基于基尼系數(shù)法的全國十大水資源一級區(qū)水資源與經(jīng)濟社會要素時空匹配分析

杜軍凱，李曉星，賈仰文，仇亞琴，張海濤，陳 靜

(1.中國水利水電科學(xué)研究院 流域水循環(huán)模擬與調(diào)控國家重點實驗室，北京 100038；2.中國環(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、社會和生態(tài)的多維屬性。眾所周知，我國水資源總量豐富，多年平均水資源量2.8×1012m3，但人均占有量僅為世界平均水平1/4，且隨著經(jīng)濟社會發(fā)展，“水多、水少、水臟、水渾”等水問題愈加突出。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)濟社會發(fā)展的重要因素。堅持空間均衡，堅持“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，水資源具有獨特的流域自然屬性。因此，分析研究水問題必須從水循環(huán)的基本規(guī)律出發(fā)，以流域為單元[2]，超脫就水論水的藩籬，協(xié)調(diào)好水與經(jīng)濟社會間的關(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)濟社會要素的關(guān)系，是分析“四水四定”的關(guān)鍵。

據(jù)文獻調(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，在水資源與其他經(jīng)濟社會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，但總的來說仍存在以下問題：①對水資源格局的分析多以行政區(qū)域為研究單元，缺乏建立在水循環(huán)基礎(chǔ)上的流域角度研究。②研究多從空間維度入手，缺乏在時間維度上對水資源格局變化規(guī)律的揭示。③當前研究關(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)濟社會發(fā)展的最強水資源約束，在此方面開展的研究較少。

2 研究思路與技術(shù)方法

2.1 研究思路

針對以上問題，本次研究依托《中國水資源公報(2004-2013)》系列數(shù)據(jù)，以流域統(tǒng)籌的視角來研究全國水資源的時空匹配格局，以全國10個水資源一級區(qū)為研究對象，以水資源二級區(qū)為基本計算單元，運用基尼系數(shù)法計算分析各水資源一級區(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間變化趨勢。研究目的如下：①在空間維度上，從流域角度分析水資源對經(jīng)濟社會發(fā)展的約束作用；②在時間維度上，分析各類水資源約束的變化趨勢；③識別出各水資源一級區(qū)關(guān)鍵的制約因素。研究技術(shù)路線見圖1。

圖1 研究技術(shù)路線圖

2.2 基尼系數(shù)法

作為一個經(jīng)濟學(xué)概念，基尼系數(shù)(Gini Coefficient)最早由意大利籍學(xué)者基尼(Gini)基于洛倫茨曲線推導(dǎo)而出。美國經(jīng)濟學(xué)家Paul R. Krugman根據(jù)資源的空間分布特點，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]，見圖2。

圖2 基尼曲線示意圖

圖2中，橫坐標為要素1的累積比例X，取值范圍為[0,1]；縱坐標為要素2的累積比例Y，取值范圍為[0,1]；理想分布線為圖1中斜率為1的直線，記為Y=f1(x)；要素1與要素2的雙累積線為圖1中的Y=f2(x)；要素1與要素2的基尼曲線為圖1中的Y=f3(x)。理想分布線表示在理想情況下，要素1與要素2在空間上呈絕對均勻的分布；雙累積線表示實際情況下，要素1與要素2在空間上的分布情況；基尼曲線為雙累積線的擬合曲線?；嵯禂?shù)在數(shù)值上等于基尼曲線Y=f3(x)與理想分布線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)值上等于基尼曲線與理想線所圍成的陰影部分A面積的2倍，計算方法見式(1)：

(1)

本文沿用文獻[8-9]對基尼系數(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0.5 為極不匹配。

2.3 趨勢分析方法

2.3.1 線性趨勢檢驗

R檢驗過程見式(2)、式(3)

|R|>Ra

(3)

對給定的檢驗水平a，對比R與相關(guān)系數(shù)臨界值Ra，如果滿足式(3)，則認為此水平下，回歸效果是顯著的。

2.3.2Mann-Kendall趨勢分析法

Mann-Kendall趨勢檢驗法是一種典型的非參數(shù)檢驗方法。該方法構(gòu)造一個標準正態(tài)分布統(tǒng)計量Z，對給定的檢驗水平a，如果滿足式(4)，則認為此水平下，系列存在增大(Z>0)或減小(Z<0)的趨勢，反之則認為系列無明顯變化趨勢。方法原理見文獻[11]。

|Z|≥Z1-a/2

(4)

2.3.3 基尼曲線的正交最小二乘擬合

已有研究在研究水資源與相關(guān)資源的匹配問題時多使用最小二乘法進行基尼曲線的擬合。最小二乘曲線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]運用間接平差原理證明了在自變量誤差較大時，正交最小二乘法的擬合精度顯著高于普通最小二乘法。

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

m次正交多項式最小二乘法擬合方程見式(5)：

p(x)=b0B0(x)+b1B1(x)+…+bmBm(x)

(5)

其中，bj(j=0,1,2,…,m)為m次正交多項式的擬合系數(shù)，構(gòu)造給定的n個點上正交的m次多項式函數(shù)系Bi(x)(i=0,1,2,…,m)為基函數(shù)，見式(6)：

基函數(shù)Bj(x)(j=0,1,2,…,m)計算見式(7)：

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

3 實例分析

本研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自于《中國水資源公報》(2004-2013)。水資源公報統(tǒng)計報表的上報單元為水資源二級區(qū)嵌套地市，統(tǒng)計要素包括社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)、水資源量數(shù)據(jù)和水資源開發(fā)利用數(shù)據(jù)等，為保障準確性，各報表均經(jīng)過省級和全國的兩重復(fù)核，相關(guān)介紹見《水資源公報編制規(guī)程》(GB/T 23598-2009)。

本研究以全國10個水資源一級區(qū)為研究對象，以79個(不含臺澎金馬諸河)水資源二級區(qū)為基本計算單元(圖3)，采用正交二項式最小二乘擬合方法計算水資源與各社會經(jīng)濟要素的基尼系數(shù)。在其基礎(chǔ)上，本文采用線性回歸和M-K趨勢檢驗方法分析不同要素之間基尼系數(shù)的變化趨勢，并對分析結(jié)果進行顯著性檢驗。

圖3 全國水資源二級分區(qū)示意圖

3.1 水資源與土地/人口/產(chǎn)值的基尼系數(shù)

全國十大水資源一級區(qū)2004～2013各對要素的基尼系數(shù)分析結(jié)果見表1、圖4。

表1 全國十大水資源一級區(qū)基尼系數(shù)(2004～2013)

續(xù)表1

圖4 全國十大水資源一級區(qū)各要素組基尼系數(shù)時空分布(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)濟社會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)濟社會要素的匹配度較好。

從要素類型看，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個一級區(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

根據(jù)本文前述趨勢分析方法，全國十大水資源一級區(qū)水資源與各經(jīng)濟社會要素的基尼系數(shù)趨勢分析分結(jié)果見表2?？傮w而言，兩種趨勢檢驗的結(jié)果具有較好的一致性；全國十大一級區(qū)30對要素的基尼系數(shù)的變化趨勢中，呈下降趨勢的有16個，呈上升趨勢的有14個，下降趨勢略高于上升趨勢。

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，其余2個要素組呈上升趨勢；遼河區(qū)、淮河區(qū)和西北諸河區(qū)3個要素組均呈下降趨勢；海河區(qū)3個要素組均呈上升趨勢； 長江區(qū)、珠江區(qū)的水資源-產(chǎn)值的變化呈下降趨勢，其余2個要素組呈上升趨勢；東南諸河區(qū)水資源-人口呈上升趨勢，其余2個要素組的變化呈下降趨勢；西南諸河區(qū)水資源-人口的變化呈下降趨勢，其余2個要素組呈上升趨勢。

在要素類型上，水資源-產(chǎn)值和水資源-土地資源的基尼系數(shù)以下降趨勢為主，全國十大一級區(qū)中下降趨勢的流域個數(shù)與上升個數(shù)之比為6∶4；水資源-人口的基尼系數(shù)以上升趨勢為主，下降趨勢的流域個數(shù)與上升個數(shù)之比為4∶6。其中，遼河區(qū)、長江區(qū)和淮河區(qū)的水資源-產(chǎn)值的基尼系數(shù)下降趨勢顯著(顯著性水平α=0.05)。

表2 全國十大水資源一級區(qū)基尼系數(shù)趨勢分析

4 討 論

文獻[14]指出1995年全國水土資源匹配區(qū)域基尼系數(shù)為0.566；文獻[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[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[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、長江區(qū)包含重慶市全部。對比已有研究成果，從要素組間的基尼系數(shù)大小對比情況看，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。

造成水資源一級區(qū)基尼系數(shù)低于行政分區(qū)的原因有以下兩個方面：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?。豢臻g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。全國水資源一級區(qū)的空間范圍普遍比省級行政區(qū)大，故本文得出水資源一級區(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)于趨勢分析的合理性說明。需要指出的是，本文對十個水資源一級區(qū)基尼系數(shù)趨勢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)要求其長度不小于10，本文的數(shù)據(jù)系列僅滿足這一臨界條件。另一方面因研究范圍較大，難以對趨勢分析成果進行直接驗證。以上因素均對結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。為克服以上不利因素，本文運用M-K和線性檢驗兩種方法進行了趨勢分析，二者具有較高的一致性(表2)，表明趨勢分析的結(jié)果具有較高的可靠性，同時與相關(guān)研究成果的對比分析也支撐了這一點。綜合來說，區(qū)域各要素組基尼系數(shù)變化趨勢的分析尚需更為翔實數(shù)據(jù)以開展進一步的研究。

由于本文旨在分析水資源在要素維度上的最強約束與變化趨勢，重在摸清一級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區(qū)內(nèi)上下游單元之間調(diào)配。相對而言，基于水資源調(diào)配后的用水量和要素系列的匹配系數(shù)可認為是經(jīng)濟社會應(yīng)對水資源壓力并且主動響應(yīng)后的一種優(yōu)化狀態(tài)，二者的系統(tǒng)結(jié)合將有助于動態(tài)地跟蹤和分析水資源系統(tǒng)與經(jīng)濟社會系統(tǒng)影響機制。

5 結(jié) 論

通過對全國十大水資源一級區(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)的計算和趨勢分析，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經(jīng)濟社會發(fā)展最強的水資源約束。在全國十大水資源一級區(qū)中，共有8個一級區(qū)水資源-產(chǎn)值的基尼系數(shù)最高，匹配程度最差。未來經(jīng)濟發(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題：一方面須在允許范圍內(nèi)對現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行適度調(diào)整以緩解缺水壓力；同時，制定行業(yè)發(fā)展規(guī)劃時需充分考慮這種約束作用，力爭通過頂層設(shè)計層面的協(xié)調(diào)以規(guī)避風險，提高水資源對經(jīng)濟發(fā)展的保障能力。

2) 不同的流域應(yīng)采取不同的策略應(yīng)對水資源問題。由趨勢分析結(jié)果可知，在十大水資源分區(qū)中，共有6個一級區(qū)的水資源-人口基尼系數(shù)存在上升趨勢。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)等流域同時需關(guān)注水資源-人口的不匹配問題；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)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

3) 水資源一級區(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，解決水問題應(yīng)充分認識與尊重水循環(huán)的基本規(guī)律，更加重視在流域?qū)用鎸λY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)濟社會的協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展。

4) 正如前文所述，不同時空尺度的數(shù)據(jù)系列均會影響到分析結(jié)果，因數(shù)據(jù)條件的制約，本文僅以全國水資源一級區(qū)的水資源-土地資源，水資源-人口、水資源-區(qū)域生產(chǎn)總值為對象開展研究。延長時間序列，將研究拓展到更為精細的分區(qū)，獲取更細致的行業(yè)經(jīng)濟數(shù)據(jù)，更系統(tǒng)地揭示水資源對經(jīng)濟社會的瓶頸制約機制，將是下一步的重點研究內(nèi)容。