杜軍凱，李曉星，賈仰文，仇亞琴，張海濤，陳 靜

(1.中國(guó)水利水電科學(xué)研究院 流域水循環(huán)模擬與調(diào)控國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，北京 100038；2.中國(guó)環(huán)境科學(xué)研究院，北京 100012)

1 概 述

水資源是一種有限而脆弱的基礎(chǔ)性資源，具有經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和生態(tài)的多維屬性。眾所周知，我國(guó)水資源總量豐富，多年平均水資源量2.8×1012m3，但人均占有量?jī)H為世界平均水平1/4，且隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，“水多、水少、水臟、水渾”等水問(wèn)題愈加突出。作為一種基礎(chǔ)性資源，水的空間分布不均及與生產(chǎn)、生活水平的不匹配是制約經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要因素。堅(jiān)持空間均衡，堅(jiān)持“四水四定”——以水定城、以水定地、以水定人、以水定產(chǎn)是破解水資源短缺難題的必然選擇[1]。與其他資源相比，水資源具有獨(dú)特的流域自然屬性。因此，分析研究水問(wèn)題必須從水循環(huán)的基本規(guī)律出發(fā)，以流域?yàn)閱卧猍2]，超脫就水論水的藩籬，協(xié)調(diào)好水與經(jīng)濟(jì)社會(huì)間的關(guān)系。如何有效地定量描述水與地、水與城、水與人、水與產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)社會(huì)要素的關(guān)系，是分析“四水四定”的關(guān)鍵。

據(jù)文獻(xiàn)調(diào)研，基尼系數(shù)法具有定量地、科學(xué)地描述不同要素的匹配程度的優(yōu)勢(shì)，在水資源與其他經(jīng)濟(jì)社會(huì)要素匹配格局定量化研究方面受到眾多學(xué)者[3-6]的青睞。盡管已有研究均取得了較好的研究成果，但總的來(lái)說(shuō)仍存在以下問(wèn)題：①對(duì)水資源格局的分析多以行政區(qū)域?yàn)檠芯繂卧狈⒃谒h(huán)基礎(chǔ)上的流域角度研究。②研究多從空間維度入手，缺乏在時(shí)間維度上對(duì)水資源格局變化規(guī)律的揭示。③當(dāng)前研究關(guān)于水資源與單一要素的匹配程度的描述較多，但具體到單元內(nèi)部，“四水四定”的首要因素是什么？換言之，基于區(qū)域水資源稟賦現(xiàn)狀條件，水資源-土地資源、水資源-人口、水資源-產(chǎn)值三者孰為制約經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的最強(qiáng)水資源約束，在此方面開(kāi)展的研究較少。

2 研究思路與技術(shù)方法

2.1 研究思路

針對(duì)以上問(wèn)題，本次研究依托《中國(guó)水資源公報(bào)(2004-2013)》系列數(shù)據(jù)，以流域統(tǒng)籌的視角來(lái)研究全國(guó)水資源的時(shí)空匹配格局，以全國(guó)10個(gè)水資源一級(jí)區(qū)為研究對(duì)象，以水資源二級(jí)區(qū)為基本計(jì)算單元，運(yùn)用基尼系數(shù)法計(jì)算分析各水資源一級(jí)區(qū)的水資源與土地資源、水資源與人口、水資源與產(chǎn)值的匹配程度并分析各要素的時(shí)間變化趨勢(shì)。研究目的如下：①在空間維度上，從流域角度分析水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的約束作用；②在時(shí)間維度上，分析各類(lèi)水資源約束的變化趨勢(shì)；③識(shí)別出各水資源一級(jí)區(qū)關(guān)鍵的制約因素。研究技術(shù)路線(xiàn)見(jiàn)圖1。

圖1 研究技術(shù)路線(xiàn)圖

2.2 基尼系數(shù)法

作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)學(xué)概念，基尼系數(shù)(Gini Coefficient)最早由意大利籍學(xué)者基尼(Gini)基于洛倫茨曲線(xiàn)推導(dǎo)而出。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Paul R. Krugman根據(jù)資源的空間分布特點(diǎn)，提出了用于研究區(qū)域空間維度上資源匹配的基尼系數(shù)求解模型[7]，見(jiàn)圖2。

圖2 基尼曲線(xiàn)示意圖

圖2中，橫坐標(biāo)為要素1的累積比例X，取值范圍為[0,1]；縱坐標(biāo)為要素2的累積比例Y，取值范圍為[0,1]；理想分布線(xiàn)為圖1中斜率為1的直線(xiàn)，記為Y=f1(x)；要素1與要素2的雙累積線(xiàn)為圖1中的Y=f2(x)；要素1與要素2的基尼曲線(xiàn)為圖1中的Y=f3(x)。理想分布線(xiàn)表示在理想情況下，要素1與要素2在空間上呈絕對(duì)均勻的分布；雙累積線(xiàn)表示實(shí)際情況下，要素1與要素2在空間上的分布情況；基尼曲線(xiàn)為雙累積線(xiàn)的擬合曲線(xiàn)?；嵯禂?shù)在數(shù)值上等于基尼曲線(xiàn)Y=f3(x)與理想分布線(xiàn)Y=f1(x)所圍成的陰影部分A面積的2倍，表征要素1和要素2實(shí)際分布與理想情況下的差異。

如前所述，基尼系數(shù)在數(shù)值上等于基尼曲線(xiàn)與理想線(xiàn)所圍成的陰影部分A面積的2倍，計(jì)算方法見(jiàn)式(1)：

(1)

本文沿用文獻(xiàn)[8-9]對(duì)基尼系數(shù)的閾值劃分：G在0～0.2區(qū)間為高度匹配；0.2～0.3區(qū)間表示相對(duì)匹配；0.3～0.4區(qū)間為比較匹配； 0.4～0.5區(qū)間為不匹配；超過(guò)0.5 為極不匹配。

2.3 趨勢(shì)分析方法

2.3.1 線(xiàn)性趨勢(shì)檢驗(yàn)

R檢驗(yàn)過(guò)程見(jiàn)式(2)、式(3)

|R|>Ra

(3)

對(duì)給定的檢驗(yàn)水平a，對(duì)比R與相關(guān)系數(shù)臨界值Ra，如果滿(mǎn)足式(3)，則認(rèn)為此水平下，回歸效果是顯著的。

2.3.2Mann-Kendall趨勢(shì)分析法

Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法是一種典型的非參數(shù)檢驗(yàn)方法。該方法構(gòu)造一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布統(tǒng)計(jì)量Z，對(duì)給定的檢驗(yàn)水平a，如果滿(mǎn)足式(4)，則認(rèn)為此水平下，系列存在增大(Z>0)或減小(Z<0)的趨勢(shì)，反之則認(rèn)為系列無(wú)明顯變化趨勢(shì)。方法原理見(jiàn)文獻(xiàn)[11]。

|Z|≥Z1-a/2

(4)

2.3.3 基尼曲線(xiàn)的正交最小二乘擬合

已有研究在研究水資源與相關(guān)資源的匹配問(wèn)題時(shí)多使用最小二乘法進(jìn)行基尼曲線(xiàn)的擬合。最小二乘曲線(xiàn)擬合法的使用前提是自變量本身不存在誤差[12]，魯鐵定等[13]運(yùn)用間接平差原理證明了在自變量誤差較大時(shí)，正交最小二乘法的擬合精度顯著高于普通最小二乘法。

而無(wú)論是模型計(jì)算或統(tǒng)計(jì)生成的水資源量成果均存在不同程度的誤差。為提高計(jì)算精度，本研究選用正交多項(xiàng)式最小二乘法進(jìn)行基尼曲線(xiàn)的擬合，正交多項(xiàng)式擬合原理介紹如下：

m次正交多項(xiàng)式最小二乘法擬合方程見(jiàn)式(5)：

p(x)=b0B0(x)+b1B1(x)+…+bmBm(x)

(5)

其中，bj(j=0,1,2,…,m)為m次正交多項(xiàng)式的擬合系數(shù)，構(gòu)造給定的n個(gè)點(diǎn)上正交的m次多項(xiàng)式函數(shù)系Bi(x)(i=0,1,2,…,m)為基函數(shù)，見(jiàn)式(6)：

基函數(shù)Bj(x)(j=0,1,2,…,m)計(jì)算見(jiàn)式(7)：

基函數(shù)Bj(x)由系數(shù)αj和βj決定，αj和βj確定方法見(jiàn)式(8)：

3 實(shí)例分析

本研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)水資源公報(bào)》(2004-2013)。水資源公報(bào)統(tǒng)計(jì)報(bào)表的上報(bào)單元為水資源二級(jí)區(qū)嵌套地市，統(tǒng)計(jì)要素包括社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)、水資源量數(shù)據(jù)和水資源開(kāi)發(fā)利用數(shù)據(jù)等，為保障準(zhǔn)確性，各報(bào)表均經(jīng)過(guò)省級(jí)和全國(guó)的兩重復(fù)核，相關(guān)介紹見(jiàn)《水資源公報(bào)編制規(guī)程》(GB/T 23598-2009)。

本研究以全國(guó)10個(gè)水資源一級(jí)區(qū)為研究對(duì)象，以79個(gè)(不含臺(tái)澎金馬諸河)水資源二級(jí)區(qū)為基本計(jì)算單元(圖3)，采用正交二項(xiàng)式最小二乘擬合方法計(jì)算水資源與各社會(huì)經(jīng)濟(jì)要素的基尼系數(shù)。在其基礎(chǔ)上，本文采用線(xiàn)性回歸和M-K趨勢(shì)檢驗(yàn)方法分析不同要素之間基尼系數(shù)的變化趨勢(shì)，并對(duì)分析結(jié)果進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

圖3 全國(guó)水資源二級(jí)分區(qū)示意圖

3.1 水資源與土地/人口/產(chǎn)值的基尼系數(shù)

全國(guó)十大水資源一級(jí)區(qū)2004～2013各對(duì)要素的基尼系數(shù)分析結(jié)果見(jiàn)表1、圖4。

表1 全國(guó)十大水資源一級(jí)區(qū)基尼系數(shù)(2004～2013)

續(xù)表1

圖4 全國(guó)十大水資源一級(jí)區(qū)各要素組基尼系數(shù)時(shí)空分布(2004～2013)

在空間分布上，西北諸河區(qū)、西南諸河區(qū)和黃河區(qū)各對(duì)要素的基尼系數(shù)普遍高于其他流域，反映出這些區(qū)域水資源與經(jīng)濟(jì)社會(huì)要素間的匹配度較差；海河區(qū)各要素組的基尼系數(shù)最低，水資源與經(jīng)濟(jì)社會(huì)要素的匹配度較好。

從要素類(lèi)型看，水資源-產(chǎn)值的基尼系數(shù)普遍高于水資源-土地和水資源-人口；其中以遼河區(qū)水資源與土地資源的基尼系數(shù)最高，西南諸河區(qū)水資源與人口的基尼系數(shù)最高，其余8個(gè)一級(jí)區(qū)水資源與產(chǎn)值的基尼系數(shù)最高。

3.2 基尼系數(shù)變化趨勢(shì)

根據(jù)本文前述趨勢(shì)分析方法，全國(guó)十大水資源一級(jí)區(qū)水資源與各經(jīng)濟(jì)社會(huì)要素的基尼系數(shù)趨勢(shì)分析分結(jié)果見(jiàn)表2?？傮w而言，兩種趨勢(shì)檢驗(yàn)的結(jié)果具有較好的一致性；全國(guó)十大一級(jí)區(qū)30對(duì)要素的基尼系數(shù)的變化趨勢(shì)中，呈下降趨勢(shì)的有16個(gè)，呈上升趨勢(shì)的有14個(gè)，下降趨勢(shì)略高于上升趨勢(shì)。

在空間分布上，松花江區(qū)、黃河區(qū)的水資源-土地資源的基尼系數(shù)呈下降趨勢(shì)，其余2個(gè)要素組呈上升趨勢(shì)；遼河區(qū)、淮河區(qū)和西北諸河區(qū)3個(gè)要素組均呈下降趨勢(shì)；海河區(qū)3個(gè)要素組均呈上升趨勢(shì)； 長(zhǎng)江區(qū)、珠江區(qū)的水資源-產(chǎn)值的變化呈下降趨勢(shì)，其余2個(gè)要素組呈上升趨勢(shì)；東南諸河區(qū)水資源-人口呈上升趨勢(shì)，其余2個(gè)要素組的變化呈下降趨勢(shì)；西南諸河區(qū)水資源-人口的變化呈下降趨勢(shì)，其余2個(gè)要素組呈上升趨勢(shì)。

在要素類(lèi)型上，水資源-產(chǎn)值和水資源-土地資源的基尼系數(shù)以下降趨勢(shì)為主，全國(guó)十大一級(jí)區(qū)中下降趨勢(shì)的流域個(gè)數(shù)與上升個(gè)數(shù)之比為6∶4；水資源-人口的基尼系數(shù)以上升趨勢(shì)為主，下降趨勢(shì)的流域個(gè)數(shù)與上升個(gè)數(shù)之比為4∶6。其中，遼河區(qū)、長(zhǎng)江區(qū)和淮河區(qū)的水資源-產(chǎn)值的基尼系數(shù)下降趨勢(shì)顯著(顯著性水平α=0.05)。

表2 全國(guó)十大水資源一級(jí)區(qū)基尼系數(shù)趨勢(shì)分析

4 討 論

文獻(xiàn)[14]指出1995年全國(guó)水土資源匹配區(qū)域基尼系數(shù)為0.566；文獻(xiàn)[4]的研究成果表明吉林省2010年水資源與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、工業(yè)產(chǎn)值及人口匹配的基尼系數(shù)分別為0.574、0.632、0.503；文獻(xiàn)[5]指出黑龍江省2002～2004年平均水資源與第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、人口匹配基尼系數(shù)分別為0.460和0.718；文獻(xiàn)[6]指出2012年重慶市水資源與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與人口匹配的基尼系數(shù)分別為0.709和0.533。

據(jù)水資源區(qū)劃(圖3)，松花江區(qū)包含黑龍江省全部和吉林省大部，遼河區(qū)包含吉林省南部小部分區(qū)域、長(zhǎng)江區(qū)包含重慶市全部。對(duì)比已有研究成果，從要素組間的基尼系數(shù)大小對(duì)比情況看，本文的研究成果與其一致，即研究區(qū)水資源-產(chǎn)值的基尼系數(shù)均大于其他要素組。另一方面，水資源一級(jí)區(qū)各要素組的基尼系數(shù)值均小于行政區(qū)的值。

造成水資源一級(jí)區(qū)基尼系數(shù)低于行政分區(qū)的原因有以下兩個(gè)方面：①水資源具有流域自然屬性，與行政區(qū)劃相比，其在流域內(nèi)的分布狀態(tài)更加具有一致性，本底狀態(tài)更優(yōu)。②基尼系數(shù)的取值與分析單元的空間尺度有關(guān)，空間范圍越大，單元內(nèi)要素組間存在的差異越被均化，基尼系數(shù)則越??；空間范圍越小，要素組間的差異性越能得以體現(xiàn)，基尼系數(shù)則越大。全國(guó)水資源一級(jí)區(qū)的空間范圍普遍比省級(jí)行政區(qū)大，故本文得出水資源一級(jí)區(qū)各要素組的基尼系數(shù)普遍低于已有研究的結(jié)論是合理的。

關(guān)于趨勢(shì)分析的合理性說(shuō)明。需要指出的是，本文對(duì)十個(gè)水資源一級(jí)區(qū)基尼系數(shù)趨勢(shì)分析的成果是初步的。一方面是資料條件限制，本研究只獲取了10年的數(shù)據(jù)。如M-K分析法關(guān)于數(shù)據(jù)系列正態(tài)分布的假設(shè)要求其長(zhǎng)度不小于10，本文的數(shù)據(jù)系列僅滿(mǎn)足這一臨界條件。另一方面因研究范圍較大，難以對(duì)趨勢(shì)分析成果進(jìn)行直接驗(yàn)證。以上因素均對(duì)結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。為克服以上不利因素，本文運(yùn)用M-K和線(xiàn)性檢驗(yàn)兩種方法進(jìn)行了趨勢(shì)分析，二者具有較高的一致性(表2)，表明趨勢(shì)分析的結(jié)果具有較高的可靠性，同時(shí)與相關(guān)研究成果的對(duì)比分析也支撐了這一點(diǎn)。綜合來(lái)說(shuō)，區(qū)域各要素組基尼系數(shù)變化趨勢(shì)的分析尚需更為翔實(shí)數(shù)據(jù)以開(kāi)展進(jìn)一步的研究。

由于本文旨在分析水資源在要素維度上的最強(qiáng)約束與變化趨勢(shì)，重在摸清一級(jí)流域水資源與各要素匹配程度的基本狀態(tài)，故所用的水資源量數(shù)據(jù)均為天然水資源量系列，并未考慮水資源一級(jí)區(qū)內(nèi)上下游單元之間調(diào)配。相對(duì)而言，基于水資源調(diào)配后的用水量和要素系列的匹配系數(shù)可認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)社會(huì)應(yīng)對(duì)水資源壓力并且主動(dòng)響應(yīng)后的一種優(yōu)化狀態(tài)，二者的系統(tǒng)結(jié)合將有助于動(dòng)態(tài)地跟蹤和分析水資源系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)系統(tǒng)影響機(jī)制。

5 結(jié) 論

通過(guò)對(duì)全國(guó)十大水資源一級(jí)區(qū)2004～2013年水資源-土地資源、水資源-人口以及水資源-區(qū)域生產(chǎn)總值各年度基尼系數(shù)的計(jì)算和趨勢(shì)分析，本文結(jié)論如下：

1) 水資源分布與產(chǎn)值分布的不匹配是我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展最強(qiáng)的水資源約束。在全國(guó)十大水資源一級(jí)區(qū)中，共有8個(gè)一級(jí)區(qū)水資源-產(chǎn)值的基尼系數(shù)最高，匹配程度最差。未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)更加關(guān)注產(chǎn)業(yè)布局與水資源分布的匹配問(wèn)題：一方面須在允許范圍內(nèi)對(duì)現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行適度調(diào)整以緩解缺水壓力；同時(shí)，制定行業(yè)發(fā)展規(guī)劃時(shí)需充分考慮這種約束作用，力爭(zhēng)通過(guò)頂層設(shè)計(jì)層面的協(xié)調(diào)以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，提高水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的保障能力。

2) 不同的流域應(yīng)采取不同的策略應(yīng)對(duì)水資源問(wèn)題。由趨勢(shì)分析結(jié)果可知，在十大水資源分區(qū)中，共有6個(gè)一級(jí)區(qū)的水資源-人口基尼系數(shù)存在上升趨勢(shì)。因此，除考慮水資源分布與產(chǎn)值分布的不匹配之外，諸如海河區(qū)、黃河區(qū)、西南諸河區(qū)等流域同時(shí)需關(guān)注水資源-人口的不匹配問(wèn)題；西北諸河區(qū)水資源稟賦條件較差，需更全面地統(tǒng)籌水資源、土地資源、人口和經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

3) 水資源一級(jí)區(qū)各的基尼系數(shù)普遍小于省(市)的基尼系數(shù)。除考慮區(qū)域間的平衡外，解決水問(wèn)題應(yīng)充分認(rèn)識(shí)與尊重水循環(huán)的基本規(guī)律，更加重視在流域?qū)用鎸?duì)水資源的統(tǒng)一規(guī)劃、合理配置和統(tǒng)籌管理，以便于最大限度發(fā)揮水資源的效率，支撐經(jīng)濟(jì)社會(huì)的協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展。

4) 正如前文所述，不同時(shí)空尺度的數(shù)據(jù)系列均會(huì)影響到分析結(jié)果，因數(shù)據(jù)條件的制約，本文僅以全國(guó)水資源一級(jí)區(qū)的水資源-土地資源，水資源-人口、水資源-區(qū)域生產(chǎn)總值為對(duì)象開(kāi)展研究。延長(zhǎng)時(shí)間序列，將研究拓展到更為精細(xì)的分區(qū)，獲取更細(xì)致的行業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，更系統(tǒng)地揭示水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的瓶頸制約機(jī)制，將是下一步的重點(diǎn)研究?jī)?nèi)容。