流域內(nèi)各區(qū)域用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤分析及用水量驅(qū)動(dòng)力分解
——以淮河流域?yàn)槔?/h1>
2017-12-01 06:58:16童國(guó)平南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院江蘇南京210037
資源開發(fā)與市場(chǎng) 2017年10期
童國(guó)平,陳 巖(南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210037)
流域內(nèi)各區(qū)域用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤分析及用水量驅(qū)動(dòng)力分解
——以淮河流域?yàn)槔?/p>
童國(guó)平,陳 巖
(南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210037)
利用脫鉤彈性分析方法評(píng)價(jià)淮河流域內(nèi)河南、安徽、江蘇和山東各區(qū)域用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤狀態(tài),分析各省的脫鉤發(fā)展趨勢(shì)，對(duì)比總體脫鉤狀況。同時(shí),利用完全分解模型把用水量驅(qū)動(dòng)力分解為人口效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),分析三大效應(yīng)對(duì)用水量的具體影響。結(jié)果表明:淮河流域內(nèi)各區(qū)域具有不穩(wěn)定且狀況較差的脫鉤—弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀態(tài)隨時(shí)間發(fā)展逐漸改善;各區(qū)域總體脫鉤狀況存在差異性:山東gt;江蘇gt;河南gt;安徽;同時(shí),三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng),經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素主要增加用水量,技術(shù)因素抑制用水量。因此,應(yīng)把握好經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),努力改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)，提高技術(shù)效應(yīng)強(qiáng)度，以達(dá)到強(qiáng)脫鉤的理性狀態(tài)。
用水量;脫鉤彈性分析方法;驅(qū)動(dòng)力分解;淮河流域
1 引言
近幾年,我國(guó)的供水量已超過水資源量的20%,人均水資源量只有2100m3,僅為世界平均水平的1/4,年均缺水量高達(dá)500億m3。同時(shí),我國(guó)的水資源利用效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于國(guó)際的平均水平,如萬美元GDP用水量是美國(guó)的2.7倍、日本的7.1倍,農(nóng)業(yè)用水利用系數(shù)只有0.5,與世界先進(jìn)水平0.7—0.8相比差距較大。再加上大量生活污水和工業(yè)廢水排放造成水質(zhì)性缺水,使我國(guó)的水資源形勢(shì)日益嚴(yán)峻。本文對(duì)我國(guó)用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了定量研究,有助于識(shí)別水資源的利用狀況,幫助人們開發(fā)、利用、節(jié)約和保護(hù)水資源。
脫鉤最早運(yùn)用于物理學(xué)領(lǐng)域,它特指具有響應(yīng)關(guān)系的兩個(gè)或兩個(gè)以上物理量之間的關(guān)系逐漸減小直至不再存在[1]。后來被廣泛運(yùn)用于其他的學(xué)科領(lǐng)域,如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貿(mào)易、工業(yè)廢物排放、能源消耗和環(huán)境負(fù)荷等。世界銀行最早把脫鉤運(yùn)用在資源環(huán)境領(lǐng)域中,當(dāng)今學(xué)術(shù)界比較一致地認(rèn)為脫鉤即是打破經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)資源消耗或是環(huán)境壓力的依賴關(guān)系,實(shí)現(xiàn)在保持較好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí),資源消耗在下降或是環(huán)境壓力在減小,達(dá)到社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。
從定義來看,脫鉤分為絕對(duì)脫鉤和相對(duì)脫鉤兩種形式,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況下的資源消耗或環(huán)境壓力變化率為零甚至達(dá)到負(fù)值時(shí)被稱為“絕對(duì)脫鉤”,而資源消耗或環(huán)境壓力變化率小于經(jīng)濟(jì)變化率時(shí)被稱為“相對(duì)脫鉤”。脫鉤分析方法主要有脫鉤因子法、Vehmas脫鉤指數(shù)法、Tapio彈性脫鉤法、IPAT方程、差分回歸系數(shù)法和完全分解法。在OECD脫鉤因子法中,張旺[2]闡述了我國(guó)服務(wù)業(yè)和能源消費(fèi)與碳排放之間為波動(dòng)上升的絕對(duì)脫鉤關(guān)系;李忠民[3]對(duì)山西省工業(yè)經(jīng)濟(jì)與能耗投入和碳排放進(jìn)行了脫鉤分析,并得到兩者之間未達(dá)到脫鉤的理想狀態(tài)。在Vehmas脫鉤指數(shù)法中,喬凱[4]、潘安娥[5]、楊仁發(fā)[6]等從水足跡的角度對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和水資源利用之間的協(xié)調(diào)關(guān)系進(jìn)行了研究。在Tapio彈性脫鉤方法中,眾多作者從不同角度進(jìn)行了不同的研究。如劉怡君[7]、吳丹[8]、趙菲菲[9]等從宏觀角度定性和定量地研究了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和能源消耗以及環(huán)境壓力之間的脫鉤關(guān)系和態(tài)勢(shì);蓋美[10]、楊振華[11]等進(jìn)一步對(duì)我國(guó)不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)與資源消耗進(jìn)行了脫鉤水平的測(cè)算和評(píng)價(jià),認(rèn)為區(qū)域內(nèi)部的時(shí)空演變具有一定的規(guī)律或趨勢(shì);洪利[12]、王寶強(qiáng)[13]從工農(nóng)業(yè)角度評(píng)價(jià)了中國(guó)和省際的脫鉤狀態(tài),并進(jìn)行了對(duì)比，得到工業(yè)用水的脫鉤狀況要優(yōu)于整體和農(nóng)業(yè);熊威[14]、姚景民[15]從產(chǎn)業(yè)角度實(shí)證分析了三大產(chǎn)業(yè)與湖泊污染或水資源消耗之間的關(guān)聯(lián)。在IPAT方程中,姬卿偉[16]利用完全分解模型對(duì)我國(guó)水資源消耗的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行了分解,提出努力提高技術(shù)促進(jìn)強(qiáng)脫鉤的建議;孟祥儀[17]等結(jié)合產(chǎn)值、用水量和萬元產(chǎn)值用水量變量對(duì)關(guān)中地區(qū)的總體和三大產(chǎn)業(yè)的脫鉤情況進(jìn)行了綜合比較分析,提出優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局,提高用水效率;劉年康[18]通過差分回歸系數(shù)法了解到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴于環(huán)境污染而且脫鉤關(guān)系有著明顯的跨區(qū)域的時(shí)間一致性等規(guī)律;吳丹[19]通過完全分解法將中美脫鉤狀況進(jìn)行了對(duì)比,認(rèn)為實(shí)現(xiàn)水資源利用脫鉤的關(guān)鍵在于實(shí)現(xiàn)工農(nóng)業(yè)用水零增長(zhǎng)。在淮河流域經(jīng)濟(jì)與水資源利用協(xié)調(diào)分析中,秦麗云[20]采用系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)定量分析了水資源的合理開發(fā)是制約社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要因素,并提出了最佳經(jīng)濟(jì)發(fā)展方案;馬天儒[21]從生態(tài)文明視角定性分析了水量分配對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。
目前,脫鉤分析方法雖然廣泛運(yùn)用在不同領(lǐng)域來評(píng)價(jià)和分析資源環(huán)境和經(jīng)濟(jì)之間的脫鉤狀況和脫鉤演變趨勢(shì),但還需要進(jìn)一步改進(jìn)。主要是:①現(xiàn)有研究多是單個(gè)分析全國(guó)、區(qū)域、省、縣范圍的脫鉤狀態(tài),若對(duì)流域內(nèi)各區(qū)域的脫鉤狀態(tài)進(jìn)行研究、評(píng)價(jià)和比較流域部分和整體之間的協(xié)調(diào)度發(fā)展關(guān)系,則有利于合理配置各區(qū)域水量和實(shí)現(xiàn)流域整體的可持續(xù)發(fā)展;②現(xiàn)有研究更注重探尋資源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤狀況和階段,僅僅從各產(chǎn)業(yè)用水或政策角度分析原因,需要對(duì)其內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行詳細(xì)探究,有助于對(duì)癥下藥來實(shí)現(xiàn)資源環(huán)境壓力和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤。因此,本文以流域?yàn)閷?duì)象,利用脫鉤彈性方法對(duì)淮河流域內(nèi)四省區(qū)域的用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤狀態(tài)進(jìn)行分析和評(píng)價(jià),并利用完全分解模型對(duì)用水量變化的內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行探究,用水變化量驅(qū)動(dòng)力分解為人口、經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)三大效應(yīng),了解不同影響因素對(duì)用水量的影響大小和程度,從而控制關(guān)鍵因素有效減少用水量以達(dá)到最理性的脫鉤狀態(tài)。
2 研究方法
2.1 Tapio脫鉤彈性法
脫鉤表達(dá)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系時(shí),它是指阻斷用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的聯(lián)系。20世紀(jì)50年代以來,我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴于水資源消耗,表現(xiàn)為用水量隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大而同步增長(zhǎng),但“十二五”期間,兩者之間的依賴關(guān)系逐漸減弱,用水量與經(jīng)濟(jì)規(guī)模逐漸呈現(xiàn)出反向變化規(guī)律。因此,脫鉤狀況總體上為未脫鉤—相對(duì)脫鉤—絕對(duì)脫鉤的發(fā)展趨勢(shì)[22]。
本文選用Tapio脫鉤彈性方法,彈性指數(shù)表示經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%所帶來的水資源消耗的百分比,測(cè)算水資源消耗變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)變化的敏感程度。該方法計(jì)算簡(jiǎn)便、評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)精細(xì),適宜分析水資源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的聯(lián)系程度。其中,用水量代表水資源消耗變量,地區(qū)生產(chǎn)總值代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量,彈性指數(shù)數(shù)學(xué)表達(dá)式為:
(1)
式中,e為脫鉤彈性指數(shù);ΔW和ΔGDP分別表示用水量增加值和地區(qū)生產(chǎn)總值增加值;Wt和Wt-1分別表示時(shí)間t和t-1的用水量;GDPt和GDPt-1分別表示時(shí)間t和t-1地區(qū)的生產(chǎn)總值。參照已有文獻(xiàn)的劃分標(biāo)準(zhǔn),可將脫鉤彈性指數(shù)劃分為八類(圖1)。
當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí),主要脫鉤狀態(tài)有強(qiáng)脫鉤、弱脫鉤和擴(kuò)張性負(fù)脫鉤,而擴(kuò)張連接為弱脫鉤和擴(kuò)張性負(fù)脫鉤之間的連接狀態(tài)。其中,強(qiáng)脫鉤為最理想的脫鉤狀態(tài),主要出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展成熟期,用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)反方向的變化規(guī)律,水資源利用效率快速提高,用水量到達(dá)了零增長(zhǎng)的可持續(xù)發(fā)展階段;而弱脫鉤和擴(kuò)張性負(fù)脫鉤一般出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期和中期,用水量的大量消耗給予經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力,相比之下弱脫鉤較為理想。
圖1 脫鉤狀態(tài)分類
當(dāng)經(jīng)濟(jì)衰退時(shí),主要脫鉤狀態(tài)有強(qiáng)負(fù)脫鉤、弱負(fù)脫鉤和衰退性脫鉤,而衰退連接為弱負(fù)脫鉤和衰退性脫鉤的連接狀態(tài)。其中,最不理想的狀態(tài)為強(qiáng)負(fù)脫鉤,經(jīng)濟(jì)下滑的同時(shí)用水量卻在不斷增加;弱負(fù)脫鉤和衰退性脫鉤是經(jīng)濟(jì)變化率和用水量變化率都是負(fù)值,其中弱負(fù)脫鉤狀況稍優(yōu)于衰退性脫鉤狀況。
2.2 基于IPAT模型的用水量變化驅(qū)動(dòng)力分解
根據(jù)陸鐘武提出的IPAT經(jīng)典模型[23]以及Sun J W提出的完全分解模型[24],結(jié)合本文研究對(duì)象把用水量作為資源消耗或環(huán)境壓力變量,對(duì)用水量進(jìn)行了分解。具體表達(dá)式為:
(2)
式中,W表示用水量;P表示人口;A表示人均GDP;T表示單位GDP用水量;G表示GDP。由此可知,用水量受到三大因素的影響,分別為人口、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)水平或用水效率。因此,按照完全分解模型把引起用水量變化的驅(qū)動(dòng)力分解為人口效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),計(jì)算公式為:
ΔW=Wt-W0=ΔWP+ΔWA+ΔWT
(3)
式中,ΔW代表基期與時(shí)間t之間用水量的變化量;Wt和W0分別表示時(shí)間t和基期的用水量;ΔWP、ΔWA、ΔWT分別表示由人口、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)水平對(duì)用水量的影響。
(4)
(5)
(6)
(7)
3 淮河流域脫鉤狀況實(shí)證分析
3.1 研究區(qū)概況
淮河流域位于我國(guó)東部地區(qū),處于長(zhǎng)江和黃河兩大流域之間,流經(jīng)湖北、河南、安徽、江蘇和山東5省40個(gè)市,流域面積27萬km2,總?cè)丝?.65億人,人口密度居各江河流域之首。流域內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件優(yōu)越,并以煤炭、電力工業(yè)、農(nóng)副原料食品和輕紡工業(yè)為主,總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度低于全國(guó)平均水平。
淮河流域取水來源主要為地表水、地下水和其他回收處理等,用水構(gòu)成主要為農(nóng)田灌溉、工業(yè)用水和居民生活用水,農(nóng)業(yè)用水一直占據(jù)主導(dǎo)地位,近年來工業(yè)用水和居民生活用水不斷增加。淮河流域用水量在四省內(nèi)的平均分配比例見圖2。其中,江蘇省區(qū)域用水比例最高,約占總體的1/2,用水量最多；河南省和安徽省區(qū)域用水比例次之,分別約占20%；山東省區(qū)域用水比重為15%；湖北省用水量在總用水量中比例不足1%,此處忽略不計(jì)。
圖2 淮河流域內(nèi)各區(qū)域用水量分配比例
3.2 數(shù)據(jù)來源
本文以淮河流域?yàn)槔?研究了流域內(nèi)河南、安徽、江蘇和山東4省在2003—2014年的用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤關(guān)系以及引起用水量變化的內(nèi)在機(jī)理。用水量和人均用水量、2003—2011年的人均GDP和2012—2014年的單位GDP用水量數(shù)據(jù)來源于2003—2014年的《淮河片水資源公報(bào)》,人口數(shù)據(jù)是由用水量和人均用水量推算得到,流域內(nèi)4省GDP數(shù)據(jù)來源于2003—2014年的《治淮匯刊》。為了使GDP數(shù)據(jù)具有可比性,以2003年為基期,剔除了通貨膨脹等因素的影響。
3.3 計(jì)算與結(jié)果分析
利用Tapio脫鉤彈性方法對(duì)淮河流域內(nèi)各區(qū)域用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤彈性指數(shù)進(jìn)行計(jì)算,得到各區(qū)域的每年脫鉤狀態(tài),并以強(qiáng)弱脫鉤占研究期的比重判斷各區(qū)域的總體脫鉤狀況,見表1。
表1 海河流域內(nèi)各區(qū)域用水量和GDP的脫鉤評(píng)價(jià)結(jié)果
河南省區(qū)域用水量和GDP之間的脫鉤關(guān)系與分析(圖3):脫鉤狀態(tài)不穩(wěn)定,狀況較差。首先，2006年和2008年河南省的用水量變化率大于GDP變化率,其中2006年的用水量和GDP變化率均大于0且彈性值大于1.2,導(dǎo)致出現(xiàn)擴(kuò)張性負(fù)脫鉤狀態(tài);2008年河南省受到經(jīng)濟(jì)全球性金融危機(jī)的影響,水資源未得到合理利用,導(dǎo)致GDP變化率小于0,用水量變化率大于0,彈性值小于0,出現(xiàn)強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)。其次,2009—2011年主要以弱脫鉤為主,用水量變化率逐漸小于GDP增長(zhǎng)率,彈性值大于0。第三,2012—2014年的脫鉤狀態(tài)以強(qiáng)脫鉤為主,經(jīng)濟(jì)保持穩(wěn)定增長(zhǎng),而用水量減少。2012年出現(xiàn)強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)的原因是用水量變化率為正值,GDP變化率為負(fù)值。所以,河南省區(qū)域的水資源利用經(jīng)歷了不穩(wěn)定且狀況較差的脫鉤—弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀況隨時(shí)間逐漸改善。
圖3 河南省區(qū)域用水量和GDP變化率與彈性值
安徽省區(qū)域用水量和GDP之間的脫鉤關(guān)系與分析:由表1可知,淮河流域內(nèi)的安徽省2004—2014年用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀態(tài)經(jīng)歷了六種情況:擴(kuò)張性負(fù)脫鉤、強(qiáng)脫鉤、弱脫鉤、強(qiáng)負(fù)脫鉤、弱負(fù)脫鉤和擴(kuò)張連接,其中強(qiáng)弱脫鉤占研究期的64%,總體脫鉤狀況較差。由圖4可知,首先，2004—2008年的脫鉤狀態(tài)不穩(wěn)定,狀況差。2004年和2007年的用水量變化率大于GDP變化率,其中2004年用水量和GDP變化率均大于0且彈性值大于1.2,導(dǎo)致出現(xiàn)擴(kuò)張性負(fù)脫鉤狀態(tài);2007年經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)短暫下滑,導(dǎo)致GDP變化率小于0,用水量變化率大于0,彈性值大于0,出現(xiàn)弱負(fù)脫鉤狀態(tài)。其次,2009—2011年為穩(wěn)定弱脫鉤狀態(tài),用水量變化率逐漸下降并小于GDP變化率,彈性值大于0。第三,2012—2014年的脫鉤狀態(tài)以強(qiáng)脫鉤為主,用水量變化率小于0(除2013年外),經(jīng)濟(jì)保持發(fā)展,但用水量逐漸減少。2013年出現(xiàn)強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)的原因是用水量變化率為正值,GDP變化率為負(fù)值,即經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)短暫下滑,而用水量卻在增加。所以,安徽省區(qū)域的水資源利用也經(jīng)歷了不穩(wěn)定且狀況差的脫鉤—弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀況隨時(shí)間逐漸改善。
圖4 安徽省區(qū)域用水量和GDP變化率與彈性值
圖5 江蘇省區(qū)域用水量和GDP變化率與彈性值
江蘇省區(qū)域用水量和GDP之間的脫鉤關(guān)系與分析:由表1可知,淮河流域內(nèi)的江蘇省2004—2014年用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀態(tài)經(jīng)歷了四種情況:擴(kuò)張性負(fù)脫鉤、弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤和擴(kuò)張連接,其中強(qiáng)弱脫鉤占研究期的82%,總體脫鉤狀況良好。由圖5可知,首先，2004—2008年江蘇省的脫鉤形式是不穩(wěn)定的,狀況較差。2004年和2008年的用水量變化率大于GDP的變化率,彈性值分別為2.5和1.01,出現(xiàn)擴(kuò)張性負(fù)脫鉤和擴(kuò)張連接兩種狀態(tài);其次,2009—2011年為穩(wěn)定弱脫鉤狀態(tài),因?yàn)殡S著江蘇省區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展和節(jié)水技術(shù)的創(chuàng)新使用水量增加率與GDP增長(zhǎng)率兩者之間的差距逐漸減小。第三,2012—2014年為穩(wěn)定強(qiáng)脫鉤狀態(tài),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率曲線處于用水量變化率曲線上方的原因在于江蘇省積極響應(yīng)國(guó)家規(guī)劃政策,使用水量得到控制。所以,江蘇省區(qū)域的水資源利用也經(jīng)歷了不穩(wěn)定且狀況較差的脫鉤—弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀況隨時(shí)間逐漸改善。
山東省區(qū)域用水量和GDP之間的脫鉤關(guān)系與分析:由表1可知,淮河流域內(nèi)的山東省2004—2014年用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀態(tài)經(jīng)歷了三種情況:弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤、弱負(fù)脫鉤,分別占研究期的55%、36%和9%,強(qiáng)弱脫鉤狀態(tài)占研究期的91%,總體脫鉤狀況接近理想。由圖6可知,首先，2004—2011年山東省以弱脫鉤狀態(tài)為主,脫鉤狀況較好。2009年山東省用水量變化率大于GDP變化率,且GDP變化率為負(fù)值,表現(xiàn)為弱負(fù)脫鉤狀態(tài),原因是山東省經(jīng)濟(jì)受到2008年全球性金融危機(jī)的滯后性影響,經(jīng)濟(jì)尚未恢復(fù),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為負(fù)值。其次,2012—2014年為穩(wěn)定強(qiáng)脫鉤狀態(tài),原因是山東省實(shí)行最嚴(yán)格的水資源管理制度，使用水量緩慢下降。所以,山東省區(qū)域的水資源利用經(jīng)歷了弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀況隨時(shí)間逐漸改善,并且總體脫鉤狀況在4省內(nèi)最優(yōu)。
圖6 山東省區(qū)域用水量和GDP變化率與彈性值
4 淮河流域用水量變化驅(qū)動(dòng)力分析
本文利用完全分解模型把用水量變化的驅(qū)動(dòng)力因素分解為人口效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),其中人口效應(yīng)是指人口數(shù)量增減對(duì)用水量的影響,經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)是指經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)用水量的影響,技術(shù)效應(yīng)是指用水技術(shù)對(duì)用水量的影響。采用環(huán)比法得到淮河流域內(nèi)四省區(qū)域2004—2014年的三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率,效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率或貢獻(xiàn)率為正值表示該因素會(huì)增加水資源消耗,效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率或貢獻(xiàn)率為負(fù)值表示該因素抑制了用水量。
4.1 河南省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分析
通過把河南省區(qū)域的用水量及其驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行組合聯(lián)系,得到三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率(圖7)。其中,人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率在2004—2010年為正值,在2011—2014年為負(fù)值,一般小于5%且變化幅度很小;經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,為53%—70%(除2004年以外),總體呈波動(dòng)下降;技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值(除2004年以外),為26%—42%,總體波動(dòng)上升?？傊?河南省三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng),經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)成為主要驅(qū)動(dòng)力但貢獻(xiàn)率逐漸減小,經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口因素導(dǎo)致了用水量增加,技術(shù)因素抑制了用水量且貢獻(xiàn)率逐漸增強(qiáng),人口對(duì)用水量的影響很小。
圖7 河南省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分解
由圖7可知,河南省三大效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率一直大于負(fù)方向貢獻(xiàn)率,導(dǎo)致其用水量總量上升,但是部分年份的用水量比上一年有所減少。具體說來,2005年用水量比上一年下降了1.84億m3,原因是技術(shù)效應(yīng)抑制了用水量,表現(xiàn)在2004年《河南省節(jié)約用水管理?xiàng)l例》和2005年《河南省用水定額》的實(shí)施以及普法教育和宣傳,水的法制觀念深入人心,保護(hù)水資源的意識(shí)不斷提高,使單位GDP用水量開始出現(xiàn)下降;2007年用水總量比上一年減少了11億m3,原因是人口效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率都有所下降,而技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率提高了38%,表現(xiàn)為河南省在2007年積極開展節(jié)水型社會(huì)活動(dòng)起了重要的促進(jìn)作用;2010年用水量下降,由于人口效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)正方向貢獻(xiàn)率比上一年下降,而技術(shù)效應(yīng)負(fù)方向貢獻(xiàn)率增加到40%。隨著河南省“十一五”規(guī)劃的完成,加上節(jié)水灌溉技術(shù)的創(chuàng)新與利用,用水效率提高使技術(shù)效應(yīng)增強(qiáng)。2013—2014年的用水量較大幅度下降,原因是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)正方向貢獻(xiàn)率不斷下降,而技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率增加至最大值42%,這得益于河南省最嚴(yán)格的水資源管理制度的實(shí)施,節(jié)約和有效控制用水量,經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸擺脫水資源的限制。
4.2 安徽省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分析
通過把安徽省區(qū)域的用水量及其驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行組合聯(lián)系,得到三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率(圖8)。其中,人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,小于10%且變化幅度小;經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,為56%—75%,前三年貢獻(xiàn)率逐漸增大,后期貢獻(xiàn)率逐漸下降;技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值(除2004年外),為13%—40%,總體呈波動(dòng)上升?？傊?安徽省三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng),經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)成為主要驅(qū)動(dòng)力但后來逐漸減小,經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素主要導(dǎo)致了用水量的增加,技術(shù)因素抑制了用水量且貢獻(xiàn)率逐漸增強(qiáng),人口因素也減少了用水量但影響力小。
從圖8可知,安徽省三大效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率一直大于負(fù)方向貢獻(xiàn)率,導(dǎo)致其用水量總量上升,但部分年份的用水量比上一年份有所減少。具體說來,2005年用水量比上年減少了5.76億m3,主要在于技術(shù)效應(yīng)增大抑制了用水量,2005年《安徽省行業(yè)用水定額》的實(shí)施和節(jié)水型社會(huì)開始試點(diǎn)逐步提高了用水效率;2007年的用水量轉(zhuǎn)而下降,原因是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率下降了17%,技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率比上年增長(zhǎng)了1倍以上,這得益于安徽省在2007年全面展開節(jié)水型社會(huì)建設(shè)動(dòng)員工作,節(jié)水技術(shù)已較成熟;2012—2014年用水量緩慢下降,原因是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)正方向貢獻(xiàn)率緩慢下降,而技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率緩慢增加,得益于安徽省在“十二五”期間逐漸轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式,同時(shí)最嚴(yán)格的水資源管理制度的實(shí)施也在改善和優(yōu)化用水結(jié)構(gòu)。
圖8 安徽省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分解
4.3 江蘇省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分析
通過把江蘇省區(qū)域的用水量及其驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行組合聯(lián)系,得到三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率(圖9)。其中,人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值,一般小于10%,總體逐漸減小;經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值，為49%—78%,總體波動(dòng)下降;技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率2004—2005年為正值,2006—2014年為負(fù)值,在9%—48%之間,總體呈波動(dòng)上升?？傊?江蘇省三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng),經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)成為主要驅(qū)動(dòng)力但其貢獻(xiàn)率逐漸減小,經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素主要導(dǎo)致了用水量增加,人口因素和技術(shù)因素抑制了用水量增加,技術(shù)效應(yīng)逐漸增強(qiáng),人口因素對(duì)用水量的影響力小且逐漸減弱。
圖9 江蘇省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分解
由圖9可知,江蘇省三大效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率一直大于負(fù)方向貢獻(xiàn)率,導(dǎo)致其用水量總體上升,但部分年份的用水量比上一年份有所減少。具體說來,2007年江蘇省的用水量出現(xiàn)了一個(gè)小低谷,主要在于經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率比上年減小了21%,技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率比上年增加了1.7倍,這得益于江蘇省在2007年全面加快節(jié)水型社會(huì)建設(shè),節(jié)水技術(shù)不斷創(chuàng)新,對(duì)用水量產(chǎn)生了有利影響;2012—2014年的用水量由最大值逐漸下降,主要在于經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率不斷下降至50%,技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率逐漸增加至50%,用水量逐漸趨于穩(wěn)定。這主要得益于2012年全國(guó)實(shí)行最嚴(yán)格的水資源管理制度,一方面是用水結(jié)構(gòu)的巨大調(diào)整,農(nóng)業(yè)用水所占比例大幅度下降；另一方向是江蘇省大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),逐漸擺脫了對(duì)水資源的依賴。
4.4 山東省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分析
通過把山東省區(qū)域的用水量及其驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行組合聯(lián)系,得到三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率(圖10)。其中,人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率存在正負(fù)值差異,小于10%;經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率在2005—2007年和2014年為負(fù)值,2004年和2008—2013年為正值(44%—50%);技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率與經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率方向正相反,且大小相近?？傊?山東省三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)(技術(shù)效應(yīng))gt;人口效應(yīng),用水量變化的驅(qū)動(dòng)力由經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)決定。但經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素主要增加了用水量,技術(shù)因素主要抑制了用水量,人口因素對(duì)用水量影響小。
圖10 山東省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分解
由圖10可知,山東省三大效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率一直大于負(fù)方向貢獻(xiàn)率但變化幅度很小,出現(xiàn)用水量總體上升但波動(dòng)小的特點(diǎn)。具體說來,2005—2007年和2014年的用水量小幅下降,在于經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)為負(fù)值,說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展未增加用水量。由圖6可知,山東省區(qū)域在這四年的GDP增長(zhǎng)率達(dá)到20%以上,由規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益可知,當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模達(dá)到一定程度時(shí),水資源消耗量會(huì)出現(xiàn)下降的趨勢(shì)?！笆晃濉卑l(fā)展規(guī)劃前后,山東省一直大力發(fā)展資源消耗的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì),經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛,對(duì)水資源利用產(chǎn)生了規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益;2012—2014年用水量逐漸下降,在于人口效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率緩慢降低,技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率緩慢增加,在2014年兩者再一次出現(xiàn)平衡狀態(tài)。2012年全國(guó)最嚴(yán)格的水資源管理制度的實(shí)行使山東省的技術(shù)效應(yīng)緩慢提高,用水逐漸到達(dá)穩(wěn)定狀態(tài)。
5 結(jié)論
從時(shí)間角度看,四省區(qū)域脫鉤狀況隨時(shí)間發(fā)展逐漸改善。河南省、安徽省、江蘇省在2004—2008年的脫鉤狀態(tài)不穩(wěn)定,狀態(tài)較差,2009—2011年脫鉤狀態(tài)為弱脫鉤,2012—2014年脫鉤狀態(tài)以強(qiáng)脫鉤為主;山東省2004—2011年脫鉤狀態(tài)以弱脫鉤為主,2012—2014年脫鉤狀態(tài)為強(qiáng)脫鉤。強(qiáng)脫鉤主要在于2012年實(shí)行了最嚴(yán)格水資源管理制度,進(jìn)一步加大了水資源節(jié)約保護(hù)力度,加快推進(jìn)節(jié)水防污型社會(huì)建設(shè),實(shí)現(xiàn)水資源的可持續(xù)利用和經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展。
從空間角度而論,4省區(qū)域總體脫鉤狀況存在區(qū)域差異性。河南省主要經(jīng)歷了弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤、擴(kuò)張性負(fù)脫鉤和強(qiáng)負(fù)脫鉤4種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤約占70%,總體脫鉤狀況一般;安徽省主要經(jīng)歷了擴(kuò)張性負(fù)脫鉤、強(qiáng)脫鉤、弱脫鉤、強(qiáng)負(fù)脫鉤、弱負(fù)脫鉤和擴(kuò)張連接六種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤占64%,總體脫鉤狀況較差;江蘇省主要經(jīng)歷了擴(kuò)張性負(fù)脫鉤、弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤和擴(kuò)張連接4種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤占82%,總體脫鉤狀況良好;山東省主要經(jīng)歷了弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤、弱負(fù)脫鉤三種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤狀態(tài)占91%,總體脫鉤接近理想狀況。所以,淮河流域內(nèi)各區(qū)域總體脫鉤狀況為:山東gt;江蘇gt;河南gt;安徽。
4省區(qū)域的用水量變化驅(qū)動(dòng)力的三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng)。其中，經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大于50%且為正值,波動(dòng)下降,說明經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)為用水量的主要驅(qū)動(dòng)力,但經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸擺脫水資源的限制;技術(shù)效應(yīng)貢獻(xiàn)率在40%以下且為負(fù)值,波動(dòng)上升,說明技術(shù)效應(yīng)抑制了用水量。隨著單位GDP用水量不斷下降,用水效率顯著提高;人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率在10%以內(nèi),對(duì)用水量的影響最小。此外,山東省三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率變化幅度很小,且沒有明顯的變化趨勢(shì);2005—2007年,山東省的經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)出現(xiàn)負(fù)值,這是由于GDP增速顯著提高帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益,導(dǎo)致用水量消耗降低。
4省用水量總體增加,但部分年份較上年的用水量出現(xiàn)下降,主要是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)貢獻(xiàn)率顯著下降,技術(shù)效應(yīng)貢獻(xiàn)率顯著提高。所以,我們需要關(guān)注經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小和方向,努力降低經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率和提高技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率。此外,國(guó)家和地方政府出臺(tái)的相關(guān)政策和建設(shè)工作對(duì)用水量會(huì)產(chǎn)生積極的影響,因此我們應(yīng)積極響應(yīng)國(guó)家和地方政策,轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式,改善發(fā)展結(jié)構(gòu),優(yōu)化三大產(chǎn)業(yè)的用水比例,降低農(nóng)業(yè)用水比例,大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),使經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸擺脫水資源的限制;同時(shí)鼓勵(lì)發(fā)展先進(jìn)技術(shù),通過創(chuàng)新機(jī)制,改進(jìn)節(jié)水器具,堅(jiān)持政策節(jié)水、管理節(jié)水、農(nóng)藝節(jié)水多措施并舉,降低單位GDP用水量,提高用水效率,增強(qiáng)技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率,對(duì)抑制水資源消耗最為顯著,實(shí)現(xiàn)強(qiáng)脫鉤的理想狀態(tài)。
[1]宋偉,陳百明,陳曦?zé)?常熟市耕地占用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤(decoupling)評(píng)價(jià)[J].自然資源學(xué)報(bào),2009,24(9)∶1532-1540.
[2]張旺,謝世雄.中國(guó)服務(wù)業(yè)能源消費(fèi)與碳排放的關(guān)聯(lián)分析[J].湖南工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2014,19(4)∶1-9.
[3]李忠民,慶東瑞.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與二氧化碳脫鉤實(shí)證研究——以山西省為例[J].福建論壇(人文社會(huì)科學(xué)版),2010,19(2)∶67-72.
[4]喬凱,高志剛.新疆水資源利用與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展脫鉤分析——基于水足跡視角[J].伊犁師范學(xué)院學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版),2016,10(3)∶62-68.
[5]潘安娥,陳麗.湖北省水資源利用與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展脫鉤分析——基于水足跡視角[J].資源科學(xué),2014,36(2)∶328-333.
[6]楊仁發(fā),汪濤武.江西省水資源利用與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展脫鉤分析——基于虛擬水的視角[J].科技管理研究,2015,35(20)∶95-98.
[7]劉怡君,王麗,牛文元.中國(guó)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消耗的脫鉤分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2011,21(1)∶74-81.
[8]吳丹.中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水資源利用的演變態(tài)勢(shì)、“脫鉤”評(píng)價(jià)與機(jī)理分析——以中美對(duì)比分析為例[J].河海大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2016,18(1)∶47-53.
[9]趙菲菲.“新常態(tài)”下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與生態(tài)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展研究——基于全國(guó)及省際面板數(shù)據(jù)的脫鉤分析[J].財(cái)經(jīng)理論研究,2015,22(5)∶47-58.
[10]蓋美,胡杭愛,柯麗娜.長(zhǎng)江三角洲地區(qū)資源環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤分析[J].自然資源學(xué)報(bào),2013,28(2)∶185-198.
[11]楊振華,蘇維詞,李威.巖溶地區(qū)典型城市水資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤分析[J].貴州科學(xué),2016,34(5)∶32-38.
[12]朱洪利,潘麗君,李巍,等.十年來云貴兩省水資源利用與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤關(guān)系研究[J].南水北調(diào)與水利科技,2013,11(5)∶1-5.
[13]王寶強(qiáng).基于脫鉤分析的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源關(guān)系利用研究[D].蘭州：蘭州大學(xué)碩士學(xué)位論文,2015.
[14]熊威.洱海湖泊污染與流域產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)聯(lián)分析[D].武漢：華中師范大學(xué)碩士學(xué)位論文,2015.
[15]姚景民,任群羅.新疆產(chǎn)業(yè)發(fā)展與水資源利用脫鉤態(tài)勢(shì)研究[J].經(jīng)濟(jì)論壇,2016,548(3)∶52-57.
[16]姬卿偉,李躍.干旱區(qū)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源消耗脫鉤分析及其驅(qū)動(dòng)分解——以烏魯木齊市為例[J].新疆農(nóng)墾經(jīng)濟(jì),2015,22(1)∶63-67.
[17]孟祥儀,錢會(huì),孫占超.關(guān)中地區(qū)近十年經(jīng)濟(jì)發(fā)展與用水效率分析[J].水資源與水工程學(xué)報(bào),2016,27(1)∶152-157.
[18]劉年康,汪云橋,皮天雷.環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤分析：來自中國(guó)1990—2010年省際面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J].開發(fā)研究,2012,28(5)∶60-62.
[19]吳丹.中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水資源利用脫鉤態(tài)勢(shì)評(píng)價(jià)與展望[J].自然資源學(xué)報(bào),2014,29(1)∶46-54.
[20]秦麗云.流域水資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)優(yōu)化研究[J].節(jié)水灌溉,2007,32(3)∶44-46.
[21]馬天儒,張慧,劉長(zhǎng)珩.生態(tài)文明視角下的淮河流域水量分配[J].治淮,2016,65(11)∶12-13.
[22]汪奎,邵東國(guó),顧文權(quán),等.中國(guó)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤分析[J].灌溉排水學(xué)報(bào),2011,30(3)∶34-38.
[23]陸鐘武.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境負(fù)荷之間的定量關(guān)系[J].環(huán)境保護(hù)與循環(huán)經(jīng)濟(jì),2007,27(5)∶13-18.
[24]Sun J W.Changes in Energy Consumption and Energy Intensity：A Complete Decomposition Model[J].Energy Economics,1998,20(1)∶85-100.
DecouplingAnalysisofRegionalWaterConsumptionandEconomicDevelopmentandDrivingForceDecompositionofWaterConsumptionintheBasin——ACaseofHuaiheBasin
TONG Guo-ping,CHEN Yan
(School of Economics and Management,Nanjing Forestry University,Nanjing 210037,China)
This paper analyzed the each region of decoupling trends and evaluated the overall decoupling status of Henan,Anhui,Jiangsu and Shandong Provinces in the Huaihe Basin by using the method of decoupling elasticity.At the same time,the driving forces of the water consumption were decomposed into population effect,economic effect and technical effect and influences of these effects were also analyzed.The results showed,firstly,the decoupling state of each region was gradually improved in the Huaihe Basin in the process of unstable and poor decoupling-weak decoupling-strong decoupling.Secondly,the overall decoupling states in the Huaihe Basin had regional differences:Shandonggt;Jiangsugt;Henangt;Anhui.Thirdly,the contribution rate of the three effects on water consumption were:Economic effectgt;technical effectgt;population effect,the economic development became the dominant driving force to increase the water consumption,the technical effect restrained the water consumption and population had little effect on water consumption.Consequently,we should focus on the economic effect and technical effect to improve the intensity of technical effect and optimize the structure of economy in order to achieve strong decoupling.
water consumption;decoupling elastic analysis method;driving force decomposition;Huaihe Basin
10.3969/j.issn.1005-8141.2017.10.005
F323.213；F207
A
1005-8141(2017)10-1176-07
2017-08-07；
2017-09-23
國(guó)家自然基金青年項(xiàng)目“基于奈特不確定性理論的流域水資源脆弱性分析與適應(yīng)性治理研究”(編號(hào):71403122);江蘇省自然基金青年項(xiàng)目“流域水資源關(guān)鍵脆弱性分析與適應(yīng)性治理研究(編號(hào):BK20140980);教育部人文社科基金青年項(xiàng)目“基于影響因素風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)的流域水資源脆弱性分析與適應(yīng)性治理研究(編號(hào):14YJC630018)。
童國(guó)平(1993-),女,安徽省六安人,碩士研究生,主要研究方向?yàn)楣芾砜茖W(xué)與工程、水資源管理。
陳巖(1977-),女,吉林省農(nóng)安人,副教授,碩士生導(dǎo)師,主要研究方向?yàn)楣芾砜茖W(xué)與工程、生態(tài)與環(huán)境管理。
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童國(guó)平,陳 巖(南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210037)
流域內(nèi)各區(qū)域用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤分析及用水量驅(qū)動(dòng)力分解
——以淮河流域?yàn)槔?/p>
童國(guó)平,陳 巖
(南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210037)
利用脫鉤彈性分析方法評(píng)價(jià)淮河流域內(nèi)河南、安徽、江蘇和山東各區(qū)域用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤狀態(tài),分析各省的脫鉤發(fā)展趨勢(shì)，對(duì)比總體脫鉤狀況。同時(shí),利用完全分解模型把用水量驅(qū)動(dòng)力分解為人口效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),分析三大效應(yīng)對(duì)用水量的具體影響。結(jié)果表明:淮河流域內(nèi)各區(qū)域具有不穩(wěn)定且狀況較差的脫鉤—弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀態(tài)隨時(shí)間發(fā)展逐漸改善;各區(qū)域總體脫鉤狀況存在差異性:山東gt;江蘇gt;河南gt;安徽;同時(shí),三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng),經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素主要增加用水量,技術(shù)因素抑制用水量。因此,應(yīng)把握好經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),努力改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)，提高技術(shù)效應(yīng)強(qiáng)度，以達(dá)到強(qiáng)脫鉤的理性狀態(tài)。
用水量;脫鉤彈性分析方法;驅(qū)動(dòng)力分解;淮河流域
1 引言
近幾年,我國(guó)的供水量已超過水資源量的20%,人均水資源量只有2100m3,僅為世界平均水平的1/4,年均缺水量高達(dá)500億m3。同時(shí),我國(guó)的水資源利用效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于國(guó)際的平均水平,如萬美元GDP用水量是美國(guó)的2.7倍、日本的7.1倍,農(nóng)業(yè)用水利用系數(shù)只有0.5,與世界先進(jìn)水平0.7—0.8相比差距較大。再加上大量生活污水和工業(yè)廢水排放造成水質(zhì)性缺水,使我國(guó)的水資源形勢(shì)日益嚴(yán)峻。本文對(duì)我國(guó)用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了定量研究,有助于識(shí)別水資源的利用狀況,幫助人們開發(fā)、利用、節(jié)約和保護(hù)水資源。
脫鉤最早運(yùn)用于物理學(xué)領(lǐng)域,它特指具有響應(yīng)關(guān)系的兩個(gè)或兩個(gè)以上物理量之間的關(guān)系逐漸減小直至不再存在[1]。后來被廣泛運(yùn)用于其他的學(xué)科領(lǐng)域,如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貿(mào)易、工業(yè)廢物排放、能源消耗和環(huán)境負(fù)荷等。世界銀行最早把脫鉤運(yùn)用在資源環(huán)境領(lǐng)域中,當(dāng)今學(xué)術(shù)界比較一致地認(rèn)為脫鉤即是打破經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)資源消耗或是環(huán)境壓力的依賴關(guān)系,實(shí)現(xiàn)在保持較好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí),資源消耗在下降或是環(huán)境壓力在減小,達(dá)到社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。
從定義來看,脫鉤分為絕對(duì)脫鉤和相對(duì)脫鉤兩種形式,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況下的資源消耗或環(huán)境壓力變化率為零甚至達(dá)到負(fù)值時(shí)被稱為“絕對(duì)脫鉤”,而資源消耗或環(huán)境壓力變化率小于經(jīng)濟(jì)變化率時(shí)被稱為“相對(duì)脫鉤”。脫鉤分析方法主要有脫鉤因子法、Vehmas脫鉤指數(shù)法、Tapio彈性脫鉤法、IPAT方程、差分回歸系數(shù)法和完全分解法。在OECD脫鉤因子法中,張旺[2]闡述了我國(guó)服務(wù)業(yè)和能源消費(fèi)與碳排放之間為波動(dòng)上升的絕對(duì)脫鉤關(guān)系;李忠民[3]對(duì)山西省工業(yè)經(jīng)濟(jì)與能耗投入和碳排放進(jìn)行了脫鉤分析,并得到兩者之間未達(dá)到脫鉤的理想狀態(tài)。在Vehmas脫鉤指數(shù)法中,喬凱[4]、潘安娥[5]、楊仁發(fā)[6]等從水足跡的角度對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和水資源利用之間的協(xié)調(diào)關(guān)系進(jìn)行了研究。在Tapio彈性脫鉤方法中,眾多作者從不同角度進(jìn)行了不同的研究。如劉怡君[7]、吳丹[8]、趙菲菲[9]等從宏觀角度定性和定量地研究了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和能源消耗以及環(huán)境壓力之間的脫鉤關(guān)系和態(tài)勢(shì);蓋美[10]、楊振華[11]等進(jìn)一步對(duì)我國(guó)不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)與資源消耗進(jìn)行了脫鉤水平的測(cè)算和評(píng)價(jià),認(rèn)為區(qū)域內(nèi)部的時(shí)空演變具有一定的規(guī)律或趨勢(shì);洪利[12]、王寶強(qiáng)[13]從工農(nóng)業(yè)角度評(píng)價(jià)了中國(guó)和省際的脫鉤狀態(tài),并進(jìn)行了對(duì)比，得到工業(yè)用水的脫鉤狀況要優(yōu)于整體和農(nóng)業(yè);熊威[14]、姚景民[15]從產(chǎn)業(yè)角度實(shí)證分析了三大產(chǎn)業(yè)與湖泊污染或水資源消耗之間的關(guān)聯(lián)。在IPAT方程中,姬卿偉[16]利用完全分解模型對(duì)我國(guó)水資源消耗的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行了分解,提出努力提高技術(shù)促進(jìn)強(qiáng)脫鉤的建議;孟祥儀[17]等結(jié)合產(chǎn)值、用水量和萬元產(chǎn)值用水量變量對(duì)關(guān)中地區(qū)的總體和三大產(chǎn)業(yè)的脫鉤情況進(jìn)行了綜合比較分析,提出優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局,提高用水效率;劉年康[18]通過差分回歸系數(shù)法了解到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴于環(huán)境污染而且脫鉤關(guān)系有著明顯的跨區(qū)域的時(shí)間一致性等規(guī)律;吳丹[19]通過完全分解法將中美脫鉤狀況進(jìn)行了對(duì)比,認(rèn)為實(shí)現(xiàn)水資源利用脫鉤的關(guān)鍵在于實(shí)現(xiàn)工農(nóng)業(yè)用水零增長(zhǎng)。在淮河流域經(jīng)濟(jì)與水資源利用協(xié)調(diào)分析中,秦麗云[20]采用系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)定量分析了水資源的合理開發(fā)是制約社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要因素,并提出了最佳經(jīng)濟(jì)發(fā)展方案;馬天儒[21]從生態(tài)文明視角定性分析了水量分配對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。
目前,脫鉤分析方法雖然廣泛運(yùn)用在不同領(lǐng)域來評(píng)價(jià)和分析資源環(huán)境和經(jīng)濟(jì)之間的脫鉤狀況和脫鉤演變趨勢(shì),但還需要進(jìn)一步改進(jìn)。主要是:①現(xiàn)有研究多是單個(gè)分析全國(guó)、區(qū)域、省、縣范圍的脫鉤狀態(tài),若對(duì)流域內(nèi)各區(qū)域的脫鉤狀態(tài)進(jìn)行研究、評(píng)價(jià)和比較流域部分和整體之間的協(xié)調(diào)度發(fā)展關(guān)系,則有利于合理配置各區(qū)域水量和實(shí)現(xiàn)流域整體的可持續(xù)發(fā)展;②現(xiàn)有研究更注重探尋資源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤狀況和階段,僅僅從各產(chǎn)業(yè)用水或政策角度分析原因,需要對(duì)其內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行詳細(xì)探究,有助于對(duì)癥下藥來實(shí)現(xiàn)資源環(huán)境壓力和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤。因此,本文以流域?yàn)閷?duì)象,利用脫鉤彈性方法對(duì)淮河流域內(nèi)四省區(qū)域的用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤狀態(tài)進(jìn)行分析和評(píng)價(jià),并利用完全分解模型對(duì)用水量變化的內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行探究,用水變化量驅(qū)動(dòng)力分解為人口、經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)三大效應(yīng),了解不同影響因素對(duì)用水量的影響大小和程度,從而控制關(guān)鍵因素有效減少用水量以達(dá)到最理性的脫鉤狀態(tài)。
2 研究方法
2.1 Tapio脫鉤彈性法
脫鉤表達(dá)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系時(shí),它是指阻斷用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的聯(lián)系。20世紀(jì)50年代以來,我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴于水資源消耗,表現(xiàn)為用水量隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大而同步增長(zhǎng),但“十二五”期間,兩者之間的依賴關(guān)系逐漸減弱,用水量與經(jīng)濟(jì)規(guī)模逐漸呈現(xiàn)出反向變化規(guī)律。因此,脫鉤狀況總體上為未脫鉤—相對(duì)脫鉤—絕對(duì)脫鉤的發(fā)展趨勢(shì)[22]。
本文選用Tapio脫鉤彈性方法,彈性指數(shù)表示經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%所帶來的水資源消耗的百分比,測(cè)算水資源消耗變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)變化的敏感程度。該方法計(jì)算簡(jiǎn)便、評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)精細(xì),適宜分析水資源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的聯(lián)系程度。其中,用水量代表水資源消耗變量,地區(qū)生產(chǎn)總值代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量,彈性指數(shù)數(shù)學(xué)表達(dá)式為:
(1)
式中,e為脫鉤彈性指數(shù);ΔW和ΔGDP分別表示用水量增加值和地區(qū)生產(chǎn)總值增加值;Wt和Wt-1分別表示時(shí)間t和t-1的用水量;GDPt和GDPt-1分別表示時(shí)間t和t-1地區(qū)的生產(chǎn)總值。參照已有文獻(xiàn)的劃分標(biāo)準(zhǔn),可將脫鉤彈性指數(shù)劃分為八類(圖1)。
當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí),主要脫鉤狀態(tài)有強(qiáng)脫鉤、弱脫鉤和擴(kuò)張性負(fù)脫鉤,而擴(kuò)張連接為弱脫鉤和擴(kuò)張性負(fù)脫鉤之間的連接狀態(tài)。其中,強(qiáng)脫鉤為最理想的脫鉤狀態(tài),主要出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展成熟期,用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)反方向的變化規(guī)律,水資源利用效率快速提高,用水量到達(dá)了零增長(zhǎng)的可持續(xù)發(fā)展階段;而弱脫鉤和擴(kuò)張性負(fù)脫鉤一般出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期和中期,用水量的大量消耗給予經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力,相比之下弱脫鉤較為理想。
圖1 脫鉤狀態(tài)分類
當(dāng)經(jīng)濟(jì)衰退時(shí),主要脫鉤狀態(tài)有強(qiáng)負(fù)脫鉤、弱負(fù)脫鉤和衰退性脫鉤,而衰退連接為弱負(fù)脫鉤和衰退性脫鉤的連接狀態(tài)。其中,最不理想的狀態(tài)為強(qiáng)負(fù)脫鉤,經(jīng)濟(jì)下滑的同時(shí)用水量卻在不斷增加;弱負(fù)脫鉤和衰退性脫鉤是經(jīng)濟(jì)變化率和用水量變化率都是負(fù)值,其中弱負(fù)脫鉤狀況稍優(yōu)于衰退性脫鉤狀況。
2.2 基于IPAT模型的用水量變化驅(qū)動(dòng)力分解
根據(jù)陸鐘武提出的IPAT經(jīng)典模型[23]以及Sun J W提出的完全分解模型[24],結(jié)合本文研究對(duì)象把用水量作為資源消耗或環(huán)境壓力變量,對(duì)用水量進(jìn)行了分解。具體表達(dá)式為:
(2)
式中,W表示用水量;P表示人口;A表示人均GDP;T表示單位GDP用水量;G表示GDP。由此可知,用水量受到三大因素的影響,分別為人口、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)水平或用水效率。因此,按照完全分解模型把引起用水量變化的驅(qū)動(dòng)力分解為人口效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),計(jì)算公式為:
ΔW=Wt-W0=ΔWP+ΔWA+ΔWT
(3)
式中,ΔW代表基期與時(shí)間t之間用水量的變化量;Wt和W0分別表示時(shí)間t和基期的用水量;ΔWP、ΔWA、ΔWT分別表示由人口、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)水平對(duì)用水量的影響。
(4)
(5)
(6)
(7)
3 淮河流域脫鉤狀況實(shí)證分析
3.1 研究區(qū)概況
淮河流域位于我國(guó)東部地區(qū),處于長(zhǎng)江和黃河兩大流域之間,流經(jīng)湖北、河南、安徽、江蘇和山東5省40個(gè)市,流域面積27萬km2,總?cè)丝?.65億人,人口密度居各江河流域之首。流域內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件優(yōu)越,并以煤炭、電力工業(yè)、農(nóng)副原料食品和輕紡工業(yè)為主,總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度低于全國(guó)平均水平。
淮河流域取水來源主要為地表水、地下水和其他回收處理等,用水構(gòu)成主要為農(nóng)田灌溉、工業(yè)用水和居民生活用水,農(nóng)業(yè)用水一直占據(jù)主導(dǎo)地位,近年來工業(yè)用水和居民生活用水不斷增加。淮河流域用水量在四省內(nèi)的平均分配比例見圖2。其中,江蘇省區(qū)域用水比例最高,約占總體的1/2,用水量最多；河南省和安徽省區(qū)域用水比例次之,分別約占20%；山東省區(qū)域用水比重為15%；湖北省用水量在總用水量中比例不足1%,此處忽略不計(jì)。
圖2 淮河流域內(nèi)各區(qū)域用水量分配比例
3.2 數(shù)據(jù)來源
本文以淮河流域?yàn)槔?研究了流域內(nèi)河南、安徽、江蘇和山東4省在2003—2014年的用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤關(guān)系以及引起用水量變化的內(nèi)在機(jī)理。用水量和人均用水量、2003—2011年的人均GDP和2012—2014年的單位GDP用水量數(shù)據(jù)來源于2003—2014年的《淮河片水資源公報(bào)》,人口數(shù)據(jù)是由用水量和人均用水量推算得到,流域內(nèi)4省GDP數(shù)據(jù)來源于2003—2014年的《治淮匯刊》。為了使GDP數(shù)據(jù)具有可比性,以2003年為基期,剔除了通貨膨脹等因素的影響。
3.3 計(jì)算與結(jié)果分析
利用Tapio脫鉤彈性方法對(duì)淮河流域內(nèi)各區(qū)域用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的脫鉤彈性指數(shù)進(jìn)行計(jì)算,得到各區(qū)域的每年脫鉤狀態(tài),并以強(qiáng)弱脫鉤占研究期的比重判斷各區(qū)域的總體脫鉤狀況,見表1。
表1 海河流域內(nèi)各區(qū)域用水量和GDP的脫鉤評(píng)價(jià)結(jié)果
河南省區(qū)域用水量和GDP之間的脫鉤關(guān)系與分析(圖3):脫鉤狀態(tài)不穩(wěn)定,狀況較差。首先，2006年和2008年河南省的用水量變化率大于GDP變化率,其中2006年的用水量和GDP變化率均大于0且彈性值大于1.2,導(dǎo)致出現(xiàn)擴(kuò)張性負(fù)脫鉤狀態(tài);2008年河南省受到經(jīng)濟(jì)全球性金融危機(jī)的影響,水資源未得到合理利用,導(dǎo)致GDP變化率小于0,用水量變化率大于0,彈性值小于0,出現(xiàn)強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)。其次,2009—2011年主要以弱脫鉤為主,用水量變化率逐漸小于GDP增長(zhǎng)率,彈性值大于0。第三,2012—2014年的脫鉤狀態(tài)以強(qiáng)脫鉤為主,經(jīng)濟(jì)保持穩(wěn)定增長(zhǎng),而用水量減少。2012年出現(xiàn)強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)的原因是用水量變化率為正值,GDP變化率為負(fù)值。所以,河南省區(qū)域的水資源利用經(jīng)歷了不穩(wěn)定且狀況較差的脫鉤—弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀況隨時(shí)間逐漸改善。
圖3 河南省區(qū)域用水量和GDP變化率與彈性值
安徽省區(qū)域用水量和GDP之間的脫鉤關(guān)系與分析:由表1可知,淮河流域內(nèi)的安徽省2004—2014年用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀態(tài)經(jīng)歷了六種情況:擴(kuò)張性負(fù)脫鉤、強(qiáng)脫鉤、弱脫鉤、強(qiáng)負(fù)脫鉤、弱負(fù)脫鉤和擴(kuò)張連接,其中強(qiáng)弱脫鉤占研究期的64%,總體脫鉤狀況較差。由圖4可知,首先，2004—2008年的脫鉤狀態(tài)不穩(wěn)定,狀況差。2004年和2007年的用水量變化率大于GDP變化率,其中2004年用水量和GDP變化率均大于0且彈性值大于1.2,導(dǎo)致出現(xiàn)擴(kuò)張性負(fù)脫鉤狀態(tài);2007年經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)短暫下滑,導(dǎo)致GDP變化率小于0,用水量變化率大于0,彈性值大于0,出現(xiàn)弱負(fù)脫鉤狀態(tài)。其次,2009—2011年為穩(wěn)定弱脫鉤狀態(tài),用水量變化率逐漸下降并小于GDP變化率,彈性值大于0。第三,2012—2014年的脫鉤狀態(tài)以強(qiáng)脫鉤為主,用水量變化率小于0(除2013年外),經(jīng)濟(jì)保持發(fā)展,但用水量逐漸減少。2013年出現(xiàn)強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)的原因是用水量變化率為正值,GDP變化率為負(fù)值,即經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)短暫下滑,而用水量卻在增加。所以,安徽省區(qū)域的水資源利用也經(jīng)歷了不穩(wěn)定且狀況差的脫鉤—弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀況隨時(shí)間逐漸改善。
圖4 安徽省區(qū)域用水量和GDP變化率與彈性值
圖5 江蘇省區(qū)域用水量和GDP變化率與彈性值
江蘇省區(qū)域用水量和GDP之間的脫鉤關(guān)系與分析:由表1可知,淮河流域內(nèi)的江蘇省2004—2014年用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀態(tài)經(jīng)歷了四種情況:擴(kuò)張性負(fù)脫鉤、弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤和擴(kuò)張連接,其中強(qiáng)弱脫鉤占研究期的82%,總體脫鉤狀況良好。由圖5可知,首先，2004—2008年江蘇省的脫鉤形式是不穩(wěn)定的,狀況較差。2004年和2008年的用水量變化率大于GDP的變化率,彈性值分別為2.5和1.01,出現(xiàn)擴(kuò)張性負(fù)脫鉤和擴(kuò)張連接兩種狀態(tài);其次,2009—2011年為穩(wěn)定弱脫鉤狀態(tài),因?yàn)殡S著江蘇省區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展和節(jié)水技術(shù)的創(chuàng)新使用水量增加率與GDP增長(zhǎng)率兩者之間的差距逐漸減小。第三,2012—2014年為穩(wěn)定強(qiáng)脫鉤狀態(tài),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率曲線處于用水量變化率曲線上方的原因在于江蘇省積極響應(yīng)國(guó)家規(guī)劃政策,使用水量得到控制。所以,江蘇省區(qū)域的水資源利用也經(jīng)歷了不穩(wěn)定且狀況較差的脫鉤—弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀況隨時(shí)間逐漸改善。
山東省區(qū)域用水量和GDP之間的脫鉤關(guān)系與分析:由表1可知,淮河流域內(nèi)的山東省2004—2014年用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀態(tài)經(jīng)歷了三種情況:弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤、弱負(fù)脫鉤,分別占研究期的55%、36%和9%,強(qiáng)弱脫鉤狀態(tài)占研究期的91%,總體脫鉤狀況接近理想。由圖6可知,首先，2004—2011年山東省以弱脫鉤狀態(tài)為主,脫鉤狀況較好。2009年山東省用水量變化率大于GDP變化率,且GDP變化率為負(fù)值,表現(xiàn)為弱負(fù)脫鉤狀態(tài),原因是山東省經(jīng)濟(jì)受到2008年全球性金融危機(jī)的滯后性影響,經(jīng)濟(jì)尚未恢復(fù),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為負(fù)值。其次,2012—2014年為穩(wěn)定強(qiáng)脫鉤狀態(tài),原因是山東省實(shí)行最嚴(yán)格的水資源管理制度，使用水量緩慢下降。所以,山東省區(qū)域的水資源利用經(jīng)歷了弱脫鉤—強(qiáng)脫鉤的變化過程,脫鉤狀況隨時(shí)間逐漸改善,并且總體脫鉤狀況在4省內(nèi)最優(yōu)。
圖6 山東省區(qū)域用水量和GDP變化率與彈性值
4 淮河流域用水量變化驅(qū)動(dòng)力分析
本文利用完全分解模型把用水量變化的驅(qū)動(dòng)力因素分解為人口效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),其中人口效應(yīng)是指人口數(shù)量增減對(duì)用水量的影響,經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)是指經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)用水量的影響,技術(shù)效應(yīng)是指用水技術(shù)對(duì)用水量的影響。采用環(huán)比法得到淮河流域內(nèi)四省區(qū)域2004—2014年的三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率,效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率或貢獻(xiàn)率為正值表示該因素會(huì)增加水資源消耗,效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率或貢獻(xiàn)率為負(fù)值表示該因素抑制了用水量。
4.1 河南省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分析
通過把河南省區(qū)域的用水量及其驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行組合聯(lián)系,得到三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率(圖7)。其中,人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率在2004—2010年為正值,在2011—2014年為負(fù)值,一般小于5%且變化幅度很小;經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,為53%—70%(除2004年以外),總體呈波動(dòng)下降;技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值(除2004年以外),為26%—42%,總體波動(dòng)上升?？傊?河南省三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng),經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)成為主要驅(qū)動(dòng)力但貢獻(xiàn)率逐漸減小,經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口因素導(dǎo)致了用水量增加,技術(shù)因素抑制了用水量且貢獻(xiàn)率逐漸增強(qiáng),人口對(duì)用水量的影響很小。
圖7 河南省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分解
由圖7可知,河南省三大效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率一直大于負(fù)方向貢獻(xiàn)率,導(dǎo)致其用水量總量上升,但是部分年份的用水量比上一年有所減少。具體說來,2005年用水量比上一年下降了1.84億m3,原因是技術(shù)效應(yīng)抑制了用水量,表現(xiàn)在2004年《河南省節(jié)約用水管理?xiàng)l例》和2005年《河南省用水定額》的實(shí)施以及普法教育和宣傳,水的法制觀念深入人心,保護(hù)水資源的意識(shí)不斷提高,使單位GDP用水量開始出現(xiàn)下降;2007年用水總量比上一年減少了11億m3,原因是人口效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率都有所下降,而技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率提高了38%,表現(xiàn)為河南省在2007年積極開展節(jié)水型社會(huì)活動(dòng)起了重要的促進(jìn)作用;2010年用水量下降,由于人口效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)正方向貢獻(xiàn)率比上一年下降,而技術(shù)效應(yīng)負(fù)方向貢獻(xiàn)率增加到40%。隨著河南省“十一五”規(guī)劃的完成,加上節(jié)水灌溉技術(shù)的創(chuàng)新與利用,用水效率提高使技術(shù)效應(yīng)增強(qiáng)。2013—2014年的用水量較大幅度下降,原因是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)正方向貢獻(xiàn)率不斷下降,而技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率增加至最大值42%,這得益于河南省最嚴(yán)格的水資源管理制度的實(shí)施,節(jié)約和有效控制用水量,經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸擺脫水資源的限制。
4.2 安徽省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分析
通過把安徽省區(qū)域的用水量及其驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行組合聯(lián)系,得到三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率(圖8)。其中,人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,小于10%且變化幅度小;經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,為56%—75%,前三年貢獻(xiàn)率逐漸增大,后期貢獻(xiàn)率逐漸下降;技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值(除2004年外),為13%—40%,總體呈波動(dòng)上升?？傊?安徽省三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng),經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)成為主要驅(qū)動(dòng)力但后來逐漸減小,經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素主要導(dǎo)致了用水量的增加,技術(shù)因素抑制了用水量且貢獻(xiàn)率逐漸增強(qiáng),人口因素也減少了用水量但影響力小。
從圖8可知,安徽省三大效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率一直大于負(fù)方向貢獻(xiàn)率,導(dǎo)致其用水量總量上升,但部分年份的用水量比上一年份有所減少。具體說來,2005年用水量比上年減少了5.76億m3,主要在于技術(shù)效應(yīng)增大抑制了用水量,2005年《安徽省行業(yè)用水定額》的實(shí)施和節(jié)水型社會(huì)開始試點(diǎn)逐步提高了用水效率;2007年的用水量轉(zhuǎn)而下降,原因是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率下降了17%,技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率比上年增長(zhǎng)了1倍以上,這得益于安徽省在2007年全面展開節(jié)水型社會(huì)建設(shè)動(dòng)員工作,節(jié)水技術(shù)已較成熟;2012—2014年用水量緩慢下降,原因是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)正方向貢獻(xiàn)率緩慢下降,而技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率緩慢增加,得益于安徽省在“十二五”期間逐漸轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式,同時(shí)最嚴(yán)格的水資源管理制度的實(shí)施也在改善和優(yōu)化用水結(jié)構(gòu)。
圖8 安徽省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分解
4.3 江蘇省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分析
通過把江蘇省區(qū)域的用水量及其驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行組合聯(lián)系,得到三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率(圖9)。其中,人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值,一般小于10%,總體逐漸減小;經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值，為49%—78%,總體波動(dòng)下降;技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率2004—2005年為正值,2006—2014年為負(fù)值,在9%—48%之間,總體呈波動(dòng)上升?？傊?江蘇省三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng),經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)成為主要驅(qū)動(dòng)力但其貢獻(xiàn)率逐漸減小,經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素主要導(dǎo)致了用水量增加,人口因素和技術(shù)因素抑制了用水量增加,技術(shù)效應(yīng)逐漸增強(qiáng),人口因素對(duì)用水量的影響力小且逐漸減弱。
圖9 江蘇省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分解
由圖9可知,江蘇省三大效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率一直大于負(fù)方向貢獻(xiàn)率,導(dǎo)致其用水量總體上升,但部分年份的用水量比上一年份有所減少。具體說來,2007年江蘇省的用水量出現(xiàn)了一個(gè)小低谷,主要在于經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率比上年減小了21%,技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率比上年增加了1.7倍,這得益于江蘇省在2007年全面加快節(jié)水型社會(huì)建設(shè),節(jié)水技術(shù)不斷創(chuàng)新,對(duì)用水量產(chǎn)生了有利影響;2012—2014年的用水量由最大值逐漸下降,主要在于經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率不斷下降至50%,技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率逐漸增加至50%,用水量逐漸趨于穩(wěn)定。這主要得益于2012年全國(guó)實(shí)行最嚴(yán)格的水資源管理制度,一方面是用水結(jié)構(gòu)的巨大調(diào)整,農(nóng)業(yè)用水所占比例大幅度下降；另一方向是江蘇省大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),逐漸擺脫了對(duì)水資源的依賴。
4.4 山東省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分析
通過把山東省區(qū)域的用水量及其驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行組合聯(lián)系,得到三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率(圖10)。其中,人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率存在正負(fù)值差異,小于10%;經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率在2005—2007年和2014年為負(fù)值,2004年和2008—2013年為正值(44%—50%);技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率與經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率方向正相反,且大小相近?？傊?山東省三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)(技術(shù)效應(yīng))gt;人口效應(yīng),用水量變化的驅(qū)動(dòng)力由經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)決定。但經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素主要增加了用水量,技術(shù)因素主要抑制了用水量,人口因素對(duì)用水量影響小。
圖10 山東省區(qū)域用水量變化及其驅(qū)動(dòng)力分解
由圖10可知,山東省三大效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率一直大于負(fù)方向貢獻(xiàn)率但變化幅度很小,出現(xiàn)用水量總體上升但波動(dòng)小的特點(diǎn)。具體說來,2005—2007年和2014年的用水量小幅下降,在于經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)為負(fù)值,說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展未增加用水量。由圖6可知,山東省區(qū)域在這四年的GDP增長(zhǎng)率達(dá)到20%以上,由規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益可知,當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模達(dá)到一定程度時(shí),水資源消耗量會(huì)出現(xiàn)下降的趨勢(shì)?！笆晃濉卑l(fā)展規(guī)劃前后,山東省一直大力發(fā)展資源消耗的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì),經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛,對(duì)水資源利用產(chǎn)生了規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益;2012—2014年用水量逐漸下降,在于人口效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率緩慢降低,技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率緩慢增加,在2014年兩者再一次出現(xiàn)平衡狀態(tài)。2012年全國(guó)最嚴(yán)格的水資源管理制度的實(shí)行使山東省的技術(shù)效應(yīng)緩慢提高,用水逐漸到達(dá)穩(wěn)定狀態(tài)。
5 結(jié)論
從時(shí)間角度看,四省區(qū)域脫鉤狀況隨時(shí)間發(fā)展逐漸改善。河南省、安徽省、江蘇省在2004—2008年的脫鉤狀態(tài)不穩(wěn)定,狀態(tài)較差,2009—2011年脫鉤狀態(tài)為弱脫鉤,2012—2014年脫鉤狀態(tài)以強(qiáng)脫鉤為主;山東省2004—2011年脫鉤狀態(tài)以弱脫鉤為主,2012—2014年脫鉤狀態(tài)為強(qiáng)脫鉤。強(qiáng)脫鉤主要在于2012年實(shí)行了最嚴(yán)格水資源管理制度,進(jìn)一步加大了水資源節(jié)約保護(hù)力度,加快推進(jìn)節(jié)水防污型社會(huì)建設(shè),實(shí)現(xiàn)水資源的可持續(xù)利用和經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展。
從空間角度而論,4省區(qū)域總體脫鉤狀況存在區(qū)域差異性。河南省主要經(jīng)歷了弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤、擴(kuò)張性負(fù)脫鉤和強(qiáng)負(fù)脫鉤4種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤約占70%,總體脫鉤狀況一般;安徽省主要經(jīng)歷了擴(kuò)張性負(fù)脫鉤、強(qiáng)脫鉤、弱脫鉤、強(qiáng)負(fù)脫鉤、弱負(fù)脫鉤和擴(kuò)張連接六種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤占64%,總體脫鉤狀況較差;江蘇省主要經(jīng)歷了擴(kuò)張性負(fù)脫鉤、弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤和擴(kuò)張連接4種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤占82%,總體脫鉤狀況良好;山東省主要經(jīng)歷了弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤、弱負(fù)脫鉤三種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤狀態(tài)占91%,總體脫鉤接近理想狀況。所以,淮河流域內(nèi)各區(qū)域總體脫鉤狀況為:山東gt;江蘇gt;河南gt;安徽。
4省區(qū)域的用水量變化驅(qū)動(dòng)力的三大效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為:經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)gt;技術(shù)效應(yīng)gt;人口效應(yīng)。其中，經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大于50%且為正值,波動(dòng)下降,說明經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)為用水量的主要驅(qū)動(dòng)力,但經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸擺脫水資源的限制;技術(shù)效應(yīng)貢獻(xiàn)率在40%以下且為負(fù)值,波動(dòng)上升,說明技術(shù)效應(yīng)抑制了用水量。隨著單位GDP用水量不斷下降,用水效率顯著提高;人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率在10%以內(nèi),對(duì)用水量的影響最小。此外,山東省三大效應(yīng)對(duì)用水量的貢獻(xiàn)率變化幅度很小,且沒有明顯的變化趨勢(shì);2005—2007年,山東省的經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)出現(xiàn)負(fù)值,這是由于GDP增速顯著提高帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益,導(dǎo)致用水量消耗降低。
4省用水量總體增加,但部分年份較上年的用水量出現(xiàn)下降,主要是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)貢獻(xiàn)率顯著下降,技術(shù)效應(yīng)貢獻(xiàn)率顯著提高。所以,我們需要關(guān)注經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率大小和方向,努力降低經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的正方向貢獻(xiàn)率和提高技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率。此外,國(guó)家和地方政府出臺(tái)的相關(guān)政策和建設(shè)工作對(duì)用水量會(huì)產(chǎn)生積極的影響,因此我們應(yīng)積極響應(yīng)國(guó)家和地方政策,轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式,改善發(fā)展結(jié)構(gòu),優(yōu)化三大產(chǎn)業(yè)的用水比例,降低農(nóng)業(yè)用水比例,大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),使經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸擺脫水資源的限制;同時(shí)鼓勵(lì)發(fā)展先進(jìn)技術(shù),通過創(chuàng)新機(jī)制,改進(jìn)節(jié)水器具,堅(jiān)持政策節(jié)水、管理節(jié)水、農(nóng)藝節(jié)水多措施并舉,降低單位GDP用水量,提高用水效率,增強(qiáng)技術(shù)效應(yīng)的負(fù)方向貢獻(xiàn)率,對(duì)抑制水資源消耗最為顯著,實(shí)現(xiàn)強(qiáng)脫鉤的理想狀態(tài)。
[1]宋偉,陳百明,陳曦?zé)?常熟市耕地占用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤(decoupling)評(píng)價(jià)[J].自然資源學(xué)報(bào),2009,24(9)∶1532-1540.
[2]張旺,謝世雄.中國(guó)服務(wù)業(yè)能源消費(fèi)與碳排放的關(guān)聯(lián)分析[J].湖南工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2014,19(4)∶1-9.
[3]李忠民,慶東瑞.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與二氧化碳脫鉤實(shí)證研究——以山西省為例[J].福建論壇(人文社會(huì)科學(xué)版),2010,19(2)∶67-72.
[4]喬凱,高志剛.新疆水資源利用與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展脫鉤分析——基于水足跡視角[J].伊犁師范學(xué)院學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版),2016,10(3)∶62-68.
[5]潘安娥,陳麗.湖北省水資源利用與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展脫鉤分析——基于水足跡視角[J].資源科學(xué),2014,36(2)∶328-333.
[6]楊仁發(fā),汪濤武.江西省水資源利用與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展脫鉤分析——基于虛擬水的視角[J].科技管理研究,2015,35(20)∶95-98.
[7]劉怡君,王麗,牛文元.中國(guó)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消耗的脫鉤分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2011,21(1)∶74-81.
[8]吳丹.中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水資源利用的演變態(tài)勢(shì)、“脫鉤”評(píng)價(jià)與機(jī)理分析——以中美對(duì)比分析為例[J].河海大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2016,18(1)∶47-53.
[9]趙菲菲.“新常態(tài)”下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與生態(tài)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展研究——基于全國(guó)及省際面板數(shù)據(jù)的脫鉤分析[J].財(cái)經(jīng)理論研究,2015,22(5)∶47-58.
[10]蓋美,胡杭愛,柯麗娜.長(zhǎng)江三角洲地區(qū)資源環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤分析[J].自然資源學(xué)報(bào),2013,28(2)∶185-198.
[11]楊振華,蘇維詞,李威.巖溶地區(qū)典型城市水資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤分析[J].貴州科學(xué),2016,34(5)∶32-38.
[12]朱洪利,潘麗君,李巍,等.十年來云貴兩省水資源利用與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤關(guān)系研究[J].南水北調(diào)與水利科技,2013,11(5)∶1-5.
[13]王寶強(qiáng).基于脫鉤分析的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源關(guān)系利用研究[D].蘭州：蘭州大學(xué)碩士學(xué)位論文,2015.
[14]熊威.洱海湖泊污染與流域產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)聯(lián)分析[D].武漢：華中師范大學(xué)碩士學(xué)位論文,2015.
[15]姚景民,任群羅.新疆產(chǎn)業(yè)發(fā)展與水資源利用脫鉤態(tài)勢(shì)研究[J].經(jīng)濟(jì)論壇,2016,548(3)∶52-57.
[16]姬卿偉,李躍.干旱區(qū)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源消耗脫鉤分析及其驅(qū)動(dòng)分解——以烏魯木齊市為例[J].新疆農(nóng)墾經(jīng)濟(jì),2015,22(1)∶63-67.
[17]孟祥儀,錢會(huì),孫占超.關(guān)中地區(qū)近十年經(jīng)濟(jì)發(fā)展與用水效率分析[J].水資源與水工程學(xué)報(bào),2016,27(1)∶152-157.
[18]劉年康,汪云橋,皮天雷.環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤分析：來自中國(guó)1990—2010年省際面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J].開發(fā)研究,2012,28(5)∶60-62.
[19]吳丹.中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水資源利用脫鉤態(tài)勢(shì)評(píng)價(jià)與展望[J].自然資源學(xué)報(bào),2014,29(1)∶46-54.
[20]秦麗云.流域水資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)優(yōu)化研究[J].節(jié)水灌溉,2007,32(3)∶44-46.
[21]馬天儒,張慧,劉長(zhǎng)珩.生態(tài)文明視角下的淮河流域水量分配[J].治淮,2016,65(11)∶12-13.
[22]汪奎,邵東國(guó),顧文權(quán),等.中國(guó)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤分析[J].灌溉排水學(xué)報(bào),2011,30(3)∶34-38.
[23]陸鐘武.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境負(fù)荷之間的定量關(guān)系[J].環(huán)境保護(hù)與循環(huán)經(jīng)濟(jì),2007,27(5)∶13-18.
[24]Sun J W.Changes in Energy Consumption and Energy Intensity：A Complete Decomposition Model[J].Energy Economics,1998,20(1)∶85-100.
DecouplingAnalysisofRegionalWaterConsumptionandEconomicDevelopmentandDrivingForceDecompositionofWaterConsumptionintheBasin——ACaseofHuaiheBasin
TONG Guo-ping,CHEN Yan
(School of Economics and Management,Nanjing Forestry University,Nanjing 210037,China)
This paper analyzed the each region of decoupling trends and evaluated the overall decoupling status of Henan,Anhui,Jiangsu and Shandong Provinces in the Huaihe Basin by using the method of decoupling elasticity.At the same time,the driving forces of the water consumption were decomposed into population effect,economic effect and technical effect and influences of these effects were also analyzed.The results showed,firstly,the decoupling state of each region was gradually improved in the Huaihe Basin in the process of unstable and poor decoupling-weak decoupling-strong decoupling.Secondly,the overall decoupling states in the Huaihe Basin had regional differences:Shandonggt;Jiangsugt;Henangt;Anhui.Thirdly,the contribution rate of the three effects on water consumption were:Economic effectgt;technical effectgt;population effect,the economic development became the dominant driving force to increase the water consumption,the technical effect restrained the water consumption and population had little effect on water consumption.Consequently,we should focus on the economic effect and technical effect to improve the intensity of technical effect and optimize the structure of economy in order to achieve strong decoupling.
water consumption;decoupling elastic analysis method;driving force decomposition;Huaihe Basin
10.3969/j.issn.1005-8141.2017.10.005
F323.213；F207
A
1005-8141(2017)10-1176-07
2017-08-07；
2017-09-23
國(guó)家自然基金青年項(xiàng)目“基于奈特不確定性理論的流域水資源脆弱性分析與適應(yīng)性治理研究”(編號(hào):71403122);江蘇省自然基金青年項(xiàng)目“流域水資源關(guān)鍵脆弱性分析與適應(yīng)性治理研究(編號(hào):BK20140980);教育部人文社科基金青年項(xiàng)目“基于影響因素風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)的流域水資源脆弱性分析與適應(yīng)性治理研究(編號(hào):14YJC630018)。
童國(guó)平(1993-),女,安徽省六安人,碩士研究生,主要研究方向?yàn)楣芾砜茖W(xué)與工程、水資源管理。
陳巖(1977-),女,吉林省農(nóng)安人,副教授,碩士生導(dǎo)師,主要研究方向?yàn)楣芾砜茖W(xué)與工程、生態(tài)與環(huán)境管理。
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