王慧敏 洪俊 劉鋼

摘要 “水、能源、糧食”是人類生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，在各自獨(dú)立的研究領(lǐng)域和兩兩資源的關(guān)聯(lián)研究中取得了長(zhǎng)足進(jìn)步，但是將其作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行的分析則少之又少。針對(duì)水、能源、糧食之間存在模糊的系統(tǒng)邊界，彼此之間存在復(fù)雜的關(guān)聯(lián)關(guān)系的問(wèn)題，本文采用系統(tǒng)分析的方法，構(gòu)建“水-能源-糧食-經(jīng)濟(jì)社會(huì)”PSR模型和SD模型，刻畫信息流、物質(zhì)流、政策流等在四個(gè)子系統(tǒng)之間傳遞與互動(dòng)的過(guò)程。在此基礎(chǔ)上提出WEF協(xié)同安全框架。以山東省為例，開展“水-能源-糧食”紐帶關(guān)系下區(qū)域綠色發(fā)展政策仿真研究。研究表明：WEF之間存在紐帶聯(lián)系。在保持當(dāng)前趨勢(shì)下，2017—2020年，山東省會(huì)出現(xiàn)水和能源短缺的局面，糧食自給率大于1，水環(huán)境逐步改善。在調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)政策下，2017年水資源需求能夠滿足，2018—2020年水資源依然短缺。調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)對(duì)提高能源自給率影響不大，但有利于進(jìn)一步改善糧食自給率，減少糧食種植對(duì)水環(huán)境的影響。在發(fā)展生物質(zhì)能的政策下，水資源自給率、能源自給率、糧食自給率變化微弱，能源生產(chǎn)對(duì)水環(huán)境的影響明顯改善。在同時(shí)調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)和發(fā)展生物質(zhì)能的政策下，水資源自給率、能源自給率均比調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)有所增加，但幅度很小，對(duì)減少能源開采和糧食種植對(duì)水環(huán)境的效果明顯。因此，山東省應(yīng)基于WEF紐帶關(guān)系制定相關(guān)資源管理政策。通過(guò)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高水資源自給率。通過(guò)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展生物質(zhì)能減少農(nóng)業(yè)面源污染和能源開采水體污染。從而改善地區(qū)的水生態(tài)環(huán)境，推動(dòng)地區(qū)的水、能源、糧食的協(xié)同發(fā)展，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)綠色發(fā)展。

關(guān)鍵詞“水-能源-糧食”紐帶關(guān)系;區(qū)域水資源治理;系統(tǒng)動(dòng)力學(xué);情景仿真

中圖分類號(hào)F062.1文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2019）06-0074-11DOI：10.12062/cpre.20190125

“水、能源、糧食”是人類生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，但是將其作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行分析則少之又少。以單一資源為中心的資源整合研究，不僅無(wú)法滿足以“多資源問(wèn)題治理”為導(dǎo)向的資源治理需求，且難以有效應(yīng)對(duì)生態(tài)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)和人口的變化[1]。同樣，已有的研究表明：水資源、能源、糧食兩兩資源整合的研究不足以支撐決策方案的制定與執(zhí)行，甚至有誤導(dǎo)決策的可能。只有將水資源、能源、糧食作為一個(gè)整體進(jìn)行研究，增進(jìn)三者的協(xié)同、提升系統(tǒng)整體利用效率，才更加有助于區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的實(shí)現(xiàn)[2]。2011年11月，德國(guó)聯(lián)邦政府在波恩召開了探討水-能源-糧食關(guān)聯(lián)關(guān)系（WEF-Nexus）安全的國(guó)際性會(huì)議，以探索綠色經(jīng)濟(jì)的發(fā)展路徑，由此開啟了研究WEF-Nexus的熱潮。聯(lián)合國(guó)環(huán)境署[3]指出：綠色發(fā)展是指能夠降低污染，增強(qiáng)能源和資源的使用效率的發(fā)展路徑。王海芹等[4]認(rèn)為：綠色發(fā)展政策是為實(shí)現(xiàn)資源節(jié)約、環(huán)境保護(hù)和生態(tài)修復(fù)等目標(biāo)，而采取的特定形式及相關(guān)規(guī)范性方法的總稱。

習(xí)近平總書記[5]在十九大報(bào)告中提出：要像對(duì)待生命一樣對(duì)待生態(tài)環(huán)境，加快水污染防治;確保國(guó)家糧食安全，把中國(guó)人的飯碗牢牢端在自己手中;推進(jìn)能源生產(chǎn)和消費(fèi)革命，構(gòu)建清潔低碳、安全高效的能源體系。綠色發(fā)展、協(xié)調(diào)發(fā)展成為當(dāng)下研究的主流。綠色發(fā)展觀強(qiáng)調(diào)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、自然生態(tài)之間的系統(tǒng)性、整體性和協(xié)調(diào)性。為保障“水-能源-糧食”協(xié)同安全，基于WEF-Nexus進(jìn)行綠色發(fā)展政策分析已經(jīng)迫在眉睫。

目前，學(xué)界關(guān)于WEF-Nexus的研究主要集中在兩方面：一是聚焦于揭示W(wǎng)EF-Nexus的關(guān)聯(lián)關(guān)系;二是側(cè)重生態(tài)環(huán)境與社會(huì)變化情境下，WEF-Nexus關(guān)系動(dòng)態(tài)變化的描述與策略的探索[6]。目前WEF-Nexus的研究已獲得一定進(jìn)展，

制約WEF-Nexus研究展開的瓶頸在于模糊的系統(tǒng)邊界與水-能源-糧食（WEF）之間的復(fù)雜關(guān)聯(lián)關(guān)系。關(guān)于WEF-Nexus的相關(guān)研究正處于概念形成的過(guò)程之中，隨著研究的深入，WEF-Nexus的研究進(jìn)入了理論與實(shí)踐相結(jié)合的新階段，研究方法也由定性走向定量。李良等[7]認(rèn)為水污染與WEF之間有著密切聯(lián)系。何云等[8]研究發(fā)現(xiàn)：山東農(nóng)業(yè)面源污染和農(nóng)村生活污水造成農(nóng)村地區(qū)水體的嚴(yán)重污染。山東境內(nèi)能源豐富，擁有勝利油田、棗莊煤礦、新汶煤礦等眾多能源企業(yè)，能源開采對(duì)水環(huán)境影響較大。

WEF三種資源的短缺會(huì)對(duì)社會(huì)、人類和生態(tài)等系統(tǒng)產(chǎn)生多維度壓力。

1992年，OECD和UNEP[9]提出“壓力-狀態(tài)-響應(yīng)”（PSR）模型，用于構(gòu)建人類活動(dòng)與生態(tài)環(huán)境的互動(dòng)關(guān)系，包括人類活動(dòng)和環(huán)境變化導(dǎo)致的壓力傳遞，以及相應(yīng)的政策反饋導(dǎo)致的影響。1956年，福瑞斯特創(chuàng)建系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)（SD），使用定性與定量相結(jié)合的方法研究社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。

當(dāng)模型分析存在數(shù)據(jù)量化困難或數(shù)據(jù)缺失的情況下，SD具有顯著優(yōu)勢(shì)。SD可基于指標(biāo)間的因果關(guān)系和結(jié)構(gòu)框架進(jìn)行分析推算，SD適用于政策情景的仿真。韓楠[10]構(gòu)建了中國(guó)碳排放SD模型，分析了不同情景方案對(duì)碳排放及經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)的影響。WEF框架下的水資源治理問(wèn)題是人類活動(dòng)與生態(tài)環(huán)境互動(dòng)的矛盾問(wèn)題，受生態(tài)環(huán)境變化和社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)共同影響。在受到眾多因素影響的復(fù)雜系統(tǒng)中，大數(shù)據(jù)量化分析是該問(wèn)題的核心難點(diǎn)，需要通過(guò)系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)方法開展研究。

綜上所述，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，擬通過(guò)PSR劃分WEF-Nexus的系統(tǒng)邊界，通過(guò)SD定量刻畫WEF之間的復(fù)雜交互關(guān)系。設(shè)定多種情境，分析不同政策方案對(duì)WEF整體的影響。

1“水-能源-糧食-經(jīng)濟(jì)社會(huì)”系統(tǒng)分析

1.1“水-能源-糧食-經(jīng)濟(jì)社會(huì)”總系統(tǒng)PSR分析

水、能源、糧食的生產(chǎn)和消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)系統(tǒng)密不可分，信息流、物質(zhì)流、政策流在四個(gè)系統(tǒng)之間傳遞，水、能源、糧食的生產(chǎn)和消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)系統(tǒng)的互動(dòng)關(guān)系如圖1所示。

地區(qū)水資源供給量受降水和上游來(lái)水的影響，同時(shí)受到經(jīng)濟(jì)社會(huì)水資源開發(fā)利用能力影響。水資源作為投入供給一次能源生產(chǎn)，一次能源開采的產(chǎn)出包括水污染等非

期望產(chǎn)出。水資源作為投入供給糧食生產(chǎn)，糧食生產(chǎn)導(dǎo)致的種植污水退回水系統(tǒng)中去。能源生產(chǎn)支持糧食種植，糧食通過(guò)生物質(zhì)能可以轉(zhuǎn)化為能源。水資源、能源和糧食作為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的基礎(chǔ)物質(zhì)供給經(jīng)濟(jì)社會(huì)，當(dāng)出現(xiàn)資源短缺時(shí)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)系統(tǒng)通過(guò)科技投入、固定資產(chǎn)投資、就業(yè)引導(dǎo)和政策調(diào)整來(lái)緩解資源短缺的狀況。在水資源不足時(shí)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)通過(guò)宣傳來(lái)提高節(jié)水意識(shí)，減少對(duì)水資源的需求。當(dāng)水質(zhì)惡化時(shí)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)通過(guò)宣傳來(lái)提高環(huán)保意識(shí)，減少對(duì)水資源的污染。由此構(gòu)成“水-能源-糧食-經(jīng)濟(jì)社會(huì)”總系統(tǒng)的“壓力-狀態(tài)-響應(yīng)”。

考慮到“水—能源—糧食—經(jīng)濟(jì)社會(huì)”各子系統(tǒng)中變量的比重和特征，為保障本文構(gòu)建系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)模型的有效性與合理性，特界定如下假設(shè)條件：

假設(shè)1：水的生產(chǎn)投入用于提高中水回用率、建設(shè)調(diào)水工程、進(jìn)行海水淡化等。

假設(shè)2：工業(yè)用糧主要用于發(fā)酵酒精生產(chǎn)、白酒生產(chǎn)、啤酒生產(chǎn)和醬油生產(chǎn)。

假設(shè)3：谷物在糧食中占的比重較大，認(rèn)為糧食之間能夠相互替代。

假設(shè)4：不考慮能源具體的適用場(chǎng)景，認(rèn)為能源之間可以相互替代。

在此基礎(chǔ)上，根據(jù)已有研究成果，假設(shè)各子系統(tǒng)中關(guān)鍵變量服從下文分布（公式1-7），相應(yīng)系數(shù)需結(jié)合區(qū)域統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析。并進(jìn)一步通過(guò)參數(shù)檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證PSR結(jié)構(gòu)、函數(shù)假設(shè)的合理性。

1.2水資源子系統(tǒng)關(guān)鍵因果關(guān)系的動(dòng)力學(xué)模型構(gòu)建

（1）節(jié)水意識(shí)。計(jì)算方法見公式（1）：

DA·e-MB+C（1）

式中，M代表文化體育與傳媒支出;A、B、C、D代表系數(shù)。隨著投入資金的增大，節(jié)水意識(shí)的提升符合先平緩增加，進(jìn)而受社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響迅速增加，但提升效率存在上限，增速逐漸放緩，直至飽和的過(guò)程，該過(guò)程符合邏輯斯蒂方程的變化特征。本文節(jié)水意識(shí)為城市和農(nóng)村人均用水定額與相應(yīng)人數(shù)匯總的數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的差值標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)，隨時(shí)間增大，與文化體育與傳媒支出趨勢(shì)一致。

（2）環(huán)保意識(shí)。計(jì)算方法見公式（2）：

DA·e-MB+C（2）

環(huán)保意識(shí)變化過(guò)程和測(cè)算方式與節(jié)水意識(shí)類似，依據(jù)《污水綜合排放標(biāo)準(zhǔn)》測(cè)算。

（3）生活用水量。計(jì)算方法見公式（3）：

Wcity+Wcountry-A·Wsavesense（3）

式中，Wcity代表城市生活用水;Wcountry代表農(nóng)村生活用水;Wsavesense代表節(jié)水意識(shí);A代表系數(shù)，表示用水匯總數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)差的最大值。

1.3能源子系統(tǒng)關(guān)鍵因果關(guān)系的動(dòng)力學(xué)模型構(gòu)建

（1）集中供熱。計(jì)算方法見公式（4）：

A·Iheat+B·Jheat+C·Theat+D（4）

式中，Iheat代表熱力固定資產(chǎn)投資;Jheat代表熱力就業(yè)人數(shù);Theat代表熱力科技投入;A、B、C代表系數(shù);D代表殘差項(xiàng)。集中供熱與影響變量呈線性相關(guān)性，影響變量間相互獨(dú)立，互不干擾;殘差項(xiàng)表示管道熱量散失等因素導(dǎo)致的集中供熱變化。

1.4糧食子系統(tǒng)關(guān)鍵因果關(guān)系的動(dòng)力學(xué)模型構(gòu)建

（1）工業(yè)糧消費(fèi)量。計(jì)算方法見公式（5）：

A·Valcohol+B·Vliquor+C·Vbeer+D·Vsoysauce（5）

式中，Valcohol代表酒精產(chǎn)量;Vliquor代表白酒產(chǎn)量;Vbeer代表啤酒產(chǎn)量;Vsoysauce代表醬油產(chǎn)量;A、B、C、D代表系數(shù)。

（2）糧食儲(chǔ)備政策。計(jì)算方法見公式（6）：

DA·e-tB+C（6）

式中，t代表年份;A、B、C、D代表系數(shù)。糧食儲(chǔ)備政策代表糧食儲(chǔ)備意愿，糧食安全目標(biāo)越高，糧食儲(chǔ)備意愿越大，即糧食儲(chǔ)備政策越強(qiáng)，符合邏輯斯蒂方程的變化特征。從邏輯上看，糧食儲(chǔ)備政策與糧食安全目標(biāo)的趨勢(shì)緊密關(guān)聯(lián)。本文依據(jù)《國(guó)家糧食安全中長(zhǎng)期規(guī)劃綱要（2008—2020年）》規(guī)定的糧食安全目標(biāo)（國(guó)內(nèi)糧食生產(chǎn)與消費(fèi)比例）測(cè)算。

1.5經(jīng)濟(jì)社會(huì)子系統(tǒng)關(guān)鍵因果關(guān)系的動(dòng)力學(xué)模型構(gòu)建

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。計(jì)算方法見公式（7）：

A·Fconsumption+B·Aassets+C·Oservices+D（7）

式中，F(xiàn)consumption代表最終消費(fèi);Aassets代表資產(chǎn)形成總額;Oservices代表貨物和服務(wù)凈流出;A、B、C代表系數(shù);D代表殘差項(xiàng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與影響變量呈線性相關(guān)性，變量間相互獨(dú)立，互不干擾;殘差項(xiàng)表示自然災(zāi)害等因素導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變化。

2案例分析

2.1研究區(qū)概況

《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》（2017）顯示：2016年山東省GDP總量6.7萬(wàn)億，約占全國(guó)GDP的9.01%;人口9947萬(wàn)，約占全國(guó)的7.19%。但其水資源治理現(xiàn)狀不容樂(lè)觀，一方面，《山東省水資源公報(bào)》（2017）顯示，2016年全省水資源總量為220.32億m3，約占全國(guó)的0.67%，人均水資源量221.50m3，遠(yuǎn)低于全國(guó)人均水資源量2354.9m3。根據(jù)瑞典水文學(xué)家Falkenmark的“水緊缺指標(biāo)”標(biāo)準(zhǔn)：人均水資源占有量低于500m3的為嚴(yán)重缺水區(qū)，山東省水資源稀缺形勢(shì)十分嚴(yán)峻;另一方面，山東省水資源污染現(xiàn)狀有待進(jìn)一步改善，根據(jù)《山東省環(huán)境狀況公報(bào)》（2017年），2016年全省地表水監(jiān)測(cè)斷面中，水質(zhì)低于Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)的占56.7%。2017年山東省能源總產(chǎn)量13678萬(wàn)t標(biāo)準(zhǔn)煤，約占全國(guó)的3.95%;糧食產(chǎn)量4700萬(wàn)t，約占全國(guó)的7.27%。能源生產(chǎn)和糧食生產(chǎn)對(duì)水資源需求巨大，對(duì)環(huán)境影響較大?；赪EF-Nexus對(duì)山東省水資源、能源、糧食進(jìn)行分析十分必要。

2.2數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究的主要數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2016年《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》、山東省環(huán)保廳、山東省農(nóng)業(yè)廳、山東省水利廳、山東省海洋與漁業(yè)廳、國(guó)家海洋局北海分局。其中污染當(dāng)量按照《應(yīng)稅污染物和當(dāng)量值表》中的規(guī)定核算。農(nóng)業(yè)面源污染使用能值法分析，根據(jù)《Eco-indicator99》和傷殘調(diào)整生命年核算水污染造成的損失值，反推水污染當(dāng)量，其中化肥流失系數(shù)源于《全國(guó)農(nóng)田面源污染排放系數(shù)手冊(cè)》[11]?；谏芷谠u(píng)估（LCA），得到能源開采用水和水污染參數(shù)。通過(guò)出酒率，推算酒精產(chǎn)量、啤酒產(chǎn)量、白酒產(chǎn)量與糧食需求量的關(guān)系，本文按照1kg糧食產(chǎn)出380ml50度酒計(jì)算。依據(jù)《GB/T18186-2000釀造醬油》對(duì)氮含量的規(guī)定，根據(jù)大豆蛋白質(zhì)含量與蛋白質(zhì)氮含量推算相應(yīng)的糧食需求量，發(fā)酵過(guò)程氮損失較少，忽略不計(jì)。根據(jù)《中國(guó)食物成分表2002》，大豆蛋白質(zhì)含量為35%[12]，蛋白質(zhì)氮含量為16%。糧食儲(chǔ)備量，按照馬久杰等[13]的研究測(cè)算。

2.3山東省WEF協(xié)同安全系統(tǒng)因果關(guān)系分析

依據(jù)PSR分析中確定的系統(tǒng)邊界、壓力傳遞和響應(yīng)過(guò)程，分別得到各子系統(tǒng)因果回路圖和總系統(tǒng)因果回路圖，如圖2至圖6所示。

（1）水資源子系統(tǒng)因果回路圖。針對(duì)水資源的供需矛盾，依據(jù)水資源子系統(tǒng)PSR分析結(jié)果，構(gòu)建水資源子系統(tǒng)因果回路圖。

如圖2所示，農(nóng)村生活用水→農(nóng)村生活污水→集中式廢水排放量的正因果鏈，影響集中式廢水排放量，集中式污水處理率對(duì)集中式廢水排放量有負(fù)向作用。城鎮(zhèn)生活用水→城鎮(zhèn)生活污水→城鎮(zhèn)生活污水排放量的正因果鏈影響城鎮(zhèn)生活污水排放量，城鎮(zhèn)污水處理率對(duì)城鎮(zhèn)生活污水排放量有負(fù)向作用。節(jié)約意識(shí)會(huì)減少生活用水。用水總量對(duì)供水缺口有正向作用，可供水量對(duì)供水缺口有負(fù)向

作用。用水總量對(duì)水資源自給率有負(fù)向作用，可供水量對(duì)水資源自給率有正向作用。糧食種植水污染和其他農(nóng)業(yè)源水污染對(duì)農(nóng)業(yè)源水污染當(dāng)量有正向作用。一次能源開采水污染和其他工業(yè)水污染對(duì)工業(yè)源水污染當(dāng)量有正向作用。水質(zhì)安全受水體污染物排放當(dāng)量的負(fù)向作用和水資源總量的正向作用。水和能源通過(guò)能源開采用水和能源開采水污染產(chǎn)生關(guān)聯(lián)，水和糧食通過(guò)糧食灌溉用水和糧食種植水污染產(chǎn)生關(guān)聯(lián)。

（2）能源子系統(tǒng)因果回路圖。基于能源子系統(tǒng)PSR分析得到能源子系統(tǒng)因果回路圖，如圖3所示。

水生產(chǎn)加工能源消費(fèi)、其他工業(yè)能源消費(fèi)對(duì)能源消費(fèi)總量有正向作用。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用電、農(nóng)用柴油對(duì)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)有正向作用。各種能源就業(yè)人數(shù)、科技投入、固定資產(chǎn)投資對(duì)能源開采有正向作用?？晒┫M(fèi)的能源總量對(duì)能源缺口有負(fù)向作用，能源消費(fèi)總量對(duì)能源缺口有正向作用。生活能源消費(fèi)對(duì)能源安全有負(fù)向作用，可供消費(fèi)的能源總量對(duì)能源安全有正向作用。能源和水通過(guò)水生產(chǎn)加工能源消費(fèi)產(chǎn)生關(guān)聯(lián);由于農(nóng)業(yè)用能主要用于糧食生產(chǎn)，能源和糧食通過(guò)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)產(chǎn)生關(guān)聯(lián)。

（3）糧食子系統(tǒng)因果回路圖?；诩Z食子系統(tǒng)PSR分析得到糧食子系統(tǒng)因果回路圖，如圖4所示。

圖4左側(cè)為糧食的供給，各種糧食的農(nóng)藥施用、單位用工、固定投資、動(dòng)力投入、化肥施用、科技投入對(duì)糧食單產(chǎn)有正向作用。存在糧食儲(chǔ)備政策→糧食儲(chǔ)備量的正因果鏈。糧食產(chǎn)量和糧食儲(chǔ)備量對(duì)糧食供量有正向作用。糧食需量對(duì)糧食缺口有正向作用，糧食供量對(duì)糧食缺口有負(fù)向作用。糧食產(chǎn)量對(duì)糧食自給率有正向作用，糧食消費(fèi)量對(duì)糧食自給率有負(fù)向作用。圖4右側(cè)為糧食的需求。城鄉(xiāng)各類口糧消費(fèi)對(duì)城鄉(xiāng)口糧消費(fèi)量有正向作用。酒精產(chǎn)量、白酒產(chǎn)量、啤酒產(chǎn)量和醬油產(chǎn)量對(duì)工業(yè)糧消費(fèi)量有正向作用。種子糧消費(fèi)量、工業(yè)糧消費(fèi)量、當(dāng)期儲(chǔ)備需求、需量有正向作用。糧食和能源通過(guò)糧食生產(chǎn)動(dòng)力投入產(chǎn)生關(guān)聯(lián)。

（4）經(jīng)濟(jì)社會(huì)子系統(tǒng)因果回路圖?；诮?jīng)濟(jì)社會(huì)子系統(tǒng)PSR分析得到經(jīng)濟(jì)社會(huì)子系統(tǒng)因果回路圖，如圖5所示。

育齡婦女比例和生育政策對(duì)出生率有正向作用，存在老齡人口比例→死亡率的正因果鏈。人口數(shù)量和壯年人口比例對(duì)勞動(dòng)力有正向作用，勞動(dòng)力和就業(yè)率對(duì)就業(yè)人員數(shù)量有正向作用。資產(chǎn)形成總額、最終消費(fèi)、貨物和服務(wù)凈流出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有正向作用。存在地區(qū)生產(chǎn)總值→地區(qū)財(cái)政收入→文化體育與傳媒支出的正因果鏈。

（5）“水-能源-糧食-經(jīng)濟(jì)社會(huì)”總系統(tǒng)因果回路圖?；凇八?能源-糧食-經(jīng)濟(jì)社會(huì)”總系統(tǒng)PSR分析得到“水-能源-糧食-經(jīng)濟(jì)社會(huì)”總系統(tǒng)因果回路圖，如圖6所示。

科技投入、固定資產(chǎn)投資、就業(yè)人員數(shù)量對(duì)糧食產(chǎn)量、一次能源產(chǎn)量、可供水量有正向作用。存在糧食產(chǎn)量→糧食種植水污染→農(nóng)業(yè)源水污染，一次能源產(chǎn)量→能源開采水污染→工業(yè)源水污染，可供水量→水資源自給率的正因果鏈。生活源水污染、農(nóng)業(yè)源水污染、工業(yè)源水污染對(duì)水體污染物當(dāng)量有正向作用。存在水體污染物當(dāng)量→水質(zhì)

安全→就業(yè)人員數(shù)量，水資源自給率→節(jié)水意識(shí)→用水總量→水資源自給率的負(fù)反饋回路。水質(zhì)安全越低，環(huán)保意識(shí)越高，生活源水污染越少。水資源自給率、水質(zhì)安全、能源自給率、糧食自給率對(duì)科技投入、固定資產(chǎn)投資、就業(yè)人員數(shù)量有負(fù)向作用。

2.4山東省WEF系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)模型關(guān)鍵函數(shù)

依據(jù)系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)分析部分的模型假設(shè)和山東省統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，得到山東省WEF關(guān)鍵模型函數(shù)（見表1）。

回歸分析的山東省WEF關(guān)鍵模型均通過(guò)參數(shù)檢驗(yàn)，說(shuō)明水資源子系統(tǒng)PSR分析、能源子系統(tǒng)PSR分析、糧食子系統(tǒng)PSR分析、經(jīng)濟(jì)社會(huì)子系統(tǒng)PSR分析正確。

2.5WEF協(xié)同安全系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)模型檢驗(yàn)

除了在系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)構(gòu)建過(guò)程中的參數(shù)檢驗(yàn)，為了檢驗(yàn)系統(tǒng)擬合效度，本文比較2005年—2016年供水總量、用水總量、能源產(chǎn)量、能源消費(fèi)量和糧食產(chǎn)量這5個(gè)最終指標(biāo)的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的絕對(duì)值的偏差，檢驗(yàn)公式如公式（8）所示。本文在SPSS22中將檢驗(yàn)結(jié)果做成箱型圖，結(jié)果如圖7所示。

δ=|x^-x|x×100%（8）

式中，δ代表模型誤差;x^代表仿真值;x代表實(shí)際值。

如圖7所示，供水總量、用水總量、能源產(chǎn)量、能源消費(fèi)量模型精度較好，誤差在3%左右，糧食產(chǎn)量的誤差在5%左右，考慮到系統(tǒng)的復(fù)雜性，參考李桂君等[14]的研究成果，誤差控制在5%左右，即可視為有效。因此，本文模型的誤差可控，預(yù)測(cè)結(jié)果可供使用。

2.6考慮WEF協(xié)同安全的山東省綠色發(fā)展情境預(yù)測(cè)

調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)能夠緩解水資源稀缺，降低化肥施用對(duì)土壤質(zhì)量的影響，生物質(zhì)能屬于循環(huán)經(jīng)濟(jì)，凈碳排放量近乎為零，降低對(duì)化石能源的依賴，減少化石能源開采和消費(fèi)對(duì)土壤、水體和大氣的影響，從而保護(hù)了生態(tài)的多樣性。調(diào)整種植結(jié)構(gòu)和發(fā)展生物質(zhì)都能促進(jìn)自然資源和能源合理利用，防治環(huán)境污染，因而是本文所界定的綠色發(fā)展政策。

（1）情景1：保持當(dāng)前趨勢(shì)。該情景是指在按照《山東省人口發(fā)展“十三五”規(guī)劃》確定人口出生率的情況下，水資源子系統(tǒng)、能源子系統(tǒng)、糧食子系統(tǒng)、經(jīng)濟(jì)社會(huì)子系統(tǒng)和“水-能源-糧食-經(jīng)濟(jì)社會(huì)”總系統(tǒng)中2017—2020年的其余各項(xiàng)指標(biāo)值在SPSS22中利用ARIMA（1，0，0）模型進(jìn)行預(yù)測(cè)，并將預(yù)測(cè)值輸入Vensim5.6中。其中，山東省人口增長(zhǎng)率為（2017，0.179）（2018，0.159）（2019，0.143）（2020，0.129）。仿真結(jié)果見表2。

從表2可以看出，2017—2020年，山東省水資源缺口越來(lái)越大，水資源自給率越來(lái)越小。水資源自給率平均每年下降2.87%，水資源缺口平均每年增長(zhǎng)10.45億m3，山東省水資源緊張程度會(huì)越來(lái)越嚴(yán)重。山東省能源自給率平均每年下降1.13%，能源缺口隨時(shí)間逐步增加，平均每年增長(zhǎng)760.48萬(wàn)tce。山東省糧食自給率遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于100%，山東省糧食安全保障較好。但是由于糧食需求量的增加，糧食自給率和糧食富余量隨時(shí)間變化而降低，糧食自給率平均每年下降4.13%，糧食富余量平均每年下降102.33萬(wàn)t。2017年至2020年，山東省水污染狀況逐步改善，平均每年下降2220億當(dāng)量。能源開采水污染隨時(shí)間上升，糧食種植水污染隨時(shí)間下降。

（2）情景2：調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)。調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)是指：在保證地區(qū)糧食產(chǎn)量和結(jié)構(gòu)安全的前提下，調(diào)整各類糧食的播種面積，用玉米替代種植。按照當(dāng)前除玉米外各類糧食作物占除玉米外糧食播種總面積的比例，利用ARIMA（1，0，0）模型預(yù)測(cè)出各類糧食的可替代種植面積比例，由預(yù)測(cè)的各類糧食的播種面積與可調(diào)整的種植面積推算出調(diào)整后的各類糧食的播種面積，玉米的播種面積為原播種面積加上調(diào)整的播種面積。2017—2020年，山東省糧食可調(diào)整種植面積為254.16萬(wàn)hm2、213.90萬(wàn)hm2、185.46萬(wàn)hm2和164.49萬(wàn)hm2。調(diào)整后糧食播種面積如表3所示。通過(guò)Vensim5.6仿真，其余變量與情景1一致，結(jié)果見表4。

調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)通過(guò)改變糧食種植用水影響水資源的需求量，改變化肥農(nóng)藥施用影響種植水污染。從表4可知，2017年，種植結(jié)構(gòu)調(diào)整后，水資源自給率大于100%，2018—2020年水資源自給率小于100%，水資源缺口為11.27億m3、18.79億m3和38.21億m3。水資源自給率平均每年下降4.94%，水資源缺口平均每年增加14.37億m3。在僅調(diào)整種植結(jié)構(gòu)時(shí)，對(duì)能源自給率和能源缺口的改善影響不大。2017年糧食自給率有所提高，2018—2020年，糧食自給率有所下降。糧食自給率逐年降低，平均每年下降5.1%。糧食富余變化量有所改變，糧

食富余量平均每年降低139.67萬(wàn)t。從圖9和表4可以看出，調(diào)整種植結(jié)構(gòu)對(duì)水體污染物的減少有所影響，但糧食種植水污染趨勢(shì)轉(zhuǎn)變?yōu)橹鹉晟仙瑢?duì)能源開采水污染的改善沒(méi)有影響。

（3）情景3：發(fā)展生物質(zhì)能。發(fā)展生物質(zhì)能是指：在秸稈還田保證土壤肥力的前提下，利用作物秸稈發(fā)展生物質(zhì)能源，替代化石能源。根據(jù)胡榮根[15]的研究，用作肥料還田的秸稈約占資源總量65%～68%，本文按67%計(jì)算。根據(jù)張福春[16]等人的研究，確定主要糧食作物的谷草比。

其他糧食作物的谷草比，按照糧食作物的谷草比的平均值0.675計(jì)算。

依據(jù)《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》確定主要糧食作物秸桿的折標(biāo)煤系數(shù)，

其他糧食作物的折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)按照草類的平均折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)計(jì)算，為0.471kg標(biāo)準(zhǔn)煤/kg?？梢杂?jì)算出2017—2020年，各類糧食作物秸稈發(fā)展生物質(zhì)能的量，生物質(zhì)能屬于其他一次能。為簡(jiǎn)化分析，假定

秸稈發(fā)展生物質(zhì)能為固化成型，不計(jì)加工損失。由于能源存在國(guó)際國(guó)內(nèi)兩個(gè)市場(chǎng)，同時(shí)能源的省際調(diào)動(dòng)和進(jìn)口并不是純粹的市場(chǎng)行為，難以使用均衡模型來(lái)確定生物質(zhì)能對(duì)化石能源替代的均衡量，本文假設(shè)生物質(zhì)能被市場(chǎng)完全吸

收，對(duì)化石能源的替代按照情景1預(yù)測(cè)的各類能源占一次能源總量的比例替代，進(jìn)而推算出生物質(zhì)能替代后各類能源的產(chǎn)量，如表5所示。其余變量與情景1一致，通過(guò)Vensim5.6仿真，結(jié)果見表6。

從表6可以看出，利用糧食秸稈發(fā)展生物質(zhì)能替代化石能源，減少化石能源開采過(guò)程中的用水，降低對(duì)水資源的污染，有利于緩解山東省水資源緊張的局面，但影響較小。從表6可知，水資源自給率逐年降低，平均每年下降2.87%，水資源缺口平均每年增加10.45億m3。發(fā)展生物質(zhì)能有利于改善山東地區(qū)的能源自給率，不利于山東地區(qū)的能源缺口的改善，兩者變化幅度很小。糧食自給率平均每年下降4.13%，糧食富余量平均每年下降102.33萬(wàn)t。從圖10和表6可以看出，發(fā)展生物質(zhì)能對(duì)改善地區(qū)水環(huán)境影響微弱，對(duì)能源開采水污染的控制效果明顯，對(duì)糧食種植水污染的改善沒(méi)有影響。

（4）情景4：調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)與發(fā)展生物質(zhì)能。調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)與發(fā)展生物質(zhì)能指調(diào)整糧食播種面積，同時(shí)利用糧食作物秸稈發(fā)展生物質(zhì)能。2017—2020年，在對(duì)糧食種植結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化的同時(shí)發(fā)展生物質(zhì)能的仿真結(jié)果

如下。替代各類能源的產(chǎn)量按照當(dāng)前各類能源占一次能源總量的比例，利用ARIMA（1，0，0）模型進(jìn)行預(yù)測(cè)，進(jìn)而得到各類能源的產(chǎn)量，如表7所示。其余變量與情景1一致，通過(guò)Vensim5.6仿真，結(jié)果見表8。

玉米屬于C4植物，光合作用效率比C3植物高15%。調(diào)整種植結(jié)構(gòu)可減少種植用水，也可減少種植對(duì)水環(huán)境的影響。同時(shí)增加了生物質(zhì)能量，降低了能源開采過(guò)程中對(duì)水資源的需求和影響。從表8可知，2017年，山東省水資源自給率大于100%，2018—2020年，水資源自給率小于100%，水資源缺口分別為11.13億m3、18.93億m3和38.35億m3。水資源自給率逐年下降，平均每年下降4.97%。水資源缺口平均每年增加14.46億m3。在調(diào)整種植結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上大力發(fā)展生物質(zhì)能，短期內(nèi)對(duì)地區(qū)的能源自給率改善不大，長(zhǎng)期來(lái)看會(huì)提高地區(qū)能源自給率。糧食自給率平均每年下降5.1%。糧食富余量平均每年下降139.67萬(wàn)t。從圖11與表8可以看出，糧食種植調(diào)整與發(fā)展生物質(zhì)能對(duì)水體污染物的減少有微弱影響，對(duì)能源開采水污染的控制比較明顯。能源開采水污染呈現(xiàn)波浪式上升，有比較明顯的季節(jié)性特征，與作物的生長(zhǎng)規(guī)律一致，對(duì)糧食種植水污染的控制比較明顯，但糧食種植水污染趨勢(shì)轉(zhuǎn)變?yōu)橹鹉晟仙?，與單獨(dú)對(duì)糧食種植結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)糧食種植水污染的控制的效果基本一致。

3結(jié)論與建議

綜上所述，本文通過(guò)分析WEF之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系，構(gòu)建了WEF-Nexus框架下的PSR模型和SD模型，模擬2017—2020年山東省水資源、能源、糧食的供需和水環(huán)境的變化狀況。在此基礎(chǔ)上設(shè)置“保持當(dāng)前趨勢(shì)”、“調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)”、“發(fā)展生物質(zhì)能”和“調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)與發(fā)展生物質(zhì)能”四種不同的綠色發(fā)展情景進(jìn)行分析。主要結(jié)論如下：①所建立的WEF-Nexus的PSR模型和SD模型經(jīng)過(guò)有效性建議，應(yīng)用該模型對(duì)山東省的WEF的供需狀況進(jìn)行分析具有可行性。WEF之間存在紐帶聯(lián)系，對(duì)單個(gè)系統(tǒng)中的變量施加影響會(huì)通過(guò)WEF-Nexus進(jìn)行傳遞，進(jìn)而引起WEF-Nexus中其他變量的變化。②當(dāng)前發(fā)展趨勢(shì)下，2017—2020年，山東省會(huì)出現(xiàn)水資源短缺和能源短缺的局面，但糧食自給率遠(yuǎn)大于1，水環(huán)境隨時(shí)間逐步改善。在調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)的政策下，2017年水資源需求能夠滿足，2018—2020年依然面臨水資源短缺的困境。調(diào)整種植結(jié)構(gòu)對(duì)提高能源自給率影響不大，短期內(nèi)有利于進(jìn)一步提高糧食自給率，長(zhǎng)期導(dǎo)致糧食自給率下降，有利于改善糧食生產(chǎn)對(duì)水環(huán)境的影響。在發(fā)展生物質(zhì)能的政策下，對(duì)提高水資源、能源自給率和糧食自給率影響不大，有利于改善能源生產(chǎn)對(duì)水環(huán)境的影響。在同時(shí)調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)和發(fā)展生物質(zhì)能的政策下，水資源自給率比調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)有所增加，短期對(duì)提高能源自給率影響不大，但長(zhǎng)期有助于提高能源自給率。對(duì)減少能源開采和糧食種植對(duì)水環(huán)境的影響效果明顯，但糧食種植水污染趨勢(shì)轉(zhuǎn)變?yōu)橹鹉晟仙?/p>

建議山東省制定相關(guān)政策時(shí)應(yīng)基于WEF紐帶關(guān)系，促進(jìn)地區(qū)的水、能源、糧食的協(xié)同，改善地區(qū)的水生態(tài)環(huán)境，實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。從本文仿真結(jié)果來(lái)看，調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)能顯著緩解地區(qū)水資源短缺，提高地區(qū)糧食自給率。由于發(fā)展生物質(zhì)能對(duì)提高地區(qū)水資源自給率、能源自給率和糧食自給率影響不大，但對(duì)改善能源開采對(duì)水環(huán)境的影響效果顯著，結(jié)合發(fā)展生物質(zhì)能需要的其他投入，建議適當(dāng)發(fā)展生物質(zhì)能。山東省應(yīng)當(dāng)重視地區(qū)水資源和能源短缺的問(wèn)題，通過(guò)增加相關(guān)投入提高水資源自給率和能源自給率。

另外，本文基于系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)對(duì)區(qū)域水-能源-糧食進(jìn)行了仿真研究，效率是WEF研究的重要方面，是下一步研究的重點(diǎn)內(nèi)容。

（編輯：王愛(ài)萍）

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