城鎮化進程中水資源消耗的影響因素研究

章恒全,高 圓,張陳俊

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

城鎮化是主要表現為農村人口向城鎮遷居,二、三產業向城鎮入駐的經濟社會現象[1]。我國在城鎮化快速發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,城鎮化水平每提高1%,用水總量將提高0.58%[1]。到2030年,我國城鎮化水平預計接近70%,必將產生更多的用水需求[4]。因此,在城鎮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的研究表明:①經濟發展是促進工業用水增長的主要因素[5-6],推動規模以上工業技術進步是降低工業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業[8],2016年農業用水量占用水總量的比例超過60%[9],提高農業用水效率有助于降低農業用水量[10-12]。③分析居民用水的影響因素多從微觀層面出發,包括階梯水價[13]、受教育程度[14]和節能設施的推廣[15]等。

b. 從用水總量角度出發的研究多集中于技術進步、產業結構調整、經濟發展和人口規模[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新欠缺而導致的“回彈效應”[18];產業結構調整亦對用水量增長具有抑制作用[19],其中第一產業比重下降是用水量減少的主要原因[20-21];而經濟發展水平的提高和人口規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向城鎮化與水資源的關系[23-24]上,城鎮化已逐漸成為拉動用水量增長的關鍵因素[25],城鎮化引發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容,造成分解趨于同質化;從研究視角來看,現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為生產用水量；i為三次產業;W2為生活用水量；j為城鎮、農村;G為國民生產總值;H為居民消費總額;P為人口數量。考慮到我國城鄉二元結構的差異,將居民消費以向量形式進一步擴展為

(2)

式中:Pu和Pr分別為城鎮和農村口數量;Hu和Hr分別為城鎮和農村居民消費額。令

式中:I1i為第i次產業的生產用水強度;Ri為經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次產業產品消費占消費總額的比重,反應居民消費結構;pu、pr分別為城鎮和農村人口數量占人口總數的比重;hu、hr分別為城鎮和農村居民人均消費額;I2j為城鎮和農村居民的生活用水強度;pj為城鎮化率?？傻?/p>

(3)

將式(3)加號左右兩邊取自然對數,再取微分可得

(4)

(5)

其中

式中α為城鎮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。

生產強度效應:

(7)

消費抑制效應:

(8)

居民消費結構效應:

(9)

生產城鎮化效應:

(10)

居民消費效應:

(11)

生產端人口規模效應:

(12)

生活強度效應:

(13)

生活城鎮化效應:

(14)

生活端人口規模效應:

(15)

總效應:

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

(16)

2 數據說明

本文所用數據的時間跨度為2003—2016年,用水量、產值、居民消費、人口數量等原始數據源自《中國水資源公報》和《中國統計年鑒》。對本文數據解釋如下:

a. 時間跨度。考慮到2003年以前及2017年的三次產業用水量無法獲取,因此研究期為2003—2016年。

b. 用水量數據。本文所用用水量數據需與三次產業產值保持一致,因此將《水資源公報》中用水量數據進行了整合:將農業用水和牲畜用水合計為第一產業用水,工業用水和建筑業用水合計為第二產業用水,第三產業用水保持不變,并將三次產業用水合計為生產用水,將城鎮居民用水和農村居民用水合計為居民生活用水,暫不考慮生態用水。

c. 產值數據。為消除價格因素影響,我國三次產業產值均折算為2003年不變價,GDP由調整后的三次產業產值加總得到。

d. 居民消費數據。參考相關研究[29],將食品定義為居民第一產業產品消費,居住、生活用品及服務定義為居民第二產業產品消費,衣著、交通通信、教育文化娛樂、醫療保健和其他定義為居民第三產業產品消費,居民各消費數據亦折算為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。生產端人口城鎮化效應、居民消費效應和生產端人口規模效應分別累計達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、生活端人口城鎮化效應和生活端人口規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 各驅動因素的累計變動量

3.1 人口因素與水資源消耗

生產端和生活端人口規模效應分別反映了人口數量變化對生產用水和生活用水的影響,二者之和即為人口規模效應。生產端人口城鎮化效應和生活端人口城鎮化效應分別反映了人口結構調整對生產用水和生活用水的影響,二者之和即為人口城鎮化效應。由圖2可知:生產端和生活端人口規模效應的變動趨勢均較為平穩,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。生產端人口城鎮化效應和生活端人口城鎮化效應總體呈波動下降趨勢,生產端人口城鎮化效應對用水量的促進作用始終大于人口規模,而生活端人口城鎮化效應的驅動力與人口規模十分接近?？傮w來看,人口城鎮化效應的累計貢獻值為人口規模效應的2.43倍。

圖2 各人口效應變化趨勢

究其原因,研究期內我國人口數量由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模。與此同時,城鎮人口增長率處于波動下降趨勢,與人口城鎮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量始終處于低速增長狀態,雖然目前人口規模對用水量的驅動作用較為平穩,但隨著十八屆五中全會后二胎政策的全面開放,目前60%的城鎮化率說明未來人口數量提升帶來的用水壓力不容小覷。而我國城鎮化進程在未來10年將繼續處于快速發展狀態,距離城鎮化發展的平緩階段仍有一段較長的路[30],因此人口城鎮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

依據式(11)分解得到城鄉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年后循環相似的變化趨勢。對比城鄉居民消費效應:城鎮居民消費對用水量的驅動力明顯大于農村居民消費,前者在300億m3左右波動,后者在100億m3左右波動,城鎮居民消費效應的累計貢獻是農村的2.25倍。

圖3 城鄉居民消費效應變化趨勢

究其原因,居民消費的產品或服務是其原料、生產、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。從城鄉居民消費來看,城鎮居民消費額始終高于農村,城鄉消費差距由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。居民消費城鎮與農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,我國城鎮居民消費額占居民消費總額的比例達76.8%,而占據總人口42.7%的農村居民消費額僅占居民消費總額的23.2%。隨著城鎮化的不斷深入,可以推測,居民消費尤其是城鎮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化升級對水資源消耗的影響,根據式(9)的分解結果,居民消費結構調整對用水量增長具有持續的抑制作用,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業部門消耗的水資源的總和,即居民對不同產業產品或服務的消費,會間接促進相應產業的水資源消耗,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變,我國居民三次產業的消費比率由2003年的40∶18∶42轉變為2016年的19∶27∶54,總體表現為第一產業消費品逐步被二、三產業消費品取代,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業流向用水效率高的二、三產業,有效抑制了用水量的增長,居民消費結構的優化升級累計減少 2 220.42億m3耗水,如圖5所示。事實上,生產與消費是相對均衡的[31],居民消費結構的優化也有助于產業結構的轉型,若輔以政策積極引導居民消費結構的優化升級,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業結構升級乏力的現象。

圖5 三次產業消費比率變化趨勢

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。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%?？梢钥闯?研究期內消費抑制效應與我國居民消費率之間存在反向變動的內在邏輯。隨著居民消費率的降低,即政府消費、固定資產投資及凈出口3個經濟成分比重的升高,對應著用水總量的增加,反之亦如此。居民消費與政府消費、固定資產投資以及凈出口3個經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、固定資產投資以及凈出口3個經濟成分而言具有用水強度的比較優勢,即居民消費品產業部門的用水強度總體低于其他經濟成分。在經濟規模既定的前提下,刺激居民消費意味著抑制了高用水強度經濟成分的發展,有利于水資源要素由高用水強度的經濟成分向低用水強度的經濟成分流動,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

生產用水強度為生產用水量與GDP的比值,生活用水強度為生活用水量與人口數量的比值,分別表征了生產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,生產強度效應對用水量的增長具有持續的抑制作用,是考察的所有因素中抑制作用最顯著的,貢獻率高達-530.13%,凸顯了產業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業技術政策和節水環保政策,產業用水效率明顯提升,生產用水強度一路走低,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%。三次產業內部對生產強度效應的貢獻率分別為53.13%、45.97%和0.89%,可見第一產業用水強度的降低對用水量下降的貢獻最大,第二產業次之,第三產業最小且遠小于一、二產業。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,城鎮和農村居民的生活方式逐步同質化,城鄉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,人口規模擴大與人口城鎮化對用水增長均為正向促進作用,生產端及生活端人口規模效應變化趨勢較為平穩,生產端及生活端人口城鎮化效應波動下降,人口城鎮化效應是人口規模效應的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,城鎮居民消費引發的用水量是農村的2.25倍。而居民消費結構的優化升級和居民消費率的上升均有效抑制了水資源的消耗,居民第一產業消費比率逐漸向二、三產業轉移是居民消費結構效應對水資源消耗產生抑制作用的原因。③用水強度因素方面,用水量的下降主要得益于產業技術進步,生產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,未來人口規模因素對水資源消耗的影響力將進一步增強,持續快速發展的人口城鎮化進程也將產生更大的用水需求。為制定妥善的人口政策,一方面要時時監控新增人口數量對水資源造成的壓力,嚴格控制人口總數,可以通過縮小人口規模減少用水量;另一方面,要保證農村人口合理有序地向城鎮流動,注重合理控制人口城鎮化的發展速度,避免城鎮人口爆炸式增長。

b. 引導居民消費方式合理轉變,加快居民消費結構優化升級。首先,要注重引導居民尤其是城鎮居民形成“綠色消費,適度消費”的觀念,倡導節水、低耗水產品的推廣使用,同時不能忽視城鄉均衡發展。其次,要發揮價格杠桿在市場的調節作用,通過價格杠桿促進居民消費結構的優化升級,并積極助推第三產業發展,提高第三產業消費品在居民消費支出中的比重。最后,推進以拉動內需為導向的國內經濟結構調整,充分發揮居民消費相對于其他經濟成分的用水強度優勢,在既定的經濟規模下實現相對節水。

c. 強化節水技術創新,加速節水系統建設。產業技術創新依然是我國節水事業的主要推動力,污水處理、循環利用等節水技術應得到進一步的創新和推廣。但近年來我國對農業節水的重視不夠,必須深度挖掘農業節水潛力,鼓勵農業節水技術的研發,不斷提高農業用水效率。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動力,應加強節約生活用水的教育宣傳力度,培養居民尤其是農村居民形成節水意識和節水習慣。