華 堅，張瑤瑤，王 丹，鄧 麗

(1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100； 2.江蘇省“世界水谷”與水生態(tài)文明協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 211100)

我國西北地區(qū)作為“一帶一路”的核心地帶,未來是國內外投資的熱點核心區(qū)域。然而西北五省(陜西省、青海省、甘肅省、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū))地處干旱區(qū)，生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)脆弱，資源環(huán)境約束趨緊，水資源問題愈加嚴峻。水資源作為基礎性自然資源和戰(zhàn)略性經濟資源，是人類經濟社會發(fā)展不可替代、不可或缺的生產力核心要素[1-3]。水資源短缺會制約經濟發(fā)展，水資源在不同產業(yè)之間的分配也會影響經濟協(xié)調發(fā)展[4-6]。因此，在水資源約束情況下如何實現(xiàn)西北五省經濟增長的協(xié)調性以及水資源消耗的合理性，是十分重要的現(xiàn)實問題，量化水資源消耗對經濟增長的影響將變得尤為重要。

在意識到水資源和經濟增長的關系后，國內外學者開始關注水資源和經濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)水資源和經濟增長存在長期均衡關系。但水資源是有限的，依據用水庫茲涅茨曲線[7]、新環(huán)境庫茲涅茨曲線[8-9]等研究發(fā)現(xiàn)，水資源利用存在增長拐點，在到達拐點之后，產業(yè)水資源利用呈下降趨勢。水資源約束導致產業(yè)發(fā)展轉型速度相較于沒有水資源限制的情況下有所降低，這種現(xiàn)象就是所謂的增長阻尼或增長尾效[10-11]。隨著水資源緊缺、水污染嚴重等問題日益加劇，學者們對水資源增長阻尼的研究越來越多，發(fā)現(xiàn)某一特定產業(yè)[12-13]、不同地區(qū)[14]、不同產業(yè)之間[15]均存在水資源增長阻尼，但地區(qū)和行業(yè)之間存在差異性，水資源對第三產業(yè)經濟增長的阻力最大，第二產業(yè)次之，第一產業(yè)最小[15]。不僅僅是水資源量對經濟增長的約束作用，水資源在產業(yè)之間的分配也會影響到產業(yè)結構調整，進而影響地區(qū)經濟增長。在意識到水資源與產業(yè)結構的關系后，國內外學者開始關注水資源利用與產業(yè)結構之間的關系，利用CGE模型[16]、因果分析法[17]、回歸分析法[18-19]等不同方法，發(fā)現(xiàn)地區(qū)的水資源與地區(qū)產業(yè)結構存在密切關聯(lián)，但這種關聯(lián)關系并沒有明確水資源消耗結構與產業(yè)結構之間的因果關系。南芳等[20]首次提出“用水偏差系數(shù)”概念，對唐山市產業(yè)結構和用水結構的內在變化規(guī)律進行量化分析；劉軼芳等[5]構建了“結構偏差系數(shù)”這一指標，用來分析北京市水資源在不同產業(yè)間的分配，發(fā)現(xiàn)產業(yè)結構的變動會帶來用水結構的變動。兩位學者都定量測算了產業(yè)結構和水資源消耗結構的關聯(lián)程度，明確了產業(yè)結構調整對用水結構調整的作用明顯。

從現(xiàn)有研究來看，目前針對水資源約束的研究相對較少，樣本大都為全國范圍內，均是以水資源消耗量或消耗結構單方面視角來研究水資源約束作用，且大都研究僅停留在對整體經濟或者某一產業(yè)的研究上。水資源消耗量對于我國特別是西北缺水省份的經濟增長至關重要，水資源消耗結構與三次產業(yè)結構的配置是否協(xié)調，將對西北地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化調整進而對經濟增長產生重要影響。筆者從水資源消耗量和消耗結構角度，采用改進的C-D生產函數(shù)計算增長阻尼，量化水資源約束對經濟增長的影響大??；并運用結構偏差系數(shù)，分析西北五省水資源消耗結構和產業(yè)結構的關聯(lián)關系；深入探討水資源量對經濟增長不同的約束作用，以期為西北五省經濟增長和產業(yè)結構調整提供相關依據和政策建議。

1 西北五省水資源消耗量對經濟增長的影響分析

1.1 模型設置

研究水資源對經濟的增長阻尼，根據Romer[11]構建的包括自然資源和土地的柯布-道格拉斯生產函數(shù)，在改進的C-D生產函數(shù)中加入水資源要素，建立增長阻尼模型：

Y(t)=K(t)αW(t)β[A(t)L(t)]1-α-β

(1)

式中：α，β分別為資本、水資源產出彈性,為第t年的產出；K(t)為第t年的資本投入；W(t)為第t年的水資源投入；A(t)為第t年的技術進步率；L(t)為第t年的勞動投入。

對式(1)兩邊取對數(shù)，可得：

lnY(t)=αlnK(t)+βlnW(t)+(1-α-β)[lnA(t)+lnL(t)]

(2)

根據變量的對數(shù)對時間t的導數(shù)即為該變量的增長率。對式(2)兩邊求t的導數(shù)，可得：

gY(t)=αgK(t)+βgW(t)+(1-α-β)[gA(t)+gL(t)]

(3)

式中：gY(t)、gK(t)、gW(t)、gL(t)分別為Y(t)、K(t)、W(t)、L(t)的增長率。根據Romer的結論，當經濟處于平衡增長路徑上時，產出增長率和資本增長率相等，即gY(t)=gK(t)。因此式(3)可以改寫為

(4)

(5)

式(5)表示水資源受到約束情況下單位勞動力產出增長率。在不存在水資源約束下，水資源消耗隨著勞動力的增長而增加。因此式(5)可以表示為

(6)

(7)

(8)

式中：n為勞動生產率；w為水資源實際增長率。

1.2 水資源增長阻尼系數(shù)測算

1.2.1 數(shù)據來源及指標說明

產出Y按照西北五省的總產出和三次產業(yè)的產出分別用國內生產總值(GDP)和三次產業(yè)增加值表示，數(shù)據按照1980年為基期進行調整，增加值以及指數(shù)均來源于1998—2014年《中國統(tǒng)計年鑒》。

對資本投入K的估計采用永續(xù)盤存法，利用Wu[22]1998—2014年的固定資本存量的研究結果，計算出以1998年為基期的2015年固定資本存量。

水資源投入W用總用水量以及三次產業(yè)用水量表示。數(shù)據來源于1998—2014年西北五省的統(tǒng)計年鑒以及水資源公報。

勞動投入L用全社會以及三次產業(yè)的就業(yè)人口數(shù)表示。數(shù)據來源于1998—2014年《中國統(tǒng)計年鑒》以及西北五省的統(tǒng)計年鑒。

1.2.2 水資源對經濟增長阻尼的系數(shù)測算

本文采用普通最小二乘法(OLS)對變量進行參數(shù)估計，計算變量之間交互作用項的方差膨脹因子，發(fā)現(xiàn)多省份自變量間存在多重共線性，用最小二乘法對模型參數(shù)進行估計并不合適，因此筆者采用嶺回歸分析法。

a. 第一產業(yè)水資源增長阻尼系數(shù)測算。第一產業(yè)的產出增加值中，資本和技術的彈性普遍大于勞動和水資源的彈性，且部分省份的水資源和勞動彈性為負值。這主要是因為隨著農田灌溉、播種、收割技術的發(fā)展，減少了第一產業(yè)對勞動力的需求，就業(yè)人口不斷下降，人均勞動增長率出現(xiàn)負向增長；增加了對資本和技術的需求。隨著技術水平的提高，農田灌溉中采用了更多新的節(jié)水方法及技術，使西北地區(qū)第一產業(yè)對用水量的需求有所下降。其中，增長阻尼最大的省份是甘肅，最小值是寧夏。從增長阻尼模型中可以看出，增長阻尼為負的原因有 2個：①水資源產出彈性為負；②就業(yè)人數(shù)增長率與用水量變化率之差為負。增長阻尼為負值的4省(自治區(qū))中，水資源產出彈性為負值的為1個，剩下3省(自治區(qū))均是因為用水量的變化率大于就業(yè)人數(shù)增長率。當用水量的變化率為0時，水資源對第一產業(yè)的增長阻尼作用均有所減小(表1)。

表1 第一產業(yè)的水資源增長阻尼測算值

注：Z*表示水資源變化率為0時的增長阻尼，W(t)=0，下同。

表2 第二產業(yè)的水資源增長阻尼測算值

表3 第三產業(yè)的水資源增長阻尼測算值

b. 第二產業(yè)水資源增長阻尼系數(shù)測算。第二產業(yè)資本和技術的彈性大于水資源和勞動的彈性，表明第二產業(yè)對資本和技術的依賴程度較高，寧夏回族自治區(qū)資本彈性最大，而甘肅省的水資源和勞動彈性均為負值，相較第一產業(yè)省(自治區(qū))數(shù)量有所減少。因為隨著西北地區(qū)工業(yè)經濟的不斷發(fā)展，第一產業(yè)的勞動力逐漸轉移到第二產業(yè)，使得第二產業(yè)的勞動產出彈性大部分省(自治區(qū))為正，僅有甘肅省為負，是因為該地區(qū)的經濟較為落后，在西北五省中人均生產總值最低，大量勞動力轉移到經濟發(fā)達地區(qū)，導致第二產業(yè)勞動力不足所致。該地區(qū)水資源產出彈性為負，是因為隨著工業(yè)廢水再利用技術和污水處理技術的進步，提高了工業(yè)用水重復利用率，2010—2015年工業(yè)用水量呈現(xiàn)下降的趨勢。在增長阻尼為正的所有省(自治區(qū))中，第二產業(yè)用水變化率均小于就業(yè)人數(shù)增長率，并且用水量的產出彈性都為正值，這說明西北地區(qū)第二產業(yè)的產出普遍對水資源具有較強的依賴性，在用水量的變化率為0時，水資源約束的省(自治區(qū))變多(表2)。

c. 第三產業(yè)水資源增長阻尼系數(shù)測算。第三產業(yè)資本以及技術彈性仍然普遍大于水資源和勞動彈性，第三產業(yè)同樣是屬于資本和技術密集型產業(yè)，特別是金融業(yè)、房地產業(yè)以及技術服務產業(yè)。從三次產業(yè)的水資源和勞動產出彈性比較來看，第三產業(yè)要大于第一產業(yè)和第二產業(yè)，主要因為產業(yè)結構的優(yōu)化升級，使得服務業(yè)迅速發(fā)展，對水資源的需求明顯上升，大量勞動力從第一、第二產業(yè)逐漸流入第三產業(yè)。對比來看，第三產業(yè)水資源增長阻尼差異化較小。陜西省和甘肅省的增長阻尼為負數(shù)，其余省(自治區(qū))增長阻尼值均為正數(shù)，是因為第三產業(yè)就業(yè)人數(shù)增長率小于用水量變化率，因為這些地區(qū)第三產業(yè)發(fā)展速度較慢，對人才的吸引力不足，使得第三產業(yè)的就業(yè)人數(shù)增長緩慢。在假定第三產業(yè)用水量受到水資源約束時的變化率為0的情況下，西北五省均存在增長阻尼，第三產業(yè)受水資源約束的影響明顯增加(表3)。

2 西北五省水資源消耗結構對經濟增長的影響分析

從西北五省水資源消耗量對經濟增長阻尼測算的實證分析結果看到，西北五省的水資源消耗對經濟增長存在著制約作用，第二產業(yè)約束作用最大，第三產業(yè)次之，第一產業(yè)受約束影響最小，水資源嚴重制約著西北五省的經濟增長。因此，使水資源消耗得到有效控制變得尤為重要，而產業(yè)結構調整是節(jié)約水資源的重要手段。此外，區(qū)域產業(yè)結構反映了區(qū)域經濟增長的基本態(tài)勢，也是區(qū)域經濟增長的基本途徑，水資源消耗結構與產業(yè)結構關系密切，各產業(yè)水資源分配不均就不可避免地影響產業(yè)結構的調整，產業(yè)結構的變化也會影響水資源消耗結構的變化。因此，在考慮水資源消耗量對經濟增長影響的同時，必須考慮水資源消耗結構和產業(yè)結構的動態(tài)變化關系。筆者運用結構偏差系數(shù)來量化測算水資源消耗結構與產業(yè)結構的關系，為西北五省產業(yè)結構調整、用水結構調整以及經濟發(fā)展提供政策建議。

2.1 結構偏差系數(shù)指標

水資源消耗結構與產業(yè)結構密切關聯(lián)，筆者引入產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)說明近年來水資源消耗結構與產業(yè)結構的變動趨勢情況。水資源消耗結構偏差系數(shù)是指產業(yè)用水比重差和同一時間段內的產業(yè)產值比重差之間的比值。如果水資源消耗結構偏差系數(shù)遞減，表明產業(yè)結構的調整會帶來產業(yè)水資源消耗結構的變動，且影響程度正逐步加強，產業(yè)用水合理化。結構偏差系數(shù)計算公式如下：

(9)

2.2 結構偏差系數(shù)的測算

2.2.1 第一與第二產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)

圖1為西北五省第一產業(yè)與第二產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)。由圖1可知，西北五省第一產業(yè)與第二產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)特征為總體數(shù)值較高、波動較為平穩(wěn)。從數(shù)值來看，西北五省第一產業(yè)與第二產業(yè)之間水資源消耗結構偏差系數(shù)均大于1.0且數(shù)值較大，說明水資源在第一和第二產業(yè)之間遠未達到最優(yōu)分配；從變化趨勢上看，寧夏、新疆、陜西的結構偏差系數(shù)較為平穩(wěn)，其中陜西省正趨向于1.0，說明工業(yè)在西北五省各省的經濟地位突出，產業(yè)結構變動帶來水資源消耗結構變動，水資源消耗結構趨向合理化；而甘肅和青海近幾年呈逐年上升趨勢，表明甘肅和青海省的水資源消耗結構變化幅度大、速度快，產業(yè)結構變化滯后于水資源消耗結構的變化?？傮w來說，西北五省的水資源在第一產業(yè)與第二產業(yè)之間的分配雖在改善中，但始終沒有達到最優(yōu)分配。這是因為對于第二產業(yè)部門來說，增加的用水量一方面源自于農業(yè)用水量的下降，主要是由于西北五省農業(yè)在整個產業(yè)中比重下降，大量耗水農業(yè)種植面積有所減少，同時隨著西北地區(qū)大范圍傳播農業(yè)種植技術和節(jié)水灌溉技術，農業(yè)單位產值耗水下降；另一方面源自于工業(yè)固有水資源開發(fā)利用，提升污水處理技術，有效促進水資源循環(huán)使用，因此西北五省用水比例變化趨向合理。但西北五省因受傳統(tǒng)產業(yè)結構轉型升級緩慢、企業(yè)對市場和政策反應不靈敏、資源環(huán)境約束趨緊等因素影響，產業(yè)結構變化依然不能匹配水資源消耗結構的變化。

圖1 2005—2015年第一產業(yè)與第二產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)

2.2.2 第一與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)

圖2為西北五省第一產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)。由圖2可知，西北五省第一產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)特征為總體數(shù)值偏高、除個別年份外平穩(wěn)波動。從數(shù)值來看，除個別年份外，西北五省的第一產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)較為平穩(wěn)且大于1.0，說明水資源在第一產業(yè)和第三產業(yè)間離達到最優(yōu)分配尚有較大發(fā)展空間；從變化趨勢上看，盡管結構偏差系數(shù)大于1.0，但整體呈下降趨勢，表明第一產業(yè)與第三產業(yè)的水資源消耗結構變動速度較慢，而產業(yè)結構變動較快，產業(yè)結構變動并不能帶來水資源消耗結構的同步變化，水資源消耗結構變動具有滯后性?？傮w來說，西北五省水資源在第一產業(yè)和第三產業(yè)之間也未能達到最優(yōu)分配。主要是由于第三產業(yè)逐步在地區(qū)經濟中占據主導地位，第三產業(yè)的發(fā)展帶動了水資源消耗結構的調整，水資源消耗結構趨向合理化。這就需要西北五省在第二產業(yè)部門達到一定規(guī)模時，對產業(yè)結構的調整要轉向水資源使用效益更高的第三產業(yè)部門，提高第三產業(yè)用水的比重，帶動水資源消耗結構變動。

圖2 2005—2015年第一產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)

2.2.3 第二與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)

圖3為西北五省第二產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)。由圖3可知，西北五省第二產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)特征為圍繞1.0上下劇烈波動。從數(shù)值來看，除個別年份外，第二產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)的取值圍繞1.0上下波動，這說明西北五省的水資源正逐步實現(xiàn)由工業(yè)向服務業(yè)的合理轉移分配；從變化趨勢上看，西北五省的第二產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)波動性較大，說明水資源雖然從工業(yè)到服務業(yè)的分配轉移將使消耗更有效率，但是這種轉移程度不大?？傮w來說，西北五省的水資源在第二產業(yè)與第三產業(yè)之間的配置基本達到最優(yōu)效率的狀態(tài)。21世紀以來，西北五省工業(yè)逐步由傳統(tǒng)的資源依賴性重工業(yè)向技術密集型工業(yè)過渡，產值上升的同時用水量下降。第三產業(yè)對水資源的消耗較少，而且其中的科學研究、技術服務、衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)等產業(yè)對水資源的消耗有助于水資源的保護和可持續(xù)使用。對比可知，西北五省的第二產業(yè)與第三產業(yè)的水資源消耗結構偏差系數(shù)小于第一產業(yè)與第二產業(yè)、第一產業(yè)與第三產業(yè)的水資源消耗結構偏差系數(shù)，這說明西北五省水資源消耗結構與產業(yè)結構不協(xié)調現(xiàn)象嚴重，并處于不斷加劇的狀態(tài)，這也為西北五省水資源消耗結構轉型與產業(yè)結構轉型優(yōu)化提出了要求。

圖3 2005—2015年第二產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗結構偏差系數(shù)

3 結論與建議

通過改進C-D生產函數(shù)，結合Romer阻尼模型，測算了西北五省地區(qū)經濟增長的水資源增長阻尼；進一步依據結構偏差系數(shù)，測算西北五省水資源消耗結構和產業(yè)結構的關系和變化趨勢，研究發(fā)現(xiàn)：

a. 從水資源量對經濟增長的影響看，第二產業(yè)存在水資源增長阻尼的地區(qū)較第一、第三產業(yè)要多，這說明雖然西北五省的經濟增長不斷優(yōu)化，但第二產業(yè)仍是地區(qū)發(fā)展的主導產業(yè)，仍十分依賴于水資源的投入。此外，較少地區(qū)存在水資源對第一產業(yè)的增長阻尼，這與西北地區(qū)農業(yè)水資源投入充足有關；資本和技術的產出彈性均大于勞動和水資源的產出彈性，說明西北五省經濟增長正在從勞動密集型轉為資本密集型和技術密集型，通過加大對資本和技術的投入，可以有效地加快地區(qū)經濟增長。

b. 從水資源結構對經濟增長的影響看，西北五省第一產業(yè)與第二產業(yè)、第一產業(yè)與第三產業(yè)之間的水資源消耗結構偏差系數(shù)均大于1.0，即產業(yè)結構變化率大于水資源消耗結構變化率，且兩者之間差距顯著。說明西北五省產業(yè)結構變化較快，水資源消耗結構變化慢于產業(yè)結構變化，西北五省在進行產業(yè)轉型升級過程中需要加大水資源消耗結構調整，使第一、第二產業(yè)和第一、第三產業(yè)之間相互協(xié)調；西北五省第二產業(yè)與第三產業(yè)水資源消耗偏差系數(shù)趨向于1.0，表明西北五省的水資源正逐步實現(xiàn)由第二產業(yè)向第三產業(yè)合理轉移分配，水資源分配基本達到最優(yōu)效率的狀態(tài)。西北五省在工業(yè)發(fā)展達到既定規(guī)模后，需要繼續(xù)提高第三產業(yè)用水比重，尤其是公共保障部門的投入，提高用水效率。

隨著西北五省經濟的高速發(fā)展，水資源緊缺現(xiàn)狀將日益嚴重，為緩和目前水資源需求大于供給的現(xiàn)狀，提出以下建議：

a. 堅持節(jié)約集約用水，降低水資源約束。①發(fā)展高效節(jié)水灌溉，促進現(xiàn)代農業(yè)建設。甘肅地區(qū)作為西北五省唯一受到農業(yè)水資源約束的省份，目前工作重點應當是加快完善農田灌排體系，著力加強水利基礎設施網絡建設，全面實施區(qū)域規(guī)?；咝Ч?jié)水灌溉行動，大力推廣噴灌、微灌、管道輸水等先進節(jié)水灌溉技術，增加高效節(jié)水灌溉面積，降低高耗水農作物的種植面積，夯實農業(yè)發(fā)展基礎，鞏固提升糧食產能。②建立健全水資源管理制度，嚴格治理工業(yè)水污染，提高工業(yè)用水效率。除甘肅省外，均應以實行最嚴格的水資源管理制度為抓手和切入點，對工業(yè)生產區(qū)設置限制納污三條紅線，積極推行河長制，明確區(qū)域考核目標，從源頭上扭轉水環(huán)境惡化趨勢；同時增加第二產業(yè)用水的重復利用率，減少工業(yè)水資源消耗。③提高第三產業(yè)的用水比重，不斷提升水利公共服務能力。青海、寧夏和新疆均存在第三產業(yè)水資源增長阻尼，水資源約束嚴重限制著第三產業(yè)的發(fā)展，這就要求提高第三產業(yè)用水量以滿足產業(yè)發(fā)展需要。同時西北五省都應加大對科學研究和社會福利保障等公共部門的水資源投入，積極推進“互聯(lián)網+”現(xiàn)代水利和智慧水利建設，以水利信息化帶動水利現(xiàn)代化，不斷提升水利公共服務能力，提高社會福利，實現(xiàn)對水資源的有效保護，以保障三次產業(yè)的水資源可持續(xù)使用。④建立明確的水資源產權制度，將水資源的所有權與使用權隔離，以實現(xiàn)水資源的有償使用及轉讓，促進水資源的最優(yōu)化配置。此外，還可以加快南水北調等調配水資源工程的建設步伐，將水資源豐富地區(qū)的水資源調往水資源緊缺的地區(qū)，使富余水資源得到充分利用。

b. 優(yōu)化用水結構，實現(xiàn)水資源消耗結構和產業(yè)結構協(xié)調發(fā)展。①依托產業(yè)結構合理配置水資源。雖然農業(yè)是西北五省的基礎性產業(yè)，但近年來農業(yè)比重有所下降，第二、第三產業(yè)比重不斷上升。因此，應積極將水資源調配到第二、第三產業(yè)，緊跟西北五省第二、第三產業(yè)發(fā)展步伐，以實現(xiàn)西北地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化和經濟發(fā)展，做到精準扶貧、精準脫貧。②“以水定產”，量水而行。圍繞深化供給側結構性改革，深化水價綜合改革，激勵用水主體，通過提高資本、技術和勞動投入，加快水資源消耗結構調整，利用水資源約束，倒逼產業(yè)結構調整和經濟增長，推進形成人水和諧的發(fā)展方式和生活方式。