李 玲, 周玉璽,2

(1.山東農業(yè)大學 經濟管理學院， 山東 泰安 271018； 2.山東農業(yè)大學 公共管理學院， 山東 泰安 271018)

1 研究背景

我國是全球水資源最貧乏的國家之一，人均占有量僅為世界平均水平的28%，隨著氣候變化和工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的加快，工業(yè)用水和城市用水需求將會不斷增加，水資源非農化利用態(tài)勢日趨顯著，加之我國供水總量的不足，勢必會威脅糧食生產用水安全，影響糧食生產的穩(wěn)定性。如何破解水資源短缺對糧食生產的硬約束，實現工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和糧食生產的均衡發(fā)展是我國面臨的一個重大現實問題。2012年我國頒布了《關于實行最嚴格水資源管理制度的意見》《國家農業(yè)節(jié)水綱要(2012-2020年)》《國家“十三五”發(fā)展規(guī)劃》和2016年《中央一號文件》中明確提出了水資源消耗的總量強度控制目標；黨的十八大報告提出要大幅降低水資源消耗強度，提高利用效率，加強用水總量管理。

水資源非農化是指水資源利用方向的變更，主要表現為由農業(yè)和農村用水向工業(yè)和城鎮(zhèn)用水轉移，即由農業(yè)灌溉用水向非農用水(包括居民生活用水、工業(yè)用水、商業(yè)用水、生態(tài)用水和休閑娛樂用水等)的轉換[1]，是社會經濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化過程中不可避免的現象，相關的學術研究也因此而生。國內外學者對水資源“農轉非”問題的關注和研究主要集中于其正反兩方面的效應：正效應是提高了水資源的利用價值，促進了農業(yè)節(jié)水，滿足了非農業(yè)用水需求[2-3]，有利于實現水資源的重新配置，提高社會福利；負效應是水資源“農轉非”會對農村社會經濟、灌溉農業(yè)及農村生態(tài)環(huán)境產生負面影響[4]，制約農村經濟發(fā)展，擠占農村經濟發(fā)展所必需的水資源，侵犯農民用水權益，易陷于無序競爭性用水局面[5]。針對水資源非農化利用中出現的問題，學者們建議在水資源非農化轉出的速度和規(guī)模上進行限制[6]，通過改進農業(yè)輸水技術，從而減少輸水損耗[7]，合理調整水資源的使用結構，農用水應有償轉讓，讓價格起主要調節(jié)作用，盡快完善水權制度，建立水權交易機制，實現非農用水對農村、農業(yè)和農民利益的補償[8-10]。

綜觀國內外相關文獻研究發(fā)現，目前關于水資源非農化的研究主要集中在其對經濟社會的影響[11-12]、水資源“農轉非”的前提和影響因素[1]以及補償機制[13-15]等方面，而從不同的時空尺度研究水資源非農化的演變特征、區(qū)域差異及其收斂性的文獻較少。由于我國不同地區(qū)經濟發(fā)展水平、水資源稟賦、城鎮(zhèn)化速度及人口規(guī)模等方面的差異，水資源非農化利用也表現出很強的地域差異。因此，本文以31個省級行政區(qū)為研究區(qū)，計算了2000-2016年間水資源非農化的區(qū)域差異，并分析了水資源非農化的收斂態(tài)勢。本研究對于政府決策部門建立水資源非農化利用的宏觀調控、優(yōu)化水資源配置及降低對糧食生產的負面影響具有重要的理論和現實意義。

2 研究方法與數據來源

2.1 研究方法

(1)泰爾指數。泰爾指數又稱泰爾熵，最早是由Theil和Henri于1967年提出。泰爾指數取值為0～1，數值越大，就表示區(qū)域差異越大；反之，泰爾指數越小，說明區(qū)域間趨于平衡。泰爾指數的優(yōu)點在于其可分解性，可通過將總體差異分解為區(qū)域內與區(qū)域間差異，進而得到區(qū)域內差異和區(qū)域間差異對總體差異的貢獻率[16]。借鑒Theil[17]和Shorrocks[18]對泰爾指數及其結構分解的論述，水資源非農化利用的泰爾指數及其結構分解的測算公式如下：

T=TW+TB

(1)

(2)

(3)

(4)

式中：T為水資源非農化利用的總體泰爾指數；TW和TB分別為區(qū)域內泰爾指數和區(qū)域間泰爾指數，代表水資源非農化利用的區(qū)域內差異和區(qū)域間差異；Ti為i區(qū)域內省際水資源非農化利用差異指數；Xij為i區(qū)域內j省份的非農用水量占總用水量的比重；Xi為i區(qū)域內各省份非農用水占比；Ni為i區(qū)域內省份個數。用TW/T表示區(qū)域內差異對總體差異的貢獻率、TB/T表示區(qū)域間差異對總體差異的貢獻率。

(2)收斂性檢驗。收斂問題可以分為3種假說：σ收斂、β收斂及俱樂部收斂。σ收斂是指在不同的經濟區(qū)域內，個體產出或收入的差異隨著時間的推移而趨于減小的過程。通常采用標準差、變異系數、基尼系數和泰爾指數進行分析。β收斂意味著初始水平較低個體的增長速度高于初始水平較高的個體的增長速度，它反映了落后者追趕發(fā)達者的過程，包括絕對β收斂和條件β收斂。σ收斂和絕對β收斂屬于絕對收斂，這表明每個個體的產出或收入水平將達到相同的穩(wěn)態(tài)增長率和增長水平。相對而言，條件收斂考慮了各經濟體的條件差異，因此它不收斂到相同的穩(wěn)態(tài)，而是收斂到不同的穩(wěn)態(tài)[19]。然而，在實踐中，全域范圍內的β收斂往往是不可能實現的，而是往往在經濟結構特征相似的地區(qū)之間收斂，即在落后地區(qū)和發(fā)達地區(qū)分別存在收斂現象，但這兩個地區(qū)之間的收斂還沒有實現，這種現象被稱為俱樂部收斂[20]。

本文主要對水資源非農化利用的σ收斂和β收斂進行檢驗。

本文采用標準差測度σ收斂，計算公式如下：

(5)

絕對β收斂檢驗方程如下：

(6)

式中：i=1, 2, …,n為不同地區(qū)；t為不同時期；Yi,t為研究初期非農用水占總用水量的比重；α為常數項，β為待估參數；εi,t為誤差項；T為研究期年份數； lnYi,t為第t期第i個地區(qū)非農用水占比對數值。

公式(6)中T=1，β0顯著為負表明存在絕對β收斂。同時，根據收斂系數β的估計值，可以計算收斂速度θ=-ln((1+β)/T)。

相比于絕對β收斂，條件β收斂增加了控制變量，模型如下：

(7)

式中：Xi,t為控制變量；λ為控制變量X的待估參數，其中X包括經濟水平(E)(用人均GDP表示)、城鎮(zhèn)化率(U)(用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重表示)、產業(yè)結構(S)(用非農業(yè)產值占地區(qū)生產總值的比重表示)、人均水資源量(W)(用當年水資源總量/當年人口數表示)、農業(yè)節(jié)灌率(N)(用節(jié)水灌溉面積/農作物總播種面積表示)。

公式(7)中T=1，β1顯著為負時表明存在條件β收斂。

2.2 數據來源

本文使用的各省市歷年用水量、糧食產量、農作物總播種面積等數據均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，節(jié)水灌溉面積數據來源于《中國農業(yè)年鑒》，人口數據來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，人均水資源量2004-2016年數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》，2000-2003年人均水資源量根據《中國水資源公報》及《中國統(tǒng)計年鑒》相關數據計算得出。其中，GDP按照2000年不變價格進行調整。由于我國“農轉非”水資源數量沒有相關統(tǒng)計數據可查，本文以1999年為基準期，以各年度與基準期相比的非農用水增加量(工業(yè)用水、生活用水及生態(tài)用水增加量之和)視作水資源非農化利用量，以各年度非農用水占用水總量的比重與基準期非農用水比重相減之差視為水資源非農化程度。

本文將從省域、南北地區(qū)、三大區(qū)域(東、中、西部地區(qū))等空間尺度對水資源非農化利用的區(qū)域差異及收斂特征進行分析 。

3 水資源非農化的區(qū)域差異分析

3.1 水資源非農化的空間分布特征

從省級空間尺度分析，水資源非農化利用量存在明顯差異：上海、重慶和北京的非農用水占用水總量的比重分別高達85.95%、70.56%和67.62%，而西藏、寧夏和新疆的非農用水比重僅有9.89%、9.33%和6.71%。從非農業(yè)用水總量來看，排名前兩位的是江蘇和廣東，分別為年均250.94×108和219.55×108m3，非農業(yè)用水量最低的是西藏，年均僅有3.12×108m3。非農用水總量高的地區(qū)除河南外，其他均位于長江流域以南，屬于我國地理位置上的南方地區(qū)，而非農用水總量低級地區(qū)則多分布于中、西部地區(qū)以及北京和天津兩市。從非農用水占總用水量的比重來看, 高比重地區(qū)除北部沿海地區(qū)和北京、天津外，其他均位于我國南方地區(qū)，且多數為經濟和人口大省，東南沿海地區(qū)多屬于非農用水高比重之列；而非農用水比重較低地區(qū)除了海南省，其他省份均分布于東北及西部地區(qū)。2000-2016年間，非農業(yè)用水增幅高的地區(qū)除內蒙古與河南外，其他都是南方地區(qū)的省份。而非農業(yè)用水量增幅處于低級水平的地區(qū)主要有天津、遼寧、黑龍江、山東、西藏、甘肅、青海及寧夏等北部沿海、東北以及大西北地區(qū)的省(市、自治區(qū))，其中黑龍江、遼寧、山東及天津4個省市的平均非農用水量呈負增長狀態(tài)。

從水資源非農化程度分布來看，水資源非農化程度高的北方地區(qū)省份有北京、內蒙古、吉林及河南，其他均為南方地區(qū)，如浙江、安徽、福建等??；按照3大區(qū)域的布局來看，水資源非農化程度高的地區(qū)除重慶外，其他均屬于中、東部地區(qū)；而水資源非農化程度低的地區(qū)中，天津、遼寧及黑龍江3省(市)的農轉非程度為負數，意味著這3個地區(qū)的農業(yè)水資源未降反增。首先天津市作為北方缺水程度嚴重的地區(qū)，近年來執(zhí)行水利部最嚴格水資源管理制度，根據《2017年天津市水資源公報》數據顯示，2017年天津市人均用水量僅為185 m3，遠低于2017年中國平均水平的436 m3；其次，天津市大力發(fā)展污水處理回用和海水淡化，2017年天津市總供水量的13.5%來自于這兩類技術；另外天津市2018年農田灌溉水有效利用系數提高到0.702[21], 遠高于全國平均水平的0.548，主要節(jié)水指標保持全國領先水平，因此，天津市的水資源非農化程度呈現負數。遼寧省和黑龍江省作為我國重要的糧食生產基地，為保障糧食安全，農業(yè)用水必須得到保障，同時由于國家糧食生產中心逐漸北移[22]，東北地區(qū)的糧食生產愈發(fā)重要，因此這兩個地區(qū)的水資源非農化程度也為負數。其他幾個省份如上海、貴州、西藏、甘肅及新疆等地的水資源非農化程度也低于3%，增長速度較慢。

表1 2000-2016年31個省(市、自治區(qū))及平均非農用水情況

注：南北地區(qū)劃分以秦嶺-淮河一線為界，南方地區(qū)包括上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、云南、貴州、四川、西藏、海南、重慶在內的16個省市區(qū)，北方地區(qū)包括北京、天津、河北、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東、河南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆15個省市區(qū)。三大區(qū)域按照國家在“七五”計劃中的劃分為標準，東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、遼寧；中部地區(qū)包括：山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、吉林、黑龍江；西部地區(qū)包括：內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

綜合表1可以發(fā)現以下規(guī)律：水資源非農化利用，無論是從非農用水總量、占比增加量還是農轉非程度來講，程度高的區(qū)域大多位于南方地區(qū)，尤其是東南沿海及長江中游地區(qū)，而程度低的地區(qū)則多屬于中西部地區(qū)、東北地區(qū)及北方部分缺水程度嚴重的地區(qū)。

為了更準確地度量水資源非農化的區(qū)域差異，本文進一步對水資源非農化利用進行泰爾指數空間尺度上的分解，著重考察南北方及東、中、西部3大區(qū)域水資源非農化利用水平的差異。

3.2 水資源非農化利用總體差異的測算及結果分析

按照公式(1)計算2000-2016年31個省級行政區(qū)的總體水資源非農化利用泰爾指數，結果如圖1所示。

圖1 2000-2016年水資源非農化利用泰爾指數演變趨勢

由圖1可知，水資源非農化利用2000年的泰爾指數最大(0.1254)，2011年的泰爾指數最小(0.1014)，平均值為0.1138。2002-2005年際間變化幅度較大，2011年之前水資源非農化利用泰爾指數呈逐漸減小的態(tài)勢，2011年后又趨于增大。出現這種變化趨勢的原因主要與國家水資源管理政策有關，2000-2011年，各省份平均水資源非農化利用程度以年際間約36%的速度增長，各個省市的水資源非農化程度均在上升，區(qū)域差異減??；2011年中央出臺了以《關于加快水利改革發(fā)展的決定》為題的一號文件，聚焦水利改革發(fā)展，其中明確提出“實行最嚴格的水資源管理制度”，提出加強水資源配置等要求，嚴格實施水資源論證和取水許可，并劃定了用水總量、用水效率和水功能區(qū)限制納污“三條紅線”。受政策因素影響，2012年起水資源非農化利用現象得到控制，然而由于各地農業(yè)基礎條件及經濟發(fā)展水平存在很大差異，因此在水資源的合理配置和使用上也存在不同，由此導致水資源非農化利用泰爾指數呈增長趨勢。

3.3 水資源非農化利用差異的兩大區(qū)域分解

按照公式(2)、(3)、(4)分別測算南、北方兩大區(qū)域的水資源非農化利用泰爾指數，各種泰爾指數的變動趨勢如圖2所示。從圖2中泰爾指數數值來看，北方地區(qū)顯著高于南方地區(qū)，2010年前北方地區(qū)的泰爾指數逐漸下降，而2010年后則逐年增加，且變化幅度較大，區(qū)域差異明顯增大；南方地區(qū)則以2011年為分界線，之前泰爾指數的變動趨勢與北方地區(qū)類似，之后則呈小幅波動狀態(tài)，緩慢增加至2014年后開始逐漸減小。區(qū)域內泰爾指數呈現先降后升的變動趨勢，而區(qū)域間泰爾指數則較為平穩(wěn)，年際間變化幅度不大。

3.4 水資源非農化利用差異的三區(qū)域分解

按照公式(2)、(3)、(4)分別測算東部、中部、西部三大區(qū)域的水資源非農化利用泰爾指數以及區(qū)域內泰爾指數和區(qū)域間泰爾指數，各種泰爾指數的變動趨勢如圖3所示。從三大區(qū)域的泰爾指數數值來看，西部地區(qū)最大，中部地區(qū)最小，東部地區(qū)介于二者之間，且三大地區(qū)的變動趨勢各不相同：東部地區(qū)年際間的泰爾指數變動趨勢最為平穩(wěn)，呈緩慢下降態(tài)勢；中部地區(qū)2011年之前泰爾指數上升態(tài)勢不明顯，2011后泰爾指數增加幅度明顯增大；西部地區(qū)年際間泰爾指數的變動趨勢最為顯著，總體以波動下降為特點。

圖22000-2016年南、北方水資源非農化勢利用泰爾指數演變趨 圖32000-2016年東、中、西部水資源非農化利用泰爾指數演變趨勢

4 水資源非農化收斂趨勢檢驗

4.1 σ收斂性檢驗

σ收斂性檢驗結果如圖4所示。從整體來看，2000-2016年水資源非農化程度的標準差總體呈發(fā)散趨勢，其中僅有2003-2004、2007-2009年有局部收斂的變化，其余年份水資源非農化程度的標準差均在緩慢增加。因此，2000-2016年31省水資源非農化程度總體不存在σ收斂。從南北方兩大地域來看，南方地區(qū)在整個研究期內，2003-2004、2007-2009年均出現收斂態(tài)勢，尤其是2012-2015年水資源非農化程度收斂趨勢明顯，其余年份標準差的增長幅度也較小，可以說南方地區(qū)的水資源非農化程度總體呈σ收斂狀態(tài)；北方地區(qū)的情況則大有不同，除個別年際間有小幅降低外，整個研究時段內水資源非農化程度的標準差呈顯著增長狀態(tài)，由2000年的0.0160增長到2016年的0.1115，增幅達597%，可見，北方地區(qū)的水資源非農化利用水平不存在σ收斂現象。

圖4 2000-2016年分區(qū)域水資源非農化程度標準差演變趨勢

從三大分區(qū)看，首先，東部地區(qū)的標準差由2000年的0.0200擴大到2016年的0.0821，增長了310%，整體表現為σ發(fā)散的態(tài)勢；中部地區(qū)除2003-2006年間標準差出現小幅降低態(tài)勢外，其余年份均呈大幅度增長趨勢，2016年的標準差比2000研究初期增長了644%，中部地區(qū)的標準差增幅為所有地區(qū)中最大。因此中部的水資源非農化程度也呈現明顯的σ發(fā)散趨勢；西部地區(qū)在研究期的前半段2000-2007年主要呈σ發(fā)散態(tài)勢，2007-2016年則表現為σ收斂趨勢。

4.2 絕對β收斂性檢驗

在處理面板數據之前進行了Hausman檢驗，以確定是否采用固定效應模型或隨機效應模型。然后根據公式(6)計算了31省和各地區(qū)水資源非農化利用面板數據的絕對β收斂性。結果如表2所示。

由表2可知，各模型的回歸結果較為理想，常數項和系數β除中部地區(qū)在5%顯著性水平下顯著外，其余地區(qū)均在1%顯著性水平下顯著，31省(市、自治區(qū))、南北方分區(qū)及東、中、西三大地域的β值都顯著為負，表明31省和各地區(qū)水資源非農化利用都存在絕對β收斂性，也就是說，假設水資源非農化利用水平相同，隨著時間的推移，不同地區(qū)水資源非農化利用的內部差異會自動消失，也說明不同地區(qū)的水資源非農化利用可以保持相對同步的增長。南方地區(qū)同時存在σ收斂，可認為該地區(qū)存在俱樂部收斂現象。從各區(qū)域收斂速度看，南方地區(qū)快于北方地區(qū)，三大地區(qū)的收斂速度由高到低排名依次為西部、東部、中部。

4.3 條件β收斂性檢驗

本文在絕對β收斂檢驗的基礎上，進一步采用2000-2016年31個省(市、自治區(qū))面板數據和公式(7)來檢驗水資源非農化利用水平的條件β收斂情況，結果見表3。

表2 2000-2016年31個省及不同地區(qū)水資源非農化利用絕對β收斂檢驗

注：***、**、*分別表示估計系數在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為t值。

表3 2000-2016年31個省及不同地區(qū)水資源非農化利用條件β收斂檢驗

注：***、**、*分別表示估計系數在1%、5%、10% 水平下顯著，括號內為t值。

根據表3回歸結果，31省、南北方及東中西三大地區(qū)lnYi,t的回歸系數β1均顯著為負，說明水資源非農化利用在整體及地區(qū)層面都存在條件β收斂，表明這些地域的水資源非農化利用程度會隨著時間的推移收斂到各自的穩(wěn)態(tài)水平。經濟水平系數在中部地區(qū)顯著為負，在其他地區(qū)不顯著，數據顯示中部地區(qū)第二、三產業(yè)占國內生產總值的平均比重由2000年的83.61%上升到2016年的91.23%。由此可見中部省市經濟的結構性增長趨勢明顯，尤其是第三產業(yè)的快速增長，導致對水資源非農化的負面影響被稀釋。城鎮(zhèn)化水平系數在北方地區(qū)雖然顯著為負，但影響程度很小，在其他地區(qū)不顯著。產業(yè)結構系數只有在西部地區(qū)不顯著，在東部及中部，南、北方和31省均顯著為正，說明伴隨著第二、三產業(yè)的快速增長，水資源利用方式發(fā)生明顯變化，產業(yè)結構調整是水資源非農化的主要推動力。人均水資源量在北方地區(qū)顯著為負，在其他地區(qū)不顯著。人均水資源量是衡量區(qū)域水資源稟賦的重要指標，北方地區(qū)多屬缺水干旱地區(qū)，因此對該地區(qū)的水資源非農化程度呈現明顯的制約作用。農業(yè)節(jié)灌率系數在東部地區(qū)顯著為正，在西部則顯著為負，其他地區(qū)不顯著，東部地區(qū)由于先進的農田水利設施和農業(yè)節(jié)水技術的推廣，提高了農業(yè)用水效率，降低了農業(yè)用水比重，而西部地區(qū)則由于落后的灌溉設施及欠缺的農業(yè)節(jié)水技術導致農業(yè)用水居高不下。

5 討 論

研究水資源非農化利用的區(qū)域差異及收斂趨勢的目的在于厘清各地區(qū)水資源的利用情況，為政府制定科學合理的控水方案提供參考。

(1)提高農用水利用效率，以滿足經濟社會不斷增長的非農用水需求。2016年我國農田灌溉水有效利用系數為0.542，距離發(fā)達國家的0.7～0.8還有一定的差距，農業(yè)部門用水還有較大的節(jié)水空間，提高農業(yè)用水效率是緩解水資源緊張局面的關鍵所在[23]。

(2)有針對性地制定及實施用水管理政策，因地制宜分區(qū)域制定合理的水資源分配管理目標，統(tǒng)籌考慮區(qū)域水資源條件、產業(yè)布局、用水結構和經濟發(fā)展水平。

(3)加大對中西部地區(qū)的農田水利設施等基礎設施建設的投資及支持力度，促進節(jié)水技術的普及推廣。

6 結 論

本文利用2000-2016年省級面板數據分析了水資源非農化的區(qū)域差異和收斂性特征。應用描述性統(tǒng)計、泰爾指數及收斂性檢驗方法進行研究后，本文得到的主要結論是：

(1)水資源非農化利用水平區(qū)域差異明顯，南方地區(qū)高于北方地區(qū)，中部及東部地區(qū)高于西部地區(qū)，這與水資源稟賦及城鎮(zhèn)化和經濟發(fā)展水平密切相關。

(2)按照南、北分區(qū)及東、中、西部三大區(qū)域對水資源非農化利用的地區(qū)差異進行結構分解，結果顯示北方地區(qū)的泰爾指數高于南方地區(qū)，且北方地區(qū)的泰爾指數呈上升趨勢，南方地區(qū)泰爾指數則逐漸下降；三大區(qū)域的泰爾指數從大到小依次為東部、西部、中部。

(3)水資源非農化利用的收斂性檢驗表明，整體層面不存在明顯的σ收斂態(tài)勢，但31省整體及各區(qū)域均呈現絕對β收斂及條件β收斂。