章恒全,高 圓,張陳俊

(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)

城鎮(zhèn)化是主要表現(xiàn)為農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)遷居,二、三產(chǎn)業(yè)向城鎮(zhèn)入駐的經(jīng)濟社會現(xiàn)象[1]。我國在城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的同時面臨著十分嚴峻的水資源形勢[2],95%以上的特大城市長期受到缺水困擾[3]。相關研究指出,城鎮(zhèn)化水平每提高1%,用水總量將提高0.58%[1]。到2030年,我國城鎮(zhèn)化水平預計接近70%,必將產(chǎn)生更多的用水需求[4]。因此,在城鎮(zhèn)化背景下分析水資源消耗的影響因素,有助于為相關部門制定切實可行的水資源政策提供參考,以緩解我國的供水壓力。

國內(nèi)外學者針對用水量影響因素開展了大量研究。

a. 從某一類用水角度出發(fā)的研究表明:①經(jīng)濟發(fā)展是促進工業(yè)用水增長的主要因素[5-6],推動規(guī)模以上工業(yè)技術進步是降低工業(yè)用水強度的有效途徑[7]。②我國每年消耗的大部分水資源來自農(nóng)業(yè)[8],2016年農(nóng)業(yè)用水量占用水總量的比例超過60%[9],提高農(nóng)業(yè)用水效率有助于降低農(nóng)業(yè)用水量[10-12]。③分析居民用水的影響因素多從微觀層面出發(fā),包括階梯水價[13]、受教育程度[14]和節(jié)能設施的推廣[15]等。

b. 從用水總量角度出發(fā)的研究多集中于技術進步、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、經(jīng)濟發(fā)展和人口規(guī)模[16]。學者們普遍認為技術進步是抑制用水量增長的主要因素[17],但需警惕由于技術創(chuàng)新欠缺而導致的“回彈效應”[18];產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整亦對用水量增長具有抑制作用[19],其中第一產(chǎn)業(yè)比重下降是用水量減少的主要原因[20-21];而經(jīng)濟發(fā)展水平的提高和人口規(guī)模的擴大均促進了用水量的增長[22]。

近年來,學者們逐漸將研究目光轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)化與水資源的關系[23-24]上,城鎮(zhèn)化已逐漸成為拉動用水量增長的關鍵因素[25],城鎮(zhèn)化引發(fā)的人口結構變動將對水資源消耗造成長期壓力[26]。

綜上所述,從研究方法來看,現(xiàn)有研究普遍采用“單項連乘和”的因素分解法,一定程度上局限了表達式涵蓋的內(nèi)容,造成分解趨于同質(zhì)化;從研究視角來看,現(xiàn)有研究大多停留在分析人口結構變動與水資源消耗之間的關系,忽略了居民消費結構對水資源消耗的影響。鑒于此,本文構建“多項連乘和加總”及向量擴展形式的LMDI模型,將居民消費水平、居民消費結構及居民消費率納入模型,探析城鎮(zhèn)化進程中人口、居民消費、用水強度對水資源消耗的影響效應,并提出有針對性的對策建議。

1 模型構建

指數(shù)分解法被廣泛運用于水資源消耗的影響因素分析中,其中LMDI方法因可以避免模型存在殘差和零值被認為是最優(yōu)的[27-28]方法。將LMDI模型改進為“多項連乘和加總”的形式:

(1)

式中:W為用水總量;W1為生產(chǎn)用水量；i為三次產(chǎn)業(yè);W2為生活用水量；j為城鎮(zhèn)、農(nóng)村;G為國民生產(chǎn)總值;H為居民消費總額;P為人口數(shù)量?？紤]到我國城鄉(xiāng)二元結構的差異,將居民消費以向量形式進一步擴展為

(2)

式中:Pu和Pr分別為城鎮(zhèn)和農(nóng)村口數(shù)量;Hu和Hr分別為城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費額。令

式中:I1i為第i次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)用水強度;Ri為經(jīng)濟對居民消費的抑制程度,稱為消費抑制因子;Si為居民第i次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品消費占消費總額的比重,反應居民消費結構;pu、pr分別為城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口數(shù)量占人口總數(shù)的比重;hu、hr分別為城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均消費額;I2j為城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的生活用水強度;pj為城鎮(zhèn)化率?？傻?/p>

(3)

將式(3)加號左右兩邊取自然對數(shù),再取微分可得

(4)

(5)

其中

式中α為城鎮(zhèn)居民消費額占居民消費總額的比重。由此可得各因素對水資源消耗影響的關系式:

(6)

運用LMDI方法對式(6)進行分解,以0和T分別代表基期和考察期,各因素對用水量變動的貢獻值表達式如下。

生產(chǎn)強度效應:

(7)

消費抑制效應:

(8)

居民消費結構效應:

(9)

生產(chǎn)城鎮(zhèn)化效應:

(10)

居民消費效應:

(11)

生產(chǎn)端人口規(guī)模效應:

(12)

生活強度效應:

(13)

生活城鎮(zhèn)化效應:

(14)

生活端人口規(guī)模效應:

(15)

總效應:

Eh+EP1)+(EI2+EU2+EP2)

(16)

2 數(shù)據(jù)說明

本文所用數(shù)據(jù)的時間跨度為2003—2016年,用水量、產(chǎn)值、居民消費、人口數(shù)量等原始數(shù)據(jù)源自《中國水資源公報》和《中國統(tǒng)計年鑒》。對本文數(shù)據(jù)解釋如下:

a. 時間跨度?？紤]到2003年以前及2017年的三次產(chǎn)業(yè)用水量無法獲取,因此研究期為2003—2016年。

b. 用水量數(shù)據(jù)。本文所用用水量數(shù)據(jù)需與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值保持一致,因此將《水資源公報》中用水量數(shù)據(jù)進行了整合:將農(nóng)業(yè)用水和牲畜用水合計為第一產(chǎn)業(yè)用水,工業(yè)用水和建筑業(yè)用水合計為第二產(chǎn)業(yè)用水,第三產(chǎn)業(yè)用水保持不變,并將三次產(chǎn)業(yè)用水合計為生產(chǎn)用水,將城鎮(zhèn)居民用水和農(nóng)村居民用水合計為居民生活用水,暫不考慮生態(tài)用水。

c. 產(chǎn)值數(shù)據(jù)。為消除價格因素影響,我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值均折算為2003年不變價,GDP由調(diào)整后的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值加總得到。

d. 居民消費數(shù)據(jù)。參考相關研究[29],將食品定義為居民第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品消費,居住、生活用品及服務定義為居民第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品消費,衣著、交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健和其他定義為居民第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品消費,居民各消費數(shù)據(jù)亦折算為2003年不變價格。

3 實證結果分析

中國用水總量由2003年的5 240.6億m3增加到2016年的5 895.2億m3,增加了654.6億m3。變化趨勢表明,2003—2013年用水總量呈上升趨勢,而2013—2016年呈下降趨勢。其中,生產(chǎn)用水量與用水總量變化趨勢非常相似,而生活用水量一直上升。

我國用水量變動分解結果如圖1所示。生產(chǎn)用水量累計上升522.42億m3,占用水總量變動的79.81%,其中生產(chǎn)強度效應、消費抑制效應和居民消費結構效應分別累計達-3 470.46億m3、-705.64億m3和-2 220.42億m3,絕對值占總效應的比重分別為530.13%、107.79%和339.18%,充分說明三者對我國水資源消耗均具有抑制作用。生產(chǎn)端人口城鎮(zhèn)化效應、居民消費效應和生產(chǎn)端人口規(guī)模效應分別累計達919.24億m3、5 641.02億m3和358.67億m3,三者均正向促進了我國水資源消耗,其中居民消費效應是驅(qū)動用水量增長的主要因素,占總效應的比重高達861.7%。生活用水量累計增長132.23億m3,占用水總量變動的20.19%,生活強度效應、生活端人口城鎮(zhèn)化效應和生活端人口規(guī)模效應分別累計達到61.44億m3、36.75億m3和34.04億m3,均對用水量增長起正向促進作用。

圖1 各驅(qū)動因素的累計變動量

3.1 人口因素與水資源消耗

生產(chǎn)端和生活端人口規(guī)模效應分別反映了人口數(shù)量變化對生產(chǎn)用水和生活用水的影響,二者之和即為人口規(guī)模效應。生產(chǎn)端人口城鎮(zhèn)化效應和生活端人口城鎮(zhèn)化效應分別反映了人口結構調(diào)整對生產(chǎn)用水和生活用水的影響,二者之和即為人口城鎮(zhèn)化效應。由圖2可知:生產(chǎn)端和生活端人口規(guī)模效應的變動趨勢均較為平穩(wěn),前者始終在25億～35億m3之間波動,后者始終在2億～4億m3之間波動。生產(chǎn)端人口城鎮(zhèn)化效應和生活端人口城鎮(zhèn)化效應總體呈波動下降趨勢,生產(chǎn)端人口城鎮(zhèn)化效應對用水量的促進作用始終大于人口規(guī)模,而生活端人口城鎮(zhèn)化效應的驅(qū)動力與人口規(guī)模十分接近?？傮w來看,人口城鎮(zhèn)化效應的累計貢獻值為人口規(guī)模效應的2.43倍。

圖2 各人口效應變化趨勢

究其原因,研究期內(nèi)我國人口數(shù)量由12.92億人增長至13.83億人,年均增長率僅為0.5%,增長幅度較小;城鎮(zhèn)人口由5.24億人增長至7.93億人,年均增長率為3.2%;而城鎮(zhèn)化率由2003年的40.53%增長至2016年的57.35%,變化幅度遠超過人口規(guī)模。與此同時,城鎮(zhèn)人口增長率處于波動下降趨勢,與人口城鎮(zhèn)化效應的變化趨勢基本一致。由于我國的計劃生育政策使得人口數(shù)量始終處于低速增長狀態(tài),雖然目前人口規(guī)模對用水量的驅(qū)動作用較為平穩(wěn),但隨著十八屆五中全會后二胎政策的全面開放,目前60%的城鎮(zhèn)化率說明未來人口數(shù)量提升帶來的用水壓力不容小覷。而我國城鎮(zhèn)化進程在未來10年將繼續(xù)處于快速發(fā)展狀態(tài),距離城鎮(zhèn)化發(fā)展的平緩階段仍有一段較長的路[30],因此人口城鎮(zhèn)化在近期依然是推動我國水資源消耗的主要人口因素之一。

3.2 居民消費因素與水資源消耗

3.2.1居民消費水平

依據(jù)式(11)分解得到城鄉(xiāng)居民消費效應的變動趨勢如圖3所示。居民消費對水資源消耗的驅(qū)動作用占主導地位,遠大于模型考察的其他因素。居民消費效應的變化趨勢呈現(xiàn)周期性特征:用水量由2004年的307.87億m3增長至2005年的516.36億m3,2006年回落至418.58億m3,2007—2008年小幅度波動,2008年后循環(huán)相似的變化趨勢。對比城鄉(xiāng)居民消費效應:城鎮(zhèn)居民消費對用水量的驅(qū)動力明顯大于農(nóng)村居民消費,前者在300億m3左右波動,后者在100億m3左右波動,城鎮(zhèn)居民消費效應的累計貢獻是農(nóng)村的2.25倍。

圖3 城鄉(xiāng)居民消費效應變化趨勢

究其原因,居民消費的產(chǎn)品或服務是其原料、生產(chǎn)、運輸、銷售等生命周期中消耗的水資源的集合,居民消費水平間接影響著水資源的消耗情況。自2003年以來,我國逐漸走出通貨緊縮的困局,實施較為穩(wěn)健的財政政策,居民消費水平不斷提升,在此背景下用水總量亦隨之增加。研究期內(nèi)我國居民消費總額由4.9萬億元增長至18萬億元(2003年不變價格),增長近3倍。從城鄉(xiāng)居民消費來看,城鎮(zhèn)居民消費額始終高于農(nóng)村,城鄉(xiāng)消費差距由2003年的1.92萬億元增長至2016年的9.65萬億元,增長了4倍多。居民消費城鎮(zhèn)與農(nóng)村的比例呈波動上升趨勢,由2003年的2.3∶1增加至2016年的3.3∶1。至2016年,我國城鎮(zhèn)居民消費額占居民消費總額的比例達76.8%,而占據(jù)總?cè)丝?2.7%的農(nóng)村居民消費額僅占居民消費總額的23.2%。隨著城鎮(zhèn)化的不斷深入,可以推測,居民消費尤其是城鎮(zhèn)居民消費將成為未來促進水資源消耗的主導因素。

3.2.2居民消費結構

居民消費結構效應反映了我國居民消費結構優(yōu)化升級對水資源消耗的影響,根據(jù)式(9)的分解結果,居民消費結構調(diào)整對用水量增長具有持續(xù)的抑制作用,負向貢獻累計高達-339.18%,其變動趨勢如圖4所示。居民消費結構效應呈現(xiàn)階段性特征:2004—2008年,用水量變動由-177.29億m3小幅增長至-146.16億m3;2008—2010年,用水量變動大幅減少至-264.62億m3,降幅為81.1%;2010—2013年,用水量變動快速上升至-102.65億m3,增幅為157.8%;2013—2016年,用水量變動再次小幅回落至-156.43億m3。

圖4 居民消費結構效應變化趨勢

究其原因,居民消費引起的間接耗水表征了消費品生命周期中在各個產(chǎn)業(yè)部門消耗的水資源的總和,即居民對不同產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品或服務的消費,會間接促進相應產(chǎn)業(yè)的水資源消耗,也就是說居民消費結構最終影響水資源的消耗情況。隨著我國居民消費水平的提高及消費觀念的轉(zhuǎn)變,我國居民三次產(chǎn)業(yè)的消費比率由2003年的40∶18∶42轉(zhuǎn)變?yōu)?016年的19∶27∶54,總體表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)消費品逐步被二、三產(chǎn)業(yè)消費品取代,食品支出占居民消費的比重不斷下降,而居住、醫(yī)療、交通、生活用品及服務支出占居民消費比重顯著上升。水資源由用水效率低的第一產(chǎn)業(yè)流向用水效率高的二、三產(chǎn)業(yè),有效抑制了用水量的增長,居民消費結構的優(yōu)化升級累計減少 2 220.42億m3耗水,如圖5所示。事實上,生產(chǎn)與消費是相對均衡的[31],居民消費結構的優(yōu)化也有助于產(chǎn)業(yè)結構的轉(zhuǎn)型,若輔以政策積極引導居民消費結構的優(yōu)化升級,既能有效緩解我國目前面臨的水資源壓力,又能幫助改善我國目前產(chǎn)業(yè)結構升級乏力的現(xiàn)象。

圖5 三次產(chǎn)業(yè)消費比率變化趨勢

3.2.3消費抑制因子

用支出法計算的GDP包括居民消費、政府消費、固定資產(chǎn)投資以及凈出口4項,居民消費占GDP的比重為居民消費率,消費抑制因子即為居民消費率的倒數(shù)。當GDP一定時,消費抑制因子與居民消費反向變動,與剩余3個經(jīng)濟成分同向變動。消費抑制因子對用水量變動的貢獻值如圖6所示,以2008年為界呈現(xiàn)明顯的階段性特征:2008年以前,除2005年以外消費抑制效應均為正值,對用水量的增長表現(xiàn)為正向促進作用;2008年以后,除2010年以外消費抑制效應均為負值,對用水量的增長表現(xiàn)為負向抑制作用。消費抑制因素對水資源消耗的影響總體上表現(xiàn)為負效應,累計貢獻-705.64億m3。

圖6 消費抑制效應變化趨勢

究其原因,我國居民消費率(如圖6所示)同樣以2008年為拐點呈現(xiàn)出明顯的階段性特征,2003—2008年,居民消費率由35.68%波動下降至34.00%,2008—2016年,居民消費率由34.00%波動上升至40.04%。可以看出,研究期內(nèi)消費抑制效應與我國居民消費率之間存在反向變動的內(nèi)在邏輯。隨著居民消費率的降低,即政府消費、固定資產(chǎn)投資及凈出口3個經(jīng)濟成分比重的升高,對應著用水總量的增加,反之亦如此。居民消費與政府消費、固定資產(chǎn)投資以及凈出口3個經(jīng)濟成分用水強度的差異導致了其對用水總量貢獻的差異。實證結果說明,居民消費相較于政府消費、固定資產(chǎn)投資以及凈出口3個經(jīng)濟成分而言具有用水強度的比較優(yōu)勢,即居民消費品產(chǎn)業(yè)部門的用水強度總體低于其他經(jīng)濟成分。在經(jīng)濟規(guī)模既定的前提下,刺激居民消費意味著抑制了高用水強度經(jīng)濟成分的發(fā)展,有利于水資源要素由高用水強度的經(jīng)濟成分向低用水強度的經(jīng)濟成分流動,能夠有效抑制用水量的增長。

3.3 用水強度因素與水資源消耗

生產(chǎn)用水強度為生產(chǎn)用水量與GDP的比值,生活用水強度為生活用水量與人口數(shù)量的比值,分別表征了生產(chǎn)用水強度和生活用水強度對用水量變動的影響,貢獻值如圖7所示。其中,生產(chǎn)強度效應對用水量的增長具有持續(xù)的抑制作用,是考察的所有因素中抑制作用最顯著的,貢獻率高達-530.13%,凸顯了產(chǎn)業(yè)技術進步的重要地位。而生活強度效應總體上對用水量增長表現(xiàn)為促進作用,若單獨從生活用水量來看,生活強度效應對生活用水量變動的貢獻率為46.46%,是生活端影響力最大的因素。

圖7 用水強度效應變化趨勢

究其原因,近年來,我國出臺了一系列產(chǎn)業(yè)技術政策和節(jié)水環(huán)保政策,產(chǎn)業(yè)用水效率明顯提升,生產(chǎn)用水強度一路走低,萬元GDP用水量由2003年的349.2 m3/萬元減少至2016年的118.1 m3/萬元,降幅為66.2%。三次產(chǎn)業(yè)內(nèi)部對生產(chǎn)強度效應的貢獻率分別為53.13%、45.97%和0.89%,可見第一產(chǎn)業(yè)用水強度的降低對用水量下降的貢獻最大,第二產(chǎn)業(yè)次之,第三產(chǎn)業(yè)最小且遠小于一、二產(chǎn)業(yè)。而我國居民生活用水強度則不斷上升,由2003年的34.2 m3/人升高到2016年的41.5 m3/人。隨著我國居民生活水平的提高,城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的生活方式逐步同質(zhì)化,城鄉(xiāng)居民人均生活用水量差距逐步縮小,因此生活強度效應對生活用水量變動的貢獻最高。

4 結論與建議

4.1 結論

本文基于改進為“多項連乘和加總”及向量擴展形式的LMDI模型,對2003—2016年間的水資源消耗進行人口、居民消費、用水強度三方面的因素分解分析,得出以下結論:①人口因素方面,人口規(guī)模擴大與人口城鎮(zhèn)化對用水增長均為正向促進作用,生產(chǎn)端及生活端人口規(guī)模效應變化趨勢較為平穩(wěn),生產(chǎn)端及生活端人口城鎮(zhèn)化效應波動下降,人口城鎮(zhèn)化效應是人口規(guī)模效應的2.43倍。②消費因素方面,居民消費水平的提升是拉動用水量增長的主導因素,城鎮(zhèn)居民消費引發(fā)的用水量是農(nóng)村的2.25倍。而居民消費結構的優(yōu)化升級和居民消費率的上升均有效抑制了水資源的消耗,居民第一產(chǎn)業(yè)消費比率逐漸向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是居民消費結構效應對水資源消耗產(chǎn)生抑制作用的原因。③用水強度因素方面,用水量的下降主要得益于產(chǎn)業(yè)技術進步,生產(chǎn)強度效應是考察的所有因素中對水資源消耗抑制作用最顯著的。而生活強度效應總體促進了用水量的增長,是對生活端用水量增長貢獻最高的因素。

4.2 建議

a. 進一步完善我國的人口政策。在我國全面放開二胎政策的背景下,未來人口規(guī)模因素對水資源消耗的影響力將進一步增強,持續(xù)快速發(fā)展的人口城鎮(zhèn)化進程也將產(chǎn)生更大的用水需求。為制定妥善的人口政策,一方面要時時監(jiān)控新增人口數(shù)量對水資源造成的壓力,嚴格控制人口總數(shù),可以通過縮小人口規(guī)模減少用水量;另一方面,要保證農(nóng)村人口合理有序地向城鎮(zhèn)流動,注重合理控制人口城鎮(zhèn)化的發(fā)展速度,避免城鎮(zhèn)人口爆炸式增長。

b. 引導居民消費方式合理轉(zhuǎn)變,加快居民消費結構優(yōu)化升級。首先,要注重引導居民尤其是城鎮(zhèn)居民形成“綠色消費,適度消費”的觀念,倡導節(jié)水、低耗水產(chǎn)品的推廣使用,同時不能忽視城鄉(xiāng)均衡發(fā)展。其次,要發(fā)揮價格杠桿在市場的調(diào)節(jié)作用,通過價格杠桿促進居民消費結構的優(yōu)化升級,并積極助推第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展,提高第三產(chǎn)業(yè)消費品在居民消費支出中的比重。最后,推進以拉動內(nèi)需為導向的國內(nèi)經(jīng)濟結構調(diào)整,充分發(fā)揮居民消費相對于其他經(jīng)濟成分的用水強度優(yōu)勢,在既定的經(jīng)濟規(guī)模下實現(xiàn)相對節(jié)水。

c. 強化節(jié)水技術創(chuàng)新,加速節(jié)水系統(tǒng)建設。產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新依然是我國節(jié)水事業(yè)的主要推動力,污水處理、循環(huán)利用等節(jié)水技術應得到進一步的創(chuàng)新和推廣。但近年來我國對農(nóng)業(yè)節(jié)水的重視不夠,必須深度挖掘農(nóng)業(yè)節(jié)水潛力,鼓勵農(nóng)業(yè)節(jié)水技術的研發(fā),不斷提高農(nóng)業(yè)用水效率。與此同時,降低人均生活用水量對減少居民生活用水有強大的驅(qū)動力,應加強節(jié)約生活用水的教育宣傳力度,培養(yǎng)居民尤其是農(nóng)村居民形成節(jié)水意識和節(jié)水習慣。