山東省用水結構演變及驅動因子分析

□張志彬 胡繼連

[內容提要]近年來，山東省在用水結構合理性方面有了很大進展，但現(xiàn)實中依然存在諸多問題，用水結構的合理性有待提高。本文基于2000-2017年山東省水資源數(shù)據(jù)，采用信息熵、因子分析及灰色關聯(lián)等方法，分析山東省用水結構變化的主要驅動因子。結果表明：產業(yè)結構、農業(yè)節(jié)水水平、人口演變和環(huán)境維護等是影響用水結構變化的主要驅動力。結合山東省實際情況，從用水結構演變驅動因子角度出發(fā)，為優(yōu)化用水結構提出了優(yōu)化產業(yè)結構、提高農業(yè)整體節(jié)水水平、控制生活用水量增長幅度、環(huán)境維護用水多元化等建議。

一、研究背景與數(shù)據(jù)來源

山東省位于我國東部沿海、黃河下游，陸地面積15.8萬km2，屬于暖溫帶季風氣候，雨熱同季，降水較集中，四季溫差較大，年平均氣溫約在11℃-14℃之間。多年來降水量約在550-950 mm間，并由東南向西北方向逐漸遞減。近年來全省人均水資源占有量不足300m3，屬于水資源極度匱乏的地區(qū)。伴隨著經濟的發(fā)展、科技的進步，總用水量在不斷縮減，但近年來山東省水資源開發(fā)利用率高達92.83%，地下水水位不斷下降，2001年引黃供水量占總供水量的20.64%，到2017年跨流域調水(引黃、引江)已占到總供水量31.68%，面對這種水資源匱乏的日趨嚴重問題，本文以優(yōu)化用水結構為目的，為山東省水資源的可持續(xù)利用提供理論基礎。

在山東省水資源研究方面，趙強等[1]基于模糊綜合評判模型選取影響區(qū)域水資源承載力的多個因素作為變量對山東省水資源承載力進行分析，更有學者在山東省水資源用量監(jiān)測技術[2]及水資源利用效率[3]方面做了評價與分析?；谏綎|省水資源的匱乏，王薇等[4]分析了山東省節(jié)水發(fā)展的現(xiàn)狀，探討了山東省高效節(jié)水灌溉的規(guī)?；l(fā)展的潛力。戎麗麗等[5]從水資源匱乏與經濟增長間的矛盾角度出發(fā)，在優(yōu)化產業(yè)結構等方面提出了促進經濟增長和水環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的建議。在水價方面，孔珂等[6]基于投入產出價格波動模型對水價波動后各用水部門的價格連鎖反應問題進行了

本文所用數(shù)據(jù)年限范圍在2000-2017年間，農業(yè)用水比例、工業(yè)用水比例、生活用水比例、生態(tài)用水比例、地下水資源量、氣溫及降水量等數(shù)據(jù)來源于《山東省水資源公報》，總人口、綠化覆蓋面積、生活污水排放量、城鎮(zhèn)人口、有效灌溉面積、第一產業(yè)生產總值比例、第二產業(yè)生產總值比例等數(shù)據(jù)來源于《山東省統(tǒng)計年鑒》，節(jié)水灌溉面積、農田灌溉有效系數(shù)、治理水土流失面積等數(shù)據(jù)來源于《中國水利年鑒》。

二、用水結構演變情況及現(xiàn)有問題

用水結構是某一區(qū)域內的農業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水和生態(tài)用水之間互相關聯(lián)的結合方式，主要體現(xiàn)為比例關系。

如圖1所示，2017年，山東省總產值為72634.15億元，總用水量為209.47億m3。對比2000年的全省總產值為8337.47億元，總用水量為244.09億m3，2017年山東省總產值增加了，總用水量明顯減少。萬元GDP用水量明顯呈遞減趨勢，2000年萬元GDP用水量是2017年的10.15倍。

圖1 2000-2017年山東省總用水量及萬元GDP用水量(億m3)

圖2 2000-2017年山東省各部門用水比例(億m3)

根據(jù)2000-2017年山東省農業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水，生態(tài)用水四個方面用水比例的演變情況來看(如圖2)，農業(yè)用水占比(包含農田灌溉、林業(yè)及畜牧業(yè))在2000-2006年間大體呈一個上升趨勢，2007-2017年間持續(xù)下降，整體來看，農業(yè)用水占比由2000年74%下降為2017年的64%，而農業(yè)產值占比從2000年的15.2%下降至6.7%。2017年在總用水量中僅農田灌溉用水就占到了56%，雖然農田有效灌溉系數(shù)提高至0.6374，但與發(fā)達國家的0.8-0.9相比差距一目了然。近年來全省農田有效灌溉系數(shù)不斷提高，但提高幅度并不大，2010年全省農田有效灌溉系數(shù)為0.60，2012年為0.614，2013年為0.622，2015年為0.63，2017年為0.6374。雖然節(jié)水灌溉面積不斷攀升，但增加幅度較大的僅是低壓管灌，而相對于節(jié)水效益高的噴灌、微灌等灌溉方式，根據(jù)山東省第三次農業(yè)普查數(shù)據(jù)公報，2016年末全省噴灌、滴管，滲灌面積僅為338.0千公頃，約占農作物播種面積的3%。

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工業(yè)依舊是山東省產值規(guī)模中較大的產業(yè)，近年來山東省工業(yè)生產總值的增長速度已從2005年最高增長率28.4%下降到2017年6.94%，工業(yè)產業(yè)增長速度減緩，也是山東省生產總值增速下降的首要原因。工業(yè)用水占比在2000-2017年間也同農業(yè)用水占比一樣呈波浪形變化，2000-2005年是用水占比不斷下降，2006到2017年用水占比不斷上升，總體來看，工業(yè)用水量由2000年的18%下降為2017年的14%。工業(yè)萬元產值用水量從2000年的116.79m3明顯下降至2017年的8.76m3，但污水排放量從2000年為110324萬噸，至2017年為145686萬噸，依然有待較少。

生活用水的占比伴隨著人口的增長、城鎮(zhèn)化的加快及城市綠化面積的擴大有了明顯增加，第三產業(yè)產值占比由2000年的34.8%上升為48%，而生活用水由2000年的8%也上升到了2017年的16%。生活污水排放量由2000年118676萬噸增加至2017年的353660萬噸，控制生活用水量以及生活污水排放量的問題亟待解決。

生態(tài)用水占比因山東省對環(huán)境建設及保護力度的加大，自2000年有了緩慢上升，由2000年的零占比上升為2017年的6%。氣溫和降水量作為生態(tài)環(huán)境的一部分，因年際年內的變化，對各部門用水量和地下水水位也有不同程度的影響。伴隨著人們對生態(tài)環(huán)境的影響，比如每年面臨的生活污水排放量的增加值遠大于工業(yè)污水排放量的減少值，導致維持河湖水質用水不斷增加，且治理水土流失面積不斷加大等原因，導致生態(tài)用水將一定時期內還會維持增加的狀態(tài)。

合理的用水結構是整個區(qū)域經濟協(xié)調和社會健康發(fā)展必不可少的因素[8]，而山東省在整個用水系統(tǒng)中，存在諸如水資源用量大而行業(yè)間產值比例低、節(jié)水水平低，用水浪費嚴重，污水排放量大等問題，對于根本性節(jié)水和破解水資源難題來講，優(yōu)化用水結構是首要舉措，那么應該從哪幾個方面著手進行用水結構優(yōu)化以提高用水結構的合理性。

因各部門用水量受多種不同因素的影響，進而影響著整個用水結構，比如：人口總量及城鎮(zhèn)人口數(shù)量的增長、各行業(yè)產值比例的變化、農業(yè)節(jié)水面積的增加、城市綠化面積擴大、年際降水量、生活污水排放量等等因素，哪些因素是導致用水結構變化的主要驅動因子呢，就此，本文對其展開研究。

三、基于信息熵的用水結構演變分析

(一)信息熵基本概念

信息熵源于熱力學中的一個物理概念，稱為熱力學熵，后來由學者在統(tǒng)計學上賦予了信息熵新的解釋，稱之為統(tǒng)計熱力學熵。1948年，由香農提出“信息熵”概念，并解決了對信息量化度量的問題。后來很多學者在解決水資源問題上建模、優(yōu)化、預測等方面都運用了信息熵。

根據(jù)信息熵概念，假設水資源總量為W，各用水部門{x1，x2，x3，…，xn}，各部門用水量{w1，w2，w3，…，wn}，則W = w1+ w2+ w3+…+ wn，各部門用水量的比例為Pi= wi/W，對照Shannon公式，定義用水結構的信息熵為:

(1)

式中：H表示區(qū)域用水結構的信息熵，單位為奈特(net)，用來反映整個用水結構的分配情況，其值越大說明各部門的用水結構越均勻。

不同的時間段內，用水部門的類型不完全一樣。在整個用水系統(tǒng)中只有一個用水戶時， Hmin= 0，但是相反，當 w1= w2= w3= …wn= W / n，也就是用水系統(tǒng)結構最混亂時，Hmax= ln(n)。但在實際中這兩種情況屬于極端狀況，一般的信息熵介于兩者之間，即 Hmin≤H≤Hmax。為了避免在不同時間段所選取用水部門數(shù)據(jù)的差異性，引入均衡度公式：

E =-/ln(n)

(2)

式中：E為區(qū)域內用水系統(tǒng)的均衡度，是信息熵與最大信息熵的比值，取值范圍(0，1)其值越大，說明用水結構越均衡，系統(tǒng)越穩(wěn)定；其值越小，說明用水結構偏向單一型用水類型越嚴重。

(二)分析結果

本文運用信息熵方法對2000—2017年山東省用水結構進行了分析，以農業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水，生態(tài)用水為研究對象，通過EXCEL輸入公式，將各部門用水量分別代入公式中，計算所得結果(如表1)如下：

表1 山東省2000-2017年用水結構信息熵計算結果

由計算所得2000—2017年間山東省用水結構信息熵H在2000年為0.74net，截至2017年信息熵上升為1.02net。因不同年度用水結構的驅動因素變化導致熵值不穩(wěn)定，缺乏對比性，故此處引入均衡度，均衡度的代入則減少了驅動因素變化的影響，較于信息熵更具有可比性。2000年均衡度E為0.53，截止2017年均衡度上升為0.74，2000—2017年間的信息熵和均衡度均成遞增趨勢，說明近些年山東省用水結構趨于均衡，但現(xiàn)實中依然存在諸多問題，用水結構合理性依然有待提高。

四、山東省用水結構的驅動因子分析

(一)因子分析法概念

因子分析法是用選取幾個因子做樣本去描述各因素間的存在聯(lián)系，最終將相關性較強的變量歸納到同一類中，每類變量成為一個因子，并以較少的因子反映樣本整體信息。

因子分析在復雜的經濟活動中，可能會有多個經濟變量的存在，計算的步驟概括如下：首先尋找經濟變量的子集，選取多個經濟變量來降維，以期來解釋整個經濟問題。然后根據(jù)因子分析的計算值進行分類處理，最終將變量進行分類。最后將提取的新因子作為新的自變量，建立一個多元回歸模型。

用水結構變化的驅動力源自社會因素及自然條件的共同作用，在此分別從農業(yè)、工業(yè)、生活、生態(tài)四個方面選取12個用水結構演變的驅動因子，農業(yè)方面包括第一產業(yè)生產總值比例、有效灌溉面積、節(jié)水灌溉面積；工業(yè)方面包括第二產業(yè)生產總值比例；生活用水包括總人口、城鎮(zhèn)人口、生活污水排放量；生態(tài)環(huán)境方面包括綠化覆蓋面積、治理水土流失面積、降水量、氣溫、地下水資源量等。

(二)提取公共因子

選取以上2000-2017年間的12個用水結構驅動因子為樣本，在這期間這些驅動因子也是不斷變化的，并且有些因子互相之間也存在著關聯(lián)關系，為了找出12個驅動因子各自在整體作用下的貢獻率，現(xiàn)將所有驅動因子進行主成分分析，得出以下旋轉后矩陣，見如表2。

并根據(jù)所選取的驅動因子的樣本進行相關性分析，即KMO檢驗，KMO大于0.5且越接近于1，表示越適合做因子分析，此處通過檢驗得出KMO為0.708，見表3，表示適合做因子分析。

表2 旋轉后的成分矩陣

表3 KMO和巴特利特檢驗

如表2所示，通過因子分析降維，最終的公共因子有三個，構成因子1的主要驅動因子為：總人口、綠化覆蓋面積、節(jié)水灌溉面積、生活污水排放量、城鎮(zhèn)人口、有效灌溉面積、第一產業(yè)生產總值比例，簡稱為綜合因子，其貢獻率為58.66%(如表4)。因子2中的降水量、地下水資源量及氣溫基本屬于自然因素，簡稱為自然因子，其貢獻率為19.07%。構成因子3的治理水土流失面積和第二產業(yè)生產總值比例，簡稱為需水因子，其貢獻率為，13.32%。以上通過主成分分析提取的三個公共因子是對多因素的一種降維處理結果，但不能反映出來這三個公共因子與用水結構均衡度的相關性，由此引入灰色關聯(lián)度分析方法，對公共因子和用水結構均衡度的關聯(lián)程度作進一步分析。

表4 不同因子的貢獻計量值因子

五、用水結構均衡度與公共因子的灰色關聯(lián)度分析

(一)灰色關聯(lián)度

由鄧聚龍[9〗提出，對眾多因素進行灰色關聯(lián)度分析，灰色關聯(lián)度分析對于一個系統(tǒng)發(fā)展變化的態(tài)勢進行了量化，比較適合動態(tài)過程分析?；疑到y(tǒng)關聯(lián)分析的大體計算過程：

首先，設置代表系統(tǒng)變化態(tài)勢的參考序列以及影響系統(tǒng)變化的比較序列。

其次，為便于比較，將各數(shù)列進行無量綱化。

再次，代入以下公式計算參考序列X0={x0(1),x0(2),…，x0(N)}和比較序列Xi={xi(1),xi(2),…，xi(N)}的關聯(lián)系數(shù)ζi，i取數(shù)為第幾個比較序列。

ζi(k)=

(3)

式中: ρ為分辨系數(shù)，取值區(qū)間為(0，1)，一般取值為0.5，k=1,2…N。

因為參考數(shù)列和比較序列在數(shù)列對應的每個時間點上都有一個關聯(lián)系數(shù)，所以計算得出關聯(lián)系數(shù)也形成了一個數(shù)列，不便于整體上進行關聯(lián)性分析，因此對每個時間點的關聯(lián)系數(shù)之和求平均值，稱為關聯(lián)度，以此表示參考數(shù)列和比較數(shù)列關聯(lián)程度。其計算公式如下：

(4)

最后，根據(jù)關聯(lián)度數(shù)值大小排列順序，表示各影響因素與整個系統(tǒng)的關聯(lián)程度。數(shù)值越大對整個系統(tǒng)的影響越大，反之，則越小。

(二)計算結果

運用灰色關聯(lián)度分析山東省用水結構和驅動因子之間的關聯(lián)程度。

首先選取用水結構均衡度為參考數(shù)列，前面降維處理的三個公共因子為比較序列。然后根據(jù)驅動因子特征值計算各驅動因子在公共因子中所占的權重，然后根據(jù)各公共因子內的驅動因子所占權重計算各公共因子的得分，再對三個公共因子得分及用水結構均衡度分別進行無量綱化處理，結果如表5：

最終將以上序列帶入灰色關聯(lián)度公式，通過計算得綜合因子、自然因子、需水因子與用水結構均衡度間的關聯(lián)度分別為0.95、0.67、0.84。在此選取關聯(lián)度在0.7以上的，由此可得綜合因子和需水因子對均衡度影響更為顯著，將兩個公共因子所包含驅動因子展開來看，將第一產業(yè)生產總值比例、第二產業(yè)生產總值比例、有效灌溉面積、節(jié)水灌溉面積、總人口、城鎮(zhèn)人口、生活污水排放量、綠化覆蓋面積、治理水土流失面積等驅動因子從左到右大致劃分為產業(yè)結構、農業(yè)節(jié)水水平、人口演變和環(huán)境維護等四個方面。

表5 2000-2017年用水結構公共因子及均衡度無量綱化結果

六、山東省用水結構優(yōu)化建議

(一)優(yōu)化產業(yè)結構

產業(yè)結構是減少水資源消耗和降低水污染物排放的有效路徑[10]。就產業(yè)間而論，一、二產業(yè)是高耗水行業(yè)，尤其是農業(yè)，在同等水資源消耗下產值比例較低，根據(jù)資源的流動性，會轉而流向利潤相對較高的行業(yè)，因此，針對山東省水資源短缺的情況，第三產業(yè)的迅速發(fā)展是大勢所趨，建議鼓勵發(fā)展二、三產業(yè)節(jié)水效益好、污水排放量少的行業(yè)。產業(yè)內，首先，在不影響農業(yè)經濟效益的前提下，發(fā)展農藝節(jié)水、調整農作物種植結構等，減少農業(yè)用水量，為農業(yè)水資源的可持續(xù)利用做鋪墊。其次，重視工業(yè)產業(yè)科技投入，加快向新型工業(yè)化轉型，提高工業(yè)用水重復使用率，減少工業(yè)污水排放量。最后，以信息化、智能化帶動第三產業(yè)的發(fā)展，減少資源耗用量，減少污水排放量。

(二)提高農業(yè)整體節(jié)水水平

山東省是農業(yè)大省，農田灌溉是用水大項，截止到2017年節(jié)水灌溉面積占到有效灌溉面積的61.90%，但當前我省主要節(jié)水灌溉方式為低壓管灌，是灌溉有效率偏低的主要原因，進一步加強水資源可持續(xù)利用重要性的宣傳、節(jié)水灌溉的管理和微噴灌節(jié)水灌溉的補貼力度，為微噴灌等節(jié)水效益高的灌溉方式的推廣實施提供有利條件。

(三)控制生活用水量增長幅度

人口總量及城鎮(zhèn)化的加快使得生活用水不斷增加，嚴格推行階梯式水價的同時，可以嘗試對居民制定物質的節(jié)水獎勵制度。對第三產業(yè)中高用水行業(yè)，比如洗車、餐飲、學校、醫(yī)院、消防、環(huán)境景觀用水等，需要加強節(jié)水宣傳力度，并對安裝節(jié)水設備或可利用水(如：雨水)的蓄水設備進行補貼或嘉獎，以此來控制生活用水量的增長幅度。

(四)環(huán)境維護用水多元化

城區(qū)的綠化灌溉、環(huán)衛(wèi)清潔、景觀補水雖屬于環(huán)境維護用水，但統(tǒng)計在生活用水中，生活用水量的加大導致生活污水排放量的增多，為節(jié)約用水，這部分污水處理后的再生水可以用來補充城區(qū)環(huán)境維護用水。當下環(huán)保力度的加大，河湖水量的補充以及水土流失治理等使得生態(tài)環(huán)境用水逐年增加，可加大海水淡化力度的研究，為生態(tài)環(huán)境用水另辟出路。