最終需求拉動下區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水驅(qū)動因素分解

張玲玲　李曉惠　王宗志

摘要 要實(shí)現(xiàn)最嚴(yán)格水資源管理制度中用水總量控制的目標(biāo)，需要正確判斷相關(guān)因素對用水量變化的影響強(qiáng)度和作用機(jī)理。影響產(chǎn)業(yè)用水量變化的因素涉及從生產(chǎn)層面到消費(fèi)層面，從結(jié)構(gòu)因素到效率因素。本文從最終需求的視角，同時考慮生產(chǎn)和消費(fèi)的影響因素，運(yùn)用投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)分解法，考察了1997-2010年五個時段相關(guān)因素的變化對產(chǎn)業(yè)用水變化的總貢獻(xiàn)和部門貢獻(xiàn)。研究結(jié)果表明，國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)是拉動江蘇省產(chǎn)業(yè)用水增加的主要原因，產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)和用水強(qiáng)度效應(yīng)是江蘇省產(chǎn)業(yè)用水減少的主要因素；第一產(chǎn)業(yè)中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)是關(guān)鍵拉動效應(yīng)，國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)是抑制效應(yīng)；第二產(chǎn)業(yè)中出口成長效應(yīng)是關(guān)鍵的拉動效應(yīng)，用水強(qiáng)度效應(yīng)是關(guān)鍵抑制效應(yīng)；第三產(chǎn)業(yè)中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)是關(guān)鍵拉動效應(yīng)，用水強(qiáng)度效應(yīng)是關(guān)鍵抑制效應(yīng)；六大分解因素對各個部門呈現(xiàn)不同的驅(qū)動強(qiáng)度。研究結(jié)果為不同產(chǎn)業(yè)制定相應(yīng)水管理政策提供決策參考。

關(guān)鍵詞 最終需求；可比價投入產(chǎn)出；產(chǎn)業(yè)用水；結(jié)構(gòu)分解

中圖分類號 TV213.4；F424.1

文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1002-2104（2015）09-0124-07 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2015.09.016

隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，水資源需求不斷增加，近年來嚴(yán)峻的水危機(jī)和水問題，對中國經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生了抑制作用。2011年中央1號文件“加快水利改革發(fā)展的決定”提出了用水總量控制、用水效率控制等制度。在用水總量控制下，如何使有限的水產(chǎn)生更大的效益，需要把解決問題的視角從供給側(cè)轉(zhuǎn)向用水側(cè)。影響用水的因素涉及從生產(chǎn)到消費(fèi)，從結(jié)構(gòu)到技術(shù)等諸多因素。

因素分解法將某一系統(tǒng)（經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，資源系統(tǒng)等）中某一個因變量的變化分解多個自變量變化之和，這些自變量各自獨(dú)立但又與因變量相關(guān)聯(lián)。測度每個自變量的驅(qū)動貢獻(xiàn)率，常見的因素分解模型主要有兩種：指數(shù)分解模型（IDA）和結(jié)構(gòu)分解模型（SDA）[1]。目前關(guān)于用水變動的研究大多是運(yùn)用IDA基于生產(chǎn)層面探討用水強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、部門能耗強(qiáng)度等因素對用水的影響[2-3]，而少有基于投入產(chǎn)出（Inputoutput，IO）和SDA從消費(fèi)層面——最終需求層面研究產(chǎn)業(yè)用水變動的影響因素。實(shí)際上，消費(fèi)在一定程度上影響生產(chǎn)，對用水變動的驅(qū)動研究不能僅集中于生產(chǎn)層面，而應(yīng)從拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的生產(chǎn)和消費(fèi)層面全面地剖析區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水的影響因素及其作用機(jī)理[4]。

江蘇省是我國東部發(fā)達(dá)的省份之一，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和人口的增加加劇了水資源短缺，“最嚴(yán)格水資源管理制度”提出了2015、2020和2030年總用水量控制目標(biāo)分別為508、524.15和527.68億m3。在既定水資源約束下，為了保障經(jīng)濟(jì)發(fā)展不受影響，本文在最終需求的視角下基于編制的1997-2010年江蘇省考慮用水水平的可比價投入產(chǎn)出序列表，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)用水變動驅(qū)動因素分析的投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)分解模型，從生產(chǎn)和消費(fèi)兩個層面找出驅(qū)動產(chǎn)業(yè)用水變動的要素，為不同產(chǎn)業(yè)部門提高用水效率和效益制定相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)政策提供依據(jù)。

1 模型方法

1.1 產(chǎn)業(yè)用水變動一般分解模型構(gòu)建

針對現(xiàn)有的SDA模型無法分解徹底導(dǎo)致存在殘差項(xiàng)的問題[5-6]，本文提出IO結(jié)構(gòu)因素分解模型，將各個產(chǎn)業(yè)部門用水量變化的影響因素分為：技術(shù)變化（產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)技術(shù)和節(jié)水技術(shù)）和最終需求變化。假設(shè)W表示國民經(jīng)濟(jì)部門用水總量，（I-A）-1表示投入產(chǎn)出逆矩陣（簡稱L），Y表示最終使用，M表示進(jìn)口，Q表示直接用水系數(shù)（即用水定額），則有：

上述式子中，QΔL（Y-M）稱為產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)（由產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)技術(shù)驅(qū)動），即在不考慮Q和（Y-M）變化量的情況下，基期與目標(biāo)期之間由于經(jīng)濟(jì)部門生產(chǎn)技術(shù)的變化導(dǎo)致里昂惕夫逆矩陣調(diào)整，從而引發(fā)國民經(jīng)濟(jì)用水總量變化的驅(qū)動效應(yīng)；ΔQL（Y-M）稱為用水強(qiáng)度效應(yīng)（由節(jié)水技術(shù)驅(qū)動），即在不考慮L和（Y-M）變化量的情況下，從0期到t期部門直接取水系數(shù)的變化對國民經(jīng)濟(jì)部門用水總量變化的驅(qū)動效應(yīng)；QLΔ（Y-M）稱為最終需求效應(yīng)（由最終需求驅(qū)動），即假設(shè)Q和L一定，從0期到t期部門最終需求的變化對國民經(jīng)濟(jì)部門用水總量變化的驅(qū)動效應(yīng)。由此可見，產(chǎn)業(yè)用水結(jié)構(gòu)的變化是由三大效應(yīng)綜合作用所引起的，包括產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)技術(shù)的調(diào)整，節(jié)水技術(shù)的調(diào)整和最終需求的變化。理論上，可以選擇上述任一種分解模型進(jìn)行計(jì)算和分析，但在實(shí)際研究時發(fā)現(xiàn)六種分解模型的結(jié)果存在一定的差距，為此對該分解模型進(jìn)行改進(jìn)，引入路徑基礎(chǔ)法（PBM）[7]，假設(shè)時間路徑參數(shù)θ都相等，在沒有其他影響變量的情況下，則可寫成如下分解式：

1.2 最終需求拉動下的六因素分解模型構(gòu)建

為度量最終需求對產(chǎn)業(yè)用水變動的拉動作用，本文將最終需求Y進(jìn)一步分解，考察國內(nèi)最終需求和出口等因素對產(chǎn)業(yè)用水的影響程度：

Y=Yd+Ex（12）

其中，Yd表示國內(nèi)最終需求矩陣（包括消費(fèi)、投資、存貨增加），Ex為出口量，將最終需求分解為兩部分——國內(nèi)最終需求和出口：

最終需求效應(yīng)分為國內(nèi)最終需求和出口效應(yīng)兩部分：其中國內(nèi)最終需求效應(yīng)又可分為國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)（反映國內(nèi)最終需求增長量對用水量增加的影響）和國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)（反映國內(nèi)最終需求中行業(yè)的結(jié)構(gòu)比例變化對用水量增加的影響）；出口效應(yīng)又分為出口成長效應(yīng)（反映出口增長量對用水量增加的影響）和出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)（反映出口中行業(yè)的結(jié)構(gòu)比例變化對用水量增加的影響）。對于分行業(yè)的分解值計(jì)算，按上述四細(xì)分項(xiàng)各占對應(yīng)行業(yè)最終需求效應(yīng)的百分比進(jìn)行核算。據(jù)此，構(gòu)建出最終需求拉動下的產(chǎn)業(yè)用水變動的六因素分解模型：反映產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)、反映節(jié)水技術(shù)程度的用水強(qiáng)度效應(yīng)、反映國內(nèi)最終需求增長程度的國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)、反映國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)比例的國內(nèi)最終需求效應(yīng)、反映出口增長程度的出口成長效應(yīng)、反映出口結(jié)構(gòu)比例的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

2 數(shù)據(jù)來源

以1997-2010年（包括1997、2002、2007年投入產(chǎn)出表和2000、2005、2010年投入產(chǎn)出延長表）6個時間節(jié)點(diǎn)的江蘇省價值型投入產(chǎn)出表、1997-2011年《江蘇省水資源公報》、《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國價格統(tǒng)計(jì)年鑒》為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。以2005年為價格基準(zhǔn)年，編制考慮用水水平的江蘇省可比價投入產(chǎn)出擴(kuò)展型序列表[10]，考慮到各個時間節(jié)點(diǎn)投入產(chǎn)出部門統(tǒng)計(jì)口徑的不一致和用水?dāng)?shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑，參考《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》，將江蘇省國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)部門歸納為21個部門：農(nóng)業(yè)1、煤炭采選業(yè)2、石油天然氣3、其他采掘業(yè)4、食品工業(yè)5、紡織工業(yè)6、森林工業(yè)7、造紙工業(yè)8、化學(xué)工業(yè)9、建材工業(yè)10、冶金工業(yè)11、機(jī)械設(shè)備工業(yè)12、電子儀器13、其他制造業(yè)14、電力工業(yè)15、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)16、建筑業(yè)17、運(yùn)輸郵電業(yè)18、住宿餐飲業(yè)19、批發(fā)和零售業(yè)20、其他服務(wù)業(yè)21。

選取1997-2000年、2000-2002年、2002-2005年、2005-2007年和2007-2010年的五個時段來分解江蘇省產(chǎn)業(yè)用水量變化值。用水量單位為108 m3，價值型單位為104元，單位產(chǎn)出所直接消耗的用水量以108 m3/104元產(chǎn)值表示。

3 計(jì)算結(jié)果分析

3.1 產(chǎn)業(yè)總用水變化驅(qū)動因素分析

以產(chǎn)業(yè)總用水變化為分解對象，因不考慮最終需求的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，此時國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)和出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)都為零。根據(jù)其余四大效應(yīng)的計(jì)算方法，得到1997-2010年五個時間段的產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)、用水強(qiáng)度效應(yīng)和國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)的數(shù)值，計(jì)算結(jié)果見圖1。

從1997-2000年，江蘇省產(chǎn)業(yè)用水量共增加了82.59×108 m3，其中，用水強(qiáng)度效應(yīng)起抑制作用，產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)、國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)起拉動作用。用水強(qiáng)度效應(yīng)的抑制作用使產(chǎn)業(yè)用水量減少26.39×108 m3，產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)的拉動作用使產(chǎn)業(yè)用水量增加15.78×108 m3，最終需求的拉動效應(yīng)最明顯，使產(chǎn)業(yè)用水量增加93.20×108 m3，其中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)的拉動作用分別為54.26×108 m3和38.94×108 m3。

從2000-2002年，江蘇省產(chǎn)業(yè)用水量共增加了36.09×108 m3，其中，用水強(qiáng)度效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)和出口成長效應(yīng)起抑制作用，國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)起拉動作用。用水強(qiáng)度效應(yīng)的抑制作用使產(chǎn)業(yè)用水量減少52.60×108 m3，產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)的抑制作用使產(chǎn)業(yè)用水量減少29.15×108 m3，最終需求效應(yīng)的拉動作用使產(chǎn)業(yè)用水量增加117.84×108 m3，其中包括由國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)用水量增加274.66×108 m3，出口成長效應(yīng)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)用水減少156.82×108 m3。

從2002-2005年，江蘇省產(chǎn)業(yè)用水量增加了36.03×108 m3，其中，用水強(qiáng)度效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)起抑制作用，使產(chǎn)業(yè)用水量分別減少165.63×108 m3和24.73×108 m3；最終需求效應(yīng)起拉動作用，使用水量增加226.39×108 m3，其中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)分別使產(chǎn)業(yè)用水量增加97.98×108 m3和128.41×108 m3。

從2005-2007年，江蘇省產(chǎn)業(yè)用水量增加了25.86×108 m3，其中，用水強(qiáng)度效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)起抑制作用，使產(chǎn)業(yè)用水量分別減少149.98×108 m3和2.35×108 m3，最終需求效應(yīng)起拉動作用，拉動產(chǎn)業(yè)用水量增加178.19×108 m3，其中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)使產(chǎn)業(yè)用水分別增加54.23×108 m3和123.96×108 m3。

從2007-2010年，江蘇省產(chǎn)業(yè)用水量增加了5.13×108 m3，其中，用水強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)起抑制作用，使產(chǎn)業(yè)用水量分別減少210.31×108 m3和31.49×108 m3，最終需求效應(yīng)起拉動作用，拉動產(chǎn)業(yè)用水量增加246.93×108 m3，其中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)分別拉動產(chǎn)業(yè)用水增加156.13×108 m3和90.80×108 m3。

分解模型計(jì)算結(jié)果表明，國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)是拉動江蘇省產(chǎn)業(yè)用水增加的主要原因。其中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)的貢獻(xiàn)率呈波浪趨勢，2000-2002年和2007-2010年兩個時間段的國內(nèi)需求成長拉動效應(yīng)明顯，與該段時間江蘇省強(qiáng)調(diào)以拉動內(nèi)需為導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)政策相關(guān)；出口成長效應(yīng)的拉動作用整體呈上升趨勢。產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)和用水強(qiáng)度效應(yīng)是遏制江蘇省產(chǎn)業(yè)用水增加的主要因素。由于生產(chǎn)技術(shù)的日趨完善，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的日趨合理，產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)對產(chǎn)業(yè)用水變動的抑制作用越來越不明顯，節(jié)水空間有限；相反用水強(qiáng)度效應(yīng)對抑制用水量增加起核心作用，是目前江蘇省節(jié)水的關(guān)鍵因素，在1997-2010年間的5個時間段里，隨著節(jié)水技術(shù)的不斷提升，用水強(qiáng)度效應(yīng)的節(jié)水作用越發(fā)突出。

3.2 三產(chǎn)用水變化驅(qū)動因素分析

為深入分析江蘇省產(chǎn)業(yè)用水結(jié)構(gòu)變動的內(nèi)在驅(qū)動機(jī)制，將國民經(jīng)濟(jì)整體細(xì)分為三大產(chǎn)業(yè)，進(jìn)一步剖析影響三大產(chǎn)業(yè)用水量變化的六大驅(qū)動效應(yīng)所起的作用。

1997-2010年，第一產(chǎn)業(yè)用水量增量整體下降，增量由1997-2000年的66.22×108 m3下降為2007-2010年的36.10×108 m3，見圖2。拉動第一產(chǎn)業(yè)用水量增加的驅(qū)動因素包括：國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)、出口成長效應(yīng)；抑制第一產(chǎn)業(yè)用水增加的驅(qū)動因素包括：國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)、出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)、用水強(qiáng)度效應(yīng)。1997-2000年貢獻(xiàn)率最大的是國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)（96.6%），2000-2002年貢獻(xiàn)率最大的是國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)（116.1%），2002-2005年貢獻(xiàn)率最大的是國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)（-102.2%），2005-2007年貢獻(xiàn)率最大的是國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)（309.8%），2007-2010年貢獻(xiàn)率最大的是國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)（106.3%）。最終需求效應(yīng)始終是影響第一產(chǎn)業(yè)用水量變化的關(guān)鍵因素，但其影響的驅(qū)動力降低，這也是第一產(chǎn)業(yè)用水量增量下降的原因之一。產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)的驅(qū)動力呈下降趨勢，水的抑制作用日趨減弱。由于農(nóng)業(yè)受天氣降水影響，用水強(qiáng)度效應(yīng)對第一產(chǎn)業(yè)用水的抑制作用具有波動。

1997-2010年，第二產(chǎn)業(yè)用水量增量整體下降，增量由1997-2000年的100.97×108 m3下降為2007-2010年的-33.40×108 m3，見圖3。拉動第二產(chǎn)業(yè)用水量增加的

主要影響因素包括：出口成長效應(yīng)、國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)、出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)；抑制第二產(chǎn)業(yè)用水量增加的主要影響因素包括：用水強(qiáng)度效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)、國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)。1997-2000年貢獻(xiàn)率最大的是用水強(qiáng)度效應(yīng)（-26.13%），2000-2002年貢獻(xiàn)率最大的是國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)（60.92%），2002-2005年貢獻(xiàn)率最大的是出口成長效應(yīng)（87.36%），2005-2007年貢獻(xiàn)率最大的是用水強(qiáng)度效應(yīng)（-64.62%），2007-2010年貢獻(xiàn)率最大的是用水強(qiáng)度效應(yīng)（122.92%）。最終需求效應(yīng)是導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)用水量增加的主要原因，貢獻(xiàn)率達(dá)54.1%，特別是國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)和出口成長效應(yīng)，對用水的拉動明顯。用水強(qiáng)度效應(yīng)對水抑制的貢獻(xiàn)率達(dá)40.9%，自2005年以來發(fā)揮的抑制作用越發(fā)明顯，說明節(jié)水技術(shù)在工業(yè)生產(chǎn)中已被大量采用，且對工業(yè)用水減少起重要作用。

1997-2010年，第三產(chǎn)業(yè)用水量增量整體上升，由1997-2000年的0.70×108 m3上升到2007-2010年的2.43×108 m3。拉動第三產(chǎn)業(yè)用水量增加的因素包括：國內(nèi)最終需求成長和結(jié)構(gòu)效應(yīng)、出口成長效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)。抑制第三產(chǎn)業(yè)用水量增加的因素包括：用水強(qiáng)度效應(yīng)、出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)。1997-2000年貢獻(xiàn)率最大的是用水強(qiáng)度效應(yīng)（-4.39%），2000-2002年貢獻(xiàn)率最大的是用水強(qiáng)度效應(yīng)（3.64%），2002-2005年貢獻(xiàn)率最大的是用水強(qiáng)度效應(yīng)（-9.12%），2005-2007年貢獻(xiàn)率最大的是國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)（8.87%），2007-2010年貢獻(xiàn)率最大的是國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)（6.41%）。最終需求效應(yīng)和用水強(qiáng)度效應(yīng)是影響第三產(chǎn)業(yè)用水量增量的主要原因，貢獻(xiàn)率分別達(dá)52.7%和37.2%，見圖4。

總之，第一產(chǎn)業(yè)中由國內(nèi)和出口四大效應(yīng)所構(gòu)成的最終需求的影響在穩(wěn)步降低，表明第一產(chǎn)業(yè)增加值變化不大，且其占GDP比例逐年減少。第二產(chǎn)業(yè)中最終需求效應(yīng)對用水拉動有穩(wěn)步增大的趨勢，這說明第二產(chǎn)業(yè)增加值逐年增加；用水強(qiáng)度效應(yīng)對用水的抑制作用穩(wěn)步增大則是由節(jié)水技術(shù)的應(yīng)用所帶來的；產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)對用水的抑制作用漸趨穩(wěn)定，這表明隨著生產(chǎn)技術(shù)的不斷改進(jìn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)漸趨合理。第三產(chǎn)業(yè)中最終需求效應(yīng)整體呈現(xiàn)上升趨勢，可以發(fā)現(xiàn)1997-2000年該效應(yīng)驅(qū)動小，表明其增加值較小，但隨著第三產(chǎn)業(yè)增加值不斷增大，該效應(yīng)拉動用水明顯。第一、三產(chǎn)業(yè)用水強(qiáng)度效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)對水的

驅(qū)動在五個時段的變化呈現(xiàn)一定波動性。

3.3 國民經(jīng)濟(jì)各部門用水變動驅(qū)動因素分析

以21個國民經(jīng)濟(jì)部門用水量變化為研究對象，尋求六大驅(qū)動效應(yīng)對各國民經(jīng)濟(jì)部門用水變化所起的作用。因素分解結(jié)果見表1。

對絕大多數(shù)行業(yè)而言，產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)會對其部門用水量的增加起到一定的抑制作用，但對于電力工業(yè)、煤炭采選業(yè)、建筑業(yè)等部門的驅(qū)動力卻是拉動作用，表明這些行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平有待進(jìn)一步提高；用水強(qiáng)度效應(yīng)是最主要的用水抑制驅(qū)動力，但其中的水的生產(chǎn)與供應(yīng)業(yè)、其他采掘業(yè)和批發(fā)零售業(yè)的節(jié)水技術(shù)有待進(jìn)一步提高；最終需求效應(yīng)是經(jīng)濟(jì)部門用水量增加的主導(dǎo)因素，除對水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、煤炭采選業(yè)、其他采選業(yè)的拉動作用不夠明顯外，對于其他18個部門拉動作用不容忽視，且最終需求對用水量的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過上述兩大抑制效應(yīng)，應(yīng)針對最終需求效應(yīng)最為明顯的經(jīng)濟(jì)部門進(jìn)行針對性分析。

為了更直觀的說明計(jì)算結(jié)果，引入模糊C均值聚類法[11]，采用定量分析與定性分析相結(jié)合的方法，將21個國民經(jīng)濟(jì)部門的六大因素分解效應(yīng)進(jìn)行定性聚類，分為強(qiáng)驅(qū)動、中驅(qū)動和弱驅(qū)動，聚類結(jié)果見表2。

產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)、國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)、國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)的部門聚類結(jié)果相一致，農(nóng)業(yè)部門都是唯一的強(qiáng)驅(qū)動部門，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的改變對農(nóng)業(yè)用水量的減少起關(guān)鍵作用，而國內(nèi)最終需求成長和結(jié)構(gòu)的調(diào)整對農(nóng)業(yè)用水量的增加也起關(guān)鍵作用。電力工業(yè)都是唯一的弱驅(qū)動部門，說明電力生產(chǎn)技術(shù)的改變對電力部門用水量的減少作用不大，而國內(nèi)最終需求成長和結(jié)構(gòu)的調(diào)整對電力部門用水量增加的影響有限；除此之外的部門都為中驅(qū)動，產(chǎn)業(yè)技術(shù)的改變，國內(nèi)最終需求成長和結(jié)構(gòu)的調(diào)整對該19個部門具有一定的抑制或拉動作用。

用水強(qiáng)度效應(yīng)的驅(qū)動強(qiáng)度也分為三類，強(qiáng)驅(qū)動的部門有5個：紡織工業(yè)、機(jī)械設(shè)備工業(yè)、冶金工業(yè)、農(nóng)業(yè)和電力工業(yè)，節(jié)水技術(shù)的提高和用水定額的下降會對這些部門用水量的減少起到關(guān)鍵性的調(diào)節(jié)作用；中驅(qū)動的部門有：化學(xué)工業(yè)、建筑業(yè)、石油天然氣、電子儀器、其他服務(wù)業(yè)，節(jié)水技術(shù)的提高和用水定額的下降對這些部門用水量的減少有一定的調(diào)節(jié)作用；其余的11個部門用水強(qiáng)度效應(yīng)的驅(qū)動力較弱，節(jié)水技術(shù)的提高和用水定額的下降對這些部門用水量的影響有限。

在出口成長效應(yīng)中，建材工業(yè)、機(jī)械設(shè)備工業(yè)、電子儀器是強(qiáng)驅(qū)動部門，出口成長的變化對該三個行業(yè)用水量增加起到了關(guān)鍵的拉動作用，是導(dǎo)致行業(yè)用水量增加的最主要原因；紡織工業(yè)、冶金工業(yè)是中驅(qū)動部門，出口成長效應(yīng)是部門用水量增加主要的拉動效應(yīng)；其他行業(yè)為弱驅(qū)動部門，出口成長效應(yīng)對部門用水起到一定的拉動作用。

在出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)中，紡織工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、建材工業(yè)、冶金工業(yè)、電子儀器是強(qiáng)驅(qū)動部門，出口結(jié)構(gòu)的變化是導(dǎo)致其用水量變化的主要原因；機(jī)械設(shè)備工業(yè)是弱驅(qū)動部門，表明出口結(jié)構(gòu)的變動對該行業(yè)用水量變動的影響幅度較??；其余15個部門都為中驅(qū)動部門，出口結(jié)構(gòu)的變動對用水量變化起到一定的影響作用。

4 結(jié) 論

本文將江蘇省產(chǎn)業(yè)用水的變動分解為六大影響因素，從“產(chǎn)業(yè)整體—三大產(chǎn)業(yè)—各國民經(jīng)濟(jì)部門”三個層次剖析六大影響因素的貢獻(xiàn)，并應(yīng)用模糊聚類的方法，將各國民經(jīng)濟(jì)部門的影響因素進(jìn)行分異分析。結(jié)果表明：國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)和出口成長效應(yīng)是拉動江蘇省產(chǎn)業(yè)用水增加的主要原因，產(chǎn)業(yè)技術(shù)效應(yīng)和用水強(qiáng)度效應(yīng)是拉動江蘇省產(chǎn)業(yè)用水減少的主要因素；第一產(chǎn)業(yè)中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)是關(guān)鍵拉動效應(yīng)，國內(nèi)最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)是抑制效應(yīng)；

第二產(chǎn)業(yè)中出口成長效應(yīng)是關(guān)鍵的拉動效應(yīng)，用水強(qiáng)度效應(yīng)是關(guān)鍵的抑制效應(yīng)；第三產(chǎn)業(yè)中國內(nèi)最終需求成長效應(yīng)起關(guān)鍵的拉動效應(yīng)，用水強(qiáng)度效應(yīng)是關(guān)鍵的抑制效應(yīng)；六大分解因素中各個部門呈現(xiàn)不同的驅(qū)動強(qiáng)度，該結(jié)果為從生產(chǎn)層面和消費(fèi)層面調(diào)整、制定針對各個部門行業(yè)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策和水管理政策具有一定的參考價值。

（編輯：劉照勝）

參考文獻(xiàn)（References）

[1]Hoekstra R. Economic Growth， Material Flows and the Environment： New Applications of Structural Decomposition Analysis and Physical Inputoutput Tables [M]. France：Edward Elgar Publishing， 2003.

[2]張強(qiáng)，王本德，曹明亮.基于因素分解模型的水資源利用變動分析[J].自然資源學(xué)報，2011，26（7）：1219-1226. [Zhang Qiang， Wang Bende， Cao Mingliang. Water Utility Change Based on Factors Decomposition Model[J].Natural Resources Journal， 2011，26（7）：1219-1226.]

[3]孫才志，王妍. 基于因素分解模型的遼寧省用水變化驅(qū)動力測度及時空分異[J].干旱區(qū)地理，2009， 32（6）： 850-858. [Sun Caizhi， Wang Yan. Driving Force Measurement of Water Utilization Change in Liaoning Province and Analysis of Their Spatial Temporal Difference Based on Factor Decomposition Model[J].Arid Land Geography，2009，32（6）， 850-858.]

[4]馮婷婷.最終需求拉動下的CO2排放驅(qū)動因素研究：1997-2007 [J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2011，21（8）： 100-107.[Feng Tingting. Driving Factors of CO2 Emission Pulled by Final Demand： 1997-2007[J]. China Population， Resources and Environment， 2011，21（8）： 100-107.]

[5]Ang B W，Zhang F Q. A Survey of Index Decomposition Analysis in Energy and Environmental Studies [J]. Energy， 2000，25（12）： 1149-1176.

[6]Boyd G A，Roop J M. A Note on the Fisher Ideal Index Decomposition for Structural Change in Energy Intensity [J]. Energy， 2004，25（ 1）： 87-101.

[7]鐘歆玥. 甘肅省水資源利用變化的結(jié)構(gòu)分解分析[D].蘭州：西北師范大學(xué)，2010. [Zhong Xinyue. Structure Decomposition of Water Utilization in Gausu Province[D]. Lanzhou： Northwest Normal University， 2010.]

[8]薛勇，郭菊娥，孟磊. 中國CO2排放的影響因素分解與預(yù)測[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2011， 21（5）： 106-112. [Xue Yong， Guo Jue， Meng Lei. Influence Factors Decomposition and Forecast of CO2 Emission in China[J]. China Population， Resources and Environment， 2011， 21（5）： 106-112.]

[9]Casler S， Rose A. Carbon Dioxide Emissions in the US Economy： A Structural Decomposition Analysis [J]. Environmental and Resource Economics， 1998，11（3）：349- 363.

[10]張玲玲，李曉惠，王宗志.考慮用水與排污的可比價投入產(chǎn)出表的編制[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2014，17：18-21.[ Zhang Lingling， Li Xiaohui， Wang Zongzhi. Compiling the Inputoutput Tables Embodied in Water Use and Discharge at a Constant Price[J]. Statistics and Decision， 2014，17：18-21.]

[11]方開泰.聚類分析[M].北京：地質(zhì)出版社，1982.[Fang Kaitai. Clustering Analysis[M]. Beijing： Geography Press， 1982.]