近20年我國虛擬水、能消耗及耦合和需求預測

王風初,曹建軍*,王 寧,焦雨萌,李 裕 (.西北師范大學地理與環(huán)境科學學院,甘肅 蘭州 730070；.西北民族大學化工學院,甘肅 蘭州 730030)

虛擬水、能(商品生產(chǎn)、服務和消費過程中所消耗的水資源或能源)概念的提出,極大豐富和拓展了傳統(tǒng)實體水、能的內(nèi)涵[1-2],為化解不同尺度上水、能資源危機提供了一個全新視角.例如,通過貿(mào)易方式從富水國家或地區(qū)購買糧食等水密集型產(chǎn)品的“虛擬水戰(zhàn)略”[3],為缺水國家或地區(qū)獲取水資源和保障糧食安全具有重要的借鑒和啟發(fā)意義.類似地,“虛擬能戰(zhàn)略”也可為能源的空間優(yōu)化配置及可持續(xù)利用提供獨特思路.

在虛擬水研究方面,Antonelli等[4]通過對過去30年中東和北非地區(qū)糧食安全和食品用水關(guān)系的分析,發(fā)現(xiàn)該地區(qū)的糧食安全在很大程度上依賴于其它地區(qū)的水資源.Sreevidhya[5]量化了 2006～2016年間印度牲畜和食品進出口虛擬水貿(mào)易量后,發(fā)現(xiàn)研究期內(nèi)該國通過出口大米、玉米和水牛肉等輸出的虛擬水高達 496.9Gm3,而通過進口腰果、豆類和小麥等輸入的虛擬水僅為237.2Gm3,不到輸出的一半.Deng等[6]通過計算2006～2015年19個國家之間的虛擬水貿(mào)易量,發(fā)現(xiàn)這一時期19個國家的虛擬水貿(mào)易輸入、輸出量均有不同程度的增長.其中,中國輸入和俄羅斯輸出的增長率最高;與第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)相比,第一產(chǎn)業(yè)形成的虛擬水貿(mào)易網(wǎng)絡更為密集.孫思奧等[7]根據(jù)2012年的投入產(chǎn)出表,測算了青藏高原與其他區(qū)域間的虛擬水貿(mào)易關(guān)系,發(fā)現(xiàn)青藏高原為虛擬水凈輸出地區(qū),主要在于該區(qū)域的產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)由農(nóng)產(chǎn)品主導;在虛擬能研究方面:Graaf等[8]研究了荷蘭對外貿(mào)易與能源強度之間的關(guān)系后,發(fā)現(xiàn)荷蘭長期以來一直是虛擬能凈輸出國,并由此抵消了國內(nèi)因效率和技術(shù)提高、消費模式改變等使能源強度下降而帶來的收益.Gasim等[9]通過對 41個經(jīng)濟體虛擬能空間指數(shù)分解分析及專業(yè)化在重塑貿(mào)易模式中的作用檢驗后,發(fā)現(xiàn)許多工業(yè)化國家為虛擬能凈輸入國,而許多發(fā)展中國家為凈輸出國.同時,在輸出的虛擬能中,專業(yè)化程度起主導作用、能源強度和貿(mào)易平衡次之.Yang等[10]通過建立環(huán)境投入產(chǎn)出生命周期評價模型,對中美兩國各產(chǎn)業(yè)部門的直接和完全能耗系數(shù)及進出口貿(mào)易中的虛擬能消耗量進行了分析,發(fā)現(xiàn)中國是虛擬能凈輸出國,其中煤炭、原油和天然氣是主要的能源出口類型.而且,中國輸入的能源再次通過貿(mào)易以產(chǎn)品的形式輸出至美國.Zhang等[11]基于多區(qū)域投入產(chǎn)出模型,研究了 2002～2007年間我國貿(mào)易中虛擬能流動的時空變化,發(fā)現(xiàn)該期區(qū)域間貿(mào)易虛擬能總消耗量增加了約兩倍,其中東海岸、南海岸、北海岸和京津地區(qū)是虛擬能的凈輸入地區(qū),而西北、中部、東北和西南地區(qū)是凈輸出地區(qū).王雪艷等[12]、楊蕾等[13]等基于投入產(chǎn)出模型,分別對甘肅省、廣東省虛擬能的貿(mào)易狀況進行了分析,其中前者發(fā)現(xiàn) 2007～2012年甘肅省人均虛擬能消耗量和能源生產(chǎn)總量均呈上升趨勢,且虛擬能消耗量增幅遠高于能源生產(chǎn)總量增幅,后者發(fā)現(xiàn)雖然2007年廣東省化工業(yè)、交通運輸業(yè)及建筑業(yè)等對虛擬能的需求較大,且其直接與完全耗能系數(shù)較高,但該省卻為虛擬能凈輸出地區(qū),從而使能源失衡問題更為嚴重.

總之,在虛擬水、能戰(zhàn)略的導向下,研究人員從不同方面對區(qū)域和國家間的貿(mào)易格局進行了大量研究.這些研究為全球及區(qū)域范圍內(nèi)水、能資源的空間優(yōu)化配置,即資源稟賦豐富地區(qū)向貧乏地區(qū)的轉(zhuǎn)移提供了重要的科學和實踐依據(jù).然而,這些研究多以單一的虛擬水或虛擬能為研究對象,將二者及其耦合狀況納入同一研究的案例極度缺乏,無法為水、能資源的協(xié)調(diào)和可持續(xù)利用提供理論支撐.對我國而言,全國尺度、長時間序列上有關(guān)虛擬水、能消耗及其耦合協(xié)調(diào)的研究亦非常少見.基于此,本研究將我國1997～2018年虛擬水、能消耗變化特征進行整合研究,并采用隨機森林模型分別對影響其消耗量的主要因素進行了深入挖掘.在此基礎(chǔ)上,進一步運用耦合度和耦合協(xié)調(diào)度模型分析二者的耦合協(xié)調(diào)關(guān)系,以更有針對性地提出減少虛擬水、能消耗量及促進二者耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的具體舉措.

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)主要來自于國家統(tǒng)計局發(fā)布的1997, 2000, 2002, 2005, 2007, 2010, 2012, 2015,2017, 2018年的《全國投入產(chǎn)出表》、《水資源公報》、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國能源統(tǒng)計年鑒》等.根據(jù)國家統(tǒng)計局《三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定》,將《全國投入產(chǎn)出表》中的部門分為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè).其中,第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)用水數(shù)據(jù)分別來自《水資源公報》中的農(nóng)業(yè)和工業(yè)用水量;第三產(chǎn)業(yè)用水數(shù)據(jù),以生活用水中的城鎮(zhèn)公共用水代替[14-16].

1.2 研究方法

1.2.1 投入產(chǎn)出模型 投入產(chǎn)出模型最早由經(jīng)濟學家Leontief于20世紀30年代提出[17].投入產(chǎn)出表是用矩陣形式來描述國民經(jīng)濟各部門在特定時期內(nèi)生產(chǎn)過程中的投入來源和產(chǎn)出方向,揭示國民經(jīng)濟各部門間相互提供、相互消耗的數(shù)量關(guān)系[18].本文基于 1997～2018年全國投入產(chǎn)出表,加上各產(chǎn)業(yè)水資源(能源)的直接消耗量,構(gòu)成全國水資源(能源)投入產(chǎn)出表.

(1)直接用水(能耗)系數(shù):僅考慮以自然形態(tài)投入的水資源(能源)量.產(chǎn)業(yè)部門直接用水(能耗)系數(shù)計算公式如下:

式中:qj表示第j產(chǎn)業(yè)直接用水(能耗)系數(shù),wj表示第j產(chǎn)業(yè)直接用水(能耗)量,Xj表示第 j產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出,各產(chǎn)業(yè)的直接用水(能耗)系數(shù)構(gòu)成直接用水(能耗)系數(shù)行向量Q=(q1,q2,q3).

(2)完全用水(能耗)系數(shù):不僅考慮了以自然形態(tài)投入的水(能源)的數(shù)量,還考慮了產(chǎn)品生產(chǎn)過程中其它產(chǎn)業(yè)部門的中間投入而產(chǎn)生的水(能源)的消耗.完全用水(能耗)系數(shù)向量計算公式如下:

式中:(I-A)-1為投入產(chǎn)出模型下的 Leontief逆矩陣,即本區(qū)域的產(chǎn)業(yè)乘數(shù)矩陣,其中 A為直接消耗系數(shù)矩陣(中間投入/總投入).行向量 H=(h1,h2,h3),其元素hi為第j產(chǎn)業(yè)完全用水(能耗)系數(shù).

(3)用水(能耗)乘數(shù):完全用水(能耗)系數(shù)與直接用水(能耗)系數(shù)的比值.反映某一產(chǎn)業(yè)因生產(chǎn)需要對其他產(chǎn)業(yè)用水(能耗)量的間接帶動,從而使其他產(chǎn)業(yè)的用水(能耗)量增加,計算公式如下:

式中:M為用水(能耗)乘數(shù)矩陣,H為完全用水(能耗)系數(shù)矩陣,Q為直接用水(能耗)系數(shù)矩陣.

(4)虛擬水(能)消耗量:區(qū)域內(nèi)最終需求的用水(能耗)量.計算公式如下:

式中:tj表示j產(chǎn)業(yè)為生產(chǎn)最終使用產(chǎn)品而對整個經(jīng)濟系統(tǒng)各產(chǎn)業(yè)的直接和間接需水(能源)總量,s表示投入產(chǎn)出表中的最終使用量,h為完全用水(能耗)系數(shù).

1.2.2 隨機森林模型 隨機森林模型由Breiman[19]于2001年提出,是由眾多決策樹并行式集成學習的方法.隨機森林可以解釋若干自變量(X1X2X3...)對因變量Y的作用.基于bootstrap重抽樣,進行多次抽樣,并以此構(gòu)建分類樹,在生成的眾多分類樹中,選擇重復程度最高的樹作為最終結(jié)果[19].

借鑒相關(guān)研究成果[20-21],選擇城市化率、GDP、人均水資源量、第一產(chǎn)業(yè)用水占比、第二產(chǎn)業(yè)用水占比、第三產(chǎn)業(yè)用水占比、第一產(chǎn)業(yè)完全用水系數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)完全用水系數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)完全用水系數(shù)作為虛擬水消耗量的影響因素;選擇城市化率、GDP、人均能源生產(chǎn)量、第一產(chǎn)業(yè)能耗占比、第二產(chǎn)業(yè)能耗占比、第三產(chǎn)業(yè)能耗占比、第一產(chǎn)業(yè)完全能耗系數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)完全能耗系數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)完全能耗系數(shù)作為虛擬能消耗量的影響因素.利用隨機森林模型對這些指標的重要性進行篩選.

1.2.3 綜合評價指數(shù)模型 綜合評價指數(shù)反映系統(tǒng)的綜合發(fā)展水平.綜合評價指數(shù)模型是運用極差標準化對原數(shù)據(jù)進行歸一化處理,再通過加權(quán)求和的方法[22],可分別計算出虛擬水、能各系統(tǒng)的綜合評價指數(shù).

(1)指標體系構(gòu)建

綜合考慮虛擬水、虛擬能之間的相互作用機理,并借鑒已有研究成果[23-24],將虛擬水、能各系統(tǒng)分為總量、結(jié)構(gòu)、效益三個方面,構(gòu)建虛擬水-虛擬能系統(tǒng)綜合評價指標體系(表1).

表1 虛擬水-虛擬能系統(tǒng)綜合評價指標體系Table 1 Comprehensive evaluation index system of virtual water-virtual energy system

首先,運用極差標準化對原始數(shù)據(jù)進行無量綱化處理:

式中:Xij為指標原始值;X'ij為指標標準化后的數(shù)值;maxXij、minXij為研究期間內(nèi) j指標的最大值和最小值.

(2)采用熵值法確定指標權(quán)重,將各指標同度量化,計算第j項指標第i年指標值的比例pij:

式中:m為統(tǒng)計年數(shù);X'ij為標準化后的指標值.

計算第j項指標信息熵ej:

式中:0≤ej≤1

計算差異系數(shù)gj:

熵值越小,指標間的差異性越大.

計算指標權(quán)重Wj:

(3)綜合評價指數(shù)

計算公式如下:

式中:t為年份,Wi、Wj分別為虛擬水、能各指標的權(quán)重,X’it、Y’jt分別為各指標的標準化數(shù)值,f(x)、g(y)分別為t年份虛擬水、能各系統(tǒng)的綜合評價指數(shù),指數(shù)越高則表示發(fā)展水平越高,指數(shù)越低則表示發(fā)展水平相對滯后.

1.2.4 耦合度及耦合協(xié)調(diào)度模型 參考 Xu等[25]的研究,利用耦合度表示虛擬水、能系統(tǒng)之間相互作用關(guān)系的強弱.本文涉及虛擬水、能兩個系統(tǒng),故耦合度模型可采用如下公式:

式中:C表示耦合度,耦合度C∈[0,1].

耦合度模型雖然能夠反映耦合作用的強弱,但無法反映出協(xié)調(diào)發(fā)展水平的高低,故引入耦合協(xié)調(diào)度模型[26],以評價虛擬水-虛擬能系統(tǒng)發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)程度,即

式中: D表示耦合協(xié)調(diào)度,C表示耦合度,T表示綜合評價指數(shù).

參考相關(guān)學者研究[27],根據(jù)耦合協(xié)調(diào)度,對耦合協(xié)調(diào)類型進行劃分(表2).

表2 耦合協(xié)調(diào)度等級分類及評價標準Table 2 Grade classification and evaluation standard of coupling coordination degree

1.2.5 Mann-Kendall趨勢檢驗法 Mann-Kendall趨勢檢驗法是一種非參數(shù)檢驗方法[28-29],是檢驗序列變化趨勢的有效工具,該方法不要求檢驗數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布,且不受個別異常數(shù)值的影響,能有效區(qū)分某一自然過程是處于自然波動還是存在確定的變化趨勢,被廣泛應用于分析氣象、水文等因素隨時間變化[30],首先定義統(tǒng)計量 S與統(tǒng)計檢測值 Z,計算公式分別為:

式中: Xj為時間序列的第j個數(shù)據(jù)值,n為數(shù)據(jù)樣本長度.

利用Z值進行趨勢檢驗分析,其中Z＞0表示上升趨勢,Z＜0表示下降趨勢.當Z的絕對值≥1.28、1.64、2.32時,表示判別結(jié)果分別通過了信度為90%、95%、99%的顯著性檢驗.

1.2.6 指數(shù)平滑模型 Brown[31]首先提出指數(shù)平滑模型用于時間序列的分析預測.該模型通過提高近期數(shù)據(jù)在預測中的重要程度,減小遠期觀察值的影響,預測值更能反映時間序列的變化趨勢.本文利用SPSS21.0軟件中時間序列分析功能,通過計算穩(wěn)定系數(shù)(R2)、均方根誤差(RMSE)、平均絕對誤差(MAE)和平均絕對誤差百分比(MAPE)等,在綜合考慮各統(tǒng)計量數(shù)值的基礎(chǔ)上,確定最優(yōu)預測模型[32].

1.3 研究框架

首先,基于投入產(chǎn)出表,計算了虛擬水、能消耗量,并對其消耗系數(shù)和在不同產(chǎn)業(yè)間的配置狀況及原因進行了分析.接著,研究了虛擬水-虛擬能系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)情況.最后,根據(jù)虛擬水、能和實體水、能消耗量,對未來10年虛擬水、能和實體水、能消耗量進行預測.

2 結(jié)果與討論

2.1 1997～2018年我國虛擬水、能消耗總量及產(chǎn)業(yè)占比

Mann-Kendall趨勢顯著性檢驗分析顯示,1997～2018年虛擬水、能消耗總量均呈顯著上升趨勢(圖1、圖2).與 1997年相比,虛擬能消耗總量增加了8.95×109t標準煤(增幅 353%),虛擬水消耗總量增加了 5.16×1012m3(增幅 207%).三大產(chǎn)業(yè)虛擬水、能消耗量也呈顯著上升趨勢,其中第三產(chǎn)業(yè)的增幅(分別為377%和 483%)高于第一產(chǎn)業(yè)(分別為198%和292%)和第二產(chǎn)業(yè)(分別為179%和 335%);三大產(chǎn)業(yè)中,虛擬水、能消耗量占比最大的分別為第一和第二產(chǎn)業(yè).

圖1 1997～2018年我國三大產(chǎn)業(yè)虛擬水消耗量及占比Fig.1 Virtual water consumption of the three major industries from 1997～2018 and it’s proportion

圖2 1997～2018年我國三大產(chǎn)業(yè)虛擬能消耗量及占比Fig.2 Virtual energy consumption of the three major industries from 1997～2018 and it’s proportion

2.1.1 影響我國虛擬水、能消耗量的主要因素 隨機森林模型結(jié)果表明:GDP、第一產(chǎn)業(yè)完全用水系數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)完全用水系數(shù)是影響虛擬水消耗量的主要因素(總解釋度＞70%)(表3),而城市化率、GDP、人均能源生產(chǎn)量、第三產(chǎn)業(yè)完全能耗系數(shù)是影響虛擬能消耗量的主要因素(總解釋度＞70%)(表4).

表3 虛擬水消耗量影響因素重要性排序(%)Table 3 Importance ranking of the influencing factors of virtual water consumption(%)

表4 虛擬能消耗量影響因素重要性排序(%)Table 4 Importance ranking of the influencing factors of virtual energy consumption(%)

GDP和第三產(chǎn)業(yè)完全用水(能耗)系數(shù)影響虛擬水、能消耗量的原因為:GDP的增長通過增加最終產(chǎn)品,引起虛擬水、能的額外消耗.同時,其可增加居民的可支配收入,進而改變其消費結(jié)構(gòu),最終增加虛擬水、能的消耗[33-34];第三產(chǎn)業(yè)間接依賴于第一、二產(chǎn)業(yè),其完全用(水、能)系數(shù)的變化會引起第一、二產(chǎn)業(yè)完全消耗(水、能)系數(shù)的變化,進而對虛擬水、能消耗總量產(chǎn)生影響.

第一產(chǎn)業(yè)完全用水系數(shù)影響我國總虛擬水消耗量的原因可歸納為:1)由于我國人口基數(shù)龐大,對糧食等農(nóng)產(chǎn)品的需求旺盛[35],使農(nóng)業(yè)用水量較大,占虛擬水總消耗量的絕大部分[36](圖1);2)我國農(nóng)業(yè)用水效率較低.據(jù)統(tǒng)計,我國灌溉用水利用率只有20%～40%,而發(fā)達國家達80%～90%[37].

城市化率和人均能源生產(chǎn)量影響我國總虛擬能消耗量的原因在于:隨著城市化的推進,能源供應體系(如電力、熱力供應)及天然氣和煤氣管道等基礎(chǔ)設(shè)施更加完善[38],加大了對虛擬能的需求量;能源需求增加導致能源生產(chǎn)的擴大,進一步刺激了虛擬能的消耗,虛擬能對實體能的這種正向響應將導致能源枯竭,可積極實施虛擬能戰(zhàn)略,緩解能源危機.

2.1.2 三大產(chǎn)業(yè)虛擬水、能消耗量占比及其變化原因 第一產(chǎn)業(yè)虛擬水消耗總量大、比重高,這與我國農(nóng)業(yè)的地位密切相關(guān).中國是農(nóng)業(yè)大國,農(nóng)業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定的根基和命脈,需持續(xù)穩(wěn)定的水資源投入.第二產(chǎn)業(yè)虛擬能消耗總量大、比重高,這與1998年重化工業(yè)重新崛起[39]及2001年加入世界貿(mào)易組織有關(guān).加入世界貿(mào)易組織后,我國對外貿(mào)易飛速發(fā)展,工業(yè)從原來單一的國內(nèi)市場,轉(zhuǎn)向國內(nèi)、國外兩個市場[40].從時間上看,2005年三大產(chǎn)業(yè)虛擬能消耗量都出現(xiàn)明顯增長,這主要因生產(chǎn)規(guī)模的擴大,特別是“有色金屬加工”“電力、天然氣和熱水”“非金屬礦物產(chǎn)品”“化學”等能源密集型行業(yè)的發(fā)展所引起[41-42].

研究期間內(nèi),第一產(chǎn)業(yè)虛擬水、能消耗占比呈減小趨勢,原因如下:1)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的推進,我國耕地面積呈減少趨勢[43];2)雖然我國農(nóng)業(yè)有效灌溉面積逐年上升,且灌溉用水效率總體較低,但部分地區(qū)節(jié)水灌溉技術(shù)的不斷提高使第一產(chǎn)業(yè)虛擬水消耗占比有所下降[44];3)第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過程中能源的消耗包括農(nóng)機使用耗能、農(nóng)場管理耗能以及化肥農(nóng)藥生產(chǎn)過程耗能等[45],而農(nóng)業(yè)機械的投入和有機農(nóng)業(yè)、精細農(nóng)業(yè)的發(fā)展提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[46],使農(nóng)業(yè)虛擬能消耗量增長放慢.

研究期間,第二產(chǎn)業(yè)虛擬水、能占比呈先增后減的趨勢.2014年以前我國工業(yè)化進程的推進,拉動了第二產(chǎn)業(yè)大量虛擬水、能投入,但此后隨第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型(由高耗能耗水型向環(huán)境友好型資源節(jié)約型轉(zhuǎn)變)[47]和工業(yè)用水、耗能效率的提升[48-49],使虛擬水、能增速放緩,占比下降(圖2).

第三產(chǎn)業(yè)虛擬水、能消耗占比整體呈增長趨勢,主要由于經(jīng)濟的快速發(fā)展,人民生活水平的大幅提高,輻射帶動了旅游、服務等行業(yè)的蓬勃發(fā)展.據(jù) 1997～2018年《統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示,國內(nèi)旅游人數(shù)由1997年的6.44億人次增長至2018年的55.39億人次.第三產(chǎn)業(yè)的地位和作用逐漸增強,這與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級相適應,即第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率逐漸超過第二產(chǎn)業(yè),成為我國經(jīng)濟增長的主導產(chǎn)業(yè)[50].

2.2 1997～2018年我國虛擬水、能消耗系數(shù)

Mann-Kendall趨勢檢驗結(jié)果表明,1997～2018年,三大產(chǎn)業(yè)直接與完全用水(能耗)系數(shù)均呈顯著下降趨勢(圖 3A～C,圖 4A～C).第一、二、三產(chǎn)業(yè)直接和完全用水系數(shù)的降幅分別為79%、90%、84%和80%、82%、69%,直接和完全能耗系數(shù)降幅分別為67%、71%、74%和 74%、72%、62%.說明我國用水(能耗)效率不斷提升且產(chǎn)業(yè)之間聯(lián)系不斷加強.然而,與發(fā)達國家相比,我國的水資源[51]、能源[52]利用效率相對較低.因此,在今后的生產(chǎn)中應進一步注重提高水資源、能源利用效率和轉(zhuǎn)化效率[53],注重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級.

圖3 1997～2018年我國三大產(chǎn)業(yè)直接、完全用水系數(shù)及用水乘數(shù)Fig.3 Direct and complete water consumption coefficients and water consumption multipliers of the three industries from 1997 to 2018 in China

圖4 1997～2018年我國三大產(chǎn)業(yè)直接、完全能耗系數(shù)及能耗乘數(shù)Fig.4 Direct and complete energy consumption coefficients and energy consumption multipliers of the three industries from 1997 to 2018 in China

用水乘數(shù)反映某一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)過程中對其他產(chǎn)業(yè)用水的間接帶動,其大小與它在產(chǎn)業(yè)鏈中的位置有關(guān)[54].研究期內(nèi),第一產(chǎn)業(yè)用水乘數(shù)和能耗乘數(shù)呈顯著減小趨勢,說明第一產(chǎn)業(yè)通過“去中介化”和“去中間化”,減少了流通環(huán)節(jié),進而使產(chǎn)品周期不斷縮短[55],減少了水資源和能源的消耗.第三產(chǎn)業(yè)用水乘數(shù)和能耗乘數(shù)呈顯著增長趨勢,說明第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈不斷延長,產(chǎn)品及服務呈多元化趨勢,對其它產(chǎn)業(yè)的帶動作用逐漸加強.

2.2.1 三大產(chǎn)業(yè)虛擬水消耗系數(shù)差異原因 三大產(chǎn)業(yè)中第一產(chǎn)業(yè)直接用水系數(shù)和完全用水系數(shù)最高(圖 3A),由其本身的生產(chǎn)特點決定.第一產(chǎn)業(yè)以農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)為主,而農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)周期較長,整個過程中需消耗大量的藍水和綠水[56].目前,黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、河南等地雖為我國水資源匱乏區(qū)[57],但卻是我國的糧食主產(chǎn)地[58].這種以農(nóng)業(yè)為主導的發(fā)展模式,一方面限制了其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展,另一方面將給當?shù)厮Y源的可持續(xù)利用帶來負面影響.因此,緩解農(nóng)業(yè)用水危機,除了調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提高水資源利用效率外,更要結(jié)合我國的實際水資源分布情況對其進行合理配置,實施虛擬水戰(zhàn)略.

第一產(chǎn)業(yè)的用水乘數(shù)最小(圖 3D):一方面由于其直接用水量較大;另一方面由于第一產(chǎn)業(yè)處于產(chǎn)業(yè)鏈的始端,對其他產(chǎn)品和服務的依賴性不強,縮小了直接用水量與完全用水量的差距.第二、三產(chǎn)業(yè)雖然其直接用水系數(shù)小,但是用水乘數(shù)較大(圖 3D),因為隨著產(chǎn)業(yè)鏈的延伸,大量的間接用水,使其成為隱形的高耗水產(chǎn)業(yè).

因此,要緩解水資源危機,除了施行嚴格的水資源管理制度外,還需從調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局著手,進一步發(fā)揮區(qū)域比較優(yōu)勢.比如,在南方豐水地區(qū)適度增加高耗水產(chǎn)業(yè),在西北貧水地區(qū)優(yōu)先發(fā)展低耗水產(chǎn)業(yè),逐步淘汰高耗水產(chǎn)業(yè)[59].同時,進一步加強產(chǎn)業(yè)間的聯(lián)系,推動水資源在各產(chǎn)業(yè)間的流轉(zhuǎn),減少對水資源的直接消耗,提高水資源整體利用效率[60].

2.2.2 三大產(chǎn)業(yè)虛擬能消耗系數(shù)差異原因 三大產(chǎn)業(yè)中第二產(chǎn)業(yè)直接能耗系數(shù)和完全能耗系數(shù)最高(圖 4B).第二產(chǎn)業(yè)位于產(chǎn)業(yè)鏈的中間位置,由于產(chǎn)業(yè)鏈之間復雜的關(guān)聯(lián),存在大量的向前關(guān)聯(lián)和向后關(guān)聯(lián),使其成為高耗能產(chǎn)業(yè)[61].第二產(chǎn)業(yè)能源消耗量約占能源消耗總量的70%(圖2),因此節(jié)能減排的著力點應放在提高第二產(chǎn)業(yè)的能源利用效率上.現(xiàn)階段,我國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度與發(fā)達國家相比相對較低,主要依靠大量勞動力投入,使其直接能耗系數(shù)和完全能耗系數(shù)較低(圖 4A).第三產(chǎn)業(yè)直接能耗系數(shù)較低(圖 4C),但因生產(chǎn)過程中需大量其它產(chǎn)品的中間投入使其能耗乘數(shù)較大(圖 4D),成為完全能耗系數(shù)相對較高的產(chǎn)業(yè).

因此,要緩解能源危機,首先要提高能源利用效率,通過技術(shù)革新,在不增加能源投入的情況下,提高生產(chǎn)力,實現(xiàn)產(chǎn)量的增長;其次,對于間接消耗大的產(chǎn)業(yè),要著重提升產(chǎn)業(yè)各部門的中間產(chǎn)品利用率,減少間接能源消耗;同時調(diào)整貿(mào)易模式,減少高能耗產(chǎn)品出口的同時進口高耗能產(chǎn)品,通過虛擬能戰(zhàn)略保證能源安全[62].

2.3 1997～2018年我國虛擬水、能綜合評價指數(shù)及其耦合協(xié)調(diào)度

根據(jù) Mann-Kendall趨勢檢驗,1997～2018年我國虛擬水系統(tǒng)、虛擬能系統(tǒng)和虛擬水-虛擬能系統(tǒng)綜合評價指數(shù)整體呈顯著上升趨勢(圖5),用水(能耗)結(jié)構(gòu)的改善和三大產(chǎn)業(yè)萬元GDP用水(能耗)量的減少,最終推動了虛擬水、虛擬能系統(tǒng)綜合評價指數(shù)的上升.這說明我國在注重經(jīng)濟發(fā)展的同時,也關(guān)注水資源和能源的安全問題.虛擬水系統(tǒng)綜合評價指數(shù)整體高于虛擬能系統(tǒng)綜合評價指數(shù),表明虛擬水系統(tǒng)的發(fā)展優(yōu)于虛擬能系統(tǒng),因此需加強能源的開發(fā)利用效率,推動虛擬能系統(tǒng)的可持續(xù)發(fā)展.2007年,虛擬水系統(tǒng)綜合評價指數(shù)呈現(xiàn)小幅下降,其原因是受全球氣溫升高加劇的影響.2007年我國降雨量較往年大幅減少,不少地區(qū)遭遇極端干旱事件,22個省發(fā)生旱情[63],人均水資源量的減少,使虛擬水總消耗量降低.

圖5 1997～2018年我國虛擬水-虛擬能系統(tǒng)綜合評價指數(shù)、耦合度及耦合協(xié)調(diào)度Fig.5 Comprehensive evaluation index, coupling degree and coupling coordination degree of virtual water system and virtual energy system and between two systems from 1997 to 2018 in China

1997～2018年,虛擬水-虛擬能系統(tǒng)耦合度基本保持穩(wěn)定,在 0.985左右,整體處在高水平耦合狀態(tài),說明虛擬水-虛擬能系統(tǒng)之間相互作用非常顯著,彼此影響,內(nèi)部關(guān)聯(lián)明顯,兩者處于同步發(fā)展階段[64].1997年,我國虛擬水-虛擬能系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度僅為0.346,處于輕度失調(diào)衰退類.此后,隨經(jīng)濟的不斷提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化、高新技術(shù)的不斷發(fā)展及資源保護力度的不斷加大[65],到2018年耦合協(xié)調(diào)度達到 0.660,達初級協(xié)調(diào)發(fā)展類.虛擬水-虛擬能系統(tǒng)整體趨向優(yōu)化狀態(tài),兩者之間耦合關(guān)系緊密,共生發(fā)展[66].但是虛擬水-虛擬能系統(tǒng)還存在著較大的耦合協(xié)調(diào)空間,需要進一步協(xié)調(diào)發(fā)展過程中水資源和能源的利用關(guān)系,使得資源系統(tǒng)達到良性發(fā)展.

2.4 2022～2032年我國虛擬水、能的消耗總量預測

指數(shù)平滑模型擬合優(yōu)度檢驗顯示:虛擬水、實體水、虛擬能、實體能的R2值分別為0.984、0.979、0.987、0.994,說明模型擬合良好,可用于預測.結(jié)果顯示,未來10年,我國虛擬水、虛擬能以及實體能消耗量不斷增加(到2030年達57億t標準煤),與郝宇等[67]的研究結(jié)果一致,主要因城市化、工業(yè)化和經(jīng)濟增長;而實體水消耗量呈下降趨勢,與趙勇等[68]研究結(jié)果一致,主要因水資源約束、發(fā)展方式調(diào)整、節(jié)水政策實施、用水效率提高.同時,結(jié)果顯示,我國未來10年虛擬水、能與其對應的實體水、能的差距越來越大(圖6).

虛擬水、能增加的主要原因:1)居民和政府對三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品及服務最終使用逐年增加;2)我國區(qū)域間貿(mào)易流通的加強,使凝結(jié)在產(chǎn)品和服務中的虛擬水、能消耗也不斷增長.而虛擬水、能與實體水、能差距較大的原因在于:居民生活水平提高和消費結(jié)構(gòu)的變化[69],增加了對中間產(chǎn)品的需求.據(jù)此,可通過積極推進虛擬水、能貿(mào)易戰(zhàn)略,充分利用國外市場,以彌補這一巨大缺口.另外,提高資源利用效率、改善消費結(jié)構(gòu)和縮短產(chǎn)品生產(chǎn)及中間產(chǎn)品的流通環(huán)節(jié)等,也有助于縮小虛擬水、能和實體水、能之間的差距.

我國自 2000年提出節(jié)水型社會建設(shè)以來,出臺了一系列節(jié)水政策及法規(guī)[70],提出對水資源的合理開發(fā)、利用、節(jié)約和保護,為水資源安全提供法律依據(jù).在能源方面,規(guī)范了能源安全、能源效率、能源環(huán)境保護等問題,把“節(jié)能優(yōu)先”定為能源發(fā)展科學之首,促進了能源可持續(xù)發(fā)展.對傳統(tǒng)高耗水高耗能產(chǎn)業(yè)進行限制,具有一定的節(jié)水、節(jié)能效果;提高水資源和能源利用效率,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局,對緩解水資源短缺和能源枯竭有明顯的促進作用[71].

綜上所述,由于虛擬水、能消耗量受自然資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平、現(xiàn)實需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、高新技術(shù)等因素的制約,可能會出現(xiàn)預測與未來實際不符.但從總體發(fā)展趨勢看,隨我國人均消費水平的增加和生活質(zhì)量的提高,虛擬水和虛擬能消耗總量依舊呈上升趨勢.充分考慮我國未來的水資源和能源消耗趨勢,不僅可以指導資源配置與規(guī)劃,還可以為發(fā)展經(jīng)濟,制定資源政策提供有價值的參考,保證我國的可持續(xù)發(fā)展及資源安全.

3 結(jié)論

3.1 近20年來,三大產(chǎn)業(yè)虛擬水、能消耗量總體呈上升趨勢,其中第一、二產(chǎn)業(yè)的虛擬水、能消耗占比呈波動下降趨勢,而第三產(chǎn)業(yè)的虛擬水、能消耗占比呈上升趨勢.GDP和第三產(chǎn)業(yè)完全用水(能耗)系數(shù)是影響虛擬水、能消耗量的重要因素.因此,轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式,倡導綠色發(fā)展和消費是減少虛擬水、能消耗總量的重要舉措.

3.2 我國三大產(chǎn)業(yè)直接用水(能耗)系數(shù)、完全用水(能耗)系數(shù)均呈下降趨勢,水資源和能源利用效率都在不斷提高,但與發(fā)達國家仍存在較大差距.同時,第二、三產(chǎn)業(yè)用水乘數(shù)和能耗乘數(shù)較高,通過間接使用消耗大量水資源和能源,是“隱形”高耗水、高耗能產(chǎn)業(yè).應進一步優(yōu)化消費模式,減少間接消耗,推廣節(jié)水、節(jié)能技術(shù),提升水資源、能源利用效率.

3.3 虛擬水-虛擬能系統(tǒng)處于高水平耦合階段,但僅達初級協(xié)調(diào)發(fā)展階段,仍需協(xié)調(diào)水資源和能源利用關(guān)系,進一步提升其耦合協(xié)調(diào)水平.

3.4 未來10年,我國虛擬水、能以及實體能消耗量仍將不斷增長,而實體水消耗量呈下降趨勢.基于此,我國未來的資源戰(zhàn)略更應聚焦于能源的合理開發(fā)、利用和保護.