

       人类的生产、生活不可避免的需要消费一定量的自然资源，并向自然界排放污染物。自然资源的开采、污染物排放都会对环境造成不利的影响，而其影响程度的高低取决于环境保护的投入，环保投入越大、环境影响越小。因而，自然资源消费量的增加，以及由此产生的污染物排放或者直接造成环境破坏和污染，或者间接造成环保投入的增加，资源消费量的变化势必对环境产生不同的压力，本文将资源消费量统称为环境负载。

       2.2 数据说明

       本文1955～1994年各年平均家庭规模和家庭户数量引自《中国人口统计年鉴(1995)》，1995～2005年各年平均家庭规模和家庭户数量引自《中国人口统计年鉴(1996～2006)》，2006～2012年各年平均家庭规模和家庭户数量引自《中国人口与就业统计年鉴(2007～2013)》。

       1949年新中国成立以来，省级行政区划发生过多次变动。1955年7月撤销热河省，辖区现分布在内蒙古、河北和辽宁。宁夏回族自治区于1958年10月成立，以前属甘肃省管辖。1958年天津市由中央直辖市改为河北省辖市，1967年又恢复为中央直辖市。广西壮族自治区于1958年3月成立，以前为广西省。西藏自治区于1965年9月成立，以前为西藏地方。海南省于1988年4月成立，以前为广东省管辖。重庆市1997年改为中央直辖市，此前属四川省管辖。以当前的省级行政区划为标准，此前变动期内的数据没有统计，作为缺失值处理。

       1982年以前的家庭数据是根据公安户籍统计资料中的人口数和户数，未区别家庭户和集体户。但由于家庭户人口占总人口的绝大部分，能够大体反映家庭户规模的变化。第三、四、五、六次人口普查提供了区分家庭户和集体户的信息，1987年、1995年和2005年全国1％人口抽样调查也提供了家庭户的详细数据。另外，国家统计局还进行人口变动抽样调查以补充其他非普查年份的人口变动信息(包括家庭户信息)。因此，本文所采用的多种来源互相补充的数据，能够较好地反映中华人民共和国成立以来的家庭户变迁(郭志刚，2008)。

      

       图1 中国家庭规模动态变化趋势(1955～2012年)

       Figure 1 The Dynamic of Household Size in China from 1955 to 2012

       资料来源：根据1990～2013年《中国统计年鉴》整理得出。

       从图1看，中国家庭规模总体上经历了“先上升、后下降”的动态过程。1974年以前，家庭规模处于扩张时期，期间虽然于1960年左右受到“三年自然灾害”的影响而出现了一个凹陷，但加上“无干扰修正线”后，上升趋势可以看成是从1955年的4.18人/户到1974年的4.81人/户，年均增长率为0.74％，明显低于同期人口数量的年均增长率(2.44％)。转折点在1975年来到，其后家庭规模一直保持下降的趋势。从图上大致能看出，1975～1989年为家庭规模快速下降阶段，随后下降趋势变缓。

       这种曲线形态基本吻合了西方学者提出的家庭转变理论(Burch，1967；Goode，1963；United Nations，1973)，其对家庭转变长期趋势分析发现：在人口转变初期，家庭规模呈中度扩大趋势；而在人口转变后期，家庭规模进行收缩，从5人/户下降到2.5～3人/户。按照家庭转变理论，中国似乎进入了家庭转变的末期。但是，从历史到现在，中国地区间的经济社会发展水平存在明显差异(王小鲁、樊纲，2004)，作为家庭转变驱动因素的工业化、现代化、城市化水平，相对落后的中、西部地区明显低于东部地区，这就可能存在地区间家庭转变不同步的现象，采用全国平均家庭规模概括家庭转变的动态变化无法体现这种区域差异。因此，要准确反映中国家庭转变的动态过程，需要找到一种既能体现区域差异，又能反映图1所观察到的家庭规模非线性变化的定量工具。

       2.3 研究假设和方法

       根据家庭转变理论(Burch，1967；Goode，1963；United Nations，1973)，处于不同人口转变阶段的家庭，受到多重人口、社会和经济因素的影响，这些因素对家庭规模、家庭结构的作用方向不同，同一因素在不同阶段的作用强度也不尽相同。在家庭转变过程中，长期持久的生育率下降是影响家庭转变的最重要人口学因素；而工业化、城市化和现代化往往会间接的影响人口的生育模式，表现为对家庭转变的间接影响。从中国的情况看，人口增长模式实现向“低出生率、低死亡率、低自然增长率”的现代人口转变(刘爽，2010)，生育率下降、人口老龄化、离婚率上升、多代家庭减少(郭志刚，2008；马春华等，2011；曾毅等，2004)，以及城市化、工业化的推进，共同构成中国家庭转变的客观条件。

       本文并不是要强调家庭转变是影响环境的最重要的因素，而是以避免或减小环境危害为导向，从较长的时间维度检视环境政策的有效性。如图2所示，本文的逻辑主线是：家庭是人类最基本生活共同体，部分环境和资源消费品具有家庭共同消费的特性(家庭消费品)，家庭转变对家庭消费品的影响主要通过2个途径，一是家庭转变导致家庭规模变化，从而使得家庭内部人均资源消费量变化；二是家庭转变导致整个社会的家庭数量变化，从而导致整个社会的家庭消费品消费量变化。即使人口、经济、技术条件保持不变，家庭转变也会形成新的环境负载，变化的环境负载经过环境保护措施的过滤后间接影响环境。

      

       图2 家庭转变的环境负载理论框架

       Figure 2 The Theoretical Framework of Environmental Load of Household Transition

       因此，本文提出以下研究假设供实证检验。一是中国正在经历家庭转变，且社会经济发展水平不同地区的家庭转变阶段也不相同；二是家庭转变对资源消费产生显著影响，家庭转变导致的家庭小型化和家庭数量增加对资源消费量产生正向促进作用。

       首先，为了判定全国各省、直辖市、自治区①家庭转变的差异，本文选取家庭转变理论认为具有显著驱动力的指标作为判别指标，并进行聚类分析。它们包括：研究期末(2012年)各地区人均GDP、第一产业比重②、城镇人口比重(国家统计局，2013)和出生率(国家统计局人口和就业统计司，2013)作为判别指标，分别代表经济发展水平、工业化水平、城市化水平和生育水平。之所以选择2012年的人口、社会和经济指标进行聚类分析，是因为它们即可以代表当前各地区的社会经济条件，也是社会经济环境历史变化的累积结果。

       其次，处于不同家庭转变阶段，平均家庭规模变化的方向和速度也不尽相同。为了定量测定家庭转变的阶段性特点，本文采用分段回归(Segmented Regression)测定家庭转变的时间节点和变化速度。根据数据的可获得性，研究时期为1955～2012年。

       最后，为了说明家庭转变对环境的影响，本文选取具有家庭内部共享性的消费品(住房面积、生活能源消费量、家用汽车拥有量)为例，对2000～2010年和2010～2020年两个时期，采用因素分解法对消费水平、人口数量和家庭规模对消费品增加量的影响进行估算，以反映家庭转变的环境效应。需要说明的是，2020年各资源消费量的准确估算需要对多种参数进行预测，显然已经超出本文的研究范围。因此，所涉及的中间变量和参数都引自其它权威文献或进行保守估计，据此而得出的结论只是为了比较家庭规模的相对影响，而非实际预测数值。

       聚类分析和因素分解法在教科书上都有详细介绍，本文就不再赘述，只对不常见的分段回归方法作简单介绍。分段回归是指包含分界点(breakpoint)的线性回归，它常用来定量分析分界点前后斜率不同的线性关系。分界点可以认为是因变量和自变量关系变化的阀值，它对决策有十分重要的意义(Oosterbaan，1994)。

       只要找到了分界点就可以把数据分成两部分(假设只有一个分界点)，分别作线性回归，得到两组不同的回归结果，构成分段回归的结果。早期的分段回归分界点的确定主要是通过图形主观判断(倪加勋，1987)，难免会出现一些人为误差。随着计算机统计技术的发展，通过统计量判断分界点的方法得到应用。其主要思想是枚举每个可能的分界点，从中找到拟合曲线与实测数据间的剩余离差平方和最小的分界点。与传统回归相似，分段回归也可以生成确定系数、置信区间和方差分析的结果，用于模型的检验。

       3 实证结果

       3.1 家庭转变的地区差异判别

       本文采用随机选择起始聚类中心的K均值聚类方法进行聚类分析，设定聚类数为3，得到表1所示的聚类分析结果。我们把全国31个省市自治区分为3类，方差分析表明，这3类地区在4个聚类变量上的均值都有显著差异。为了进一步检验聚类解的可信度，我们还采用层次聚类法进行了同样的计算，所得结果与K均值聚类法相似，表明聚类解是稳定的(郭志刚，1999)。

       聚类分析结果显示，全国31个省、市、自治区分为3类，北京、上海、天津为第一类(3个)，广东、江苏、浙江、福建、山东、辽宁、内蒙古为第二类(7个)，其余为第三类(21个)。第一类地区为中国发达的3个直辖市，第二类主要是发达的沿海地区，而第三类为相对欠发达的中西部地区，这种分类较好地反映了中国区域发展不平衡的状况。考虑到第一、二类地区的数量较少，且它们的最终聚类中心的均值相差不大(除第一产业比重外)，而与第三类地区的差异较大。在后续家庭转变的定量分析中，将第一、二类地区合并，称为Ⅰ类地区或发达地区；第三类地区称为Ⅱ类地区或发展中地区。

      

       3.2 家庭转变的动态过程

       聚类分析结果表明，Ⅰ类地区和Ⅱ类地区的城市化、工业化和生育水平上存在显著差异，这种差异也必然影响到不同地区的家庭转变进程。为此，本文构建4个模型来考察1955～2012年间，中国家庭转变的变动过程。其中，模型1和模型2分别为Ⅰ类地区的一般线性回归模型和分段线性回归模型；模型3和模型4分别为Ⅱ类地区的一般线性回归模型和分段线性回归模型(见表2)。

       模型整体性F值检验显示，4个模型都有显著性意义。比较模型1和模型2的确定系数(

)可以发现，分段线性回归模型只比一般线性回归模型的

提高了1％，部分原因是第二个分界点(2003年)后，回归系数接近0。但Ⅱ类地区采用分段线性回归模型比一般线性回归模型的解释效率提高了28.3％。总体上看，分段线性回归方法用于分析家庭转变曲线还是有相当的优势，它不仅可以提高模型的解释力度，而且具有能够测定最优家庭转变分界点的优点。

      

       根据统计结果，可以给出各自的分段回归方程：

       Ⅰ类地区：h_s_1=0.0065x-8.1751；x＜1975

       h_s_1=-0.0510x+105.0180；1975≤x＜2003

       h_s_1=-0.0001x+3.0596；x≥2003

       其中，h_s_1为发达地区的平均家庭规模，x为年。

       Ⅱ类地区：h_s_2=0.0160x-26.6791；x＜1981

       h_s_2=-0.0530x+110.0121；x≥1981

       其中，h_s_2为发展中地区的平均家庭规模，x为年。

      

       图3 Ⅰ类地区分段线性回归

       Figure 3 The Segmented Linear Regression of Type Ⅰ Region

       资料来源：1.观察值根据1990～2013年《中国统计年鉴》整理得出；2.拟合值由模型计算得出。

       图3是发达地区的散点图和分段回归拟合线，图形显示，中国发达地区的家庭规模经历了从缓慢上升到下降，再到稳定的过程，分别在1975年和2003年出现了分界点(Optimal Breakpoint)。

      

       图4 Ⅱ类地区分段线性回归

       Figure 4 The Segmented Linear Regression of Type Ⅱ Region

       资料来源：1.观察值根据1990～2013年《中国统计年鉴》整理得出；2.拟合值由模型计算得出。

       图4是发展中地区的散点图和分段回归拟合线，从图上看，中国发展中地区的家庭规模经历了从缓慢上升到下降的过程，在1981年出现了一个分界点(Optimal Breakpoint)。

       发展中地区与发达地区的家庭转变进程存在很大的差异，这也与聚类分析的结果形成相互印证。首先，两类地区所处的家庭转变阶段不同。发达地区2003年达到第二个分界点，随后家庭规模稳定在3人/户左右，处于家庭转变的末期。而发展中地区的情况则不然，第二个分界点还没有到来，处于家庭转变的中期，意味着还有一定的下降潜力。其次是两类地区家庭转变的速度不同。发达地区回归模型斜率的绝对值(0.0065；0.051)小于发展中地区回归模型斜率的绝对值(0.016；0.053)，说明发达地区家庭规模上升和下降的速度都低于发展中地区。另外，两类地区家庭转变所历时间不同。由于没有1955年以前的数据，无从知晓家庭规模上升的起点，但比较两类地区第一个分界点可以发现，发达地区提前6年开始进入家庭规模下降通道。发达地区的家庭规模历时28年(1975～2003年)的下降过程进入稳定阶段，而发展中地区的家庭经过31年(1981～2012年)的下降过程依然没有结束，也就是说发达地区能够更快完成家庭转变。

       3.3 家庭转变对家庭数量的影响

       家庭转变不仅是平均家庭规模的变化，也包括因为家庭规模变化以及人口数量变化导致的家庭数量的变化。1955～2012年间，家庭数量由1955年的13759.6万户增长为2012年的43308.9万户，年均增长率2.03％；人口数量由1955年的57465万人增长为2012年的135780.3万人，年均增长率1.52％(见图5)。

      

       图5 中国家庭数量与人口数量变化(1955～2012年)

       Figure 5 The Dynamics of Household Number and Population of China from 1955 to 2012

       资料来源：根据1990～2013年《中国统计年鉴》整理得出。

       家庭数量以高于人口数量的速度增长，其中必然有家庭规模变化的贡献。一般来说，如果人口数量增长，家庭规模不变，家庭数量必然增长；如果人口数量不变，家庭规模减小，家庭数量也会增长。但现实中常常是二者同时变化，采用因素分解法可以分解出各因素的独立作用。

       本文采用对数平均Divisia指数法(LMDI)分解家庭规模因素和人口因素对家庭数量的影响。LMDI方法不仅有效地解决了因素分解中的余项问题，而且能处理数据中的0值和负值，分解结果直观、易于解释(Ang，2004)。家庭数量分解模型表达式为：

      

       其中，H为家庭数量，i为省份，Pop为人口数量，h_s为家庭规模，h_r为家庭规模的倒数，西方人口学界称其为户主人数比(李竞能，1992)。

      

       根据上式得到表3的计算结果，全国的家庭数量增长可以分为2个阶段。第一阶段(1955～1974年)，全国家庭数量的增长完全是由人口数量增长导致的，家庭规模的效应为负；在第二阶段(1974～2012年)，家庭规模效应超过人口数量效应，成为家庭数量扩张的主导因素。

       以分界点划分阶段，分别对发展中地区(Ⅱ类地区)和发达地区(Ⅰ类地区)的家庭数量增长进行因素分解。发展中地区的第二阶段(1982～2012年)，家庭规模效应不仅超过人口数量的效应，而且达到最大值(54.43％)。此结果的政策意义十分明显，发展中地区的家庭转变还在进行中，其社会经济环境也将进一步发展，更有可能促使家庭规模愈加下降，也就是说发展中地区还将继续承受家庭数量扩张的压力，相关政策必须有前瞻性。发达地区第三阶段(2003～2012年)虽然已经进入相对稳定的时期，但家庭规模效应依然存在(44.12％)，西方的经验证据表明(Bongaarts，2001)，家庭规模的下降一般是从5人/户左右到2.5人/户左右。发达地区家庭转变接近尾声，但可能还有一个缓慢的下降过程。

       总之，家庭数量变化的因素分解验证了家庭规模与家庭数量的反比关系，家庭小型化带来的家庭数量增量效应是社会必须面对的。

      

       3.4 家庭转变的环境影响

       家庭转变导致的家庭规模小型化、家庭数量扩张不仅是人口学应该关注的问题，它给环境可能带来的深刻影响也是不容忽视的。如果将I-PAT模型进行简单的扩展，就能说明家庭转变对环境的重大影响。以资源消费为例，将其分为个人消费品(比如食物和公共交通)和家庭消费品(比如住房和家用乘用车)，如果各占一半，而家庭规模从5人/户下降到2.5人/户，在人口数量和消费水平不变的情况下，资源消费量也会因为家庭数量的增长而增加25％。实事上，这还是保守的假设，因为处于社会转型期的中国，还伴随着消费水平和人口数量双增长的局面(吴文恒、牛叔文，2009)。

       家庭转变对环境的影响，直接表现为对家庭消费品消费量的影响(也就是环境负载)，进而影响环境。本项目研究选择典型的家庭消费品(比如生活能源消费、家用乘用车、住房面积)为研究对象，通过对过去(2000～2010年)和将来(2010～2020年)家庭消费品变化的情景分析，在控制其它人口、社会和经济因素的条件下，分离出家庭转变对家庭消费品变化量的贡献。

       对于2000～2010年的情况，我们对消费水平、人口数量和家庭规模3个因素进行效应分解(实际估计)，同时设计一个忽略家庭规模因素的模型(假想估计)，以比较如果不考虑家庭转变可能造成的误差。

       2020年人口数量引自联合国对中国的中水平人口预测值(14.33亿)(UNPD，2013)，并设计了保守估计和趋势估计两套方案。保守估计方案中，假设消费水平保持2010年的水平不变，2010～2020年家庭规模继续缓慢下降，减小量等于2000～2010年的减少量(0.34人/户)，达到2.84人/户。趋势估计方案中，2010～2020年消费水平保持2000～2010年的增长水平，家庭规模下降到西方发达国家家庭规模的下限2.5人/户(Bangaards，2001)。仍然采用LMDI方法进行效应分解。

       从表4的结果看，家庭规模变化产生的环境效应全面超越人口数量变化的效应，成为仅次于消费水平的重要因素。主要有以下几点结论：

       (1)2010～2020年间，家庭规模下降导致的住房需求增长占住房需求增量的28.74％，虽然还远远达不到消费水平的强度，但也超过人口数量效应近2倍。到2020年，其效应还将增加到45.15％～63％之间。住房需求的增加不仅会带来建材、家用电器等消费需求，而且会增加土地的占用，这还不包括因新建住宅带来的道路等基础配套设施对资源的消耗和环境的影响，所以此处的计算结果相对保守。

       (2)中国的能源结构决定能源消费对环境的直接影响就是温室气体排放，其生活能源消费量还将经历一定的增长(傅崇辉等，2013)。到2020年，家庭转变对生活能源消费的影响持续放大，从2000～2010年间的17.85％上升到时35.63％～63％，虽然没有考虑技术进步对生活能源消费的反向作用，但面对中国能源高度对外依存的现状，其影响也是十分深远。

       (3)家用乘用车经过近来的快速发展，家庭规模效应从2000～2010年的4.49％快速上升到2020年的24.80％～63％。如果说家用汽车快速增长在普及之初主要是消费水平的拉动，那么经历快速增长之后，中国未来家用汽车的增长动力可能更多的来自家庭转变。

       (4)对于资源消费而言，如果未来消费水平保持相对稳定，家庭转变的环境效应则愈加明显。2010～2020年假想估计的结果显示，如果此期间消费水平保持不变，则资源消费增量的63％可以从家庭转变得到解释。

       (5)2000～2010年假想估计也提示，如果忽略家庭规模变化的影响，其实相当于假设家庭规模不变，从而将家庭转变的实际效应“转嫁”给消费水平变化的效应，从而低估了人口维度的环境影响，这显然是一种不可接受的误差。

      

       4 解释与讨论

       我们的研究发现，中国的家庭规模经过解放之初的缓慢上升过程后，于20世纪七八十年代开始下降，工业化与城市化水平更高的发达地区先于发展中地区开始家庭转变，源于西方社会实证经验的家庭转变理论得到验证。中国的家庭转变同样也会对资源消费产生压力，进而对环境产生负面影响，对家庭转变的研究和理解，正确预见其环境风险，是制定相关环境适应政策的基础。

       中国的家庭转变是众多社会经济因素的综合原因，不能简单地归因为工业化和城市化，也不完全是计划生育导致的生育率下降可以解释的。虽然它们在家庭转变过程都发挥过作用，但未来的家庭转变可能变得更为复杂。中国正在经历快速的人口老龄化(曾毅、王正联，2010)，中外研究都发现老年人家庭的平均人数通常少于非老年人家庭(王跃生，2013；United Nations Population Division，2005)，也就预示中国的平均家庭规模还有一定的下降潜力。其它一些制度、文化和技术因素，诸如个人私生活偏好增强、国家城镇化战略推进、家庭功能社会化等，将如何作用于中国的家庭转变，值得学界进行跟踪和观察。从本文的研究结果看，虽然发展中地区的家庭转变开始稍晚于发达地区，但它的转变速度相对较快。如果发展中地区家庭规模向发达地区看齐，即使人口数量保持不变，也会带来5132.2万户新增家庭③。因此，占全国总人口67.17％的发展中地区构成未来中国家庭进一步转变的驱动力来源。

       家庭转变是社会现代化的产物，它给人们带来更舒适的生活环境的同时，也带来家庭消费品的效率损失，在享受家庭转变带来的社会福利时，也不能忽视其对环境造成的负面压力。

       相对于消费水平的增长可以通过技术进步和环保理念普及加以控制，家庭转变带来的环境压力更难控制，因为家庭转变相关的人口趋势具有惯性。因此，面对家庭转变的不可逆性，应该尽快形成整个社会的适应战略，大力发展和推广面向家庭的节能环保产品和技术，适应家庭小型化的产业引导发展政策。比如，开发拥有公共活动场所、食堂和独立起居室的老年公寓，即可以提高独居老人的生活质量，又可以提高老年家庭的资源利用效率(Klinenberg，2012)。特别是发展中地区，应该积极总结发达地区的经验教训，避免发达地区的相关环境危机重演。

       中国家庭转变对资源消费及至环境负载的效应已经超过人口数量的效应，人口数量压力得到控制之时，环境问题却日益严重，值得人们不懈寻求答案。家庭转变等人口结构性问题是隐性的，人口数量和结构的效应不能互相替代，在人口与环境关系研究中，人口维度指标的构建应该充分考虑家庭转变的影响。国内已有研究注意到家庭结构变化对环境研究的重要性(宋晓晖等，2012；肖周燕，2012)，但真正将人口指标和家庭指标整合进行分析的研究还不多见，这可能是家庭人口学发展必须面对的挑战。

       作为探索性研究，本文也存在一些不足之处。在本文的分析框架中，没有能够纳入家庭城乡分布和人口流动对家庭转变的影响，使得部分分析稍显薄弱。理论上说，要对家庭转变进行精细的定量分析，汇总数据是无法完成的，即便是人口普查微观数据，也还有家庭识别和数据连续性问题。希望这种局面能够随着政府对家庭数据资料的进一步开放而得到改观。

       注释：

       ①不包括台湾、香港和澳门。

       ②第一产业比重是工业化水平的反向指标。

       ③假设发展中地区人口数量不变，平均家庭规模达到发达地区的水平的条件下，家庭数量的假想变化情况。

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