鄭慧祥子,田貴良

(河海大學(xué)商學(xué)院,江蘇南京 211100)

用水總量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系探討

鄭慧祥子,田貴良

(河海大學(xué)商學(xué)院,江蘇南京 211100)

選取我國(guó)2004—2013年的用水量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù),通過分析用水量與人均GDP間的關(guān)系,探討我國(guó)各地區(qū)用水總量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。結(jié)果表明:我國(guó)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并不符合典型的倒U形庫(kù)茲涅茨曲線特征;通過修正曲線模型,分析得到我國(guó)用水總量與人均GDP之間呈U+倒U形的曲線。為剖析我國(guó)用水總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的演變規(guī)律,在模型中引入第一產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中所占的比例、人均可支配收入以及城鎮(zhèn)化率等反應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo),衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、城鎮(zhèn)化水平對(duì)用水量的影響,為在未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中合理開發(fā)利用水資源提供事實(shí)依據(jù)。

用水量;人均GDP;庫(kù)茲涅茨曲線;經(jīng)濟(jì)發(fā)展

我國(guó)是一個(gè)干旱、缺水嚴(yán)重的國(guó)家,淡水資源總量為28124億m3,占全球水資源量的6%,2012年人均水資源量只有2 100m3,僅為世界平均水平的28%,在世界上列第121位。目前全國(guó)約有2/3的城市缺水,約1/4嚴(yán)重缺水,是全球13個(gè)人均水資源量最貧乏的國(guó)家之一。同時(shí),2013年中國(guó)環(huán)境公報(bào)顯示,全國(guó)地表水污染依然嚴(yán)重。除此之外,我國(guó)還面臨著水資源時(shí)空分布不均衡、水資源利用方式較粗放、水資源浪費(fèi)等問題。人口增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是用水需求增加的兩個(gè)主要?jiǎng)恿?。隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷加快,面對(duì)我國(guó)水資源短缺和正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型發(fā)展關(guān)鍵時(shí)期的現(xiàn)狀,探討用水總量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,通過各種措施優(yōu)化水資源配置結(jié)構(gòu)、提高水資源的利用效率,對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

一些學(xué)者探討了用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。賈紹鳳等[1]認(rèn)為,工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的演變模式可以用庫(kù)茲涅茨曲線來表示。發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)據(jù)顯示,當(dāng)人均GDP達(dá)到3 700～17 000美元時(shí),工業(yè)用水量會(huì)從上升轉(zhuǎn)為下降趨勢(shì)。劉渝等[2]研究發(fā)現(xiàn),我國(guó)農(nóng)業(yè)用水量最初隨著人均GDP和人均農(nóng)林牧漁業(yè)增加值的增長(zhǎng)而增加,當(dāng)人均GDP和人均農(nóng)林牧漁業(yè)增加值分別達(dá)到665元和243元時(shí),農(nóng)業(yè)用水量開始逐漸下降,基本符合庫(kù)茲涅茨曲線的特征。王璇[3]基于我國(guó)1997—2010年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),分析人均工業(yè)用水量與人均GDP之間的關(guān)系,探索我國(guó)東中、西各地區(qū)的工業(yè)用水量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的庫(kù)茲涅茨曲線形態(tài)與閾值點(diǎn),結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)各地區(qū)的人均工業(yè)用水量隨著人均GDP變化的曲線形態(tài)為倒U+U形,但中、西部地區(qū)倒U形部分不是很明顯。東、中、西部地區(qū)人均工業(yè)用水量進(jìn)入下降區(qū)間對(duì)應(yīng)的人均GDP分別為22 222元/人、9 343元/人和10980元/人。由于不同的學(xué)者選擇的樣本、實(shí)證的時(shí)間各不相同,得到的結(jié)果尤其是倒U形曲線進(jìn)入下降區(qū)間的轉(zhuǎn)折點(diǎn)位置也不同,但大多證實(shí)用水量會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而逐漸進(jìn)入下降區(qū)間。

由于以上文獻(xiàn)多基于較早的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,隨著社會(huì)的發(fā)展,世界經(jīng)濟(jì)和中國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)都發(fā)生了較大的變化,尤其是近幾年來中國(guó)GDP增長(zhǎng)速度放緩,經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài),更注重經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變。筆者基于傳統(tǒng)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系模型大多只考慮用水總量和人均GDP兩個(gè)因素的情況,試圖引入其他變量,根據(jù)2004—2013年的省際面板數(shù)據(jù),分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展中其他諸多因素對(duì)用水總量的影響,驗(yàn)證近10年來我國(guó)各地區(qū)用水總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

1 庫(kù)茲涅茨理論假說

20世紀(jì)60年代,庫(kù)茲涅茨提出一種假說:在一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中,收入差距一開始隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸加大;但當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度時(shí),收入差距逐漸縮小[4]。在平面上若以人均收入為橫坐標(biāo),收入差異為縱坐標(biāo),這一假說便呈現(xiàn)為一條倒U型的曲線,通常稱為庫(kù)茲涅茨曲線。

美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Grossman等[5]最先將庫(kù)茲涅茨曲線應(yīng)用到研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系中,他們基于全球60多個(gè)國(guó)家和地區(qū)的時(shí)間序列數(shù)據(jù),研究污染物排放量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)大多數(shù)樣本的環(huán)境污染指標(biāo)和人均收入間也呈倒U形的曲線關(guān)系,即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中,環(huán)境狀況先隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而惡化,當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度后得到逐步改善,據(jù)此提出環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(EKC)。

研究EKC時(shí),大多采用環(huán)境質(zhì)量數(shù)據(jù)為因變量,人均收入為自變量建立擬合方程。經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間簡(jiǎn)化的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為

y=β0+β1x+β2x2+ε (1)式中:y為污染物排放量;x為人均GDP;β0、β1、β2為模型參數(shù);ε為隨機(jī)誤差。在平面上,若以人均GDP為橫坐標(biāo)、人均污染物排放量為縱坐標(biāo)建立坐標(biāo)系,可得到一條倒U形的曲線,即EKC。

EKC的提出,引發(fā)了人們對(duì)環(huán)境質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系探討的熱潮,大多圍繞在實(shí)證分析方面。學(xué)者們發(fā)現(xiàn),對(duì)于不同國(guó)家或地區(qū)以及不同的污染物而言,環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并不完全符合倒U形的曲線關(guān)系,還可能出現(xiàn)單調(diào)上升或三次方形等多種曲線形態(tài)[6-8]。這主要因?yàn)椴煌膰?guó)家或地區(qū)所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同,因此經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)作用機(jī)制等都不同,導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系也不同。

水資源是影響環(huán)境質(zhì)量諸多因素中的重要因素之一,水資源利用對(duì)農(nóng)業(yè)、工業(yè)、社會(huì)發(fā)展等都起到了不可或缺的作用。因此,借鑒EKC的研究思路,分析用水總量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,對(duì)合理開發(fā)利用水資源、探尋未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的模式具有重要意義。

2 用水總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系分析模型

2.1 指標(biāo)選取與計(jì)量模型的建立

根據(jù)我國(guó)2004—2013年的水資源面板數(shù)據(jù),建立簡(jiǎn)化的EKC計(jì)量模型,即模型(1)時(shí),主要系數(shù)多不能通過顯著性檢驗(yàn),無(wú)法準(zhǔn)確描述我國(guó)各地區(qū)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。分析其原因主要是我國(guó)用水量與人均GDP間不存在典型的倒U形庫(kù)茲涅茨曲線關(guān)系,因此在模型中再加入人均GDP的三次方,同時(shí)引入其他經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行回歸。

根據(jù)該思路,設(shè)定每個(gè)省份(地區(qū))的用水總量為因變量,人均GDP為自變量建立擬合模型。模型中人均GDP采用一次方、二次方、三次方表示。此外,由于在用水總量中,農(nóng)業(yè)用水量占相對(duì)較高的比例,因此在回歸模型的自變量中除了人均GDP之外,加入了第一產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中所占的比例,以衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)用水量的影響,記為A;用C衡量人均可支配收入對(duì)用水總量的影響;S衡量城鎮(zhèn)化率對(duì)用水總量的影響。采用的回歸模型為

式中:Wit為第i個(gè)省份(地區(qū))第t年的用水總量;Git為第i個(gè)省份(地區(qū))第t年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值; Ait、Cit、Sit分別為第i個(gè)省份(地區(qū))第t年第一產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中所占的比重、居民可支配收入以及城鎮(zhèn)化率,為了消除異方差,均對(duì)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理;c為常數(shù);εit為隨機(jī)誤差項(xiàng);i、t分別為地區(qū)和時(shí)間。此外,模型中的經(jīng)濟(jì)變量均通過計(jì)算整理為以不變價(jià)格計(jì)算的可比價(jià),消除了價(jià)格因素的影響。

2.2 數(shù)據(jù)來源

實(shí)證數(shù)據(jù)采用2004—2013年31個(gè)省份(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù),共310個(gè)樣本點(diǎn)。就樣本數(shù)據(jù)量而言,面板數(shù)據(jù)擁有更大的自由度,且兼有時(shí)間序列和截面數(shù)據(jù)的特點(diǎn),不僅能表現(xiàn)出我國(guó)處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平各地區(qū)的差異,還可以體現(xiàn)出時(shí)序特性,相比較單純的時(shí)間序列或橫截面數(shù)據(jù)而言,樣本的解釋能力更強(qiáng),數(shù)據(jù)更具說服力。所有原始數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)水利年鑒》。

3 模型驗(yàn)證

在對(duì)簡(jiǎn)化的EKC計(jì)量模型進(jìn)行回歸之前,首先需要確保模型不會(huì)存在虛假回歸現(xiàn)象。因此,首先需對(duì)模型中涉及的變量進(jìn)行非平穩(wěn)性檢驗(yàn),再對(duì)變量間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.1 變量的非平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。同時(shí)運(yùn)用第一類同根情形下的LLC檢驗(yàn)和第二類不同根情形下的IPS檢驗(yàn),結(jié)果見表1(表1中***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn))。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可以看出,模型中的變量均通過了單位根檢驗(yàn),都是平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量。模型的被解釋變量和解釋變量間可以建立協(xié)整方程。

3.2 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

選擇Pedroni檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,在1%的顯著性水平下,回歸模型中的協(xié)整關(guān)系存在,即各地區(qū)用水總量與人均GDP,人均GDP的二次方、三次方,第一產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中所占的比例,人均可支配收入,城鎮(zhèn)化率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.3 面板數(shù)據(jù)回歸模型估計(jì)

在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸前,首先需要根據(jù)Hausman檢驗(yàn)確定建立固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果,建立固定效應(yīng)模型?？紤]到各地區(qū)間農(nóng)業(yè)水資源利用存在差異,未對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗(yàn),而直接采用變截距模型。模型的回歸結(jié)果如表3所示(表中括號(hào)內(nèi)為P值)。

從表3可以看出,面板數(shù)據(jù)回歸模型整體擬合效果很好,人均GDP各次方系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn),且判定系數(shù)R2都達(dá)到99%以上,DW值約為2,模型不存在自相關(guān)。在建立的固定效應(yīng)模型中,雖然各省截距項(xiàng)不相同,但由于庫(kù)茲涅茨曲線主要分析模型被解釋變量與人均GDP的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)、三次項(xiàng)以及其他擬合系數(shù)的特征,各截距項(xiàng)的回歸系數(shù)對(duì)結(jié)果的分析作用不大,因此不逐一列出分析。

據(jù)此得到我國(guó)31個(gè)省份2004—2013年用水總量與人均GDP等各經(jīng)濟(jì)變量間的擬合方程為

觀察模型(3)的回歸結(jié)果:人均GDP的一次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)值,二次項(xiàng)系數(shù)均為正值,三次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)值,且各次項(xiàng)系數(shù)全部通過顯著性檢驗(yàn),在平面上以人均GDP為橫坐標(biāo)、用水總量為縱坐標(biāo)構(gòu)建坐標(biāo)系,得到一條U+倒U形的曲線,如圖1所示。由圖1不難看出,各地區(qū)用水總量與人均GDP間呈現(xiàn)先下降后增長(zhǎng)再下降的發(fā)展態(tài)勢(shì)。

圖1 我國(guó)各地區(qū)用水量庫(kù)茲涅茨曲線

分析圖1,當(dāng)人均GDP低于4 850元(以2004年為基期計(jì)算的不變價(jià))時(shí),經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以第一產(chǎn)業(yè)為主,隨著農(nóng)業(yè)用水效率的提升,用水總量逐漸減少;接著工業(yè)化進(jìn)程大大加快,尤其是耗水量大的產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展,用水量轉(zhuǎn)而上升,在上升過程中,雖然也面臨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)優(yōu)化帶來的用水量下降的動(dòng)力,但在經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平之前,這股力量并不能戰(zhàn)勝傳統(tǒng)需水量大的工業(yè)與農(nóng)業(yè)對(duì)水資源的消耗,因此用水總量隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而逐漸增加;隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深入調(diào)整與升級(jí),新型產(chǎn)業(yè)不斷淘汰落后產(chǎn)業(yè),最終進(jìn)入經(jīng)濟(jì)發(fā)展的健康狀態(tài),用水量轉(zhuǎn)而進(jìn)入下降區(qū)間。

3.4 模型結(jié)果討論

表3 用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸結(jié)果

a.我國(guó)31個(gè)地區(qū)2004—2013年的用水總量與人均GDP之間雖不滿足典型的倒U形庫(kù)茲涅茨曲線特征,但表現(xiàn)為U+倒U形的曲線;人均GDP在一定范圍內(nèi)時(shí),用水總量隨著人均GDP的增加而增加,當(dāng)人均GDP達(dá)到特定值時(shí),用水總量隨著人均GDP的增加而減少。由圖1可見,庫(kù)茲涅茨曲線的轉(zhuǎn)折點(diǎn)對(duì)應(yīng)的人均GDP分別為4 850元和48 104元,該數(shù)值與其他學(xué)者的研究結(jié)果有些差異,說明用水量庫(kù)茲涅茨曲線計(jì)量模型結(jié)果具有較強(qiáng)的地域性、時(shí)間性。由于不同時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r不同,用水量趨于減少的轉(zhuǎn)折點(diǎn)不盡相同。根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)果,當(dāng)?shù)貐^(qū)人均GDP在4 850～48 104元之間時(shí),用水總量隨著人均GDP的增加而增加,當(dāng)人均GDP達(dá)到48104元時(shí),用水總量隨著人均GDP的增加而逐漸減少,呈現(xiàn)良性發(fā)展的態(tài)勢(shì)。以2013年的數(shù)據(jù)為例,只有北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等10個(gè)省(直轄市、自治區(qū))的人均GDP在48 104元以上,其他21個(gè)地區(qū)的人均GDP在4 850～48 104元之間,水資源形勢(shì)不容樂觀。

人均GDP 4850元和48104元是通過實(shí)證研究得到的兩個(gè)重要參數(shù),為了在全國(guó)范圍內(nèi)推廣使用,最好能將其取成整數(shù),以方便管理?？紤]建立模型中的人均GDP等經(jīng)濟(jì)變量均已通過計(jì)算整理為以不變價(jià)格計(jì)算的可比價(jià),因此消除了價(jià)格因素的影響;加之第一產(chǎn)業(yè)是用水量最多的部門,隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,新常態(tài)下中國(guó)省域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整,2015年《中國(guó)省域競(jìng)爭(zhēng)力藍(lán)皮書》發(fā)布,2014年多數(shù)省份第一產(chǎn)業(yè)比重逐步降低(比例最高的為海南省, 24%),第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)比重不斷上升,尤其是東部沿海省份的第三產(chǎn)業(yè)更是超過了50%,未來還會(huì)逐漸升高,發(fā)達(dá)國(guó)家第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占比重達(dá)到了80%。因此,未來越來越多的省份將進(jìn)入倒U部分,呈現(xiàn)良性發(fā)展的態(tài)勢(shì)。為了普及實(shí)證結(jié)果,將人均 GDP實(shí)證結(jié)果分別取為5 000和50000元,即當(dāng)?shù)貐^(qū)人均GDP在5000～50000元之間時(shí),用水總量隨著人均GDP的增加而增加,當(dāng)人均GDP達(dá)到50000元時(shí),用水總量隨著人均GDP的增加而逐漸減少,進(jìn)入良性發(fā)展的區(qū)間。

b.模型中除了人均GDP這個(gè)變量之外,還加入了第一產(chǎn)業(yè)增加值在地區(qū)GDP總量中所占的比例、人均可支配收入、城鎮(zhèn)化率3個(gè)變量,分別衡量各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模、居民消費(fèi)水平、地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對(duì)用水總量的影響。從模型的回歸結(jié)果來看,第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)模和居民人均可支配收入都對(duì)用水總量產(chǎn)生了正向影響,即各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所占比重越高、人均可支配收入越高,用水總量都會(huì)增加,這是較符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展現(xiàn)狀的。一方面,在用水總量中,第一產(chǎn)業(yè)用水占絕大部分比重,因此隨著第一產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中所占比重的提升,在農(nóng)業(yè)用水效率未顯著提升的情況下,用水總量必然會(huì)上升;另一方面,鑒于我國(guó)目前大部分地區(qū)的人均GDP仍處在用水量庫(kù)茲涅茨曲線上升的發(fā)展階段,因此人均可支配收入在這一范圍內(nèi)的上升也會(huì)使用水總量增加。實(shí)證結(jié)果證實(shí)用水總量與城鎮(zhèn)化率之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系,城鎮(zhèn)化率的提高有利于改善水資源緊張的局面,說明隨著各地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的發(fā)展,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)使得需水量小的新興產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中所占比例不斷提升。經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型是減少用水需求、改善未來用水狀況的有效途徑。

c.大部分省份還沒有進(jìn)入用水量庫(kù)茲涅茨曲線下降階段的轉(zhuǎn)折點(diǎn),即人均GDP達(dá)48 104元,說明現(xiàn)階段這些省份的用水總量仍隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)而增加。賈紹鳳等[1]指出,發(fā)達(dá)國(guó)家用水量的下降一般都伴隨著農(nóng)業(yè)和重工業(yè)的縮減。結(jié)合中國(guó)現(xiàn)狀, 2013年,我國(guó)大部分地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重已低于15%,全國(guó)層面上來看,第三產(chǎn)業(yè)比重首次超過第二產(chǎn)業(yè),標(biāo)志著中國(guó)經(jīng)濟(jì)正式邁入“服務(wù)化”時(shí)代。從本文的實(shí)證結(jié)果來看,北京、上海、江蘇、浙江等發(fā)達(dá)地區(qū)進(jìn)入了用水量庫(kù)茲涅茨曲線的下降階段。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級(jí),一方面,第一產(chǎn)業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所占比重會(huì)越來越低,另一方面,第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的發(fā)展比重會(huì)越來越高于耗水量大的第二產(chǎn)業(yè)。此外,隨著節(jié)水科技的發(fā)展,環(huán)境保護(hù)要求的提升,未來大部分地區(qū)用水總量也會(huì)逐漸進(jìn)入用水量庫(kù)茲涅茨曲線的倒U形階段。

4 結(jié) 語(yǔ)

通過建立面板數(shù)據(jù)回歸模型,發(fā)現(xiàn)我國(guó)各地區(qū)用水總量與人均GDP的模擬結(jié)果不符合典型的倒U型庫(kù)茲涅茨曲線,而是呈U+倒U形。當(dāng)?shù)貐^(qū)人均GDP在4850～48104元之間時(shí),用水總量隨著人均GDP的增加而增加,當(dāng)人均GDP達(dá)到48 104元時(shí),用水總量隨著人均GDP的增加而逐漸減少,至2013年,只有北京、上海、天津、江蘇、浙江等10個(gè)省份(自治區(qū)、直轄市)用水總量隨著人均GDP的增加而降低。此外,模型結(jié)果還表明,用水總量隨著第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)GDP的比重以及居民人均可支配收入在一定范圍內(nèi)的增加而增加,隨著城鎮(zhèn)化水平的上升而減少。

分析我國(guó)用水量庫(kù)茲涅茨曲線的特征與拐點(diǎn),并不是被動(dòng)地等待這些拐點(diǎn)的到來,而是要認(rèn)識(shí)到用水量的下降并不會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)、收入水平的上升而自動(dòng)變化。經(jīng)濟(jì)發(fā)展是影響用水量變化的關(guān)鍵因素,在社會(huì)發(fā)展的特定階段內(nèi),技術(shù)水平、經(jīng)濟(jì)體制、水資源政策、環(huán)境投資、社會(huì)公眾的環(huán)境保護(hù)意識(shí)等多種因素都會(huì)影響水資源使用量和用水效率。政策制定者必須通過完善政策以在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和水資源保護(hù)之間進(jìn)行權(quán)衡,當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定的水平之后,用水量開始隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)而逐漸降低,這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)進(jìn)一步的發(fā)展本身就是緩解水資源緊張的壓力、提高水資源利用效率的有效途徑之一。

為了更加合理開發(fā)、利用和保護(hù)我國(guó)的水資源,走可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)模式,提出如下對(duì)策建議:①優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型,積極推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向節(jié)能型、健康型、高級(jí)化方向發(fā)展,大力發(fā)展以第三產(chǎn)業(yè)為代表的節(jié)水型產(chǎn)業(yè)。②充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制作用,建立和健全水價(jià)制度,進(jìn)一步發(fā)展水權(quán)交易,通過經(jīng)濟(jì)激勵(lì)和價(jià)格約束充分調(diào)動(dòng)水資源利用主體的節(jié)水意識(shí),提高水資源的利用效率,降低單位GDP產(chǎn)值的用水量。③制定節(jié)水戰(zhàn)略,加大節(jié)水宣傳教育,營(yíng)造節(jié)水氛圍,創(chuàng)建全民節(jié)水型社會(huì)。④增加廢水的利用率,通過技術(shù)投入和污水治理,使工業(yè)廢水和生活污水得到有效控制和再次利用,推廣循環(huán)技術(shù),實(shí)現(xiàn)污水資源化。

[1]賈紹鳳,張士鋒,楊紅,等.工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系:用水庫(kù)茲涅茨曲線[J].自然資源學(xué)報(bào),2004,19(3): 279-284.

[2]劉渝,杜江,張俊飚.中國(guó)農(nóng)業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Kuznets假說及驗(yàn)證[J].長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境,2008,17 (4):593.

[3]王璇.經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)工業(yè)用水量的影響研究:基于我國(guó)東中西部面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版,2012(4):39-43.

[4]馮樹才.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染關(guān)系的Kuznets曲線[J].統(tǒng)計(jì)研究,2006(8):37-40.

[5]GROSSMAN G M,KRUEGER A B.Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement[M].Cambridge:MIT Press,1991.

[6]DINDA S.Environmental Kuznets curve hypothesis:A survey[J].Ecological,2004,49:431-455.

[7]FRIEDL B,GETZNER M.Environmental and growth in a small open economy:An EKC case-study for Austrian CO2emissions[R].Washington DC:Word Bank,2002.

[8]侯培強(qiáng),任珺,趙乃妮,等.上海市用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系研究[J].環(huán)境科學(xué)與管理,2008,33(2):58-60.

F322

A

1003 -9511(2015)04 -0010 -05

2015-04 -17 編輯:胡新宇)

10.3880/j.issn.1003 -9511.2015.04.004

國(guó)家自然科學(xué)基金(41471456)

鄭慧祥子(1992—),女,安徽六安人,碩士研究生,主要從事水資源管理研究。E-mail:xzll_xzbj@163.com

田貴良(1982—),男,江蘇睢寧人,副教授,博士,主要從事水資源管理研究。E-mail:tianguiliang@hhu.edu.cn