江蘇省農產品虛擬水消費量影響因素分析

陳琳薇

【摘 要】社會經濟的發展需耗費大量水資源，改革開放以來，江蘇省水資源匱乏問題日益嚴重。文章在分析了2000-2013年江蘇省農產品虛擬水消費總量基礎上，結合皮爾森相關性分析、主成分分析、線性回歸分析，創新性地從社會、自然、經濟、技術、生態、政策六大維度全面、深入剖析江蘇省農產品虛擬水消費量的影響因素及具體影響，提出了相關政策建議。

【關鍵詞】虛擬水消費;農產品;自下而上法;線性回歸;節水

一、引言

改革開放以來，作為中國經濟發展速度最快、活力最強、擁有最大城市腹地面積的江蘇省發展迅速，綜合經濟實力一直位于全國前列，但社會經濟的發展往往會耗費大量的水資源，江蘇省水資源匱乏問題日益嚴重。2013年江蘇省水資源總量為283.5億立方米，較2012年下降24.05%，人均水資源量為357.08立方米，較上年下降24.24%。江蘇省水資源總量占全國的1.01%，人均水資源量為全國平均水平的17.38%。

由于農業用水以農產品生產用水為主，相關文獻表明居民通過服務或商品形式消耗的虛擬水量遠高于居民消耗的實體水量。因而科學地量化居民虛擬水消費量用以表示當地水耗，可為緩解水資源短缺問題提供一個全新的思路。通過計算、分析江蘇省農產品虛擬水消費量及其影響因素，進而提出節水建議，將有利于緩解江蘇省水資源短缺問題。

二、文獻綜述

在虛擬水消費量的計算方法上，國外主要采用生產樹法及投入產出法。Ercin et al 采用生產樹法計算單位農產品虛擬水含量，后結合農產品消費量計算虛擬水消費量[1]。國內相關研究中，梁瑞、任志遠計算的虛擬水消費量等于居民消費商品的數量乘以該種商品單位質量所含虛擬水量[2]。

在研究虛擬水消費的影響因素方面，J Macknick 指出科技發展將影響人們的生活環境與生活方式，也會影響單位農產品虛擬水含量[3]。國內學者，劉紅梅、鄧光耀構建動態空間面板STIRPAT 模型，從人口、富裕程度、技術、空間和習慣效應五個角度論證了中國農產品虛擬水消費的影響因素[4]。

三、江蘇省農產品虛擬水消費的影響因素模型構建

（一）江蘇省農產品虛擬水消費量估算模型構建

借鑒相關文獻中的計算方法得總體計算思路：某種農產品虛擬水消費量取決于該農產品單位產品虛擬水含量及消費數量，總的虛擬水消費量則是多種產品虛擬水消費量的總和。其中，受數據來源即統計年鑒中統計的農產品種類限制，結合文獻及相關論文，得江蘇省農產品單位產品虛擬水含量如表3.1所示。

（二）影響因素指標確定

（1）自然維指標。選用水資源總量（SZYZL，萬立方米）、社會化水資源稀缺程度（SWSI）反映水資源狀況;耕地面積（GDMJ，萬立方米）反映耕地資源狀況;年降水量（JSL，毫米）、年平均氣溫（PJQW，攝氏度）反映氣候。

（2）社會維指標。選用年末總人口數（ZRK，萬人）、城市化率（CSHL）作為人口因素指標;人類發展指數（HDI）作為社會調試能力指標;由于沒有具體數據可反映消費習慣，故舍去。

（3）經濟維指標。選用國內生產總值（GDP，萬元）作為經濟實力指標;農村居民家庭人均純收入（NCSR，萬元）、城鎮居民人均可支配收入（CZSR，萬元）作為收入水平指標;居民人均消費水平（XFSP，萬元）作為消費水平指標;各類食品商品零售價格指數作為農產品價格指標。具體為食品類商品零售價格指數（SPJZ，上年=100）;糧食類 （LSJZ，上年=100）;油脂類 （YZLJZ，上年=100）;肉禽及其制品類 （RQLJZ，上年=100）;蛋類 （DLJZ，上年=100）;水產品類 （SCPJZ，上年=100）;菜類 （CLJZ，上年=100）;干鮮瓜果類 （GLJZ，上年=100）;飲料煙酒類 （YYJJZ，上年=100）。

（4）技術維指標。選用農業機械總動力（JXZDL，萬千瓦）、農村用電量（NCYDL，萬千瓦）作為機械使用要素指標;有效灌溉面積（YXGMJ，萬立方米）、農用化肥施用折純量（YHSCL，萬噸）作為農業環境要素指標。

（5）生態維指標。選用受災面積（SZMJ，萬立方米）作為生態維指標。

（6）政策維指標。選用地方財政農林水事務支出（DCNSZ，萬元）作為政策維指標。

（三）影響模型構建

具體思路如下：通過驗證因變量與各解釋變量間相關性系數進行變量篩選，若所篩選出影響模型構建的變量較多，則先借助主成分分析獲得綜合評價指標，減少指標個數，再以綜合指標作為回歸模型變量，確定與因變量間函數關系。

（1）皮爾森相關性分析。皮爾森相關系數是定量描述變量間線性相關情況的基本指標。

（2）主成分分析。利用降維方式，消除評價指標間的相關影響，在將原始變量變為分量的同時，形成權數，將多個指標轉化為某幾個綜合指標，客觀反映樣本間現實關系。

（3）線性回歸分析。主要通過回歸分析，確定兩個或兩個以上變量間的定量關系。

四、江蘇省農產品虛擬水消費影響因素實證檢驗

（一）江蘇省農產品虛擬水消費量量化結果

1、江蘇省農產品虛擬水消費量估算結果

如表4.1所示，2000-2013年間江蘇省居民農產品虛擬水消費總量變化趨勢整體平穩，略有上升。主要原因是2000-2013年間農村居民農產品虛擬水消費量逐步減少，城鎮居民農產品虛擬水消費量不斷增加。隨著江蘇省總人口數的不斷增加，人均農產品虛擬水消費量整體有下降趨勢。其中，農村居民農產品虛擬水消費總量明顯下降。

2、皮爾森相關性分析

如表4.2所示，江蘇省居民農產品虛擬水消費總量與11個解釋變量的相關關系通過了顯著性檢驗。

3、主成分分析

為避免解釋變量間的多重共線性，本文對經過pearson相關性檢驗后篩選出的11個解釋變量指標提取主成分與因變量進行主成分回歸分析。

由SPSS軟件可得，Kaiser-Mever-Olki檢驗統計量為0.780>0.7適合， Bartlett球形檢驗近似卡方值497.615，Sig.值0.000，表明檢驗通過，樣本數據總體特征符合要求，可以進行主成分分析。根據表4.3可知應提取1 個主成分，即m=1。由于提取的一個主成分累計貢獻率達96.002%，能夠有力反映出11個解釋變量的信息，表示僅需在一維空間進行解釋。

計算主成分所對應的特征值的開平方根，具體得各指標對應的系數。具體表達式F1如下：

第一主成分：

最后，將各主成分對應的特征值除以主成分總特征值之和，并將其作為各成分權重，得主成分綜合模型如下：

F=F1

4、線性回歸分析

通過主成分分析可得一個可概括原始變量所有信息的公共因子，即第一主成分。將此主成分因子數據作為解釋變量，標準化后所得江蘇省居民農產品虛擬水消費總量為因變量，借助SPSS軟件進行線性回歸，具體見表4.4。

由結果可知，就解釋變量而言，第一主成分Sig.值0.02在標準值0～0.05之內被保留。常數項5.28E-15過小，Sig.值為1，故可忽略不計。同時，R2值為0.823，表明方程擬合度為82.3%，Durbin-Watson值為2.09。最后得回歸模型如下：

Y=0.612F1

5、結果分析

將F1值帶入回歸方程，得：

即各因素對江蘇省居民農產品虛擬水消費的貢獻率大小順序為：城鎮居民人均可支配收入>國內生產總值>城市化率=農村用電量=人類發展指數>農業機械總動力>農村家庭人均純收入>居民人均消費水平>總人口數>地方財政農林水事務支出>耕地面積。

五、總結及政策建議

實證表明經濟維、社會維因素對虛擬水消費量影響較大，技術維其次，生態維、政策維較小，生態維并無影響。其中城鎮人均可支配收入、國內生產總值系數影響最為顯著。除耕地面積外，其他影響因素均對農產品虛擬水消費量有正向影響。因而人類活動對自然資源的主導性影響應引起重視。

為緩解社會經濟發展與水資源矛盾，依據實證結果，江蘇省應適當控制人口增速，嚴格遵循生育政策，緩解水資源壓力;提高消費水平從而改善消費結構，具體應增加低虛擬水含量的農產品消費，減少高虛擬水含量農產品消費;發展現代化農業科技、發展節水型農畜業，從源頭節水。

【參考文獻】

[1] Ertug Ercin A， Mekonnen M M， Hoekstra A Y. Sustainability of national consumption from a water resources perspective： The case study for France[J].Ecological Economics， 2013， 88（7）：133-147.

[2]梁瑞， 任志遠， 李小燕. 山西省臨汾市虛擬水動態變化研究與預測[J]. 水土保持通報， 2013， 4： 312-316.

[3]Macknick J， Newmark R， Heath G， et al. Operational water consumption and withdrawal factors for electricity generating technologies： a review of existing literature[J]. Environmental Research Letters， 2012， 7（4）：189-190.

[4]劉紅梅， 鄧光耀， 王克強. 中國農產品虛擬水消費的影響因素分析——基于省級數據的動態空間面板 STIRPAT 模型[J]. 中國農村經濟， 2013 （008）： 15-28.