劉 晶，鮑振鑫，劉翠善，王國(guó)慶，劉 悅，王 婕，管曉祥

(1. 南京水利科學(xué)研究院 水文水資源與水利工程科學(xué)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，江蘇 南京 210029；2. 水利部應(yīng)對(duì)氣候變化研究中心，江蘇 南京 210029；3. 河海大學(xué) 水文水資源學(xué)院，江蘇 南京 210029)

水資源演變與利用關(guān)系人類(lèi)的生存與發(fā)展，與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)。我國(guó)水資源總量約為2.8萬(wàn)億m3，人均占有量?jī)H為2 300 m3，約為世界平均水平的1/4，是世界13個(gè)人均水資源占有量貧乏國(guó)家之一[1]。年際年內(nèi)分配不均導(dǎo)致水資源供給可靠性大大降低[2]；氣候變化和極端氣候現(xiàn)象頻發(fā)使水資源時(shí)空分布更加不均[3]，加之水與人口、土地資源不匹配，水資源空間分布格局與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展格局不匹配[4]等問(wèn)題，加劇了我國(guó)水安全形勢(shì)的嚴(yán)峻程度。時(shí)空分布不均、水資源利用效率低下、水質(zhì)污染嚴(yán)重等問(wèn)題突出[5]，導(dǎo)致目前我國(guó)水資源供需嚴(yán)重不平衡[6]。在氣候變化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)調(diào)整、最嚴(yán)格水資源管理政策等背景下，我國(guó)水資源狀況及用水結(jié)構(gòu)正在發(fā)生深刻變化。優(yōu)化用水結(jié)構(gòu)，提升用水效率對(duì)解決我國(guó)水安全問(wèn)題至關(guān)重要。分析近20年我國(guó)水資源變化及水資源利用情勢(shì)，認(rèn)識(shí)我國(guó)水資源及用水變化規(guī)律，檢驗(yàn)近20年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及水資源管理制度完善的結(jié)果，為預(yù)估未來(lái)我國(guó)水資源演變及利用情勢(shì)提供有效參考，對(duì)制定我國(guó)水資源利用管理政策與保障水安全及可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

眾多學(xué)者對(duì)水資源演變及用水變化進(jìn)行了探討研究。張建云等通過(guò)對(duì)50年降雨徑流資料的分析得出我國(guó)北方河川徑流呈減少趨勢(shì)[7]；鮑振鑫等在分析海河流域降水歷史演變規(guī)律基礎(chǔ)上，從大氣環(huán)流角度揭示降水變化原因，并根據(jù)全球氣候模式對(duì)未來(lái)降水情景進(jìn)行預(yù)測(cè)[8]。李保國(guó)等基于“綠水”和“藍(lán)水”概念對(duì)中國(guó)1998—2007年農(nóng)業(yè)用水進(jìn)行綜合分析，提出我國(guó)糧食作物水分生產(chǎn)力水平已達(dá)世界較高水平并建議設(shè)立糧食作物用水安全紅線(xiàn)[9]。王寶玉等基于58年的農(nóng)業(yè)用水資料，研究分析了我國(guó)農(nóng)業(yè)用水結(jié)構(gòu)演變歷程，在預(yù)測(cè)未來(lái)用水結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上提出經(jīng)濟(jì)用水量概念[10]。吳丹對(duì)比分析中美水資源利用的演變過(guò)程及其對(duì)應(yīng)階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，評(píng)價(jià)了我國(guó)水資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“脫鉤”態(tài)勢(shì)[11]。王國(guó)慶等通過(guò)建立月水文模型，結(jié)合氣候模型(GCMs),定量提出了氣候變化情境下黃河流域水資源未來(lái)的演變趨勢(shì)[12]。龍秋波等對(duì)比分析水資源公報(bào)和全國(guó)第一次水利普查發(fā)布的用水?dāng)?shù)據(jù)，研究了其差異存在的原因，給出了修正后中國(guó)2011年真實(shí)用水情況[13]。李原園等運(yùn)用Manna- Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)、Morlet小波分析等方法分析了我國(guó)各水資源一級(jí)區(qū)1956—2010年水資源變化趨勢(shì)和周期等[14]。杜軍凱等通過(guò)對(duì)10年我國(guó)各水資源一級(jí)區(qū)水資源、人口、土地、產(chǎn)值基礎(chǔ)資料兩兩基尼系數(shù)的計(jì)算和趨勢(shì)分析得到其時(shí)空匹配關(guān)系[15]。潘歡迎等基于Falkenmark指數(shù)和水壓力指數(shù)，對(duì)2006—2015年我國(guó)水資源和用水量情況進(jìn)行基于安全利用角度的分析評(píng)價(jià)，得出我國(guó)存在50%的水資源安全壓力超載區(qū)[16]。

盡管相關(guān)研究豐富且深入，但對(duì)水資源一級(jí)區(qū)及全國(guó)尺度年水資源的變化趨勢(shì)，尤其是用水量變化情勢(shì)及其規(guī)律分析的研究較少。本文基于《中國(guó)水資源公報(bào)》發(fā)布的權(quán)威數(shù)據(jù)，分析了全國(guó)及各水資源一級(jí)區(qū)1997—2016年水資源量及用水量的變化過(guò)程與趨勢(shì)。為制定我國(guó)水資源管理政策，選擇水資源高效利用方案以及為經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展提供一定的技術(shù)參考。

1 資料與方法

圖1 我國(guó)十大水資源一級(jí)區(qū)分布Fig.1 Distribution of ten first- class water resources regions in China

1.1 研究區(qū)概況

將全國(guó)范圍作為研究對(duì)象，但未包括港澳臺(tái)。充分考慮流域分區(qū)與行政區(qū)域的統(tǒng)分性、組合性和完整性，以指導(dǎo)水資源管理為目標(biāo)將我國(guó)分為十大水資源一級(jí)區(qū)(圖1)，并以此作為研究區(qū)域，分析各水資源一級(jí)區(qū)水資源量以及用水情況近20年來(lái)的變化規(guī)律。

1.2 研究資料

主要數(shù)據(jù)來(lái)源為1997—2016年《中國(guó)水資源公報(bào)》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織AQUASTAT數(shù)據(jù)集。《中國(guó)水資源公報(bào)》是在省級(jí)行政區(qū)上報(bào)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)、合理性分析、修正和匯總后發(fā)布的，具有科學(xué)性和權(quán)威性。使用數(shù)據(jù)范圍包括：1997—2016年全國(guó)和十大水資源一級(jí)區(qū)水資源量數(shù)據(jù)和用水量數(shù)據(jù)(生活、工業(yè)、農(nóng)業(yè)、生態(tài))。《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》收錄的上一年全國(guó)每年經(jīng)濟(jì)和社會(huì)各方面的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織AQUASTAT數(shù)據(jù)集發(fā)布的全球用水?dāng)?shù)據(jù)。

1.3 研究方法

對(duì)水資源量及各部門(mén)用水序列變化趨勢(shì)進(jìn)行特征分析，以及基于該水文要素時(shí)空變化規(guī)律而制定水資源高效管理政策都具有廣泛而深刻的意義。水文序列趨勢(shì)分析方法包括：線(xiàn)性回歸法、Mann- Kendall法、累積距平法、Spearman法[17]和滑動(dòng)平均法等。由于非參數(shù)檢驗(yàn)法比參數(shù)檢驗(yàn)法更適合水文氣象時(shí)間序列的非正態(tài)分布數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)，因此采用Mann- Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法對(duì)1997—2016年20年水文數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。Mann- Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法是一種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法，因其不受樣本值和分布類(lèi)型及少數(shù)異常值等因素的干擾而較為廣泛地應(yīng)用于水文、氣象等要素系列呈現(xiàn)的非正態(tài)分布領(lǐng)域[18- 21]。該方法可用來(lái)判斷一個(gè)水文序列是否存在顯著趨勢(shì)特征，并分析該水文序列的顯著特征是上升還是下降。下面對(duì)該方法的原理及計(jì)算過(guò)程進(jìn)行簡(jiǎn)要介紹。

1.3.1M- K檢驗(yàn)法 Mann- Kendall假設(shè)時(shí)間序列為X1，X2,…,Xn,其中n為時(shí)間序列長(zhǎng)度，進(jìn)行如下統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算：

(1)

(2)

Mann等證明，當(dāng)n≥8時(shí)，統(tǒng)計(jì)量S大致服從正態(tài)分布[22]，其均值為0，方差為：

(3)

式中：ti是第i組數(shù)據(jù)點(diǎn)的數(shù)目。

當(dāng)n>10時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)變量Z通過(guò)下式計(jì)算：

(4)

當(dāng)∣Z∣≥Z(1-α)/2時(shí)拒絕原假設(shè)H0，即在α置信水平上，時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在明顯上升或下降趨勢(shì)，其中Z(1-α)/2為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)方差，α為顯著性檢驗(yàn)水平。Z為正，序列具有上升或增加趨勢(shì)，Z為負(fù)，則序列具有下降或減少趨勢(shì)[23]。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)，取顯著性水平α=5%，即當(dāng)∣Z∣≥1.96時(shí)，表明該序列通過(guò)了5%置信水平的顯著性檢驗(yàn),表示序列在5%置信水平上，呈顯著增加或減少趨勢(shì)，反之具有不顯著增加或下降趨勢(shì)。本次分析均采用∣Z∣=1.96作為序列變化是否顯著的閾值，后文不再贅述。

1.3.2Theil- Sen 斜率估計(jì) Theil- Sen’s是一種基于中值估計(jì)系列趨勢(shì)的非參數(shù)估計(jì)法，被廣泛應(yīng)用在氣象水文時(shí)間序列的趨勢(shì)判斷中。該方法通過(guò)計(jì)算Kendall傾斜度β值，得到趨勢(shì)大小的無(wú)偏估計(jì)值，表征一個(gè)序列整體的變化程度。β值越大說(shuō)明該序列變化程度越大。擬采用β值表征各時(shí)間序列變化程度，作為M- K趨勢(shì)檢驗(yàn)和顯著性結(jié)果的有效補(bǔ)充。從一個(gè)序列是否有顯著變化趨勢(shì)以及其整體變化程度兩個(gè)角度反應(yīng)該序列變化情況。β可通過(guò)下式計(jì)算：

β=Median|(xi-xj)/(i-j)|,?j

(5)

式中：Median表示中位數(shù)函數(shù)，xi和xj分別表示序列值，i和j分別表示序列所對(duì)應(yīng)的時(shí)間，其中10時(shí)，序列有上升趨勢(shì)，反之則有下降[24],|β|值越大表明序列上升或下降程度越大。

2 結(jié)果與討論

2.1 我國(guó)水資源的變化

從時(shí)間角度對(duì)全國(guó)、南北方及十大水資源一級(jí)區(qū)近20年水資源總量的變化過(guò)程進(jìn)行分析(見(jiàn)圖2)。

圖2表明：① 從全國(guó)尺度看，我國(guó)近20年水資源總體呈波動(dòng)變化，1998年和2012年全國(guó)水資源總量出現(xiàn)陡增，增幅分別為22.12%和26.96%，2011年總量突降24.75%，在2014年之后持續(xù)攀升，全國(guó)水資源總量波動(dòng)與南方水資源波動(dòng)表現(xiàn)出高度一致性。② 從水資源一級(jí)區(qū)尺度看，長(zhǎng)江區(qū)水資源總量波動(dòng)最劇烈，珠江區(qū)和松花江區(qū)波動(dòng)幅度也較大，其中長(zhǎng)江區(qū)在1998年和2012年水資源總量的陡增現(xiàn)象與全國(guó)變化情況高度一致。經(jīng)分析表明，這兩個(gè)年份全國(guó)水資源總量的異常增長(zhǎng)與長(zhǎng)江區(qū)水資源量的突然增加密切相關(guān)。

圖2 全國(guó)及水資源一級(jí)區(qū)水資源總量1997—2016年變化過(guò)程

空間上，利用非參數(shù)檢驗(yàn)法(Mann- Kendall)法得到的Z值分析各水資源一級(jí)區(qū)時(shí)間序列變化趨勢(shì)；同時(shí)用參數(shù)檢驗(yàn)法得到的β值對(duì)其結(jié)果進(jìn)行相互補(bǔ)充，反應(yīng)各區(qū)水資源總量變化情況的空間異質(zhì)性，如圖3。

圖3 全國(guó)水資源一級(jí)區(qū)水資源總量演變

從兩種方法的檢驗(yàn)結(jié)果看，近20年我國(guó)水資源總量總體上呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但未通過(guò)5%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)。其中，北方地區(qū)水資源表現(xiàn)出增加趨勢(shì)，南方地區(qū)表現(xiàn)出減少趨勢(shì)，南北方水資源序列均未通過(guò)5%置信水平的顯著性檢驗(yàn)。由圖3可見(jiàn)我國(guó)各水資源一級(jí)區(qū)水資源總量的變化情況，其中東北及東南大部分地區(qū)近20年水資源總量有增加趨勢(shì)。西南諸河區(qū)、長(zhǎng)江區(qū)和西北諸河區(qū)水資源量有減少趨勢(shì)，西南諸河區(qū)減少最明顯。M- K檢驗(yàn)值Z與Kendall傾斜度β所表達(dá)的信息具有較高一致性。由M- K檢驗(yàn)得知我國(guó)松花江區(qū)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，水資源總量呈顯著增加趨勢(shì)，與它臨近的遼河區(qū)和海河區(qū)水資源總量增加趨勢(shì)也較為顯著。黃河區(qū)、淮河區(qū)、東南諸河區(qū)和珠江區(qū)Z值較小，水資源總量有上升趨勢(shì)，但未通過(guò)5%置信水平的顯著性檢驗(yàn)。東南諸河與珠江區(qū)的Kendall傾斜度β較大，即這兩區(qū)近20年水資源總量變化程度較大。

2.2 我國(guó)用水結(jié)構(gòu)的演變

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，1997—2016年我國(guó)包括各行業(yè)總用水量和用水結(jié)構(gòu)在內(nèi)的用水情況發(fā)生了深刻變化。其中，用水結(jié)構(gòu)指各用水行業(yè)分別占總用水量的比值。從時(shí)間上，分析我國(guó)各用水行業(yè)近20年用水量與用水結(jié)構(gòu)變化如圖4。

圖4 我國(guó)1997—2016年用水變化

由圖4可見(jiàn)，從用水量變化過(guò)程看，我國(guó)總用水量在2003年之后總體上緩慢上升，從5 566.03億m3上升到6 038.20億m3；農(nóng)業(yè)用水量近20年減少3.92%,其演變過(guò)程與水資源總量演變過(guò)程具有高度一致性，都在2001—2003年明顯下降，此后緩慢上升；工業(yè)用水近20年增幅為16.66%，2007年以前平穩(wěn)增加，此后增幅減緩，2013年之后逐漸下降；生活用水近20年增加56.45%，總體較為平穩(wěn)地增加，無(wú)明顯起伏；生態(tài)用水從2003年我國(guó)將生態(tài)用水納入水資源統(tǒng)計(jì)范疇后開(kāi)始有數(shù)據(jù)，到2016年增至142.60億m3，相較于其他部門(mén)生態(tài)用水量非常少，且在低水平保持增長(zhǎng)。從用水結(jié)構(gòu)變化過(guò)程看，近20年我國(guó)農(nóng)業(yè)用水占比從70.42%降到62.37%，工業(yè)用水占比增加了1.52%，在2010年之前保持較為平穩(wěn)的增加趨勢(shì)，之后開(kāi)始下降,生活用水占比平穩(wěn)增加4.18%，生態(tài)用水占比從低水平緩慢上升到2.36%。

在分析用水量時(shí)間變化規(guī)律的基礎(chǔ)上，從空間尺度上研究我國(guó)各水資源一級(jí)區(qū)近20年各部門(mén)用水量的變化情況，各行業(yè)用水量演變趨勢(shì)及變化程度分別見(jiàn)圖5和圖6。

圖5 各行業(yè)用水量演變趨勢(shì)M- K檢驗(yàn)Fig.5 Trend of water consumption of various industries and M- K tests

圖6 各行業(yè)用水量變化程度β值

總體上，近20年我國(guó)總用水量顯著增加(Z=4.32)，除農(nóng)業(yè)用水增加不明顯外(Z=0.49)，其他各行業(yè)用水都顯著增加，以生活用水增加最為顯著(Z=5.74)。從圖5可見(jiàn)，生活用水除內(nèi)陸河片區(qū)呈微弱增加趨勢(shì)外，其他水資源一級(jí)區(qū)生活用水都顯著增加，以東南諸河流域最為顯著(Z=5.81)。包括珠江區(qū)、東南諸河區(qū)、長(zhǎng)江區(qū)在內(nèi)的東南部總體生活用水Kendall傾斜度β和M- K檢驗(yàn)值都較大，即這些區(qū)的生活用水變化幅度較大并有較明顯的增加趨勢(shì)。長(zhǎng)江區(qū)和珠江區(qū)生活用水β值最大，分別為6.45億m3/a和3.66億m3/a，即這兩區(qū)每年生活用水總體增加6.45億m3和3.66億m3，這與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，生活用水變化幅度較大有關(guān)。西部地區(qū)生活用水β值都較小，其中內(nèi)陸河片和西南諸河區(qū)β值最小，分別約為0.02億m3/a和0.12億m3/a。工業(yè)用水方面，除淮河區(qū)、海河區(qū)和松花江區(qū)外，其他水資源一級(jí)區(qū)都顯著增加，其中海河區(qū)工業(yè)用水顯著減少(Z=-3.34)，但序列整體變化幅度不大(β=-0.90億m3/a)，松花江區(qū)減少趨勢(shì)不明顯(Z= -1.91)。東南部工業(yè)用水的β值都較大，說(shuō)明該區(qū)工業(yè)用水整體變化幅度較大。農(nóng)業(yè)用水方面，我國(guó)松花江區(qū)和內(nèi)陸河片區(qū)用水顯著增加，其β值也最大，平均每年分別增加14.03億m3和6.77億m3，即這兩區(qū)農(nóng)業(yè)用水有顯著增加趨勢(shì)，且整體變化幅度較大。海河區(qū)和東南諸河區(qū)農(nóng)業(yè)用水顯著減少(Z=-4.12，Z=-5.22),每年分別減少3.35億m3和2.58億m3。黃河區(qū)和珠江區(qū)的農(nóng)業(yè)用水也呈減少趨勢(shì)，但未通過(guò)置信水平5%的顯著性檢驗(yàn)；遼河區(qū)、淮河區(qū)、長(zhǎng)江區(qū)、西南諸河區(qū)農(nóng)業(yè)用水都呈微弱增加趨勢(shì)。生態(tài)用水方面，我國(guó)北方除內(nèi)陸河區(qū)(Z=-1.75)減少不明顯外，其他各區(qū)呈顯著增加趨勢(shì)，以遼河區(qū)和海河區(qū)增加趨勢(shì)最為顯著，海河區(qū)生態(tài)用水Kendall傾斜度最大(β=1.46)。南方四區(qū)中長(zhǎng)江區(qū)和東南諸河區(qū)生態(tài)用水減少不明顯，珠江區(qū)增加不明顯，西南諸河區(qū)通過(guò)5%置信水平的顯著性檢驗(yàn)，呈顯著增加趨勢(shì)(Z=4.60)。

總體而言，北方用水總量增加不明顯(Z=1.46)，南方地區(qū)增加明顯 (Z=4.44)。十大水資源一級(jí)區(qū)除海河區(qū)(Z=-3.28)外都有增加趨勢(shì)，其中除黃河區(qū)外其他都顯著增加。近20年我國(guó)北方農(nóng)業(yè)用水量微增，南方農(nóng)業(yè)用水量微減。生態(tài)用水方面，除內(nèi)陸河區(qū)、長(zhǎng)江區(qū)和東南諸河呈減少趨勢(shì)外，我國(guó)大部分地區(qū)生態(tài)用水量顯著增加，以遼河區(qū)和海河區(qū)增加最為顯著。內(nèi)陸河片區(qū)近20年農(nóng)業(yè)用水量增加顯著，而生態(tài)用水量有所減少，生活用水量增幅也在十大水資源一級(jí)區(qū)中最小。松花江區(qū)農(nóng)業(yè)用水明顯增加而工業(yè)用水明顯減少；海河區(qū)生態(tài)用水明顯增加而農(nóng)業(yè)用水明顯減少；東南諸河區(qū)生活用水增加趨勢(shì)非常顯著而農(nóng)業(yè)用水減少也非常顯著。

2.3 我國(guó)用水變化成因分析

分析我國(guó)近20年用水變化成因，擬采用線(xiàn)性回歸法，對(duì)生活用水、農(nóng)業(yè)用水和工業(yè)用水分別選取2個(gè)主要影響指標(biāo)。計(jì)算其指標(biāo)時(shí)間變化序列的可決系數(shù)R2，作為反映變量之間相關(guān)關(guān)系大小的統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)而分析我國(guó)近20年各部門(mén)用水變化的主要驅(qū)動(dòng)因子。

選取人均用水量和人口作為生活用水的兩個(gè)主要指標(biāo)，分析生活用水變化成因以及生活用水顯著增加的主要驅(qū)動(dòng)因子(圖7)。結(jié)果顯示，1997—2016年我國(guó)人均用水量減少20 m3/人，特別是從2013年我國(guó)加強(qiáng)節(jié)水體系建設(shè)以來(lái)人均用水量保持逐年下降，而人口總量增長(zhǎng)11.85%。人均用水量與生活用水量的可決系數(shù)R2=0.16，年末人口與生活用水的可決系數(shù)R2=0.39，易得年末人口數(shù)與生活用水變化的關(guān)系更大，即年末人口的增加是我國(guó)近20年生活用水顯著增加的主要原因。

本文采用的農(nóng)業(yè)用水?dāng)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑包括農(nóng)林牧副漁用水?dāng)?shù)據(jù)。因分析其演變成因所需指標(biāo)較多，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，選取灌區(qū)有效灌溉面積和農(nóng)田畝均灌溉量分析其變化成因(圖8)。灌區(qū)有效灌溉面積波動(dòng)增加5.15倍，農(nóng)田畝均灌溉量波動(dòng)減少22.76%。根據(jù)線(xiàn)性回歸法得到兩個(gè)指標(biāo)與我國(guó)農(nóng)業(yè)用水量的相關(guān)系數(shù)都較小，其中，灌區(qū)有效灌溉面積可決系數(shù)R2=0.03相對(duì)較大。表明兩個(gè)指標(biāo)與農(nóng)業(yè)用水變化的線(xiàn)性相關(guān)性都較弱，灌區(qū)有效灌溉面積的相關(guān)程度稍高。此處灌溉指標(biāo)無(wú)法綜合反映農(nóng)業(yè)用水的變化，需進(jìn)一步選取相關(guān)指標(biāo)分析，限于篇幅故不做進(jìn)一步分析。

圖7 我國(guó)1997—2016年生活用水變化成因分析

圖8 我國(guó)1997—2016年農(nóng)業(yè)用水變化成因分析

工業(yè)用水主要選取工業(yè)增加值和萬(wàn)元工業(yè)增加值兩個(gè)主要指標(biāo)來(lái)分析我國(guó)工業(yè)用水顯著增加的主要驅(qū)動(dòng)因子。從圖9可見(jiàn)，萬(wàn)元工業(yè)增加值減少48.54%，工業(yè)增加值增長(zhǎng)6.8倍，工業(yè)增加值和萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量與工業(yè)用水量的相關(guān)系數(shù)分別為0.59和0.81。萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量的變化與我國(guó)近20年工業(yè)用水量的變化關(guān)系更密切，若想減少工業(yè)用水，需進(jìn)一步改進(jìn)工業(yè)節(jié)水工藝，提高其節(jié)水效率。

圖9 我國(guó)1997—2016年工業(yè)用水變化成因分析

圖10 國(guó)際用水效率對(duì)比Fig.10 International comparison of water efficiency

根據(jù)FAO發(fā)布數(shù)據(jù)，為保證統(tǒng)計(jì)口徑一致，選取萬(wàn)美元GDP用水量、萬(wàn)美元增加值用水量和灌溉水利用率3個(gè)指標(biāo)，將我國(guó)與國(guó)際先進(jìn)水平和世界平均水平用水效率對(duì)比見(jiàn)圖10。

萬(wàn)美元GDP用水量反應(yīng)總用水效率，從圖10可知，我國(guó)與世界平均水平相差約487 m3，與用水效率較高的以色列相差10倍以上?？傮w上，我國(guó)用水效率與國(guó)際先進(jìn)水平相比還有很大提升空間。工業(yè)用水效率略低于世界平均水平，但相差不大，但比工業(yè)產(chǎn)值同樣較高的美國(guó)高。我國(guó)灌溉水利用率僅有46%，而美國(guó)已達(dá)54%，以色列更是達(dá)到87%，與國(guó)際先進(jìn)水平相比還有較大差距。而我國(guó)農(nóng)業(yè)用水占比超過(guò)六成，因此相比于工業(yè)用水和生活用水我國(guó)農(nóng)業(yè)用水節(jié)水空間更大。

3 結(jié) 語(yǔ)

1997—2016年我國(guó)水資源和用水情況都發(fā)生了深刻變化?；趯?duì)近20年全國(guó)及各水資源一級(jí)區(qū)水資源數(shù)據(jù)和用水?dāng)?shù)據(jù)的分析，得到以下幾點(diǎn)認(rèn)識(shí)與結(jié)論：

(1) 近20年，我國(guó)水資源總量呈不顯著減少趨勢(shì)，其中北方地區(qū)水資源總量增加趨勢(shì)不明顯，而南方地區(qū)則減少趨勢(shì)不明顯。

(2) 通過(guò)對(duì)用水演變的分析得知，近20年全國(guó)除工業(yè)用水增加不明顯外，生活用水、工業(yè)用水和生態(tài)用水都顯著增加，其中生活用水增加最為顯著。

(3) 工業(yè)用水除海河區(qū)顯著減少，松花江區(qū)微弱減少外，我國(guó)大部分地區(qū)工業(yè)用水均呈顯著上升趨勢(shì)。

(4) 農(nóng)業(yè)用水占比明顯下降，其中北方農(nóng)業(yè)用水微增，南方農(nóng)業(yè)用水微減。

(5) 生態(tài)用水除內(nèi)陸河區(qū)、長(zhǎng)江區(qū)和東南諸河區(qū)呈減少趨勢(shì)外，其他水資源一級(jí)區(qū)生態(tài)用水都呈增加趨勢(shì)。

(6) 十大水資源一級(jí)區(qū)相鄰區(qū)域水資源總量和總用水量的變化特征表現(xiàn)出相似性。

(7) 基于過(guò)去20年我國(guó)用水變化成因的分析，結(jié)果表明年末人口的增加是我國(guó)近20年生活用水顯著增加的主要原因，而萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量變化與我國(guó)近20年工業(yè)用水量變化的相關(guān)關(guān)系更大。

(8) 與世界上用水效率較高的國(guó)家相比，未來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)用水節(jié)水空間最大，需通過(guò)發(fā)展節(jié)水灌溉等措施進(jìn)一步提高用水效率。