李 婷,岳金桂

(河海大學(xué)商學(xué)院,江蘇南京 211100)

基于向量自回歸模型的江蘇省水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系

李 婷,岳金桂

(河海大學(xué)商學(xué)院,江蘇南京 211100)

選取1995—2013年江蘇省水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行向量自回歸(VAR)模型研究。在變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上,運(yùn)用廣義脈沖響應(yīng)法和預(yù)測(cè)方差分解法,考察江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和動(dòng)態(tài)影響特征。結(jié)果表明:江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平對(duì)工業(yè)用水量沖擊響應(yīng)的滯后期強(qiáng)度最大,而對(duì)生活用水量沖擊響應(yīng)的反應(yīng)最小,說明江蘇省工業(yè)化進(jìn)程的加快必將推動(dòng)該省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),而生活中的水資源浪費(fèi)行為也會(huì)抑制該省的經(jīng)濟(jì)提升。江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平對(duì)該省水資源利用各變量的預(yù)測(cè)方差起著重要作用,而水資源利用各變量對(duì)該省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度較低。建議不僅要重視江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的水資源利用壓力,更要關(guān)注水資源短缺、污染和浪費(fèi)等一系列現(xiàn)實(shí)問題。

VAR模型;水資源利用;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);廣義脈沖響應(yīng);江蘇省

水是人類文明的源泉,是生命之源,是萬物之魂,人類社會(huì)經(jīng)濟(jì)的一切發(fā)展與變化均與水資源息息相關(guān),水資源不僅是一種基礎(chǔ)性的用于控制生態(tài)環(huán)境的自然資源,還是一種具有戰(zhàn)略性的經(jīng)濟(jì)資源。我國(guó)人口眾多,南北方各區(qū)域水資源分布不均衡,淡水資源的人均承載力較小,水資源的可持續(xù)管理面臨著諸多瓶頸。而江蘇省作為全國(guó)唯一一個(gè)擁有江河湖海的省份,卻面臨著水資源承載力不足的現(xiàn)實(shí)問題,水質(zhì)型缺水問題伴隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)工業(yè)化以及城市化進(jìn)程的推進(jìn)將愈加嚴(yán)重[1]。加強(qiáng)水資源管理、保護(hù)水生態(tài)環(huán)境,實(shí)現(xiàn)水資源的可持續(xù)發(fā)展已成為新時(shí)期江蘇省水利工作的重要任務(wù)之一。

關(guān)于水資源利用與管理的研究工作始于20世紀(jì)90年代,并逐漸由定性研究過渡到定量研究,國(guó)外學(xué)者多借用系統(tǒng)模型的研究方法對(duì)水資源利用進(jìn)行綜合評(píng)價(jià),國(guó)內(nèi)學(xué)者則較多采用層次分析法、模糊數(shù)學(xué)評(píng)價(jià)方法、主成分分析法等方法以各地區(qū)作為研究范圍進(jìn)行水資源利用情況的研究。Charles長(zhǎng)期關(guān)注美國(guó)水資源瀕危城市的缺水問題,并對(duì)水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互作用進(jìn)行定性分析,認(rèn)為水資源的有效利用有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)且兩者之間具有靜態(tài)關(guān)系[2]。張陳俊等[3]基于 2002—2010年的省際面板數(shù)據(jù)分別對(duì)我國(guó)31個(gè)省份進(jìn)行全國(guó)和地區(qū)分組,利用庫涅茨茲曲線研究工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。路寧等[4]采用中國(guó)52座城市的水資源利用壓力指標(biāo)截面數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用壓力之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),并為緩解城市間水資源壓力提供政策建議[4]。鄧朝暉[5]基于VAR模型揭示了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用之間的的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,并對(duì)其動(dòng)態(tài)性進(jìn)行了實(shí)證分析。谷學(xué)明等[6]從水資源消耗和水環(huán)境壓力2個(gè)方面展開研究,利用水足跡的研究方法對(duì)江蘇省真實(shí)的水資源利用情況進(jìn)行識(shí)別,并實(shí)證檢驗(yàn)了該省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源之間的關(guān)系。綜上所述,相關(guān)學(xué)者利用計(jì)量模型對(duì)區(qū)域間水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的研究相對(duì)較少。

基于此,筆者擬采用VAR模型對(duì)1995—2013年江蘇省主要用水指標(biāo)和人均GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量統(tǒng)計(jì)分析,通過協(xié)整檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析,揭示江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)變化關(guān)系,并為解決水資源豐沛地區(qū)的水質(zhì)型缺水問題提供科學(xué)依據(jù)。

1 水資源利用變化

1978年改革開放以來,江蘇省在黨中央“三步走”的戰(zhàn)略規(guī)劃下取得了工業(yè)化進(jìn)程的重要發(fā)展。1997年明確提出全面優(yōu)化三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí),促進(jìn)各產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整的戰(zhàn)略規(guī)劃。2003年實(shí)施的沿江開發(fā)戰(zhàn)略在加速工業(yè)化的基礎(chǔ)上推進(jìn)了新型工業(yè)化的進(jìn)一步發(fā)展。與此同時(shí),又于2004年大力推進(jìn)東隴海線產(chǎn)業(yè)帶建設(shè),帶動(dòng)了江蘇省三大特色產(chǎn)業(yè)帶的形成與發(fā)展。2010年江蘇省經(jīng)濟(jì)運(yùn)行總體狀況較好,綜合實(shí)力顯著提升,全省實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)總值40 903.3億元,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)比重逐年上升,約占工業(yè)總產(chǎn)值的17.7%,工業(yè)化發(fā)展進(jìn)入技術(shù)集約化階段。伴隨著江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的持續(xù)向好,水資源的低效利用成為制約該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要瓶頸[1]。江蘇省位于長(zhǎng)江流域和淮河流域的下游區(qū)域,跨江濱海,湖泊眾多且水網(wǎng)密布,省內(nèi)各地的平均降水量在800～1 100mm之間,但受時(shí)空分布和季節(jié)性變化的限制,全省過境水量較充沛,多年平均值為 9 490億 m3,是江蘇省水資源量的30倍,而全省人均水資源量?jī)H為全國(guó)人均水資源量的五分之一。2011年中央發(fā)布一號(hào)文件《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于加快水利改革發(fā)展的決定》,在此之后又發(fā)布了《關(guān)于實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理制度的意見》,意味著對(duì)水資源的管理要納入各地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的綜合評(píng)價(jià)體系之中,同時(shí)各地方政府對(duì)本地區(qū)的水資源管理負(fù)總責(zé)。江蘇省政府在2011年發(fā)布了《省政府關(guān)于江蘇省水資源綜合規(guī)劃的批復(fù)》,希望通過實(shí)施該規(guī)劃到2020年全省用水總量力爭(zhēng)控制在590億m3以內(nèi),并按照中央的要求實(shí)行最嚴(yán)格的水資源管理制度,確立水資源開發(fā)利用、用水效率、水功能區(qū)限制納污的控制“紅線”。同時(shí)推廣節(jié)水技術(shù)和節(jié)水工藝,建設(shè)節(jié)水技改示范工程,提高工業(yè)用水效率。2014年江蘇省人民政府發(fā)布《實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理制度考核工作實(shí)施方案》,這一舉措標(biāo)志著江蘇省開始全面啟動(dòng)最嚴(yán)格的水資源管理制度考核工作。

2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用的關(guān)系建立

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

在對(duì)水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)關(guān)系的研究中,采用計(jì)量模型進(jìn)行分析的文獻(xiàn)較少,定性分析較多定量分析較少。鑒于此,考慮到數(shù)據(jù)的可靠性與可得性,筆者在實(shí)證分析中選用時(shí)間序列數(shù)據(jù)并將樣本區(qū)間確定為1995—2013年。同時(shí),在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用2個(gè)方面選取最具代表性的指標(biāo)變量,由于人均GDP比GDP更能反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化趨勢(shì),筆者選用人均GDP(億元)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。在水資源利用方面,一般會(huì)按照水資源的使用結(jié)構(gòu)將用水量分為農(nóng)業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水和生態(tài)用水,但由于生態(tài)用水統(tǒng)計(jì)時(shí)間較短且用水量較少,故在本文中將其合并到生活用水中進(jìn)行統(tǒng)一計(jì)算。筆者選取總用水量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和生活用水量作為江蘇省水資源利用的代表變量。

我國(guó)對(duì)水資源相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)起步較晚,自2007年開始正式編制《中國(guó)水資源公報(bào)》,《江蘇省水資源公報(bào)》自2002年才開始正式公布,這給相關(guān)水資源數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)研究工作帶來一定困難。本文中的江蘇省人均GDP數(shù)據(jù)源自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》,2002—2013年水資源利用相關(guān)變量數(shù)據(jù)源自《江蘇省水資源公報(bào)》,1998—2001年水資源數(shù)據(jù)源自《中國(guó)水資源公報(bào)》,1995—1997年水資源數(shù)據(jù)是在查閱相關(guān)研究成果以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)水利年鑒》、江蘇省水利廳網(wǎng)站以及江蘇省環(huán)境廳網(wǎng)站的基礎(chǔ)上,采用專家評(píng)估、灰度預(yù)測(cè)等方法對(duì)這3年內(nèi)部分缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算和統(tǒng)計(jì)得到的。

2.2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)分析

在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理前,為減小數(shù)據(jù)波動(dòng),對(duì)模型中所有的時(shí)間序列數(shù)據(jù)均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理,處理后命名為:江蘇省人均GDP(ln p)、江蘇省總用水量(ln z)、江蘇省農(nóng)業(yè)用水量(ln n)、江蘇省工業(yè)用水量(ln g)和江蘇省生活用水量(ln s)。然后,建立一個(gè)p階向量自回歸模型,即VAR(p)模型,該模型最早由Sims提出并引入經(jīng)濟(jì)學(xué)中,推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性分析的廣泛應(yīng)用,它多用于預(yù)測(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)和分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊,進(jìn)而揭示各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響[7],模型的具體形式為

式中:Yt為內(nèi)生變量的列向量;A0為常數(shù)項(xiàng);p為滯后階數(shù);.Гt為時(shí)間序列的系數(shù)矩陣;ut為誤差項(xiàng)。

利用計(jì)量統(tǒng)計(jì)軟件Eviews7.2,首先,建立由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)和4個(gè)水資源利用指標(biāo)組成的雙變量VAR模型;其次,為保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性需要對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),并確定最大滯后階數(shù);然后,通過協(xié)整檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng),對(duì)江蘇省水資源利用情況和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析;最后,利用預(yù)測(cè)方差分解法考察江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平與水資源利用情況相互間的貢獻(xiàn)程度。

表1 滯后階數(shù)估計(jì)結(jié)果

3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用關(guān)系的實(shí)證分析

3.1 模型平穩(wěn)性和穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為防止序列間的關(guān)系發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化,產(chǎn)生“偽回歸”問題,在對(duì)VAR模型進(jìn)行結(jié)構(gòu)性沖擊識(shí)別之前,需先應(yīng)用ADF(Augment Dicker-Fuller)檢驗(yàn)考察數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。在此之前,還需通過Eviews軟件提供的最常用的6種檢驗(yàn)準(zhǔn)則,即LogL(對(duì)數(shù)似然函數(shù)最大值準(zhǔn)則)、LR(似然比檢驗(yàn))、FPE(最終預(yù)測(cè)誤差準(zhǔn)則)、AIC(赤池信息量準(zhǔn)則)、SC(施瓦茲準(zhǔn)則)和HQ(漢南奎因準(zhǔn)則)來確定VAR模型的滯后階數(shù)。在本樣本模型中,相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表1所示。

從表1中可以看出,在這6種檢驗(yàn)準(zhǔn)則中,有5種準(zhǔn)則(LR、FPE、AIC、SC、HQ)都選擇了最大滯后階數(shù)為2,故筆者將建立一個(gè)VAR(2)系統(tǒng)進(jìn)行后續(xù)分析。接著,采用ADF單位根檢驗(yàn)方法,對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性分析,檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知,這5個(gè)變量一階差分處理后的數(shù)據(jù)在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)序列,同時(shí)也都是一階單整序列。同時(shí),VAR(2)模型所有特征根的倒數(shù)均落在單位圓內(nèi),表明待估的整個(gè)模型AR滿足穩(wěn)定性的要求,因此筆者將據(jù)此信息建立一個(gè)VAR(2)模型進(jìn)行系統(tǒng)分析(表3)。

表3 AR根

3.2 Johansen-Juselius協(xié)整檢驗(yàn)

基于上述檢驗(yàn)結(jié)果可以看出以上變量都是同階單整序列,因此可以采用Johansen檢驗(yàn)來判斷各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 Johansen-Juselius協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

通過以上分析可知,VAR(2)模型存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系,同時(shí)滿足平穩(wěn)性和穩(wěn)定性的要求,因此,該VAR(2)模型是有效的。

為了更好地檢驗(yàn)江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平與水資源利用各變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,下面將進(jìn)一步檢驗(yàn)兩者之間的協(xié)整性。首先利用基本線性回歸模型的OLS估計(jì)方法,分別對(duì)ln p、ln z、ln n、ln g以及l(fā)n s進(jìn)行靜態(tài)回歸,并得到相應(yīng)的回歸方程:

式中:u總用水量、u農(nóng)業(yè)用水量、u工業(yè)用水量、u生活用水量為江蘇省各水資源利用變量的殘差序列。

然后,分別檢驗(yàn)4個(gè)變量殘差序列的單整階數(shù),檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 協(xié)整方程殘差序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

通過上述檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,4個(gè)回歸方程殘差序列的ADF檢驗(yàn)值均小于5%顯著性水平下的臨界值,說明水資源利用4個(gè)相關(guān)變量的殘差序列均是平穩(wěn)序列。同時(shí),從上述4個(gè)靜態(tài)回歸方程的結(jié)果可以得出ln p和ln z、ln p和ln n、ln p和ln g之間存在協(xié)整關(guān)系,因此,江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與用水量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.3 廣義脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析方法是分析當(dāng)某一誤差項(xiàng)發(fā)生變化時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響,常用在時(shí)間序列模型中分析擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)各變量的影響關(guān)系。為了分析江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平與水資源利用之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系,采用了廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)并將脈沖響應(yīng)期設(shè)定為10期,相關(guān)響應(yīng)結(jié)果分析如下。

3.3.1 總用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的動(dòng)態(tài)關(guān)系

從圖1可以看出,當(dāng)江蘇省總用水量給人均GDP一個(gè)單位的正向沖擊時(shí),人均GDP在第1期開始有反應(yīng),然后持續(xù)上升,在第2期到達(dá)高點(diǎn)(0.043388),接著下降至負(fù)值并持續(xù)3期,到第7期開始又上升為正值,總體波動(dòng)范圍在零點(diǎn)上下,程度較小,在整個(gè)分析期內(nèi)江蘇省總用水量對(duì)該省人均GDP的累計(jì)響應(yīng)值為0.006685 5,即當(dāng)期總用水量對(duì)人均GDP的總體影響為正時(shí),表明江蘇省總用水量隨人均GDP的增長(zhǎng)而增加。當(dāng)江蘇省人均GDP對(duì)總用水量一個(gè)單位的正向沖擊后,總用水量在第1期為正值(0.029 187),接著開始下降,第2期下降到零點(diǎn)以下位置(-0.031 370),然后持續(xù)上升,第5期達(dá)到0.008072后下降,到第8期到達(dá)另一個(gè)高點(diǎn)(0.026573)后又開始下跌?？v觀全程,整體的趨勢(shì)呈現(xiàn)一種規(guī)律性,在整個(gè)分析期內(nèi)江蘇省人均 GDP對(duì)該省總用水量的累計(jì)響應(yīng)值為0.0074089,表明江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于水資源的利用具有促進(jìn)作用。

3.3.2 農(nóng)業(yè)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的動(dòng)態(tài)關(guān)系

由圖2可知,江蘇省人均GDP對(duì)農(nóng)業(yè)用水量一個(gè)單位的正向沖擊后,農(nóng)業(yè)用水量自第1期的高點(diǎn)(0.082 269)開始下降,在第2期處于一個(gè)低點(diǎn)(-0.028636),第3～5期均處于正值,第6期到達(dá)第二個(gè)低點(diǎn)(-0.058 834)然后緩慢上升,江蘇省人均GDP對(duì)農(nóng)業(yè)用水量的累積響應(yīng)值為0.010 7277,表明隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)用水量的增加。而當(dāng)江蘇省農(nóng)業(yè)用水量對(duì)人均GDP一個(gè)單位的正向沖擊時(shí),人均GDP開始處于負(fù)值,第3～5期均為正值,后有跌落但距離零點(diǎn)很近,隨后又持續(xù)上升,在整個(gè)分析期內(nèi)江蘇省農(nóng)業(yè)用水量對(duì)人均GDP的累積響應(yīng)值為0.034 227 8,這一數(shù)字表明江蘇省農(nóng)業(yè)用水的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的促進(jìn)效果。

3.3.3 工業(yè)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的動(dòng)態(tài)關(guān)系

圖1 總用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脈沖曲線

圖2 農(nóng)業(yè)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脈沖曲線

由圖3可以看出,當(dāng)江蘇省人均GDP給予工業(yè)用水量一個(gè)單位的正向沖擊時(shí),工業(yè)用水量在第1期為 0.002 659,接著開始下降,第 3期上升至0.039432,總體趨勢(shì)保持這種循環(huán)。整個(gè)分析期江蘇省人均GDP對(duì)工業(yè)用水量的累積響應(yīng)值為0.005 3701,表明江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的上升促進(jìn)了該省的工業(yè)化發(fā)展,工業(yè)化進(jìn)程中也會(huì)產(chǎn)生更多的工業(yè)用水量。觀察江蘇省工業(yè)用水量對(duì)人均GDP的脈沖響應(yīng)圖可以看出,工業(yè)用水量在1～8期總是使人均GDP保持在零點(diǎn)以上,第8期開始有稍許下降,江蘇省工業(yè)用水量對(duì)人均GDP的累積響應(yīng)值為0.0709143,說明工業(yè)用水量的增加在一定程度上將推動(dòng)該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升。

圖3 工業(yè)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脈沖曲線

3.3.4 生活用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的動(dòng)態(tài)關(guān)系

江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平與生活用水量的脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖4所示。當(dāng)生活用水量對(duì)人均GDP一個(gè)單位的正向沖擊時(shí),人均GDP在第1期未有波動(dòng),到第2期時(shí)有輕微浮動(dòng)(0.166 713),第3期稍許下降,第4～5期到達(dá)一個(gè)低點(diǎn)(-0.220774)后又開始上升,第7期達(dá)到一個(gè)高點(diǎn)(0.124 613),然后又緩慢下降但幅度不大。江蘇省生活用水量對(duì)人均GDP的累積響應(yīng)值為-0.0073955,表明生活用水量的增加會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)發(fā)展。當(dāng)人均GDP對(duì)生活用水量一個(gè)單位的正向沖擊響應(yīng)來看,第1期處于正值(0.089216),接著開始持續(xù)下降,到第4期處于低點(diǎn)(-0.035027)后又緩慢上升。整個(gè)分析期江蘇省人均GDP對(duì)生活用水量的累積響應(yīng)為0.00227737,表明江蘇省人均GDP的增加會(huì)導(dǎo)致生活用水量的增加。

3.4 預(yù)測(cè)方差分解

方差分解分析是對(duì)每個(gè)結(jié)構(gòu)性沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度進(jìn)行分析,進(jìn)而評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性,它給出了對(duì)組成VAR模型變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相對(duì)重要性的信息。江蘇省各水資源利用變量與人均GDP的方差分解結(jié)果如表6所示。

表6 江蘇省各水資源利用變量與人均GDP的方差分解平均值

圖4 生活用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脈沖曲線

綜合方差分解的結(jié)果可以看出,從總體而言,江蘇省人均GDP對(duì)解釋各類水資源利用變量的預(yù)測(cè)方差起到了很大的作用,而江蘇省各類水資源利用變量對(duì)解釋人均GDP預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度則相對(duì)較小。其中,人均GDP解釋了水資源利用中農(nóng)業(yè)用水量和工業(yè)用水量50%以上的方差,而對(duì)總用水量和生活用水量預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度較小。這一分析結(jié)果刻畫了1995年以來江蘇省水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系:江蘇省依附于其優(yōu)越的地理位置,處于亞熱帶氣候圈內(nèi),特別是北部地區(qū)擁有豐富的自然和農(nóng)副產(chǎn)品資源。然而,伴隨著江蘇省城市化、工業(yè)化進(jìn)程的快速發(fā)展,以及在此過程中對(duì)水資源的過度開采與利用,導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)與工業(yè)用水量的增加是造成總用水量增加的主要原因。然而,江蘇省工業(yè)用水量對(duì)該省人均GDP的貢獻(xiàn)率相對(duì)較低,約為3.30%,農(nóng)業(yè)用水量和生活用水量相對(duì)較多,但遠(yuǎn)不及江蘇省人均GDP對(duì)該省水資源利用的貢獻(xiàn)程度。究其原因,與我國(guó)當(dāng)前的國(guó)情相吻合,同時(shí)與江蘇省自身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀相一致。江蘇省是中國(guó)改革開放的前沿城市,也是東部沿海地區(qū)的發(fā)達(dá)省份,地理位置優(yōu)越,城市經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)比較好。其中,中部地區(qū)和南部地區(qū)工業(yè)基礎(chǔ)較好,北部地區(qū)一直以農(nóng)業(yè)和漁業(yè)作為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。但是,隨著改革開放的強(qiáng)力號(hào)召,江蘇省善于把握機(jī)遇、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ),蘇北地區(qū)作為江蘇省重要的商品糧棉生產(chǎn)基地,依舊將農(nóng)業(yè)放在重要位置來抓,同時(shí)勇于創(chuàng)新,大力發(fā)展龍頭企業(yè),拉長(zhǎng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈,為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化奠定基礎(chǔ)。蘇南地區(qū)加大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的投資比重,著力發(fā)展具有自身特色的產(chǎn)業(yè)鏈,尤其是加工工業(yè)。2012年,江蘇省規(guī)模工業(yè)產(chǎn)值達(dá)到12萬億元[8],連續(xù)3年位居全國(guó)首位,月均現(xiàn)價(jià)產(chǎn)值首次邁上萬億元臺(tái)階。當(dāng)然,引起一個(gè)省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原因是多樣的,水資源的影響僅僅是一個(gè)方面。

4 結(jié) 語

基于1995—2013年江蘇省水資源利用與人均GDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù),構(gòu)建了江蘇省水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的VAR模型,探討江蘇省在1995—2013年期間水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互動(dòng)態(tài)影響。

江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與用水量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn),江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與總用水量、農(nóng)業(yè)用水量和工業(yè)用水量之間存在協(xié)整關(guān)系,而生活用水量與該省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在協(xié)整關(guān)系。說明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升,江蘇省在生活用水方面節(jié)水效果顯著,為積極發(fā)展節(jié)水產(chǎn)業(yè),真正把節(jié)水工作貫穿于該省居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活中,江蘇省于2012年重新修訂了《江蘇省城市生活與公共用水定額》,同時(shí)為優(yōu)化水資源配置,合理用水、節(jié)水,提升水資源利用效率采取了一系列積極措施,使生活中的水資源浪費(fèi)現(xiàn)象有所緩解。而農(nóng)業(yè)用水量和工業(yè)用水量依舊呈穩(wěn)步增長(zhǎng)趨勢(shì),這與江蘇省現(xiàn)階段的發(fā)展現(xiàn)狀相符合。工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展的強(qiáng)勁勢(shì)頭,必然推動(dòng)相應(yīng)用水量的提升,但也說明這一階段對(duì)工農(nóng)業(yè)用水量的控制力度較弱,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用間的協(xié)調(diào)工作依舊值得重視與努力。

從廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的模擬結(jié)果中可以看出,在江蘇省總用水量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和生活用水量4個(gè)變量中,江蘇省人均GDP對(duì)工業(yè)用水量沖擊響應(yīng)的反應(yīng)強(qiáng)度最大,累積響應(yīng)值為0.070 914 3;而對(duì)生活用水量沖擊響應(yīng)的反應(yīng)強(qiáng)度最小且累積響應(yīng)值為-0.0073955。同時(shí),江蘇省人均GDP分別給予水資源利用的4個(gè)變量一個(gè)單位的沖擊后,4個(gè)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平單位沖擊的累計(jì)響應(yīng)均為正值。該結(jié)果說明,江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的增長(zhǎng)必然帶來總用水量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和生活用水量的增加。江蘇省依托其優(yōu)越的地理位置和氣候條件,其農(nóng)業(yè)和工業(yè)的發(fā)展均處于全國(guó)領(lǐng)先水平,伴隨著國(guó)家和政府各項(xiàng)鼓勵(lì)與優(yōu)惠政策的提出,農(nóng)業(yè)和工業(yè)的大力發(fā)展必將導(dǎo)致相應(yīng)用水量的增加,同時(shí)整個(gè)發(fā)展過程也必將帶動(dòng)該省經(jīng)濟(jì)水平的提升。這一結(jié)果與協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果相吻合。生活用水雖然在總用水量中所占份額較小,但生活中水資源浪費(fèi)現(xiàn)象隨處可見,進(jìn)而造成其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)力更加薄弱,長(zhǎng)此以往必將不利于該省自身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因而,一系列相關(guān)的生活節(jié)水戰(zhàn)略以及有利于增強(qiáng)民眾節(jié)水意識(shí)的宣傳教育活動(dòng)必不可少。

方差分析結(jié)果表明,江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平對(duì)該省水資源利用各變量的預(yù)測(cè)方差起著重要作用,而水資源利用各變量對(duì)該省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度較低。我國(guó)當(dāng)前正面臨著人口增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)社會(huì)快速發(fā)展以及擠占生態(tài)用水的三重壓力,江蘇省作為水質(zhì)型缺水大省,水資源短缺問題更是突出,江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程折射出當(dāng)前水資源的發(fā)展現(xiàn)狀。公眾水憂患意識(shí)淡薄、相應(yīng)節(jié)水教育工作實(shí)施不足、水價(jià)政策不合理等一系列原因需要人們?nèi)シ词〔で蠼鉀Q途徑。建議當(dāng)前不僅要關(guān)注江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中水資源利用所產(chǎn)生的壓力,即用水量增加的壓力,也要重視水資源短缺、污染、浪費(fèi)等問題給江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來的的負(fù)面影響。同時(shí),更需要通過法律途徑、政策法規(guī)建立起相應(yīng)的水資源節(jié)水體系、水權(quán)交易機(jī)制以及規(guī)范的水市場(chǎng),進(jìn)而推動(dòng)一個(gè)高效節(jié)水城市的建立。

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F323.213;F407.9

A

1003 -9511(2015)04 -0024 -06

2015-04 -27 編輯:方宇彤)

10.3880/j.issn.1003 -9511.2015.04.008

李婷(1992—),女,山東菏澤人,碩士研究生,主要從事水資源技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究。E-mail:ltt-huihui@hotmail.com