王風(fēng)初,曹建軍*,王 寧,焦雨萌,李 裕 (.西北師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院,甘肅 蘭州 730070；.西北民族大學(xué)化工學(xué)院,甘肅 蘭州 730030)

虛擬水、能(商品生產(chǎn)、服務(wù)和消費(fèi)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(shí)體水、能的內(nèi)涵[1-2],為化解不同尺度上水、能資源危機(jī)提供了一個(gè)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(dú)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(jìn)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(dá) 496.9Gm3,而通過進(jìn)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(jì)算2006～2015年19個(gè)國家之間的虛擬水貿(mào)易量,發(fā)現(xiàn)這一時(shí)期19個(gè)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(luò)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(dǎo);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(qiáng)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(fèi)模式改變等使能源強(qiáng)度下降而帶來的收益.Gasim等[9]通過對 41個(gè)經(jīng)濟(jì)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(yàn)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(shí),在輸出的虛擬能中,專業(yè)化程度起主導(dǎo)作用、能源強(qiáng)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(jià)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(jìn)出口貿(mào)易中的虛擬能消耗量進(jìn)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(dòng)的時(shí)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(jìn)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(yuǎn)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(yùn)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(yán)重.

總之,在虛擬水、能戰(zhàn)略的導(dǎo)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(jìn)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(xué)和實(shí)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(shí)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(jìn)行整合研究,并采用隨機(jī)森林模型分別對影響其消耗量的主要因素進(jìn)行了深入挖掘.在此基礎(chǔ)上,進(jìn)一步運(yùn)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(jìn)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(jì)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(bào)》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》等.根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)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?dāng)?shù)據(jù)分別來自《水資源公報(bào)》中的農(nóng)業(yè)和工業(yè)用水量;第三產(chǎn)業(yè)用水?dāng)?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(jì)學(xué)家Leontief于20世紀(jì)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(jì)各部門在特定時(shí)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(jì)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(jì)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(jì)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(dòng),從而使其他產(chǎn)業(yè)的用水(能耗)量增加,計(jì)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(jì)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(gè)經(jīng)濟(jì)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(jī)森林模型 隨機(jī)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(xué)習(xí)的方法.隨機(jī)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(jìn)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(fù)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(jī)森林模型對這些指標(biāo)的重要性進(jìn)行篩選.

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

(1)指標(biāo)體系構(gòu)建

綜合考慮虛擬水、虛擬能之間的相互作用機(jī)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(gè)方面,構(gòu)建虛擬水-虛擬能系統(tǒng)綜合評價(jià)指標(biāo)體系(表1).

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

首先,運(yùn)用極差標(biāo)準(zhǔn)化對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理:

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

(2)采用熵值法確定指標(biāo)權(quán)重,將各指標(biāo)同度量化,計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)第i年指標(biāo)值的比例pij:

式中:m為統(tǒng)計(jì)年數(shù);X'ij為標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值.

計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)信息熵ej:

式中:0≤ej≤1

計(jì)算差異系數(shù)gj:

熵值越小,指標(biāo)間的差異性越大.

計(jì)算指標(biāo)權(quán)重Wj:

(3)綜合評價(jià)指數(shù)

計(jì)算公式如下:

式中:t為年份,Wi、Wj分別為虛擬水、能各指標(biāo)的權(quán)重,X’it、Y’jt分別為各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)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(jià)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(qiáng)弱.本文涉及虛擬水、能兩個(gè)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(qiáng)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(jià)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(jià)指數(shù).

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

表2 耦合協(xié)調(diào)度等級分類及評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)Table 2 Grade classification and evaluation standard of coupling coordination degree

1.2.5 Mann-Kendall趨勢檢驗(yàn)法 Mann-Kendall趨勢檢驗(yàn)法是一種非參數(shù)檢驗(yàn)方法[28-29],是檢驗(yàn)序列變化趨勢的有效工具,該方法不要求檢驗(yàn)數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布,且不受個(gè)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(dòng)還是存在確定的變化趨勢,被廣泛應(yīng)用于分析氣象、水文等因素隨時(shí)間變化[30],首先定義統(tǒng)計(jì)量 S與統(tǒng)計(jì)檢測值 Z,計(jì)算公式分別為:

式中: Xj為時(shí)間序列的第j個(gè)數(shù)據(jù)值,n為數(shù)據(jù)樣本長度.

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

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(shí)間序列的分析預(yù)測.該模型通過提高近期數(shù)據(jù)在預(yù)測中的重要程度,減小遠(yuǎn)期觀察值的影響,預(yù)測值更能反映時(shí)間序列的變化趨勢.本文利用SPSS21.0軟件中時(shí)間序列分析功能,通過計(jì)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(jì)量數(shù)值的基礎(chǔ)上,確定最優(yōu)預(yù)測模型[32].

1.3 研究框架

首先,基于投入產(chǎn)出表,計(jì)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(jìn)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(shí)體水、能消耗量,對未來10年虛擬水、能和實(shí)體水、能消耗量進(jìn)行預(yù)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(yàn)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(biāo)準(zhǔn)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(jī)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?yàn)?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(shí),其可增加居民的可支配收入,進(jìn)而改變其消費(fèi)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(huì)引起第一、二產(chǎn)業(yè)完全消耗(水、能)系數(shù)的變化,進(jìn)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(jì),我國灌溉用水利用率只有20%～40%,而發(fā)達(dá)國家達(dá)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(jìn),能源供應(yīng)體系(如電力、熱力供應(yīng))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(dǎo)致能源生產(chǎn)的擴(kuò)大,進(jìn)一步刺激了虛擬能的消耗,虛擬能對實(shí)體能的這種正向響應(yīng)將導(dǎo)致能源枯竭,可積極實(shí)施虛擬能戰(zhàn)略,緩解能源危機(jī).

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(jì)發(fā)展和社會(huì)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(gè)市場[40].從時(shí)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(kuò)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(xué)”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(jìn)程的推進(jìn),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(jī)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(jī)械的投入和有機(jī)農(nóng)業(yè)、精細(xì)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(jìn)程的推進(jìn),拉動(dòng)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(jì)的快速發(fā)展,人民生活水平的大幅提高,輻射帶動(dòng)了旅游、服務(wù)等行業(yè)的蓬勃發(fā)展.據(jù) 1997～2018年《統(tǒng)計(jì)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(qiáng),這與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級相適應(yīng),即第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)率逐漸超過第二產(chǎn)業(yè),成為我國經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)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(yàn)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(qiáng).然而,與發(fā)達(dá)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(yīng)進(jìn)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(dòng),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(jìn)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(wù)呈多元化趨勢,對其它產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用逐漸加強(qiáng).

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(diǎn)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(gè)過程中需消耗大量的藍(lán)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(dǎo)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(dāng)?shù)厮Y源的可持續(xù)利用帶來負(fù)面影響.因此,緩解農(nóng)業(yè)用水危機(jī),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(shí)際水資源分布情況對其進(jìn)行合理配置,實(shí)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(wù)的依賴性不強(qiáng),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?yàn)殡S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(jī),除了施行嚴(yán)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(jìn)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(shí),進(jìn)一步加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)間的聯(lián)系,推動(dòng)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(fù)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(diǎn)應(yīng)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(dá)國家相比相對較低,主要依靠大量勞動(dòng)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(jī),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(shí)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(shí)調(diào)整貿(mào)易模式,減少高能耗產(chǎn)品出口的同時(shí)進(jìn)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(jià)指數(shù)及其耦合協(xié)調(diào)度

根據(jù) Mann-Kendall趨勢檢驗(yàn),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(jià)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(dòng)了虛擬水、虛擬能系統(tǒng)綜合評價(jià)指數(shù)的上升.這說明我國在注重經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí),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(jià)指數(shù)整體高于虛擬能系統(tǒng)綜合評價(jià)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(qiáng)能源的開發(fā)利用效率,推動(dòng)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(jià)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(gè)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(jià)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(jì)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(hù)力度的不斷加大[65],到2018年耦合協(xié)調(diào)度達(dá)到 0.660,達(dá)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(jìn)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(dá)到良性發(fā)展.

2.4 2022～2032年我國虛擬水、能的消耗總量預(yù)測

指數(shù)平滑模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)顯示:虛擬水、實(shí)體水、虛擬能、實(shí)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(yù)測.結(jié)果顯示,未來10年,我國虛擬水、虛擬能以及實(shí)體能消耗量不斷增加(到2030年達(dá)57億t標(biāo)準(zhǔn)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(jì)增長;而實(shí)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(shí)施、用水效率提高.同時(shí),結(jié)果顯示,我國未來10年虛擬水、能與其對應(yīng)的實(shí)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(wù)最終使用逐年增加;2)我國區(qū)域間貿(mào)易流通的加強(qiáng),使凝結(jié)在產(chǎn)品和服務(wù)中的虛擬水、能消耗也不斷增長.而虛擬水、能與實(shí)體水、能差距較大的原因在于:居民生活水平提高和消費(fèi)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(jìn)虛擬水、能貿(mào)易戰(zhàn)略,充分利用國外市場,以彌補(bǔ)這一巨大缺口.另外,提高資源利用效率、改善消費(fèi)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(shí)體水、能之間的差距.

我國自 2000年提出節(jié)水型社會(huì)建設(shè)以來,出臺(tái)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(hù),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(hù)等問題,把“節(jié)能優(yōu)先”定為能源發(fā)展科學(xué)之首,促進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jì)發(fā)展水平、現(xiàn)實(shí)需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、高新技術(shù)等因素的制約,可能會(huì)出現(xiàn)預(yù)測與未來實(shí)際不符.但從總體發(fā)展趨勢看,隨我國人均消費(fèi)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(dǎo)資源配置與規(guī)劃,還可以為發(fā)展經(jīng)濟(jì),制定資源政策提供有價(jià)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(dòng)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(jì)增長方式,倡導(dǎo)綠色發(fā)展和消費(fèi)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(dá)國家仍存在較大差距.同時(shí),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(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化消費(fèi)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(dá)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(jìn)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(shí)體能消耗量仍將不斷增長,而實(shí)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(yīng)聚焦于能源的合理開發(fā)、利用和保護(hù).