長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量演變與脫鉤的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)研究——基于LMDI-Tapio兩階段方法

章恒全a,陳 純a,張陳俊

(河海大學(xué) a.商學(xué)院;b.企業(yè)管理學(xué)院,江蘇 南京 211100)

水是生命之源,生產(chǎn)之基,生活之要。我國(guó)是缺水型國(guó)家,人多水少，人均水資源不到世界人均水平的1/3。生活污水和工業(yè)廢水排放造成水質(zhì)性缺水,水污染嚴(yán)重和水生態(tài)惡化等水資源問(wèn)題已成為建設(shè)可持續(xù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展社會(huì)的制約因素。因此,對(duì)水資源消耗變化趨勢(shì)的分解分析,有助于確定水資源的利用。對(duì)水資源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的定量研究和因子分解,有助于“對(duì)癥下藥”制定執(zhí)行水資源政策,減少水資源消耗,建設(shè)節(jié)水型社會(huì)。目前學(xué)術(shù)界對(duì)用水量驅(qū)動(dòng)效應(yīng)研究大致分為兩類(lèi),一類(lèi)是基于時(shí)間序列整體分析一個(gè)國(guó)家、一個(gè)地區(qū)的用水量變化趨勢(shì),學(xué)者們采用LMDI方法將用水量變化分解為各類(lèi)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)[1],結(jié)合經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究得到技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是我國(guó)萬(wàn)元GDP用水量下降的主要原因[2],同時(shí)研究了經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口分布、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)用水量變化的影響[3-6]。對(duì)工業(yè)用水而言,學(xué)者們借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家工業(yè)用水增長(zhǎng)的經(jīng)驗(yàn):較高的環(huán)境保護(hù)要求[7],并利用因素分解法分析了我國(guó)工業(yè)部門(mén)用水量強(qiáng)度是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)進(jìn)步綜合作用的結(jié)果,結(jié)構(gòu)份額逐年下降,效率份額逐年上升[8]。就各地區(qū)而言,安徽省工業(yè)用水量增加的驅(qū)動(dòng)和抑制因素分別是規(guī)模效應(yīng)、定額效應(yīng)和節(jié)水效應(yīng)[9,10],陜西省則是經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)[11]。另一類(lèi)則研究不同區(qū)域、一個(gè)流域的用水量變化趨勢(shì),這類(lèi)研究方法的學(xué)者首先會(huì)選擇劃分區(qū)域的標(biāo)準(zhǔn),其中研究較多的是把地區(qū)劃分為長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶、淮河流域和太湖流域[12-14],研究流域內(nèi)各地區(qū)用水量的變化驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。

在脫鉤領(lǐng)域,相關(guān)研究主要圍繞經(jīng)濟(jì)能耗與碳排放之間,研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展和能源消耗、環(huán)境資源之間的脫鉤關(guān)系和形勢(shì)[15,16],測(cè)算了我國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)與資源消耗脫鉤能力,發(fā)現(xiàn)不同區(qū)域的水平變化具有一定的規(guī)律或趨勢(shì)[17],能源強(qiáng)度下降是推動(dòng)我國(guó)工業(yè)碳減排的關(guān)鍵動(dòng)力[18]。在用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面,學(xué)者們對(duì)我國(guó)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤分析后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)用水量變化對(duì)改變我國(guó)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的變化有重要作用[19],工業(yè)用水的脫鉤狀況優(yōu)于整體和農(nóng)業(yè)[20],結(jié)合區(qū)域?qū)Ρ攘岁P(guān)中地區(qū)、淮河流域的脫鉤發(fā)展?fàn)顩r與趨勢(shì)[21,22]。

從現(xiàn)有的研究來(lái)看,LMDI方法主要運(yùn)用于分析用水量變化的驅(qū)動(dòng)效應(yīng),脫鉤方法主要運(yùn)用于分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源消耗之間的脫鉤狀態(tài),某些問(wèn)題有待進(jìn)一步研究:①用水量差異的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)和脫鉤分析主要集中在單個(gè)分析全國(guó)、省、縣范圍的脫鉤狀態(tài),未發(fā)現(xiàn)對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤比較分析。長(zhǎng)江三角洲地區(qū)為我國(guó)第一大經(jīng)濟(jì)區(qū),2016年地區(qū)用水量占全國(guó)總用水量的比重為14.29%,對(duì)這一熱點(diǎn)地區(qū)的研究具有一定意義。②國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有的水資源脫鉤研究主要集中在尋找資源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀況[23-26],對(duì)脫鉤指數(shù)分解進(jìn)行詳細(xì)探索的研究較少。對(duì)脫鉤狀態(tài)內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行分解研究,有助于實(shí)現(xiàn)水資源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理想脫鉤。本文以長(zhǎng)江三角洲地區(qū)為研究對(duì)象,采用LMDI-脫鉤彈性?xún)呻A段方法,分析長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量變化的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)與脫鉤狀況,并在此基礎(chǔ)上分解脫鉤指數(shù)，探索影響脫鉤的驅(qū)動(dòng)因素。

1 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.1 模型構(gòu)建

本文主要采用IDA類(lèi)中的對(duì)數(shù)指標(biāo)分解法(Log Mean Divisia Index,LMDI)將長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量(W)變化影響因素分為用水強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)收入、人口規(guī)模4種效應(yīng),某地區(qū)總用水量W的計(jì)算公式為:

(1)

式(1)可改寫(xiě)為:

(2)

當(dāng)時(shí)間從0變化到t,用水量ΔW=Wt-W0分解為4個(gè)驅(qū)動(dòng)效應(yīng):

ΔW=ΔWI+ΔWS+ΔWInc+ΔWP

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

式中,ΔWI為用水強(qiáng)度效應(yīng);ΔWS為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng);ΔWInc為經(jīng)濟(jì)收入效應(yīng);ΔWP為人口規(guī)模效應(yīng),分別表示用水強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)收入、人口規(guī)模變化對(duì)用水量變化的影響。

表1 脫鉤狀態(tài)與脫鉤指數(shù)對(duì)應(yīng)關(guān)系

脫鉤研究原來(lái)有聯(lián)系的兩個(gè)變量脫離相互影響,本文采用Tapio脫鉤模型構(gòu)建GDP與用水量之間的脫鉤關(guān)系,可表示為:

(8)

式中,D(W,GDP)為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)與用水量之間的脫鉤彈性;ΔW為當(dāng)期相對(duì)上期W消耗量的變化量;ΔGDP為當(dāng)期相對(duì)于上期區(qū)域生產(chǎn)總值的變化量。脫鉤狀態(tài)分為3類(lèi)情況,進(jìn)一步細(xì)分為8種狀態(tài),見(jiàn)表1。

結(jié)合式(1)—式(8),可推導(dǎo)出用水量脫鉤指數(shù)分解模型:

(9)

(10)

(11)

D(W,GDP)=DI+DS+DInc+Dp

(12)

式中,DI為強(qiáng)度效應(yīng)引起的脫鉤因子變化;DS為結(jié)構(gòu)效應(yīng)引起的脫鉤因子變化;DInc為收入效應(yīng)引起的脫鉤因子變化;DP為人口規(guī)模引起的脫鉤因子變化。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

本文研究了長(zhǎng)江三角洲地區(qū)在2000—2015年用水量變化的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)、用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脫鉤狀態(tài)及脫鉤狀態(tài)變化的驅(qū)動(dòng)因素。相關(guān)的指標(biāo)解釋為:①人口指標(biāo)。來(lái)源于相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中常住人口指標(biāo),能真實(shí)地反映一個(gè)地區(qū)的真實(shí)人口狀況。②產(chǎn)值指標(biāo)。來(lái)源于相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中長(zhǎng)江三角洲地區(qū)的產(chǎn)值,長(zhǎng)江三角洲地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)增加值均按照2000年不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整,消除價(jià)格因素的影響。③用水量指標(biāo)。來(lái)源于相關(guān)年份的《中國(guó)水資源公報(bào)》,將農(nóng)業(yè)用水作為第一產(chǎn)業(yè)用水,工業(yè)用水作為第二產(chǎn)業(yè)用水,參考孫才志的研究近似將生活用水作為第三產(chǎn)業(yè)用水。長(zhǎng)江三角洲地區(qū)總用水量等于調(diào)整后的三次產(chǎn)業(yè)用水量加總。

2 實(shí)證分析

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

長(zhǎng)江三角洲地區(qū)2000—2015年用水量的變化趨勢(shì)見(jiàn)圖1。其中，上海市用水量經(jīng)歷了先上升后下降的過(guò)程,從2000年的108.38億m3逐漸上升到2011年的123.96億m3,再?gòu)?013年的122.43億m3逐漸下降到2015年的103億m3。江蘇省用水量從2000年的445.60億m3持續(xù)上升到2014年的588.57億m3,2003年為“世界淡水年”,達(dá)到歷史最低用水量418.80億m3。浙江省用水量和上海市一樣呈現(xiàn)先上升后下降的過(guò)程,從2000年的201.15億m3上升到2002年的208.01億m3,再?gòu)?007年的198.34億m3逐漸下降到2015年的180.60億m3,下降速度明顯高于上升速度。長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量隨時(shí)間變化呈現(xiàn)不同的變化趨勢(shì),因此探索該地區(qū)用水量變化的驅(qū)動(dòng)因素對(duì)確定水資源的利用，“對(duì)癥下藥”制定執(zhí)行水資源政策具有重要意義。

圖1 長(zhǎng)江三角洲地區(qū)2000—2015年用水量變化趨勢(shì)

2.2 用水量變化驅(qū)動(dòng)效應(yīng)分析

本文利用LMDI方法探究了2000—2015年長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量變化的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。2000—2015年,上海市用水量累計(jì)降低了5.38億m3,用水量變化驅(qū)動(dòng)效應(yīng)貢獻(xiàn)率的分布情況見(jiàn)圖2。其中,用水強(qiáng)度效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為2521.40%、663.14%,說(shuō)明用水強(qiáng)度下降和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改變是用水量下降的驅(qū)動(dòng)因素,且前者作用更明顯;經(jīng)濟(jì)收入效應(yīng)、人口規(guī)模效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為-2208.01%、-876.53%,表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和人口增加是用水量上升的驅(qū)動(dòng)因素,尤其是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。具體來(lái)看,強(qiáng)度效應(yīng)的貢獻(xiàn)率圍繞在17%—47%之間,隨著時(shí)間變化逐漸下降;結(jié)構(gòu)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率總體呈波動(dòng)上升,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)用水量下降的促進(jìn)作用越來(lái)越顯著,但始終弱于產(chǎn)業(yè)用水強(qiáng)度下降;收入效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,維持在14%—39%之間;人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,在2009年之前貢獻(xiàn)率逐漸增大,后期貢獻(xiàn)率逐漸減小。由于上海市人口早已達(dá)到飽和程度,為緩解上海的“大城市病”,國(guó)家實(shí)施了區(qū)域均衡政策,長(zhǎng)三角城市群規(guī)劃、長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶一體化發(fā)展等政策有助于縮小區(qū)域間的差距,導(dǎo)致近年來(lái)上海人口不斷流出,削弱了人口增長(zhǎng)對(duì)用水的推動(dòng)效應(yīng)。由圖2可知,上海用水量4個(gè)驅(qū)動(dòng)因素貢獻(xiàn)率大小為:用水強(qiáng)度效應(yīng)>經(jīng)濟(jì)收入效應(yīng)>人口規(guī)模效應(yīng)>產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。強(qiáng)度效應(yīng)為主要下降驅(qū)動(dòng)力,收入效應(yīng)為主要上升驅(qū)動(dòng)力,人口效應(yīng)增加了用水量但隨著時(shí)間的推移貢獻(xiàn)率逐漸減弱,結(jié)構(gòu)效應(yīng)抑制用水量的增加。除2003年、2008年、2012年外,上海4個(gè)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的負(fù)向貢獻(xiàn)率均大于正向貢獻(xiàn)率,最終導(dǎo)致2000—2015年上海用水量下降。

圖2 上海市用水量變化及其驅(qū)動(dòng)因素分解

2000—2015年,江蘇省用水量累計(jì)上升了126.90億m3,用水量變化驅(qū)動(dòng)效應(yīng)貢獻(xiàn)率的分布情況見(jiàn)圖3。其中,用水強(qiáng)度效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為-359.18%、-241.06%,說(shuō)明產(chǎn)業(yè)用水強(qiáng)度下降和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改變是抑制用水量上升的驅(qū)動(dòng)因素,強(qiáng)度效應(yīng)作用較明顯;收入效應(yīng)、人口效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為665.72%、34.52%,兩者均推動(dòng)用水量上升,且收入效應(yīng)更為顯著。具體來(lái)看,強(qiáng)度效應(yīng)的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)2011年前貢獻(xiàn)率逐漸增大,后期貢獻(xiàn)率呈先減小后增大的趨勢(shì)。由于2003年農(nóng)業(yè)用水量比2004年大幅減少了65.43億m3,導(dǎo)致2003年總用水量較少,進(jìn)而出現(xiàn)2003年產(chǎn)業(yè)用水強(qiáng)度推動(dòng)用水量上升這一現(xiàn)象;結(jié)構(gòu)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值,總體呈波動(dòng)下降,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)用水量下降的促進(jìn)作用逐漸減弱;收入效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,在23%—50%之間;人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率圍繞在0.9%—3.5%之間,總體呈緩慢下降,說(shuō)明人口效應(yīng)對(duì)用水量上升的促進(jìn)作用逐漸減弱。

圖3 江蘇省用水量變化及其驅(qū)動(dòng)因素分解

由圖3可知,江蘇省用水量4個(gè)驅(qū)動(dòng)因素貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)收入效應(yīng)>用水強(qiáng)度效應(yīng)>產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)>人口規(guī)模效應(yīng)。用水強(qiáng)度效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)為主要下降驅(qū)動(dòng)力但其貢獻(xiàn)率逐漸減弱,收入效應(yīng)為主要上升驅(qū)動(dòng)力,人口效應(yīng)增加了用水量但作用較小,且隨著時(shí)間的推移貢獻(xiàn)率逐漸減弱。除2002年、2011年、2014年外,4個(gè)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的正向貢獻(xiàn)率均大于負(fù)向貢獻(xiàn)率,最終導(dǎo)致2000—2015年江蘇用水量下降。

2000—2015年,浙江省用水量累計(jì)下降了20.55億m3,用水量變化驅(qū)動(dòng)效應(yīng)貢獻(xiàn)率的分布情況見(jiàn)圖4。其中,用水強(qiáng)度效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為1061.09%、526.85%,產(chǎn)業(yè)用水強(qiáng)度下降和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改變是用水量下降的驅(qū)動(dòng)因素,且前者作用約為后者的2倍;收入效應(yīng)、人口效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為-1327.16%、-160.78%,共同促進(jìn)用水量上升,且收入效應(yīng)更為顯著。具體來(lái)看,強(qiáng)度效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值,在23%—40%之間;結(jié)構(gòu)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值,總體呈波動(dòng)下降,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)用水量上升的抑制作用逐漸減弱;收入效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,在29%—50%之間;人口效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為正值,總體呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。由圖4可知,浙江用水量4個(gè)驅(qū)動(dòng)因素貢獻(xiàn)率大小為:經(jīng)濟(jì)收入效應(yīng)>用水強(qiáng)度效應(yīng)>產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)>人口規(guī)模效應(yīng)。用水強(qiáng)度效應(yīng)為主要下降驅(qū)動(dòng)力但其貢獻(xiàn)率逐漸增加,結(jié)構(gòu)效應(yīng)抑制了用水量增長(zhǎng),收入效應(yīng)為主要上升驅(qū)動(dòng)力,人口效應(yīng)增加了用水量。除2005年、2006年、2009年、2010年外,浙江4個(gè)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的負(fù)向貢獻(xiàn)率均大于正向貢獻(xiàn)率,最終導(dǎo)致其用水量總量下降。

圖4 浙江省用水量變化及其驅(qū)動(dòng)因素分解

2.3 長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量脫鉤指數(shù)分析

本文采用Tapio脫鉤模型測(cè)算了長(zhǎng)江三角洲地區(qū)2000—2015年各階段用水量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的脫鉤指數(shù)。上海市用水量與GDP之間的脫鉤狀態(tài)見(jiàn)表2,經(jīng)歷了強(qiáng)脫鉤、弱脫鉤、增長(zhǎng)連接3種情況,總體脫鉤狀態(tài)較好。2000—2002年,上海市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的用水量處于強(qiáng)脫鉤狀態(tài),即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)用水量減少。2002—2010年,上海市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與用水量總體上處于弱脫鉤,即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)用水量增加,但后者增加的幅度小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增加幅度;由于上海加強(qiáng)了管理、促進(jìn)節(jié)約用水,2005年、2007年處于強(qiáng)脫鉤;“十一五”(2010—2015年)期間上海作為全國(guó)12個(gè)加快實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理制度的試點(diǎn)地區(qū)之一,成果開(kāi)始顯現(xiàn),上海市在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)用水量減少,此階段表現(xiàn)出強(qiáng)脫鉤狀態(tài)。

表2 長(zhǎng)江三角洲地區(qū)三省脫鉤狀態(tài)及脫鉤因子分解結(jié)果

江蘇省用水量與GDP之間的脫鉤狀態(tài)見(jiàn)表2,存在弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤、擴(kuò)張負(fù)脫鉤三種情況,總體脫鉤狀態(tài)良好。2000—2008年,江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的用水量總體處于弱脫鉤狀態(tài),即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)用水量增加,但后者增加的幅度小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增加幅度。2008—2012年,江蘇省用水量經(jīng)歷了“強(qiáng)—弱—強(qiáng)”的過(guò)程。這是由于從2009年開(kāi)始,江蘇省建立了最嚴(yán)格水資源管理制度,嚴(yán)格管理水資源的消耗,并于2012年出臺(tái)了《關(guān)于實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理制度的實(shí)施意見(jiàn)》,使江蘇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)用水量逐漸減少;2012—2014年,江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的用水量總體處于弱脫鉤狀態(tài);2015年,江蘇省充分發(fā)揮價(jià)格杠桿作用推進(jìn)節(jié)約用水,全省完成新一輪水資源費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)用水量減少,用水量總體處于強(qiáng)脫鉤狀態(tài)。

浙江省用水量與GDP之間的脫鉤狀態(tài)見(jiàn)表2,經(jīng)歷了弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤兩種情況,總體脫鉤狀態(tài)接近理想。2000—2007年,浙江省用水量經(jīng)歷了“弱—強(qiáng)—弱”的過(guò)程,總體處于弱脫鉤狀態(tài),即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)用水量增加,但后者增加的幅度小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增加幅度,其中2002—2004年農(nóng)業(yè)及生活用水量較上一年有所降低,浙江用水量處于強(qiáng)脫鉤狀態(tài);2008—2015年,浙江省用水量經(jīng)歷從“強(qiáng)—弱—強(qiáng)”的過(guò)程,2009—2011年工業(yè)及生活用水較上一年有所增加,浙江省用水量處于弱脫鉤狀態(tài),2011—2015年均處于強(qiáng)脫鉤狀態(tài),總體脫鉤狀態(tài)接近理想。

2.4 用水量脫鉤指數(shù)變化驅(qū)動(dòng)因素分析

在上述研究的基礎(chǔ)上,本文結(jié)合LMDI方法對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)脫鉤指數(shù)進(jìn)行分解,以探究影響長(zhǎng)江三角洲地區(qū)脫鉤狀態(tài)變化的驅(qū)動(dòng)因素。從圖5可知,強(qiáng)度因子是上海市用水量脫鉤的主要促進(jìn)因素,總體貢獻(xiàn)率為40.07%。從各個(gè)階段看,強(qiáng)度因子對(duì)用水量的脫鉤起到了不同程度的促進(jìn)作用,其中2013—2014年達(dá)到了最高值69.71%;結(jié)構(gòu)因子是上海用水量脫鉤的次要促進(jìn)因素,總體貢獻(xiàn)率為10.80%。對(duì)各個(gè)階段而言,大多數(shù)年份貢獻(xiàn)圍繞10.80%左右,2008—2009年和2014—2015年兩個(gè)階段的貢獻(xiàn)達(dá)到30%以上,2002—2003年和2009—2010年雖然對(duì)用水量的脫鉤起到了抑制作用,但貢獻(xiàn)率在3%左右,作用較微弱;收入因子是上海用的水量脫鉤的主要抑制因素,總體貢獻(xiàn)率為35.30%,各個(gè)階段的貢獻(xiàn)均在20%以上,并在2003—2004年和2012—2013年兩個(gè)階段達(dá)到50%以上;人口因子對(duì)上海的用水量脫鉤起抑制作用,總體貢獻(xiàn)率為13.83%,人口因子影響較小,2013—2014年最低貢獻(xiàn)了1.60%,2015年較上一年人口減少了10.73萬(wàn)人,因此在2014—2015年人口因子成為上海用水量脫鉤的促進(jìn)因素,貢獻(xiàn)率為2.84%。

圖5 上海市用水量各階段脫鉤因子分解結(jié)果

圖6 江蘇省用水量各階段脫鉤因子分解結(jié)果

從圖6可知,用水強(qiáng)度因子對(duì)江蘇省的用水量脫鉤主要起促進(jìn)作用。強(qiáng)度因子總體貢獻(xiàn)率為27.64%,除2003—2004年外,強(qiáng)度因子在各階段對(duì)用水量的脫鉤效應(yīng)起到了不同程度的促進(jìn)作用,其中2002—2003年達(dá)到50.78%;結(jié)構(gòu)因子是江蘇用水量脫鉤的促進(jìn)因素,總體貢獻(xiàn)率為18.37%。從各個(gè)階段看,結(jié)構(gòu)因子促進(jìn)脫鉤貢獻(xiàn)在12%—25%之間,貢獻(xiàn)趨于穩(wěn)定;收入因子是江蘇用水量脫鉤的主要抑制因素,總體貢獻(xiàn)率為51.30%,收入因子各個(gè)階段的脫鉤貢獻(xiàn)均大于40%,且隨著年份的增加收入因子脫鉤貢獻(xiàn)逐漸減弱;人口因子對(duì)上海用水量脫鉤起抑制作用,總體貢獻(xiàn)率為2.69%。從各個(gè)階段看,人口因子對(duì)脫鉤效應(yīng)的貢獻(xiàn)率始終小于4%,影響甚微,在“十一五”(2010—2015年)期間人口因子對(duì)脫鉤的貢獻(xiàn)率降低到2%以?xún)?nèi)。

從圖7可知,強(qiáng)度因子是浙江省用水量脫鉤的主要促進(jìn)因素,總體貢獻(xiàn)率為33.92%。強(qiáng)度因子在各個(gè)階段對(duì)用水量的脫鉤效應(yīng)起到了不同程度的促進(jìn)作用,在26%—47%之間;結(jié)構(gòu)因子是浙江省用水量脫鉤的次要促進(jìn)因素,總體貢獻(xiàn)率為17.76%。從各個(gè)階段看,結(jié)構(gòu)因子貢獻(xiàn)率在2004—2005年最高達(dá)到23.50%。對(duì)同一年而言,結(jié)構(gòu)因子貢獻(xiàn)率始終小于強(qiáng)度因子對(duì)浙江省用水量脫鉤的貢獻(xiàn)率;收入因子是浙江省用水量脫鉤的主要抑制因素,總體貢獻(xiàn)率為43.09%,各階段的貢獻(xiàn)率在35%—50%之間,其中2000—2001年達(dá)到最高貢獻(xiàn)率49.97%;人口因子對(duì)浙江用水量脫鉤起抑制作用,其總體貢獻(xiàn)率為5.22%。從各個(gè)階段看,2000—2009年人口因子的貢獻(xiàn)率在4%—7%之間波動(dòng),在“十一五”(2010—2015年)期間人口效應(yīng)對(duì)脫鉤的貢獻(xiàn)率降低至3%以?xún)?nèi)。

圖7 浙江省用水量各階段脫鉤因子分解結(jié)果

3 結(jié)論與對(duì)策建議

3.1 結(jié)論

首先,本文對(duì)2000—2015年長(zhǎng)江三角洲地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和用水量進(jìn)行了比較脫鉤分析。將用水量變化的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)分解為用水強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)收入和人口規(guī)模四大效應(yīng),分析3個(gè)地區(qū)用水量變化的驅(qū)動(dòng)力。其次,基于脫鉤模型測(cè)算了長(zhǎng)江三角洲地區(qū)2000—2015年各階段用水量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的脫鉤狀態(tài)。第三,采用LMDI方法進(jìn)一步將脫鉤指數(shù)影響因素分解為強(qiáng)度因子、結(jié)構(gòu)因子、收入因子和人口因子,分析其對(duì)脫鉤過(guò)程的影響程度,得到以下結(jié)論:①對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量變化驅(qū)動(dòng)效應(yīng)而言。產(chǎn)業(yè)用水強(qiáng)度下降、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量下降的主要驅(qū)動(dòng)、抑制因素,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)用水量下降產(chǎn)生促進(jìn)作用,人口規(guī)模增加是用水量上升的驅(qū)動(dòng)效應(yīng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和人口增加對(duì)用水量上升的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)在逐漸減弱。上海用水量變化的四大效應(yīng)貢獻(xiàn)率為:強(qiáng)度效應(yīng)>收入效應(yīng)>人口效應(yīng)>結(jié)構(gòu)效應(yīng)。江蘇和浙江用水量變化四大效應(yīng)貢獻(xiàn)率均為:收入效應(yīng)>強(qiáng)度效應(yīng)>結(jié)構(gòu)效應(yīng)>人口效應(yīng)。②對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤狀態(tài)而言。從時(shí)間角度看,長(zhǎng)江三角洲地區(qū)脫鉤狀態(tài)隨時(shí)間發(fā)展逐漸改善。2000—2010年,上海脫鉤狀態(tài)不穩(wěn)定,基本處于弱脫鉤狀態(tài);2010—2015年上海作為全國(guó)12個(gè)加快實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理制度的試點(diǎn)地區(qū)之一,成果開(kāi)始顯現(xiàn),此階段表現(xiàn)出強(qiáng)脫鉤狀態(tài);2000—2008年,江蘇主要以弱脫鉤狀態(tài)為主;2008—2014年脫鉤狀態(tài)不穩(wěn)定,基本處于弱脫鉤狀態(tài);2015年,江蘇充分發(fā)揮價(jià)格杠桿作用推進(jìn)節(jié)約用水,全省完成新一輪水資源費(fèi)征收標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整,用水量總體處于強(qiáng)脫鉤狀態(tài);2000—2007年浙江脫鉤狀態(tài)經(jīng)歷了“弱—強(qiáng)—弱”的過(guò)程,總體處于弱脫鉤狀態(tài);2008—2015年經(jīng)歷了“強(qiáng)—弱—強(qiáng)”的過(guò)程,總體處于弱脫鉤狀態(tài),在2011—2015年均處于強(qiáng)脫鉤狀態(tài),總體脫鉤狀態(tài)接近理想。③對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤狀態(tài)而言，從空間角度看長(zhǎng)江三角洲地區(qū)脫鉤狀態(tài)較好,但各區(qū)域間存在一定的差異性,脫鉤狀態(tài)有所區(qū)別。上海主要經(jīng)歷了強(qiáng)脫鉤、弱脫鉤、增長(zhǎng)連接三種狀態(tài),其中強(qiáng)弱脫鉤約占93%,強(qiáng)脫鉤約占53%,總體脫鉤狀態(tài)較好。江蘇主要經(jīng)歷了弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤、擴(kuò)張負(fù)脫鉤三種狀態(tài),三種狀態(tài)中強(qiáng)弱脫鉤約占93%,強(qiáng)脫鉤約占27%,總體脫鉤狀態(tài)良好。浙江主要經(jīng)歷了弱脫鉤、強(qiáng)脫鉤兩種狀態(tài),其中強(qiáng)脫鉤占53%,總體脫鉤接近理想狀況。因此,長(zhǎng)江三角洲地區(qū)總體脫鉤狀況為:浙江>上海>江蘇。④對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量脫鉤指數(shù)變化驅(qū)動(dòng)因素而言，產(chǎn)業(yè)用水強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤的促進(jìn)因素,強(qiáng)度因子促進(jìn)效果更為顯著;經(jīng)濟(jì)收入增長(zhǎng)和人口規(guī)模增加則是脫鉤的抑制因素,后者作用較弱。上海脫鉤指數(shù)變化的四大因素貢獻(xiàn)率為:強(qiáng)度因子>收入因子>人口因子>結(jié)構(gòu)因子。江蘇和浙江脫鉤指數(shù)變化的四大因素貢獻(xiàn)率均為:收入因子>強(qiáng)度因子>結(jié)構(gòu)因子>人口因子。強(qiáng)度因子對(duì)上海(40.07%)脫鉤影響最劇烈,收入因子是浙江(51.3%)脫鉤的決定因素,結(jié)構(gòu)因子對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)脫鉤的貢獻(xiàn)率接近,分別為江蘇(18.37%)>浙江(17.76%)>上海(10.8%);人口因子對(duì)上海(13.3%)脫鉤抑制作用較強(qiáng),但對(duì)江蘇(2.69%)、浙江(5.22%)脫鉤狀態(tài)抑制作用較微弱。

3.2 政策建議

基于以上研究結(jié)論,提出如下政策建議:①通過(guò)對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量變化驅(qū)動(dòng)效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn),用水強(qiáng)度下降是影響長(zhǎng)三角地區(qū)用水量下降的主要驅(qū)動(dòng)因素,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是次要驅(qū)動(dòng)因素,控制用水強(qiáng)度,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),進(jìn)一步提高三次產(chǎn)業(yè)用水效率,減少用水量;經(jīng)濟(jì)收入增長(zhǎng)是長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量上升的主要驅(qū)動(dòng)因素,人口增長(zhǎng)作用相對(duì)較弱,積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)方式、控制人口規(guī)模,抑制用水量上升。②通過(guò)對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤狀態(tài)研究發(fā)現(xiàn),國(guó)家和地方政府出臺(tái)相關(guān)法律政策對(duì)控制用水量,建設(shè)節(jié)水型社會(huì)有重要作用。因此,應(yīng)堅(jiān)持政策節(jié)水,推進(jìn)節(jié)約用水,降低單位GDP用水量,提高用水效率。③通過(guò)對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出脫鉤指數(shù)變化影響因素研究發(fā)現(xiàn),產(chǎn)業(yè)用水強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤的促進(jìn)因素,因此應(yīng)改善發(fā)展結(jié)構(gòu),優(yōu)化三大產(chǎn)業(yè)的用水比例;經(jīng)濟(jì)收入增長(zhǎng)和人口規(guī)模增加是長(zhǎng)江三角洲地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤的抑制因素,應(yīng)積極改變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、控制人口規(guī)模。重點(diǎn)關(guān)注強(qiáng)度因子和收入因子的貢獻(xiàn)率大小和方向,努力提高強(qiáng)度因子的正方向貢獻(xiàn)率和降低收入因子的負(fù)方向貢獻(xiàn)率。上海應(yīng)增加強(qiáng)度因子的正向貢獻(xiàn)率,江蘇和浙江應(yīng)抑制收入因子的負(fù)向貢獻(xiàn)率,力爭(zhēng)實(shí)現(xiàn)強(qiáng)脫鉤的理想狀態(tài)。