自然變化和人類活動(dòng)影響下區(qū)域虛擬水貿(mào)易定量分析

徐東來(lái)，孫秀秀，李文良，曲士松，王維平

（1.山東省地質(zhì)測(cè)繪院，山東濟(jì)南 250014； 2.濟(jì)南大學(xué)水利與環(huán)境學(xué)院，山東濟(jì)南 250022；3.山東省水利勘測(cè)設(shè)計(jì)院有限公司，山東濟(jì)南 250013）

虛擬水的概念最早由Allan［1-2］提出，指在生產(chǎn)產(chǎn)品和服務(wù)中所需要的水資源數(shù)量，即凝結(jié)在產(chǎn)品和服務(wù)中的虛擬水量。 缺水國(guó)家和地區(qū)通過(guò)貿(mào)易方式從富水國(guó)家和地區(qū)購(gòu)買水密集型農(nóng)產(chǎn)品來(lái)獲得水和糧食安全的戰(zhàn)略稱為虛擬水戰(zhàn)略，虛擬水戰(zhàn)略目前已成為解決水資源短缺的一種方法［3］。 Delpasand 等［4］建議伊朗進(jìn)口小麥，出口土豆、西紅柿和鐵礦石，減少非汛期灌溉用水。 以色列、伊朗等缺水國(guó)家應(yīng)當(dāng)增加低用水量高經(jīng)濟(jì)價(jià)值產(chǎn)品的出口和增加高用水量低經(jīng)濟(jì)價(jià)值產(chǎn)品的進(jìn)口［5-6］。 但是實(shí)施虛擬水戰(zhàn)略并不是簡(jiǎn)單地限制高耗水行業(yè)，也不是直接進(jìn)口水密集型產(chǎn)品，而是要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易量，同時(shí)要考慮區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的適宜性［7］。

虛擬水貿(mào)易的定量分析可以揭示虛擬水在不同地區(qū)之間的流動(dòng)情況［8］。 隨著空間距離對(duì)全球虛擬水貿(mào)易的影響逐漸減弱，全球虛擬水貿(mào)易量越來(lái)越大。世界上較大的虛擬水凈出口國(guó)主要分布在北美和南美，而較大的凈進(jìn)口國(guó)則分散在世界各地（如中國(guó)、日本、德國(guó)和埃及）［9］。 中國(guó)境內(nèi)糧食虛擬水貿(mào)易由北向南流動(dòng)，糧食輸出地區(qū)主要分布在東北、西北和華北平原，輸入地區(qū)主要分布在東部沿海和南部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份［10-11］。 2012 年中國(guó)虛擬水貿(mào)易量為11 792.4 億m3，產(chǎn)生了74 100 億元的經(jīng)濟(jì)效益［12］。

首先，虛擬水貿(mào)易不但與當(dāng)?shù)氐淖匀粭l件有關(guān)，而且受到人類活動(dòng)的影響。 以往研究中未能將兩個(gè)因素區(qū)分開來(lái)，無(wú)法定量分析自然條件與人類活動(dòng)對(duì)虛擬水貿(mào)易的影響。 其次，對(duì)山東省虛擬水貿(mào)易的研究時(shí)間序列較短， 到目前為止最長(zhǎng)的研究序列為15 a［13-16］。 基于此，本文對(duì)山東省20 a 的虛擬水動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行分析，并提出一種新的年內(nèi)年際對(duì)比分析方法。 年內(nèi)對(duì)比主要分析外調(diào)水供水增減條件下對(duì)虛擬水凈輸出量的影響，年際對(duì)比主要探討2015 年以來(lái)山東省實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理政策對(duì)虛擬水貿(mào)易的影響。 這種方法可定量分析不同供水水源和水資源管理政策對(duì)虛擬水貿(mào)易的影響，從而為管理者制定實(shí)體水和虛擬水綜合管理政策提供依據(jù)，促進(jìn)區(qū)域水資源的可持續(xù)利用。

1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來(lái)源

山東省人均水資源量為344 m3，不足全國(guó)的1／6，屬于嚴(yán)重缺水地區(qū)。 水資源時(shí)空分布不均，2002 年降水量最?。?20 mm），2003 年降水量最大（936 mm），平均降水量為680 mm。 除當(dāng)?shù)厮猓S河是山東省重要的農(nóng)業(yè)和城市供水水源，國(guó)家分配給山東的黃河水指標(biāo)是每年70 億m3。 1997—1999 年黃河多次長(zhǎng)時(shí)段斷流，山東省平均每年引黃水量只有19.9 億m3。 隨著南水北調(diào)東線工程的開通，山東省2014—2019 年共調(diào)入長(zhǎng)江水21.9 億m3。

本文農(nóng)業(yè)和工業(yè)的輸入和輸出產(chǎn)值數(shù)據(jù)來(lái)源于1997 年、2002 年、2007 年、2012 年、2017 年的《山東省投入產(chǎn)出表》（該表每隔5 a 發(fā)布一次），降水量、引黃河和長(zhǎng)江水量來(lái)源于1997—2017 年《山東省水資源公報(bào)》，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來(lái)源于1998—2018 年《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2 研究方法

2.1 虛擬水凈輸出量計(jì)算方法

虛擬水凈輸出量計(jì)算公式為

2.2 人類活動(dòng)對(duì)虛擬水變化影響的定量對(duì)比分析法

本文分析外流域調(diào)水和節(jié)水措施兩種人類活動(dòng)對(duì)虛擬水凈輸出量的影響。 外流域調(diào)水分為外調(diào)黃河水（減少）和外調(diào)長(zhǎng)江水（增加）兩種情景。 首先假定1997—2017 年5 個(gè)統(tǒng)計(jì)年份的降水量和當(dāng)?shù)厮Y源的供水量與用水量都相同，消除不同水文年因供水量不同而造成的虛擬水貿(mào)易的差異；其次假定每個(gè)統(tǒng)計(jì)年份不同部門的節(jié)水用水水平不變（即單位產(chǎn)值用水量不變），分別建立產(chǎn)值與用水量的關(guān)系；最后假定計(jì)算供水量大于實(shí)際統(tǒng)計(jì)年的用水量時(shí)會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易輸出值的增加（即虛擬水的輸出量增加），分析外流域調(diào)水量對(duì)虛擬水的定量影響。 對(duì)于節(jié)水措施，重點(diǎn)考察2015 年實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理政策對(duì)虛擬水凈輸出量的影響，假設(shè)各年份節(jié)水水平不變，分析可比價(jià)用水定額的相對(duì)變化值。

2.2.1實(shí)體水與虛擬水貿(mào)易供需平衡調(diào)整原則

假設(shè)J部門的供水量與用水量相等，當(dāng)供水量增加時(shí)，產(chǎn)品生產(chǎn)量會(huì)增加，則在當(dāng)?shù)匦枨蟛蛔兊那疤嵯聲?huì)產(chǎn)生產(chǎn)品輸出；當(dāng)供水量減少時(shí)，產(chǎn)品生產(chǎn)量會(huì)減少，在當(dāng)?shù)匦枨蟛蛔兊那疤嵯滦栎斎氘a(chǎn)品，以滿足當(dāng)?shù)氐男枨蟆?因此，當(dāng)?shù)趇年的供水量變化時(shí)，J部門的虛擬水凈輸出量計(jì)算公式為

2.2.2年降水量相同情況下虛擬水凈輸出量計(jì)算

山東省1997 年（枯水年）、2002 年（特枯年）、2007年（偏豐年）、2012 年（平水年）和2017 年（偏枯年）的降水量分別為553、420、773、651、636 mm。 這5 a 的降水量具有枯、平、豐年份的代表性，因此年降水量取其平均值606 mm，則相對(duì)應(yīng)的總供水量為

降水量相同情況下，第i年J部門的用水量計(jì)算公式為

2.2.3引黃河水減少對(duì)虛擬水凈輸出量的影響

考慮引黃河水時(shí)，總供水量計(jì)算公式為

為探究1997 年黃河斷流對(duì)虛擬水凈輸出量的影響，給定1997 年一個(gè)虛擬引黃水量，則有虛擬引黃水量時(shí)的總供水量為

式中：i＝1，2，3，4 分別為2002 年、2007 年、2012 年和2017 年。

考慮引黃河水時(shí)和有虛擬引黃水量時(shí)，J部門的用水量分別為

2.2.4增加引長(zhǎng)江水對(duì)虛擬水凈輸出量的影響

當(dāng)考慮引南水北調(diào)水時(shí)，假設(shè)南水北調(diào)水全部用于工業(yè)生產(chǎn)，原來(lái)工業(yè)占用農(nóng)業(yè)（包括種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)）的水量退還給農(nóng)業(yè)，農(nóng)業(yè)的供水量會(huì)相應(yīng)增加。 因此，增加引長(zhǎng)江水后，在黃河水和南水北調(diào)水共同作用下，農(nóng)業(yè)和工業(yè)用水總量為

利用式（3）、式（4）可計(jì)算出該情況下的虛擬水凈輸出量。

2.2.5最嚴(yán)格水資源管理政策對(duì)虛擬水凈輸出量的影響

采用可比價(jià)用水定額作為分析實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理政策后對(duì)虛擬水凈輸出量的影響。 鑒于2017 年南水北調(diào)配套設(shè)施建設(shè)還不完善，引長(zhǎng)江水量還遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒有達(dá)到設(shè)計(jì)引水量，因此在用水定額的計(jì)算中去除引長(zhǎng)江水量的影響。 部門可比價(jià)用水定額的計(jì)算公式為

利用式（3）、式（4）可計(jì)算出該情況下的虛擬水凈輸出量。

3 結(jié)果與討論

3.1 農(nóng)業(yè)、工業(yè)虛擬水凈輸出量

利用式（1）計(jì)算出山東省農(nóng)業(yè)和工業(yè)虛擬水凈輸出量，繪制農(nóng)業(yè)、工業(yè)虛擬水凈輸出量與人均GDP 的關(guān)系曲線，見圖1。 由圖1（a）可知，農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量與人均GDP 關(guān)系曲線呈不規(guī)則的U 形。 1997—2002 年凈輸出量緩慢增加，2002 年后減小，至人均GDP 為1.5 萬(wàn)元（2004 年）時(shí)由凈輸出變?yōu)閮糨斎?；之后凈輸入量不斷增大，至人均GDP 為4.9 萬(wàn)元（在2013 年）時(shí)，凈輸入量達(dá)到最大值75.25 億m3；此后凈輸入量逐漸減小，一直到2017 年仍為凈輸入，為12.21億m3。 由圖1（b）可知，山東省工業(yè)虛擬水貿(mào)易一直為凈輸出，且與人均GDP 關(guān)系曲線呈不規(guī)則倒U 形。從1997 年開始凈輸出量持續(xù)增大，至人均GDP 為4.4萬(wàn)元（2012 年）時(shí)，凈輸出量達(dá)到最大值（1.28 億m3），此后凈輸出量開始減小，至人均GDP 為6.3 萬(wàn)元（2017 年）時(shí)達(dá)到研究時(shí)段的次小值（0.54 億m3）。 對(duì)比農(nóng)業(yè)與工業(yè)虛擬水凈輸出量，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)是用水大戶。

圖1 2007—2017 年山東省農(nóng)業(yè)和工業(yè)虛擬水凈輸出量與人均GDP 關(guān)系曲線

3.2 人類活動(dòng)對(duì)虛擬水凈輸出量的影響

3.2.1外調(diào)水量對(duì)虛擬水凈輸出量的影響

利用式（3）～式（10）計(jì)算山東省農(nóng)業(yè)和工業(yè)在不同外調(diào)水供水水平下的虛擬水凈輸出量，結(jié)果見圖2。由圖2 可知，當(dāng)考慮引黃河水與長(zhǎng)江水時(shí)，農(nóng)業(yè)和工業(yè)虛擬水凈輸出量相對(duì)于年降水量不變時(shí)的凈輸出量均增加。 考慮引黃河水時(shí)，相對(duì)于年降水量不變情況下，1997 年、2002 年、2007 年、2012 年、2017 年5 個(gè)統(tǒng)計(jì)年農(nóng)業(yè)的虛擬水凈輸出量分別增加4.31%、22.65%、16.71%、1.29%和6.32%，工業(yè)虛擬水凈輸出量分別增加52.02%、150.19%、67.08%、82.07%和85.43%。 說(shuō)明引黃河水對(duì)工業(yè)虛擬水凈輸出量的影響大于對(duì)農(nóng)業(yè)的影響。

圖2 山東省不同外調(diào)水量情況下虛擬水凈輸出量

以1997 年為例，研究引黃河水量減少對(duì)山東省虛擬水凈輸出量的影響，結(jié)果見表1。 由表1 可知，1997年在降水量（）不變情況下，農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量為2.656 9 億m3。 在僅有引黃河水量（）情況下，相對(duì)于農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量增加0.114 6 億m3（4.31%）。 在有虛擬引黃水量（）情況下，相對(duì)于農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量增加了0.813 2 億m3（30.61%）。比農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量減少0.698 6億m3（20.13%）。 在W'S0情況下，工業(yè)虛擬水凈輸出量為0.235 7 億m3。和相對(duì)于，工業(yè)虛擬水凈輸出量分別增加了0.122 6 億m3（52.02%）、0.476 2億m3（202.04%）。相對(duì)于，工業(yè)虛擬水凈輸出量減少0.353 6 億m3（49.67%）。 可見，1997 年黃河斷流造成的供水量減少使農(nóng)業(yè)和工業(yè)虛擬水凈輸出量相對(duì)于未斷流情況分別減少20.13%和49.67%。

表1 1997 年山東省虛擬水凈輸出量?jī)|m3

以2017 年為例，研究增加引長(zhǎng)江水對(duì)山東省虛擬水凈輸出量的影響，結(jié)果見表2。 由表2 可知，2017 年在情況下，農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量為-11.952 2 億相對(duì)于，農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量增加了0.755 6億m3（6.32%）。 當(dāng)考慮引長(zhǎng)江水時(shí)，農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量增加0.903 8 億m3（1.32%）。 2017 年，在情況下，工業(yè)虛擬水凈輸出量為0.756 3 億m3。在和（引長(zhǎng)江水量）兩種情況下，工業(yè)虛擬水凈輸出量相對(duì)于分別增加了0.646 1 億m3（85.43%）、1.234 9 億m3（163.28%）。相對(duì)于，工業(yè)虛擬水凈輸出量增加了0.588 8 億m3（41.99%）。 可見，若引長(zhǎng)江水量全部用于工業(yè)，則會(huì)使工業(yè)虛擬水凈輸出相對(duì)于未引長(zhǎng)江水情況下增加41.99%。

表2 2017 年山東省虛擬水凈輸出量 億m3

3.2.2最嚴(yán)格水資源管理政策對(duì)虛擬水凈輸出量的影響

利用式（12）計(jì)算山東省農(nóng)業(yè)、工業(yè)可比價(jià)用水定額，結(jié)果見表3。 由表3 可知，農(nóng)業(yè)、工業(yè)的可比價(jià)用水定額均呈減小趨勢(shì)。 農(nóng)業(yè)可比價(jià)用水定額，2012 年比2007 年減小了24.26%，2017 年比2012 年減小了31.84%。 工業(yè)可比價(jià)用水定額，2012 年比2007 年減小了35.29%、2017 年比2012 年減小了48.49%。 在用水定額的計(jì)算中去除引長(zhǎng)江水的影響，并且假定節(jié)水水平相同，可以得出，若2015 年未實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理政策，2017 年農(nóng)業(yè)和工業(yè)的用水定額應(yīng)分別為204.16 m3／萬(wàn)元和1.77 m3／萬(wàn)元。 因此最嚴(yán)格水資源管理政策的實(shí)行，使2017 年農(nóng)業(yè)和工業(yè)用水定額分別減小了10.01%和20.39%，即2017 年農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量減小了10.01%、工業(yè)虛擬水凈輸出量減小了20.39%。

表3 山東省農(nóng)業(yè)、工業(yè)可比價(jià)用水定額m3／萬(wàn)元

綜上所述，2012 年比1997 年農(nóng)業(yè)和工業(yè)虛擬水凈輸出量增加的主要原因是引黃水量增加，2017 年比2012 年農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量增加的主要原因是增加了南水北調(diào)水，工業(yè)虛擬水凈輸出量減少主要受節(jié)水措施的影響。

4 結(jié)論

1）1997—2017 年，農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量與人均GDP 的關(guān)系曲線呈不規(guī)則的U 形，工業(yè)虛擬水凈輸出量與人均GDP 的關(guān)系曲線呈不規(guī)則的倒U 形。 農(nóng)業(yè)虛擬水大約在2004 年時(shí)由凈輸出變?yōu)閮糨斎?，此后一直為凈輸入，工業(yè)虛擬水一直為凈輸出。

2）2012 年比1997 年農(nóng)業(yè)和工業(yè)虛擬水凈輸出量增加的主要原因是引黃水量的增加。 1997 年黃河斷流使得農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量減少了20.13%，使得工業(yè)虛擬水凈輸出量減少了49.67%。 2017 年，若南水北調(diào)水全部用于工業(yè)生產(chǎn)，會(huì)使工業(yè)虛擬水凈輸出量增加41.99%；若工業(yè)將相應(yīng)水量退還給農(nóng)業(yè)，則農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量會(huì)增加1.32%。 實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理政策后，2017 年農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量減少了10.01%，工業(yè)虛擬水凈輸出量減少了20.39%。 因此，2017 年比2012 年農(nóng)業(yè)虛擬水凈輸出量增加的主要原因是南水北調(diào)水的輸入，工業(yè)虛擬水凈輸出量減少主要受節(jié)水措施的影響。

本文提出了新的定量對(duì)比分析法，將自然因素（降水量）調(diào)整成相同標(biāo)準(zhǔn)，在考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展和節(jié)水措施對(duì)虛擬水凈輸出量的影響前提下，定量分析人類活動(dòng)對(duì)山東省農(nóng)業(yè)和工業(yè)虛擬水凈輸出量的影響。 與傳統(tǒng)的水文評(píng)估和量化程序相比，該方法更加精確，為虛擬水綜合水資源管理決策分析提供了一種新的途徑。