我國水資源開發(fā)利用與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)時空分異研究

李 鋒，馬寅涵

(河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

水資源作為國家戰(zhàn)略性資源，對支撐我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和維系社會安全穩(wěn)定起到至關(guān)重要的作用[1-2]。然而，隨著經(jīng)濟持續(xù)增長和城市化的快速推進，我國在水資源管理方面面臨供需失衡、生態(tài)環(huán)境惡化、區(qū)域間發(fā)展不協(xié)同等問題，水資源開發(fā)利用與經(jīng)濟時空發(fā)展不平衡不協(xié)調(diào)的問題日益顯現(xiàn)[3]。因此，探究我國水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展時空協(xié)調(diào)關(guān)系，挖掘經(jīng)濟增長和資源利用之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，成為我國步入經(jīng)濟社會發(fā)展新階段的一大迫切要求。

長期以來，學(xué)者們對于資源利用和經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展的問題進行著多元化的探索，起初研究多以定性分析為主，后隨著相關(guān)計量模型和協(xié)調(diào)性理論的開發(fā)、完善和應(yīng)用，現(xiàn)階段形成了以定量分析為主的研究趨勢[4-8]。同時，隨著經(jīng)濟社會的快速發(fā)展和進步，資源利用的方式也不斷變化，水資源作為地球最重要的自然資源之一，其與經(jīng)濟發(fā)展的時空協(xié)調(diào)關(guān)系逐漸成為近年來學(xué)者們關(guān)注的熱點[9]。余灝哲等[10]采用灰色關(guān)聯(lián)法,探討了水資源利用類型與城市經(jīng)濟發(fā)展指標之間的關(guān)聯(lián)程度，并利用二次回歸模型分析了城市經(jīng)濟發(fā)展與生活用水量之間的時空協(xié)調(diào)關(guān)系。韓雁等[11]以張家口為例,采用洛倫茲基尼系數(shù)和不均衡指數(shù)模型對水資源與社會經(jīng)濟發(fā)展要素的時空匹配特征進行研究。張國興等[12]采用類似方法研究了中國水資源總量和經(jīng)濟生產(chǎn)總值的時空匹配特征。上述研究雖然從時空雙維度探究了水資源和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，但并未定量刻畫出同一地區(qū)的時空演化趨勢和不同地區(qū)的時空變化差異。因此，學(xué)術(shù)界不乏更深入的探討。郝林鋼等[13]基于數(shù)列的匹配度計算方法,分別計算了中亞各國水資源利用與經(jīng)濟社會發(fā)展在時間和空間上的匹配度。喻笑勇[14]對水資源綜合水平與社會經(jīng)濟水平協(xié)調(diào)發(fā)展度的時間序列變化與空間分異特征進行定量計算和系統(tǒng)性、耦合性分析。盧亞麗等[15]對長江經(jīng)濟帶生態(tài)足跡與生態(tài)承載力進行研究,并用GIS可視化揭示和探討長江經(jīng)濟帶水資源時空特征。上述研究實現(xiàn)了對不同地區(qū)水資源和經(jīng)濟兩系統(tǒng)關(guān)系的定量時空分異刻畫，但對于區(qū)域間兩者協(xié)調(diào)發(fā)展程度的時空相關(guān)性及其影響因素沒有作進一步探討。在新的國際局勢下，習(xí)近平總書記提出構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局，學(xué)者們也對中國經(jīng)濟發(fā)展的新階段新方向展開了進一步研究[16-19]，但鮮有學(xué)者就水資源和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的時空協(xié)調(diào)關(guān)系展開研究。

基于此，本文基于壓力-狀態(tài)-響應(yīng)(PSR)模型，科學(xué)構(gòu)建水資源開發(fā)利用指標體系和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系，建立耦合協(xié)調(diào)度模型，結(jié)合空間計量方法對水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)關(guān)系進行時空分異及其影響因素的研究，試圖厘清兩者時空關(guān)系呈現(xiàn)出的客觀規(guī)律和特性，為解決我國水資源和經(jīng)濟發(fā)展失調(diào)問題尋找現(xiàn)實依據(jù)。

1 評價模型構(gòu)建

1.1 水資源開發(fā)利用評價指標體系

PSR模型是由經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)和聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署(UNEP)開發(fā)，用于研究與資源環(huán)境可持續(xù)發(fā)展相關(guān)問題的理論模型，該模型探討了壓力、狀態(tài)、響應(yīng)3個層面之間相互作用的因果聯(lián)系和作用機理。壓力層反映了人類和社會活動對環(huán)境的影響；狀態(tài)層反映了在多種因素的作用下，環(huán)境當前表現(xiàn)出的狀態(tài)和特征；響應(yīng)層反映了人類社會為促進生態(tài)自然平衡發(fā)展所做出的努力。Wang等[20]運用PSR模型和變異系數(shù)法，建立水資源可持續(xù)性評價指標體系。Liu等[21]構(gòu)建城市水資源承載力評價指標體系，結(jié)合城市發(fā)展狀況評估其城市水資源承載力。除上述水生態(tài)方面的應(yīng)用，PSR模型還被學(xué)者廣泛應(yīng)用于其他領(lǐng)域的研究[22-26]，提升了PSR模型的運用范圍和運用價值。

本文基于PSR模型理論，構(gòu)建水資源開發(fā)利用PSR模型作用框架圖(圖1)，并以此框架為依據(jù)，參考Wang等[20]建立的水資源利用評價指標體系，分別選取3個層面具有代表性的指標，建立水資源利用率評價指標體系(表1)。在壓力層方面，從農(nóng)業(yè)、工業(yè)、生活用水3個方面選取指標，由于江蘇、上海本地水資源缺乏、過境水豐沛，基于本地水資源量計算的水資源開發(fā)利用率在全國各地區(qū)間差距過大，會對實際用水情況產(chǎn)生較大誤解，因此選用人均用水量替代。農(nóng)業(yè)用水的指標選用農(nóng)田灌溉畝均用水量，其變化趨勢能夠反映農(nóng)業(yè)用水利用效率的變化，萬元GDP用水量和萬元工業(yè)增加值用水量能夠進一步反映水資源有效開發(fā)利用程度和管理水平。在狀態(tài)層方面，需要體現(xiàn)出地區(qū)水資源規(guī)模和水生態(tài)環(huán)境的特征，水資源規(guī)模通常采用人均水資源量、區(qū)域水資源總量來衡量，水生態(tài)環(huán)境參照《美麗中國建設(shè)評估指標體系及實施方案》中生態(tài)良好類指標，由于森林在生態(tài)系統(tǒng)具有多重生態(tài)功效，因此選用森林覆蓋率作為指標具有較強的可行性和代表性。在響應(yīng)層方面，同樣參照《美麗中國建設(shè)評估指標體系及實施方案》和《實行最嚴格水資源管理制度考核辦法》中的考核項，與壓力層和狀態(tài)層中的指標相對應(yīng)，選取造林面積、水土流失治理面積反映針對地區(qū)水資源稟賦特征以及水生態(tài)環(huán)境遭到破壞后國家社會做出的響應(yīng)和決策，采用污水處理率衡量面對壓力層負面影響時系統(tǒng)的凈化效率。

圖1 水資源PSR模型作用框架

表1 水資源開發(fā)利用評價指標體系

1.2 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系

綜合現(xiàn)有經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系的研究成果[27-31]，在準確把握經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵和深入理解“五大發(fā)展理念”的基礎(chǔ)上，借鑒馬茹等[27-30]的測度指標體系，從創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享5個維度來構(gòu)建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系(表2)。在創(chuàng)新發(fā)展方面，分別以R&D經(jīng)費投入強度、萬人專利授權(quán)量和技術(shù)市場成交額占GDP之比來衡量創(chuàng)新投入、產(chǎn)出和貢獻；在協(xié)調(diào)發(fā)展方面，用城鎮(zhèn)化率、城鄉(xiāng)居民人均收入比和第三產(chǎn)業(yè)增加值比例來刻畫城鎮(zhèn)化水平、城鄉(xiāng)差距和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；在綠色發(fā)展方面，通過單位GDP廢氣排放量、生活垃圾無害化處理率和單位GDP能耗反映環(huán)境污染程度、生態(tài)治理能力和資源消耗狀態(tài)；在開放發(fā)展方面，通過旅游、外資、外貿(mào)對GDP的貢獻等角度來反映；在共享發(fā)展方面，從消費價格指數(shù)、醫(yī)療保障、教育投入角度進行評估。

表2 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系

1.3 組合賦權(quán)法

指標體系建立完畢后需要對各項指標賦權(quán)，權(quán)重計算的方法大體可分為主觀和客觀兩類，由于主觀賦權(quán)法存在一定的隨意性，而客觀賦權(quán)法的計算結(jié)果又容易與實際產(chǎn)生偏差，所以采用組合賦權(quán)的方法，一方面保留決策的主觀偏好，另一方面提高了賦權(quán)的可靠性和客觀性[32]。文中，主觀賦權(quán)采用層次分析法，客觀賦權(quán)采用熵值法,具體方法和計算公式參考文獻[33-34]。

在進行層次分析法賦權(quán)時，為保證主觀賦權(quán)的專業(yè)性和真實性，邀請5位在水資源配置、流域防災(zāi)、水環(huán)境保護等領(lǐng)域從事科研管理的專家，以及7位從事經(jīng)濟管理類研究的專家，對兩系統(tǒng)指標的重要程度進行匿名打分，以構(gòu)建判斷矩陣。

在用熵值法計算權(quán)重前，為避免數(shù)據(jù)單位各不統(tǒng)一產(chǎn)生的量綱影響，進行正負向標準化處理，正向指標、負向指標標準化處理公式分別為

(1)

(2)

式中：Xij為第i年第j個指標；Xmax、Xmin分別為指標Xij的最大值和最小值。

根據(jù)以上兩種方法計算出主觀權(quán)重α和客觀權(quán)重β后，使用組合權(quán)重法計算綜合權(quán)重，作為最終指標的權(quán)重w，計算公式如下[35]：

(3)

式中：αnj、βnj分別為由主觀賦權(quán)法、客觀賦權(quán)法計算出的第n個系統(tǒng)第j個指標的權(quán)重，每個系統(tǒng)共有m個指標，最終計算結(jié)果如表1、表2所示。完成指標權(quán)重的計算后，計算出兩系統(tǒng)綜合發(fā)展水平指數(shù)U，公式如下：

(4)

1.4 耦合協(xié)調(diào)度模型

耦合反映的是系統(tǒng)內(nèi)要素間相互作用相互聯(lián)系的一種狀態(tài)[36]。耦合度是用來刻畫系統(tǒng)間聯(lián)系的緊密程度的，而協(xié)調(diào)則是當系統(tǒng)內(nèi)要素間耦合關(guān)系達到一定和諧程度所表現(xiàn)出的優(yōu)質(zhì)發(fā)展狀態(tài)[37]，因此模型中用耦合協(xié)調(diào)度來衡量要素間耦合關(guān)系達到這種協(xié)調(diào)發(fā)展的不同階段和程度(表3)，耦合協(xié)調(diào)度模型如式(5)～(7)所示[38-39]：

(5)

T=0.5U1+0.5U2

(6)

(7)

表3 耦合協(xié)調(diào)度等級劃分標準

式中：C、T、D分別為耦合度、多系統(tǒng)綜合協(xié)調(diào)指數(shù)和耦合協(xié)調(diào)度；U1，U2分別為兩子系統(tǒng)的綜合發(fā)展水平指數(shù)。

1.5 空間依賴性檢驗

空間依賴性是指相鄰區(qū)域間的某一經(jīng)濟地理屬性特征或現(xiàn)象存在一定程度的相關(guān)性，鄰域間的空間面板數(shù)據(jù)也可能存在某種特定的函數(shù)關(guān)系[40]。空間計量經(jīng)濟學(xué)中經(jīng)常采用莫蘭指數(shù)進行檢驗，計算公式為

(8)

(9)

(10)

式中：I為莫蘭指數(shù)；x、y分別為相鄰地區(qū)的序號；Wxy為區(qū)域x的鄰近區(qū)域y(y≠x)的空間權(quán)重；S2為樣本方差；Z為標準化的檢驗統(tǒng)計量，用于檢驗I在不同置信水平下的顯著性；IE為I的期望值；VAR(I)為I的方差。I的取值范圍為[-1,1]，當I>0時，說明相鄰區(qū)域間的指標屬性特征呈現(xiàn)正相關(guān)性，且數(shù)值越大正相關(guān)性越強；I=0，說明區(qū)域間各項指標沒有明顯的相關(guān)性，互相獨立存在；I<0，說明區(qū)域間的指標屬性特征呈現(xiàn)負相關(guān)性。最終根據(jù)Z值的顯著性水平來判定是否存在明顯的空間相關(guān)性。

1.6 空間計量模型

空間計量模型是在普通的面板模型中加入空間擾動項，以探究解釋和被解釋變量在空間維度下產(chǎn)生的作用和影響[41]，根據(jù)空間擾動項特征的不同，主要分為3種空間計量模型，分別為空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。

借鑒相關(guān)對于資源和經(jīng)濟協(xié)調(diào)關(guān)系進行影響因素分析的研究成果[43-46],本文考慮從經(jīng)濟發(fā)展水平、水資源稟賦、就業(yè)結(jié)構(gòu)、科技進步水平和環(huán)境規(guī)制5個方面選取解釋變量。具體來說，用人均GDP代表經(jīng)濟發(fā)展水平，經(jīng)濟發(fā)展水平的提升有助于提升當?shù)厮Y源管理能力和技術(shù)水平，從而提高兩系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展水平；用人均水資源量代表水資源稟賦，由于地區(qū)不同的水資源稟賦水平使得區(qū)域間用水效率產(chǎn)生差異，因此對水資源利用和經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展造成影響；用第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比例代表就業(yè)結(jié)構(gòu)，第三產(chǎn)業(yè)是我國三次產(chǎn)業(yè)中耗水量最少的產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比例的提高不僅意味著經(jīng)濟更高質(zhì)量發(fā)展，同時意味著水資源利用效率的提升；用科技支出占財政支出比例來衡量科技進步水平，科技進步一方面加速創(chuàng)新，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，另一方面提高水資源利用效率、降低開發(fā)成本；用污染治理投資占GDP之比來衡量環(huán)境規(guī)制水平，環(huán)境規(guī)制是新時代經(jīng)濟綠色可持續(xù)發(fā)展的一大有力舉措，在減少水污染的同時促進資源可持續(xù)開發(fā)利用。

為確定合適的空間計量模型，本文參考Elhorst[42]的方法，對解釋和被解釋變量分別進行LM檢驗、Hausman檢驗和LR檢驗，為避免異方差影響，將變量取自然對數(shù)，結(jié)果表明選取時間空間雙固定效應(yīng)的SDM最優(yōu)，公式如下：

Dxt=δWxyDxt+φ+γlnz+θWxylnz+
cx+?t+εxt

(11)

式中：Dxt為被解釋變量耦合協(xié)調(diào)度；δ為空間回歸系數(shù)，表示相鄰地區(qū)被解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響程度;φ為常數(shù)項；γ為解釋變量的回歸系數(shù)；z為解釋變量；θ為解釋變量的空間滯后項系數(shù)，表示相鄰地區(qū)解釋變量對本地區(qū)解釋變量的影響程度；cx和?t分別為區(qū)域x與t時刻的截距項；εxt為誤差項。

1.7 數(shù)據(jù)來源

選取全國31個省、自治區(qū)、直轄市作為樣本，數(shù)據(jù)源自2011—2020年《中國水資源公報》《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》、各省(區(qū)、市)統(tǒng)計年鑒等。少量指標存在個別年份的數(shù)據(jù)缺失，本文采用插值法補全缺失值，在處理價格指標數(shù)據(jù)時，一律平減至2010年的價格。

2 結(jié)果與分析

2.1 發(fā)展水平分析

根據(jù)式(4)計算出2011—2020年全國31個省(區(qū)、市)水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量綜合發(fā)展指數(shù)，見表4(受篇幅所限，僅列出2011、2014、2017和2020年計算結(jié)果)。從表4看出，2011年，四川、浙江、江蘇的水資源開發(fā)利用綜合發(fā)展水平較高，新疆、寧夏的水資源開發(fā)利用綜合發(fā)展水平較低；2011—2020年，全國各地區(qū)水資源開發(fā)利用發(fā)展增速不同，從整體看表現(xiàn)出平穩(wěn)進步的態(tài)勢，其中新疆、西藏、上海、浙江、云南等地區(qū)發(fā)展較快，而河北、遼寧、河南等地區(qū)發(fā)展較慢；2011—2020年，水資源開發(fā)利用發(fā)展水平各地區(qū)間差異呈縮小趨勢，部分早期發(fā)展水平較低的地區(qū)取得了較高增速。

表4 不同年份水資源開發(fā)利用綜合評價指數(shù)

同時可知，2011年，北京、上海、廣東經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平較高，甘肅、青海的水平較低。2011—2020年，我國各地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平體現(xiàn)出不同程度的變化，雖總體呈增長態(tài)勢，但地區(qū)間增速差異性也非常明顯，其中寧夏的發(fā)展水平顯著增大，10年增速高達81.97%；而在2011年排名靠前的遼寧、黑龍江10年后被部分增速加快的地區(qū)超越。北京、上海雖10年間增速不快，但仍保持著全國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的領(lǐng)先水平。

綜合來看，2011—2020年區(qū)域間差異性呈現(xiàn)出共同之處，即水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平不同區(qū)域間的差距均呈現(xiàn)縮小趨勢，部分落后地區(qū)發(fā)展迅猛，而大多數(shù)高水平發(fā)展地區(qū)增速并不顯著。說明水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展均處于倒“U”形發(fā)展曲線右側(cè)階段。首先在水資源開發(fā)利用方面，在過去由于技術(shù)和地理交通環(huán)境的約束，只有水資源較豐富的地區(qū)才會優(yōu)先發(fā)展，但隨著水利技術(shù)和交通水平的進步發(fā)展，各流域各地區(qū)間水利工程不斷完善，水資源開發(fā)利用受資源制約的影響越來越小；而在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展方面，部分落后地區(qū)增速較快，原因是這些地區(qū)具有人力成本低、產(chǎn)業(yè)規(guī)模基數(shù)不大、技術(shù)引進等優(yōu)勢，而高發(fā)展水平地區(qū)存在產(chǎn)業(yè)飽和向外遷移和投入要素邊際產(chǎn)出遞減等現(xiàn)象，因此存在增速放緩的現(xiàn)象。

2.2 耦合協(xié)調(diào)度時序變化分析

根據(jù)耦合協(xié)調(diào)度模型計算得到2011—2020年水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)水平，如表5所示。從表5可以看出，2011—2020年各地區(qū)兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)水平總體處于穩(wěn)步上升態(tài)勢。到2020年，失調(diào)地區(qū)的數(shù)量從2011年的11個降至2020年的5個，而處于初級協(xié)調(diào)和中級協(xié)調(diào)階段的地區(qū)較2011年也明顯增多，分別由9個和1個增長至20個和5個。根據(jù)當前各地區(qū)發(fā)展態(tài)勢進行預(yù)測，廣東、北京將以較為領(lǐng)先的協(xié)調(diào)發(fā)展水平率先步入良好協(xié)調(diào)發(fā)展階段，除少數(shù)個別地區(qū)，大部分地區(qū)都將發(fā)展至中級協(xié)調(diào)水平。

表5 不同年份水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度

2.3 耦合協(xié)調(diào)度空間格局分析

2.3.1空間分布特征

進行空間維度的分析時，首先運用ArcGIS軟件對我國水資源開發(fā)利用與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度進行空間分布描繪，如圖2所示。從中可以看出，除部分地區(qū)外，耦合協(xié)調(diào)度整體呈放射狀分布，且放射帶表現(xiàn)為由東向西由南向北依次遞減的態(tài)勢。具體到個別年份來看，2011年，初級和中級協(xié)調(diào)發(fā)展地區(qū)多位于東部和南部，但水平也不高，而大部分地區(qū)都處于失調(diào)階段。2014年，耦合協(xié)調(diào)度有所提升，所有地區(qū)均達到輕度失調(diào)及以上水平，大部分地區(qū)處于勉強協(xié)調(diào)和初級協(xié)調(diào)階段。空間分布特征仍然相似，協(xié)調(diào)發(fā)展高水平地區(qū)仍位于東部和南部，并且有更多地區(qū)達到中級協(xié)調(diào)發(fā)展水平。2017年，更多地區(qū)達到初級協(xié)調(diào)發(fā)展階段，但整體耦合協(xié)調(diào)水平變化不大，分布特征呈現(xiàn)包裹態(tài)勢，協(xié)調(diào)水平由西北向東南遞增。2020年，區(qū)域整體協(xié)調(diào)水平有了進一步發(fā)展，除個別地區(qū)外均步入?yún)f(xié)調(diào)發(fā)展階段，同時協(xié)調(diào)類型也發(fā)生了明顯改變，初級協(xié)調(diào)和中級協(xié)調(diào)地區(qū)形成明顯的由外向內(nèi)片區(qū)集聚擴張趨勢，已形成廣東、福建、浙江等東部沿海省份為主向內(nèi)側(cè)輻射的良好協(xié)調(diào)發(fā)展軸帶，有效拉動了一些中西部地區(qū)從失調(diào)走向協(xié)調(diào)發(fā)展。

2.3.2空間相關(guān)性分析

根據(jù)式(8)通過全局空間自相關(guān)分析兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)水平在地理空間上的同質(zhì)性關(guān)聯(lián)特征，由于本文兩系統(tǒng)選取的指標與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系密切，僅根據(jù)各地區(qū)自然地理鄰接關(guān)系構(gòu)建空間權(quán)重矩陣無法反映區(qū)域間的經(jīng)濟差異，因此依據(jù)各地區(qū)人均GDP水平構(gòu)造經(jīng)濟-地理權(quán)重矩陣作為本文的空間計量權(quán)重矩陣，并計算得到2011—2020年兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度的莫蘭指數(shù)。

結(jié)果表明，10年間兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度的莫蘭指數(shù)均大于0且均在1%的顯著性水平下通過檢驗，即所有年份空間相關(guān)性均顯著。兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度形成空間依賴性且存在正的空間相關(guān)性，即協(xié)調(diào)發(fā)展水平較高的地區(qū)有鄰近其他高水平發(fā)展地區(qū)的趨勢；反之，協(xié)調(diào)發(fā)展水平較低的低區(qū)則趨于鄰近其他欠發(fā)達地區(qū)。具體來看，東部和南部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)水資源和經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展較好，鄰接區(qū)域兩系統(tǒng)發(fā)展也較協(xié)調(diào)；寧夏、貴州、廣西等地區(qū)自身協(xié)調(diào)發(fā)展水平較低，但周圍地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展水平較高；自身協(xié)調(diào)發(fā)展水平較低，周圍地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展同樣欠佳的地區(qū)主要集中在西北部地區(qū)；自身協(xié)調(diào)發(fā)展水平較高，周圍省份協(xié)調(diào)水平欠佳的地區(qū)可以充分利用區(qū)位優(yōu)勢，帶動周圍省份走向更協(xié)調(diào)的發(fā)展。

2.4 水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)水平的影響因素分析

根據(jù)前述方法和式(11)得到SDM檢驗結(jié)果見表6。計算還得到δ為正并在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明全國各地區(qū)水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)水平受鄰近地區(qū)耦合協(xié)調(diào)水平的影響較大，耦合協(xié)調(diào)度存在著明顯的空間溢出效應(yīng)。

表6 時間空間雙固定的SDM回歸結(jié)果

具體來看，經(jīng)濟發(fā)展水平方面兩系數(shù)均顯著為正，且θ>γ，說明本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平提升對鄰近地區(qū)耦合協(xié)調(diào)水平的貢獻率高于對本地區(qū)耦合協(xié)調(diào)水平的貢獻率，這可能是由于一些經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟水平發(fā)展到一定階段增速放緩、投入產(chǎn)出的邊際效益遞減；而周邊經(jīng)濟發(fā)展水平較低的區(qū)域還處于高增長階段，從而出現(xiàn)了明顯空間溢出效應(yīng)。水資源稟賦方面，γ顯著為正而θ并未體現(xiàn)出顯著性，說明地區(qū)水資源稟賦的提升并未對鄰域水資源和經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展起到顯著促進作用。科技進步和環(huán)境規(guī)制的兩系數(shù)都呈現(xiàn)出顯著為正、γ>θ的特點，說明兩者水平的提高對本地區(qū)協(xié)調(diào)水平的貢獻率優(yōu)于鄰近地區(qū)。該地區(qū)科技水平的提升加速了地區(qū)水資源開發(fā)利用方式的創(chuàng)新、提高了水資源利用效率，提升地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的同時也對鄰域產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，從而提升了該地區(qū)和鄰近地區(qū)耦合協(xié)調(diào)水平。環(huán)境規(guī)制在減少生態(tài)污染的同時契合綠色發(fā)展理念，推動了水資源的可持續(xù)利用和生態(tài)經(jīng)濟的良性互動發(fā)展，隨著區(qū)域一體化和產(chǎn)業(yè)集聚進一步深化，環(huán)境規(guī)制對鄰近地區(qū)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，部分地區(qū)通過關(guān)聯(lián)和示范效應(yīng)促進了周圍地區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

3 結(jié)論與建議

本文運用耦合協(xié)調(diào)理論和模型對我國31個省(區(qū)、市)水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平和耦合協(xié)調(diào)水平進行綜合評價，結(jié)合莫蘭指數(shù)和GIS對耦合協(xié)調(diào)結(jié)果進行時空分析和刻畫，最后運用時間空間雙固定的空間杜賓模型分析兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度的影響因素，得出以下結(jié)論：

a.2011—2020年我國水資源開發(fā)利用發(fā)展水平和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平均呈顯著增長態(tài)勢，兩系統(tǒng)區(qū)域間發(fā)展水平差距也均呈縮小態(tài)勢，均處于倒“U”形的右側(cè)發(fā)展階段。

b.2011—2020年各地區(qū)兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)水平總體處于穩(wěn)步上升態(tài)勢，失調(diào)地區(qū)由11個降至5個，根據(jù)當前各地區(qū)發(fā)展態(tài)勢進行預(yù)測，廣東、北京將以較為領(lǐng)先的協(xié)調(diào)發(fā)展水平率先步入良好協(xié)調(diào)發(fā)展階段，除少數(shù)個別地區(qū)，大部分地區(qū)都將發(fā)展至中級協(xié)調(diào)水平。

c.各地區(qū)空間上存在顯著自相關(guān)性，耦合協(xié)調(diào)度整體呈自東向西、自南向北依次遞減的放射狀分布，近年來初級協(xié)調(diào)和中級協(xié)調(diào)地區(qū)形成明顯的由外向內(nèi)片區(qū)集聚擴張趨勢，已形成廣東、福建、浙江等東部沿海省份為主向內(nèi)側(cè)輻射的良好協(xié)調(diào)發(fā)展軸帶，有效拉動了一些中西部地區(qū)從失調(diào)走向協(xié)調(diào)發(fā)展，但西北部分地區(qū)仍處于瀕臨失調(diào)衰退階段。

d.經(jīng)濟發(fā)展水平、科技進步和環(huán)境規(guī)制水平的提高均對本地區(qū)和鄰近地區(qū)水資源開發(fā)利用和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)水平具有顯著正向促進作用和空間溢出效應(yīng)，水資源稟賦的提升對本地區(qū)兩系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展具有促進作用，而對鄰近地區(qū)的作用尚不顯著。

根據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議：

a.基于兩系統(tǒng)均處于區(qū)域經(jīng)濟倒“U”形的右側(cè)發(fā)展階段，發(fā)展增速趨于放緩，因此應(yīng)更加注重水資源利用的可再生性和經(jīng)濟增長的可持續(xù)性，努力研發(fā)綠色創(chuàng)新技術(shù)，提高水資源的可重復(fù)利用率。

b.基于地區(qū)間協(xié)調(diào)度存在顯著空間相關(guān)性的特點，應(yīng)加強東部和南部耦合協(xié)調(diào)高水平地區(qū)的帶頭作用，建立健全資源共享機制，疏通要素流動渠道，推行人才引進政策，帶動中西北部失調(diào)地區(qū)走向協(xié)調(diào)發(fā)展，使我國整體邁入更高的協(xié)調(diào)發(fā)展水平。

c.基于經(jīng)濟發(fā)展水平、科技進步和環(huán)境規(guī)制對兩系統(tǒng)本地區(qū)以及鄰近地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的正向促進和空間溢出作用，應(yīng)在大力推進地區(qū)經(jīng)濟增長、技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新的同時打破區(qū)域限制，建立健全不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)間科技創(chuàng)新和水資源開發(fā)利用的交流共享機制，同時政府在制定環(huán)境規(guī)制方案的過程中不僅要因地制宜，還要注意其產(chǎn)生的空間外溢效應(yīng)，加強水資源利用和水環(huán)境治理的協(xié)同性，爭取使本地區(qū)水資源和經(jīng)濟更加協(xié)調(diào)發(fā)展的同時，為鄰近地區(qū)帶來示范和引導(dǎo)作用，以促成區(qū)域一體化協(xié)調(diào)發(fā)展的良好態(tài)勢。