黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力時(shí)空動(dòng)態(tài)演化與障礙因子分析

關(guān)鍵詞：水利新質(zhì)生產(chǎn)力；時(shí)空演化；障礙因子；黃河流域中圖分類號(hào)：TV213.9；TV88.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A doi：10.3969/j.issn.1000-1379.2025.09.018引用格式：，魏凌菡，王安周，等.黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力時(shí)空動(dòng)態(tài)演化與障礙因子分析[J].人民黃河，2025，47（9）：128137，144.

Analysis of the Spatial-Temporal Dynamic Evolution and Obstacle Factors of New Quality Productive Forces in Water Conservancy in the Yellow River Basin

JIAO Shixing'，WEI Linghan1，WANG Anzhou2， ZHAO Rongqin3，Li Zhongxuan4，YIN Yixing5，MENG Yiwen'

（1.School of Resources amp;Environentand Tourism，Anyang Normal University，Anyang 45o02，China；2.Luoyang No.5Senior High School，Luoyang 471，China；3.Scholof HydrologyandWaterResources，Nanjing Universityof InformationScienceamp;Technology，Nanjing044，China；4ColegeofSurveyingandGeo-formatics，NorthChiaUniversityofWaterResourcesadElectric Power，Zhengzhou 450046，China；5.Schol of Urbanand Environment Science，Xuchang University，Xuchang 4610o0，China）

Abstract：InordertopromotetheeficientandstabledevelopmentofthewaterconservancyindustryintheYelowRiverBasin，theewqualtroductiefoesindexofwaterconseancywasalulatedyusigteomprehsiveindexmetod，tespatia-tempoalolutioncharacteritiereanalyedbasedonAAB，Argis0.8andGincoefcient，andtebtaclectorserediscusedbyusingtstacledegree model.Theresultsshowthat：a）thenewqualityproductiveforcesof waterconservancyintheYelowRiverBasinhasshownafluctuatinggrowthtrend，withHenanhavingthehighestincreaseandShanxihavingthelowestincrease.Amongthem，theincreaseintenumberofnewlaborersisthegreatestinHenanProvinceandthesmalestinQinghaiProvince.TeincreaseintenumberofnewlaborobjectsisthegreatestinQnghaiProvinceandtesalestinSaniProvie.TeicreaseintenmberofnlbormatelsisthetetinNingxiaHuiAutonomousRegioandtesallstinGansuProvice.b）TeregioaldiferencsofnewqualityproductiveforsofwaterconservancyintheYelowRiverBasinshowafluctuatingdownwardrend.Thenewqualityproductiveforcesof waterconservancisinanortheast-southwestpatern，andthecenter of gravityshowsa general trend of moving southward（migrating northeastward in 2021-2022 ）.TheGinicoeffcientintheupstream，mddeandlowerrachsandheGinicoeffcientbetweentheupstreamandmiddleandlowereachsregionshoadecreasingtrendofvertedNsape，M-sapendinvertedN-sapespectivelyeiferetitocontrbtioateinthe region gt; the contribution rate of the hypervariable density gt; the contribution rate of differentiation between regions.c） The regional differencesinthemainobstaclefactorsofnewqualityproductiveforcesiteYelowRiverBasinaresignificant.ThfirstobstaclefctoriQinghaiSichuanGsu，ingxiaHutooosegionnerogoliani，ani，Hnadadogis teumberoflo inthewaterresourcesunits，thproportionofducationexpenditure，percapitamedicalandhealthexpeniture，waterconsumptiopeten thousandyuanofGD，oidwastedischarge，solidwastediscarge，omprehensivewatersuplycapacityatheendoftheyeartheuber ofcomputers usedperhundredpeopleinenterprisesandsulfurdoxidedischargeBasedontheresearchresults，sugestonsareputfoward in order to promote the development of quality productivity in the Yellow River Basin.

Key words：newqualityproductiveforcesof waterconservancy；spatial-temporal evolution；obstaclefactor;Yelow RiverBasin

水利新質(zhì)生產(chǎn)力是以水利科技創(chuàng)新為主導(dǎo)，以新一代信息技術(shù)為支撐，追求水利高科技、高效能、高質(zhì)量以及符合新發(fā)展理念的先進(jìn)水利生產(chǎn)力質(zhì)態(tài)[1]2023年9月，習(xí)近平總書記首次提出了“新質(zhì)生產(chǎn)力”概念，從而為科技創(chuàng)新推動(dòng)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和升級(jí)指明了發(fā)展方向[2]。黃河流域是我國(guó)重要的農(nóng)業(yè)產(chǎn)區(qū)，水資源需求量大，供需矛盾突出。因此，建立健全黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，對(duì)促進(jìn)水利行業(yè)發(fā)展、解決水資源供需矛盾具有重要意義。

目前，國(guó)內(nèi)關(guān)于水利新質(zhì)生產(chǎn)力的研究處于起步階段，主要集中在內(nèi)涵解讀[1，3-4]、指標(biāo)體系構(gòu)建[5-7]影響因素分析[5.8-9]等方面。在內(nèi)涵解讀方面，左其亭等[認(rèn)為水利新質(zhì)生產(chǎn)力是以實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展為根本宗旨的高質(zhì)量生產(chǎn)力；許全喜等[3]從生態(tài)水利科技創(chuàng)新等方面探討了水利新質(zhì)生產(chǎn)力的發(fā)展路徑；景曉棟等[4從耐心資本角度對(duì)水利新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的邏輯原理與協(xié)同路徑進(jìn)行了闡述。在指標(biāo)體系構(gòu)建方面，基于PSR框架，門寶輝等5從壓力、狀態(tài)、響應(yīng)方面構(gòu)建了中國(guó)水利新質(zhì)生產(chǎn)力指標(biāo)體系；吳鳳平等[6]基于新發(fā)展理念構(gòu)建了創(chuàng)新等五方面的指標(biāo)體系；楊卓媛等[在梳理其概念內(nèi)涵基礎(chǔ)上從科技生產(chǎn)力等方面構(gòu)建了指標(biāo)體系。在影響因素方面，門寶輝等[5]通過(guò)LMDI分解法計(jì)算各指標(biāo)貢獻(xiàn)度，指出水利現(xiàn)行有效標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量、水力發(fā)電量等為主要影響因素；石巖等[8]對(duì)中國(guó)水利新質(zhì)生產(chǎn)力的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行探究，認(rèn)為工科畢業(yè)生數(shù)量增加為水利行業(yè)提供了更多技術(shù)創(chuàng)新人才；楊亞鋒等°認(rèn)為高科技是影響水利新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的關(guān)鍵因素。

綜上所述，國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)水利新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)涵展開論述，結(jié)合相關(guān)概念，從水利行業(yè)現(xiàn)狀與需求出發(fā)，嘗試從多種角度構(gòu)建評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，探討其影響因素，但針對(duì)黃河流域的研究相對(duì)不足。鑒于此，參考相關(guān)研究[1-13]，筆者采用綜合指數(shù)法評(píng)價(jià)黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平，運(yùn)用核密度、標(biāo)準(zhǔn)差橢圓、基尼系數(shù)分析其時(shí)空演變，探究其障礙因子，以期為促進(jìn)黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展提供參考。

1數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源和指標(biāo)體系構(gòu)建

在遵循科學(xué)性、系統(tǒng)性、層次性、可行性等原則的基礎(chǔ)上，參考吳鳳平等[6、楊卓媛等[7]、石巖等[8]的研究成果，從新勞動(dòng)者等3個(gè)方面[8]，選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人均可支配收人等22個(gè)指標(biāo)，構(gòu)建黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（見表1）。其中，水利部門從業(yè)人員年末人數(shù)來(lái)自《中國(guó)水利統(tǒng)計(jì)年鑒》（2013—2022年），教育支出占比、萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量和萬(wàn)元GDP用水量通過(guò)計(jì)算獲得，其他數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省（區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒（2013—2022年），部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法彌補(bǔ)。

表1黃河流域九省（區(qū)）水利新質(zhì)生產(chǎn)力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

Tab.1Evaluation Index System of New Quality Productive Forces of Water Conservancy in Nine Provinces（ Regions）of the Yellow River Basin

表1（續(xù)）

1.2 研究方法

1.2.1 綜合指數(shù)法

1）數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。采用極值法對(duì)水利新質(zhì)生產(chǎn)力評(píng)價(jià)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，消除量綱差異。正指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化公式為

負(fù)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化公式為

式中： X_ij 為標(biāo)準(zhǔn)化處理后的 x_ij，x_ij 為區(qū)域 i 指標(biāo) j 原始數(shù)據(jù)， x_maxj、x_minj 分別為指標(biāo) j 原始數(shù)據(jù)最大、最小值。

2）指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差。標(biāo)準(zhǔn)差是方差的算術(shù)平方根，用來(lái)反映數(shù)據(jù)的離散程度。

式中 ：μ_ij，S_ij 分別為各指標(biāo)的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差， m 為指標(biāo)個(gè)數(shù)。

3）指標(biāo)變異系數(shù)和權(quán)重。變異系數(shù)法是一種客觀賦權(quán)方法，用于確定指標(biāo)權(quán)重。

式中： V_ij?W_ij 分別為區(qū)域 i 指標(biāo) j 的變異系數(shù)和權(quán)重。

式中： F_i 為水利新質(zhì)生產(chǎn)力的綜合評(píng)價(jià)指數(shù)。

4）綜合指數(shù)。綜合評(píng)價(jià)指數(shù)用來(lái)反映水利新質(zhì)生產(chǎn)力的總體發(fā)展水平。

1.2.2 核密度估計(jì)法

核密度估計(jì)法可揭示水利新質(zhì)生產(chǎn)力的空間形態(tài)和極化現(xiàn)象[10-11] 。

式中 sf（X_i） 為水利新質(zhì)生產(chǎn)力密度函數(shù)， K（X） 為核函數(shù)， N 為觀測(cè)值個(gè)數(shù)， h 為大于0的平滑參數(shù)， X_i 為新勞動(dòng)者、新勞動(dòng)對(duì)象、新勞動(dòng)資料、水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合評(píng)價(jià)指數(shù)， － X"為 X_i 均值。

1.2.3 重心遷移模型

采用重心移動(dòng)距離法揭示水利新質(zhì)生產(chǎn)力的空間演變趨勢(shì)。

式中： （a_t，b_t） 為第 χ_t 年的水利新質(zhì)生產(chǎn)力重心坐標(biāo)； z_ti 為第 Ψ_t 年第 i 個(gè)空間單元的屬性值，采用綜合指數(shù)法進(jìn)行計(jì)算; （a_ti，b_ti） 為第 χ_t 年第 χ_i 個(gè)空間單元新質(zhì)生產(chǎn)力重心坐標(biāo)； n 為空間單元數(shù)量。

重心移動(dòng)距離 D 計(jì)算公式為

式中： c 為轉(zhuǎn)換系數(shù)（參考齊亞偉[]的研究取值），（a_t，b_t）、（a_t+1，b_t+1） 分別為第 χ_t 年、第 _t+1 年的重心坐標(biāo)。

1.2.4 基尼系數(shù)

基尼系數(shù)可探究水利新質(zhì)生產(chǎn)力的空間分異程度[13-14]，計(jì)算公式如下：

式中： G 為總體基尼系數(shù)， G=G_w+G_nb+G_t; G_jj 為 j 區(qū)域基尼系數(shù); G_w 為區(qū)域內(nèi)差異; G_jh 為 j，h 區(qū)域間的基尼系數(shù)； G_nb 為區(qū)域間凈值差異； G_ι 為超變密度； D_jh 為 j，h 區(qū)域間水利新質(zhì)生產(chǎn)力增長(zhǎng)相對(duì)影響; d_jh 為區(qū)域間水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合指數(shù)增長(zhǎng)的差值； p_jh 為超變一階距;y_ji?y_hr 分別為 j，h 區(qū)域內(nèi) i，r 省（區(qū)）的水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合指數(shù)； n 為省（區(qū)）個(gè)數(shù)； μ 為各省（區(qū)）水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合指數(shù)的均值； k 為區(qū)域總數(shù)，將黃河流域劃分為上游和中下游，故 k=2 ： n_j、n_h 分別為區(qū)域 j，h 內(nèi)省（區(qū)）數(shù)量； μ_jμ_h 分別為區(qū)域 j，h 的水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合指數(shù)均值; p_j=n_j/n，s_j=n_jμ_j/μ，p_h=n_h/n，s_h= Phμ/μ；Fj、F分別為j、h區(qū)域的累計(jì)密度分布函數(shù)。

1.2.5 障礙度模型

障礙度模型用于確定影響水利新質(zhì)生產(chǎn)力的障礙因子。

式中： Q_ij 為區(qū)域 i 指標(biāo) j 的障礙度， I_ij 為區(qū)域 i 指標(biāo) j 的偏離度。

2 結(jié)果分析

2.1 黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平時(shí)序變化特征

黃河流域各省（區(qū)）水利新質(zhì)生產(chǎn)力呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)[見圖1（a）]，其中增幅最大（0.69），山西增幅最小（0.43）。省通過(guò)建立健全節(jié)水市場(chǎng)機(jī)制，推動(dòng)節(jié)水產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，同時(shí)受新勞動(dòng)者綜合評(píng)價(jià)指數(shù)增幅（0.19）新勞動(dòng)資料綜合評(píng)價(jià)指數(shù)增幅（0.35）較大影響，其中Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量從2013年 12.51×10⁴ 人·a增至2022年 17.55×10⁴ 人·a，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)從2013年 1.44×10⁴ 件增至2022年 4.71×10⁴ 件。山西省新勞動(dòng)對(duì)象綜合評(píng)價(jià)指數(shù)增幅（0.11）、新勞動(dòng)資料綜合評(píng)價(jià)指數(shù)增幅（0.17）較小，主要受年末供水綜合生產(chǎn)能力降低等影響，其中 2013—2022年末供水綜合生產(chǎn)能力從434.6×10⁴m³/d 降至 397.5×10⁴m³/d ，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比則從 0.33% 降至0.31% 。

圖1黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合評(píng)價(jià)指數(shù)

Fig.1ComprehensiveEvaluation Index ofNewQvalityProductiveForces of Water Conservancy intheYelow River Basin

黃河流域各省（區(qū)）新勞動(dòng)者綜合評(píng)價(jià)指數(shù)均呈波動(dòng)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)［見圖1（b）]，其中增幅最大（0.19），青海增幅最小（0.08）。省主要得益于基礎(chǔ)教育水平進(jìn)一步提升，截至2022年年底，新建、改擴(kuò)建公辦幼兒園分別為253所、406所，教育支出占比2022年達(dá)到 11.46% ，人均可支配收入從2013年 1.42× 10⁴ 元增至2022年 2.82×10⁴ 元。青海省增長(zhǎng)幅度較小，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低，人均醫(yī)療保健支出、人均地區(qū)生產(chǎn)總值多年均值分別為1562.85元、 .4.70×10⁴ 元，分別位于黃河流域第5位、第7位；水利部門從業(yè)人員年末人數(shù)、Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量均值分別為6410.40人、1753.80人·a，均位于第9位。

黃河流域各省（區(qū)）新勞動(dòng)對(duì)象綜合評(píng)價(jià)指數(shù)呈近S形增長(zhǎng)[見圖1（c）]，其中青海增幅最大（0.20），山西增幅最小（0.11）。青海不斷完善生態(tài)環(huán)境保護(hù)機(jī)制，廢氣中二氧化硫排放量從2013年 15.67×10⁴t 降至2022年 4.1×10⁴ t，水資源利用效率大幅提升，如萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量和萬(wàn)元GDP用水量分別從2013年的 57.77、132.89m³ 降至 2022年的 21.60，67.87m³ 。山西是我國(guó)重要的能源和原材料基地，重工業(yè)占比較大，固體廢物排放量呈現(xiàn)波動(dòng)增長(zhǎng)趨勢(shì)，從2013年3.05×10⁸ t增至2022年 4.80×10⁸t ，均值排在黃河流域第1位；年末供水綜合生產(chǎn)能力相對(duì)較低，多年均值為439.82×10⁴m³/d ，流域中排第5位；廢氣中二氧化硫排放量均值為 61.53×10⁴t ，流域中排第3位。

黃河流域各省（區(qū)）新勞動(dòng)資料綜合評(píng)價(jià)指數(shù)均呈“直線形”增長(zhǎng)［見圖1（d）]，其中寧夏增幅最大（0.35），甘肅增幅最小（0.16）。寧夏先后出臺(tái)《知識(shí)產(chǎn)權(quán)促進(jìn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展十四條措施》等多項(xiàng)政策，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)從2013年1132件增至2022年4725件；同時(shí)，信息傳輸、軟件和信息服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比和企業(yè)每百人使用計(jì)算機(jī)數(shù)則分別從 0.23% 、20臺(tái)增至 0.30% 、36臺(tái)，呈現(xiàn)逐年增加態(tài)勢(shì)。甘肅地處西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱，2013—2022年信息傳輸、軟件和信息服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比從 0.23% 增至 0.25% ，增幅相對(duì)較小，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)多年均值為3411.80件，排第7位，較為落后；內(nèi)河航道里程從2013年的 914km 小幅降至2022年的 911km 。

2.2 黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力空間動(dòng)態(tài)演變特征

2.2.1 黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力空間動(dòng)態(tài)分析

基于式（8）、式（9），運(yùn)用MATLAB軟件繪制黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力核密度圖（見圖2）。

黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力的區(qū)域差異呈波動(dòng)減小趨勢(shì)[見圖2（a）]。從整體來(lái)看，核密度曲線呈單峰、多峰交替出現(xiàn)態(tài)勢(shì)，水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合評(píng)價(jià)指數(shù)最大值與最小值之差從2013年0.18 降至2022年0.10，表明九省（區(qū)）差距逐漸減小但不穩(wěn)定，如綜合評(píng)價(jià)指數(shù)在2019年升至0.21，主要原因是青海新勞動(dòng)者、新勞動(dòng)對(duì)象、新勞動(dòng)資料的綜合評(píng)價(jià)指數(shù)均有所上升，增幅分別為 0.05，0.04，0.04 ;山東則有所下降，降幅分別為 0.02、0.03、0.0004 ，從而導(dǎo)致2019年區(qū)域差異變大。從波峰移動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看，波峰明顯右移，表明綜合評(píng)價(jià)指數(shù)逐漸向高值集聚，主要受九省（區(qū)）新勞動(dòng)對(duì)象差距減小影響，如最大值從2013年0.30升至2022年0.82，而最大值與最小值之差則從0.07降至0.04。

黃河流域新勞動(dòng)者區(qū)域差異呈現(xiàn)“降—升—降—升”的變化態(tài)勢(shì)[見圖2（b）]。從整體來(lái)看，核密度曲線呈雙峰、單峰交替出現(xiàn)態(tài)勢(shì)，表明各省（區(qū)）新勞動(dòng)者綜合評(píng)價(jià)指數(shù)之間的差距變化趨勢(shì)不穩(wěn)定，波峰緩慢右移，說(shuō)明新勞動(dòng)者綜合評(píng)價(jià)指數(shù)逐漸向高值集聚，最高值與最低值的差值基本在 0.06～0.09 范圍內(nèi)波動(dòng)，但2017年、2018年分別為0.04、0.03，表明這兩年集聚程度相對(duì)較高，得益于四川、這兩年新勞動(dòng)者綜合評(píng)價(jià)指數(shù)提高，其中2017年主要受四川人均可支配收入、人均醫(yī)療保健支出增加影響，二者分別從2016年的 1.88×10⁴ 元、1172.6元升至2017年的 2.06× 10⁴ 元 ，1 320.2 元；2018年主要受Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量、人均地區(qū)生產(chǎn)總值升高的影響，二者分別從2017年的 1.24×10⁴ 人·a，4.67×10⁴ 元升至2018年的12.81×10⁴ 人·a .5.02×10⁴ 元。從波動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看，沒(méi)有明顯向左或向右遷移的趨勢(shì)，說(shuō)明向低值或高值集聚趨勢(shì)不明顯。

圖2黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力核密度Fig.2Kernel Density of New Quality ProductiveForcesofWater ConservancyintheYellowRiverBasin

黃河流域新勞動(dòng)對(duì)象的區(qū)域差異呈現(xiàn)“降一升—降”趨勢(shì)[見圖2（c）]。從整體來(lái)看，核密度曲線呈“雙峰—單峰一多峰”交替出現(xiàn)趨勢(shì)，峰值呈“升—降一升”趨勢(shì)，表明區(qū)域差異呈“降一升—降”變化趨勢(shì)；主峰在2018年、2019年最高，說(shuō)明這兩年新勞動(dòng)對(duì)象區(qū)域差異相對(duì)較小，2018年四川、山西、新勞動(dòng)對(duì)象綜合評(píng)價(jià)指數(shù)有所提高，其中四川森林覆蓋率從2017年 35.22% 增至2018年 38.03% ，山西萬(wàn)元GDP用水量從2017年 48.23m³ 降至2018年44.18m³ ，年末供水綜合生產(chǎn)能力從2017年 1 150.4× 10⁴m³/d 升至2018年 1166.6×10⁴m³/d ；青海萬(wàn)元GDP用水量從2018年 91.09m³ 降至2019年88.34m³ ，而年末供水綜合生產(chǎn)能力則從 102.8×10⁴m³/d 升至 136×10⁴m³/d 。

黃河流域新勞動(dòng)資料區(qū)域差異呈平穩(wěn)增長(zhǎng)趨勢(shì)[見圖2（d）]。核密度曲線峰值較低，表明內(nèi)部差異始終較大，主峰中心向右移動(dòng)，表明全流域新勞動(dòng)資料綜合評(píng)價(jià)指數(shù)是上升的，但從最高值與最低值之間的差距來(lái)看，研究期間始終在 0.07～0.10 之間波動(dòng)。其中2017—2018年差值最小（0.07），表明這兩年新勞動(dòng)資料的集聚程度相對(duì)較高，2017年主要得益于陜西規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)、鐵路營(yíng)業(yè)里程和山東公路里程、Ramp;D經(jīng)費(fèi)的提升，分別從2016年8142件 、4632.6km.265 720km.1 415.00×10⁸ 元升至2017年9232件， ，4972km，27.06×10⁴km，1 563.68× 10⁸ 元。2018年主要得益于山西規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)、Ramp;D經(jīng)費(fèi)和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)、公路里程增長(zhǎng)，分別從2017年的4398件、 112.23×10⁸ 元、22367件、26.78×10⁴km 增至2018年的5423件、 .131.25×10⁸ 元、2.76×10⁴ 件 26.86×10⁴km 。

2.2.2 黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力空間演變分析

利用式（10）～式（12）計(jì)算黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力的重心坐標(biāo)和重心移動(dòng)距離，運(yùn)用ArcGIS10.8軟件繪制重心遷移圖（見圖3），可見黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力呈現(xiàn)東北—西南聚集格局。整體來(lái)看，2013—2022年橢圓長(zhǎng)半軸呈東北—西南走向且波動(dòng)減小，表明水利新質(zhì)生產(chǎn)力在東北—西南方向上離散程度降低，其中2014年、2016—2017年、2020年增長(zhǎng)，表明在這些年份的離散程度上升；2015年、2018—2019年、2021一2022年降低，表明離散程度降低。其中2020年長(zhǎng)軸增幅最大，主要受四川Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)和山東人均可支配收入、Ramp;D經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)的影響，四川Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)分別從2019年的 7.83×10⁴ 人·a .2.97×10⁴ 件增至2020年的 9.01×10⁴ 人·a .3.45×10⁴ 件，山東人均可支配收入、Ramp;D經(jīng)費(fèi)分別從2019年的 3.16×10⁴ 元、1 210.95×10⁸ 元增至2020年的 3.29×10⁴ 元 ，1365.62× 10⁸ 元；2018年長(zhǎng)軸降幅最大，主要受寧夏萬(wàn)元GDP用水量減少、公路里程增加和陜西人均地區(qū)生產(chǎn)總值增加、人均可支配收入增加的影響，分別從2017年的1 191.95m³.3.46×10⁴km.5.73×10⁴ 元 2.06×10⁴ 元增/降至2018年的 178.67m³?3.54×10⁴km?6.35×10⁴ 元、2.25×10⁴ 元。

圖3重心遷移與標(biāo)準(zhǔn)差橢圓

Fig.3Center of GravityMigration and Standard Deviation Ellipse

黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力重心整體呈現(xiàn)向南遷移趨勢(shì)（其中2021—2022年向東北遷移）。從橢圓重心變化來(lái)看，2013—2020年整體南遷，移動(dòng)速率為22.86km/a ，其中2014年向西南遷移 52.12km ，主要受青海、四川、甘肅、寧夏等Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量增大、水資源利用率提高、交通線路延長(zhǎng)、計(jì)算機(jī)普及等方面的影響，如四川Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量從2013年 5.81×10⁴ 人·a增至2014年 6.21×10⁴ 人·a，寧夏萬(wàn)元GDP用水量從 2013 年 279.72m³ 降至2014年 255.44m³ 。2021—2022年重心向東北遷移，年均移動(dòng)距離僅為6.83km ，主要受內(nèi)蒙古、山西、陜西、、山東等規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)增加的影響，分別從2020年的5755件、8444件、 .1.52×10⁴ 件、3.82×10⁴ 件 .7.89×10⁴ 件增至2022年的9065件、9827件、 1.91×10⁴ 件 .4.71×10⁴ 件 1.14×10⁴ 件，且公路里程、鐵路營(yíng)業(yè)里程和Ramp;D經(jīng)費(fèi)等均有所提升。

2.2.3 黃河流域上游、中下游水利新質(zhì)生產(chǎn)力空間分異

黃河流域上游區(qū)域差異呈倒N形波動(dòng)減小趨勢(shì)[見表2和圖4（a）]。2013—2018年上游區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)從0.15降至0.01，表明上游區(qū)域內(nèi)差異減小，主要得益于青海人均地區(qū)生產(chǎn)總值、四川人均可支配收入、寧夏Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量的增長(zhǎng)，分別從2013年的3.69×10⁴ 元 1.42×10⁴ 元 0.48×10⁴ 人·a增至2018年的 4.77×10⁴ 元 2.25×10⁴ 元 .71×10⁴ 人·a;2019年基尼系數(shù)升至0.05，主要受青海年末供水綜合生產(chǎn)能力提高影響，從2018 年 102.8×10⁴m³/d 增至2019年136×10⁴m³/d;2 2022年基尼系數(shù)降至0.02，主要得益于寧夏萬(wàn)元GDP用水量減少、內(nèi)蒙古規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)增加影響，前者從2019年186.48m³ 降至2022年 130.78m³ ，后者從2019年5064件增至2022年9065件。

表2黃河流域上游、中下游水利新質(zhì)生產(chǎn)力基尼系數(shù)及分異貢獻(xiàn)率

Tab.2Gini Coefficient and Diferentiation Contribution Rate of New Quality Productive Forces in Water Conservancy Across Upper，Middle and Lower Reaches of the Yellow River Basin

中下游區(qū)域差異呈M形波動(dòng)減小趨勢(shì)［見表2和圖4（a）]。2013—2015年中下游區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)減小，從0.17降至0.02，主要得益于陜西Ramp;D經(jīng)費(fèi)、Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量、山東公路里程增加影響，分別從2013年的 140.15×10⁸ 元 .12.51×10⁴ 人·a 25.28× 10⁴km 增至2015年的 172.58×10⁸ 元、 13.11×10⁴ 人·a 26.34×10⁴km ;2017年基尼系數(shù)升至0.04，主要受陜西人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人均醫(yī)療保健支出、人均可支配收入增加影響，分別從2015年的 4.76×10⁴ 元、1363.6元、 .1.74×10⁴ 元增至2017年的 5.73×10⁴ 元、1704.8元、2.06×10⁴ 元；2018年基尼系數(shù)降至0.03，主要得益于人均地區(qū)生產(chǎn)總值、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)增加影響，分別從2017年 4.67×10⁴ 元 2.24×10⁴ 件增至2018年 5.02×10⁴ 元 .2.76×10⁴ 件；2020年基尼系數(shù)升至0.07，主要受陜西Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)增加影響，分別從2018 年 3.93×10⁴ 人·a、2.76×10⁴ 件增至2020 年 4.88×10⁴ 人·a 3.82×10⁴ 件；2022年基尼系數(shù)降至0.02，主要受山西人均地區(qū)生產(chǎn)總值、Ramp;D經(jīng)費(fèi)增加影響，分別從2020年 5.05×10⁴ 元、8444件增至2022年 7.37×10⁴ 元、9827件。此外，上游與中下游區(qū)域間基尼系數(shù)呈倒N形降低，表明上游與中下游的區(qū)域差異減小[見表2和圖4（b）]。

總體上看，黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力空間分異區(qū)域內(nèi)貢獻(xiàn)率gt;超變密度貢獻(xiàn)率 gt; 區(qū)域間貢獻(xiàn)率［見表2和圖4（c）]。1）區(qū)域內(nèi)貢獻(xiàn)率平穩(wěn)變化，分異貢獻(xiàn)率最大但變幅較小，表明其差異對(duì)總體差異的貢獻(xiàn)始終保持最大。2）超變密度貢獻(xiàn)率呈“ V+ 倒N\"形變化，分異貢獻(xiàn)率較大且波動(dòng)幅度大，經(jīng)歷“降一升一降—升一降”變化，第一階段從2013年 47.42% 降至2015年 17.45% ，然后升至2017年 47.58% ，第二階段從2017年 47.58% 降至2018年 24.14% ，然后升至2019年 50.10% ，最后降至2022年 32.32% ，表明上游和中下游水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合評(píng)價(jià)指數(shù)的交叉部分對(duì)總體差異的貢獻(xiàn)率不穩(wěn)定。3）區(qū)域間貢獻(xiàn)率呈“ ΔN+V ”形變化（2013—2015年上升，2016—2017年下降，2018年上升，2019 年下降，2020—2021年上升，2022 年小幅下降），分異貢獻(xiàn)率最小但波動(dòng)幅度較大，如2013—2015年從 2.36% 增至 37.65% 、2016—2017年從35.80% 降至 3.12% 、2020—2021年從 10.87% 增至21.95% ，表明上游區(qū)域與中下游區(qū)域間差異對(duì)總體差異的影響較小且影響程度不穩(wěn)定。

圖4基尼系數(shù)及空間分異貢獻(xiàn)率 Fig.4Gini Coefficient and Spatial Differentiation Contribution Rate

2.3黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力障礙因子分析

利用式（22）、式（23）計(jì)算黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力的障礙度，找出其中較大的前6個(gè)障礙因子（見表3）。

青海前6位障礙因子主要集中在新勞動(dòng)對(duì)象準(zhǔn)則層，森林覆蓋率 （B₇） 、萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量 （B₁） 、年末供水綜合生產(chǎn)能力（ ：B₄. ）的障礙度之和為 53.02% 。其中森林覆蓋率從 2013 年 5.63% 升至2022年 5.82% ，增幅較小；萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量從2013年 57.77m³ 到2022年 21.60m³ 雖有所下降，但仍然位于九省（區(qū)）第1位；年末供水綜合生產(chǎn)能力2022年達(dá)到139.3×10⁴m³/d ，但遠(yuǎn)小于其他8個(gè)省（區(qū)）。

表3障礙度較大的前6個(gè)障礙因子

Tab.3 First 6 Obstacle Factors with Larger Obstacle Degree

四川前6位障礙因子主要集中在新勞動(dòng)者準(zhǔn)則層，教育支出占比 （A₄） ）、自然死亡率 （A₇） ）、每千人衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù) （A₆） 、人均醫(yī)療保健支出 （A₅） 、人均地區(qū)生產(chǎn)總值 （A₃） 的障礙度之和為 85.48% 。其中教育支出占比從2014年 8.58% 上升到2022年 8.99% ，變化幅度較小，自然死亡率從2013年 6.9‰ 升至2022年 9‰ ，主要受人口老齡化加劇影響；醫(yī)療方面，四川綜合監(jiān)管督察機(jī)制還有待完善，部分部門對(duì)改革完善醫(yī)療衛(wèi)生行業(yè)綜合監(jiān)管制度的重大意義認(rèn)識(shí)不足[15]

甘肅前6位障礙因子主要集中在新勞動(dòng)者準(zhǔn)則層，人均醫(yī)療保健支出 （A₅） 、人均地區(qū)生產(chǎn)總值 （A₃） 、人均可支配收入 （A₈） 、每千人衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù) （A₆） 的障礙度之和為 86.89% 。其中人均醫(yī)療保健支出從2014年737.2元升至2022年1612.6元，但仍位于九省（區(qū)）第9位；甘肅經(jīng)濟(jì)仍然面臨著“三個(gè)不平衡”矛盾較為突出的問(wèn)題[16]；醫(yī)療衛(wèi)生資源與社會(huì)辦醫(yī)能力不足等困境制約著甘肅醫(yī)療的發(fā)展[17]

寧夏前6位障礙因子主要集中在新勞動(dòng)對(duì)象準(zhǔn)則層，萬(wàn)元GDP用水量 （B₂） ）萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量0 （B₁） ）、年末供水綜合生產(chǎn)能力（ （B₄） ）的障礙度之和為67.51% 。其中萬(wàn)元GDP用水量從2013年 279.72m³ 降至2022年 130.78m³ ，但仍位于九省（區(qū)）第1位；萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量從2013年 59.08m³ 降至2022年21.49m³ ，位于九省（區(qū)）第2位；年末供水綜合生產(chǎn)能力多年均值為 216.28×10⁴m³/d ，位于九省（區(qū)）第8位，供水能力相對(duì)較低。

內(nèi)蒙古前6位障礙因子主要集中在新勞動(dòng)對(duì)象準(zhǔn)則層，固體廢物排放量（ B "6"）、廢氣中二氧化硫排放量（B₅） 萬(wàn)元GDP用水量（ B₂ ）萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量"（B₁） 的障礙度之和為 69.93% 。其中固體廢物排放量從2013年 2.01×10⁸t 升至2022年 4.13×10⁸t ；廢氣中二氧化硫排放量從2013年 164.5×10⁴t 降至2022年14.59×10⁴t ；在用水方面，萬(wàn)元GDP用水量多年均值為 104.68m³ ，位于第3位。

山西前6位障礙因子均勻分布在新勞動(dòng)者、新勞動(dòng)對(duì)象、新勞動(dòng)資料準(zhǔn)則層，分別為固體廢物排放量（B₆） ）廢氣中二氧化硫排放量 （B₅） 、企業(yè)每百人使用計(jì)算機(jī)數(shù) （C₅） 、人均醫(yī)療保健支出 （A₅） 、人均地區(qū)生產(chǎn)總值 （A₃ ）、公路里程（ C₃ ），障礙度分別為 28.94% 、16.75% ） 16.05% 、 15.31% 、 14.86% 、 13.98% ，多年均值分別位于第1、3、8、7、8、7位。其中固體廢物排放量從2013年 3.05×10⁸ t升至2022年 4.80×10⁸t ，位于第1位；廢氣中二氧化硫排放量從2013年 125.54×10⁴ t降至2022年 12.85×10⁴t ，但仍位于第3位。

陜西前6位障礙因子主要集中在新勞動(dòng)資料準(zhǔn)則層，內(nèi)河航道里程（ C₆ ）、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)（ ? ）、Ramp;D經(jīng)費(fèi) （C₇） 的障礙度之和為 36.72% 。其中內(nèi)河航道里程從2013年 1066km 增至2022年 1146km ，多年均值位于第4位；規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與試驗(yàn)發(fā)展專利申請(qǐng)數(shù)從2013年7258件增至2022年19071件，多年均值排第4位；陜西Ramp;D經(jīng)費(fèi)從2013年 140.15×10⁸ 元升至2022年354.41×10⁸ 元，多年均值排第4位。

前6位障礙因子主要集中在新勞動(dòng)者準(zhǔn)則層，人均醫(yī)療保健支出（ （A₅） ）、每千人衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)（A₆） 、自然死亡率 （A₇） 、人均地區(qū)生產(chǎn)總值 （A₃） 的障礙度之和為 66.25% 。其中人均醫(yī)療保健支出從2014年929元升至2022年1920.1元，但仍位于第7位；醫(yī)療面臨著衛(wèi)生資源總量不足、資源布局不合理、人力資源素質(zhì)有待提高等問(wèn)題；心腦血管疾病、癌癥、糖尿病等慢性病成為居民主要死因，道路交通問(wèn)題造成的傷害、不合理膳食與作息問(wèn)題也影響著人們的健康[18]

山東前6位障礙因子主要集中在新勞動(dòng)對(duì)象準(zhǔn)則層，廢氣中二氧化硫排放量（ ?B₅ ）、固體廢物排放量（B₆） 、森林覆蓋率 （B₇） ）的障礙度之和為 52.94% 。其中廢氣中二氧化硫排放量從2013年 164.5×10⁴t 降至2022年 14.59×10⁴t ，多年均值排第1位;固體廢物排放量從2013年 1.82×10⁸t 升至2022年 2.58×10⁸t ，多年均值排第3位；森林覆蓋率從2013 年 16.73% 升至2022年 17.51% ，多年均值排第6位。

3結(jié)論與建議

1）黃河流域各省（區(qū)）水利新質(zhì)生產(chǎn)力綜合評(píng)價(jià)指數(shù)均呈波動(dòng)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，增幅最大，山西增幅最小；新勞動(dòng)者綜合評(píng)價(jià)指數(shù)增幅最大、青海增幅最小；新勞動(dòng)對(duì)象綜合評(píng)價(jià)指數(shù)青海增幅最大，山西增幅最小；新勞動(dòng)資料綜合評(píng)價(jià)指數(shù)寧夏增幅最大，甘肅增幅最小。、青海、寧夏等增幅較大地區(qū)應(yīng)保持教育財(cái)政支出、信息技術(shù)等資源的穩(wěn)定供應(yīng)；山西、甘肅等增幅較小地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)對(duì)生態(tài)環(huán)境的保護(hù)力度，提高水資源利用效率。

2）黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力區(qū)域差異呈波動(dòng)減小趨勢(shì);其中新勞動(dòng)者呈現(xiàn)“降—升—降一升”的反復(fù)變化態(tài)勢(shì)，新勞動(dòng)對(duì)象呈現(xiàn)“降一升一降”趨勢(shì)，新勞動(dòng)資料呈現(xiàn)平穩(wěn)增長(zhǎng)趨勢(shì)；水利新質(zhì)生產(chǎn)力呈現(xiàn)東北一西南聚集格局，重心整體呈現(xiàn)向南遷移（其中2021—2022年向東北遷移）；上游、中下游區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)、上游—中下游區(qū)域間基尼系數(shù)分別呈倒N形、M形和倒N形波動(dòng)減小趨勢(shì)，區(qū)域內(nèi)分異貢獻(xiàn)率 gt; 超變密度貢獻(xiàn)率gt;區(qū)域間分異貢獻(xiàn)率。應(yīng)當(dāng)針對(duì)區(qū)域間差異，增強(qiáng)科技創(chuàng)新投入力度，加大政策、資金、人才等方面支持，促進(jìn)水利事業(yè)高效穩(wěn)定發(fā)展，進(jìn)而縮小區(qū)域差異。

3）黃河流域水利新質(zhì)生產(chǎn)力主要障礙因子區(qū)域差異顯著，青海、四川、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古、山西、陜西、、山東的第一大障礙因子分別為水利部門從業(yè)人數(shù)、教育支出占比、人均醫(yī)療保健支出、萬(wàn)元GDP用水量、固體廢物排放量、固體廢物排放量、年末供水綜合生產(chǎn)能力、企業(yè)每百人使用計(jì)算機(jī)數(shù)、廢氣中二氧化硫排放量。上游應(yīng)加強(qiáng)水旱防御、國(guó)家水網(wǎng)、智慧水利等建設(shè)，發(fā)展水利新質(zhì)生產(chǎn)力；中下游應(yīng)構(gòu)建流域統(tǒng)籌、區(qū)域協(xié)同的管理機(jī)制，提升水利管理能力和水平

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