聶志萍,吳夢芝,馬海良

(1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100；2.河海大學企業(yè)管理學院，江蘇 常州 213022)

目前，水資源問題已成為我國經(jīng)濟社會進一步發(fā)展的重要約束因素，其突出表現(xiàn)為總量缺乏和利用效率較低。我國人均水資源量約為2 300 m3，僅達到世界平均水平的1/4，且水資源利用效率較差，呈現(xiàn)出時空分布不均等特征?；诖?，習近平同志提出“節(jié)水優(yōu)先、空間均衡、系統(tǒng)治理、兩手發(fā)力”的治水思路，認為必須在充分考慮水資源承載能力的基礎上，以水定城、以水定人，大力推進節(jié)水型社會建設，實施全民節(jié)水行動計劃。生活用水作為我國用水量的重要組成部分，與城市建設密切相關，且直接影響民眾的生活質(zhì)量。本文立足生活用水，以我國2004—2017年各省份面板數(shù)據(jù)為例，深入探討我國生活用水耗用量的影響機理，以求為各省份合理規(guī)劃水資源發(fā)展布局，逐步實現(xiàn)人水和諧提供重要的政策參考。

1 文獻綜述

已有文獻中，學者們多構(gòu)建不同的數(shù)據(jù)模型評估水資源利用的影響因素，如馬海良等[1]在測算出我國1999—2009年水資源利用效率的基礎上，采用Tobit回歸模型分析中國及分區(qū)域水資源利用效率的影響因素，研究表明，經(jīng)濟水平、水資源價格對全要素水資源效率有顯著的正向作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和政府影響力卻有顯著的負向影響；陳大波等[2]選取人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、單位面積平均灌溉用水量、人均水資源量和年降水量等相關指標，基于SPSS回歸測算了影響農(nóng)業(yè)水資源消耗強度的因素，得出農(nóng)業(yè)水資源消耗強度與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值呈負相關，單位面積平均灌溉用水量、人均水資源量和年降水量與農(nóng)業(yè)水資源消耗強度呈正相關的結(jié)論。張吉輝等[3]從水資源的公平性出發(fā)，通過基尼系數(shù)法測算各地區(qū)水資源用量與經(jīng)濟發(fā)展和民生需求的匹配性問題，最終發(fā)現(xiàn)我國水資源消耗量與人口和土地不匹配的時間演變規(guī)律，但跟各地的經(jīng)濟發(fā)展總量相對匹配。韓琴等[4]基于擴展的Kaya恒等式和LMDI模型，定量分析了效率效應、結(jié)構(gòu)效應、經(jīng)濟效應、稟賦效應、開發(fā)效應及技術(shù)效應對灰水足跡效率的影響，論證發(fā)現(xiàn)，效率、經(jīng)濟、開發(fā)及技術(shù)對灰水足跡效率的變化起正向驅(qū)動效應，結(jié)構(gòu)與稟賦對灰水足跡效率的變化起負向驅(qū)動效應，其中效率、經(jīng)濟是影響灰水足跡效率變化的最主要因素。黃德春等[5-6]分析了總量和強度控制下的水資源利用效率，認為我國水資源利用效率正逐漸改善，生態(tài)文明的建設導致我國的人水和諧程度越來越好。

梳理以上文獻，不難發(fā)現(xiàn)學者們大多對水資源的總體情況進行分析，較少對具體的生活用水或生態(tài)用水展開具體分析。由于生活用水與民眾的生活戚戚相關，直接決定了人民群眾的生活質(zhì)量，因此需要展開對應性研究。另外，較多文獻中多只涉及簡單因素分解，且缺少對某些重點影響因素的深入分析?；诖?，筆者以生活用水為研究對象，先從LMDI方面探究各分解因素對生活用水的作用程度，再利用脫鉤模型深入分析最重要的影響因素與生活用水的響應程度，具體研究思路如下：①依據(jù)Kaya恒等式將生活用水影響因素分解為結(jié)構(gòu)影響因素、技術(shù)影響因素、經(jīng)濟影響因素和人口影響因素。②運用LMDI方法分別計算這4個影響因素對生活用水的貢獻率，分析這四個方面對生活用水的作用方向與強度，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟因素最能夠?qū)е律钣盟康脑黾?。③為進一步考察生活用水對經(jīng)濟增長的響應程度，構(gòu)建生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤模型，并將測算得到的脫鉤值由強到弱進行排序，從而判斷出脫鉤程度的省際差異，并以此為基礎提出針對性建議。

2 研究方法與數(shù)據(jù)

2.1 模型選擇與方法

2.1.1因素分解法

因素分解法，不僅能列出研究目標的影響因素，還能計算其對整體的貢獻率，故被廣泛運用于資源環(huán)境領域。常見的因素分解法有結(jié)構(gòu)分解法(SDA)和指數(shù)分解法(IDA)，SDA往往需要完整的投入產(chǎn)出表，對數(shù)據(jù)的要求較高，而IDA對時間序列與截面數(shù)據(jù)均適用，數(shù)據(jù)處理的范圍較廣。IDA又分為拉氏指數(shù)法、迪氏指數(shù)法和對數(shù)平均迪氏指數(shù)法(LMDI)，其中LMDI[7-8]既能完全分解余量，又能解決零值問題，故本文選擇基于LMDI的加法分解模型。

先依據(jù)Kaya[9]恒等式將生活用水(DW)分解如下：

(1)

D=∑srjP

ΔD=Dt-D0=ΔS+Δr+Δj+Δp

(2)

依據(jù)LMDI進一步整理得：

(3)

(4)

(5)

(6)

式中：ΔS為結(jié)構(gòu)效應，表示用水結(jié)構(gòu)引起的生活用水的變化量；Δr為技術(shù)效應，表示技術(shù)進步引起的生活用水的變化量；Δj為經(jīng)濟效應，表示經(jīng)濟增長引起的生活用水的變化量；Δp為人口效應，表示由于人口數(shù)量的變化導致生活用水量的變化，四者效應相加正好等于生活用水的變化量。若某個分解效應為正，則表示該效應對生活用水耗用量有推進作用，若為負，則表示該效應對生活用水耗用量有抑制作用。

2.1.2脫鉤模型

依表1知，脫鉤狀態(tài)由ΔA、ΔGDP與e(A，GDP)三者共同決定，且充分考慮了不同數(shù)值下脫鉤的差異狀態(tài)，選用Tapio彈性指標，構(gòu)建生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤模型，具體如公式(7)所示：

(7)

表1 脫鉤狀態(tài)分解表

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文所有數(shù)據(jù)均來自2004—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》，鑒于脫鉤指標e的測算需要考慮時間的變化與價格波動的影響，將2004—2017年當年價格計算的各地區(qū)GDP修正為2004年不變價格地區(qū)GDP。

3 實證分析

3.1 生活用水驅(qū)動因素的LMDI分解

根據(jù)公式(2)-(6)，分別測算出結(jié)構(gòu)、技術(shù)、經(jīng)濟，人口對生活用水的貢獻值，匯總后見表2。

首先，對全國的生活用水驅(qū)動因素進行分析。由表2可以看出，技術(shù)效應為負，結(jié)構(gòu)效應、經(jīng)濟效應、人口效應均為正，說明技術(shù)的提高對生活用水的耗用起抑制作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變，經(jīng)濟的發(fā)展，人口的擴大對生活用水的耗用起促進作用。數(shù)值上，經(jīng)濟效應的累計絕對值最大，為1 008.384 t，其次為技術(shù)效應1 005.590 t，人口效應87.554 t，結(jié)構(gòu)效應52.462 t，即經(jīng)濟與技術(shù)對生活用水的貢獻起絕對作用，而人口與結(jié)構(gòu)對生活用水的耗用起輔助作用。因此可以認為，經(jīng)濟與技術(shù)是生活用水的主要驅(qū)動因素，經(jīng)濟是生活用水的主要增加因素，而技術(shù)進步是生活用水減少的主要手段，這個研究結(jié)論也充分驗證了文獻[4]的觀點。

其次，對各省的生活用水驅(qū)動因素進行具體分析(西藏11年間的生活用水從數(shù)據(jù)看無明顯變化，各效應的貢獻值均為0，故不予考慮)。從結(jié)構(gòu)效應上看，20個省為正值，說明大部分省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式的轉(zhuǎn)變，使得第三產(chǎn)業(yè)比重上升，進而使得生活用水占用水總量的比重上升，生活用水耗用量增加；剩下11個省為負值，代表結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變在一定程度上抑制了生活用水的使用，其中黑龍江結(jié)構(gòu)效應對生活用水的抑制作用最強，究其原因，黑龍江隸屬老工業(yè)基地，仍以第二產(chǎn)業(yè)為主，且位處北方，水資源匱乏，所以生活用水占用水總量的比重較低。

表2 我國各省份生活用水效應分解表

從技術(shù)效應上看，我國所有省份均為負值，說明技術(shù)的改進提高了我國的用水效率，促進了每單位經(jīng)濟增長耗用水資源的降低。事實證明，國家一方面出臺了《中國節(jié)水技術(shù)政策大綱》，建立和完善再生水利用技術(shù)體系，開發(fā)和應用管網(wǎng)查漏檢修決策支持信息化技術(shù)，另一方面利用價格杠桿，調(diào)整水價，不斷推廣節(jié)水型器具，加強民眾的節(jié)水意識。但值得注意的是，我國技術(shù)效應的標準差為25.799，省份間的技術(shù)效應還存在很大差異，其中廣東為-126.686 t，寧夏僅為-3.125 t，極差高達123.561 t，如何縮小省與省間的技術(shù)差距，還是現(xiàn)階段亟須解決的一個問題。

從經(jīng)濟效應上看，GDP的增長帶動了城市的擴張，導致了人口規(guī)模的擴大，同時生活服務業(yè)、餐飲業(yè)的發(fā)展也帶來大量的生活用水需求，故我國所有省份的經(jīng)濟效應均為正值，即人均生產(chǎn)總值是我國生活用水的直接推動力。其中西北地區(qū)如青海、寧夏的經(jīng)濟效應較小，而中部、南部的經(jīng)濟效應較大，符合我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展情況。另外不難發(fā)現(xiàn)，與技術(shù)效應相同的是，廣東的經(jīng)濟效應最大，而寧夏的經(jīng)濟效應最小，這在一定程度上說明了經(jīng)濟的發(fā)展與技術(shù)的進步相輔相成，符合前文經(jīng)濟與技術(shù)占絕對地位的結(jié)論。

從人口效應上看，受制于經(jīng)濟的發(fā)展、國家計劃生育的政策，某些地區(qū)如黑龍江、安徽、河南、貴州、廣西出現(xiàn)人口效應為負的現(xiàn)象，縮小的人口規(guī)模直接減少了居民的生活用水量，進而減少整個省份對生活用水的需求，但更多的省份由于外來人口的流入不斷加重著生活用水的負擔，故各省區(qū)人口效應雖有正有負，但對生活用水變化的貢獻率不高，對外表現(xiàn)出微弱的正效應。

3.2 對生活用水經(jīng)濟驅(qū)動因素的進一步分析

由表2知，生活用水的4個驅(qū)動因素中，經(jīng)濟效應的累計效應最大，這在一定程度上說明人均GDP(Δj)的增加促進了生活用水耗用量的變化，但上述基于LMDI的分解，也存在一個明顯的問題，就是只考察了ΔD與Δj的相對關系，而忽略了ΔD與Δj自身增速的問題。筆者將以經(jīng)濟增長和生活用水為研究對象，在LMDI分析的基礎上，引入脫鉤模型中的Tapio指標，以求準確考察生活用水對經(jīng)濟增長的反應程度。依據(jù)公式(6)，先測算出2004—2015年中國31省區(qū)生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤指標e(D，GDP)，再根據(jù)e(D，GDP)的數(shù)值、ΔD、ΔGDP符號，參照表1，得到對應的脫鉤狀態(tài)，整理后見表3。

根據(jù)表3，從脫鉤狀態(tài)方面看，我國31省區(qū)均實現(xiàn)了生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤，即經(jīng)濟增長的速度小于生活用水的增長速度。我們認為相對我國經(jīng)濟的高速增長，生活用水量表現(xiàn)出相對不變或緩慢增加的發(fā)展態(tài)勢，兩者逐漸呈現(xiàn)出背離的趨勢。其中6個省份(內(nèi)蒙古，吉林，黑龍江，西藏，甘肅，青海)為強脫鉤，既達到了經(jīng)濟的正增長，又實現(xiàn)了生活用水的負增長，是最理想的一種狀態(tài)；其余25個省份為弱脫鉤，在保證經(jīng)濟增長的前提條件下，實現(xiàn)了生活用水的低速增長，是較理想的一種脫鉤狀態(tài)。從脫鉤指標上看，2004—2017年我國生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤程度參差不齊，但脫鉤數(shù)值均控制在0.2以下，脫鉤程度明顯，其中黑龍江脫鉤指標最小為-0.072，居領先地位，福建、湖北脫鉤數(shù)值最高，均為0.172，處于落后狀態(tài)。

為進一步了解各省區(qū)脫鉤的區(qū)域差異，我們將所有省份的脫鉤程度由強到弱進行排序，把脫鉤指標分為5個等級，以0、0.05、0.1、0.15、0.2為劃分標準，整理得到各省脫鉤狀態(tài)的分布(表4)。根據(jù)表4，可見我國生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤指標雖不盡相同，但大致服從如下規(guī)律：人口數(shù)量較少，經(jīng)濟發(fā)展程度較低的省份脫鉤程度較高，而人口較多，水資源量豐富，經(jīng)濟發(fā)展程度較高的省份脫鉤程度則相對較低?？傮w來講，從2004年到2017年，我國31個省份以節(jié)水為宗旨，構(gòu)建起用水計劃調(diào)控、節(jié)水效率評估和節(jié)水價格杠桿的三大機制，不斷加強了水資源開發(fā)與保護等方面的立法，建立健全水表收費制度，提升了用水效率，實現(xiàn)了生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤。

表3 我國各省份生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤關系

表4 各省脫鉤狀態(tài)的分布

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

水資源是“生命之源、生產(chǎn)之要、生態(tài)之基”，生活用水量的多少更是直接決定了人民群眾的生活質(zhì)量和幸福指數(shù)。本文以2004—2017年各省份的生活用水為研究對象，基于LMDI分解方法，將生活用水變化量分解為結(jié)構(gòu)、技術(shù)、經(jīng)濟、人口4個驅(qū)動效應，并通過構(gòu)建脫鉤模型，進一步測算生活用水與經(jīng)濟增長的響應關系與脫鉤指標，得到以下結(jié)論：

a. 技術(shù)效應對我國生活用水量的減少具有明顯的正向作用，而結(jié)構(gòu)效應、經(jīng)濟效應和人口效應對生活用水量的增加具有明顯的正向作用。雖然從各省份間的效應分解值符號來看，各省份有正有負，但從國家的總體累計效應上講，只有技術(shù)效用的符號為負，其余均為正值，即技術(shù)的改進促進了生活用水的減少，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變，經(jīng)濟的增長，人口的擴大均推動了生活用水的增多。

b. 就各效應分解值的大小來看，經(jīng)濟效應對生活用水的影響最大，其次為技術(shù)效應，人口效應對生活用水的影響相對最小，這也表明經(jīng)濟發(fā)展與技術(shù)進步為生活用水的主要驅(qū)動因素，而人口規(guī)模與用水結(jié)構(gòu)是生活用水的輔助影響因素。

c. 2004—2017年，我國均實現(xiàn)了生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤，即經(jīng)濟增長的速度小于生活用水量的增長速度，兩者逐漸呈現(xiàn)背離趨勢。其中內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江等6省份為強脫鉤，天津、遼寧等25個省份為弱脫鉤。且人口數(shù)量較少，經(jīng)濟發(fā)展程度較低的省份脫鉤程度較高，而人口較多、水資源量豐富、經(jīng)濟發(fā)展程度較高的省份脫鉤程度相對較低。

4.2 建議

黨的十九大明確提出，應堅持“節(jié)水優(yōu)先、空間均衡、系統(tǒng)治理、兩手發(fā)力”的原則，系統(tǒng)治理好水環(huán)境和提高水資源利用效率。按照這個重要方針，全面推進節(jié)水型社會建設，需要統(tǒng)籌兼顧與分類推進相結(jié)合，通過控制生活用水的使用量提高我國水資源的使用價值。

首先從國家層面上，統(tǒng)籌考慮用水結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平、人口效應、經(jīng)濟效應對水資源利用的影響程度。從脫鉤結(jié)果知，我國已實現(xiàn)了生活用水與經(jīng)濟增長的脫鉤，故現(xiàn)階段的目標是完成由弱脫鉤到強脫鉤的過渡，鑒于我國經(jīng)濟一直處于相對高速增長狀態(tài)，所以實現(xiàn)強脫鉤的關鍵在于控制生活用水的使用量。從LMDI分析結(jié)果知，只有技術(shù)抑制了生活用水的使用，因此控制生活用水使用量的關鍵在于提升水資源利用效率的技術(shù)?；诖?，需要堅持水資源消耗總量和強度與經(jīng)濟發(fā)展方式相匹配的方式[16]，以水定需，量水而行，因水制宜，一方面開源節(jié)流，控制用水人口數(shù)量，加強水情宣傳教育，強化取用水計量監(jiān)控，完善取用水統(tǒng)計和核查體系，建立健全節(jié)水管理制度。另一方面高效利用，注重用水結(jié)構(gòu)，開展節(jié)水產(chǎn)品研發(fā)，推廣節(jié)水設備和器具，改造與維護管理供水管道，以水資源利用效率和效益的全面提升推動經(jīng)濟增長和轉(zhuǎn)型升級。

其次從省際層面上，因地制宜，科學分解總目標并合理推進至各節(jié)水主體。針對不同類別的省份，利用技術(shù)溢出效應展開具體的節(jié)水政策學習，節(jié)水效果較差的省份積極向節(jié)水模范省份取經(jīng)，如生活用水增加量最大的湖北向節(jié)水最明顯的黑龍江學習，技術(shù)效應最小的寧夏、青海向水資源利用效率較高的廣州學習，并將任務完成情況納入地方政府政績考核，以強化目標考核和責任追究。針對相同類別的省份，同舟共濟，聯(lián)合開展基層水資源管理能力建設與節(jié)水教育，做好區(qū)域間水資源統(tǒng)籌調(diào)配，建立健全統(tǒng)一的水價管理機制和節(jié)水獎勵機制。加強各省政府與企業(yè)間的交流，利用政府和社會資本合作(PPP)等模式，鼓勵社會資本進入節(jié)水等領域，共同探索節(jié)水管理新模式。