區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水需求變化驅(qū)動效應(yīng)測度及空間分異分析

1、區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水需求變化驅(qū)動效應(yīng)測度及空間分異分析白夏;戚曉明;潘爭偉;汪艷芳【摘 要】區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水需求驅(qū)動效應(yīng)測度及空間分異分析涉及社會經(jīng)濟(jì)、科學(xué)技 術(shù)、生態(tài)環(huán)境及行政管理等多方面因素,是制定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與用水結(jié)構(gòu)調(diào)控方案、最 大程度地將最嚴(yán)格水資源管理制度落到實(shí)處的一項(xiàng)基礎(chǔ)性工作.以山東省為例,為科 學(xué)闡述全省17 個地市歷史年份產(chǎn)業(yè)用水需求變化不同因子的驅(qū)動效應(yīng)及空間分異 特征，基于擴(kuò)展的Kaya恒等式將產(chǎn)業(yè)用水驅(qū)動效應(yīng)分解為經(jīng)濟(jì)水平、水資源稟賦 條件、水資源開發(fā)利用水平、人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及用水效率 6 類驅(qū)動效應(yīng),進(jìn)而 采用 LMDI 因素分解模型量化不同因素的驅(qū)動效應(yīng)貢獻(xiàn)程度,并結(jié)合基于加

2、速遺傳 算法的 ISODATA 聚類模型對不同因子驅(qū)動效應(yīng)進(jìn)行空間分異分析,由此繪制了山 東省17個地市產(chǎn)業(yè)用水變化不同因子驅(qū)動效應(yīng)的GIS空間分布圖結(jié)果表明:經(jīng)濟(jì) 水平效應(yīng)和用水效率效應(yīng)是促使區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水變化的兩個主要因素,其相對貢獻(xiàn)率 均值分別為39.93%、-109.55%,對產(chǎn)業(yè)用水變化分別具有正向增量驅(qū)動效應(yīng)和反 向減量驅(qū)動效應(yīng)上述研究成果在一定程度上闡明了山東省近年來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與用水 結(jié)構(gòu)之間的協(xié)同演變機(jī)制,可為制定和實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理模式下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與 用水結(jié)構(gòu)適應(yīng)性協(xié)同發(fā)展策略提供科學(xué)的決策依據(jù).期刊名稱】華北水利水電學(xué)院學(xué)報年(卷),期】2018(039)004【總頁數(shù)】8頁

3、(P89-96)【關(guān)鍵詞】用水結(jié)構(gòu);驅(qū)動因素;驅(qū)動效應(yīng);空間分異；Kaya恒等式;LMDI;山東省作 者】 白夏;戚曉明;潘爭偉;汪艷芳【作者單位】西安理工大學(xué)西北旱區(qū)生態(tài)水利工程國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,陜西 西安 710048;蚌埠學(xué)院 機(jī)械與車輛工程學(xué)院,安徽 蚌埠233030;蚌埠學(xué)院機(jī)械與車輛工 程學(xué)院,安徽蚌埠233030;蚌埠學(xué)院 機(jī)械與車輛工程學(xué)院,安徽蚌埠233030;蚌埠 學(xué)院機(jī)械與車輛工程學(xué)院,安徽 蚌埠233030【正文語種】中文【中圖分類】TV87水資源是人類社會生存和發(fā)展不可或缺的基礎(chǔ)性自然資源和戰(zhàn)略性經(jīng)濟(jì)資源,也是 生態(tài)環(huán)境建設(shè)的控制性要素,水資源供求關(guān)系及其影響因素識別分

4、析是制定區(qū)域水 資源規(guī)劃管理戰(zhàn)略的基礎(chǔ)性工作1-3。隨著人口數(shù)量的增加及社會生產(chǎn)力的全面 發(fā)展,中國經(jīng)濟(jì)以每年近10%的速度迅猛增長,預(yù)計到2050年,中國國民經(jīng)濟(jì)需水量 將達(dá)到峰值，為7 000億8 000億m3,接近水資源可利用總量（8 000億9 500 億m3）3?？梢?，水資源短缺已成為未來制約國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“瓶頸”因素,與水相 關(guān)的潛在災(zāi)害風(fēng)險將會成為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展與生態(tài)環(huán)境建設(shè)的巨大挑戰(zhàn)4-6。區(qū)域 產(chǎn)業(yè)用水需求驅(qū)動因素是促使水資源需求變化的最原始和關(guān)鍵的因素,結(jié)合區(qū)域自 然地理?xiàng)l件和經(jīng)濟(jì)社會狀況,從驅(qū)動機(jī)理上分析產(chǎn)業(yè)用水需求與不同驅(qū)動因素之間 的量化關(guān)系,闡明不同驅(qū)動因素的時空演變

5、特征及變化規(guī)律,可為科學(xué)預(yù)測區(qū)域未來 的水資源供需態(tài)勢、明晰區(qū)域水資源與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的復(fù)雜作用機(jī)理、建立區(qū)域最 嚴(yán)格水資源管理體制下的水資源-經(jīng)濟(jì)社會-生態(tài)環(huán)境復(fù)雜系統(tǒng)智能仿真與調(diào)控模型 提供合理可行的決策依據(jù)7。2008年,馬黎華等采用信息熵描述用水結(jié)構(gòu)的演變 方向,采用因子分析法提取了用水結(jié)構(gòu)演變驅(qū)動因素,指出以農(nóng)業(yè)發(fā)展為主的社會經(jīng) 濟(jì)因子是石羊河流域用水結(jié)構(gòu)演變的主要驅(qū)動力8;粟曉玲等通過引入信息熵探討 了關(guān)中地區(qū)用水結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢,指出人口規(guī)模、城市化率、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)總 產(chǎn)值、耕地面積和GDP等社會經(jīng)濟(jì)因子是影響用水結(jié)構(gòu)演變的主要驅(qū)動因子9。2010年,孫才志等采用全要素分解模型量

6、化分析了影響產(chǎn)業(yè)用水變化的不同因素驅(qū) 動效應(yīng)，并結(jié)合模糊聚類劃分模型(ISODATA )對不同驅(qū)動因素進(jìn)行了空間聚類分析 10。2011年,孫才志等基于產(chǎn)業(yè)用水效率、經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、用水強(qiáng)度、水 資源稟賦及水資源開發(fā)利用率等產(chǎn)業(yè)用水驅(qū)動因素,分析了中國19972007年不 同產(chǎn)業(yè)的用水量及用水效率,計算了不同驅(qū)動因素導(dǎo)致用水總量變化的相對貢獻(xiàn)率 2,11;張強(qiáng)等通過引入無殘差的對數(shù)平均迪氏指數(shù)分解法(Logarithmic Mean Divisia Index,LMDI),將大連市19802009年的水資源利用量變化序列的影響因 素歸納為用水定額、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、經(jīng)濟(jì)規(guī)模及人口規(guī)模等4類效應(yīng)

7、,并分析了不 同影響因素的歷史演變特征12。 2012年,趙菲菲等基于信息熵及因子分析法對建 三江分局歷史年份的用水結(jié)構(gòu)驅(qū)動力進(jìn)行了分析,指出建三江分局的用水結(jié)構(gòu)以農(nóng) 業(yè)用水為主,工業(yè)及生活用水比例較低13。本文在上述研究的基礎(chǔ)上,采用擴(kuò)展的 Kaya恒等式建立山東省產(chǎn)業(yè)用水需求驅(qū)動效應(yīng)因素分解模型，并應(yīng)用LMDI方法綜 合計算經(jīng)濟(jì)水平、水資源稟賦、水資源開發(fā)利用條件、人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、用水 效率6類驅(qū)動因素對20002010年山東省產(chǎn)業(yè)用水需求變化的影響程度;采用基 于加速遺傳算法的模糊聚類劃分模型闡明不同驅(qū)動因子的空間分布特征,最終繪制 了山東省17個地市產(chǎn)業(yè)用水變化驅(qū)動效應(yīng)的GIS空間

8、分布圖。研究結(jié)果為建立最 嚴(yán)格水資源管理體制下的水資源-社會經(jīng)濟(jì)-生態(tài)環(huán)境復(fù)雜系統(tǒng)智能仿真模型、制定 和實(shí)施區(qū)域用水結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的聯(lián)動調(diào)控措施提供了科學(xué)的理論依據(jù)。1 研究方法Kaya恒等式的擴(kuò)展Kaya恒等式是一種用于識別并量化經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展與其影響因素之間驅(qū)動效應(yīng)的數(shù) 學(xué)模型，最初用于構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟(jì)、政策及人口等因素與CO2排放量之間的相關(guān)定量 關(guān)系2,11,14。目前,Kaya恒等式已在環(huán)境、能源與經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用15-16,其基本形式為:（1）式中:ECO2為區(qū)域一定時期內(nèi)的C02排放量;PE、GDP及P分別為區(qū)域一次能源消費(fèi)總量、國內(nèi)生產(chǎn)總值及人口水平。將上述模型應(yīng)用于區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水

9、變化驅(qū)動效應(yīng)分解，構(gòu)建Kaya擴(kuò)展形式為：（2）式中:i、m分別為產(chǎn)業(yè)序號和產(chǎn)業(yè)劃分總數(shù);Wt為區(qū)域t時期的產(chǎn)業(yè)用水總量（億 m3）;GDPt為t時期的國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）；Pt為t時期人口總量（億人）;Rt為t時期 多年平均水資源總量（億m3）;Wi,t為第i類產(chǎn)業(yè)t時期的用水總量（億m3）;GDPi，t 為第i類產(chǎn)業(yè)t時期的國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）;gt為t時期的GDP總量（億元）,反映區(qū) 域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；rt為水資源稟賦系數(shù)，反映區(qū)域水資源豐沛程度,rt=Rt/Pt（m3/ 人）;wt為水資源開發(fā)利用率，反映區(qū)域水資源的開發(fā)利用水平,wt=Wt/Rt（無量 綱）;Gi,t為第i類產(chǎn)業(yè)t時期所

10、占比重,Gi,t=GDPi,t/GDPt（無量綱）;Hi,t為第i類產(chǎn) 業(yè)萬元產(chǎn)值的用水量，反映區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水效率的大小，Hi,t二Wi,t/GDPi,t（m3/（萬元）。 本文基于Kaya恒等式拓展形式對區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水總量的平方進(jìn)行分析,原因如下:首 先，這是對區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水總量進(jìn)行Kaya恒等式擴(kuò)展分解的必然結(jié)果;其次，可在不影 響不同驅(qū)動因子貢獻(xiàn)率分布規(guī)律的前提下,顯著增強(qiáng)不同因子的差異程度,從而更有 利于提取主要影響因素2。LMDI因素分解模型LMDI是由ANG B W提出的用于分析能源強(qiáng)度變化的一種完全的、不產(chǎn)生殘差的 因素分解模型17-19。根據(jù)LMDI模型，若計算初期和第T年區(qū)域產(chǎn)業(yè)用

11、水量分別 記為WO和WT,則認(rèn)為從初期到第T年的產(chǎn)業(yè)用水變化總效應(yīng)值A(chǔ)W可分解為如 下6類子效應(yīng):經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng) Wg、水資源稟賦效應(yīng)4Wr、水資源開發(fā)利用效應(yīng) Ww、人口規(guī)模效應(yīng) WP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)AWG及用水效率效應(yīng) WH,即Ww+AWP+AWG+AWH。(3)式中：其中若4Wg.AWr.AWw.AWP.AWG及AWH均為正值，則分別表示經(jīng)濟(jì)水平、 水資源稟賦條件、水資源開發(fā)利用水平、人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及用水效率因素均促 使區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水量增加，為正向增量效應(yīng);反之，為反向減量效應(yīng)20-21。1.3基于AGA的模糊聚類劃分模型模糊聚類劃分(ISODATA )是在系統(tǒng)評價等級標(biāo)準(zhǔn)或聚類中心未知的

12、前提下,通過客 觀挖掘數(shù)據(jù)樣本之間的親疏關(guān)系,從而科學(xué)劃分不同樣本所屬標(biāo)準(zhǔn)等級類型的一類 數(shù)理統(tǒng)計方法ISODATA是由Beazdek提出的一類經(jīng)典聚類分析方法，針對傳統(tǒng)ISODATA算法迭代計算量大的不足，本文建立如下優(yōu)化模型10-11,22:(4)式中:i、j、k分別為樣本序號、指標(biāo)序號和類別序號;n、m、c分別為樣本總數(shù)、 指標(biāo)總數(shù)和類別總數(shù);U=(uik)nxc,為樣本模糊劃分矩陣;uik表示第i個樣本隸屬 于第k個類別的隸屬度;向量vk=(v1k,v2k,.,vjk)，為第k類的聚類中心；vjk為第j 個指標(biāo)隸屬于第k類的聚類中心(k=12.,c)。上述問題是一個以uik|i=1,2

13、，,n; k=1,2，,c為優(yōu)化變量、以評價樣本與評價 類別之間差異度最小為優(yōu)化目標(biāo)的非線性優(yōu)化問題,本文采用模擬生物進(jìn)化優(yōu)勝劣 汰規(guī)則與染色體信息交換機(jī)制的加速遺傳算法(Accelerating GeneticAlgorithm,AGA)對上述優(yōu)化模型進(jìn)行求解計算23。2 應(yīng)用實(shí)例2.1 山東省產(chǎn)業(yè)用水概況 山東省是農(nóng)業(yè)大省、經(jīng)濟(jì)大省和水資源消耗大省,水資源緊缺是全省國民經(jīng)濟(jì)和社 會發(fā)展的重要制約因素。山東省水資源總量為303億m3,人均水資源占有量僅334 m3(按2000年末統(tǒng)計人口數(shù)),位居全國各省(市、自治區(qū))倒數(shù)第三位。2010 年,山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值為39 416億元,人均國內(nèi)生

14、產(chǎn)總值41 710元,位居全國第 三位。山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變經(jīng)歷了由1970年以前第一產(chǎn)業(yè)占絕對優(yōu)勢的“一、二三”階段轉(zhuǎn)變?yōu)?990年以來的“二、三、一”階段的發(fā)展歷程,三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比值由1978年的33.2:52.9:13.8轉(zhuǎn)變?yōu)?010年的9.2:54.2:36.6,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào) 整取得明顯成效。其中,山東省20002010年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及用水結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)見表1。山東省以占全國1.1%的水資源量,養(yǎng)育著全國7.1%的人口,并產(chǎn)出全國10%的糧食, 完成了全國9.3%的國內(nèi)生產(chǎn)總值。然而,山東省人均水資源量遠(yuǎn)小于保障區(qū)域經(jīng)濟(jì) 社會穩(wěn)定發(fā)展的水資源占有量臨界閾值(1 000 m3),屬于人均水資源占有量

15、小于 500 m3的嚴(yán)重缺水型地區(qū)。針對日益嚴(yán)重的水資源供需形勢，山東省人民政府于 2011年頒布了山東省用水總量控制管理辦法,從用水總量、用水效率和排污總 量的“三條紅線”角度對社會水循環(huán)的各個過程進(jìn)行監(jiān)督管理?？梢?山東省有著 實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理制度、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和用水結(jié)構(gòu)聯(lián)動調(diào)控的自覺行為和迫切 需求,選擇山東省作為研究區(qū)域具有較強(qiáng)的代表性和典型性,對其他區(qū)域具有技術(shù)引 領(lǐng)和示范帶動作用。表1 山東省20002010年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及用水結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù) %項(xiàng)目2000年2001年 2002年2003年2004年2005年2006年2007年2008年2009年2010年國民 S115.2214.7

16、913.5312.2612.0510.69 9.77 9.73 9.71 9.52 9.16 生產(chǎn) S249.9549.5550.4653.6956.4457.0557.4256.8256.8155.7654.22 總值 S334.8435.6736.0134.0531.5032.2632.8233.4433.4934.7236.62 用水量 S171.1072.3874.5974.1074.5376.6477.5275.0774.0273.4671.76S218.0016.58 14.5014.4213.2110.31 9.9810.9911.2311.2312.06S310.9011.04

17、10.9111.4812.2613.0512.5013.9514. 7515.3116.17注:表中S1代表第一產(chǎn)業(yè)；S2代表第二產(chǎn)業(yè)；S3代表第三產(chǎn)業(yè)。 2.2基于LMDI的山東省產(chǎn)業(yè)用水需求變化驅(qū)動效應(yīng)測度 對山東省20002010年產(chǎn)業(yè)用水總量變化驅(qū)動效應(yīng)進(jìn)行因素分解,結(jié)果見表2。 由表2可知:經(jīng)濟(jì)水平是導(dǎo)致山東省產(chǎn)業(yè)用水總量增加的主要因素，對產(chǎn)業(yè)用水變 化具有正向增量驅(qū)動作用（20052006年除外）。山東省人均GDP由2000年的9 265 元/人上升到2010年的41 710 元/人,年均增長率達(dá)34%,20002010年經(jīng) 濟(jì)水平效應(yīng)對全省產(chǎn)業(yè)用水量變化的相對貢獻(xiàn)率均值為37.9

18、9%。水資源稟賦效 應(yīng)對山東省產(chǎn)業(yè)用水量變化整體呈現(xiàn)正向增量驅(qū)動效應(yīng),但具有一定的波動 性,20002010年水資源稟賦效應(yīng)對全省產(chǎn)業(yè)用水量變化的相對貢獻(xiàn)率均值為- 2.59%。區(qū)域水資源稟賦越豐富,用水效率往往越低,從而需要進(jìn)一步增加產(chǎn)業(yè)用水 量、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)。水資源開發(fā)利用效應(yīng)對山東省產(chǎn)業(yè)用水量變 化整體呈現(xiàn)反向減量驅(qū)動效應(yīng),但具有一定的波動性,20002010年水資源開發(fā)利 用效應(yīng)對全省產(chǎn)業(yè)用水量變化的相對貢獻(xiàn)率均值為-7.12%。人口規(guī)模效應(yīng)對山 東省產(chǎn)業(yè)用水量的變化起到正向增量驅(qū)動效應(yīng)（20052006年除外）,但作用較小,20002010年人口規(guī)模效應(yīng)對全省產(chǎn)業(yè)用水量

19、變化的相對貢獻(xiàn)率均值為2.03%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對山東省產(chǎn)業(yè)用水量的變化起到反向減量驅(qū)動效應(yīng) （20052007年除外）,20002010年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對全省產(chǎn)業(yè)用水量變化的相對 貢獻(xiàn)率均值為-5.06%。由表1可以看出,隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展,全省第一產(chǎn)業(yè)比重正 逐步被用水效率較高的第二、三產(chǎn)業(yè)替代,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐步趨向合理,因此產(chǎn)業(yè)用水總 量不斷減小。用水效率效應(yīng)對山東省產(chǎn)業(yè)用水量的變化具有反向減量驅(qū)動效 應(yīng),20002010年用水效率效應(yīng)對全省產(chǎn)業(yè)用水量變化的相對貢獻(xiàn)率均值為- 125.26%。 20002010年,隨著第一產(chǎn)業(yè)所占比例的不斷降低,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷趨向 合理,全省產(chǎn)業(yè)用水效率進(jìn)一步提高

20、,進(jìn)而產(chǎn)業(yè)用水總量不斷減小。表2 山東省20002010年用水量變化不同因子驅(qū)動效應(yīng)的相對貢獻(xiàn)率 %時段經(jīng) 濟(jì)水平效應(yīng)AWg水資源稟賦效應(yīng)AWr水資源開發(fā)利用效應(yīng)AWw人口規(guī)模效應(yīng) WP產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)AWG用水效率效應(yīng)AWH20002001年59.56 -35.83 45.52 2.90 -8.01 -164.15 20012002年32.32 -60.04 58.34 1.32 -17.75 - 114.19 20022003年19.12 89.59 -106.74 0.56 -10.94 -91.59 20032004 年40.81 -64.26 59.28 1.12 -10.44 -126

21、.52 20042005年31.81 26.35 -30.38 1.17 -11.78 -117.17 20052006年-49.73 39.06 -91.61 -1.86 18.88 -14.75 20062007年21.33 85.74 -106.56 0.81 0.67 -101.99 20072008年61.90 -57.32 56.04 1.81 -0.60 -161.83 20082009年60.40 -98.03 94.63 3.71 - 1.30 -159.40 20092010年102.36 48.87 -49.70 8.77 -9.29 -201.01 平均值 37.99

22、-2.59 -7.12 2.03 -5.06 -125.26 綜上所述,在不同驅(qū)動效應(yīng)的綜合作用下,山東省20002010年的產(chǎn)業(yè)用水量整體 呈現(xiàn)下降趨勢。其中,20002002年產(chǎn)業(yè)用水總量較大，基本維持在250億m3左 右;20032010年產(chǎn)業(yè)用水量增加較少，由219.35億m3增加到222.47億m3,年 均增加率為0.2%,基本實(shí)現(xiàn)“零增長”。同時,經(jīng)濟(jì)水平、水資源稟賦條件及人口 規(guī)模為正向增量驅(qū)動效應(yīng),水資源開發(fā)利用水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和用水效率為反向減量 驅(qū)動效應(yīng),且經(jīng)濟(jì)水平和用水效率是影響山東省產(chǎn)業(yè)用水變化的主要因素。2.3基于改進(jìn)ISODATA聚類模型的山東省產(chǎn)業(yè)用水需求驅(qū)動效應(yīng)空

23、間分異分析 依據(jù)山東省20002010 年17 個地市產(chǎn)業(yè)用水變化驅(qū)動效應(yīng)的分解結(jié)果,采用基 于加速遺傳算法的改進(jìn)ISODATA模糊聚類模型對不同地市的驅(qū)動效應(yīng)按強(qiáng)、中、 弱效應(yīng)等級在空間上進(jìn)行聚類劃分,由此得出山東省歷史年份產(chǎn)業(yè)用水量變化不同 驅(qū)動因子強(qiáng)、中、弱效應(yīng)等級的聚類中心,見表 3。表3 山東省20002010年產(chǎn)業(yè)用水總量驅(qū)動效應(yīng)聚類表時段強(qiáng)驅(qū)動中驅(qū)動弱驅(qū)動 20002001 年32.32-1.73-2.912.85-9.12-52.6031.48-2.96-5.282.39-11.19-74.1222.22-5.01-12.991.30-12.88-97.0220012002 年

24、 30.92-7.8215.121.954.25-32.0229.43-10.915.441.503.50- 33.6726.94-18.413.421.201.85-40.18續(xù)表3 山東省20002010年產(chǎn)業(yè)用水總量驅(qū)動效應(yīng)聚類表時段強(qiáng)驅(qū)動中驅(qū)動弱驅(qū)動 20022003 年 42.4713.11-2.901.11-27.38-89.2139.397.72- 9.771.08-30.36-120.3737.391.26-12.901.07-30.81-132.4620032004 年 50.48-1.34-6.801.42-28.88-105.7744.48-1.63-9.381.29-2

25、9.15- 109.5644.04-1.66-11.301.26-29.86-117.8820042005 年 46.652.95- 7.580.40-24.20-183.8840.591.24-12.050.34-26.19-241.9632.760.87-14.63-1.09-27.23-270.6520052006 年 36.16- 9.5941.392.01-21.76119.7735.58-20.2440.011.79-22.00100.1135.09-22.6529.881.68-22.8791.2220062007年 46.1325.4934.271.66-15.32-140.2

26、441.07-38.7333.111.41-16.36- 149.8038.04-42.31-40.701.35-16.95-181.1720072008年 39.4938.872.441.56-15.91-150.3937.3626.44-27.641.51-16.51-170.9535.95-2.05-39.231.35-17.39-187.2020082009年 23.6226.744.561.93-0.32-120.1720.7626.26-30.071.59-0.41- 126.1719.95-6.30-30.241.43-1.59-134.6820092010年 37.924.69

27、26.293.43-6.38-180.3933.023.05-0.722.76-6.39- 191.5132.76-22.80-4.051.98-7.15-193.62注:表中數(shù)字分別表示經(jīng)濟(jì)水平、 水資源稟賦、水資源開發(fā)利用、人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及用水效率效應(yīng)。 依據(jù)表3,計算不同區(qū)域不同驅(qū)動效應(yīng)所屬的效應(yīng)等級,進(jìn)而繪制山東省17個地市的 產(chǎn)業(yè)用水需求驅(qū)動效應(yīng)聚類區(qū)劃圖,如圖1所示。圖1 山東省產(chǎn)業(yè)用水量變化驅(qū)動效應(yīng)聚類區(qū)劃圖2.3.1 經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)20002010年,山東省17個地市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)用水變化呈現(xiàn)正向增量驅(qū) 動效應(yīng)。具體表現(xiàn)為:經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)強(qiáng)驅(qū)動的地市為濱州市、德州市、聊城

28、市、 濰坊市等;經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)中驅(qū)動的地市為濟(jì)南市;經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)弱驅(qū)動的地市為東營 市、淄博市、青島市、煙臺市等。與中、弱驅(qū)動效應(yīng)地市相比，強(qiáng)驅(qū)動效應(yīng)地市 的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展對水資源的依賴程度較高，單位經(jīng)濟(jì)發(fā)展GDP變化引起的產(chǎn)業(yè)用水 量變化相對較大。以2010年為例,經(jīng)濟(jì)水平強(qiáng)驅(qū)動效應(yīng)地市（濱州市、德州市、聊 城市等）與弱驅(qū)動效應(yīng)地市（東營市、淄博市、萊蕪市等）的萬元GDP用水量均值分 別為97.68 m3/（萬元）和43.92 m3/（萬元）。可見，在相同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，經(jīng)濟(jì)水平 強(qiáng)驅(qū)動效應(yīng)地市的產(chǎn)業(yè)用水量增長要高于其他地市。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響產(chǎn) 業(yè)用水變化的主要因素,而經(jīng)濟(jì)發(fā)展又是社會發(fā)展

29、的根本動力,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè) 用水變化之間具有較強(qiáng)的剛性互饋約束作用。水資源稟賦效應(yīng) 20002010年,山東省17個地市的水資源稟賦水平對產(chǎn)業(yè)用水量變化整體呈現(xiàn)正 向增量驅(qū)動效應(yīng),但具有一定的波動性。其空間分異特征表現(xiàn)為:水資源稟賦效應(yīng) 強(qiáng)驅(qū)動的地市為聊城市、臨沂市及威海市 ;水資源稟賦效應(yīng)中驅(qū)動的地市為德州市、 濱州市、東營市、煙臺市等;水資源稟賦效應(yīng)弱驅(qū)動的地市為菏澤市和青島市。 由于不同地市可用水資源總量的年際變化不大,因此水資源稟賦水平對產(chǎn)業(yè)用水量 變化的驅(qū)動效應(yīng)較小,全省 20002010 年水資源稟賦驅(qū)動效應(yīng)的相對貢獻(xiàn)率均值 為-2.59%?？傮w而言，區(qū)域水資源稟賦越豐富,水資

30、源約束能力越弱，用水效率越 低,導(dǎo)致區(qū)域產(chǎn)業(yè)用水總量提升速率越快。水資源開發(fā)利用效應(yīng)20002010 年,山東省 17 個地市的水資源開發(fā)利用水平對產(chǎn)業(yè)用水量的變化整體 呈現(xiàn)反向減量驅(qū)動效應(yīng),但具有一定的波動性。其空間分異特征表現(xiàn)為:水資源開 發(fā)利用效應(yīng)強(qiáng)驅(qū)動的地市為德州市;水資源開發(fā)利用效應(yīng)中驅(qū)動的地市為聊城市、 菏澤市、東營市、淄博市等 ;水資源開發(fā)利用效應(yīng)弱驅(qū)動的地市為濱州市、濟(jì)寧市、 濟(jì)南市等。與水資源稟賦效應(yīng)相同，由于各地市可用水資源總量的年際變化不大， 導(dǎo)致不同地市水資源開發(fā)利用系數(shù)的年際變化不明顯,對產(chǎn)業(yè)用水量變化的驅(qū)動效 應(yīng)較小。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，當(dāng)區(qū)域水資源開發(fā)利用水平達(dá)到飽和

31、時，進(jìn)一步開發(fā)潛 力變小,此時需要提高用水效率,以緩解產(chǎn)業(yè)用水增長壓力。人口規(guī)模效應(yīng)20002010 年,山東省 17 個地市人口規(guī)模對產(chǎn)業(yè)用水變化呈現(xiàn)正向增量驅(qū)動效應(yīng), 但影響程度不大。具體表現(xiàn)為:人口規(guī)模效應(yīng)強(qiáng)驅(qū)動的地市為濟(jì)南市、德州市、 濟(jì)寧市等;人口規(guī)模效應(yīng)中驅(qū)動的地市為濱州市、東營市、濰坊市等;人口規(guī)模效應(yīng) 弱驅(qū)動的地市為淄博市、萊蕪市、泰安市等。人口增長促使社會對物質(zhì)需求的增 加,進(jìn)一步導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)用水增加,是產(chǎn)業(yè)用水需求總量增長的原始驅(qū)動力。如 2000 2010 年,強(qiáng)驅(qū)動效應(yīng)的德州市人口增加 5%,用水總量增加 7%。而弱驅(qū)動效應(yīng)的煙 臺市，人口增長5%,產(chǎn)業(yè)用水量卻由10.86

32、億m3下降到8.53億m3,下降了 21%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)20002010年,山東省17個地市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對產(chǎn)業(yè)用水變化總體呈現(xiàn)反向減 量驅(qū)動效應(yīng)。具體表現(xiàn)為:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)強(qiáng)驅(qū)動的地市為德州市、東營市、淄博 市等;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)中驅(qū)動的地市為聊城市、菏澤市、濱州市等;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)弱驅(qū) 動的地市為濟(jì)南市和日照市。與中、弱驅(qū)動效應(yīng)地市相比,強(qiáng)驅(qū)動效應(yīng)地市產(chǎn)業(yè) 結(jié)構(gòu)調(diào)整對產(chǎn)業(yè)用水的依賴性較大（特別是第一產(chǎn)業(yè)比重較高的地市）。如:強(qiáng)驅(qū)動效 應(yīng)的青島市,第一產(chǎn)業(yè)比重由2000年的12%下降為2010年的5%,下降7%,第一 產(chǎn)業(yè)用水量比重卻由2000年的57%下降為2010年的41%,下降16%;而弱驅(qū)動

33、 效應(yīng)的濟(jì)南市第一產(chǎn)業(yè)比重由2000年的10%下降為2010年的6%,下降4%,但第 產(chǎn)業(yè)用水比重卻由2000年的67%下降為2010年的60%,僅下降7%。加快 產(chǎn)業(yè)升級、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是控制和緩解產(chǎn)業(yè)用水變化的主要措施。用水效率效應(yīng) 20002010年,山東省17個地市不同產(chǎn)業(yè)的用水效率對產(chǎn)業(yè)的用水總量變化整體 呈現(xiàn)反向減量驅(qū)動效應(yīng)。其空間分異特征表現(xiàn)為:用水效率效應(yīng)強(qiáng)驅(qū)動的地市有 濱州市、東營市、淄博市等;用水效率效應(yīng)中驅(qū)動的地市有德州市、聊城市、菏澤 市等;用水效率效應(yīng)弱驅(qū)動的地市為濟(jì)南市。用水效率強(qiáng)驅(qū)動效應(yīng)地市，說明初期 社會生產(chǎn)水平較低,用水效率提升潛力較大,應(yīng)進(jìn)步引進(jìn)先進(jìn)社會生產(chǎn)技

34、術(shù)提高產(chǎn) 業(yè)用水效率。如煙臺市萬元GDP用水量由初期的123.47 m3/（萬元）提高為2010 年的19.57 m3/（萬元），用水效率提高近84%,特別是第一產(chǎn)業(yè)萬元GDP用水量由 初期的535.91 m3/（萬元）提高為2010年的171.01 m3/（萬元），提升68%。產(chǎn) 業(yè)用水效率對產(chǎn)業(yè)用水變化起到反向減量效應(yīng),加快技術(shù)引進(jìn)、提升用水效率是控 制和緩解產(chǎn)業(yè)用水變化的根本性措施。3 結(jié)語基于擴(kuò)展的Kaya恒等式及LMDI方法,建立了山東省20002010年產(chǎn)業(yè)用水變 化驅(qū)動因子分解及驅(qū)動效應(yīng)量化模型，并以ArcGIS為工具，采用基于加速遺傳算法的ISODATA聚類模型繪制了山東省17

35、個地市產(chǎn)業(yè)用水變化驅(qū)動效應(yīng)的空間分布圖。研究結(jié)果表明:山東省各地市20002010年的產(chǎn)業(yè)用水變化是經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)、水資源稟賦效 應(yīng)、水資源開發(fā)利用效應(yīng)、人口規(guī)模效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)及用水效率效應(yīng)共同作用 的結(jié)果。其中,經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)和用水效率效應(yīng)是促使產(chǎn)業(yè)用水發(fā)生變化的兩個主要 因素,其相對貢獻(xiàn)率的均值分別為39.93%、-109.55%,對產(chǎn)業(yè)用水變化分別具有正 向增量、反向減量驅(qū)動效應(yīng)。在上述因素的共同作用下,山東省20002010年產(chǎn)業(yè)用水總量整體呈現(xiàn)減小趨勢。其中,20002002年，全省用水總量基本保持在250億m3左右；2003 2010年，由219.35億m3增加到221.47億m3

36、,年均增長率為0.2%,基本實(shí)現(xiàn)產(chǎn) 業(yè)用水“零增長”。上述研究成果在一定程度上闡明了山東省近年來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與用水結(jié)構(gòu)之間的協(xié)同演 變機(jī)制,可為制定和實(shí)施最嚴(yán)格水資源管理模式下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與用水結(jié)構(gòu)適應(yīng)性協(xié) 同發(fā)展策略提供科學(xué)有效的決策依據(jù)。參考文獻(xiàn)【相關(guān)文獻(xiàn)】王浩，嚴(yán)登華,賈仰文，等現(xiàn)代水文水資源學(xué)科體系及研究前沿和熱點(diǎn)問題J.水科學(xué)進(jìn) 展,2010,21(4):479-489.孫才志，謝巍，鄒瑋中國水資源利用效率驅(qū)動效應(yīng)測度及空間驅(qū)動類型分析J.地理科 學(xué),2011,31(10):1213-1220.ZHOU M,CHEN Q,CAI Y L.Optimizing the industrial

37、structure of a watershed in association with economic environmental consideration:an inexact fuzzy multi-objective programming modelJ.Journal of Cleaner Production,2013,42(3):116-131.胡德勝關(guān)于改進(jìn)我國水資源區(qū)分類體系的探討:基于水資源管理范圍演進(jìn)的視角J.華北水利水 電大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2016,37(4):21-26.張玲玲，沈家燿,王偉榮三條紅線”約束下區(qū)域水資源復(fù)合系統(tǒng)仿真與模擬研究J.華北水利水 電

38、大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2016,37(6):30-37.GHOSH S,MUJUMDAR P P.Risk minimization in water quality control problems of a river systemJ.Advances in Water Resources,2006,29(3):458-470.金菊良，楊齊祺,周玉良，等干旱分析技術(shù)的研究進(jìn)展J.華北水利水電大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué) 版),2016,37(2):1-15.馬黎華，康紹忠,粟曉玲西北干旱內(nèi)陸區(qū)石羊河流域用水結(jié)構(gòu)演變及其驅(qū)動力分析J.干旱地區(qū)農(nóng) 業(yè)研究,2008,26(1):125-130.粟曉玲，

39、趙晨，馬黎華關(guān)中地區(qū)近20年用水結(jié)構(gòu)演變及其驅(qū)動力研究J.灌溉排水學(xué) 報,2008,27(5):71-73.孫才志，王妍遼寧省產(chǎn)業(yè)用水變化驅(qū)動效應(yīng)分解與時空分異J地理研究,2010,29(2):244-252.孫才志，謝巍中國產(chǎn)業(yè)用水變化驅(qū)動效應(yīng)測度及空間分異J經(jīng)濟(jì)地理,2011,31(4):666-672.張強(qiáng),王本德，曹明亮基于因素分解模型的水資源利用變動分析J 自然資源學(xué) 報,2011,26(7):1209-1216.趙菲菲，劉東，于苗，等建三江分局用水結(jié)構(gòu)演變及其驅(qū)動機(jī)制研究J.水土保持研 究,2012,19(2):244-247.YOICHI K.Impact of carbon dioxide emission on GNP growth:interpretation of proposed scenariosJ.Paris:Presentation to the Energy and I