(杭州電子科技大學 管理學院,浙江 杭州 310018)
我國正處于全面建成小康社會的關鍵時期,社會主義現代化建設正在穩步進行中,與此同時人口與環境資源的矛盾也日益突出,尤其是現代化的高速發展增大了對水資源的需求,而水環境治理問題卻未得到及時有效的解決,使得水資源緊缺越來越成為制約經濟社會發展的重要因素。我國水資源總體上顯現出緊缺性,北方地區缺水嚴重,南方地區雖雨水相對充沛,但受季節和區域分布制約,仍然呈現缺水狀態。此外,降水量和水資源總量,供水量和用水量等隨年份可能存著偶然性和不確定性,意味著水資源緊缺有著一定的風險。本文在借鑒相關研究成果的基礎上,構建出區域水資源緊缺性風險的評價體系,并以浙江省11 個地級市為研究區域,運用主成分分析法找出其主要影響因子,較為全面地分析浙江省各地市水資源緊缺的程度,進而對如何緩解水資源短缺提供了一定的意見與建議,為之后的城市發展應對水資源危機提供了理論基礎。
國內學術界眾多學者對水資源緊缺風險評價都曾做了許多的探討,為緩解水資源短缺提供了許多寶貴的建設性意見。趙自陽等(2017)[1]采用灰色關聯分析以及基于改進的蟻群算法,對我國各省市自治區十年間的水資源短缺風險進行了聚類分析研究。胡彬等(2017)[2]基于水足跡理念對2022 年冬奧會雪上項目舉辦地崇禮區進行了水資源短缺的評價。張峰等(2018)[3]運用物元可拓理論與關聯函數建立水資源短缺指數測度模型,對廣東省水資源短缺指數分別進行了縱向時序、橫向界面和未來趨勢的多維度分析。王爽(2019)[4]利用模糊綜合評價法從水體環境、用水條件、供需程度以及經濟社會這4 個方面,較為全面地評價了遼陽市水資源緊缺程度。世界各國學者也十分重視水資源緊缺風險問題的研究。Kummu 等(2010)[5]從時間維度出發對全球過去兩千年的水資源緊缺情況做了評估。Gober和Kirkwood(2010)[6]利用模擬建模和不確定性決策原理,將氣候信息轉化為脆弱性評估,再根據水模擬模型評估了美國菲尼克斯城市的缺水狀況。Naimi等(2016)[7]選取阿爾及利亞地區為研究區域,運用因子分析法對其水資源緊缺風險進行了研究。Lam等(2016)[8]通過比較澳大利亞昆士蘭和珀斯這兩個主要缺水城市的水資源運動軌跡探索應對水資源緊缺風險的方法與路徑。Hsieh 等(2016)[9]運用隨機時空模擬流的方法對水資源短缺進行評估,并提出了一定的緩解措施。
國內外學術界都曾對水資源緊缺問題獻計獻策,但沒有把社會經濟發展與水資源的可持續發展相聯系,缺乏對風險的定量化描述。研究采用主成分分析法去探索水資源緊缺風險的關鍵影響因素,并根據其所占比重對水資源緊缺性風險進行等級劃分,形成一套較為完整的評價體系,選取了浙江省11 個地級市作為研究區域進行實證分析,為浙江省應對水資源緊缺性風險提供理論依據,并為其他區域的水資源緊缺性風險評估提供借鑒。
評價指標體系的構建應充分遵循科學性、可操作性、可行性、系統性、層次性和整體性等原則,結合部分學者研究成果[10-11]以及浙江省水資源緊缺狀況的實際調查,建立了區域水資源緊缺性風險評價研究體系,如表1 所示。

表1 區域水資源緊缺風險評價管理調查指標體系
選擇合理合適的分析方法是進行科學研究的關鍵,尤其是在多指標實際問題的研究中,恰當的多元分析方法起著重要的作用。主成分分析法是一種重要的多元統計方法,它可以通過降維技術把多個變量化為少數幾個主成分,以少數綜合變量取代原始變量,客觀準確地確定各指標所占權重,保證最大化樣本方差,最小化數據信息損失,保證了主成分間的相互獨立性[12-13]。
對數據進行標準化處理后,運用主成分分析法,對水資源因子、社會生活因子、社會生產因子和水治理因子中包含的27 個調查指標進行分析,得到其特征值與方差貢獻率,因篇幅有限,主要有效部分如表2 所示。

表2 區域水資源緊缺風險評價有效指標特征值及方差貢獻率
根據特征值大于1 且累計方差貢獻率大于85%的原則,前五個成分指標已囊括91.627%的成分信息,具備一定的解釋能力,因此選取前五個為主成分。根據選取的主成分,計算各主成分與原指標之間的成分矩陣。同時,再根據成分矩陣系數r 與主成,計算得到對應主成分系數矩陣,如表3 所示。
成分矩陣顯示了各個指標變量與主成分的相關系數,主成分系數值的大小則直接體現了該指標對主成分的影響程度。
首先,針對第一個主成分F1,它主要與供水量、用水量、城鎮污水排放量、污水處理總量、污水治理總能力、工業總產值和企業數量等指標呈顯著正相關,故稱其為工業廢污水治理成分。其次,第二個主分系數α 的關系式:成分F2 主要受農田灌溉水有效利用系數負向影響,地下水資源量、水資源達標率、地表水資源量的正向影響,則稱其為水資源量成分。再次,第三個主成分F3 主要受到水資源總量,萬元GDP 用水量和人均綜合用水量的影響,稱為生活用水成分。然后,第四個主成分F4 與人均GDP、總人口數等指標的影響顯著,故稱為人口經濟發展成分。最后,第五主成分F5 主要受到耕地實際灌溉畝均用水量,農業有效灌溉面積的影響,則稱其為農業用水成分。

表3 區域水資源緊缺性風險評價主成分系數矩陣
主成分確定后,根據主成分得分系數,可以得到主成分得分函數。第一主成分F1表達式為:
F1=0.114Zx1+0.099Zx2+0.080Zx3+0.103Zx4+0.265Zx5+0.265Zx6+0.264Zx7-0.018Zx8+0.226Zx9+0.135Zx10+0.007Zx11+0.234Zx12+0.235Zx13+0.250Zx14+0.252Zx15-0.083Zx16-0.053Zx17+0.084Zx18-0.057Zx19+0.23Zx20+0.202Zx21+0.161Zx22+0.229Zx23+0.263Zx24+0.223Zx25+0.258Zx26+0.260Zx27
其中Zxi為標準化后的指標數據。第二主成分F2,第三主成分F3,第四主成分F4,和第五主成分F5 同理可得。
應用已得到的主成分表達式及浙江省11 個地級市的水資源緊缺性風險評價指標數據,得到各個主成分的風險評價指數,最終得到浙江省區域水資源緊缺性綜合風險評價指數,如表4 所示。

表4 浙江省區域水資源緊缺性風險評價指數
從綜合風險評價指數可以看出:第一,杭州缺水總風險最高,寧波次之,符合杭州和寧波近年來工業信息產業發展勢頭強勁,人員凈流入量大,對水的需求量逐漸提高,據統計2016 年杭州市僅工業用水總量就占了全省的22.7%,造成了水資源短缺的現狀,更突出表現在工業廢污水治理方面存著短板。第二,麗水和舟山缺水總風險較低,因為麗水和舟山兩市相比較于省內其他地市經濟發展水平低,農業和第三產業發展較好,工業化程度低,環境保護程度和資源利用率高。第三,其他城市水資源緊缺性處介于高風險與低風險之間,主要是由于浙江各地市經濟發展水平的差異,工業化水平不均衡,水資源時空分布不均勻等因素造成的。
針對已得到的浙江省區域水資源緊缺性風險評價指數,利用統計軟件SPSS 對綜合風險評價指數進行正態分布性檢驗,結果如表5 所示。

表5 浙江省區域水資源緊缺性綜合風險評價指數正態分布檢驗表
結果顯示Kolmogorov-Smirnov 統計量中顯著性概率為0.093>0.05,且綜合風險評價指數近似集中于對角線上,則認為在95%的置信區間里,該綜合風險評價指數服從正態分布N(μ,σ2),其中μ 和σ2分別為均值與標準差,即N(0,1.942)。根據正態分布性質原理并結合其百分位數,將浙江省區域水資源緊缺性風險評價由低到高劃分為五個等級,分別定義為低風險、較低風險、中風險、較高風險和高風險,各類約占整體分布的25%,如表6 所示。
由此可見,對比得出浙江省內區域水資源緊缺性風險處于高風險的是杭州市,處于較高風險的是寧波市和溫州市,而麗水市為較低風險,舟山市位于低風險,其余地市則為中風險。

表6 區域水資源緊缺性風險分級
水是生命之源,是人們生產生活不可或缺的必需品,水資源緊缺性問題一直以來都是社會熱點問題。本文通過構建區域水資源緊缺性風險評價體系,選取不同的影響指標并以浙江省各地級市為研究區域進行分析研究,發現浙江省水資源緊缺風險主要受到工業廢污水治理、水資源量、生活用水、人口經濟發展和農業用水等因子的制約影響。浙江省雖為江南水鄉,水資源理應頗為豐富,但大部分地級市水資源緊缺程度卻均存在著一定的風險,屬于典型的資源性缺水,再加上浙江省近年來經濟突飛猛進,生產力水平顯著提高,外來人口大量涌入,廢污水大量排放且未及時得到治理而引起的水質性缺水,導致形成了“江南水鄉沒水喝”的窘境,可見浙江省水資源狀況不容樂觀。針對上述問題,為應對浙江省水資源緊缺性風險,本文提出以下幾點建議:
1.繼續堅持和深化開展“五水共治”項目。以習近平總書記的“綠水青山就是金山銀山”為理論指導依據,切實做好治污水、防洪水、排澇水、保供水、抓節水工作,打贏“五水共治”攻堅戰。積極倡導節水型社會建設,提倡植樹造林,大力防治水土流失。
2.構建水資源多主體協同治理機制。政府部門可以從行政法律的方面來提高工農業廢污水治理,非政府部門包括企業可以積極響應用水轉型號召,轉變以往粗放型水資源利用模式。各多主體之間要通力合作,為應對水資源緊缺性風險做出貢獻。
3.引入市場嵌入機制,利用市場手段來提高水資源利用率。通過水權交易,實現區域間、流域間和用戶間水資源使用權的正常流轉,來達到水價反映水資源緊缺程度的目的,再根據其緊缺程度進行定價,通過價格機制來調節水資源的利用和配置,從而實現水資源使用的合理優化。