自然變化和人類活動影響下區域虛擬水貿易定量分析

徐東來，孫秀秀，李文良，曲士松，王維平

（1.山東省地質測繪院，山東濟南 250014； 2.濟南大學水利與環境學院，山東濟南 250022；3.山東省水利勘測設計院有限公司，山東濟南 250013）

虛擬水的概念最早由Allan［1-2］提出，指在生產產品和服務中所需要的水資源數量，即凝結在產品和服務中的虛擬水量。 缺水國家和地區通過貿易方式從富水國家和地區購買水密集型農產品來獲得水和糧食安全的戰略稱為虛擬水戰略，虛擬水戰略目前已成為解決水資源短缺的一種方法［3］。 Delpasand 等［4］建議伊朗進口小麥，出口土豆、西紅柿和鐵礦石，減少非汛期灌溉用水。 以色列、伊朗等缺水國家應當增加低用水量高經濟價值產品的出口和增加高用水量低經濟價值產品的進口［5-6］。 但是實施虛擬水戰略并不是簡單地限制高耗水行業，也不是直接進口水密集型產品，而是要優化產業結構和貿易量，同時要考慮區域社會經濟和環境的適宜性［7］。

虛擬水貿易的定量分析可以揭示虛擬水在不同地區之間的流動情況［8］。 隨著空間距離對全球虛擬水貿易的影響逐漸減弱，全球虛擬水貿易量越來越大。世界上較大的虛擬水凈出口國主要分布在北美和南美，而較大的凈進口國則分散在世界各地（如中國、日本、德國和埃及）［9］。 中國境內糧食虛擬水貿易由北向南流動，糧食輸出地區主要分布在東北、西北和華北平原，輸入地區主要分布在東部沿海和南部經濟發達省份［10-11］。 2012 年中國虛擬水貿易量為11 792.4 億m3，產生了74 100 億元的經濟效益［12］。

首先，虛擬水貿易不但與當地的自然條件有關，而且受到人類活動的影響。 以往研究中未能將兩個因素區分開來，無法定量分析自然條件與人類活動對虛擬水貿易的影響。 其次，對山東省虛擬水貿易的研究時間序列較短， 到目前為止最長的研究序列為15 a［13-16］。 基于此，本文對山東省20 a 的虛擬水動態變化進行分析，并提出一種新的年內年際對比分析方法。 年內對比主要分析外調水供水增減條件下對虛擬水凈輸出量的影響，年際對比主要探討2015 年以來山東省實施最嚴格水資源管理政策對虛擬水貿易的影響。 這種方法可定量分析不同供水水源和水資源管理政策對虛擬水貿易的影響，從而為管理者制定實體水和虛擬水綜合管理政策提供依據，促進區域水資源的可持續利用。

1 研究區概況與數據來源

山東省人均水資源量為344 m3，不足全國的1／6，屬于嚴重缺水地區。 水資源時空分布不均，2002 年降水量最?。?20 mm），2003 年降水量最大（936 mm），平均降水量為680 mm。 除當地水外，黃河是山東省重要的農業和城市供水水源，國家分配給山東的黃河水指標是每年70 億m3。 1997—1999 年黃河多次長時段斷流，山東省平均每年引黃水量只有19.9 億m3。 隨著南水北調東線工程的開通，山東省2014—2019 年共調入長江水21.9 億m3。

本文農業和工業的輸入和輸出產值數據來源于1997 年、2002 年、2007 年、2012 年、2017 年的《山東省投入產出表》（該表每隔5 a 發布一次），降水量、引黃河和長江水量來源于1997—2017 年《山東省水資源公報》，國內生產總值數據來源于1998—2018 年《山東統計年鑒》。

2 研究方法

2.1 虛擬水凈輸出量計算方法

虛擬水凈輸出量計算公式為

2.2 人類活動對虛擬水變化影響的定量對比分析法

本文分析外流域調水和節水措施兩種人類活動對虛擬水凈輸出量的影響。 外流域調水分為外調黃河水（減少）和外調長江水（增加）兩種情景。 首先假定1997—2017 年5 個統計年份的降水量和當地水資源的供水量與用水量都相同，消除不同水文年因供水量不同而造成的虛擬水貿易的差異；其次假定每個統計年份不同部門的節水用水水平不變（即單位產值用水量不變），分別建立產值與用水量的關系；最后假定計算供水量大于實際統計年的用水量時會產生貿易輸出值的增加（即虛擬水的輸出量增加），分析外流域調水量對虛擬水的定量影響。 對于節水措施，重點考察2015 年實施最嚴格水資源管理政策對虛擬水凈輸出量的影響，假設各年份節水水平不變，分析可比價用水定額的相對變化值。

2.2.1實體水與虛擬水貿易供需平衡調整原則

假設J部門的供水量與用水量相等，當供水量增加時，產品生產量會增加，則在當地需求不變的前提下會產生產品輸出；當供水量減少時，產品生產量會減少，在當地需求不變的前提下需輸入產品，以滿足當地的需求。 因此，當第i年的供水量變化時，J部門的虛擬水凈輸出量計算公式為

2.2.2年降水量相同情況下虛擬水凈輸出量計算

山東省1997 年（枯水年）、2002 年（特枯年）、2007年（偏豐年）、2012 年（平水年）和2017 年（偏枯年）的降水量分別為553、420、773、651、636 mm。 這5 a 的降水量具有枯、平、豐年份的代表性，因此年降水量取其平均值606 mm，則相對應的總供水量為

降水量相同情況下，第i年J部門的用水量計算公式為

2.2.3引黃河水減少對虛擬水凈輸出量的影響

考慮引黃河水時，總供水量計算公式為

為探究1997 年黃河斷流對虛擬水凈輸出量的影響，給定1997 年一個虛擬引黃水量，則有虛擬引黃水量時的總供水量為

式中：i＝1，2，3，4 分別為2002 年、2007 年、2012 年和2017 年。

考慮引黃河水時和有虛擬引黃水量時，J部門的用水量分別為

2.2.4增加引長江水對虛擬水凈輸出量的影響

當考慮引南水北調水時，假設南水北調水全部用于工業生產，原來工業占用農業（包括種植業、林業、畜牧業、漁業）的水量退還給農業，農業的供水量會相應增加。 因此，增加引長江水后，在黃河水和南水北調水共同作用下，農業和工業用水總量為

利用式（3）、式（4）可計算出該情況下的虛擬水凈輸出量。

2.2.5最嚴格水資源管理政策對虛擬水凈輸出量的影響

采用可比價用水定額作為分析實施最嚴格水資源管理政策后對虛擬水凈輸出量的影響。 鑒于2017 年南水北調配套設施建設還不完善，引長江水量還遠遠沒有達到設計引水量，因此在用水定額的計算中去除引長江水量的影響。 部門可比價用水定額的計算公式為

利用式（3）、式（4）可計算出該情況下的虛擬水凈輸出量。

3 結果與討論

3.1 農業、工業虛擬水凈輸出量

利用式（1）計算出山東省農業和工業虛擬水凈輸出量，繪制農業、工業虛擬水凈輸出量與人均GDP 的關系曲線，見圖1。 由圖1（a）可知，農業虛擬水凈輸出量與人均GDP 關系曲線呈不規則的U 形。 1997—2002 年凈輸出量緩慢增加，2002 年后減小，至人均GDP 為1.5 萬元（2004 年）時由凈輸出變為凈輸入；之后凈輸入量不斷增大，至人均GDP 為4.9 萬元（在2013 年）時，凈輸入量達到最大值75.25 億m3；此后凈輸入量逐漸減小，一直到2017 年仍為凈輸入，為12.21億m3。 由圖1（b）可知，山東省工業虛擬水貿易一直為凈輸出，且與人均GDP 關系曲線呈不規則倒U 形。從1997 年開始凈輸出量持續增大，至人均GDP 為4.4萬元（2012 年）時，凈輸出量達到最大值（1.28 億m3），此后凈輸出量開始減小，至人均GDP 為6.3 萬元（2017 年）時達到研究時段的次小值（0.54 億m3）。 對比農業與工業虛擬水凈輸出量，發現農業是用水大戶。

圖1 2007—2017 年山東省農業和工業虛擬水凈輸出量與人均GDP 關系曲線

3.2 人類活動對虛擬水凈輸出量的影響

3.2.1外調水量對虛擬水凈輸出量的影響

利用式（3）～式（10）計算山東省農業和工業在不同外調水供水水平下的虛擬水凈輸出量，結果見圖2。由圖2 可知，當考慮引黃河水與長江水時，農業和工業虛擬水凈輸出量相對于年降水量不變時的凈輸出量均增加。 考慮引黃河水時，相對于年降水量不變情況下，1997 年、2002 年、2007 年、2012 年、2017 年5 個統計年農業的虛擬水凈輸出量分別增加4.31%、22.65%、16.71%、1.29%和6.32%，工業虛擬水凈輸出量分別增加52.02%、150.19%、67.08%、82.07%和85.43%。 說明引黃河水對工業虛擬水凈輸出量的影響大于對農業的影響。

圖2 山東省不同外調水量情況下虛擬水凈輸出量

以1997 年為例，研究引黃河水量減少對山東省虛擬水凈輸出量的影響，結果見表1。 由表1 可知，1997年在降水量（）不變情況下，農業虛擬水凈輸出量為2.656 9 億m3。 在僅有引黃河水量（）情況下，相對于農業虛擬水凈輸出量增加0.114 6 億m3（4.31%）。 在有虛擬引黃水量（）情況下，相對于農業虛擬水凈輸出量增加了0.813 2 億m3（30.61%）。比農業虛擬水凈輸出量減少0.698 6億m3（20.13%）。 在W'S0情況下，工業虛擬水凈輸出量為0.235 7 億m3。和相對于，工業虛擬水凈輸出量分別增加了0.122 6 億m3（52.02%）、0.476 2億m3（202.04%）。相對于，工業虛擬水凈輸出量減少0.353 6 億m3（49.67%）。 可見，1997 年黃河斷流造成的供水量減少使農業和工業虛擬水凈輸出量相對于未斷流情況分別減少20.13%和49.67%。

表1 1997 年山東省虛擬水凈輸出量億m3

以2017 年為例，研究增加引長江水對山東省虛擬水凈輸出量的影響，結果見表2。 由表2 可知，2017 年在情況下，農業虛擬水凈輸出量為-11.952 2 億相對于，農業虛擬水凈輸出量增加了0.755 6億m3（6.32%）。 當考慮引長江水時，農業虛擬水凈輸出量增加0.903 8 億m3（1.32%）。 2017 年，在情況下，工業虛擬水凈輸出量為0.756 3 億m3。在和（引長江水量）兩種情況下，工業虛擬水凈輸出量相對于分別增加了0.646 1 億m3（85.43%）、1.234 9 億m3（163.28%）。相對于，工業虛擬水凈輸出量增加了0.588 8 億m3（41.99%）。 可見，若引長江水量全部用于工業，則會使工業虛擬水凈輸出相對于未引長江水情況下增加41.99%。

表2 2017 年山東省虛擬水凈輸出量 億m3

3.2.2最嚴格水資源管理政策對虛擬水凈輸出量的影響

利用式（12）計算山東省農業、工業可比價用水定額，結果見表3。 由表3 可知，農業、工業的可比價用水定額均呈減小趨勢。 農業可比價用水定額，2012 年比2007 年減小了24.26%，2017 年比2012 年減小了31.84%。 工業可比價用水定額，2012 年比2007 年減小了35.29%、2017 年比2012 年減小了48.49%。 在用水定額的計算中去除引長江水的影響，并且假定節水水平相同，可以得出，若2015 年未實行最嚴格水資源管理政策，2017 年農業和工業的用水定額應分別為204.16 m3／萬元和1.77 m3／萬元。 因此最嚴格水資源管理政策的實行，使2017 年農業和工業用水定額分別減小了10.01%和20.39%，即2017 年農業虛擬水凈輸出量減小了10.01%、工業虛擬水凈輸出量減小了20.39%。

表3 山東省農業、工業可比價用水定額m3／萬元

綜上所述，2012 年比1997 年農業和工業虛擬水凈輸出量增加的主要原因是引黃水量增加，2017 年比2012 年農業虛擬水凈輸出量增加的主要原因是增加了南水北調水，工業虛擬水凈輸出量減少主要受節水措施的影響。

4 結論

1）1997—2017 年，農業虛擬水凈輸出量與人均GDP 的關系曲線呈不規則的U 形，工業虛擬水凈輸出量與人均GDP 的關系曲線呈不規則的倒U 形。 農業虛擬水大約在2004 年時由凈輸出變為凈輸入，此后一直為凈輸入，工業虛擬水一直為凈輸出。

2）2012 年比1997 年農業和工業虛擬水凈輸出量增加的主要原因是引黃水量的增加。 1997 年黃河斷流使得農業虛擬水凈輸出量減少了20.13%，使得工業虛擬水凈輸出量減少了49.67%。 2017 年，若南水北調水全部用于工業生產，會使工業虛擬水凈輸出量增加41.99%；若工業將相應水量退還給農業，則農業虛擬水凈輸出量會增加1.32%。 實施最嚴格水資源管理政策后，2017 年農業虛擬水凈輸出量減少了10.01%，工業虛擬水凈輸出量減少了20.39%。 因此，2017 年比2012 年農業虛擬水凈輸出量增加的主要原因是南水北調水的輸入，工業虛擬水凈輸出量減少主要受節水措施的影響。

本文提出了新的定量對比分析法，將自然因素（降水量）調整成相同標準，在考慮經濟發展和節水措施對虛擬水凈輸出量的影響前提下，定量分析人類活動對山東省農業和工業虛擬水凈輸出量的影響。 與傳統的水文評估和量化程序相比，該方法更加精確，為虛擬水綜合水資源管理決策分析提供了一種新的途徑。